职业成长机会对员工工作投入的影响:基于自我决定理论的视角

宣燚斐 谢宝国 马娜娜

（武汉理工大学管理学院, 武汉 430070）

1 引言

随着全球经济一体化的快速发展, 繁重的工作压力和激烈的市场竞争导致组织内的员工处于消极的工作状态。根据北森发布的《2017中国企业敬业度报告》, 中国企业的敬业度均值约为68.1%, 2016年中国企业员工敬业度水平相比于2015年出现明显下降, 降幅高达8%。可见目前员工的工作积极性并不高, 未能完全投入到工作之中, 企业正面临着员工工作投入逐步降低的巨大挑战。与此同时, 伴随着积极心理学的不断发展与完善, 工作投入（Work Engagement）这一概念逐渐走进学者们的视野。它不仅是衡量组织内员工参与工作活动的主动性和努力程度的重要观测点, 也是预测工作成就和评估工作质量的重要指标。学者Kahn（1990）指出工作投入是个体将其生理、认知和情绪能量投入到工作中的过程, 它是一个包含活力（Vigor）、奉献（Dedication）与专注（Absorption）三个维度并与工作有关的积极、满意的工作状态（Schaufeli,Salanova, Gonzálezromá, & Bakker, 2002）, 可 有 效 提 升整个团队、组织的效能和员工个体的工作绩效、工作满意度、组织承诺以及留职意愿等（Bakker, Demerouti, &Brummelhuis, 2012; Reis, Arndt, Lischetzke, & Hoppe, 2016;郭钟泽, 谢宝国, 郭永兴, 2016）。

基于工作投入的重要性, 学者和管理实践者对如何提升员工工作投入给予了大量关注, 积极探索工作投入的前因变量。有关工作投入的前因变量, 主要表现为个人资源和工作资源两方面, 已有研究显示: 员工的自我效能感、角色清晰度、自我表达、乐观、韧性和积极应对方式等个人资源是工作投入的重要预测指标（Salanova, Llorens, &Schaufeli, 2011; Ouweneel, Schaufeli, & Le, 2013; Kataria, Garg,& Rastogi, 2013）。此外, 团队氛围、领导行为、组织支持感、技能多样性、工作自主性和绩效反馈等工作资源可以显著提升员工的工作投入（Schaufeli, Bakker, & Rhenen, 2009;Breevaart, Bakker, & Demerouti, 2014）。但是, 已有研究缺乏对职业成长机会（Opportunities for Career Development）的关注。实际上, 员工在进入到组织之前或之后都特别关注个人成长与发展, 尤其是新生代员工更是如此。而且, 以往研究显示, 不管是在西方还是在中国情境下, 获得职业成长机会在员工的心理契约中有非常高的权重（李原, 郭德俊,2006; Rousseau, 1990）。另外, 随着中国社会经济文化水平的提升, 个体在职业活动中越来越重视自身的职业发展与成长, 职业发展需求在整个员工需求系统中的主导性地位愈来愈明显。因此引入职业成长机会作为前因变量探讨对员工工作投入的影响机制具有积极的现实意义。

从已有理论研究来看, 虽然国内外有少量研究探讨了职业成长机会对员工工作投入的影响。但是这些研究多是基于工作需求-资源模型（Bakker & Xanthopoulou, 2013;Knight, Patterson, & Dawson, 2017）、资源保存理论（Reis,Hoppe, & Schröder, 2015）、社会交换理论（郭钟泽, 谢宝国, 程延园, 2016）等展开的研究。实际上, 员工能够积极地投入到工作中, 为组织创造价值, 与其自身的工作动机有很强的联系。自我决定理论（Self-Determination Theory,SDT）认为信息性的外部环境因素可以促进个体的工作绩效与心理健康的形成与发展（Deci & Ryan, 1985）。职业成长机会是一种组织提供的积极的信息性环境, 因此可以用自我决定理论解释为什么职业成长机会能对员工工作投入产生积极的影响。

最后, 自我决定理论突出强调个体的动机和行为均是个体与外部环境刺激交互作用的产物（Deci & Ryan, 1985,2008）。根据以往基于自我决定理论的实证研究也确实发现, 个体特征（比如权利距离倾向、情绪、正念、个体胜任力、心理授权等）会影响外部组织环境与个体动机、行为绩效之间的关系（Levesque & Brown, 2007; Fernet, Gagné, &Austin, 2010; Roche & Haar, 2013; Conway, Clinton, Sturges,& Budjanovcanin, 2015; 许晟 , 李元清 , 曹元坤 , 2017）。与权利距离倾向一样, 传统性（Traditionality）也是员工在工作场所中一种重要价值观。员工的传统性会影响其对职业成长机会的认知和判断, 从而影响其动机产生的过程。因此根据自我决定理论以及先前实证研究, 本研究认为传统性可能在职业成长机会与个体动机之间产生调节作用, 进而对个体工作投入产生不同影响。

基于上述讨论, 本研究的整体研究模型如图1所示:

图1 假设模型

2 理论基础和研究假设

2.1 职业成长机会与工作投入

自我决定理论（Deci & Ryan, 1985）认为信息性的社会环境因素能促进个体内在的因果知觉与胜任感, 从而影响个体的工作行为, 带来积极的工作结果。职业成长机会是由雇主提供的可以增加员工相关知识和技能的机会, 如承担更有挑战的事物、更多的责任以及相关经验的丰富等（Weer, Greenhaus, Colakoglu, & Foley, 2006）。从自我决定理论视角来说, 职业成长机会可以被认定为一种信息性的环境因素, 工作投入是员工在工作中的一种积极表现, 因此基于自我决定理论, 本文预测组织提供给员工较好的职业成长机会能够提升员工的工作热情, 促使员工积极投入工作。实际上, 员工职业成长机会的获得是组织与员工的互惠行为, 当员工获得良好的职业成长机会时, 会形成对组织的回报倾向（翁清雄, 席酉民, 2011）。相关实证研究也表明, 员工的积极工作状态会受到物质报酬、他人承认、监督管理等外部激励的推动作用（韩晓路, 2011）。当员工获得较好的职业成长机会时, 会使员工在工作方面更得心应手, 对工作资源的掌控能力更强, 从而表现为在工作上的积极投入、充满活力与专注奉献（Schaufeli & Bakker,2004）。另外, 职业成长机会给员工的心理上带来一系列改变, 如变得更加自信、乐观, 对工作和组织的满意度提高,对未来充满希望等（Kahn, 1990）, 从而促进具有自我成长和自我实现取向的员工加大工作投入, 实现自身价值。因此, 本文提出如下假设:

H1:职业成长机会与员工工作投入存在正向关系。

2.2 职业成长机会与工作动机

工作动机（Work Motivation）是一系列激发与工作绩效相关的行为, 并决定这些行为的形式、方向、强度和持续时间的内在与外在力量（Pinder, 2014）。根据自我整合程度的不同, 工作动机可分为去动机（Amotivation）、外部动机（External Motivation）和内部动机（Intrinsic Motivation）。其中外部动机又包括外在动机、内摄动机、认同动机和整合动机四种类型。在动机的整合过程中, 去动机是一种典型的无调节状态, 外在动机是一种典型的外部调节状态, 内部动机则是一种典型的内部调节状态（Deci & Ryan, 1985）。因此在本研究中, 我们只选择了工作动机最典型的三种形式: 内在动机、外在动机和去动机。内在动机是个体固有的一种追求新奇和挑战、发展和锻炼自身能力、勇于探索和学习的先天倾向（Deci & Ryan,1985）, 受工作本身的兴趣驱动, 做出的行为完全自主。外在动机是个体为了从工作本身之外的客观事物（如薪酬、福利等）中获得期望的结果而付出努力的愿望（耿天成, 李朋波, 梁晗, 2017）, 个体感知的行为原因主要来自外部, 并不是出于对工作本身的兴趣（Amabile, 1993）。去动机是自我处于高度分散、疏离的情况, 不存在动机的激发（张剑, 张建兵, 李跃, Edward, & Deci, 2010）, 通常表现为无意愿、无能力和不自主。

自我决定理论强调信息性的环境因素可以增强个体内在动机和外在动机（Deci & Ryan, 2002）。而去动机与内在和外在动机恰恰相反, 会受到外部信息性环境的抑制。具体而言, 自我决定理论认为, 满足自主、胜任和关系三种心理需要的外部环境可以促进员工的内在动机（Deci &Ryan, 2002）。一方面, 组织内的员工通常都具有追求理性成长和发展的趋势（王忠军, 黄蜜, 王仁华, 2017）, 组织以专业的教育、培训、轮岗等方式能够促使员工自主选择其感兴趣或擅长的工作领域, 提升运用所学知识和技能完成工作任务的自信心和能力。另一方面, 通过这种方式,员工也会感知到自己与他人或组织之间的联系更加亲密,从而促使他们产生内在动机。与内在动机不同, 产生外在动机的员工是为追求外在报酬, 主要感兴趣的是最终结果而非工作过程, 因此员工注重的是如何快捷有效地满足自身外部需求（张勇, 龙立荣, 贺伟, 2014）, 例如允诺的奖酬、职位的晋升、期望的评价或绩效薪酬等都有利于激发员工的外在动机（Amabile, 1993;张勇等, 2014）。而去动机产生是由于个体不看重行为或行为结果、特定的行为不会带来期望的结果或是特定的行为确实会带来期望的结果, 但自己没有能力胜任（赵燕梅, 张正堂, 刘宁, 丁明智,2016）, 这与内在和外在动机的来源恰恰相反, 因此当内在和外在动机被激发时, 去动机就会相应地被抑制。根据自我决定理论, 本文认为职业成长机会作为一种重要的信息性环境因素, 可以促进员工的内在动机和外在动机, 抑制个体的去动机状态。综合上述分析, 提出如下假设:

H2a: 职业成长机会与员工的内在动机存在正向关系。

H2b: 职业成长机会与员工的外在动机存在正向关系。

H2c: 职业成长机会与员工的去动机存在负向关系。

2.3 工作动机的中介作用

自我决定理论指出工作动机是社会环境因素与个体工作行为的重要中介变量（张剑等, 2010）。一方面, 职业成长机会可以通过满足个体的自主、胜任和关系需要而起到促进个体的内在动机的作用。当员工出于对工作本身感兴趣、充满好奇、由衷热爱时, 通常会积极主动参与工作活动,并投入大量的努力, 即内在动机为个体投入到工作活动的原始动力（李伟, 梅继霞, 2013）。另一方面, 职业成长机会还具有外部诱因的作用, 通过满足员工的外在需求激发员工的外在动机。当员工的外在动机被激发后, 员工通常会为了获得自己想要的结果而表现出积极的工作投入。如Koestner和Losier（2002）指出外在动机可以使员工对本来不感兴趣但很重要的任务付出更多的努力, 从而使其工作投入的积极状态更加持久。同时, 职业成长机会通过激发员工的内在和外在动机而起到抑制员工去动机状态的作用。处于去动机状态的员工, 倾向于产生消极抵抗行为（赵燕梅等, 2010）, 当去动机被抑制后, 员工开始注重工作行为及结果, 表现出较高的工作投入。因此, 本文提出如下假设:

H3a: 内在动机在职业成长机会与工作投入之间起中介作用。

H3b: 外在动机在职业成长机会与工作投入之间起中介作用。

H3c: 去动机在职业成长机会与工作投入之间起中介作用。

2.4 传统性的调节效应

传统性是个人所具有的认知态度、思想观念、价值取向、气质特征及行为意愿（杨国枢, 2008）。在组织情境中, 员工的传统性主要体现为遵从权威的价值取向（Farh,Earley, & Lin, 1997; Farh, Hackett, & Liang, 2007）。如前所述, 尽管职业成长机会有助于激发员工的内在动机和外在动机, 抑制员工的去动机, 但这种激励或抑制效应在不同的传统性价值观下可能有所不同。在实证研究中, 学者们发现传统性对员工的工作态度与行为模式都有显著调节作用, 如减弱组织支持感与组织公民行为的正向关系（Farh et al., 2007）、增强内部劳动力市场信念与员工情感承诺之间的关系（Juma & Lee, 2012）、减弱辱虐型领导行为与员工表现的负向关系（吴隆增, 刘军, 刘刚, 2009）。

根据传统性的内涵以及上述研究成果, 我们认为相对于低传统性员工而言, 高传统性员工对组织所提供的各种职业成长机会都有更高的遵从性与敏感性, 这种高遵从性和敏感性会促使员工更容易将良好的职业成长机会转化为积极的工作动机, 抑制去动机。一方面, 高传统性的员工对组织有更强烈的责任感和义务感, 更倾向于遵从或达成组织的目标与期望（吴隆增等, 2009）, 而对组织是否能够满足自己的期望并不十分关注。一旦组织提供了良好的工作机会, 高传统性员工更有可能产生以积极的工作状态回报组织的意愿, 从而增加自身工作的乐趣和投入到工作的期望与工具性, 因而强化了职业成长机会对员工内在动机和外在动机的激励效应。另一方面, 高传统性的员工能敏锐地识别出组织提供的职业成长机会是对自己的一种期望, 以便更好适应组织。在组织情境下, 员工职业成长机会的获得实际上是组织期望员工能够更积极地投入到工作中（Rousseau, 1990）。为满足组织对员工的期望, 高传统性员工更有可能抓住良好的工作机会, 发挥内在或外在动机的激励作用。此外, 高传统性员工认为组织利益永远高于个人, 个人应服从组织安排, 并主动为组织付出和牺牲。因此, 即使工作中的职业成长机会对员工缺乏内在激励和外在激励, 高传统性的员工也会在组织利益高于个人利益的导向下尽可能地抑制去动机, 保证达成组织的目标与要求。综合以上分析, 提出如下假设:

H4a: 传统性在职业成长机会与内在动机之间起正向调节作用。

H4b: 传统性在职业成长机会与外在动机之间起正向调节作用。

H4c: 传统性在职业成长机会与去动机之间起正向调节作用。

2.5 被调节的中介模型

根据上述研究, 我们认为内在动机、外在动机和去动机中介了职业成长机会与员工工作投入的积极关系, 传统性调节了职业成长机会与工作动机（内在动机、外在动机和去动机）之间的关系。因此, 本文进一步提出工作动机（内在动机、外在动机、去动机）的中介作用受到传统性的调节（Edwards & Lambert, 2007; 温忠麟, 叶宝娟,2014）。具体而言, 高传统性的员工由于对组织提供的职业成长机会有更强的遵从性和敏感性, 会更容易接受和服从组织的要求。为达成组织的要求, 高传统性员工会强化职业成长机会对员工工作投入的间接效应（通过内在动机、外在动机和去动机）。而低传统性员工由于过分遵从诱因-贡献平衡原则（Farh et al., 2007）, 会降低对组织的服从意愿, 从而削弱职业成长机会对工作投入的间接效应（通过内在动机、外在动机和去动机）。因此, 基于以上分析, 本文提出被调节的中介模型, 假设如下:

H5a: 员工传统性调节职业成长机会通过内在动机对员工工作投入影响的中介过程。即对高传统性的员工而言,整个中介效应将比低传统性员工更强。

H5b: 员工传统性调节职业成长机会通过外在动机对员工工作投入影响的中介过程。即对高传统性的员工而言,整个中介效应将比低传统性员工更强。

H5c: 员工传统性调节职业成长机会通过去动机对员工工作投入影响的中介过程。即对低传统性的员工而言,整个中介效应将比高传统性员工更强。

3 研究方法

3.1 研究样本

调查以一家大型国有通信公司的全职员工作为调查对象, 以此来恒定行业特征、企业文化等因素对研究结果的潜在影响（Bryman & Bell, 2015）。在正式实施调查前, 调查小组通过该企业人力资源部门主管的协助随机挑选了1115名目标员工作为调查对象。在正式调查时, 由人力资源部门完成数据收集工作。首先, 我们邀请目标员工以内部邮件的形式参与问卷的填写, 为保证被调查者认真并放心填答, 每封邮件都对本次调研目的进行了详细说明, 并明确表示此次调查仅用于学术研究, 对最终调查结果完全保密。然后, 在确认目标员工会参与本次问卷调查后, 为防止个人信息泄露, 给每个参与的人员发送个人网络测评账号和密码。最后, 承诺提供一份个人分析报告给完成所有调查内容的员工, 以激励员工积极参与并认真填答。本次调查共发出1115份问卷, 收回1017份问卷, 剔除问卷填答不完整及回答呈明显规律性的问卷后, 最终保留有效问卷893份, 有效回收率为87.81%。其中, 在性别方面,男性占全部样本的28.44%, 女性占71.56%; 在受教育程度方面, 大专学历占全部样本的20.27%, 本科学历占全部样本的51.18%, 硕士及以上学历占全部样本的28.55%; 研究样本的平均年龄为29.49岁, 标准差为4.31岁; 平均组织任期为6.11年, 标准差为3.86年。

3.2 测量工具

职业成长机会。选取“工作体验与评估问卷”中的“职业成长机会”量表对员工在工作中所体验到的学习与成长机会情况进行测量（Van Veldhoven & Meijman,1994）。该量表已在多项研究中被证实可有效测量职业成长机会（Bakker, Lieke, Prins, & Heijden, 2011; Veldhoven &Dorenbosch, 2013; 翁清雄, 席酉民, 2011）。该量表包含4个条目, 例如“我在工作中能学习到新东西”。采用Likert4（1= 从不 , 4 = 总是）。在本研究中, 该量表的 Cronbach α 系数为0.82。

工作投入。选取Schaufeli, Bakker和Salanova （2006）开发的9题量表, 包括活力、奉献和专注三个维度, 每个维度3个条目, 共9个条目。例如“工作时, 我感到精力充沛”（活力）、“我对我的工作充满热情”（奉献）、“工作时,我会达到忘我的境界”（专注）。采用Likert7（1=从来没有, 7=总是如此）。在本研究中, 活力、奉献、专注三个子量表的Cronbach α系数分别为0.81、0.93、0.83, 总量表的 Cronbach α 系数为 0.94。

工作动机。内在动机、外在动机和去动机的测量选取Tremblay等（2009）开发的工作动机测量量表, 每个维度3个条目, 共9个条目。例如“因为从学习新知识中我能获得快乐”（内在动机）, “因为这份工作给我带来收入”（外在动机）, “我不知道为什么选这份工作, 工作给了我们很高的要求”（去动机）。采用Likert7（1=完全不同意, 7=完全同意）。验证性因子分析发现, 测量外在动机的一个条目（即“因为这份工作能给我带来安全感”）在外在动机维度上的负荷非常低（b = 0.19）。因此, 为保证测量的结构效度, 我们将该条目删除。删除该条目后, 模型的拟合指数显著提高（由原来的χ2= 241.38, df = 24, χ2/df = 10.06, Cfi= 0.93, Nfi= 0.93, RMSEA = 0.10, 变为 χ2=82.14, df = 17, χ2/df = 4.83, Cfi= 0.98, Nfi= 0.97, RMSEA =0.07）。在本研究中, 内在动机、外在动机和去动机三个子量表的Cronbach α系数分别为0.86、0.76、0.68, 总量表的Cronbach α 系数为 0.65。

传统性。选取 Farh 等（1997）传统性简版测量量表,包含5个条目, 例如“如果因事争执不下, 应请辈份最高的人主持公道”, 采用Likert5（1=完全不同意, 5=完全同意）, 在本研究中, 该量表的Cronbach α系数为0.76。

控制变量。本研究选取性别、受教育程度、年龄、工龄和婚姻状况作为控制变量, 排除这些变量对工作投入产生潜在影响。其中性别（男= 1, 女= 2）、受教育程度（大专= 1, 本科= 2, 硕士及以上= 3）、婚姻状况（未婚= 1, 已婚 = 2）。

4 研究结果

4.1 验证性因子分析

采用AMOS 22 进行验证性因子分析, 考察职业成长机会、工作投入、内在动机、外在动机、去动机、传统性6个主要潜变量的区分效度。结果如表 1 所示, 六因子模型与其他模型相比, 对数据的拟合最佳（χ2= 1173.83,df = 284, χ2/df = 4.13, Cfi= 0.93, Nfi= 0.91, SRMR = 0.05,RMSEA = 0.06）, 说明上述变量具有良好的区分效度, 确实代表六个不同的构念。

4.2 共同方法偏差检验

采用无可测潜在方法因素效应控制法对共同方法偏差进行检验（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003;谢宝国, 龙立荣, 2008）, 结果显示, 在六因素模型基础上增加共同方法偏差潜在因子之后, 七因素模型拟合指数为:χ2= 1164.50, df = 283, χ2/df = 4.12, Cfi= 0.93, Nfi= 0.91,SRMR = 0.05, RMSEA = 0.06。七因素模型较六因素模型并未得到很大改善（Δχ2= 9.33, Δdf = 1, Δχ2/df = 0.01,ΔCfi= 0, ΔNfi= 0, ΔSRMR = 0, ΔRMSEA = 0）, 因此 ,在本研究中, 共同方法偏差问题并不严重, 以此数据所得出的职业成长机会与各变量间的关系是可信的。

表1 验证性因子分析结果

表2 各变量的平均数、标准差和相关系数

4.3 描述统计分析

运用SPSS 22.0对样本数据进行描述性统计和相关分析, 各变量的平均数、标准差以及相关系数如表2所示。职业成长机会与工作投入、内在动机、外在动机显著正相关, 与去动机显著负相关, 工作投入与内在动机、外在动机显著正相关, 与去动机显著负相关。这些结果为分析本研究的相关假设提供了必要的前提。

4.4 假设检验

主效应检验。假设H1认为, 职业成长机会对员工的工作投入有正向影响。由表3中的模型4可以看出, 当控制了性别、婚姻状况、受教育程度、年龄、工龄等人口统计学变量之后, 职业成长机会与工作投入正相关（b = 1.06,p ＜ 0.001）, H1 得到支持。

职业成长机会与工作动机。由表3中的模型1-3可以看出, 当控制了人口统计学变量之后, 职业成长机会与内在动机（b = 0.91, p ＜ 0.001）、外在动机（b = 0.75, p ＜ 0.001）正相关, 与去动机（b = -0.45, p ＜ 0.001）负相关, H2a、H2b、H2c 得到支持。

中介效应检验。基于Baron 和 Kenny（1986）提出中介效应检验的方法, 需满足三个条件: 第一, 自变量（职业成长机会）对因变量（工作投入）存在显著影响; 第二,自变量对中介变量（内在动机、外在动机和去动机）存在显著影响; 第三, 控制中介变量的效应, 自变量对因变量的影响不再显著（完全中介）或显著减弱（部分中介）。层级回归结果如表3所示, 第一步检验和第二步检验, 在前面已经得到验证; 第三步加入中介变量, 检验自变量和中介变量对因变量的共同影响, 见模型5-7, 职业成长机会与工作投入仍在0.001的水平上显著正相关, 分别为0.68、0.93、0.99, 均小于 1.06, 且内在动机（b = 0.42, p ＜ 0.001）、外在动机（b = 0.18, p ＜ 0.001）、去动机（b = - 0.17, p ＜ 0.001）与工作投入均显著相关。此外, 采用To fighi和MacKinnon（2011）RMediation程序计算在95%的显著性水平下, 间接效应的置信区间以进一步确认间接效应的显著性。在本研究中, 内在动机间接效应的95%置信区间为[0.30, 0.48],平均值为0.39, 外在动机间接效应的95%置信区间[0.08,0.20], 平均值为0.14, 去动机间接效应的95%置信区间为[0.04, 0.13], 平均值为0.08, 由于内在动机、外在动机和去动机的置信区间均不包括零。因此, 内在动机、外在动机和去动机分别在职业成长机会和工作投入之间起部分中介作用, H3a、H3b、H3c 得到支持。

表3 假设检验结果

表4 传统性的调节效应分析

调节效应检验。在检验传统性的调节效应时, 为了避免多重共线性的影响, 对职业成长机会和传统性两个变量进行了中心化处理, 在此基础上构建交互项。回归分析结果如表4所示, 模型3显示职业成长机会与传统性的交互项与员工的内在动机显著正相关（b = 0.29, p ＜ 0.001）,H4a得到验证; 由模型6可知, 职业成长机会与传统性的交互项与员工的外在动机显著正相关（b = 0.17, p ＜ 0.05）,H4b得到验证; 由模型9可知, 职业成长机会与传统性的交互项与员工的去动机不相关（b = 0.09, ns）, 假H4c未得到验证。

为进一步检验调节效应的作用模式与假设是否一致,采用简单坡度法: 高传统性与低传统性依据该变量的均值加减一个标准差获得。图2表示, 职业成长机会越好, 员工内在动机越高。职业成长机会与内在动机的关系在传统性较高时比较低时更强, 所得结果与H4a一致。图3表示,职业成长机会越好, 员工外在动机越高。职业成长机会与外在动机的关系在传统性较高时比较低时更强, 所得结果与H4b一致。

图2 传统性在职业成长机会与内在动机关系间的调节作用

图3 传统性在职业成长机会与外在动机关系间的调节作用

表5 基于调节路径分析的调节中介效应检验

为进一步探索传统性是否也能通过内在动机、外在动机和去动机调节职业成长机会与工作投入的间接效应, 采用Hayes（2013）开发的PROCESS程序和Bootstrap方法进行有调节的中介检验。表5中的结果表明, 员工的传统性可有效调节职业成长机会通过内在动机和外在动机对工作投入的间接影响。就内在动机中介效应来看, 传统性较低或较高的员工的影响强度为0.29、0.46（p ＜ 0.05）,95%置信区间分别为为[0.17, 0.43]、[0.36, 0.59], 均不包括零, 且二者差异达到显著性水平（0.12, p ＜ 0.05）; 就外在动机中介效应来看, 传统性较低或较高的员工的影响强度为 0.11、0.15（p ＜ 0.10）, 95% 置信区间分别为 [0.06, 0.17]、[0.10, 0.22], 均不包括零, 且二者差异达到显著性水平（0.03,p ＜ 0.10）; 就去动机中介效应来看, 传统性较低或较高的员工的影响强度为0.10、0.07（p ＜ 0.05）, 95%置信区间分别为[0.05, 0.17]、[0.03, 0.13], 均不包括零, 但二者的差异未达到显著性水平（-0.02, ns）。因此, 传统性越高, 职业成长机会通过内在动机、外在动机进而影响员工工作投入的间接效应越强, H5a、H5b得到支持; 而通过去动机的中介效应并不显著, H5c未得到支持。

5 讨论

5.1 理论意义

首先, 本研究拓展了工作投入的理论研究视角。通过对以往研究进行回顾, 可以发现在展开对工作投入的研究时, 学者们大多是从工作需求-资源模型、资源保存理论、社会交换理论等（Bakker & Xanthopoulou, 2013; Knight et al., 2017; Reis et al., 2015; 郭钟泽等, 2016）研究视角出发,但鲜有研究从员工自身动机出发展开研究。本研究针对这一研究空白, 清楚地阐释了影响员工工作投入的内在机制,即探讨了自我决定理论对工作投入的解释效力。不仅丰富了有关工作投入研究的理论视角, 还极大地拓展了自我决定理论的解释范畴和应用价值, 并为今后的研究学者在澄清该问题时提供了新的研究思路。

其次, 本研究丰富了有关工作投入的前因变量的理论研究。从近十年有关工作投入在积极组织行为学和职业生涯发展的理论研究来看, 已有研究主要关注个人资源、工作资源等因素对工作投入的影响（张淑华, 王可心,2017）, 却忽视了职业成长机会作为一种积极的信息性外部环境对个人和组织的重要性。本研究发现, 组织提供的职业成长机会与员工工作投入具有显著正向关系, 一旦组织中缺少这种机会, 员工可能会降低其工作投入。该结论与翁清雄和席酉民（2011）的研究结果相一致, 即当员工获得良好的职业成长机会时, 会产生对组织的回报倾向。该结论在理论上丰富了解释促进员工工作投入的外部诱因机制, 为解答如何提升员工工作投入提供了一个重要的解释变量。

最后, 本研究进一步拓宽了自我决定理论的研究外延。一方面, 引入传统性这一调节变量探讨了自我决定理论的可能性边界, 完善了现有文献的研究。虽然Deci等人（1985）并未提到自我决定理论的边界条件, 但环境因素与个体差异的交互性影响始终是个体行为研究中不可忽视的内容（张剑等, 2010）。后续的实证研究发现, 组织环境因素与个体动机、组织公民行为、情绪耗竭、个人成就、工作投入等结果变量的关系, 会受个体特征的影响,如情绪、正念、权利距离倾向、个体胜任力、心理授权等（Levesque & Brown, 2007; Fernet et al., 2010; Roche & Haar,2013; Conway et al., 2015; 许晟 , 李元清 , 曹元坤 , 2017）。本研究证实传统性作为中国人最具代表性的价值观之一,能有效调节职业成长机会与工作动机（内在动机、外在动机）及工作投入的关系, 但对职业成长机会与去动机及工作投入的调节效应并不显著。导致这一结果的原因可能是由于去动机属于一种自我整合程度极低的动机, 这种消极的心理状态是具有生物学与演化学上意义的基本状态, 因而不受价值观因素的影响。另一方面, 在整合模型中, 传统性对内在动机、外在动机中介效应的调节作用分别为在95%和90%的水平下显著, 而去动机的效应并不显著, 表明职业成长机会越是能够激发自我整合程度高的动机（即内部动机）, 越容易受到自身传统价值观的影响, 从而越能表现出积极的工作投入。这一结论进一步佐证了自我决定理论认为动机是一个从无动机到内在动机的连续体的观点, 并为今后研究学者对中国情境下员工的工作投入的研究提供了经验借鉴。

5.2 实践意义

首先, 企业要为员工提供多元化的职业成长机会, 创造良好的职业发展空间。员工在进入组织后, 特别关注个人的成长与发展, 通常自我实现愿望强烈, 渴望职业成功,如若组织不能提供符合其职业兴趣和目标, 促进其学习与成长的机会, 容易导致他们丧失对工作的积极性, 甚至会出现为寻求更好的发展机会和空间而离职的情况。因此企业应正确认识组织外部激励的重要性, 合理、有效地满足员工的职业成长与发展需求, 通过为员工提供富有挑战性的工作任务、必要的培训与受教育机会等让员工得到提升与锻炼, 保持职业竞争力与工作积极性。

其次, 企业要注重激发员工的内在与外在工作动机,抑制员工的去动机行为。要提升员工的工作投入, 外在的激励因素（如职业成长机会）必不可少, 但还要充分调动员工自身的工作动机。在关注员工外在的工作期望同时,更要重点关注员工的兴趣或乐趣, 尽可能地激发和保持员工的内在动机, 如通过了解他们对任务的感受、给他们提供完成任务的选择等调动员工的内在动机与外在动机。只有充分发挥外部组织诱因和内在个体动机的协同作用, 使员工真正地融入组织, 才会有效提升他们对工作的热情与投入, 弱化去动机行为倾向。

最后, 对中国员工的管理应充分考虑中国文化背景因素。中国人的传统性体现为对组织的遵从性与义务感, 拥有高传统性的员工更容易将组织提供的工作机会视为一种奖励, 从而产生以积极的工作投入回报组织的心理, 导致工作投入的积极性更加强烈。因此, 组织在招聘员工时可以通过设计职业能力测评问卷对员工传统性进行测评, 甄选出高传统性和低传统性的员工, 在安排组织任务和进行外部激励时区别对待。

5.3 不足与展望

首先, 本研究样本来源于同一家公司的员工, 尽管这有助于控制企业文化、行业特征等因素对研究结果的潜在影响（Bryman & Bell, 2015）, 但研究结论是否适用于不同行业, 是否对非研发性员工也有借鉴意义, 仍需要进一步的验证。因此, 未来研究可以通过对不同行业甚至是不同类型的员工进行更深一步的探讨, 以拓展研究的适用性。其次, 本研究数据的收集主要是员工自评的方式, 尽管在统计检验过程中并没有发现严重的共同方法偏差问题, 但由于调查方式的缺陷等原因, 共同方法偏差问题仍不能被排除。未来的研究需要结合多种研究方法, 以降低同源偏差问题。最后, 本研究结果表明工作动机对职业成长机会与员工工作投入的关系具有部分中介作用, 可能还存在其他变量中介职业成长机会与员工工作投入之间的关系。因此, 未来研究可进一步挖掘二者间的潜在中介变量, 从而更加全面深入地揭示职业成长机会与员工工作投入之间的内在机制。

6 结论

本研究基于自我决定理论的视角探讨了职业成长机会对员工工作投入的影响及其内在机制。研究结果表明职业成长机会与员工工作投入呈正相关, 并通过内在动机、外在动机和去动机的部分中介效应影响员工工作投入。员工的传统性正向调节职业成长机会与内在动机、外在动机之间的关系以及职业成长机会通过内在与外在动机对工作投入的间接效应, 但不能显著调节职业成长机会与去动机的关系以及去动机的间接效应。

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