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摘 要：本研究基于自我决定理论，探讨了在新冠疫情影 响下，工作自主性对员工创造力的影响机制。经实证研究 发现：工作自主性对员工创造力有显著正向影响；工作激 情中介了工作自主性和员工创造力之间的正向关系；主管 支持调节了工作激情在工作自主性和员工创造力间的中介作用。
关键词：工作自主性；工作激情；员工创造力；主管支持
一、引言
员工创造力是指员工开发或改进新产品、新服务、 新的工作流程的能力，一直是研究者和企业家重点关注 的问题，并想通过工作设计的优化以激发员工创造力来 提升企业的核心竞争力。梳理现有研究，目前，关于员 工创造力的研究主要集中在个体因素和情境因素两个方 面，但是对于工作特征的重要维度，工作自主性对员工 创造力的影响作用和路径机制尚未得到充分研究。因 此，本研究从自我决定理论视角出发，引入工作激情、 主管支持，构建一个被调节的中介模型，以期打开工作 自主性和员工创造力关系的黑箱，并为企业更有效地激励员工创新提供借鉴意义。
二、理论分析与研究假设
1.工作自主性与员工创造力
工作自主性是个体对何时、何地及如何开展工作拥 有自由裁量权的程度。创新是一项高不确定性、高风险 的投资活动，只有具有强烈内在动机的个体才敢于承担 这种风险。工作自主性能提高个体的内在工作动机，在 面对创新的挑战时能够保持高度的积极性，克服困难完 成挑战。同时，自主独立地设计工作计划能够有效地激 励个体，增加个体对工作的满意度，愿意投入更多精力 探索问题解决方案。因此，本研究提出以下假设：
H1：工作自主性正向影响员工创造力。
2.工作激情的中介作用
工作激情被认为是员工对一项活动（如工作）的 强烈倾向，员工重视该活动并认为其具有重要意义，愿 意在其中投入大量的时间和精力。自我决定理论指出， 人们天生具有自我决定和自我掌控的心理需求，倾向于 将完成一项事情的动机由外部转向内部。因此，当给予 个体较高水平工作自主性时，个体的内在动机会进一步 增强，对完成工作有更高的激情。同时，工作自主带来 的高工作满意度，使得员工能够心无旁骛地投入到工作 中，激发工作的热情。因此，本研究提出以下假设：
H2：工作自主性正向影响工作激情。
员工的工作成果与员工工作激情密切相关，员工在 工作过程中是否富有激情会对员工工作产出造成一定影 响。因为，激情隐含在创新过程中，当员工富有激情时 会主动投入时间和精力完成工作，更能有效地提出创造 性方案。除此之外，具有工作激情的员工愿意将更多的 资源配置到工作情境中，也更愿意投入时间、精力到创 新的构思与实践中。因此，本研究提出以下假设：
H3：工作激情部分中介工作自主性与员工创造力之间的关系。
3.主管支持的调节作用
主管支持是指主管提供的一系列的支持性行为， 采用非控制的方法为下属提供选择的机会以及相关的信 息，它会使员工自主需求得到满足。员工在自主制定工 作目标和工作计划时，如果主管能够对其提供帮助，并 关心其情感，员工会觉得自己受到关照，提升员工对完 成工作任务的激情。同时员工会认为组织在与自己并肩 作战，从而有更大的激情投入到工作中，更好地激发自 身创造力。因此，本研究提出以下假设：
H4：主管支持正向调节工作自主性和工作激情之间 的关系。
H5：主管支持正向调节工作激情在工作自主性与员 工创造力之间的中介关系。
综上所述，本研究模型如图1所示。
三、研究设计
1.数据来源
为保证研究设计的严谨和可靠，本研究选取来自 全国各地的多家企业、高等院校、政府部门和其他事 业单位作为调研对象进行问卷发放，共发放问卷428 份，剔除无效数据后，获得有效问卷320份，回收有效 率为74.8%。研究样本主要控制了性别、年龄、工作年 限、最高学历、组织性质、小孩照顾、组织职级、主动 性人格等8个背景变量。其中男性占比41.3%，女性占 比58.7%；平均年龄34.6岁；平均工作年限为8.17年； 35.6%被试有18岁以下小孩需要照顾； 在学历上， 本科 占比最高，为55.9%；在组织性质上，民营或私营企业占比最高，为39.4%；在组织职级上，普通职员占比最 高，为42.8%；在主动性人格上，平均值为3.88。
2.测量工具
工作自主性采用Liu等改编的量表，共包含9个题 目，如“我在工作中可以决定自己的工作安排”，该量 表Cronbach’s α值为0.927。工作激情采用Baum等开发 的量表，共包含5个题目，如“我从努力工作中获得满 足感”，该量表Cronbach’s α值为0.876。员工创造力 采用Tierney等开发的量表，共包含7个题目，如“我常 在工作中表现出独创性”，该量表Cronbach’s α值为 0.931。主管支持采用Bentley等改编的量表，共包含4个 题目，如“我的直接主管认为远程工作是一种有益的工 作选择”，该量表Cronbach’s α值为0.815。
四、数据分析
1.同方法偏差和验证性因子分析
Harman单因素检验结果显示首因子解释 的变 异量为38.277%，低于40%。使用AMOS24.0对数据 进行验证性因子分析 ，结果显示四因子模型拟合较 好（X2/df=2.82<3，RMSEA=0.075<0.8，IFI=0.913、 CFI=0.912），说明本研究变量具有较好的区分效度。
2.描述性统计分析和相关分析
变量 的描述性统计分析和相关分析见表1。工作 自主性与工作激情（r=0.522，p<0.01）和员工创造力 （r=0.436，p<0.01）显著正相关。工作激情与员工创造力 显著正相关（r=0.399，p<0.01）。假设得到初步支持。
3.假设检验
本研究通过层级回归得到：工作自主性对员工创造 力的正向影响显著（β=0.345，p<0.001）；工作自主性 对工作激情的正向影响显著（β=0.417，p<0.001） ，假 设1、2得到支持。将工作自主性和工作激情加入员工创 造力的回归方程得到：工作激情对员工创造力的正向影 响显著（β=0.208，p<0.001） ，工作自主性对员工创造 力的正向影响显著（β=0.258，p<0.001），但系数明显 下降（0.258<0.345） ，说明工作激情部分中介了工作自 主性对员工创造力的影响，假设3得到支持。
为了进一步验证这种关系，本研究采用PROCESS宏 程序验证工作激情的中介作用。结果显示工作自主性对 员工创造力的总效应显著（β=0.3190，p=0.0000），直接效应显著（β=0.2389，p=0.0000），工作激情在工作 自主性与员工创造力中的间接作用显著（β=0.0801，置 信区间[0.0260，0.1471]），假设3得到验证。
另外，对主管支持在工作自主性和工作激情关系中 的调节作用进行检验，回归结果显示：工作自主性与主 管支持的交互项系数显著（β=0.133，p<0.01），假设 4得到支持。采用PROCESS宏程序检验主管支持对中介 效应的调节作用，结果显示：主管支持对工作自主性通 过工作激情影响员工创造力的中介效应的调节作用显著 （β=0.0227，置信区间[0.0030，0.0521]）。且在主管 支持的高、中、低水平下，主管支持对中介效应的调节 作用均显著（β=0.0570，置信区间[0.0160，0.1109]；β=0.0728， 置信区间[0.0213，0.1385]； β=0.0887， 置 信区间[0.0271，0.1709]），假设5得到支持。
五、结论与启示
本研究基于自我决定理论，探讨了工作自主性对员 工创造力的影响，以及这一过程中工作激情的中介作用 和主管支持的调节作用。根据研究结果，企业管理者应 优化工作设计，为员工提供更多自主性，这将有利于员 工创新。同时，管理者应该通过设计高效的工作流程以 及通畅的沟通模式来增加员工工作激情，并且给予员工 充分的支持和关注，以提高员工工作满意度，激发员工 工作激情，促进员工创造力的提升。
参考文献
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