蘇婷婷 李語嫣 臧祺超

（華南理工大學 工商管理學院，廣東 廣州 510640）

一、引言

員工創(chuàng)造力是指員工開發(fā)或改進新產品、新服務、新的工作流程的能力，一直是研究者和企業(yè)家重點關注的問題，并想通過工作設計的優(yōu)化以激發(fā)員工創(chuàng)造力來提升企業(yè)的核心競爭力。梳理現有研究，目前，關于員工創(chuàng)造力的研究主要集中在個體因素和情境因素兩個方面，但是對于工作特征的重要維度，工作自主性對員工創(chuàng)造力的影響作用和路徑機制尚未得到充分研究。因此，本研究從自我決定理論視角出發(fā)，引入工作激情、主管支持，構建一個被調節(jié)的中介模型，以期打開工作自主性和員工創(chuàng)造力關系的黑箱，并為企業(yè)更有效地激勵員工創(chuàng)新提供借鑒意義。

二、理論分析與研究假設

1.工作自主性與員工創(chuàng)造力

工作自主性是個體對何時、何地及如何開展工作擁有自由裁量權的程度。創(chuàng)新是一項高不確定性、高風險的投資活動，只有具有強烈內在動機的個體才敢于承擔這種風險。工作自主性能提高個體的內在工作動機，在面對創(chuàng)新的挑戰(zhàn)時能夠保持高度的積極性，克服困難完成挑戰(zhàn)。同時，自主獨立地設計工作計劃能夠有效地激勵個體，增加個體對工作的滿意度，愿意投入更多精力探索問題解決方案。因此，本研究提出以下假設：

H1：工作自主性正向影響員工創(chuàng)造力。

2.工作激情的中介作用

工作激情被認為是員工對一項活動（如工作）的強烈傾向，員工重視該活動并認為其具有重要意義，愿意在其中投入大量的時間和精力。自我決定理論指出，人們天生具有自我決定和自我掌控的心理需求，傾向于將完成一項事情的動機由外部轉向內部。因此，當給予個體較高水平工作自主性時，個體的內在動機會進一步增強，對完成工作有更高的激情。同時，工作自主帶來的高工作滿意度，使得員工能夠心無旁騖地投入到工作中，激發(fā)工作的熱情。因此，本研究提出以下假設：

H2：工作自主性正向影響工作激情。

員工的工作成果與員工工作激情密切相關，員工在工作過程中是否富有激情會對員工工作產出造成一定影響。因為，激情隱含在創(chuàng)新過程中，當員工富有激情時會主動投入時間和精力完成工作，更能有效地提出創(chuàng)造性方案。除此之外，具有工作激情的員工愿意將更多的資源配置到工作情境中，也更愿意投入時間、精力到創(chuàng)新的構思與實踐中。因此，本研究提出以下假設：

H3：工作激情部分中介工作自主性與員工創(chuàng)造力之間的關系。

3.主管支持的調節(jié)作用

主管支持是指主管提供的一系列的支持性行為，采用非控制的方法為下屬提供選擇的機會以及相關的信息，它會使員工自主需求得到滿足。員工在自主制定工作目標和工作計劃時，如果主管能夠對其提供幫助，并關心其情感，員工會覺得自己受到關照，提升員工對完成工作任務的激情。同時員工會認為組織在與自己并肩作戰(zhàn)，從而有更大的激情投入到工作中，更好地激發(fā)自身創(chuàng)造力。因此，本研究提出以下假設：

H4：主管支持正向調節(jié)工作自主性和工作激情之間的關系。

H5：主管支持正向調節(jié)工作激情在工作自主性與員工創(chuàng)造力之間的中介關系。

綜上所述，本研究模型如圖1所示。

圖1 研究模型

三、研究設計

1.數據來源

為保證研究設計的嚴謹和可靠，本研究選取來自全國各地的多家企業(yè)、高等院校、政府部門和其他事業(yè)單位作為調研對象進行問卷發(fā)放，共發(fā)放問卷428份，剔除無效數據后，獲得有效問卷320份，回收有效率為74.8%。研究樣本主要控制了性別、年齡、工作年限、最高學歷、組織性質、小孩照顧、組織職級、主動性人格等8個背景變量。其中男性占比41.3%，女性占比58.7%；平均年齡34.6歲；平均工作年限為8.17年；35.6%被試有18歲以下小孩需要照顧；在學歷上，本科占比最高，為55.9%；在組織性質上，民營或私營企業(yè)占比最高，為39.4%；在組織職級上，普通職員占比最高，為42.8%；在主動性人格上，平均值為3.88。

2.測量工具

工作自主性采用Liu等改編的量表，共包含9個題目，如“我在工作中可以決定自己的工作安排”，該量表Cronbach’s α值為0.927。工作激情采用Baum等開發(fā)的量表，共包含5個題目，如“我從努力工作中獲得滿足感”，該量表Cronbach’s α值為0.876。員工創(chuàng)造力采用Tierney等開發(fā)的量表，共包含7個題目，如“我常在工作中表現出獨創(chuàng)性”，該量表Cronbach’s α值為0.931。主管支持采用Bentley等改編的量表，共包含4個題目，如“我的直接主管認為遠程工作是一種有益的工作選擇”，該量表Cronbach’s α值為0.815。

四、數據分析

1.同方法偏差和驗證性因子分析

Harman單因素檢驗結果顯示首因子解釋的變異量為38.277%，低于40%。使用AMOS24.0對數據進行驗證性因子分析，結果顯示四因子模型擬合較好（X2/df=2.82＜3，RMSEA=0.075＜0.8，IFI=0.913、CFI=0.912），說明本研究變量具有較好的區(qū)分效度。

2.描述性統(tǒng)計分析和相關分析

變量的描述性統(tǒng)計分析和相關分析見表1。工作自主性與工作激情（r=0.522，p＜0.01）和員工創(chuàng)造力（r=0.436，p＜0.01）顯著正相關。工作激情與員工創(chuàng)造力顯著正相關（r=0.399，p＜0.01）。假設得到初步支持。

表1 變量均值 標準差及相關系數矩

3.假設檢驗

本研究通過層級回歸得到：工作自主性對員工創(chuàng)造力的正向影響顯著（β=0.345，p＜0.001）；工作自主性對工作激情的正向影響顯著（β=0.417，p＜0.001），假設1、2得到支持。將工作自主性和工作激情加入員工創(chuàng)造力的回歸方程得到：工作激情對員工創(chuàng)造力的正向影響顯著（β=0.208，p＜0.001），工作自主性對員工創(chuàng)造力的正向影響顯著（β=0.258，p＜0.001），但系數明顯下降（0.258＜0.345），說明工作激情部分中介了工作自主性對員工創(chuàng)造力的影響，假設3得到支持。

為了進一步驗證這種關系，本研究采用PROCESS宏程序驗證工作激情的中介作用。結果顯示工作自主性對員工創(chuàng)造力的總效應顯著（β=0.3190，p=0.0000），直接效應顯著（β=0.2389，p=0.0000），工作激情在工作自主性與員工創(chuàng)造力中的間接作用顯著（β=0.0801，置信區(qū)間[0.0260，0.1471]），假設3得到驗證。

另外，對主管支持在工作自主性和工作激情關系中的調節(jié)作用進行檢驗，回歸結果顯示：工作自主性與主管支持的交互項系數顯著（β=0.133，p＜0.01），假設4得到支持。采用PROCESS宏程序檢驗主管支持對中介效應的調節(jié)作用，結果顯示：主管支持對工作自主性通過工作激情影響員工創(chuàng)造力的中介效應的調節(jié)作用顯著（β=0.0227，置信區(qū)間[0.0030，0.0521]）。且在主管支持的高、中、低水平下，主管支持對中介效應的調節(jié)作用均顯著（β=0.0570，置信區(qū)間[0.0160，0.1109]；β=0.0728，置信區(qū)間[0.0213，0.1385]；β=0.0887，置信區(qū)間[0.0271，0.1709]），假設5得到支持。

五、結論與啟示

本研究基于自我決定理論，探討了工作自主性對員工創(chuàng)造力的影響，以及這一過程中工作激情的中介作用和主管支持的調節(jié)作用。根據研究結果，企業(yè)管理者應優(yōu)化工作設計，為員工提供更多自主性，這將有利于員工創(chuàng)新。同時，管理者應該通過設計高效的工作流程以及通暢的溝通模式來增加員工工作激情，并且給予員工充分的支持和關注，以提高員工工作滿意度，激發(fā)員工工作激情，促進員工創(chuàng)造力的提升。