宣燚斐 謝寶國 馬娜娜

（武漢理工大學(xué)管理學(xué)院, 武漢 430070）

1 引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)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(dǎo)致組織內(nèi)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(bào)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(dá)8%?？梢娔壳皢T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(shí), 伴隨著積極心理學(xué)的不斷發(fā)展與完善, 工作投入（Work Engagement）這一概念逐漸走進(jìn)學(xué)者們的視野。它不僅是衡量組織內(nèi)員工參與工作活動(dòng)的主動(dòng)性和努力程度的重要觀測點(diǎn), 也是預(yù)測工作成就和評估工作質(zhì)量的重要指標(biāo)。學(xué)者Kahn（1990）指出工作投入是個(gè)體將其生理、認(rèn)知和情緒能量投入到工作中的過程, 它是一個(gè)包含活力（Vigor）、奉獻(xiàn)（Dedication）與專注（Absorption）三個(gè)維度并與工作有關(guān)的積極、滿意的工作狀態(tài)（Schaufeli,Salanova, Gonzálezromá, & Bakker, 2002）, 可 有 效 提 升整個(gè)團(tuán)隊(duì)、組織的效能和員工個(gè)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(xué)者和管理實(shí)踐者對如何提升員工工作投入給予了大量關(guān)注, 積極探索工作投入的前因變量。有關(guān)工作投入的前因變量, 主要表現(xiàn)為個(gè)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(dá)、樂觀、韌性和積極應(yīng)對方式等個(gè)人資源是工作投入的重要預(yù)測指標(biāo)（Salanova, Llorens, &Schaufeli, 2011; Ouweneel, Schaufeli, & Le, 2013; Kataria, Garg,& Rastogi, 2013）。此外, 團(tuán)隊(duì)氛圍、領(lǐng)導(dǎo)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(jī)會(huì)（Opportunities for Career Development）的關(guān)注。實(shí)際上, 員工在進(jìn)入到組織之前或之后都特別關(guān)注個(gè)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(jī)會(huì)在員工的心理契約中有非常高的權(quán)重（李原, 郭德俊,2006; Rousseau, 1990）。另外, 隨著中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化水平的提升, 個(gè)體在職業(yè)活動(dòng)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(gè)員工需求系統(tǒng)中的主導(dǎo)性地位愈來愈明顯。因此引入職業(yè)成長機(jī)會(huì)作為前因變量探討對員工工作投入的影響機(jī)制具有積極的現(xiàn)實(shí)意義。

從已有理論研究來看, 雖然國內(nèi)外有少量研究探討了職業(yè)成長機(jī)會(huì)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(huì)交換理論（郭鐘澤, 謝寶國, 程延園, 2016）等展開的研究。實(shí)際上, 員工能夠積極地投入到工作中, 為組織創(chuàng)造價(jià)值, 與其自身的工作動(dòng)機(jī)有很強(qiáng)的聯(lián)系。自我決定理論（Self-Determination Theory,SDT）認(rèn)為信息性的外部環(huán)境因素可以促進(jìn)個(gè)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(jī)會(huì)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(jī)會(huì)能對員工工作投入產(chǎn)生積極的影響。

最后, 自我決定理論突出強(qiáng)調(diào)個(gè)體的動(dòng)機(jī)和行為均是個(gè)體與外部環(huán)境刺激交互作用的產(chǎn)物（Deci & Ryan, 1985,2008）。根據(jù)以往基于自我決定理論的實(shí)證研究也確實(shí)發(fā)現(xiàn), 個(gè)體特征（比如權(quán)利距離傾向、情緒、正念、個(gè)體勝任力、心理授權(quán)等）會(huì)影響外部組織環(huán)境與個(gè)體動(dòng)機(jī)、行為績效之間的關(guān)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(quán)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(jià)值觀。員工的傳統(tǒng)性會(huì)影響其對職業(yè)成長機(jī)會(huì)的認(rèn)知和判斷, 從而影響其動(dòng)機(jī)產(chǎn)生的過程。因此根據(jù)自我決定理論以及先前實(shí)證研究, 本研究認(rèn)為傳統(tǒng)性可能在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與個(gè)體動(dòng)機(jī)之間產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用, 進(jìn)而對個(gè)體工作投入產(chǎn)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(shè)模型

2 理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

2.1 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入

自我決定理論（Deci & Ryan, 1985）認(rèn)為信息性的社會(huì)環(huán)境因素能促進(jìn)個(gè)體內(nèi)在的因果知覺與勝任感, 從而影響個(gè)體的工作行為, 帶來積極的工作結(jié)果。職業(yè)成長機(jī)會(huì)是由雇主提供的可以增加員工相關(guān)知識和技能的機(jī)會(huì), 如承擔(dān)更有挑戰(zhàn)的事物、更多的責(zé)任以及相關(guān)經(jīng)驗(yàn)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(jī)會(huì)可以被認(rèn)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(yù)測組織提供給員工較好的職業(yè)成長機(jī)會(huì)能夠提升員工的工作熱情, 促使員工積極投入工作。實(shí)際上, 員工職業(yè)成長機(jī)會(huì)的獲得是組織與員工的互惠行為, 當(dāng)員工獲得良好的職業(yè)成長機(jī)會(huì)時(shí), 會(huì)形成對組織的回報(bào)傾向（翁清雄, 席酉民, 2011）。相關(guān)實(shí)證研究也表明, 員工的積極工作狀態(tài)會(huì)受到物質(zhì)報(bào)酬、他人承認(rèn)、監(jiān)督管理等外部激勵(lì)的推動(dòng)作用（韓曉路, 2011）。當(dāng)員工獲得較好的職業(yè)成長機(jī)會(huì)時(shí), 會(huì)使員工在工作方面更得心應(yīng)手, 對工作資源的掌控能力更強(qiáng), 從而表現(xiàn)為在工作上的積極投入、充滿活力與專注奉獻(xiàn)（Schaufeli & Bakker,2004）。另外, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)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(jìn)具有自我成長和自我實(shí)現(xiàn)取向的員工加大工作投入, 實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值。因此, 本文提出如下假設(shè):

H1:職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工工作投入存在正向關(guān)系。

2.2 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作動(dòng)機(jī)

工作動(dòng)機(jī)（Work Motivation）是一系列激發(fā)與工作績效相關(guān)的行為, 并決定這些行為的形式、方向、強(qiáng)度和持續(xù)時(shí)間的內(nèi)在與外在力量（Pinder, 2014）。根據(jù)自我整合程度的不同, 工作動(dòng)機(jī)可分為去動(dòng)機(jī)（Amotivation）、外部動(dòng)機(jī)（External Motivation）和內(nèi)部動(dòng)機(jī)（Intrinsic Motivation）。其中外部動(dòng)機(jī)又包括外在動(dòng)機(jī)、內(nèi)攝動(dòng)機(jī)、認(rèn)同動(dòng)機(jī)和整合動(dòng)機(jī)四種類型。在動(dòng)機(jī)的整合過程中, 去動(dòng)機(jī)是一種典型的無調(diào)節(jié)狀態(tài), 外在動(dòng)機(jī)是一種典型的外部調(diào)節(jié)狀態(tài), 內(nèi)部動(dòng)機(jī)則是一種典型的內(nèi)部調(diào)節(jié)狀態(tài)（Deci & Ryan, 1985）。因此在本研究中, 我們只選擇了工作動(dòng)機(jī)最典型的三種形式: 內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)。內(nèi)在動(dòng)機(jī)是個(gè)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(xué)習(xí)的先天傾向（Deci & Ryan,1985）, 受工作本身的興趣驅(qū)動(dòng), 做出的行為完全自主。外在動(dòng)機(jī)是個(gè)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(jié)果而付出努力的愿望（耿天成, 李朋波, 梁晗, 2017）, 個(gè)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(dòng)機(jī)是自我處于高度分散、疏離的情況, 不存在動(dòng)機(jī)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(qiáng)調(diào)信息性的環(huán)境因素可以增強(qiáng)個(gè)體內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī)（Deci & Ryan, 2002）。而去動(dòng)機(jī)與內(nèi)在和外在動(dòng)機(jī)恰恰相反, 會(huì)受到外部信息性環(huán)境的抑制。具體而言, 自我決定理論認(rèn)為, 滿足自主、勝任和關(guān)系三種心理需要的外部環(huán)境可以促進(jìn)員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)（Deci &Ryan, 2002）。一方面, 組織內(nèi)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(xùn)、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(lǐng)域, 提升運(yùn)用所學(xué)知識和技能完成工作任務(wù)的自信心和能力。另一方面, 通過這種方式,員工也會(huì)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(chǎn)生內(nèi)在動(dòng)機(jī)。與內(nèi)在動(dòng)機(jī)不同, 產(chǎn)生外在動(dòng)機(jī)的員工是為追求外在報(bào)酬, 主要感興趣的是最終結(jié)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(jiǎng)酬、職位的晉升、期望的評價(jià)或績效薪酬等都有利于激發(fā)員工的外在動(dòng)機(jī)（Amabile, 1993;張勇等, 2014）。而去動(dòng)機(jī)產(chǎn)生是由于個(gè)體不看重行為或行為結(jié)果、特定的行為不會(huì)帶來期望的結(jié)果或是特定的行為確實(shí)會(huì)帶來期望的結(jié)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(nèi)在和外在動(dòng)機(jī)的來源恰恰相反, 因此當(dāng)內(nèi)在和外在動(dòng)機(jī)被激發(fā)時(shí), 去動(dòng)機(jī)就會(huì)相應(yīng)地被抑制。根據(jù)自我決定理論, 本文認(rèn)為職業(yè)成長機(jī)會(huì)作為一種重要的信息性環(huán)境因素, 可以促進(jìn)員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī), 抑制個(gè)體的去動(dòng)機(jī)狀態(tài)。綜合上述分析, 提出如下假設(shè):

H2a: 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)存在正向關(guān)系。

H2b: 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工的外在動(dòng)機(jī)存在正向關(guān)系。

H2c: 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工的去動(dòng)機(jī)存在負(fù)向關(guān)系。

2.3 工作動(dòng)機(jī)的中介作用

自我決定理論指出工作動(dòng)機(jī)是社會(huì)環(huán)境因素與個(gè)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(jī)會(huì)可以通過滿足個(gè)體的自主、勝任和關(guān)系需要而起到促進(jìn)個(gè)體的內(nèi)在動(dòng)機(jī)的作用。當(dāng)員工出于對工作本身感興趣、充滿好奇、由衷熱愛時(shí), 通常會(huì)積極主動(dòng)參與工作活動(dòng),并投入大量的努力, 即內(nèi)在動(dòng)機(jī)為個(gè)體投入到工作活動(dòng)的原始動(dòng)力（李偉, 梅繼霞, 2013）。另一方面, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)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(dòng)機(jī)。當(dāng)員工的外在動(dòng)機(jī)被激發(fā)后, 員工通常會(huì)為了獲得自己想要的結(jié)果而表現(xiàn)出積極的工作投入。如Koestner和Losier（2002）指出外在動(dòng)機(jī)可以使員工對本來不感興趣但很重要的任務(wù)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(shí), 職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過激發(fā)員工的內(nèi)在和外在動(dòng)機(jī)而起到抑制員工去動(dòng)機(jī)狀態(tài)的作用。處于去動(dòng)機(jī)狀態(tài)的員工, 傾向于產(chǎn)生消極抵抗行為（趙燕梅等, 2010）, 當(dāng)去動(dòng)機(jī)被抑制后, 員工開始注重工作行為及結(jié)果, 表現(xiàn)出較高的工作投入。因此, 本文提出如下假設(shè):

H3a: 內(nèi)在動(dòng)機(jī)在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入之間起中介作用。

H3b: 外在動(dòng)機(jī)在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入之間起中介作用。

H3c: 去動(dòng)機(jī)在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入之間起中介作用。

2.4 傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

傳統(tǒng)性是個(gè)人所具有的認(rèn)知態(tài)度、思想觀念、價(jià)值取向、氣質(zhì)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(quán)威的價(jià)值取向（Farh,Earley, & Lin, 1997; Farh, Hackett, & Liang, 2007）。如前所述, 盡管職業(yè)成長機(jī)會(huì)有助于激發(fā)員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī), 抑制員工的去動(dòng)機(jī), 但這種激勵(lì)或抑制效應(yīng)在不同的傳統(tǒng)性價(jià)值觀下可能有所不同。在實(shí)證研究中, 學(xué)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(diào)節(jié)作用, 如減弱組織支持感與組織公民行為的正向關(guān)系（Farh et al., 2007）、增強(qiáng)內(nèi)部勞動(dòng)力市場信念與員工情感承諾之間的關(guān)系（Juma & Lee, 2012）、減弱辱虐型領(lǐng)導(dǎo)行為與員工表現(xiàn)的負(fù)向關(guān)系（吳隆增, 劉軍, 劉剛, 2009）。

根據(jù)傳統(tǒng)性的內(nèi)涵以及上述研究成果, 我們認(rèn)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(jī)會(huì)都有更高的遵從性與敏感性, 這種高遵從性和敏感性會(huì)促使員工更容易將良好的職業(yè)成長機(jī)會(huì)轉(zhuǎn)化為積極的工作動(dòng)機(jī), 抑制去動(dòng)機(jī)。一方面, 高傳統(tǒng)性的員工對組織有更強(qiáng)烈的責(zé)任感和義務(wù)感, 更傾向于遵從或達(dá)成組織的目標(biāo)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(guān)注。一旦組織提供了良好的工作機(jī)會(huì), 高傳統(tǒng)性員工更有可能產(chǎn)生以積極的工作狀態(tài)回報(bào)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(qiáng)化了職業(yè)成長機(jī)會(huì)對員工內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī)的激勵(lì)效應(yīng)。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(jī)會(huì)是對自己的一種期望, 以便更好適應(yīng)組織。在組織情境下, 員工職業(yè)成長機(jī)會(huì)的獲得實(shí)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(jī)會(huì), 發(fā)揮內(nèi)在或外在動(dòng)機(jī)的激勵(lì)作用。此外, 高傳統(tǒng)性員工認(rèn)為組織利益永遠(yuǎn)高于個(gè)人, 個(gè)人應(yīng)服從組織安排, 并主動(dòng)為組織付出和犧牲。因此, 即使工作中的職業(yè)成長機(jī)會(huì)對員工缺乏內(nèi)在激勵(lì)和外在激勵(lì), 高傳統(tǒng)性的員工也會(huì)在組織利益高于個(gè)人利益的導(dǎo)向下盡可能地抑制去動(dòng)機(jī), 保證達(dá)成組織的目標(biāo)與要求。綜合以上分析, 提出如下假設(shè):

H4a: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與內(nèi)在動(dòng)機(jī)之間起正向調(diào)節(jié)作用。

H4b: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與外在動(dòng)機(jī)之間起正向調(diào)節(jié)作用。

H4c: 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與去動(dòng)機(jī)之間起正向調(diào)節(jié)作用。

2.5 被調(diào)節(jié)的中介模型

根據(jù)上述研究, 我們認(rèn)為內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)中介了職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工工作投入的積極關(guān)系, 傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)了職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作動(dòng)機(jī)（內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)）之間的關(guān)系。因此, 本文進(jìn)一步提出工作動(dòng)機(jī)（內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)、去動(dòng)機(jī)）的中介作用受到傳統(tǒng)性的調(diào)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(jī)會(huì)有更強(qiáng)的遵從性和敏感性, 會(huì)更容易接受和服從組織的要求。為達(dá)成組織的要求, 高傳統(tǒng)性員工會(huì)強(qiáng)化職業(yè)成長機(jī)會(huì)對員工工作投入的間接效應(yīng)（通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)）。而低傳統(tǒng)性員工由于過分遵從誘因-貢獻(xiàn)平衡原則（Farh et al., 2007）, 會(huì)降低對組織的服從意愿, 從而削弱職業(yè)成長機(jī)會(huì)對工作投入的間接效應(yīng)（通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)）。因此, 基于以上分析, 本文提出被調(diào)節(jié)的中介模型, 假設(shè)如下:

H5a: 員工傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)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(gè)中介效應(yīng)將比低傳統(tǒng)性員工更強(qiáng)。

H5b: 員工傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過外在動(dòng)機(jī)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(gè)中介效應(yīng)將比低傳統(tǒng)性員工更強(qiáng)。

H5c: 員工傳統(tǒng)性調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過去動(dòng)機(jī)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(gè)中介效應(yīng)將比高傳統(tǒng)性員工更強(qiáng)。

3 研究方法

3.1 研究樣本

調(diào)查以一家大型國有通信公司的全職員工作為調(diào)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(jié)果的潛在影響（Bryman & Bell, 2015）。在正式實(shí)施調(diào)查前, 調(diào)查小組通過該企業(yè)人力資源部門主管的協(xié)助隨機(jī)挑選了1115名目標(biāo)員工作為調(diào)查對象。在正式調(diào)查時(shí), 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(biāo)員工以內(nèi)部郵件的形式參與問卷的填寫, 為保證被調(diào)查者認(rèn)真并放心填答, 每封郵件都對本次調(diào)研目的進(jìn)行了詳細(xì)說明, 并明確表示此次調(diào)查僅用于學(xué)術(shù)研究, 對最終調(diào)查結(jié)果完全保密。然后, 在確認(rèn)目標(biāo)員工會(huì)參與本次問卷調(diào)查后, 為防止個(gè)人信息泄露, 給每個(gè)參與的人員發(fā)送個(gè)人網(wǎng)絡(luò)測評賬號和密碼。最后, 承諾提供一份個(gè)人分析報(bào)告給完成所有調(diào)查內(nèi)容的員工, 以激勵(lì)員工積極參與并認(rèn)真填答。本次調(diào)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(xué)歷占全部樣本的20.27%, 本科學(xué)歷占全部樣本的51.18%, 碩士及以上學(xué)歷占全部樣本的28.55%; 研究樣本的平均年齡為29.49歲, 標(biāo)準(zhǔn)差為4.31歲; 平均組織任期為6.11年, 標(biāo)準(zhǔn)差為3.86年。

3.2 測量工具

職業(yè)成長機(jī)會(huì)。選取“工作體驗(yàn)與評估問卷”中的“職業(yè)成長機(jī)會(huì)”量表對員工在工作中所體驗(yàn)到的學(xué)習(xí)與成長機(jī)會(huì)情況進(jìn)行測量（Van Veldhoven & Meijman,1994）。該量表已在多項(xiàng)研究中被證實(shí)可有效測量職業(yè)成長機(jī)會(huì)（Bakker, Lieke, Prins, & Heijden, 2011; Veldhoven &Dorenbosch, 2013; 翁清雄, 席酉民, 2011）。該量表包含4個(gè)條目, 例如“我在工作中能學(xué)習(xí)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(xiàn)和專注三個(gè)維度, 每個(gè)維度3個(gè)條目, 共9個(gè)條目。例如“工作時(shí), 我感到精力充沛”（活力）、“我對我的工作充滿熱情”（奉獻(xiàn)）、“工作時(shí),我會(huì)達(dá)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(xiàn)、專注三個(gè)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(dòng)機(jī)。內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)的測量選取Tremblay等（2009）開發(fā)的工作動(dòng)機(jī)測量量表, 每個(gè)維度3個(gè)條目, 共9個(gè)條目。例如“因?yàn)閺膶W(xué)習(xí)新知識中我能獲得快樂”（內(nèi)在動(dòng)機(jī)）, “因?yàn)檫@份工作給我?guī)硎杖搿保ㄍ庠趧?dòng)機(jī)）, “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(dòng)機(jī)）。采用Likert7（1=完全不同意, 7=完全同意）。驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn), 測量外在動(dòng)機(jī)的一個(gè)條目（即“因?yàn)檫@份工作能給我?guī)戆踩小保┰谕庠趧?dòng)機(jī)維度上的負(fù)荷非常低（b = 0.19）。因此, 為保證測量的結(jié)構(gòu)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(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)三個(gè)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(gè)條目, 例如“如果因事爭執(zhí)不下, 應(yīng)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(chǎn)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(jié)果

4.1 驗(yàn)證性因子分析

采用AMOS 22 進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析, 考察職業(yè)成長機(jī)會(huì)、工作投入、內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)、去動(dòng)機(jī)、傳統(tǒng)性6個(gè)主要潛變量的區(qū)分效度。結(jié)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(shí)代表六個(gè)不同的構(gòu)念。

4.2 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用無可測潛在方法因素效應(yīng)控制法對共同方法偏差進(jìn)行檢驗(yàn)（Podsakoff, Mackenzie, Lee, & Podsakoff, 2003;謝寶國, 龍立榮, 2008）, 結(jié)果顯示, 在六因素模型基礎(chǔ)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(yán)重, 以此數(shù)據(jù)所得出的職業(yè)成長機(jī)會(huì)與各變量間的關(guān)系是可信的。

表1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

表2 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)

4.3 描述統(tǒng)計(jì)分析

運(yùn)用SPSS 22.0對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析, 各變量的平均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)如表2所示。職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入、內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)顯著正相關(guān), 與去動(dòng)機(jī)顯著負(fù)相關(guān), 工作投入與內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)顯著正相關(guān), 與去動(dòng)機(jī)顯著負(fù)相關(guān)。這些結(jié)果為分析本研究的相關(guān)假設(shè)提供了必要的前提。

4.4 假設(shè)檢驗(yàn)

主效應(yīng)檢驗(yàn)。假設(shè)H1認(rèn)為, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)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(dāng)控制了性別、婚姻狀況、受教育程度、年齡、工齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量之后, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入正相關(guān)（b = 1.06,p ＜ 0.001）, H1 得到支持。

職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作動(dòng)機(jī)。由表3中的模型1-3可以看出, 當(dāng)控制了人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量之后, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與內(nèi)在動(dòng)機(jī)（b = 0.91, p ＜ 0.001）、外在動(dòng)機(jī)（b = 0.75, p ＜ 0.001）正相關(guān), 與去動(dòng)機(jī)（b = -0.45, p ＜ 0.001）負(fù)相關(guān), H2a、H2b、H2c 得到支持。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)。基于Baron 和 Kenny（1986）提出中介效應(yīng)檢驗(yàn)的方法, 需滿足三個(gè)條件: 第一, 自變量（職業(yè)成長機(jī)會(huì)）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(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)）存在顯著影響; 第三, 控制中介變量的效應(yīng), 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(jié)果如表3所示, 第一步檢驗(yàn)和第二步檢驗(yàn), 在前面已經(jīng)得到驗(yàn)證; 第三步加入中介變量, 檢驗(yàn)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(jī)會(huì)與工作投入仍在0.001的水平上顯著正相關(guān), 分別為0.68、0.93、0.99, 均小于 1.06, 且內(nèi)在動(dòng)機(jī)（b = 0.42, p ＜ 0.001）、外在動(dòng)機(jī)（b = 0.18, p ＜ 0.001）、去動(dòng)機(jī)（b = - 0.17, p ＜ 0.001）與工作投入均顯著相關(guān)。此外, 采用To fighi和MacKinnon（2011）RMediation程序計(jì)算在95%的顯著性水平下, 間接效應(yīng)的置信區(qū)間以進(jìn)一步確認(rèn)間接效應(yīng)的顯著性。在本研究中, 內(nèi)在動(dòng)機(jī)間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.30, 0.48],平均值為0.39, 外在動(dòng)機(jī)間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間[0.08,0.20], 平均值為0.14, 去動(dòng)機(jī)間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[0.04, 0.13], 平均值為0.08, 由于內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)的置信區(qū)間均不包括零。因此, 內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)分別在職業(yè)成長機(jī)會(huì)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(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)傳統(tǒng)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)時(shí), 為了避免多重共線性的影響, 對職業(yè)成長機(jī)會(huì)和傳統(tǒng)性兩個(gè)變量進(jìn)行了中心化處理, 在此基礎(chǔ)上構(gòu)建交互項(xiàng)?；貧w分析結(jié)果如表4所示, 模型3顯示職業(yè)成長機(jī)會(huì)與傳統(tǒng)性的交互項(xiàng)與員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)顯著正相關(guān)（b = 0.29, p ＜ 0.001）,H4a得到驗(yàn)證; 由模型6可知, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與傳統(tǒng)性的交互項(xiàng)與員工的外在動(dòng)機(jī)顯著正相關(guān)（b = 0.17, p ＜ 0.05）,H4b得到驗(yàn)證; 由模型9可知, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)與傳統(tǒng)性的交互項(xiàng)與員工的去動(dòng)機(jī)不相關(guān)（b = 0.09, ns）, 假H4c未得到驗(yàn)證。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的作用模式與假設(shè)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)差獲得。圖2表示, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)越好, 員工內(nèi)在動(dòng)機(jī)越高。職業(yè)成長機(jī)會(huì)與內(nèi)在動(dòng)機(jī)的關(guān)系在傳統(tǒng)性較高時(shí)比較低時(shí)更強(qiáng), 所得結(jié)果與H4a一致。圖3表示,職業(yè)成長機(jī)會(huì)越好, 員工外在動(dòng)機(jī)越高。職業(yè)成長機(jī)會(huì)與外在動(dòng)機(jī)的關(guān)系在傳統(tǒng)性較高時(shí)比較低時(shí)更強(qiáng), 所得結(jié)果與H4b一致。

圖2 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與內(nèi)在動(dòng)機(jī)關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用

圖3 傳統(tǒng)性在職業(yè)成長機(jī)會(huì)與外在動(dòng)機(jī)關(guān)系間的調(diào)節(jié)作用

表5 基于調(diào)節(jié)路徑分析的調(diào)節(jié)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步探索傳統(tǒng)性是否也能通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作投入的間接效應(yīng), 采用Hayes（2013）開發(fā)的PROCESS程序和Bootstrap方法進(jìn)行有調(diào)節(jié)的中介檢驗(yàn)。表5中的結(jié)果表明, 員工的傳統(tǒng)性可有效調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)和外在動(dòng)機(jī)對工作投入的間接影響。就內(nèi)在動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強(qiáng)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(dá)到顯著性水平（0.12, p ＜ 0.05）; 就外在動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強(qiáng)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(dá)到顯著性水平（0.03,p ＜ 0.10）; 就去動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)來看, 傳統(tǒng)性較低或較高的員工的影響強(qiáng)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(dá)到顯著性水平（-0.02, ns）。因此, 傳統(tǒng)性越高, 職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)進(jìn)而影響員工工作投入的間接效應(yīng)越強(qiáng), H5a、H5b得到支持; 而通過去動(dòng)機(jī)的中介效應(yīng)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(jìn)行回顧, 可以發(fā)現(xiàn)在展開對工作投入的研究時(shí), 學(xué)者們大多是從工作需求-資源模型、資源保存理論、社會(huì)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(dòng)機(jī)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(nèi)在機(jī)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(guān)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(yīng)用價(jià)值, 并為今后的研究學(xué)者在澄清該問題時(shí)提供了新的研究思路。

其次, 本研究豐富了有關(guān)工作投入的前因變量的理論研究。從近十年有關(guān)工作投入在積極組織行為學(xué)和職業(yè)生涯發(fā)展的理論研究來看, 已有研究主要關(guān)注個(gè)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(jī)會(huì)作為一種積極的信息性外部環(huán)境對個(gè)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(jī)會(huì)與員工工作投入具有顯著正向關(guān)系, 一旦組織中缺少這種機(jī)會(huì), 員工可能會(huì)降低其工作投入。該結(jié)論與翁清雄和席酉民（2011）的研究結(jié)果相一致, 即當(dāng)員工獲得良好的職業(yè)成長機(jī)會(huì)時(shí), 會(huì)產(chǎn)生對組織的回報(bào)傾向。該結(jié)論在理論上豐富了解釋促進(jìn)員工工作投入的外部誘因機(jī)制, 為解答如何提升員工工作投入提供了一個(gè)重要的解釋變量。

最后, 本研究進(jìn)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(diào)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(xiàn)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(gè)體差異的交互性影響始終是個(gè)體行為研究中不可忽視的內(nèi)容（張劍等, 2010）。后續(xù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn), 組織環(huán)境因素與個(gè)體動(dòng)機(jī)、組織公民行為、情緒耗竭、個(gè)人成就、工作投入等結(jié)果變量的關(guān)系, 會(huì)受個(gè)體特征的影響,如情緒、正念、權(quán)利距離傾向、個(gè)體勝任力、心理授權(quán)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(shí)傳統(tǒng)性作為中國人最具代表性的價(jià)值觀之一,能有效調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)與工作動(dòng)機(jī)（內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)）及工作投入的關(guān)系, 但對職業(yè)成長機(jī)會(huì)與去動(dòng)機(jī)及工作投入的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不顯著。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因可能是由于去動(dòng)機(jī)屬于一種自我整合程度極低的動(dòng)機(jī), 這種消極的心理狀態(tài)是具有生物學(xué)與演化學(xué)上意義的基本狀態(tài), 因而不受價(jià)值觀因素的影響。另一方面, 在整合模型中, 傳統(tǒng)性對內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用分別為在95%和90%的水平下顯著, 而去動(dòng)機(jī)的效應(yīng)并不顯著, 表明職業(yè)成長機(jī)會(huì)越是能夠激發(fā)自我整合程度高的動(dòng)機(jī)（即內(nèi)部動(dòng)機(jī)）, 越容易受到自身傳統(tǒng)價(jià)值觀的影響, 從而越能表現(xiàn)出積極的工作投入。這一結(jié)論進(jìn)一步佐證了自我決定理論認(rèn)為動(dòng)機(jī)是一個(gè)從無動(dòng)機(jī)到內(nèi)在動(dòng)機(jī)的連續(xù)體的觀點(diǎn), 并為今后研究學(xué)者對中國情境下員工的工作投入的研究提供了經(jīng)驗(yàn)借鑒。

5.2 實(shí)踐意義

首先, 企業(yè)要為員工提供多元化的職業(yè)成長機(jī)會(huì), 創(chuàng)造良好的職業(yè)發(fā)展空間。員工在進(jìn)入組織后, 特別關(guān)注個(gè)人的成長與發(fā)展, 通常自我實(shí)現(xiàn)愿望強(qiáng)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(biāo), 促進(jìn)其學(xué)習(xí)與成長的機(jī)會(huì), 容易導(dǎo)致他們喪失對工作的積極性, 甚至?xí)霈F(xiàn)為尋求更好的發(fā)展機(jī)會(huì)和空間而離職的情況。因此企業(yè)應(yīng)正確認(rèn)識組織外部激勵(lì)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(wù)、必要的培訓(xùn)與受教育機(jī)會(huì)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(nèi)在與外在工作動(dòng)機(jī),抑制員工的去動(dòng)機(jī)行為。要提升員工的工作投入, 外在的激勵(lì)因素（如職業(yè)成長機(jī)會(huì)）必不可少, 但還要充分調(diào)動(dòng)員工自身的工作動(dòng)機(jī)。在關(guān)注員工外在的工作期望同時(shí),更要重點(diǎn)關(guān)注員工的興趣或樂趣, 盡可能地激發(fā)和保持員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī), 如通過了解他們對任務(wù)的感受、給他們提供完成任務(wù)的選擇等調(diào)動(dòng)員工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)與外在動(dòng)機(jī)。只有充分發(fā)揮外部組織誘因和內(nèi)在個(gè)體動(dòng)機(jī)的協(xié)同作用, 使員工真正地融入組織, 才會(huì)有效提升他們對工作的熱情與投入, 弱化去動(dòng)機(jī)行為傾向。

最后, 對中國員工的管理應(yīng)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(wù)感, 擁有高傳統(tǒng)性的員工更容易將組織提供的工作機(jī)會(huì)視為一種獎(jiǎng)勵(lì), 從而產(chǎn)生以積極的工作投入回報(bào)組織的心理, 導(dǎo)致工作投入的積極性更加強(qiáng)烈。因此, 組織在招聘員工時(shí)可以通過設(shè)計(jì)職業(yè)能力測評問卷對員工傳統(tǒng)性進(jìn)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(wù)和進(jìn)行外部激勵(lì)時(shí)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(jié)果的潛在影響（Bryman & Bell, 2015）, 但研究結(jié)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(jìn)一步的驗(yàn)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(jìn)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(jì)檢驗(yàn)過程中并沒有發(fā)現(xiàn)嚴(yán)重的共同方法偏差問題, 但由于調(diào)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(jié)合多種研究方法, 以降低同源偏差問題。最后, 本研究結(jié)果表明工作動(dòng)機(jī)對職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工工作投入的關(guān)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(jī)會(huì)與員工工作投入之間的關(guān)系。因此, 未來研究可進(jìn)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(jī)會(huì)與員工工作投入之間的內(nèi)在機(jī)制。

6 結(jié)論

本研究基于自我決定理論的視角探討了職業(yè)成長機(jī)會(huì)對員工工作投入的影響及其內(nèi)在機(jī)制。研究結(jié)果表明職業(yè)成長機(jī)會(huì)與員工工作投入呈正相關(guān), 并通過內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)和去動(dòng)機(jī)的部分中介效應(yīng)影響員工工作投入。員工的傳統(tǒng)性正向調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)與內(nèi)在動(dòng)機(jī)、外在動(dòng)機(jī)之間的關(guān)系以及職業(yè)成長機(jī)會(huì)通過內(nèi)在與外在動(dòng)機(jī)對工作投入的間接效應(yīng), 但不能顯著調(diào)節(jié)職業(yè)成長機(jī)會(huì)與去動(dòng)機(jī)的關(guān)系以及去動(dòng)機(jī)的間接效應(yīng)。

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