基層公務員進取精神向擔當作為轉化的過程機制與條件

鄭建君 馬瑾霏 楊安琪

一、引言

基層公務員是連接黨和人民的紐帶,是黨和國家各項政策的實際執行者,其工作表現會很大程度上影響基層治理的效能。隨著基層治理體系和治理能力現代化建設深入推進,基層政府承擔的治理任務日益艱巨,在此背景下,建設一支“忠誠、干凈、擔當”的基層公務員隊伍刻不待時。然而,面對復雜的工作環境、有限的工作資源、狹窄的晉升渠道,基層公務員職業、工作倦怠,懶政怠政等問題仍舊突出(1)具體參見歐小蓉. 基層公務員“懶政怠政”的治理路徑[J].領導科學,2015(22): 44—45; 鄭建君.基層公務員角色壓力與工作倦怠的心理健康調節作用[J].哈爾濱工業大學學報(社會科學版), 2015(01): 20—25; 陳新明,蕭鳴政.基層公務員職業發展倦怠問題新探索——基于心理定力視角的實證研究[J].中共中央黨校(國家行政學院)學報, 2020(03): 84—91.,與新時代對黨員干部群體“勇于擔當、善于作為”的要求不符,如何激勵基層公務員擔當作為成為理論和實踐中都亟待解決的難題。迄今為止,已有關于擔當作為的影響因素及生成機制的研究多從制度、組織層面予以關注,證實了高承諾工作系統、組織支持感、倫理型領導、領導的公共服務動機等情境因素會顯著影響個體的擔當作為(2)具體參見鄭志龍,黃旭.組織支持感對基層公務員擔當作為的影響分析——以公共服務動機為中介變量[J].鄭州大學學報(哲學社會科學版), 2021(03): 18—22;陳鼎祥,劉幫成.倫理型領導影響基層公務員變革導向組織公民行為的實證研究[J].中南大學學報(社會科學版), 2021(03): 100—111; 劉幫成,陳鼎祥.何以激發基層干部擔當作為:一個戰略性人力資源管理分析框架[J].公共行政評論, 2019(06): 6—19.,而對于影響擔當作為的個體心理因素的關注相對有限(3)郭晟豪.基層干部何以擔當作為?測量、動機與前因機制[J].心理科學進展, 2020(06): 924—934.,反映個體內在精神、特質對擔當作為可能產生的影響,尤其是基層公務員擔當作為內在形成機制的研究相對缺乏,這方面的研究有必要進一步拓展。

根據自我決定理論(Self-determination Theory),自主性動機能有效提升個體的績效表現和幸福感,尤其是當工作任務需要創造力、認知靈活性以及處理復雜信息時。(4)Gagne M, Deci E L. “Self-determination theory and work motivation”[J].Journal of Organizational Behavior, 2005, 26(04): 331—362.進取精神作為個體的一種積極奮進、立志有所作為的精神狀態,屬于基層公務員的自主性動機,會促進其在工作中奮發向上,勇于擔當責任與使命。然而,個體動機向實際行為的轉化需要經歷復雜的心理機制,會受到其他多種動機以及情境因素的綜合影響。根據工作要求—資源模型(Job demands-resources model, JD-R),個人資源作為一種積極的自我信念(例如樂觀、自我效能感、自尊、進取等)會對個體的工作投入產生顯著的正向影響,而高工作投入往往能夠帶來較高的個體和組織績效。(5)Bakker A B, “Demerouti E.Towards a model of work engagement”[J].Career Development International, 2008(03): 209—223.積極進取的基層公務員一般能更輕松面對工作壓力、逆境和損失(6)才國偉,吳華強.進取、公平與社會信任[J].經濟管理,2016 (01):62—72.,會投入更多的時間、專注到工作中,從而在完成角色范圍內的任務績效外,還能主動承擔額外的責任。鑒于此,本文擬從個體心理角度切入,探究并檢驗基層公務員進取精神影響擔當作為的作用路徑以及工作投入在兩者間的中介效應。此外,Bakker 認為公共服務動機可能會加強個人資源和工作投入之間的正相關關系,因為具有高水平公共服務動機的基層公務員通常認為他們的工作重要且有價值和意義,會投入更多的資源到公共服務工作中,從而展現出優秀的工作表現。(7)Bakker A B. “A Job Demands-Resources Approach to Public Service Motivation”[J]. Public Administration Review, 2015(05): 723—732.鑒于此,本文嘗試引入公共服務動機作為邊界條件,檢驗其是否以及會在何種程度上對進取精神向工作投入的轉化以及工作投入的中介效應產生影響。

綜上所述,本文基于自我決定理論和工作要求—資源模型,從個體心理視角切入探究基層公務員的進取精神經由工作投入影響其擔當作為的心理機制,并將公共服務動機作為調節變量納入分析框架予以檢驗。因此,本研究具有較強的理論和實踐價值:首先,進取精神和擔當作為都是中國本土的政治表述,以二者為研究對象有利于構建我國政治話語體系;其次,本研究從個體心理視角出發探究進取精神和擔當作為之間的相關關系,并且引入工作投入、公共服務動機分別作為中介和調節變量,豐富了有關擔當作為影響機制的研究思路;最后,本文關注個體心理因素對擔當作為的影響作用,是對當前強調制度保障的有益補充,對于激勵基層公務員擔當作為的實踐具有啟發意義。

二、理論分析與研究假設

(一)進取精神與擔當作為

擔當作為是新時代黨對基層干部行為要求的一種集中概括,作為基層公務員在公共服務場域下一種自發、積極的工作表現,擔當作為具體體現為敢于負責、勇于實干并高質量完成工作任務。(8)郭晟豪.基層干部的擔當作為:基于角色認同中介的動機與行為關系研究[J].公共管理與政策評論, 2021(01): 67—80.已有研究發現,組織因素、制度因素和個體心理是影響基層公務員擔當作為的重要因素。(9)譚新雨.外部環境變遷、服務動機激勵與基層公務員變革行為——基于中國4省基層公務員調查的混合研究[J]. 公共行政評論,2019(06): 63—84.其中,組織、制度因素(如領導的公共服務動機、高承諾工作系統、領導成員交換關系等)被證實會通過個體心理機制影響其擔當作為(10)具體參見劉幫成,陳鼎祥.何以激發基層干部擔當作為:一個戰略性人力資源管理分析框架[J].公共行政評論, 2019(06): 6—19; 陳鼎祥,劉幫成.基層公務員變革擔當行為的形成機理研究——公共服務動機的涓滴效應檢驗[J].公共管理評論, 2021(01): 47—67; 林亞清,張宇卿.領導成員交換關系會影響公務員變革型組織公民行為嗎?——變革義務感的中介作用與公共服務動機的調節作用[J].公共行政評論,2019(01): 132—150.,諸如擔當作為動機、角色認同、公共服務動機、組織支持感、變革承諾等個體心理因素和擔當作為(包括利組織的公民行為)間也有顯著的正向關系(11)具體參見鄭志龍,黃旭.組織支持感對基層公務員擔當作為的影響分析——以公共服務動機為中介變量[J].鄭州大學學報(哲學社會科學版), 2021(03): 18—22; 劉幫成,陳鼎祥.何以激發基層干部擔當作為:一個戰略性人力資源管理分析框架[J].公共行政評論, 2019(06): 6—19; 郭晟豪.基層干部的擔當作為:基于角色認同中介的動機與行為關系研究[J].公共管理與政策評論,2021(01): 67—80; 譚新雨.外部環境變遷、服務動機激勵與基層公務員變革行為——基于中國4省基層公務員調查的混合研究[J].公共行政評論,2019(06): 63—84;陳鼎祥,劉幫成.基層公務員變革擔當行為的形成機理研究——公共服務動機的涓滴效應檢驗[J].公共管理評論, 2021(01): 47—67.。但從個體心理視角來看,現有研究在有關擔當作為影響機制的研究中,多將個體心理因素作為中介或者調節變量予以考慮(12)具體參見林亞清,張宇卿.領導成員交換關系會影響公務員變革型組織公民行為嗎?——變革義務感的中介作用與公共服務動機的調節作用[J].公共行政評論, 2019(01): 132—150;劉倩,李志.組織容錯會影響公務員創新行為嗎?——自我效能感和公共服務動機的鏈式中介作用[J].公共行政評論,2021(03): 24—39;陳振明,林亞清.政府部門領導關系型行為影響下屬變革型組織公民行為嗎?——公共服務動機的中介作用和組織支持感的調節作用[J].公共管理學報,2016(01): 11—20; 鄭志龍,黃旭.組織支持感對基層公務員擔當作為的影響分析——以公共服務動機為中介變量[J].鄭州大學學報(哲學社會科學版), 2021 (03): 18—22.,忽視了其作為直接影響因素對個體擔當作為的作用。為此,本研究選取進取精神這一個體心理變量,嘗試對其與擔當作為的心理作用機制進行分析。

進取精神是個體積極向上、立志有所作為的一種精神狀態和職業態度(13)才國偉,吳華強.進取、公平與社會信任[J].經濟管理,2016 (01): 62—72.,具有較強進取精神的個體,通常對工作有更高的熱忱,會更加努力地完成工作任務,勇于挑戰更高的目標,并愿意為之付出超乎尋常的努力。根據自我決定理論,個體行為動機的自主性越強,其越有可能被激發出活力,從而有更優異的工作表現和更高的工作滿意度。(14)具體參見Gagne M, Deci E L. “Self-determination theory and work motivation”[J].Journal of Organizational Behavior, 2005(04): 331—362;郭晟豪.基層干部的擔當作為:基于角色認同中介的動機與行為關系研究[J].公共管理與政策評論,2021 (01): 67—80.當基層公務員受其內在精神、價值取向、態度等相對穩定心理因素驅使,擔當作為動機的自主性越強,其擔當作為的實際效果可能會更佳。具體而言,那些具有較強進取意識和特質的基層公務員,受這種干事創業、積極進取精神的驅動,更有可能在日常工作中和面對困難時敢于挺身而出、勇于迎難而上、積極擔當作為。因此,本研究認為進取精神能夠有效激發基層公務員的擔當作為表現。

據此提出假設 H1:基層公務員進取精神與其擔當作為表現之間具有顯著的正相關關系。

(二)工作投入在進取精神與擔當作為關系中的中介作用

作為一種積極的、充實的、與工作相關的精神狀態,工作投入反映了個體對某一工作的認可及投入程度,具體特征表現為持久的活力、奉獻和專注。(15)具體參見Schaufeli W B, Salanova M, González-Romá V, et al. “The Measurement of Engagement and Burnout: A Two Sample Confirmatory Factor Analytic Approach”[J].Journal of Happiness Studies, 2002(01): 71—92; Kahn W A. “Psychological Conditions of Personal Engagement and Disengagement at Work”[J].The Academy of Management Journal,1990(04): 692—724.根據工作要求—資源模型,工作投入會受到工作資源、個人資源以及工作要求等因素的影響;其中,個人資源被定義為個人對自己成功控制和影響環境的能力的感覺,樂觀、自信、上進的個人往往能更充分地調動工作資源,更容易在工作中獲得滿足和成就感,因而其對工作的投入程度會更高。(16)具體參見Bakker A B, Demerouti E. “Towards a model of work engagement”[J]. Career Development International, 2008(03):209—223; Xanthopoulou D, Bakker A B, Demerouti E, et al. “The role of personal resources in the job demands-resources model”[J]. International Journal of Stress Management, 2007(02):121—141.既有實證研究表明,犧牲奉獻動機、公共服務動機、政治參與動機等自主性動機都會對公務員的工作投入產生積極影響。(17)具體參見方俊,喻帥,吳玉潔等.組織承諾對公務員工作投入的影響:以公共服務動機為中介變量——基于X市某區級政府的實證研究[J].華南理工大學學報(社會科學版),2020 (02): 112—123;朱光楠,李敏,嚴敏.公務員公共服務動機對工作投入的影響研究[J].公共行政評論,2012 (01): 122—144;郭晟豪.預算繁文縟節的干擾:公務員的政治參與動機、犧牲奉獻動機與工作投入[J].公共行政評論,2021 (03): 60—78.進取精神作為一種個體積極向上的精神狀態和職業態度,是激勵其自發主動投身工作的重要動力來源;同時,也可將進取精神視作個體所持有的一種正向心理資源,且這種個人資源對其工作投入具有支持效應。具體而言,公務員的進取精神越強,其對工作也表現出越高的熱情,也更能夠充分調動工作資源,更加積極樂觀地面對各種困難與挑戰,進而表現出更高水平的工作投入。

此外,工作要求—資源模型還指出,個人資源會通過工作投入影響個體的工作績效。(18)Bakker A B, Demerouti E. “Towards a model of work engagement”[J].Career Development International, 2008(03): 209—223.已有研究也證明了這一觀點,高工作投入意味著個體將投入更多的精力和時間到工作中,在工作中表現出更加積極、努力的狀態,進而會激發其工作績效(包括角色內績效、角色外績效)的提升及其他主動行為(包括組織公民行為)。(19)具體參見王玉峰,金葉欣.變革的積極應對、工作投入對員工績效的影響——技能的調節作用[J].科學學與科學技術管理,2016 (04): 158—171;單云昭,侯楠.志同道合,績效更優:領導—下屬公共服務動機一致性、工作投入與服務績效[J].中國人力資源開發,2019 (02): 35—46; Hall G B, Dollard M F, Winefield A H, et al.“Psychosocial safety climate buffers effects of job demands on depression and positive organizational behaviors.” [J]. Anxiety Stress Coping.2013(04): 355—377.對于公務員群體而言,工作投入也是影響其任務績效的重要因素。(20)具體參見馬曉悅,季楚瑋,陳強等.社交媒體超載對公務員任務績效的影響——一個鏈式中介模型[J].公共管理與政策評論,2021 (05): 33—46; 謝凌玲.公務員圈內人身份感知對任務績效的影響研究——基于差序格局理論[J].北京航空航天大學學報(社會科學版),2014 (06): 7—14.具體來說,工作投入水平較高的公務員,會在工作中保持更高的專注度,更加積極主動地完成組織布置的各項工作任務,甚至承擔超出職責范圍內的任務和挑戰,進而表現出擔當作為。綜上,本研究結合工作要求—資源模型推測,進取精神通過提升基層公務員的工作投入水平進而激勵其擔當作為,即基層公務員的進取精神越強,其在工作中投入的時間、精力等越多,越傾向于表現出擔當作為。

據此提出假設 H2:在基層公務員進取精神與擔當作為的關系中,其工作投入具有顯著的中介作用。

(三)公共服務動機在進取精神與擔當作為影響機制中的調節作用

1.公共服務動機對進取精神與工作投入關系的調節作用。公共服務動機反映了一種個體主要或完全受公共機構和組織的動機所驅使的傾向(21)Perry J L, Wise L R. “The Motivational Bases of Public Service”[J].Public Administration Review, 1990(03): 367—373.,這種傾向會使個體超越利己的價值觀和價值取向,更多關注所在政治組織和集體的利益,并且激勵其表現出利組織行為(22)Vandenabeele W.“Toward a public administration theory of public service motivation-An institutional approach”[J]. Public Management Review, 2007(04): 545—556.。作為一種為公共利益服務的利他性傾向,公共服務動機會對個體在組織中的表現產生較強影響,甚至會促進個體的組織公民行為以及親社會行為。對基層公務員而言,公共服務動機是其超越自身利益與組織利益,全心全意為人民群眾服務的內在動機。(23)鄭志龍,黃旭. 組織支持感對基層公務員擔當作為的影響分析——以公共服務動機為中介變量[J]. 鄭州大學學報(哲學社會科學版), 2021 (03): 18—22.已有研究證實,公共服務動機不僅直接作用于基層公務員的工作投入,而且還會與其他變量形成交互效應對工作投入本身及其影響機制產生影響(24)具體參見朱光楠,李敏,嚴敏. 公務員公共服務動機對工作投入的影響研究[J]. 公共行政評論,2012 (01): 122—144; 祝軍. 青年公務員公共服務動機對工作投入的影響研究[J]. 中國青年政治學院學報,2013 (05): 77—81; 羅興雷,王松. 農村基層干部公共服務動機與工作投入研究[J]. 農村經濟與科技,2020 (05): 279—280; 王法碩. 社交媒體信息超載如何影響公務員工作投入?[J].電子政務, 2020(11): 48—58.;具體而言,基層公務員的公共服務動機水平越高,其對自身肩負使命的感知也越深刻,進而也會更積極地投身于為人民服務的事業中。

在工作要求—資源模型的發展過程中,學者們也曾嘗試納入公共服務動機,認為公共服務動機可能會增強個人資源和工作投入之間的正相關關系。(25)Bakker A B. “A Job Demands-Resources Approach to Public Service Motivation”[J]. Public Administration Review, 2015(05): 723—732.具有高水平公共服務動機的公務員,其服務人民的使命感也更強,也更能體會到工作的價值和意義,因而會將更多的個人資源(如時間、精力等)投入于公共服務工作,進而有更好的工作表現?；谏鲜龇治?本文認為公共服務動機能調節進取精神對工作投入的正向影響。具體而言,公共服務動機水平較高的基層公務員,其對工作的責任感、奉獻精神越強,這會激勵其充分調動進取、奮斗等精神動力,進而投入更多的時間、精力到工作中;反之,公共服務動機水平較低的基層公務員,其對基層工作缺乏責任感、使命感,對工作的積極性不高,因而難以充分調動進取精神等個人心理資源,難以全身心投入到工作中。

據此提出假設 H3:公共服務動機在進取精神與工作投入的關系中發揮正向調節作用,即基層公務員的公共服務動機越強,其進取精神對工作投入的正向影響作用越大。

2.公共服務動機對工作投入中介作用的調節影響。結合上述假設,基層公務員的進取精神與其擔當作為關系的模型可以進一步理解為被調節的中介作用。具體而言,工作投入在基層公務員進取精神影響其擔當作為的過程中起中介作用,且工作投入的中介效果被公共服務動機所調節。當基層公務員的公共服務動機水平較高時,他們為公共利益服務的使命感會更強,進取精神對工作投入的促進作用也會更顯著;工作投入的提升會增強基層公務員在基層工作中的專注、敬業以及奉獻程度,從而激發他們更多的擔當作為。反之,當基層公務員的公共服務動機水平較低時,他們為人民服務的使命感也會偏弱,從而減弱進取精神對工作投入的促進作用;而更低的工作投入會使基層公務員趨向于保守、敷衍、懈怠,最終削弱了他們的擔當作為。鑒于此,本文認為工作投入最終傳導了基層公務員進取精神對其擔當作為的效應,且公共服務動機對這一中介效應具有調節作用;即在進取精神水平相同的情況下,具有更高公共服務動機的基層公務員,其進取精神會更多轉化為工作投入,進而對其擔當作為具有更強的促進作用。

圖1 本研究假設模型

據此提出假設 H4:在進取精神通過工作投入影響擔當作為的中介作用中,公共服務動機發揮正向調節作用,即基層公務員的公共服務動機水平越高,工作投入的中介作用越強。

基于以上分析,提出本研究有關基層公務員進取精神向擔當作為轉化的過程機制假設模型,如圖 1 所示,基層公務員工作投入在其進取精神對擔當作為的影響關系中發揮有中介作用,且其公共服務動機在上述影響機制中表現出顯著的調節作用。

三、研究方法與過程

(一)調查過程與樣本情況

通過MPA 班在黨政機關工作的學員,在他們的工作單位面向縣處級及以下的公務員進行問卷發放 1000 份,最終收回有效數據 901 份(有效率 90.10%)。其中,男性 425 人(47.17%)、女性 476 人(52.83%),被調查者年齡分布在 21～58 歲之間,平均年齡 32.72 歲(標準差 7.59),平均工作年限 9.46 年(標準差 8.50)。有效數據樣本的其他個人特征情況如下:在婚育方面,未婚 262 人(29.08%)、已婚未育 104 人(11.54%)、已婚已育 535 人(59.38%);在政治面貌方面,中共黨員 699 人(77.58%),非中共黨員 202 人(22.42%);在月均收入方面,“3000 元以下”248 人(27.52%)、“3000～5000 元”525 人(58.27%)、“5001～8000 元”106 人(11.76%)、“8001～10 000 元”12 人(1.33%)、“1 萬元以上”10 人(1.12%);在單位層級方面,地市 88 人(9.77%)、區縣 433 人(48.05%)、街道或鄉鎮 380 人(42.18%);在單位類型上,黨委部門 338 人(37.51%)、政府部門 466 人(51.72%)、人大或政協 16 人(1.78%)、公檢法系統 33 人(3.66%)、群團組織 48 人(5.33%);在崗位類型上,綜合管理類 547 人(60.71%)、專業技術類 72 人(7.99%)、行政執法類 133 人(14.76%)、其他 149 人(16.54%);在職級方面,縣處級干部 6 人(0.67%)、正科級干部 47 人(5.22%)、副科級干部 188 人(20.87%)、一般干部 585 人(64.92%)、股級 75 人(8.32%)。

(二)測量工具

1.進取精神。采用才偉國等人開發的進取精神量表(26)才國偉,吳華強. 進取、公平與社會信任[J]. 經濟管理, 2016 (01): 62—72.,該測量工具包含一個維度、三道題目,使用四點正向計分,從1到4分別代表“非常不同意”“不同意”“同意”和“非常同意”。通過將所有題目得分加總取均值來衡量個體的進取精神,得分越高表明其在工作過程中表現出的進取精神程度越高。在本研究中,該量表的信度系數為 0.80。

2.工作投入。采用 Schaufeli 等人編制的工作投入簡版量表(27)Schaufeli W B, Salanova M, González-Romá V, et al. “The Measurement of Engagement and Burnout: A Two Sample Confirmatory Factor Analytic Approach”[J].Journal of Happiness Studies.2002(01):71—92.,該測量工具包含活力、奉獻和專注三個維度(每個維度三道題目),使用七點正向計分,從1到7分別代表“從來沒有”“幾乎沒有過”“很少”“有時”“經?！薄笆诸l繁”和“總是”。通過將所有題目得分加總取均值來計算個體的工作投入水平,該量表的符合效度檢驗結果顯示,χ2=414.07,df=24,CFI=0.95,TLI=0.92,RMSEA=0.134,SRMR=0.046,各題目的載荷值分布在0.69～0.93之間。在本研究中,該量表三個維度的信度系數分別為0.84、0.88和0.86,問卷的整體信度達到0.95。

3.公共服務動機。采用陳振明等人修訂的公共服務動機量表(28)陳振明,林亞清.政府部門領導關系型行為影響下屬變革型組織公民行為嗎?——公共服務動機的中介作用和組織支持感的調節作用[J].公共管理學報,2016(01):11—20.,該測量工具包含一個維度、五道題目,使用六點正向計分,從1到6分別代表“完全不同意”“不同意”“有點不同意”“有點同意”“同意”和“完全同意”。最終,將所有題目得分加總取均值,得分越高表明個體的公共服務動機越強。在本研究中,該量表的信度系數為0.83。

4.擔當作為。采用郭晟豪開發的擔當作為量表(29)郭晟豪.基層干部的擔當作為:基于角色認同中介的動機與行為關系研究[J].公共管理與政策評論,2021(01):67—80.,該測量工具包含一個維度、五道題目,使用七點正向計分,從 1 到 7 分別代表“非常不符合”“不符合”“有點不符合”“一般”“有點符合”“符合”和“非常符合”。同樣通過將所有題目得分加總取均值,得分越高者表明其擔當作為的表現越明顯。在本研究中,該量表的信度系數為 0.91。

(三)數據管理與分析策略

本研究采用SPSS 26.0和Mplus 8.3進行數據管理和分析,在統計操作上包括以下四個方面:(1)通過驗證性因素分析,對所關注核心變量關系的區分效度進行檢驗,以確認其構念的獨立性;(2)在程序控制的基礎上,進一步對共同方法偏差的干擾可能進行排除檢驗;(3)在描述統計分析的基礎上,通過分步回歸分析對第一階段有調節的中介模型進行檢驗;(4)繪制交互作用圖并進行簡單斜率檢驗和中介差異檢驗,以考察公共服務動機調節作用的表現形態。

四、實證檢驗結果

(一)區分效度與共同方法偏差檢驗

通過驗證性因素分析,考察進取精神、工作投入、擔當作為和公共服務動機四個變量的區分效度。在基準模型的基礎上,構建了四個競爭備選模型。具體來看,模型A將進取精神和工作投入合并為一個因素,模型B將進取精神和公共服務動機合并為一個因素,模型C將工作投入和公共服務動機合并為一個因素,模型D將進取精神、工作投入和公共服務動機合并為一個因素。結果如表1所示,相較于四個競爭備選模型,包含有四個因素的基準模型的各項擬合指標表現最佳,由此說明基準模型所包含的四個構念分屬于不同的變量,其變量關系具有較好的區分效度。

表1 驗證性因素分析結果

為排除共同方法偏差效應對研究結果的嚴重干擾,我們采用兩種方式對其進行事后檢驗。一是基于Harman單因素法,對四個變量的22道題目進行探索性因素分析,其首個因素對方差變異解釋率達到28.06%(總解釋率為69.74%);二是基于結構方程模型技術對所構建的單因素模型進行檢驗,結果發現其各項擬合指標表現不佳,χ2=2584.245,df=104,CFI=0.75,TLI=0.71,RMSEA=0.163,SRMR=0.080。由此可知,盡管本研究存在一定程度的共同方法偏差問題,但其對本研究結果的影響并不嚴重。

(二)描述統計分析

本研究所關注變量的均值、標準差以及人口統計學指標、各變量間的相關系數如表2所示。具體來看,進取精神、工作投入、擔當作為和公共服務動機之間表現出顯著的正相關;同時,性別、年齡、婚育狀況、單位層級、個人職級、工作年限等人口學變量指標,也與所關注變量之間具有顯著相關,后續模型檢驗時將對其做進一步的控制處理。此外,對所關注的四個變量進行平均變異萃取量檢驗,結果顯示:AVE值在0.60～0.74之間(均大于0.5),且大于各兩兩變量之間相關系數的平方值。

表2 描述統計結果及相關矩陣

(三)假設檢驗

采用分步回歸分析對有調節的中介效應模型進行檢驗。首先,將核心變量進行中心化處理;其次,將擬控制的人口學變量中的類別數據轉化為虛擬變量?；貧w分析的結果如表 3 所示:(1)進取精神對擔當作為具有顯著的正向影響作用(b = 1.05,t = 16.80,p <0.001)。(2)進取精神對工作投入也表現出顯著的正向影響作用(b = 1.36,t = 21.09,p <0.001)。(3)將進取精神和工作投入兩個變量同時納入對擔當作為的回歸方程,工作投入(b = 0.51,t = 18.27,p <0.001)和進取精神(b = 0.36,t = 5.51,p <0.001)均對擔當作為表現出顯著的正向影響作用;采用 Bootstrap 置信區間估計法對工作投入的中介效應進行分析,其間接效應顯著(效應值為 0.69、se 為 0.05、95% CI[0.59, 0.80])。(4)將進取精神、公共服務動機以及二者的交互項同時納入對工作投入的回歸方程,公共服務動機(b = 0.66,t = 13.03,p <0.001)及其與進取精神的交互項(b = 0.20,t = 3.31,p <0.01)均對工作投入表現出顯著的正向影響作用,說明公共服務動機顯著調節著進取精神對工作投入的影響路徑。

表3 假設模型檢驗的分步回歸分析結果

基于均值加減一個標準差的標準,繪制進取精神與公共服務動機的交互作用圖(見圖2),同時進行簡單斜率檢驗,結果顯示:在公共服務動機高分組(b simple slope=0.76、se=0.08、t=11.42、p<0.001)和公共服務動機低分組(b simple slope=0.32、se=0.09、t=6.75、p<0.001)中,進取精神對工作投入均表現出顯著的正向影響作用。而斜率差異檢驗的結果顯示:相較于公共服務動機低分組,高分組中進取精神對工作投入的影響效力更高,Z=3.65、p<0.001。此外,對公共服務動機在“進取精神→工作投入→擔當作為”這一中介路徑中的調節作用進行檢驗,結果見表4,在公共服務動機高分組和低分組中,工作投入的中介效應值分別為0.47和0.31,二者的差異顯著,差異值為0.16,95%的置信區間為[0.07,0.28]。

圖2 進取精神與公共服務動機對工作投入的交互作用

表4 有調節的中介效應的檢驗結果

五、研究分析與總結

(一)結果討論

本研究基于自我決定理論和工作要求—資源模型,深入研究了基層公務員進取精神與其擔當作為之間的關系,并探討了工作投入的中介作用以及公共服務動機的調節作用。通過對 901 位縣處級及以下公務員的樣本數據分析后發現,基層公務員的進取精神會通過工作投入的中介作用對其擔當作為產生顯著的正向影響,而進取精神向工作投入的轉化以及工作投入的中介作用的強弱又會受其公共服務動機的顯著影響。

首先,本研究發現基層公務員的進取精神有益于激勵其擔當作為。根據自我決定理論,個體的內在動機會顯著影響其行為表現。在以往的研究中,學者們通常著眼于外在組織環境因素對基層公務員擔當作為的影響機制,認為外在組織環境因素會通過影響個體內在動機進而轉化為實際的擔當行為(30)具體參見鄭志龍,黃旭. 組織支持感對基層公務員擔當作為的影響分析——以公共服務動機為中介變量[J]. 鄭州大學學報(哲學社會科學版), 2021 (03): 18—22;劉幫成,陳鼎祥. 何以激發基層干部擔當作為:一個戰略性人力資源管理分析框架[J]. 公共行政評論,2019 (06): 6—19.,而忽視了有關個體內在動機、心理轉化為實際擔當作為表現的內在機理的探究?；诖?本研究聚焦于進取精神這一影響個體工作的重要心理變量,考察基層公務員的進取精神是否以及會怎樣影響其擔當作為。具體到進取精神與擔當作為兩者的關系,當進取精神越強時,基層公務員在工作中取得更佳成績、更高成就的意愿就越強,也越傾向于表現出擔當作為。

其次,本研究證實工作投入在進取精神向擔當作為的轉化過程中扮演著中介橋梁的角色。這一結論也與工作需求—資源模型的理論假設相吻合,即個體的心理資源會影響個體的工作投入進而影響其工作績效以及組織公民行為等其他工作表現。(31)Bakker A B, Demerouti E. “Towards a model of work engagement”[J]. Career Development International, 2008(03): 209—223.進取精神會激勵個體積極上進、奮力拼搏,屬于一種正向的心理資源,擁有更多該心理資源的基層公務員,能夠更加全身心投入到工作中,能夠樂觀積極地面對工作環境中的變化和挑戰,從而展現出更多的擔當作為。

最后,公共服務動機的調節作用也得到了驗證支持。已有研究發現,作為個體愿意為公共利益犧牲自我的一種傾向,公共服務動機不僅會對公務員工作投入等產生直接影響(32)具體參見方俊,喻帥,吳玉潔等. 組織承諾對公務員工作投入的影響:以公共服務動機為中介變量——基于X市某區級政府的實證研究[J]. 華南理工大學學報(社會科學版),2020 (02): 112—123; 朱光楠,李敏,嚴敏. 公務員公共服務動機對工作投入的影響研究[J]. 公共行政評論,2012 (01): 122—144; 羅興雷,王松. 農村基層干部公共服務動機與工作投入研究[J]. 農村經濟與科技,2020 (05): 279—280.,還會在工作投入影響機制中發揮重要的調節作用(33)王法碩. 社交媒體信息超載如何影響公務員工作投入?[J]. 電子政務, 2020(11): 48—58.。此外,工作要求—資源模型的相關拓展研究提出,公共服務動機有助于個體對個人資源的調動,會增強個人資源和工作投入之間的正相關關系。(34)Bakker A B. “A Job Demands-Resources Approach to Public Service Motivation”[J]. Public Administration Review, 2015(05): 723—732.本研究也證實,具有高公共服務動機的基層公務員,通常在工作中會展現出更大的熱情、責任感和奉獻精神,公共服務動機在促進其內在的進取精神向實際的工作投入轉化的同時,還對其擔當作為的表現具有強化作用。

(二)實踐意義

本研究對進一步激勵基層公務員擔當作為具有以下三個方面的實踐啟示:第一,要重視對基層公務員進取精神的發掘和培育。一方面要加強使命教育、強化政治引領,促進基層公務員堅定政治信念,保持解放思想、奮發進取的精神狀態;另一方面可以樹立模范典型,講好擔當故事,大力宣揚表彰實干擔當標兵,發揮榜樣標桿的示范引領作用,在全黨營造勇擔當、爭作為的良好氛圍,引導基層干部強化進取精神,踐行擔當作為。第二,要繼續加強對基層公務員公共服務動機的考察和提升。在公務員招錄時,不僅要重視專業、職業技能的考察,也應將公共服務動機測量結果作為考核標準的一部分,從而選拔出不僅業務實力過硬而且思想過關的人才進入公務員隊伍;同時,還應進一步加強黨性教育,以動態化、多樣化的學習、培訓活動切實提升黨員干部全心全意為人民服務的政治覺悟,以認識促行動,使其自覺主動地奮發進取、擔當作為。第三,從制度層面強化擔當作為的行為塑造。一方面,不僅要通過完善基層公務員績效考核和晉升獎懲機制進一步激發其擔當作為的積極性,同時還要為基層干部提供更加豐富的工作資源、更加充足的組織支持以及更加廣闊的成長空間,提升其工作投入的水平,進而增強其擔當作為的意愿和表現。

(三)不足與展望

在現有發現的基礎上,本研究仍存在一些不足。首先,本研究數據是通過被試自我報告的方式獲取的,這可能會導致共同方法偏差、社會贊許性誤差等的存在。雖然我們在后續的檢驗中發現數據共同方法偏差對本研究結果的影響并不嚴重,未來研究可通過擴寬數據評價來源(如增加同事、上級評價)和優化變量測量(如使用客觀績效結果)等方式提升數據的質量,進而提高研究的精確程度和外部效度。其次,本研究關注的核心變量如進取精神、公共服務動機、工作投入都是個體的主觀態度,這些主觀態度的內在影響機制及向實際行為的轉變必然是一個長期過程,而使用橫截面數據難以對其內在因果關系進行有效確認。對此,未來可嘗試縱貫研究設計或采取問卷調查和深度訪談相結合的方法做進一步探究。最后,本研究在分析基層公務員擔當作為的心理機制時,并未將外在組織環境因素的影響考慮其中,且對工作投入的其他影響因素(工作要求、工作資源)的關注也不夠充分。未來可將外在因素(如組織氛圍)、工作要求(如角色負荷、情緒要求)、工作資源(如自主性、社會支持、績效反饋)以及其他可能影響個體擔當作為的個體因素(如激勵偏好、心理授權)等納入其中,對基層公務員擔當作為影響機制進行更系統、深入的探究。