從政治認同、對黨忠誠到擔當作為
——基于非公企業黨員公共服務動機的分析

鄭建君 馬瑾霏

一、 引言

改革開放40多年來，非公有制經濟蓬勃發展，在我國社會主義建設中的地位和作用日益增強，成為社會主義市場經濟的重要組成部分。黨的十八大以來，黨中央高度重視非公有制經濟發展，非公有制經濟日益成為我國經濟發展的重要推動力量。習近平總書記強調：“非公有制企業的數量和作用決定了非公有制企業黨建工作在整個黨建工作中越來越重要，必須以更大的工作力度扎扎實實抓好?！薄?〕在非公經濟領域增強黨的階級基礎、擴大黨的群眾基礎的任務日益凸顯，加強非公企業黨建工作已經成為新時代基層黨建工作的重中之重。

黨員是黨的肌體的細胞和黨的活動的主體，黨員隊伍建設是黨的建設基礎工程〔2〕。黨的十八大以來，習近平總書記高度重視黨員黨建工作，對黨員提出了新的更高的要求，他在2021年秋季學期中央黨校(國家行政學院)中青年干部培訓班的開班儀式發表重要講話，強調黨員干部要信念堅定、對黨忠誠、實事求是、擔當作為，努力成為可堪大用、能擔重用的棟梁之才?！?〕近年來，非公企業黨員數量不斷增多，成為黨員群體中不可忽視的一部分，其政治心理狀況和擔當作為水平理應得到更多的關注。然而，非公企業黨員來源廣泛，管理難度較大；部分黨員缺乏堅定的理想信念，對黨建工作的積極性不高，大大影響了非公黨建的效果。如何激勵非公企業黨員擔當作為，使其充分發揮先鋒模范作用，就成為了新時代非公黨建的重要課題。目前，學界對于擔當作為影響因素的探討更多集中在組織和制度層面〔4〕，依托人力資源管理、績效管理的分析框架，而忽視了從政治心理的視角出發探究黨員擔當作為的內在心理機制。作為一種政治態度，政治認同對政治行為具有導向作用，因為“政治態度是政治行為的準備階段，是政治心理轉化為政治行為的必經環節，政治態度的傾向性決定了政治行為的選擇指向”〔5〕。個體如果對政治身份、政黨、制度、政策等具有較高認同，就會傾向于按照政治體制的要求規范自己的政治行為，服從政治權力確定的政治規范〔6〕?；谶@一思路，本文從政治認同出發，探討政治認同是否會影響、如何影響以及在何種情況下影響非公企業黨員的擔當作為。

本文的學術價值有以下四點：首先，本文將研究視線轉向非公企業黨員，重點關注他們擔當作為的心理機制，有助于豐富擔當作為研究的對象，并為非公企業黨建研究提供了一個新視角。其次，本文基于信仰的視角，提出非公企業黨員政治認同會通過對黨忠誠對其擔當作為產生影響，拓展了已有關于對黨忠誠和擔當作為的研究思路。在社會互動的過程中，非公企業黨員的政治認同不斷內化成為一種穩定的心理結構——信仰〔7〕，也就是理想信念；在堅定的理想信念基礎上，進一步產生對黨忠誠以及積極的政治行為——擔當作為。再次，本文提出并檢驗了公共服務動機在對黨忠誠和擔當作為中可能存在的調節作用，擴充了非公企業黨員擔當作為產生的邊界條件，豐富了公共服務動機研究的適用情境。在以往研究中，公共服務動機不僅是影響公共部門員工行為的重要因素，例如對工作投入〔8〕、組織公民行為〔9〕、變革型組織公民行為〔10〕、變革擔當行為〔11〕等都具有積極的預測作用，同時也是調節利組織行為影響關系的關鍵第三方變量，例如公共服務動機在對黨忠誠與組織建言的正向關系中表現出明顯的強化效應〔12〕。公共服務動機的“公共性”和對黨忠誠的要求相符，并且與擔當作為的導向具有較高的一致性，會助推對黨忠誠向擔當作為的轉化。鑒此，本文預期非公企業黨員的公共服務動機將強化對黨忠誠對擔當作為的影響。最后，本文構建了一個以對黨忠誠為中介變量、公共服務動機為調節變量的有調節的中介模型(moderated-mediation model)，探討了非公企業黨員政治認同影響其擔當作為的心理機制和邊界條件，從實證的角度為對黨忠誠、擔當作為搭建起一套相對完整的邏輯體系。本研究的開展不僅可以為相關理論研究提供新視角，也可以為激勵非公企業黨員擔當作為、推進非公企業黨建工作提供實踐啟示。

二、文獻綜述與研究假設

(一)政治認同與擔當作為

擔當作為，即“勇于擔當、善于作為”，擔當作為要求黨員干部不僅要認真履行現有的工作職責，更要發揮主觀能動性，表現出更多的角色外行為〔13〕。作為一種工作行為表現，擔當作為是指敢于負責、勇于實干并高質量完成任務的行為特征表現〔14〕，會受到個體心理、組織環境等多種因素的影響。在個體層面，個體的理想信念、能力素質、風險規避心理等被認為是影響擔當作為的重要因素〔15〕；角色認同在擔當作為動機和擔當作為關系中的中介作用也得到了證實。在組織層面，已有研究證明高承諾的工作系統、領導因素會對擔當作為產生正向影響；同時，通過健全完善黨員干部激勵、考核、容錯等機制，也能夠有效激發其擔當作為〔16〕。上述研究多從組織管理視角把擔當作為視作一種工作表現進行研究，但從政治心理與行為的視角來看，鑒于非公企業黨員職工的身份特殊性，其擔當作為本質上是一種自發的、積極的政治行為，在很大程度上會受到個體政治態度的影響。因此，本文嘗試探究非公企業黨員擔當作為背后的政治心理機制，重點關注政治認同對擔當作為的影響。

政治認同是個體在社會政治生活過程中形成的對政治系統的情感歸屬和認同態度，是個體對自我政治身份的確認，表現為按照政治制度、政治組織的要求規范自身的政治行為〔17〕。政治認同是個體心理狀態和行為實踐的統一，是個體政治行為實施的動力來源，對其政治行為的實施具有明顯的指引和驅動作用〔18〕。個體如果對政治系統有較高的政治認同水平，就會傾向于做出有利于其所屬政治系統的政治行為。根據社會認同理論，當某一特定社會群體的成員身份成為個體自我定義的基礎時，定義成員身份的態度和行為將被內化為個體的態度，并支配個體的行為〔19〕。作為一種典型的政治行為，非公企業黨員的擔當作為必然會受到其政治認同水平的影響。非公企業黨員的政治認同水平越高，為了維護其自我政治身份以及對政治系統的認同，其就會越傾向于采取有利于所屬政治組織的行為，從而會促進其發揮主觀能動性、表現出更明顯的擔當作為行為。鑒于此，本研究認為非公企業黨員的政治認同水平越高，就越傾向于擔當作為，擔當作為水平越高；反之，擔當作為水平越低?；谝陨戏治?，本研究提出假設H1：非公企業黨員的政治認同對其擔當作為具有顯著的正向影響。

(二)對黨忠誠的中介作用

天下至德，莫大乎忠。忠誠是我國千百年來無數仁人志士都十分崇尚的一種美德。何為忠誠，《忠經》中載：“忠者，中也，至公無私”，用現代漢語解釋就是對國家、人民、事業、上級、朋友等真心誠意、盡心盡力，沒有二心。對于黨員來說，忠誠是寫在黨章中的要求，是政治品格的首要標準，對黨忠誠根源于黨員深刻的政治認同。習近平總書記在2021年秋季學期中央黨校(國家行政學院)中青年干部培訓班開班式上指出，“理想信念堅定和對黨忠誠是緊密聯系的。理想信念堅定才能對黨忠誠，對黨忠誠是對理想信念堅定的最好詮釋”〔20〕。作為個體價值觀念的最高等級，信仰的形成會經歷對認知對象從認知、相信到確認的過程〔21〕。政治信仰是對政治系統、政治原則、政治觀念等的堅定信念，是個體在社會政治互動過程中從政治認同升華而成的一種更加深刻的政治情感。作為一種建立在馬克思主義信仰基礎上的國家忠誠，對黨忠誠的形成過程也是個體政治認同產生進而升華為政治信仰的過程。個體在社會政治互動和黨的學習教育過程中不斷加強對當前我國政治體系、政治制度、政治觀念的認知和了解，對其產生較強認同，并進一步確認了自己的政治信仰、堅定了理想信念，這種政治信仰和理想信念在黨員身上最顯著的表現即為對黨忠誠。

政治信仰能夠為個體提供政治價值判斷標準并對其政治行為起規范作用，是個體政治行為的行動指南〔22〕。作為黨員政治信仰的一種集中表現，對黨忠誠會促進黨員積極的政治行為。習近平總書記在2016年主持召開中央政治局民主生活會時指出，“對黨忠誠，不是抽象的而是具體的”〔23〕，具有較高水平對黨忠誠的黨員，其對黨的理念、方針、政策、立場都有堅定的認同和信仰，并愿意以此規范自己的行為，堅持黨的領導、嚴守黨的紀律、服從組織安排，堅持黨和人民事業高于一切，在困難時刻敢于挺身而出，承擔更多的使命和擔當，接受黨和人民的考驗。

綜上，對黨忠誠是非公企業黨員政治認同轉化為現實政治行為的一個中介橋梁，在社會政治互動的過程中，非公企業黨員的政治認同會深化為一種更加堅定的對我國政治體系、制度、立場、理論的堅定信仰，突出表現為對黨忠誠，并在此基礎上規范自己的政治行為表現，展現出一種勇于擔當作為的積極狀態。雖然我們認為對黨忠誠應該是無條件的、發自內心的，但是在現實情況中，非公企業黨員的對黨忠誠還可能受外部環境的壓力影響。有學者就曾借鑒自我決定理論的“自主性-控制性”二維動機，將對黨忠誠劃分為控制忠誠和自主忠誠〔24〕。自主忠誠是非公企業黨員在黨的教育下，政治認同自發轉化為深層的信念，進而產生的支持和維護，促進非公企業黨員更積極、主動地承擔重任；控制忠誠則是非公企業黨員在黨的紀律、規矩約束下，政治認同轉化成的一種更深刻的服從和遵守，也會對非公企業黨員的擔當起到一定的促進作用。鑒于此，我們認為非公企業黨員對黨忠誠的兩個維度——自主忠誠和控制忠誠都可以作為政治認同與擔當作為之間的中介變量?；谝陨戏治?，本研究提出假設H2a：非公企業黨員的自主忠誠在其政治認同和擔當作為間起中介作用；H2b：非公企業黨員的控制忠誠在其政治認同和擔當作為間起中介作用。

(三)公共服務動機的調節作用

公共服務動機是近年來公共管理領域研究關注的一大熱點。Perry等人在已有研究基礎上，首次明確提出公共服務動機概念，將其定義為“個人主要受或完全基于公共制度和組織的動機所驅使的傾向”〔25〕。本研究認為公共服務動機是人們發自內心地愿意為公共事業付出的利他動機，源于人們對公共服務精神的高尚追求和甘愿為公共利益犧牲的利他精神，其核心在于公共性和利他性。在我國的政治語境中，公共利益可以被理解為最廣大人民的利益，公共服務動機所強調的為公共事業、公共利益付出與中國共產黨的根本宗旨——為人民服務，在內涵上有一致性；即為公共事業付出就是為人民群眾付出，為公共利益犧牲就是為最廣大人民群眾的利益犧牲。如果非公企業黨員的公共服務動機水平較高，則意味著其為人民服務的立場更堅定，更愿意主動為人民擔當重任。已有研究證明公共服務動機對公務員的工作滿意度〔26〕、個體績效〔27〕、組織公民行為〔28〕、變革型組織公民行為〔29〕、變革擔當作為〔30〕、親社會行為〔31〕等都具有顯著的正向影響。公共服務動機在對黨忠誠與組織建言的正向關系中的邊界作用也得到有力證實。擔當作為要求非公企業黨員不僅要完成分內之事，更要主動承擔黨的使命和責任，在一定程度上與變革擔當作為、角色外行為等概念有相似之處。在已有研究基礎上，本文試圖探索公共服務動機是否在對黨忠誠和擔當作為的關系中起調節作用。

內在動機理論表明，如果個體行為更多受內在動機的影響，更多由自我激勵或自我決定〔32〕，就會更傾向于表現出高水平的行為〔33〕。公共服務動機是人們發自內心地愿意為公共事業付出的利他動機，是一種個體的內在動機，會對個體行為產生深刻影響。對于非公企業黨員來說，非公企業黨建工作的外部環境相對較差，對黨忠誠在實際轉化為擔當作為的過程中可能會受到外界干擾，公共服務動機作為內在動機就對他們的擔當作為起到了非常關鍵的作用。個體的公共服務動機水平越高，其“為人民服務”的意志就越堅定，愿意承擔更多黨交付的任務，主動地承擔重任。鑒于此，我們認為公共服務動機正向調節政治認同和擔當作為之間經由對黨忠誠的中介作用。非公企業黨員在高水平公共服務動機的影響下，會進一步強化自身的對黨忠誠，表現出更高的擔當作為；反之，對黨忠誠對擔當作為的影響較弱?；谝陨戏治?，本研究提出假設H3a：非公企業黨員的公共服務動機正向調節自主忠誠與擔當作為的正向關系，即公共服務動機的水平越高，自主忠誠對擔當作為的正向影響會越強；反之則越弱。H3b：非公企業黨員的公共服務動機正向調節控制忠誠與擔當作為的正向關系，即公共服務動機的水平越高，控制忠誠對擔當作為的正向影響會越強；反之則越弱。

基于上述分析，本研究的理論模型如圖1 所示。

圖1 本研究的理論模型

三、數據來源與方法

(一)樣本情況

本研究于2021年7月通過線上調查平臺定點向國內40家非公(民營)企業的黨員職工開展問卷調查，根據各非公企業黨員人數的5%共發放問卷3400份，收回有效數據2863份(有效率為84.21%)，單個非公企業參與調查的黨員的有效數據在11～190份之間。其中，男性1610人(56.23%)，女性1253人(43.77%)；受訪黨員的年齡在21～72歲之間(M=36.57、SD=8.43)；在學歷上，“初中及以下”學歷27人(0.94%)，“高中(含高職、高專)”學歷122人(4.26%)，“大?！睂W歷375人(13.10%)，“本科”學歷1572人(54.91%)，“研究生”學歷767人(26.79%)；在家庭狀況方面，未婚人群686人(23.96%)，已婚無子女人群246人(8.59%)，已婚有子女人群1931人(67.45%)；在單位角色方面，普通工作人員1475人(51.52%)，一般管理人員878人(30.67%)，中高層管理人員510人(17.81%)；在所從事的崗位性質上，專業業務崗2223人(77.65%)，行政管理崗550人(19.21%)，黨務管理崗90人(3.13%)；在黨組織內所承擔的角色上，普通黨員1952人(68.18%)，支部委員351人(12.26%)，支部書記467人(16.32%)，黨委委員72人(2.51%)，黨委書記21人(0.73%)。此外，在2863份有效數據中，受訪者的平均黨齡為11.69年，進入本單位的平均時長為8.62年，任職本崗位的平均時長為6.20年。

(二)變量測量

除上述人口學變量指標外，本研究還重點通過受訪者自評作答的方式對政治認同、對黨忠誠、擔當作為和公共服務動機等四個核心變量進行測量。

1.政治認同

對政治認同變量的測量，借鑒鄭建君編制的成熟量表〔34〕，從該量表的六個維度中選取因素載荷最高的六個題目組成政治認同簡版問卷，以考察受訪者在體制、政黨、身份、文化、政策和發展六個方面的認同水平。該測量工具采用正向6點計分，從“1非常不同意”到“6非常同意”，并對六個題目的得分加總取均值。在本研究中，該問卷的總體信度系數為0.86。

2.對黨忠誠

借鑒張書維等人編制的問卷〔35〕，同時考慮到該變量測量的復雜性、敏感性及穩定性，本研究從張書維等人的原問卷(自主忠誠15道、控制忠誠3道)中，選取因素載荷值大于0.6的八個題目，通過自主忠誠(5道題目)和控制忠誠(3道題目)兩個維度考察受訪者的對黨忠誠程度。該測量工具采用正向7點計分，從“1非常不認同”到“7非常認同”，并對各維度題目的得分加總取均值。在本研究中，自主忠誠和控制忠誠兩個維度的信度系數分別為0.93、0.75，問卷的總體信度系數為0.74；此外，復核效度檢驗結果顯示：χ2=1109.925，df= 19，CFI = 0.93，TLI = 0.90，RMSEA = 0.142，SRMR = 0.065，各題目的載荷在0.62～0.93之間。

3.擔當作為

使用郭晟豪編制的問卷對擔當作為變量進行測量，該問卷共一個維度、五道題目〔36〕。問卷采用正向7點計分，從“1非常不符合”到“7非常符合”，并對所有題目的得分加總取均值。在本研究中，該問卷的總體信度系數為0.86。

4.公共服務動機

對公共服務動機的測量，采用Wright等人編制、陳振明等人漢化修訂的由五道題目組成的問卷〔37〕。該測量工具采用正向6點計分，從“1非常不同意”到“6非常同意”，并對所有題目的得分加總取均值。在本研究中，該問卷的總體信度系數為0.84。

(三)統計分析策略

本研究采用SPSS 26.0、Mplus 8.3對數據進行管理和統計分析，根據所設定的假設模型開展如下步驟的分析：第一，運用結構方程模型中的驗證性因素分析，分析、比較所關注核心變量可能存在的幾種關系結構，并對共同方法偏差影響進行檢驗；第二，在對核心變量進行描述統計分析的基礎上，初步檢驗各變量及人口統計學指標之間的相關關系；第三，對相關變量予以控制，通過分步回歸分析檢驗有調節的多重并行中介模型；第四，根據公共服務動機與兩個中介變量的交互作用情況，繪制相關作用圖并進行簡單斜率檢驗，進一步分析不同公共服務動機水平下的中介效應差異。

四、非公企業黨員擔當作為的生成機制

(一)變量關系結構的驗證性因素分析

針對本研究所關注變量，對可能存在的變量關系結構進行區分效度檢驗。其中，除五因素基準模型外，還構建了五個競爭模型，具體來看：模型A將“政治認同與自主忠誠”兩個因素予以合并，模型B將“政治認同與控制忠誠”兩個因素予以合并，模型C將“政治認同、自主忠誠、控制忠誠”三個因素予以合并，模型D將“自主忠誠、控制忠誠、公共服務動機”三個因素予以合并，模型E將“政治認同、自主忠誠、控制忠誠、公共服務動機”四個因素予以合并。采用結構方程模型中的驗證性因素分析，對基準模型及五個競爭模型的擬合指數進行分析比較(結果如表1所示)，基準模型在各個擬合指標上的表現，明顯優于其他五個競爭模型；說明五因素的基準模型較好地反映了變量之間的關系結構，具有較好的區分效度，適宜在此基礎上進行后續的假設檢驗。

表1 驗證性因素分析結果

此外，對于因單一化的數據獲取途徑而造成的同源偏差影響，采用兩種方式予以檢驗排除。一是將五因素整合為一個因子，如表1中模型F的檢驗結果所示，與其他五個競爭模型相比，單因素模型的擬合結果相對最差；二是將可能引發同源偏差的方法因素作為未知變量加入基準模型，結果發現其擬合指數并未得到顯著提升且有所下降，χ2=4593.505、df=224、RMSEA=0.083、CFI=0.89、TLI=0.86、SRMR=0.847。據此可知，由于數據同源偏差而對研究結果產生干擾影響的可能性并不大，可以對假設模型進行進一步的檢驗。

(二)描述統計分析

針對本研究所關注的核心變量及相關人口統計學指標進行描述統計分析，均值、標準差及變量間的相關系數等統計量結果，如表2所示：政治認同、自主忠誠、控制忠誠、擔當作為和公共服務動機五個因素兩兩之間表現出顯著的正相關。同時，性別、年齡、本人在單位角色、本人在黨組織內角色、任職本崗位時長、入黨時長等因素也與其擔當作為表現具有顯著相關。

表2 核心變量描述統計結果及相關矩陣

(三)假設檢驗分析

采用分步回歸分析對政治認同與擔當作為關系以及對黨忠誠和公共服務動機在此關系中的中介、調節作用。具體步驟如下：第一，將人口學變量指標中的類別變量轉化為虛擬變量，同時為避免多重共線性的干擾影響，還對所關注的變量予以標準化處理；第二，在控制相關人口統計學變量指標的基礎上，分步對政治認同的主效應、自主忠誠和控制忠誠的中介效應、公共服務動機的調節效應等進行檢驗。具體的檢驗結果見表3所示：政治認同對擔當作為的主效應顯著(b=0.35、se=0.02、t=15.54、p<0.001)，對自主忠誠(b=0.34、se=0.01、t=36.23、p<0.001)和控制忠誠(b=0.23、se=0.03、t=8.29、p<0.001)兩個維度的影響顯著；在加入中介變量后，政治認同對擔當作為的影響效應仍然顯著(b=0.09、se=0.03、t=3.47、p<0.01)；在加入調節變量及相關交互項后，公共服務動機的主效應顯著(b=0.23、se=0.03、t=9.24、p<0.001)，公共服務動機與自主忠誠的交互效應顯著(b=0.06、se=0.01、t=4.10、p<0.001)，而公共服務動機與控制忠誠的交互效應不顯著(b=-0.02、se=0.02、t=-0.78、p=0.44)。由上述結果可知，對黨忠誠在政治認同與擔當作為的關系中具有顯著的中介作用，同時公共服務動機在自主忠誠與擔當作為的關系中具有顯著的調節作用。

表3 關于對黨忠誠中介效應和公共服務動機調節效應的檢驗

為更直觀表現公共服務動機的調節效應，以其均值加減一個標準差為操作繪制公共服務動機與自主忠誠的交互效應圖(見圖2)。對應的簡單斜率檢驗結果顯示：在公共服務動機水平較低的情況下，自主忠誠對擔當作為的正向影響相對較弱(b=0.29、se=0.02、t=12.79、p<0.001)；而在公共服務動機水平較高的情況下，自主忠誠對擔當作為的正向影響相對更強(b=0.38、se=0.03、t=14.31、p<0.001)。二者的斜率差異檢驗結果顯示，公共服務動機高低水平下，自主忠誠對擔當作為的影響差異顯著，Z=2.50、p<0.05。

使用process插件中的Bootstrap法(5000次)進行中介效應的檢驗，結果顯示：總的中介效應顯著(中介效應值0.26〔0.22，0.30〕，se=0.02)，中介效應占總效應的74.29%；自主忠誠的中介效應顯著(中介效應值0.27〔0.23，0.31〕，se=0.02)，而控制忠誠的中介效應不顯著(中介效應值-0.01〔-0.01，0.00〕，se=0.004)。同時，對有調節的中介效應做進一步的分析，結果見表4。在不同水平的公共服務動機條件下，自主忠誠均表現出顯著的中介效應，其中高水平公共服務動機組中自主忠誠的中介效應顯著強于低水平公共服務動機組，二者中介效應值的差異為0.05〔0.01，0.07〕；而控制忠誠在不同水平的公共服務動機條件下均不存在顯著的中介效應。

表4 有調節的中介效應分析

五、討論與總結

(一)結果分析

黨的十八大以來，習近平總書記多次強調黨員干部要有擔當精神，黨中央也陸續出臺了一系列政策激勵黨員干部擔當作為；例如在中共中央辦公廳印發的《關于進一步激勵廣大干部新時代新擔當新作為的意見》中就強調，要在當前形勢下建立完善激勵機制和容錯糾錯機制，與此同時，“擔當作為”也日漸成為學術界關注的重點議題。在已有研究的基礎上，本研究進一步聚焦非公企業黨員這一群體，首次探索了非公企業黨員擔當作為的心理機制，嘗試將政治認同、對黨忠誠、公共服務動機、擔當作為納入統一框架進行分析，搭建起從政治認同到對黨忠誠再到擔當作為的邏輯鏈條，并把公共服務動機作為邊界條件納入其中進行檢驗，為深入理解擔當作為影響機制提供了新的研究思路與證據。

從本研究所關注的研究主線來看，非公企業黨員的政治認同對其擔當作為具有顯著的正向影響作用，假設H1得到驗證支持。作為包含實踐范疇在內的政治態度變量，政治認同對個體的政治行為具有導引作用被大量研究所證實。在此基礎上，本研究進一步將二者關系聚焦于非公企業黨員群體，基于數據分析結果發現，個體的政治認同水平越高，就越傾向于表現出積極的政治行為——擔當作為。根據社會認同理論，盡管個體所處企業環境具有非公有制經濟屬性，但黨員群體對其所擁有的黨員身份及所在的政治組織，仍舊表現出極高的認受水平與歸屬意愿，并由此展現出顯著的親組織行為，即擔當作為。

作為一種特殊的組織公民行為，非公企業黨員職工所表現出的擔當作為，不僅受到其政治認同水平的影響，同時二者的關系還受到其對黨忠誠態度的中介作用，假設H2a得到驗證支持。具體到本研究，基于張書維等人有關對黨忠誠的維度劃分進行檢驗，結果發現：自主忠誠在政治認同與擔當作為的關系中表現出顯著的中介作用，而控制忠誠的中介效應卻不顯著。這可能是因為當非公企業黨員對所在黨組織及自身黨員身份具有高度認同時，會在此基礎上形成堅定的理想信念，發自內心地愿意對黨保持忠誠，進而使其在義務履行、責任承擔上表現出更高水平的意愿和更為積極的行為實施；“政治認同—自主忠誠—擔當作為”這一路徑，正是對非公企業黨員內在政治心理變化過程及其轉變為實際政治行為過程的反映。然而，控制忠誠與擔當作為具有顯著的負相關且中介作用不顯著，因為雖然政治認同也會對控制忠誠產生一定的積極影響，但主要受外界強制力約束而產生的控制忠誠，其不具有促進個體擔當作為表現的轉化功能，甚至可能會激起其消極情緒，使其表現出懈怠、應付等不良行為。

公共服務動機在對黨忠誠與擔當作為間的調節作用得到了部分支持，假設H3a得到驗證。其中，公共服務動機正向調節自主忠誠與擔當作為的關系；具體而言，高公共服務動機水平下，自主忠誠的中介效應更顯著。作為一種愿意為公共利益犧牲的利他性動機，公共服務動機與黨“為人民服務”的宗旨具有意涵上的一致性，因而公共服務動機較高的非公企業黨員更有可能在對黨忠誠的基礎上表現出實際的擔當行為。但是，公共服務動機在控制忠誠與擔當作為關系中的調節作用并未通過檢驗。究其原因，主要在于自主忠誠和控制忠誠不同的動因。根據自我決定理論，自主忠誠是個體受情感、信仰等內因驅動產生的，而控制忠誠是在外部壓力、成本—利益分析等影響下產生的。公共服務動機和自主忠誠都是受內因驅動，兩者的互動更容易實現。因此，公共服務動機會對自主忠誠—擔當作為的關系起到加成效果，而對控制忠誠—擔當作為的關系并不具有調節效應。

(二)實踐意涵

本研究重點關注非公企業黨員擔當作為的心理機制，對進一步推動非公企業黨員擔當作為、加強非公企業黨建具有重要的實踐意義，具體表現為以下四點。第一，非公企業黨員擔當作為是非公企業黨建效果的重要體現，且非公企業黨員在非公企業黨組織的建設和發展中扮演著不可或缺的角色。在未來推進非公企業黨建工作時，要更加重視對黨員個體的關注，做好黨員發展和教育工作，激勵黨員自發、積極地擔當作為，發揮先鋒模范作用。第二，非公企業黨組織在黨建工作過程中，要把黨員發展教育與政治心理動向考察結合起來，及時掌握黨員職工的思想動態和政治心態，加強黨員認同意識的培育，鞏固、提高非公企業黨員的政治認同水平，破解其擔當作為動力不足的困境。第三，要加強對非公企業黨員的對黨忠誠和理想信念教育，特別是要抓好理論學習，結合非公企業工作實際推進學思踐悟、知行統一教育活動，在實踐中提升非公企業黨員的馬克思主義理論素養，從而使其堅定理想信念，自發自愿增強對黨忠誠，形成自主忠誠，進而促進政治認同向實際的擔當作為的轉化。第四，要著力提升非公企業黨員的公共服務動機，加大對非公企業優秀黨員的宣傳和表彰力度，充分利用先進典型、身邊人和身邊事進行榜樣教育，提升非公企業黨員的集體意識、公共服務意識，從而激勵其工作中敢于擔當、積極作為。

(三)研究展望

盡管本研究對非公企業黨員擔當作為心理機制的探索獲得了一些有意義的發現，但從研究本身來說還存在一些局限和不足，需在今后的研究中加以改進。首先，本研究采用問卷調查法，通過自陳式量表測量的方式獲取樣本數據。鑒于本研究變量的特殊性，被試必然會受到社會贊許的影響，這可能會帶來一定的偏誤。在未來研究中，可以對個別變量，例如擔當作為，采用他評方式予以測量，同時加入對社會贊許變量的控制分析，以增強數據的客觀性和變量關系的可靠性。其次，本研究重點考察了非公企業黨員擔當作為的心理機制，但在研究設計中并未涉及組織環境、領導上級等外在因素的影響，所選取變量主要集中于個體心理范疇且層次較為單一。未來研究可將多層級因素納入研究假設，綜合個體層面與組織層面因素的交互影響，進而提高對非公企業黨員群體擔當作為影響機制的認識水平。最后，在本研究中，公共服務動機在控制忠誠和擔當作為的關系中并不存在顯著的調節效應，這一結果提示我們，上述關系中可能還存在其他調節變量發揮作用。未來研究可嘗試引入新的調節變量，例如黨組織的威信，更進一步考察政治認同對擔當作為影響機制的作用條件。