職業(yè)成長機會對員工工作投入的影響:基于自我決定理論的視角

宣燚斐 謝寶國 馬娜娜

（武漢理工大學管理學院, 武漢 430070）

1 引言

隨著全球經濟一體化的快速發(fā)展, 繁重的工作壓力和激烈的市場競爭導致組織內的員工處于消極的工作狀態(tài)。根據(jù)北森發(fā)布的《2017中國企業(yè)敬業(yè)度報告》, 中國企業(yè)的敬業(yè)度均值約為68.1%, 2016年中國企業(yè)員工敬業(yè)度水平相比于2015年出現(xiàn)明顯下降, 降幅高達8%。可見目前員工的工作積極性并不高, 未能完全投入到工作之中, 企業(yè)正面臨著員工工作投入逐步降低的巨大挑戰(zhàn)。與此同時, 伴隨著積極心理學的不斷發(fā)展與完善, 工作投入（Work Engagement）這一概念逐漸走進學者們的視野。它不僅是衡量組織內員工參與工作活動的主動性和努力程度的重要觀測點, 也是預測工作成就和評估工作質量的重要指標。學者Kahn（1990）指出工作投入是個體將其生理、認知和情緒能量投入到工作中的過程, 它是一個包含活力（Vigor）、奉獻（Dedication）與專注（Absorption）三個維度并與工作有關的積極、滿意的工作狀態(tài)（Schaufeli,Salanova, Gonzálezromá, & Bakker, 2002）, 可 有 效 提 升整個團隊、組織的效能和員工個體的工作績效、工作滿意度、組織承諾以及留職意愿等（Bakker, Demerouti, &Brummelhuis, 2012; Reis, Arndt, Lischetzke, & Hoppe, 2016;郭鐘澤, 謝寶國, 郭永興, 2016）。

基于工作投入的重要性, 學者和管理實踐者對如何提升員工工作投入給予了大量關注, 積極探索工作投入的前因變量。有關工作投入的前因變量, 主要表現(xiàn)為個人資源和工作資源兩方面, 已有研究顯示: 員工的自我效能感、角色清晰度、自我表達、樂觀、韌性和積極應對方式等個人資源是工作投入的重要預測指標（Salanova, Llorens, &Schaufeli, 2011; Ouweneel, Schaufeli, & Le, 2013; Kataria, Garg,& Rastogi, 2013）。此外, 團隊氛圍、領導行為、組織支持感、技能多樣性、工作自主性和績效反饋等工作資源可以顯著提升員工的工作投入（Schaufeli, Bakker, & Rhenen, 2009;Breevaart, Bakker, & Demerouti, 2014）。但是, 已有研究缺乏對職業(yè)成長機會（Opportunities for Career Development）的關注。實際上, 員工在進入到組織之前或之后都特別關注個人成長與發(fā)展, 尤其是新生代員工更是如此。而且, 以往研究顯示, 不管是在西方還是在中國情境下, 獲得職業(yè)成長機會在員工的心理契約中有非常高的權重（李原, 郭德俊,2006; Rousseau, 1990）。另外, 隨著中國社會經濟文化水平的提升, 個體在職業(yè)活動中越來越重視自身的職業(yè)發(fā)展與成長, 職業(yè)發(fā)展需求在整個員工需求系統(tǒng)中的主導性地位愈來愈明顯。因此引入職業(yè)成長機會作為前因變量探討對員工工作投入的影響機制具有積極的現(xiàn)實意義。

從已有理論研究來看, 雖然國內外有少量研究探討了職業(yè)成長機會對員工工作投入的影響。但是這些研究多是基于工作需求-資源模型（Bakker & Xanthopoulou, 2013;Knight, Patterson, & Dawson, 2017）、資源保存理論（Reis,Hoppe, & Schr?der, 2015）、社會交換理論（郭鐘澤, 謝寶國, 程延園, 2016）等展開的研究。實際上, 員工能夠積極地投入到工作中, 為組織創(chuàng)造價值, 與其自身的工作動機有很強的聯(lián)系。自我決定理論（Self-Determination Theory,SDT）認為信息性的外部環(huán)境因素可以促進個體的工作績效與心理健康的形成與發(fā)展（Deci & Ryan, 1985）。職業(yè)成長機會是一種組織提供的積極的信息性環(huán)境, 因此可以用自我決定理論解釋為什么職業(yè)成長機會能對員工工作投入產生積極的影響。

最后, 自我決定理論突出強調個體的動機和行為均是個體與外部環(huán)境刺激交互作用的產物（Deci & Ryan, 1985,2008）。根據(jù)以往基于自我決定理論的實證研究也確實發(fā)現(xiàn), 個體特征（比如權利距離傾向、情緒、正念、個體勝任力、心理授權等）會影響外部組織環(huán)境與個體動機、行為績效之間的關系（Levesque & Brown, 2007; Fernet, Gagné, &Austin, 2010; Roche & Haar, 2013; Conway, Clinton, Sturges,& Budjanovcanin, 2015; 許晟 , 李元清 , 曹元坤 , 2017）。與權利距離傾向一樣, 傳統(tǒng)性（Traditionality）也是員工在工作場所中一種重要價值觀。員工的傳統(tǒng)性會影響其對職業(yè)成長機會的認知和判斷, 從而影響其動機產生的過程。因此根據(jù)自我決定理論以及先前實證研究, 本研究認為傳統(tǒng)性可能在職業(yè)成長機會與個體動機之間產生調節(jié)作用, 進而對個體工作投入產生不同影響。

基于上述討論, 本研究的整體研究模型如圖1所示:

圖1 假設模型

2 理論基礎和研究假設

2.1 職業(yè)成長機會與工作投入

自我決定理論（Deci & Ryan, 1985）認為信息性的社會環(huán)境因素能促進個體內在的因果知覺與勝任感, 從而影響個體的工作行為, 帶來積極的工作結果。職業(yè)成長機會是由雇主提供的可以增加員工相關知識和技能的機會, 如承擔更有挑戰(zhàn)的事物、更多的責任以及相關經驗的豐富等（Weer, Greenhaus, Colakoglu, & Foley, 2006）。從自我決定理論視角來說, 職業(yè)成長機會可以被認定為一種信息性的環(huán)境因素, 工作投入是員工在工作中的一種積極表現(xiàn), 因此基于自我決定理論, 本文預測組織提供給員工較好的職業(yè)成長機會能夠提升員工的工作熱情, 促使員工積極投入工作。實際上, 員工職業(yè)成長機會的獲得是組織與員工的互惠行為, 當員工獲得良好的職業(yè)成長機會時, 會形成對組織的回報傾向（翁清雄, 席酉民, 2011）。相關實證研究也表明, 員工的積極工作狀態(tài)會受到物質報酬、他人承認、監(jiān)督管理等外部激勵的推動作用（韓曉路, 2011）。當員工獲得較好的職業(yè)成長機會時, 會使員工在工作方面更得心應手, 對工作資源的掌控能力更強, 從而表現(xiàn)為在工作上的積極投入、充滿活力與專注奉獻（Schaufeli & Bakker,2004）。另外, 職業(yè)成長機會給員工的心理上帶來一系列改變, 如變得更加自信、樂觀, 對工作和組織的滿意度提高,對未來充滿希望等（Kahn, 1990）, 從而促進具有自我成長和自我實現(xiàn)取向的員工加大工作投入, 實現(xiàn)自身價值。因此, 本文提出如下假設:

H1:職業(yè)成長機會與員工工作投入存在正向關系。

2.2 職業(yè)成長機會與工作動機

工作動機（Work Motivation）是一系列激發(fā)與工作績效相關的行為, 并決定這些行為的形式、方向、強度和持續(xù)時間的內在與外在力量（Pinder, 2014）。根據(jù)自我整合程度的不同, 工作動機可分為去動機（Amotivation）、外部動機（External Motivation）和內部動機（Intrinsic Motivation）。其中外部動機又包括外在動機、內攝動機、認同動機和整合動機四種類型。在動機的整合過程中, 去動機是一種典型的無調節(jié)狀態(tài), 外在動機是一種典型的外部調節(jié)狀態(tài), 內部動機則是一種典型的內部調節(jié)狀態(tài)（Deci & Ryan, 1985）。因此在本研究中, 我們只選擇了工作動機最典型的三種形式: 內在動機、外在動機和去動機。內在動機是個體固有的一種追求新奇和挑戰(zhàn)、發(fā)展和鍛煉自身能力、勇于探索和學習的先天傾向（Deci & Ryan,1985）, 受工作本身的興趣驅動, 做出的行為完全自主。外在動機是個體為了從工作本身之外的客觀事物（如薪酬、福利等）中獲得期望的結果而付出努力的愿望（耿天成, 李朋波, 梁晗, 2017）, 個體感知的行為原因主要來自外部, 并不是出于對工作本身的興趣（Amabile, 1993）。去動機是自我處于高度分散、疏離的情況, 不存在動機的激發(fā)（張劍, 張建兵, 李躍, Edward, & Deci, 2010）, 通常表現(xiàn)為無意愿、無能力和不自主。

自我決定理論強調信息性的環(huán)境因素可以增強個體內在動機和外在動機（Deci & Ryan, 2002）。而去動機與內在和外在動機恰恰相反, 會受到外部信息性環(huán)境的抑制。具體而言, 自我決定理論認為, 滿足自主、勝任和關系三種心理需要的外部環(huán)境可以促進員工的內在動機（Deci &Ryan, 2002）。一方面, 組織內的員工通常都具有追求理性成長和發(fā)展的趨勢（王忠軍, 黃蜜, 王仁華, 2017）, 組織以專業(yè)的教育、培訓、輪崗等方式能夠促使員工自主選擇其感興趣或擅長的工作領域, 提升運用所學知識和技能完成工作任務的自信心和能力。另一方面, 通過這種方式,員工也會感知到自己與他人或組織之間的聯(lián)系更加親密,從而促使他們產生內在動機。與內在動機不同, 產生外在動機的員工是為追求外在報酬, 主要感興趣的是最終結果而非工作過程, 因此員工注重的是如何快捷有效地滿足自身外部需求（張勇, 龍立榮, 賀偉, 2014）, 例如允諾的獎酬、職位的晉升、期望的評價或績效薪酬等都有利于激發(fā)員工的外在動機（Amabile, 1993;張勇等, 2014）。而去動機產生是由于個體不看重行為或行為結果、特定的行為不會帶來期望的結果或是特定的行為確實會帶來期望的結果, 但自己沒有能力勝任（趙燕梅, 張正堂, 劉寧, 丁明智,2016）, 這與內在和外在動機的來源恰恰相反, 因此當內在和外在動機被激發(fā)時, 去動機就會相應地被抑制。根據(jù)自我決定理論, 本文認為職業(yè)成長機會作為一種重要的信息性環(huán)境因素, 可以促進員工的內在動機和外在動機, 抑制個體的去動機狀態(tài)。綜合上述分析, 提出如下假設:

H2a: 職業(yè)成長機會與員工的內在動機存在正向關系。

H2b: 職業(yè)成長機會與員工的外在動機存在正向關系。

H2c: 職業(yè)成長機會與員工的去動機存在負向關系。

2.3 工作動機的中介作用

自我決定理論指出工作動機是社會環(huán)境因素與個體工作行為的重要中介變量（張劍等, 2010）。一方面, 職業(yè)成長機會可以通過滿足個體的自主、勝任和關系需要而起到促進個體的內在動機的作用。當員工出于對工作本身感興趣、充滿好奇、由衷熱愛時, 通常會積極主動參與工作活動,并投入大量的努力, 即內在動機為個體投入到工作活動的原始動力（李偉, 梅繼霞, 2013）。另一方面, 職業(yè)成長機會還具有外部誘因的作用, 通過滿足員工的外在需求激發(fā)員工的外在動機。當員工的外在動機被激發(fā)后, 員工通常會為了獲得自己想要的結果而表現(xiàn)出積極的工作投入。如Koestner和Losier（2002）指出外在動機可以使員工對本來不感興趣但很重要的任務付出更多的努力, 從而使其工作投入的積極狀態(tài)更加持久。同時, 職業(yè)成長機會通過激發(fā)員工的內在和外在動機而起到抑制員工去動機狀態(tài)的作用。處于去動機狀態(tài)的員工, 傾向于產生消極抵抗行為（趙燕梅等, 2010）, 當去動機被抑制后, 員工開始注重工作行為及結果, 表現(xiàn)出較高的工作投入。因此, 本文提出如下假設:

H3a: 內在動機在職業(yè)成長機會與工作投入之間起中介作用。

H3b: 外在動機在職業(yè)成長機會與工作投入之間起中介作用。

H3c: 去動機在職業(yè)成長機會與工作投入之間起中介作用。

2.4 傳統(tǒng)性的調節(jié)效應

傳統(tǒng)性是個人所具有的認知態(tài)度、思想觀念、價值取向、氣質特征及行為意愿（楊國樞, 2008）。在組織情境中, 員工的傳統(tǒng)性主要體現(xiàn)為遵從權威的價值取向（Farh,Earley, & Lin, 1997; Farh, Hackett, & Liang, 2007）。如前所述, 盡管職業(yè)成長機會有助于激發(fā)員工的內在動機和外在動機, 抑制員工的去動機, 但這種激勵或抑制效應在不同的傳統(tǒng)性價值觀下可能有所不同。在實證研究中, 學者們發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)性對員工的工作態(tài)度與行為模式都有顯著調節(jié)作用, 如減弱組織支持感與組織公民行為的正向關系（Farh et al., 2007）、增強內部勞動力市場信念與員工情感承諾之間的關系（Juma & Lee, 2012）、減弱辱虐型領導行為與員工表現(xiàn)的負向關系（吳隆增, 劉軍, 劉剛, 2009）。

根據(jù)傳統(tǒng)性的內涵以及上述研究成果, 我們認為相對于低傳統(tǒng)性員工而言, 高傳統(tǒng)性員工對組織所提供的各種職業(yè)成長機會都有更高的遵從性與敏感性, 這種高遵從性和敏感性會促使員工更容易將良好的職業(yè)成長機會轉化為積極的工作動機, 抑制去動機。一方面, 高傳統(tǒng)性的員工對組織有更強烈的責任感和義務感, 更傾向于遵從或達成組織的目標與期望（吳隆增等, 2009）, 而對組織是否能夠滿足自己的期望并不十分關注。一旦組織提供了良好的工作機會, 高傳統(tǒng)性員工更有可能產生以積極的工作狀態(tài)回報組織的意愿, 從而增加自身工作的樂趣和投入到工作的期望與工具性, 因而強化了職業(yè)成長機會對員工內在動機和外在動機的激勵效應。另一方面, 高傳統(tǒng)性的員工能敏銳地識別出組織提供的職業(yè)成長機會是對自己的一種期望, 以便更好適應組織。在組織情境下, 員工職業(yè)成長機會的獲得實際上是組織期望員工能夠更積極地投入到工作中（Rousseau, 1990）。為滿足組織對員工的期望, 高傳統(tǒng)性員工更有可能抓住良好的工作機會, 發(fā)揮內在或外在動機的激勵作用。此外, 高傳統(tǒng)性員工認為組織利益永遠高于個人, 個人應服從組織安排, 并主動為組織付出和犧牲。因此, 即使工作中的職業(yè)成長機會對員工缺乏內在激勵和外在激勵, 高傳統(tǒng)性的員工也會在組織利益高于個人利益的導向下盡可能地抑制去動機, 保證達成組織的目標與要求。綜合以上分析, 提出如下假設:

H4a: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機會與內在動機之間起正向調節(jié)作用。

H4b: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機會與外在動機之間起正向調節(jié)作用。

H4c: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機會與去動機之間起正向調節(jié)作用。

2.5 被調節(jié)的中介模型

根據(jù)上述研究, 我們認為內在動機、外在動機和去動機中介了職業(yè)成長機會與員工工作投入的積極關系, 傳統(tǒng)性調節(jié)了職業(yè)成長機會與工作動機（內在動機、外在動機和去動機）之間的關系。因此, 本文進一步提出工作動機（內在動機、外在動機、去動機）的中介作用受到傳統(tǒng)性的調節(jié)（Edwards & Lambert, 2007; 溫忠麟, 葉寶娟,2014）。具體而言, 高傳統(tǒng)性的員工由于對組織提供的職業(yè)成長機會有更強的遵從性和敏感性, 會更容易接受和服從組織的要求。為達成組織的要求, 高傳統(tǒng)性員工會強化職業(yè)成長機會對員工工作投入的間接效應（通過內在動機、外在動機和去動機）。而低傳統(tǒng)性員工由于過分遵從誘因-貢獻平衡原則（Farh et al., 2007）, 會降低對組織的服從意愿, 從而削弱職業(yè)成長機會對工作投入的間接效應（通過內在動機、外在動機和去動機）。因此, 基于以上分析, 本文提出被調節(jié)的中介模型, 假設如下:

H5a: 員工傳統(tǒng)性調節(jié)職業(yè)成長機會通過內在動機對員工工作投入影響的中介過程。即對高傳統(tǒng)性的員工而言,整個中介效應將比低傳統(tǒng)性員工更強。

H5b: 員工傳統(tǒng)性調節(jié)職業(yè)成長機會通過外在動機對員工工作投入影響的中介過程。即對高傳統(tǒng)性的員工而言,整個中介效應將比低傳統(tǒng)性員工更強。

H5c: 員工傳統(tǒng)性調節(jié)職業(yè)成長機會通過去動機對員工工作投入影響的中介過程。即對低傳統(tǒng)性的員工而言,整個中介效應將比高傳統(tǒng)性員工更強。

3 研究方法

3.1 研究樣本

調查以一家大型國有通信公司的全職員工作為調查對象, 以此來恒定行業(yè)特征、企業(yè)文化等因素對研究結果的潛在影響（Bryman & Bell, 2015）。在正式實施調查前, 調查小組通過該企業(yè)人力資源部門主管的協(xié)助隨機挑選了1115名目標員工作為調查對象。在正式調查時, 由人力資源部門完成數(shù)據(jù)收集工作。首先, 我們邀請目標員工以內部郵件的形式參與問卷的填寫, 為保證被調查者認真并放心填答, 每封郵件都對本次調研目的進行了詳細說明, 并明確表示此次調查僅用于學術研究, 對最終調查結果完全保密。然后, 在確認目標員工會參與本次問卷調查后, 為防止個人信息泄露, 給每個參與的人員發(fā)送個人網絡測評賬號和密碼。最后, 承諾提供一份個人分析報告給完成所有調查內容的員工, 以激勵員工積極參與并認真填答。本次調查共發(fā)出1115份問卷, 收回1017份問卷, 剔除問卷填答不完整及回答呈明顯規(guī)律性的問卷后, 最終保留有效問卷893份, 有效回收率為87.81%。其中, 在性別方面,男性占全部樣本的28.44%, 女性占71.56%; 在受教育程度方面, 大專學歷占全部樣本的20.27%, 本科學歷占全部樣本的51.18%, 碩士及以上學歷占全部樣本的28.55%; 研究樣本的平均年齡為29.49歲, 標準差為4.31歲; 平均組織任期為6.11年, 標準差為3.86年。

3.2 測量工具

職業(yè)成長機會。選取“工作體驗與評估問卷”中的“職業(yè)成長機會”量表對員工在工作中所體驗到的學習與成長機會情況進行測量（Van Veldhoven & Meijman,1994）。該量表已在多項研究中被證實可有效測量職業(yè)成長機會（Bakker, Lieke, Prins, & Heijden, 2011; Veldhoven &Dorenbosch, 2013; 翁清雄, 席酉民, 2011）。該量表包含4個條目, 例如“我在工作中能學習到新東西”。采用Likert4（1= 從不 , 4 = 總是）。在本研究中, 該量表的 Cronbach α 系數(shù)為0.82。

工作投入。選取Schaufeli, Bakker和Salanova （2006）開發(fā)的9題量表, 包括活力、奉獻和專注三個維度, 每個維度3個條目, 共9個條目。例如“工作時, 我感到精力充沛”（活力）、“我對我的工作充滿熱情”（奉獻）、“工作時,我會達到忘我的境界”（專注）。采用Likert7（1=從來沒有, 7=總是如此）。在本研究中, 活力、奉獻、專注三個子量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.81、0.93、0.83, 總量表的 Cronbach α 系數(shù)為 0.94。

工作動機。內在動機、外在動機和去動機的測量選取Tremblay等（2009）開發(fā)的工作動機測量量表, 每個維度3個條目, 共9個條目。例如“因為從學習新知識中我能獲得快樂”（內在動機）, “因為這份工作給我?guī)硎杖搿保ㄍ庠趧訖C）, “我不知道為什么選這份工作, 工作給了我們很高的要求”（去動機）。采用Likert7（1=完全不同意, 7=完全同意）。驗證性因子分析發(fā)現(xiàn), 測量外在動機的一個條目（即“因為這份工作能給我?guī)戆踩小保┰谕庠趧訖C維度上的負荷非常低（b = 0.19）。因此, 為保證測量的結構效度, 我們將該條目刪除。刪除該條目后, 模型的擬合指數(shù)顯著提高（由原來的χ2= 241.38, df = 24, χ2/df = 10.06, Cfi= 0.93, Nfi= 0.93, RMSEA = 0.10, 變?yōu)?χ2=82.14, df = 17, χ2/df = 4.83, Cfi= 0.98, Nfi= 0.97, RMSEA =0.07）。在本研究中, 內在動機、外在動機和去動機三個子量表的Cronbach α系數(shù)分別為0.86、0.76、0.68, 總量表的Cronbach α 系數(shù)為 0.65。

傳統(tǒng)性。選取 Farh 等（1997）傳統(tǒng)性簡版測量量表,包含5個條目, 例如“如果因事爭執(zhí)不下, 應請輩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, 該量表的Cronbach α系數(shù)為0.76。

控制變量。本研究選取性別、受教育程度、年齡、工齡和婚姻狀況作為控制變量, 排除這些變量對工作投入產生潛在影響。其中性別（男= 1, 女= 2）、受教育程度（大專= 1, 本科= 2, 碩士及以上= 3）、婚姻狀況（未婚= 1, 已婚 = 2）。

4 研究結果

4.1 驗證性因子分析

采用AMOS 22 進行驗證性因子分析, 考察職業(yè)成長機會、工作投入、內在動機、外在動機、去動機、傳統(tǒng)性6個主要潛變量的區(qū)分效度。結果如表 1 所示, 六因子模型與其他模型相比, 對數(shù)據(jù)的擬合最佳（χ2= 1173.83,df = 284, χ2/df = 4.13, Cfi= 0.93, Nfi= 0.91, SRMR = 0.05,RMSEA = 0.06）, 說明上述變量具有良好的區(qū)分效度, 確實代表六個不同的構念。

4.2 共同方法偏差檢驗

采用無可測潛在方法因素效應控制法對共同方法偏差進行檢驗（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003;謝寶國, 龍立榮, 2008）, 結果顯示, 在六因素模型基礎上增加共同方法偏差潛在因子之后, 七因素模型擬合指數(shù)為:χ2= 1164.50, df = 283, χ2/df = 4.12, Cfi= 0.93, Nfi= 0.91,SRMR = 0.05, RMSEA = 0.06。七因素模型較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, 共同方法偏差問題并不嚴重, 以此數(shù)據(jù)所得出的職業(yè)成長機會與各變量間的關系是可信的。

表1 驗證性因子分析結果

表2 各變量的平均數(shù)、標準差和相關系數(shù)

4.3 描述統(tǒng)計分析

運用SPSS 22.0對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關分析, 各變量的平均數(shù)、標準差以及相關系數(shù)如表2所示。職業(yè)成長機會與工作投入、內在動機、外在動機顯著正相關, 與去動機顯著負相關, 工作投入與內在動機、外在動機顯著正相關, 與去動機顯著負相關。這些結果為分析本研究的相關假設提供了必要的前提。

4.4 假設檢驗

主效應檢驗。假設H1認為, 職業(yè)成長機會對員工的工作投入有正向影響。由表3中的模型4可以看出, 當控制了性別、婚姻狀況、受教育程度、年齡、工齡等人口統(tǒng)計學變量之后, 職業(yè)成長機會與工作投入正相關（b = 1.06,p ＜ 0.001）, H1 得到支持。

職業(yè)成長機會與工作動機。由表3中的模型1-3可以看出, 當控制了人口統(tǒng)計學變量之后, 職業(yè)成長機會與內在動機（b = 0.91, p ＜ 0.001）、外在動機（b = 0.75, p ＜ 0.001）正相關, 與去動機（b = -0.45, p ＜ 0.001）負相關, H2a、H2b、H2c 得到支持。

中介效應檢驗?；贐aron 和 Kenny（1986）提出中介效應檢驗的方法, 需滿足三個條件: 第一, 自變量（職業(yè)成長機會）對因變量（工作投入）存在顯著影響; 第二,自變量對中介變量（內在動機、外在動機和去動機）存在顯著影響; 第三, 控制中介變量的效應, 自變量對因變量的影響不再顯著（完全中介）或顯著減弱（部分中介）。層級回歸結果如表3所示, 第一步檢驗和第二步檢驗, 在前面已經得到驗證; 第三步加入中介變量, 檢驗自變量和中介變量對因變量的共同影響, 見模型5-7, 職業(yè)成長機會與工作投入仍在0.001的水平上顯著正相關, 分別為0.68、0.93、0.99, 均小于 1.06, 且內在動機（b = 0.42, p ＜ 0.001）、外在動機（b = 0.18, p ＜ 0.001）、去動機（b = - 0.17, p ＜ 0.001）與工作投入均顯著相關。此外, 采用To fighi和MacKinnon（2011）RMediation程序計算在95%的顯著性水平下, 間接效應的置信區(qū)間以進一步確認間接效應的顯著性。在本研究中, 內在動機間接效應的95%置信區(qū)間為[0.30, 0.48],平均值為0.39, 外在動機間接效應的95%置信區(qū)間[0.08,0.20], 平均值為0.14, 去動機間接效應的95%置信區(qū)間為[0.04, 0.13], 平均值為0.08, 由于內在動機、外在動機和去動機的置信區(qū)間均不包括零。因此, 內在動機、外在動機和去動機分別在職業(yè)成長機會和工作投入之間起部分中介作用, H3a、H3b、H3c 得到支持。

表3 假設檢驗結果

表4 傳統(tǒng)性的調節(jié)效應分析

調節(jié)效應檢驗。在檢驗傳統(tǒng)性的調節(jié)效應時, 為了避免多重共線性的影響, 對職業(yè)成長機會和傳統(tǒng)性兩個變量進行了中心化處理, 在此基礎上構建交互項?；貧w分析結果如表4所示, 模型3顯示職業(yè)成長機會與傳統(tǒng)性的交互項與員工的內在動機顯著正相關（b = 0.29, p ＜ 0.001）,H4a得到驗證; 由模型6可知, 職業(yè)成長機會與傳統(tǒng)性的交互項與員工的外在動機顯著正相關（b = 0.17, p ＜ 0.05）,H4b得到驗證; 由模型9可知, 職業(yè)成長機會與傳統(tǒng)性的交互項與員工的去動機不相關（b = 0.09, ns）, 假H4c未得到驗證。

為進一步檢驗調節(jié)效應的作用模式與假設是否一致,采用簡單坡度法: 高傳統(tǒng)性與低傳統(tǒng)性依據(jù)該變量的均值加減一個標準差獲得。圖2表示, 職業(yè)成長機會越好, 員工內在動機越高。職業(yè)成長機會與內在動機的關系在傳統(tǒng)性較高時比較低時更強, 所得結果與H4a一致。圖3表示,職業(yè)成長機會越好, 員工外在動機越高。職業(yè)成長機會與外在動機的關系在傳統(tǒng)性較高時比較低時更強, 所得結果與H4b一致。

圖2 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機會與內在動機關系間的調節(jié)作用

圖3 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機會與外在動機關系間的調節(jié)作用

表5 基于調節(jié)路徑分析的調節(jié)中介效應檢驗

為進一步探索傳統(tǒng)性是否也能通過內在動機、外在動機和去動機調節(jié)職業(yè)成長機會與工作投入的間接效應, 采用Hayes（2013）開發(fā)的PROCESS程序和Bootstrap方法進行有調節(jié)的中介檢驗。表5中的結果表明, 員工的傳統(tǒng)性可有效調節(jié)職業(yè)成長機會通過內在動機和外在動機對工作投入的間接影響。就內在動機中介效應來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強度為0.29、0.46（p ＜ 0.05）,95%置信區(qū)間分別為為[0.17, 0.43]、[0.36, 0.59], 均不包括零, 且二者差異達到顯著性水平（0.12, p ＜ 0.05）; 就外在動機中介效應來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強度為 0.11、0.15（p ＜ 0.10）, 95% 置信區(qū)間分別為 [0.06, 0.17]、[0.10, 0.22], 均不包括零, 且二者差異達到顯著性水平（0.03,p ＜ 0.10）; 就去動機中介效應來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強度為0.10、0.07（p ＜ 0.05）, 95%置信區(qū)間分別為[0.05, 0.17]、[0.03, 0.13], 均不包括零, 但二者的差異未達到顯著性水平（-0.02, ns）。因此, 傳統(tǒng)性越高, 職業(yè)成長機會通過內在動機、外在動機進而影響員工工作投入的間接效應越強, H5a、H5b得到支持; 而通過去動機的中介效應并不顯著, H5c未得到支持。

5 討論

5.1 理論意義

首先, 本研究拓展了工作投入的理論研究視角。通過對以往研究進行回顧, 可以發(fā)現(xiàn)在展開對工作投入的研究時, 學者們大多是從工作需求-資源模型、資源保存理論、社會交換理論等（Bakker & Xanthopoulou, 2013; Knight et al., 2017; Reis et al., 2015; 郭鐘澤等, 2016）研究視角出發(fā),但鮮有研究從員工自身動機出發(fā)展開研究。本研究針對這一研究空白, 清楚地闡釋了影響員工工作投入的內在機制,即探討了自我決定理論對工作投入的解釋效力。不僅豐富了有關工作投入研究的理論視角, 還極大地拓展了自我決定理論的解釋范疇和應用價值, 并為今后的研究學者在澄清該問題時提供了新的研究思路。

其次, 本研究豐富了有關工作投入的前因變量的理論研究。從近十年有關工作投入在積極組織行為學和職業(yè)生涯發(fā)展的理論研究來看, 已有研究主要關注個人資源、工作資源等因素對工作投入的影響（張淑華, 王可心,2017）, 卻忽視了職業(yè)成長機會作為一種積極的信息性外部環(huán)境對個人和組織的重要性。本研究發(fā)現(xiàn), 組織提供的職業(yè)成長機會與員工工作投入具有顯著正向關系, 一旦組織中缺少這種機會, 員工可能會降低其工作投入。該結論與翁清雄和席酉民（2011）的研究結果相一致, 即當員工獲得良好的職業(yè)成長機會時, 會產生對組織的回報傾向。該結論在理論上豐富了解釋促進員工工作投入的外部誘因機制, 為解答如何提升員工工作投入提供了一個重要的解釋變量。

最后, 本研究進一步拓寬了自我決定理論的研究外延。一方面, 引入傳統(tǒng)性這一調節(jié)變量探討了自我決定理論的可能性邊界, 完善了現(xiàn)有文獻的研究。雖然Deci等人（1985）并未提到自我決定理論的邊界條件, 但環(huán)境因素與個體差異的交互性影響始終是個體行為研究中不可忽視的內容（張劍等, 2010）。后續(xù)的實證研究發(fā)現(xiàn), 組織環(huán)境因素與個體動機、組織公民行為、情緒耗竭、個人成就、工作投入等結果變量的關系, 會受個體特征的影響,如情緒、正念、權利距離傾向、個體勝任力、心理授權等（Levesque & Brown, 2007; Fernet et al., 2010; Roche & Haar,2013; Conway et al., 2015; 許晟 , 李元清 , 曹元坤 , 2017）。本研究證實傳統(tǒng)性作為中國人最具代表性的價值觀之一,能有效調節(jié)職業(yè)成長機會與工作動機（內在動機、外在動機）及工作投入的關系, 但對職業(yè)成長機會與去動機及工作投入的調節(jié)效應并不顯著。導致這一結果的原因可能是由于去動機屬于一種自我整合程度極低的動機, 這種消極的心理狀態(tài)是具有生物學與演化學上意義的基本狀態(tài), 因而不受價值觀因素的影響。另一方面, 在整合模型中, 傳統(tǒng)性對內在動機、外在動機中介效應的調節(jié)作用分別為在95%和90%的水平下顯著, 而去動機的效應并不顯著, 表明職業(yè)成長機會越是能夠激發(fā)自我整合程度高的動機（即內部動機）, 越容易受到自身傳統(tǒng)價值觀的影響, 從而越能表現(xiàn)出積極的工作投入。這一結論進一步佐證了自我決定理論認為動機是一個從無動機到內在動機的連續(xù)體的觀點, 并為今后研究學者對中國情境下員工的工作投入的研究提供了經驗借鑒。

5.2 實踐意義

首先, 企業(yè)要為員工提供多元化的職業(yè)成長機會, 創(chuàng)造良好的職業(yè)發(fā)展空間。員工在進入組織后, 特別關注個人的成長與發(fā)展, 通常自我實現(xiàn)愿望強烈, 渴望職業(yè)成功,如若組織不能提供符合其職業(yè)興趣和目標, 促進其學習與成長的機會, 容易導致他們喪失對工作的積極性, 甚至會出現(xiàn)為尋求更好的發(fā)展機會和空間而離職的情況。因此企業(yè)應正確認識組織外部激勵的重要性, 合理、有效地滿足員工的職業(yè)成長與發(fā)展需求, 通過為員工提供富有挑戰(zhàn)性的工作任務、必要的培訓與受教育機會等讓員工得到提升與鍛煉, 保持職業(yè)競爭力與工作積極性。

其次, 企業(yè)要注重激發(fā)員工的內在與外在工作動機,抑制員工的去動機行為。要提升員工的工作投入, 外在的激勵因素（如職業(yè)成長機會）必不可少, 但還要充分調動員工自身的工作動機。在關注員工外在的工作期望同時,更要重點關注員工的興趣或樂趣, 盡可能地激發(fā)和保持員工的內在動機, 如通過了解他們對任務的感受、給他們提供完成任務的選擇等調動員工的內在動機與外在動機。只有充分發(fā)揮外部組織誘因和內在個體動機的協(xié)同作用, 使員工真正地融入組織, 才會有效提升他們對工作的熱情與投入, 弱化去動機行為傾向。

最后, 對中國員工的管理應充分考慮中國文化背景因素。中國人的傳統(tǒng)性體現(xiàn)為對組織的遵從性與義務感, 擁有高傳統(tǒng)性的員工更容易將組織提供的工作機會視為一種獎勵, 從而產生以積極的工作投入回報組織的心理, 導致工作投入的積極性更加強烈。因此, 組織在招聘員工時可以通過設計職業(yè)能力測評問卷對員工傳統(tǒng)性進行測評, 甄選出高傳統(tǒng)性和低傳統(tǒng)性的員工, 在安排組織任務和進行外部激勵時區(qū)別對待。

5.3 不足與展望

首先, 本研究樣本來源于同一家公司的員工, 盡管這有助于控制企業(yè)文化、行業(yè)特征等因素對研究結果的潛在影響（Bryman & Bell, 2015）, 但研究結論是否適用于不同行業(yè), 是否對非研發(fā)性員工也有借鑒意義, 仍需要進一步的驗證。因此, 未來研究可以通過對不同行業(yè)甚至是不同類型的員工進行更深一步的探討, 以拓展研究的適用性。其次, 本研究數(shù)據(jù)的收集主要是員工自評的方式, 盡管在統(tǒng)計檢驗過程中并沒有發(fā)現(xiàn)嚴重的共同方法偏差問題, 但由于調查方式的缺陷等原因, 共同方法偏差問題仍不能被排除。未來的研究需要結合多種研究方法, 以降低同源偏差問題。最后, 本研究結果表明工作動機對職業(yè)成長機會與員工工作投入的關系具有部分中介作用, 可能還存在其他變量中介職業(yè)成長機會與員工工作投入之間的關系。因此, 未來研究可進一步挖掘二者間的潛在中介變量, 從而更加全面深入地揭示職業(yè)成長機會與員工工作投入之間的內在機制。

6 結論

本研究基于自我決定理論的視角探討了職業(yè)成長機會對員工工作投入的影響及其內在機制。研究結果表明職業(yè)成長機會與員工工作投入呈正相關, 并通過內在動機、外在動機和去動機的部分中介效應影響員工工作投入。員工的傳統(tǒng)性正向調節(jié)職業(yè)成長機會與內在動機、外在動機之間的關系以及職業(yè)成長機會通過內在與外在動機對工作投入的間接效應, 但不能顯著調節(jié)職業(yè)成長機會與去動機的關系以及去動機的間接效應。

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