1. 引言
信息技术的发展让互联网已成为大多数人不可离开的第二生活场景。人们熟悉的办公模式与场景也随着互联网的发展变得更加多样与丰富。远程办公，被定义为在工作场所之外运用现代信息通讯手段处理工作事务 [1] ，是随数字化发展产生的一种新兴办公模式。在中国，远程办公仍旧是一种“非主流”的工作模式。然而，随着新冠疫情在全世界传播，让许多人的工作生活被打乱，为了避免工作时人员交叉感染，解决无法进行正常办公等问题，中国也有越来越多的企业选择远程办公的模式。
根据禀赋效应，员工经历了全新的办公模式后会更加期望长久的远程工作，未来办公模式也会从传统办公模式逐渐过渡到远程办公与传统办公混合的模式。研究远程办公的场景下员工的工作特征或工作态度，理解不同环境下的员工需求和期望，能为企业提供更加全面和有效的信息支持，是帮助企业更好开展人力资源管理和企业战略决策的关键。
研究以工作需求–工作资源(JD-R)模型为依据，探索远程办公员工的工作自主权与情感承诺之间的关系，通过构建链式中介模型，加入组织支持作为调节变量理清影响机制，对特殊的线上工作场景进行新的阐释。研究归类并分析远程办公员工的工作特征以及关系，做出研究假设并构建模型。再通过问卷调查收集中国远程办公员工的数据，采用回归分析等方法解释自主权，工作需求，工作投入，情感承诺和组织支持之间的作用机制，推动中国情景下远程办公的相关研究。
2. 理论基础与研究假设
2.1. 工作自主权与情感承诺
工作自主权指在个人调度和执行工作的过程中拥有的自由、独立和自由裁量权的程度 [2] 。在工作中具有较高自主权的员工对他们的整体幸福感和工作满意度产生了积极影响。根据JD-R模型，工作自主权属于工作资源的一种，而工作自主权也是远程办公时最突出的工作资源之一 [3] 。情感承诺指组织成员被卷入组织，参与组织社会交往的程度，拥有更高情感承诺的员工会更倾向工作，提高工作效率以获得工作满意感 [4] 。当组织提供良好的工作环境时，也能增加员工的情感承诺。
远程办公场景下，员工拥有更高的自主权 [5] 。这是因为远程办公的员工可以以自己想要的方式工作，可以自己决定如何以及何时执行和分配工作。而员工在远程工作中享受主人翁感的同时，也调动了员工的工作积极性，这会让他们更有动力和参与度去尽力完成工作，提高对组织的情感投入。因此，在文献回顾基础上，提出以下假设：
假设1：远程办公员工的工作自主权与情感承诺之间存在正向关系。
2.2. 工作投入的中介作用
已有研究发现，远程办公提供的有利的工作资源对员工的工作投入有积极影响 [6] 。工作投入是指个体在工作中的一种积极的，完满的融入状态 [7] 。根据JD-R模型，当个体的工作资源得到满足的同时个体的工作需求得到缓解，才能产生更多的工作投入。另一方面，工作投入的变化也会引起感情承诺的同向变化，远程办公员工感知到的工作自主权比传统办公模式要高，能帮助员工获得尊重感，从而产生高度的工作投入，表现为对工作的积极性的提高，对工作充满热情，进一步加强员工对组织的情感承诺。因此，本文提出以下假设：
假设2：远程办公员工的工作投入在工作自主权与情感承诺之间起中介作用。
2.3. 工作需求的中介作用
工作需求是指工作身体，心理，社会或组织方面的要求，涵盖了工作环境中需要大量精力的方面，如工作压力，工作负荷，时间压力，角色模糊等各种与压力有关的事件 [8] 。在远程办公的环境下，员工与上司面与面交流机会较少，更容易导致角色认知不清。相较于传统办公模式，上司对远程办公员工的职业发展和管理变少，降低了员工对组织的依赖感，减少了为公司工作的意愿，导致更少的情感卷入。
另一方面，远程办公员工拥有更多的自主权去决定如何利用时间并实现特定目标，能够降低员工对工作需求的感知，缓解远程办公带来的身体，心理方面的需求。Galanti (2021)等 [9] 通过横截面数据验证了远程办公员工的自主性与在期间感受到的压力负相关。同时，根据JD-R模型，自主权作为重要的工作资源也能有效降低员工的工作需求相关的心理、身体损害，进而减少工作需求对情感承诺的负面影响，而当员工感受到的工作需求更高，工作自主权对情感承诺的正向影响作用就会减弱。于是，提出以下假设：
假设3：远程办公员工的工作需求在工作自主权与情感承诺之间起中介作用。
2.4. 工作需求与工作投入的链式中介作用
根据JD-R模型，个体在工作过程中可供利用的工作资源，如工作自主权，不仅有助于员工感受到工作所带来的积极意义，更能够缓解工作需求带来的消极影响。首先，线上办公员工拥有更多的工作自主权，能减少工作需求导致的不能专注于工作和积极性降低的问题。其次，虽然JD-R模型没有明确指出工作需求和工作投入关系，也没有文献对线上办公员工的工作需求与工作投入进行系统研究，但人们发现员工工作需求对工作投入有直接的负面影响 [10] 。因此，线上办公员工感知到的工作需求减少会导致员工工作倦怠程度降低，从而影响员工心理或生理健康。反过来，员工处在心理和生理健康的状态下，工作会更加投入，进而增加员工的情感承诺。根据上述理论背景，实证分析的基础上，提出以下假设：
假设4：工作需求和工作投入在远程办公员工工作自主权与情感承诺之间存在链式中介效应。
2.5. 组织支持的调节作用
组织支持是员工被组织重视和关心的感觉 [11] ，根据资源保存理论，它正是员工可以用以面对需求和压力的资源。员工感受到较高的组织支持说明组织能为员工提供必要的物质资源和精神支持。而来自组织的生活支持也能影响员工的情感承诺 [12] 。在远程办公期间，公司提供的物质上的支持以及一些精神上的帮助都属于组织支持。远程办公员工需要独立完成任务，如果得不到组织的支持和关注，可能会出现工作投入不足，效率低下等情况，而组织支持可以提供员工所需的资源和帮助，缓解员工远程办公感受的压力。具体来说，一方面，远程办公员工与组织物理隔离，容易引起心理距离的疏离，当面对更多的工作需求时，他们更容易受到组织给予其物质和精神上的支持的影响，减少由线上办公引起的对组织的疏远感及模糊感，进而增强员工的归属感，让员工有更强的动力投入工作中。另一方面，当员工感受到更多的组织支持时，他们认为自己的工作资源得到了补充，能够减少工作需求带来的负面影响，同时根据社会交换理论，员工得到了组织的支持会更加投入地工作以回报组织给予的关心，建立对组织的忠诚度。于是，提出以下假设：
假设5：远程办公提供的组织支持能调节工作需求对工作投入的消极影响。
假设6：远程办公提供的组织支持能调节工作需求对情感承诺的消极影响。
综上，图1说明了本研究的研究模型和假设。
3. 研究设计
3.1. 研究对象
本研究选取在中国工作的员工参与调查，采用问卷调查的方式，通过问卷回答的结果，筛选调查对象，即正在或一周内参与远程线上办公的人员。调研时间为2022年5月~8月，问卷发放地区主要为上海，新疆，辽宁等地。本调查共发放问卷411份，剔除反向题目错答，作答时间不符合实际，作答不完整问卷，回收有效问卷396份。通过问题“您是否正在或者在一周内参与远程线上办公？”筛选线上办公人群和接受组织支持的问卷，其中未进行线上办公的样本有85份。最终，符合调查研究的问卷254份。
在254份进行线上办公的样本中，男性144名，占比56.7%，参与调查的人员年龄段主要分布于26~40岁之间，其中26~30岁占比29.1%，31~40岁占比32.3%。调查涉及已婚样本居多，占比79.5%，职位等级普通员工和基层管理较多，分别占比52.4%和25.2%。工作5年以下的人数较多，占比32.7%，其次是5~10年和15年以上工龄的员工，分别占比28.0%和20.1%。
3.2. 测量工具
在量表的设计上，研究选取国内外成熟的量表并与研究内容结合进行题目选择与采用。同时在量表设计时保留部分反向题目，帮助调查对象提高答题时的投入度，帮助分析时剔除不认真做答问卷。
工作需求设置4个问题，通过文献分析得出的，涉及到线上办公员工的工作压力“我必须完成很多工作”，角色模糊“我不清楚上司希望我做什么”，时间压力“我的工作时间很紧迫”，工作–家庭冲突“我能协调并处理好工作及家庭的事宜”，使用李克特5点计量(Cronbach’s α = 0.754)。
工作自主权，采用刘聪等(2007) [13] 改编的中文量表，并根据调查实际情况进行删减代表题目有“我自己决定如何工作”，一共三道题目(Cronbach’s α = 0.796)。
组织支持，通过问题“是否提供物质或精神上的帮助”进行衡量判断，1为“提供物质帮助”。2为“提供精神帮助”，3为“物质和精神上的帮助均有”，4为“没有任何帮助”。
工作投入的测量采用Schaufeli (2006)等 [14] 设计的短版量表。选取活力，奉献和专注三个维度来衡量，选项使用李克特7点计量，代表题目有“工作时，我感到自己强大并且充满活力”(Cronbach’s α = 0.837)。
情感承诺采用Gao-urhahn，Bieman和Jaros (2016) [15] 修正的5题目情感承诺量表，选项使用李克特5点计量，代表题目“这是一个合适工作的组织”(Cronbach’s α = 0.885)。
3.3. 控制变量
工作投入，情感承诺等可能受多个变量影响，为了有效验证模型与假设，问卷设计时同时调查了员工的性别、年龄、学历，婚姻状况、公司类型、工作职位和工作年限几个类别。通过差异性检验来判断是否影响相关变量并进行控制。
4. 统计结果分析
4.1. 同源方差和共线性分析
通过对问卷调查结果进行探索性因子分析，使用Harman单因素法对所有变量提取并固定因子数为1。结果显示，第一个因子的方差解释率达到35.671%，未达到40%，因此不存在严重共同方法偏差。
通过逐步回归检验共线性，发现所有变量容差(tolerant)均大于0.3，方差膨胀因子(VIF)均小于4，因此排除变量多重共线性问题。
4.2. 信度和效度检验
研究使用SPSS26和amos22对收集数据进行信度和效度分析。工作自主权，工作需求，工作投入和情感承诺的Cronbach’s α值都大于0.7参考标准，说明问卷具有良好内部一致性。KMO = 0.931，适合因子分析，标准因子荷载数值基本接受，计算出的因子的平均方差提取值AVE > 0.4且构建信度CR > 0.7，证明问卷的聚合效度良好。各变量的AVE的平方根均大于其与其他变量间的相关系数值(见表1)，说明研究数据具有良好的区分效度。
4.3. 差异性检验和相关性分析
差异性检验发现，被调查者的年龄，学历水平，婚姻状况，公司类型和工作年限的差异都会影响工作自主权，工作需求，工作投入和情感承诺之间的相关性，因此将这几项在分析中作为控制变量进行计算。同时，被试变量组织支持在工作需求和情感承诺上存在显著差异。因此，在进行分层回归和链式中介效应分析时组织支持也作为控制变量进行分析。
表1展示了包括控制变量的均值，标准差和相关系数。工作自主权和情感承诺(r = 0.743, p < 0.001)，工作投入(r = 0.733, p < 0.001)正相关，和工作需求(r = −0.400, p < 0.001)负相关；工作需求与工作投入(r = −0.430, p < 0.001)和情感承诺(r = −0.444, p < 0.001)负相关；工作投入与情感承诺(r = 0.778, p < 0.001)正相关。上述结果初步验证了假设1~4。
4.4. 假设检验
通过SPSS软件对工作需求，工作投入进行中介效应的检验，结果见表2。模型1，模型2以工作需求为因变量，模型3，模型4以工作投入作为因变量，模型5~7以情感承诺为因变量。其中模型1，模型3和模型5只包含控制变量。模型2在模型1的基础上加入自变量工作自主权。模型4在模型3的基础上同样加入自变量工作自主权。模型6在模型5的基础上加入自变量工作自主权，模型7在模型6上加入中介变量工作需求，模型8则是在模型6的基础上加入中介变量工作投入。
Table 1. Descriptive statistics and correlation coefficient matrix
表1. 描述性统计和相关系数矩阵
注：N = 254；*p < 0.05，** p < 0.01，双尾检验。
Table 2. Results of the intermediate effects
表2. 中介效应检验结果
注：N = 254；*p < 0.05；**p < 0.01；***p < 0.001，双尾检验。
通过分层回归检验，模型6结果表明工作自主权(β = 0.740, p < 0.001)显著正向预测情感承诺，假设1成立。结合模型4，6，8的结果，工作自主权显著正向预测工作投入(β = 0.741, p < 0.001)，工作投入在工作自主权及情感承诺间起部分中介作用，假设2得到验证。同理结合模型2，6，7的结果，工作自主权显著负向预测工作需求(β = −0.402, p < 0.001)，工作需求工作自主权及情感承诺间起部分中介作用，假设3验证。
链式中介效应通过SPSS中的process插件进行检验，与分层回归控制相同的变量，结果见表3。工作自主权通过工作需求影响情感承诺，工作投入在工作自主权与情感承诺之前也发挥中介作用，同时工作需求和工作投入发挥链式中介作用。3条影响路径在95%的置信区间内均不包括0，进一步验证假设2，3，同时也验证了假设4。
Table 3. Chain-mediated effects test
表3. 链式中介效应检验
由于被试变量组织支持是分类变量，其他变量为连续变量，为了验证组织支持的调节作用，把组织支持按照问卷选项分类进行分组回归。结果显示，当向员工既提供物质支持精神支持时，工作需求对工作投入(β = −0.098，p > 0.05)和情感承诺的负向影响(β = −0.089, p > 0.05)不显著；当向员工单独提供物质支持时，工作需求显著负向影响工作投入(β = −0.708, p < 0.001)和情感承诺(β = −0.691, p < 0.001)；当只向员工提供精神支持时，工作需求也显著影响工作投入(β = −0.505, p < 0.001)和情感承诺(β = −0.653, p < 0.001)。因此，假设5成立，组织支持在工作需求和工作投入之间存在调节作用；假设6成立，组织支持在工作需求和情感承诺之间存在调节作用。
当单独向员工提供物质支持或者精神支持时，工作需求都显著影响工作投入和情感承诺，但给与精神支持时，工作需求对工作投入的负向影响比给予物质支持时要弱，说明在远程线上办公时，人们更渴望组织对其精神上的关注。为了进一步检验精神支持和物质支持时回归系数差异是否显著，对二者在两个路径上进行Z检验。当提供物质或精神支持时，对工作需求与情感承诺之间的回归系数变化Z = 0.55，对工作需求与工作投入之间的回归系数变化Z = 2.36，均小于2.58临界值，也就是说提供物质支持，精神支持的回归系数不存在显著差异。这表明只有组织既给予物质帮助，同时关注员工内心需求时，才能减少远程办公员工感知到的工作压力等对工作投入和情感承诺带来的负面影响。
Figure 2. Moderated effect of organizational support on job demand-affective commitment
图2. 组织支持对工作需求–工作投入的调节效应
Figure 3. Moderated effect of organizational support on job demand-work engagement
图3. 组织支持对工作需求–情感承诺的调节效应
为了更好理解调节效应的作用机制，根据上文得出的结论，画出交互效应图。图2表明，当在高组织支持感的影响下，远程办公员工的工作需求对员工工作投入的负向影响减弱，组织支持感负向调节员工的工作需求与其工作投入的关系。图3表示，当在高组织支持感的影响下，远程办公员工的工作需求对情感承诺的负向影响减弱，组织支持感也负向调节员工的工作需求与其工情感承诺的关系。
对于被调节的中介效应，采用process进行检验，结果如表4显示。判断在不同组织支持水平下的链式中介效应值及置信区间。当组织支持取低值，即在均值之下一个标准差(Mean − 1SD)时，链式中介效应值为0.105，95%置信区间为[0.044, 0.187]，不包含0，“自主权→需求→承诺”中介效应值为0.145，95%置信区间为[0.062, 0.261]，不包含0；而当组织支持取高值，即在均值之上一个标准差(Mean + 1SD)时，链式中介效应值为0.028，95%置信区间为[−0.007, 0.078]，“自主权→需求→承诺”中介效应值为0.026，95%置信区间为[−0.069, 0.138]，不包含0。所以中介效应之间存在差异(95%置信区间有的包含0，有的不包含0)，表明有调节的中介效应存在。因此，为线上办公员工提供的组织支持能负向调节工作需求对工作投入以及情感承诺的消极影响，当员工感受到的组织支持越高，工作需求对工作投入和对情感承诺的负面影响越小，进一步支验证了假设5。
Table 4. Moderated mediation test
表4. 被调节的中介效应分析
4.5. 研究结果讨论
本研究在对以往研究进行分析讨论的基础上，构建了一个有调节的链式中介模型来探讨远程办公员工的工作自主权与情感承诺的关系以及作用原理。得出以下结论：
实证检验了在远程办公的场景下，员工的工作自主权与情感承诺之间存在正向影响；工作投入与情感承诺存在正向影响，同时在员工的工作自主权于情感承诺之间充当中介。在传统办公环境下，工作自主权更多是组织有选择的赋予给员工的权利。通过研究实证，大部分远程办公员工同样具有较高的工作自主权，能有效正向预测工作投入和情感承诺。这是因为与传统办公模式不同，这种工作环境让员工更容易感受到时间与工作任务可以灵活的支配，而在中国越来越多人讨论“996”或“007”等工作方式时，远程办公让许多员工从这种模式里解放出来，所以对于他们来说工作自主权是重要的一种工作资源。
员工的工作自主权负向影响工作需求，同时工作自主权通过减少工作需求来影响员工的情感承诺；工作需求和工作投入在工作自主权和情感承诺之间充当链式中介。每个不同的工作环境是由特定的工作资源和工作需求组成 [16] ，在整理了关于远程办公的相关文献研究后发现，远程办公的工作需求主要是工作压力，时间压力，角色模糊和角色冲突中的工作–家庭冲突这四种。于是问卷设计研究远程办公员工的这四项需求，发现自主权显著预测工作需求，工作需求显著负向预测工作投入和情感承诺。以往研究证明工作需求和工作资源共同影响员工的工作态度，但在远程办公的特殊情景下，工作自主权通过减缓员工工作需求带来的消极影响来改变员工的工作态度。根据自我决定理论，员工组织环境发生变化，远程办公满足了员工自主需要，感受到更多的自主权，减少了工作需求给员工带来的压力，增进个体的身心健康，也增强了工作的意愿感。
在远程办公的环境下，组织支持能够调节工作需求对工作投入和情感承诺的负面影响。以往研究已表明，组织支持感作为一种重要的工作资源，与情感承诺和工作投入等行为正相关 [17] 。但在不同的情境下，组织支持带给员工的感受会发生变化，同时影响着他们的角色行为。实证研究表明，与低组织支持相比，当远程办公的员工感受到较高组织支持时，他们的工作需求几乎不对组织投入和情感承诺产生负面影响。远程线上办公中的员工没有与同事和上级面对面的互动，即使数字化使员工之间能够语音和视频通话，但员工更多还是通过办公软件进行对话，跟传统办公模式相比社会孤立感增强。同时，远程办公也改变了员工的工作方式，让员工难以肯定自己工作的意义。此时，当组织给予员工支持时，员工可以感受到组织对自身的肯定，增强了情感承诺，同时削弱了远程办公引起的孤立感和隔阂，减缓了由于工作压力引起的疲惫，倦怠等情绪，从而更好的融入工作中，增加了工作投入。其次，与组织同时投入物质支持和精神支持相比，单独提供一种支持的调节效应并没有显著区别。这是因为调查时远程办公的员工正面临疫情风险而被动选择这种模式，他们面临匮乏物质和消极的精神同时存在的情景，只有当组织既提供了物质的帮助还关注到员工的心里健康并帮助员工调节精神状态时，员工由工作需求引起的降低工作投入和情感承诺的状态才能更好的调解。研究还注意到，向员工提供精神支持时，要比提供物质支持时减少工作需求的负面影响相对较多，这也是因为远程办公员工更多面对的是精神上的耗竭和需求。
5. 结论与启示
5.1. 理论意义
首先，研究从远程线上办公的场景实证研究了中国员工的工作自主权对情感承诺的影响机制，检验了工作需求和工作投入的中介及链式中介效应即工作需求与工作投入在远程办公员工的自主权对情感承诺的正向影响中存在中介作用。同时验证了组织支持在“自主权→需求→投入→承诺”这一链式中介和“自主权→需求→承诺”中的调节效应。同时，研究将线上办公情景与员工工作行为态度领域相结合，深入探讨了不同情境下员工所拥有的不同工作需求和工作资源，同时利用资源保存理论和工作需求–资源模型，通过对254名线上办公的员工填写的问卷数据进行实证检验，了解影响远程办公员工的情感承诺的变量和路径。研究扩展了关于员工工作行为的研究，超越了以往该领域研究主要在传统情境下进行讨论的局限性。
5.2. 实践启示
目前，国内大多数企业仍只是将远程办公作为一种应急性的工作模式，但随着技术的发展，企业也意识到远程办公也具有节约成本，增加组织灵活性等优点，所以远程办公的模式在未来会逐渐扩展到不同领域的办公中。因此，企业应该重视远程办公给员工带来工作态度的变化。虽然远程办公员工会有更高的自主性，有家人陪伴，但工作上仍然会产生孤独感，甚至感觉孤独无助，对公司的归属感会有所缺失。为了减少员工的工作效率，提高员工的参与度，企业有必要通过积极改变对待员工的方式，提供足够的工作资源来降低工作需求水平。
管理者可以通过定期关注员工的工作进展，增加与员工的互动。管理者还需要关怀与支持远程办公的员工，增强员工与组织的粘性。为了帮助员工消除角色模糊和保证工作家庭的平衡，企业可以制定明确的工作任务时间安排，确保员工的工作时间和与家庭相处的时间界线清晰。企业的关怀与支持是员工进行工作活动的重要精神支撑。为降低线上办公员工的消极情绪，增加工作效率，管理者还应该给予下属支持和鼓励。在远程管理实践中，要注重物质与精神关怀并举，主动关心员工，适当给予员工物质福利，保障员工的基本权利，努力提高远程办公员工的工作满意度和幸福感，增强其对组织的认同感。