陳文春 張義明 陳桂生

（1 天津師范大學(xué)政治與行政學(xué)院, 天津 300387）

（ 2 河北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院, 天津 300401）

1 引言

組織內(nèi)外環(huán)境改變、公眾對公共服務(wù)多元化需求給政府與公務(wù)員帶來了新的挑戰(zhàn)（Conway, Kiefer, Hartley, &Briner, 2014）。對政府來說, 自身行政效率, 公共服務(wù)質(zhì)量均與基層公務(wù)員的工作產(chǎn)出息息相關(guān), 提高基層公務(wù)員工作投入對于提升政府行政效能以及公共服務(wù)質(zhì)量具有不可小覷的推動作用。對基層公務(wù)員來說, 高工作投入能有效提高自身工作滿意度和工作績效, 助其在政府部門中實現(xiàn)良好的職業(yè)發(fā)展。然而, 有關(guān)“庸政懶政怠政”督察問責(zé)案例的通報、公務(wù)員群體“不作為、無創(chuàng)意、混日子”等新聞報道, 反映了政府部門基層公務(wù)員工作投入低的現(xiàn)實。由此, 如何激發(fā)基層公務(wù)員工作投入是當(dāng)前政府部門人力資源管理實踐中亟待解決的重要議題之一。

工作投入（Work Engagement）目前已經(jīng)是組織行為研究中比較成熟的概念, 研究發(fā)現(xiàn)個體的人口統(tǒng)計學(xué)變量、人格特質(zhì)、組織公平、人際關(guān)系、人-組織匹配、角色壓力以及組織氛圍等不同層次的變量均能顯著影響個體的工作投入（Cole, Walter, & Bedeian, 2012; Knight, Patterson, &Dawson, 2017）。此外, 也有研究發(fā)現(xiàn)與工作相關(guān)的身份認(rèn)同對個體工作投入有著間接正向的影響（Britt, 2003）。作為身份認(rèn)同的一種, 職業(yè)認(rèn)同（Professional Identity）意味著個體將自身職業(yè)作為核心自我概念的程度（Van Dick &Wagner, 2002）, 也意味著個體能從符合社會期望的職業(yè)價值觀與模式中獲得滿足感（Mancini, Caricati, Panari, &Tonarelli, 2015）。隨著公務(wù)員分類管理工作的試點與推廣,公務(wù)員聘任制度的實施, 推動公務(wù)員職業(yè)化發(fā)展成為新時期公務(wù)員管理改革與發(fā)展的重要方向。在公務(wù)員職業(yè)化過程中引發(fā)的職業(yè)特征變化, 促使基層公務(wù)員對自身職業(yè)有著新的認(rèn)知與體驗, 基于公務(wù)員職業(yè)的新認(rèn)知體驗形成的職業(yè)認(rèn)同成為基層公務(wù)員外部工作動機之一。因此, 識別“基層公務(wù)員的高職業(yè)認(rèn)同是否會促使他們產(chǎn)生更高的工作投入”, 是破解政府部門公務(wù)員工作投入問題的關(guān)鍵所在。因此, 探索基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同與工作投入的關(guān)系是本研究目的之一。

公共服務(wù)動機（Public Service Motivation）是一種超出個人和部門利益的信仰和態(tài)度, 其關(guān)注更為廣泛的政治組織的利益, 激發(fā)個人在適當(dāng)?shù)臅r候采取相應(yīng)的行為（Vandenabeele, 2007）, 也是有效地為公眾服務(wù)和無私捍衛(wèi)公眾利益的動機（邱茜, 2017）。已有研究發(fā)現(xiàn), 相比私營部門, 公共部門中具有較高公共服務(wù)動機的人員更愿意從事社會服務(wù)活動（Houston, 2016）,通常會將更多精力投入到工作中（ Potipiroon & Ford, 2017）。同時, 也有研究發(fā)現(xiàn), 公共服務(wù)動機在我國公務(wù)員工作價值觀與工作滿意（劉昕, 王許陽, 姜煒, 2016）、變革型領(lǐng)導(dǎo)與公務(wù)員工作態(tài)度之間（葛蕾蕾, 2016）、人職匹配與工作滿意度之間（Quratulain & Khan, 2015） 起中介作用。如前所述, 工作投入是基層公務(wù)員在工作中表現(xiàn)出的一種持續(xù)積極的狀態(tài), 職業(yè)認(rèn)同是基層公務(wù)員對自身職業(yè)規(guī)范與職業(yè)體驗形成的外部動機, 而公共服務(wù)動機是基層公務(wù)員從事公共服務(wù)和政府工作本身的樂趣所在, 是高度自主和自我決定的內(nèi)部動機。由此, 本研究嘗試選擇公共服務(wù)動機為中介變量, 考察其在職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入作用中的傳遞效應(yīng)。

此外, 在認(rèn)同轉(zhuǎn)換為動機的過程中, 影響個體感知的一些變量必然會在其中發(fā)揮作用。自我效能感（Self-Efficacy）作為個體自我信念體系中的核心變量, 是個體對自身達到特定成就的能力的信念（Bandura, 1997）。當(dāng)基層公務(wù)員具有較高的職業(yè)認(rèn)同時, 其自我效能感是否會在職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的作用過程中起緩沖或強化的調(diào)節(jié)作用值得進一步深入探究。由此, 本研究嘗試引入自我效能感作為調(diào)節(jié)變量來探討職業(yè)認(rèn)同影響基層公務(wù)員工作投入的邊界條件。

綜上所述, 本研究基于有機整合理論, 構(gòu)建以公共服務(wù)動機為中介變量、自我效能感為調(diào)節(jié)變量的研究模型,來探討職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的內(nèi)在影響機制,以期打開職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入作用關(guān)系的“黑箱”, 厘清職業(yè)認(rèn)同影響基層公務(wù)員工作投入的邊界條件, 進而豐富職業(yè)認(rèn)同有效性的成果, 并為政府部門如何提升基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同進而激發(fā)其工作投入提供實踐參考。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 基層公務(wù)員的職業(yè)認(rèn)同與工作投入

工作投入這一概念最早由Kahn （1990）提出, 是個體在工作中表現(xiàn)出的一種持續(xù)積極的狀態(tài), 反映了個體對所做工作的投入程度（Cole et al., 2012）。有研究指出工作投入是一種與工作相關(guān)的積極的、完滿的情感-認(rèn)知狀態(tài),包括三方面的表現(xiàn): 其一是工作時保持精力充沛, 擁有為工作付出的意愿; 其二是全身心投入工作, 在工作過程中不懼挑戰(zhàn), 充滿熱情; 其三是在工作時全神貫注, 不易察覺時間的流逝, 不愿從工作中脫離出來（Schaufeli, Bakker,& Salanova, 2006）。已有研究對個體工作投入的前因變量進行了深入探討, 研究發(fā)現(xiàn)與工作相關(guān)的身份認(rèn)同對個體工作投入有著間接正向的影響（Britt, 2003）, 積極情緒體驗對工作投入也存在間接正向的影響效果（Ouweneel, Le Blanc, Schaufel, & Van Wijhe, 2012）, 集體主義氛圍感知會積極影響組織認(rèn)同與工作投入（時勘, 崔有波, 萬金, 王昆, 2015）。也有研究對我國公務(wù)員群體的工作投入展開了初步的探索, 研究發(fā)現(xiàn)在新常態(tài)下不同類型的工作壓力源對公務(wù)員工作投入有著相異顯著的影響（張廣秋, 宋國學(xué), 2015）。也有研究發(fā)現(xiàn)我國青年公務(wù)員具有較好的工作投入, 且公共服務(wù)動機對工作投入存在顯著影響（祝軍,2013）。

職業(yè)認(rèn)同這一概念最早源于社會認(rèn)同理論, 是個體對某一職業(yè)形成的相對穩(wěn)定態(tài)度, 是對自身職業(yè)角色以及職業(yè)責(zé)任的認(rèn)知, 包括職業(yè)中體現(xiàn)的態(tài)度、信念與標(biāo)準(zhǔn)（Skorikov & Vondracek, 1998）。已有研究對職業(yè)認(rèn)同的有效性展開了深入的探索, 如職業(yè)認(rèn)同有助于個體獲得更高水平的職業(yè)技能, 提升積極情緒體驗與工作滿意度, 減少壓力與降低離職意愿（Guan, Yang, Zhou, Tian, & Eves,2016; Wen, Zhu, & Liu, 2016）。公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同也得到了初步的探索, 林虹萍（2016）探索和驗證了警察職業(yè)認(rèn)同的結(jié)構(gòu)及其影響因素。據(jù)此, 本研究推測職業(yè)認(rèn)同有益于基層公務(wù)員工作投入的提高。

有機整合理論（Organismic Integration Theory）是自我決定理論的發(fā)展, 主要闡述了外在動機不斷內(nèi)化或整合的過程, 內(nèi)化是個體將社會認(rèn)可的價值和規(guī)則等轉(zhuǎn)化為自己認(rèn)同的規(guī)則或價值, 并將它整合到自我之中（Ryan &Deci, 2000）, 這一理論為本研究分析職業(yè)認(rèn)同與基層公務(wù)員工作投入提供了分析框架。首先, 職業(yè)認(rèn)同體現(xiàn)了基層公務(wù)員對政府工作規(guī)范的吸收程度。職業(yè)認(rèn)同水平高意味著基層公務(wù)員通常具有較高的政府工作規(guī)范, 熟悉政府工作流程, 主動參與到自身工作中去, 為基層公務(wù)員提升工作投入創(chuàng)造條件。其次, 職業(yè)認(rèn)同體現(xiàn)了基層公務(wù)員人職匹配的程度。當(dāng)個體感知到能夠勝任某種特定工作, 會增加認(rèn)同這一行為規(guī)則的可能性（Riley, 2015）。高職業(yè)認(rèn)同意味著基層公務(wù)員能夠勝任自身工作, 對工作有著積極情感認(rèn)知, 形成更主動的工作投入。最后, 職業(yè)認(rèn)同體現(xiàn)了基層公務(wù)員關(guān)系需要的滿足程度, 當(dāng)個體滿足了關(guān)系需要, 感覺歸屬于特定團體有助于該團體所認(rèn)可的行為形成（Riley, 2015）。職業(yè)認(rèn)同高的基層公務(wù)員通常擁有更好的組織關(guān)系與人際關(guān)系, 會主動將自身發(fā)展與組織發(fā)展結(jié)合起來, 具有更高的責(zé)任感, 自覺增加在工作中的時間與精力。基于上述分析, 本研究提出研究假設(shè):

H1: 職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員的工作投入具有顯著的正向影響。

2.2 公共服務(wù)動機的中介作用

Perry和Wise （1990）首次提出公共服務(wù)動機概念,即“一種根植于公共機構(gòu)或組織的動機傾向”, 并將公共服務(wù)動機劃分為理性的（Rational）、規(guī)范的（Norm-Based）和情感的（Affective）三個不同的類型。Vandenabeele（2007）對公共服務(wù)動機的概念進行了綜合性概括, 定義為一種超出個人和部門利益的信仰、價值觀和態(tài)度, 它關(guān)注更為廣泛的政治組織的利益, 并且激發(fā)個人在適當(dāng)?shù)臅r候采取相應(yīng)的行為。與傳統(tǒng)動機理論研究不同, 公共服務(wù)動機主要以政府部門情境展開, 更有助于解釋公務(wù)員態(tài)度與行為。

已有研究對公共服務(wù)動機的影響因素進行了探索,如組織環(huán)境、教育層次和領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)等（李鋒, 王浦劬,2016）、人格特質(zhì)（Jang, 2014）、人職匹配（Quratulain &Khan, 2015）的影響。職業(yè)認(rèn)同是理解個體工作動機的關(guān)鍵因素, 在政府部門中, 職業(yè)認(rèn)同高的基層公務(wù)員, 通常能更好理解政府工作理念, 更主動參與到公共政策的制定與公共事務(wù)管理活動中,從而形成更高的公共服務(wù)動機。

如前所述, 職業(yè)認(rèn)同是基層公務(wù)員基于職業(yè)規(guī)范與職業(yè)體驗形成的外在動機, 公共服務(wù)動機是公務(wù)員群體特有的高于自身和組織利益、服務(wù)大眾的內(nèi)在動機, 其勢必受到公務(wù)員對自身職業(yè)的認(rèn)同水平的影響。一方面, 基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同的形成本身就源于其公共利益與政府建設(shè)的驅(qū)動, 對公務(wù)員職業(yè)的認(rèn)同將潛移默化地影響其內(nèi)在工作動機, 職業(yè)認(rèn)同高的基層公務(wù)員通常會將公共服務(wù)精神內(nèi)化到自我之中, 從而激發(fā)公共服務(wù)動機。同時, 職業(yè)認(rèn)同高的基層公務(wù)員通常認(rèn)為自身的公務(wù)員工作是有價值和意義的, 對國家與社會的發(fā)展有著積極的影響, 由此在工作中積極參與公共政策的制定與執(zhí)行, 逐漸提升自身公共服務(wù)動機。另一方面, 職業(yè)認(rèn)同高的基層公務(wù)員通常遵循公共利益放在首先的社會準(zhǔn)則, 認(rèn)可政府服務(wù)理念與奉獻精神, 從而增強自身的公共服務(wù)動機?；谏鲜龇治? 本研究提出研究假設(shè):

H2: 職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機呈顯著的正向影響。

公共服務(wù)動機在工作中常常表現(xiàn)為工作態(tài)度的轉(zhuǎn)變和工作績效的提升。鄭楠和周恩毅（2017）的研究驗證得出基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機能有效預(yù)測職業(yè)幸福感。包元杰和李超平（2016）的研究指出, 公共服務(wù)動機能夠顯著預(yù)測工作滿意度和組織公民行為。Liu, Zhang 和Lv （2014）研究發(fā)現(xiàn)在中國情境下公共服務(wù)動機對社會工作者的工作滿意度有著顯著正向影響。工作投入作為公務(wù)員良好的工作狀態(tài), 同樣受到公共服務(wù)動機的影響。不難看出, 公共服務(wù)動機以激勵個體服務(wù)公眾利益的無私傾向為特征, 具有高公共服務(wù)動機的公務(wù)員通常擁有更強烈的服務(wù)角色定位與義務(wù)感, 感知到更強的工作意義, 會更自覺地投入到自身工作中去。基于上述分析, 本文提出研究假設(shè):

H3: 公共服務(wù)動機對基層公務(wù)員的工作投入呈顯著的正向影響。

盡管有研究開始關(guān)注政府部門中基層公務(wù)員工作投入問題, 試圖提升基層公務(wù)員工作投入水平, 但針對政府情境下的職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制還有待于進一步探索。Perry和Vandenabeele （2008）在公共服務(wù)動機過程理論框架的基礎(chǔ)上, 結(jié)合利他和親社會行為研究, 提出了動機的行為動力理論 （Behavioral Dynamics Theory）。該理論用心理動力學(xué)的觀點解釋了個體的理性選擇、規(guī)范服從和自我概念是動機過程的影響因素, 也能有效預(yù)測個體行為。根據(jù)以往的研究結(jié)果可以看出, 與其他內(nèi)在動機一樣, 公共服務(wù)動機是個體為了滿足自身內(nèi)生需要, 由于工作或任務(wù)本身的某些特性所引發(fā)的內(nèi)部動機,是外部環(huán)境特征與個體行為的重要紐帶（劉幫成, 周杭,洪風(fēng)波, 2017; 陳振明, 林亞清, 2016）。

鑒于此, 本研究認(rèn)為在政府情境下, 公共服務(wù)動機是一種能夠有效傳遞基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同這一職業(yè)概念感知的內(nèi)部動機, 進而提升基層公務(wù)員工作投入。一方面, 公共服務(wù)動機水平高的基層公務(wù)員對公共政策制定通常有著較濃厚的興趣, 能夠較好運用自身對公務(wù)員職業(yè)形成的認(rèn)同,為能夠參與政府部門活動而積極主動地工作; 另一方面, 具有較高公共服務(wù)動機水平的基層公務(wù)員通常具有較強的奉獻精神, 能夠勇于承擔(dān)為公共事業(yè)活動中可能帶來的風(fēng)險, 增加其工作投入的水平。因此, 職業(yè)認(rèn)同有助于基層公務(wù)員形成對公務(wù)員職業(yè)的積極認(rèn)知, 使其愿意內(nèi)化其價值, 進而增強公共服務(wù)動機, 同時, 公共服務(wù)動機會提高基層公務(wù)員的責(zé)任感, 促使其更加努力地投入到工作中去?；谏鲜龇治? 本研究提出研究假設(shè):

H4: 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員的工作投入的影響中起中介作用。

3.3 自我效能感的調(diào)節(jié)作用

如前所述, 職業(yè)認(rèn)同是基層公務(wù)員基于職業(yè)概念與職業(yè)認(rèn)知形成的外在動機, 但公共服務(wù)動機這一內(nèi)在動機的形成除了職業(yè)認(rèn)同影響之外, 還會受到個體對自身能否順利從事公共管理與服務(wù)活動信心程度的影響。自我效能感是社會認(rèn)知理論的核心概念, 是個體對自身能力與信息的綜合性評價。自我效能感高的個體對自己有足夠的自信,傾向于選擇困難的任務(wù), 在遇到困難時會更多的選擇堅持（Bandura, 1997）?；诖? 本研究認(rèn)為自我效能感可能調(diào)節(jié)職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員公共服務(wù)動機的影響。

自我效能感高的個體通常能更主動地面對工作中的困難, 表現(xiàn)出更強的忍耐力（Fida, Paciello, Tramontano,Barbaranelli, & Farnese, 2015）, 顯著影響個體對工作環(huán)境與工作壓力的感知（Olowodunoye, 2015）。對于不同自我效能感水平的基層公務(wù)員, 其職業(yè)認(rèn)同對自身公共服務(wù)動機的影響程度也不同。具體而言, 隨著政府工作規(guī)范性與復(fù)雜性的提升, 與低自我效能感的公務(wù)員相比, 高自我效能感的公務(wù)員通常更加自信地面對政府工作中出現(xiàn)的挑戰(zhàn)或困難, 主動參與政府各項工作, 有助于增強職業(yè)認(rèn)同這一外部動機轉(zhuǎn)化為高水平的公共服務(wù)動機。此外, 自我效能感高的基層公務(wù)員能更有效地面對政府情境中的工作壓力或負(fù)面情緒, 更能感知到自身工作中的公共服務(wù)精神,工作積極性通常較高, 使得職業(yè)認(rèn)同與自我效能感共同提升基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機。基于上述分析, 本文提出研究假設(shè):

H5a: 自我效能感正向調(diào)節(jié)職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機間的關(guān)系。

假設(shè)H1至H4闡述了公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同和基層公務(wù)員工作投入之間起到的中介作用, 假設(shè)H5a闡述了自我效能感對職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 本研究進一步推斷, 自我效能感對公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與基層公務(wù)員的工作投入之間的中介作用可能也存在調(diào)節(jié)效應(yīng)。

職業(yè)認(rèn)同通過認(rèn)同自身所從事活動的價值驅(qū)動基層公務(wù)員從事公共事務(wù)的內(nèi)在動機, 進而提升工作投入水平。具體而言, 基層公務(wù)員具有高自我效能感時, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的影響更大, 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同和工作投入之間所起的中介作用也更強。相反, 在低自我效能感時, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的影響則會被削弱, 在這種情況下, 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間起到的中介作用也會相應(yīng)減弱?；谏鲜龇治? 本研究提出研究假設(shè):

H5b: 自我效能感調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間經(jīng)由公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)。即自我效能感越高, 這一中介效應(yīng)越強。

綜上, 本研究構(gòu)建如圖1所示的被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。

圖1 理論框架

3.研究方法

3.1 樣本與數(shù)據(jù)收集

本研究在正式調(diào)查之前, 對課題組所在學(xué)院的在學(xué)MPA學(xué)員進行半結(jié)構(gòu)化訪談, 了解基層公務(wù)員對自身職業(yè)的認(rèn)知與看法, 并就問卷內(nèi)容進行了溝通, 以確保正式問卷中的題項符合我國政府部門的實際情況。正式調(diào)查采取現(xiàn)場發(fā)放和電子問卷兩種形式, 現(xiàn)場發(fā)放對象主要是天津某高校公共管理專業(yè)在職研究生（MPA）, 他們大多是政府部門的基層公務(wù)員, 包括教育、衛(wèi)生、勞動監(jiān)察、稅務(wù)等部門。電子問卷主要由課題組成員委托朋友在其所屬部門發(fā)放電子版調(diào)查問卷, 并委托朋友向填寫者說明問卷的正確填寫方式, 以此保證問卷回收質(zhì)量。本次問卷調(diào)研采用匿名方式, 于2016年11月至2017年5月在天津、福建等地區(qū)開展問卷收集工作。此次正式調(diào)查問卷發(fā)放共420份, 實際回收364份, 回收率86.7%, 剔除有缺失項問卷后最終獲得了303份有效問卷, 有效問卷回收率為72.1%。在此次針對基層公務(wù)員調(diào)查中, 從性別來看, 男性207人,占比68.2%, 女性96人, 占比31.8%; 在年齡分布上, 此次調(diào)研的基層公務(wù)員以26-30歲（44.6%）為主; 在教育程度上, 以本科學(xué)歷（57.4%）為主; 在工作年限上, 以5年以下（42.5%）和5-10年（36.7%）為主; 在行政級別上, 本調(diào)查者均為普通科員; 在政府部門類別上看, 此次調(diào)研主要集中在行政執(zhí)法類部門, 占比48.2%, 綜合管理類部門,占比25%, 專業(yè)技術(shù)類部門, 占比26.8%。

3.2 變量測量

本研究的四個變量量表均來自權(quán)威期刊的成熟量表,在中國本土研究中得到很好的檢驗, 具有良好的信效度。主要變量均采用李克特7點量表進行測量, “1”表示完全不同意或不符合, “7”表示完全同意或符合。

工作投入: 采用Schaufeli等（2006）開發(fā)的簡版量表,共9個題項, 如“工作時, 我覺得干勁十足”, “當(dāng)我工作時,我滿腦子就只有工作”。該量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.89。

職業(yè)認(rèn)同: 參考魏淑華（2008）開發(fā)的教師職業(yè)認(rèn)同量表, 結(jié)合基層公務(wù)員的半結(jié)構(gòu)化訪談, 將其量表中教師職業(yè)改為公務(wù)員職業(yè), 形成適合公務(wù)員群體的職業(yè)認(rèn)同量表, 共8個題項, 如“我為自己是一名公務(wù)員而自豪”, “從事政府部門公務(wù)員這一職業(yè)能夠?qū)崿F(xiàn)我的人生價值”。該量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.89。

公共服務(wù)動機: 采用Kim （2012）使用的公共服務(wù)動機量表, 所有題目由英文翻譯為中文, 含20個題項, 如“我喜歡與人分享對公共政策的看法”, “我對改善公共服務(wù)很有興趣”。該量表在本研究中的Cronbach's α系數(shù)為0.86。

自我效能感: 采用Schwarzer等（1997）開發(fā), 王才康等人翻譯修訂的中文版量表, 共10個題項, 如“如果我盡力去做的話, 我總是能夠解決問題的”, “我自信能有效地應(yīng)付任何突如其來的事情”。該量表在本研究中的Cronbach's α 系數(shù)為 0.89。

控制變量: 參考以往研究（包元杰, 李超平, 2016;Quratulain & Khan, 2015）, 本研究將基層公務(wù)員的性別、年齡、學(xué)歷、任職年限等可能影響分析結(jié)果的變量進行了控制。

4 研究結(jié)果

4.1 共同方法偏差檢驗

本研究首先采用Harman單因子檢驗方法檢驗樣本數(shù)據(jù)的同源性方法變異程度, 主成分分析抽取了4個因子,總體解釋率66.81%, 其中未旋轉(zhuǎn)的第一個因子解釋變異量為38.58%。其次, 采用AMOS21.0對所有測量題項進行驗證性因子分析, 結(jié)果顯示四因子模型的數(shù)據(jù)擬合效果優(yōu)于其它因子模型, 且各主要擬合指標(biāo)值均符合要求, 如表1所示, 其中χ2/df = 2.60 （小于3）, TLI、IFI和CFI均大于0.9, RMSEA = 0.07 （小于0.1）, SRMR = 0.07?？梢? 4個變量之間的區(qū)分效度良好, 同時引入共同方法潛因子進行驗證性因子分析, 發(fā)現(xiàn)加入共同方法潛因子后的模型（χ2= 2843.18, df = 1023, χ2/df = 2.78, Ifi= 0.89, TLI = 0.91, CFI= 0.91, RMSEA = 0.09, SRMR = 0.08）并未優(yōu)于表1中的四因子模型, 說明此次調(diào)查數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。通過四個驗證性因子模型的比較可以看出, 這4個變量間相互獨立, 具有良好的區(qū)分效度。

表1 模型擬合結(jié)果

4.2 描述性統(tǒng)計分析與相關(guān)分析

本研究運用SPSS21.0進行描述性統(tǒng)計分析, 結(jié)果見表2。首先, 在此次調(diào)研中基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同和工作投入的均值都大于4, 說明此次調(diào)研中基層公務(wù)員的職業(yè)認(rèn)同和工作投入均較為明顯, 開展職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制和邊界條件的研究具有一定的必要性。其次, 如表2所示, 職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機、工作投入顯著正相關(guān), 公共服務(wù)動機與工作投入顯著正相關(guān), 假設(shè)H1,H2及H3得到了初步支持, 適合進一步進行回歸模型檢驗。

表2 各變量均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)系數(shù)

4.3 假設(shè)檢驗

本研究首先對回歸模型的多重共線性、序列相關(guān)和異方差的問題進行檢驗, 其中各變量的VIF值都小于10,DW統(tǒng)計量均接近于2, 且對各回歸模型進行了殘差項的散點圖分析, 說明各變量間不存在顯著多重共線性等問題,適合進行多元層級回歸分析。

4.3.1 職業(yè)認(rèn)同與工作投入: 公共服務(wù)動機的中介作用檢驗

本研究采用多元回歸方法對職業(yè)認(rèn)同與工作投入三者之間的關(guān)系進行分析, 分析結(jié)果見表3。如模型4所示,職業(yè)認(rèn)同顯著正向影響基層公務(wù)員工作投入（β = 0.29, p＜ 0.01）, 在考慮控制變量的條件下, 職業(yè)認(rèn)同可增加解釋基層公務(wù)員工作投入9%的變異量, 說明職業(yè)認(rèn)同越高,基層公務(wù)員表現(xiàn)出的工作投入就越明顯。假設(shè)H1得到了支持。

表3 公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)分析結(jié)果

如模型2所示, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機有著顯著的正向影響（β = 0.43, p ＜ 0.01）,在考慮控制變量的條件下,職業(yè)認(rèn)同可增加解釋基層公務(wù)員公共服務(wù)動機19%的變異量, 說明職業(yè)認(rèn)同越高, 基層公務(wù)員公共服務(wù)動機便越明顯, 假設(shè)H2得到了支持。如模型5所示, 公共服務(wù)動機對基層公務(wù)員工作投入有著顯著的正向影響（β = 0.47, p ＜0.01）, 在考慮控制變量的條件下, 公共服務(wù)動機可增加基層公務(wù)員工作投入22%的變異量, 說明基層公務(wù)員公共服務(wù)動機越高, 表現(xiàn)出的工作投入就越高。假設(shè)H3得到支持。

本研究首先采用Baron和Kenny （1986）提出的三步驟層次分析法檢驗公共服務(wù)動機的中介作用。由模型2, 5和6可知, 當(dāng)把職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機同時對工作投入進行回歸分析時, 職業(yè)認(rèn)同（β = 0.11, p ＜ 0.10）與公共服務(wù)動機（β = 0.43, p ＜ 0.01）對工作投入的回歸系數(shù)仍然達到顯著水平, 但職業(yè)認(rèn)同對工作投入的回歸系數(shù)由原來的0.29（ p ＜ 0.01）下降到0.11（ p ＜ 0.1）, 這說明其對基層公務(wù)員工作投入的影響明顯減弱,驗證了公共服務(wù)動機部分中介職業(yè)認(rèn)同對工作投入的影響作用, 假設(shè)H4得到了驗證。為了進一步更嚴(yán)格地檢驗中介作用, 我們運用Hayes（2013）開發(fā)的SPSS/SAS宏P(guān)ROCESS進行Bootstrap檢驗,重復(fù)抽樣5000次, 運行結(jié)果顯示, 公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)大小為0.19, 且在95%置信區(qū)間為[0.13 , 0.26], 不包含0,此結(jié)果說明公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)顯著, 假設(shè)H4得到進一步支持。

表4 自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析結(jié)果

4.3.2 自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為了檢驗自我效能感的調(diào)節(jié)作用, 本研究構(gòu)建了公共服務(wù)動機為因變量的回歸分析模型, 為了避免多重共線性產(chǎn)生的影響, 在構(gòu)建交互項的過程中, 首先對數(shù)據(jù)進行了中心化處理, 處理后的各模型的VIF值均小于2, 適合進一步分析, 檢驗步驟和結(jié)果如表4所示。由模型3和4可知, 職業(yè)認(rèn)同和自我效能感的交互項對公共服務(wù)動機顯著正相關(guān)（β = 0.15, p ＜ 0.01）, 且 ?R2為 0.02, 說明該交互項可增加解釋工作投入2%的變異量, 這說明自我效能感在職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間關(guān)系上存在調(diào)節(jié)作用。為了進一步嚴(yán)格檢驗自我效能感的調(diào)節(jié)效應(yīng), 本研究亦采用PROCESS進行Bootstrap檢驗進行分析, 結(jié)果如表4所示,在不同水平的自我效能感下, 職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間的間接效應(yīng)由不顯著（95%置信區(qū)間包含0）轉(zhuǎn)化為顯著（95%置信區(qū)間不包含0）, 亦證明了自我效能感在職業(yè)認(rèn)同和公共服務(wù)動機之間存在調(diào)節(jié)作用。

在調(diào)節(jié)方向上, 本研究按照Aiken和West （1991）的做法, 選取自我效能感、職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機分別在平均值上、下各一個標(biāo)準(zhǔn)差, 繪制調(diào)節(jié)作用關(guān)系圖（如圖2所示）。圖2描述了在不同自我效能感水平下, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機影響的差異情況, 可以看出, 在自我效能感越高的情況下,職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間的正向相關(guān)較強（β = 0.44, t = 4.4, p ＜ 0.01）; 在自我效能感低的情況下,職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間的正向相關(guān)較弱（β =0.14, t = 1.75, ns）, 因此假設(shè)H5a得到支持。

圖2 自我效能感對職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了進一步檢驗被調(diào)節(jié)的中介效應(yīng), 本研究運用Hayes（2013）開發(fā)的SPSS/SAS宏P(guān)ROCESS進行Bootstrap檢驗, 重復(fù)抽樣5000次, 具體分析結(jié)果見表5, 在低自我效能感時, 職業(yè)認(rèn)同對工作投入的間接效應(yīng)的大小為0.06, 其95%的置信區(qū)間值為[-0.01, 0.14], 包括0, 間接效應(yīng)不顯著, 在中等自我效能感時, 職業(yè)認(rèn)同對工作投入的間接效應(yīng)的大小為0.13, 其95%的置信區(qū)間值為[0.07, 0.20], 在高自我效能感時, 職業(yè)認(rèn)同對工作投入的間接效應(yīng)的大小為0.19, 其95%的置信區(qū)間值為[0.11, 0.29]。由此可以看出,隨著自我效能感的提升, 間接效應(yīng)從不顯著到顯著, 95%置信區(qū)間在變大, 這說明自我效能感調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間經(jīng)由公共服務(wù)動機的中介效應(yīng), 自我效能感越高, 公共服務(wù)動機的中介作用越強, 因此, 假設(shè)H5b得到了支持。

表5 不同自我效能感下公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)

5 討論

本研究采用303份基層公務(wù)員數(shù)據(jù), 對職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間的關(guān)系進行了探索, 研究結(jié)論如下: 首先, 在政府部門中, 基層公務(wù)員對公務(wù)員職業(yè)的認(rèn)同能顯著激勵公務(wù)員更主動地參與到政府管理與服務(wù)活動中, 提高其工作投入水平; 其次, 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入的關(guān)系中擔(dān)當(dāng)著部分中介作用, 高水平職業(yè)認(rèn)同會提升基層公務(wù)員公共服務(wù)動機, 進而增強其工作投入, 相反的, 低水平職業(yè)認(rèn)同會抑制基層公務(wù)員公共服務(wù)動機, 進而降低其工作投入; 最后, 自我效能感會顯著強化基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間的正向關(guān)系, 同時調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間經(jīng)由公共服務(wù)動機的中介效應(yīng), 當(dāng)基層公務(wù)具有較高水平的自我效能感時, 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間的中介作用會得到增強, 但自我效能感水平低時, 公共服務(wù)動機的中介作用則會削弱, 甚至消失。

5.1 理論意義

第一, 立足中國政府部門情境, 豐富了工作投入的前因變量研究。本研究驗證了職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機對基層公務(wù)員工作投入的積極影響。首先, 通過將職業(yè)認(rèn)同引入工作投入的前因研究, 驗證了職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的提升機制, 這一研究結(jié)果與已有政府部門警察職業(yè)群體職業(yè)認(rèn)同研究結(jié)論一致（林虹萍, 2016）, 這說明了職業(yè)認(rèn)同在政府部門情境下同樣能對個體及組織發(fā)展產(chǎn)生積極影響。其次, 公共服務(wù)動機對基層公務(wù)員工作投入的正向影響, 一定程度上也驗證了以往的相關(guān)研究（祝軍,2013）。這一研究結(jié)果對以往的個體工作投入影響因素研究進行了補充與拓展, 能夠為后續(xù)的相關(guān)研究提供一定的參考。

第二, 圍繞基層公務(wù)員這一職業(yè)群體, 豐富了職業(yè)認(rèn)同的結(jié)果研究。本研究在借鑒其他職業(yè)群體的研究（魏淑華, 2008）, 對基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同進行了初步的探索與驗證, 一定程度上拓展了職業(yè)認(rèn)同理論研究的職業(yè)范疇, 豐富了職業(yè)認(rèn)同的效能研究。

第三, 驗證了公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與基層公務(wù)員工作投入之間的部分中介作用。本研究以有機整合理論為基礎(chǔ), 引用公共服務(wù)動機這一變量, 證實了公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入關(guān)系之間的部分中介作用, 找到了打開職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間“黑箱”的一把鑰匙, 揭開了兩者之間的傳導(dǎo)機制。以公共服務(wù)動機為中介變量, 一定程度上也驗證了公共服務(wù)動機在公共部門情境下個體感知到個體產(chǎn)出過程中的重要意義（孟凡蓉, 吳建南, 2014;劉幫成等, 2017; 陳振明, 林亞清, 2016）。由此不難看出,在公共部門情境中, 公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)能有效解釋個體外部動機（職業(yè)認(rèn)同）對個體產(chǎn)出（工作投入）之間的作用機制。

第四, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的作用機制受到自我效能感的影響。職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的作用機制會受到其他情境的影響, 在不同情境下, 該作用機制的強度和方式均可能發(fā)生變化。自我效能感作為一種積極的人格特質(zhì), 是職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機產(chǎn)生影響的重要條件, 自我效能感正向調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的正相關(guān)關(guān)系, 自我效能感越高, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的積極影響就越大, 這一調(diào)節(jié)效應(yīng)也驗證了以往類似研究的結(jié)論（馮冬冬, 2008）。從數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知, 自我效能感不但正向調(diào)節(jié)職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間關(guān)系, 而且正向調(diào)節(jié)公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入的中介效應(yīng), 為職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制找到了一個情境條件, 從而可以更全面的解釋了職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制。

5.2 實踐意義

本研究證實了職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員的重要性, 顯示了職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的作用機制, 在管理實踐中, 可以通過積極建構(gòu)基層公務(wù)員的職業(yè)認(rèn)同來提高基層公務(wù)員公共服務(wù)動機和工作投入。

第一, 建構(gòu)積極的職業(yè)認(rèn)同, 提升基層公務(wù)員的工作投入。首先, 積極引導(dǎo)基層公務(wù)員對自身職業(yè)的認(rèn)識, 尤其是新進入政府部門工作的基層公務(wù)員群體, 通過引入政府情境下的職業(yè)生涯系統(tǒng)設(shè)計, 為基層公務(wù)員自身職業(yè)發(fā)展提供指導(dǎo), 強化其對公務(wù)員職業(yè)意識與職業(yè)價值觀。其次, 通過多類型培訓(xùn)提高基層公務(wù)員職業(yè)適應(yīng)能力。當(dāng)前行政審批制度改革引發(fā)了政府部門機構(gòu)調(diào)整, 對公務(wù)員的崗位和工作都帶來一定影響, 要激勵基層公務(wù)員主動投入到工作中, 改變低效率的現(xiàn)象, 政府部門可通過各種崗位培訓(xùn)或工作培訓(xùn)活動, 使基層公務(wù)員在職業(yè)環(huán)境轉(zhuǎn)變的情況下仍能對自身職業(yè)形成清晰的認(rèn)知, 轉(zhuǎn)變基層公務(wù)員對公務(wù)員職業(yè)“鐵飯碗”等傳統(tǒng)認(rèn)知, 有助于更好消除工作投入的潛在消極因素, 增強其工作投入。

第二, 在建設(shè)服務(wù)型與責(zé)任型政府過程中, 政府部門應(yīng)通過工作設(shè)計等形式增加基層公務(wù)員工作自主性, 豐富其工作內(nèi)容, 鼓勵其積極參與公共政策制定與執(zhí)行活動中,運用多媒介方式加強政府內(nèi)外溝通, 激發(fā)基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機水平。此外, 在公務(wù)員選拔錄用過程中, 適當(dāng)增加專業(yè)有效的公共服務(wù)動機測驗, 甄選出具有較高公共服務(wù)動機的個體, 為其職業(yè)認(rèn)同轉(zhuǎn)化為工作投入提供橋梁。

第三, 充分認(rèn)識到自我效能感對職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機之間的調(diào)節(jié)效用。政府部門在管理實踐中應(yīng)根據(jù)基層公務(wù)員自我效能感的高低有針對性引導(dǎo)職業(yè)認(rèn)同的建構(gòu),從而更大程度地激發(fā)基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機, 進而激發(fā)其工作投入。自我效能感低的個體對公務(wù)員這份職業(yè)的責(zé)任感和認(rèn)同感的認(rèn)知較為困難, 易形成消極的職業(yè)認(rèn)知和體驗, 從而抑制公共服務(wù)動機轉(zhuǎn)化為工作投入。由此,在日常管理中政府部門要格外注意低自我效能感的基層公務(wù)員, 以更加積極的方式幫助其獲得成長。此外, 政府部門管理者應(yīng)將自我效能感納入到公務(wù)員甄選標(biāo)準(zhǔn), 主動識別出具有高水平自我效能感的個體, 充分發(fā)揮自我效能感在基層公務(wù)員將自身職業(yè)認(rèn)同轉(zhuǎn)化為公共服務(wù)動機的積極作用。

5.3 不足與展望

盡管研究取得了一定的成績, 但依舊存在一定的局限性: 首先, 研究采用自我報告的方式收集職業(yè)認(rèn)同、公共服務(wù)動機、自我效能感與工作投入等變量的數(shù)據(jù), 不可避免存在一定程度上的主觀認(rèn)知偏差與社會贊許性, 雖然通過了共同方法偏差檢驗, 但后續(xù)研究可考慮采用基層公務(wù)員自評與領(lǐng)導(dǎo)評價相結(jié)合的方式對相關(guān)變量進行測量, 從而降低測量誤差以及社會贊許性的影響。其次, 盡管本研究中問卷調(diào)查前對部分基層公務(wù)員進行了半結(jié)構(gòu)化訪談,但正式調(diào)研圍繞問卷方式展開, 一定程度上難以反映出職業(yè)認(rèn)同、公共服務(wù)動機、自我效能感影響工作投入的動態(tài)過程, 后續(xù)研究可采用縱向追蹤以及質(zhì)性研究設(shè)計, 深入分析各變量之間的關(guān)系, 提高研究結(jié)論的說服力。再次,關(guān)于職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制, 是否存在其他變量可納入到研究模型中, 如政府層面的人力資源實踐活動, 或領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格等變量, 對于職業(yè)認(rèn)同對工作投入之間的關(guān)系是否存在跨層影響效應(yīng), 還有待進一步的探討。

6 結(jié)論

本研究基于有機整合理論, 探討了職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的作用機制。研究發(fā)現(xiàn): 職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入有顯著的正向影響, 公共服務(wù)動機在職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間發(fā)揮部分中介作用, 其能有效傳導(dǎo)職業(yè)認(rèn)同對基層公務(wù)員工作投入的影響機制, 此外, 自我效能感對職業(yè)認(rèn)同與公共服務(wù)動機間的正向作用有著正向的調(diào)節(jié)作用, 且正向調(diào)節(jié)了職業(yè)認(rèn)同與工作投入之間經(jīng)由公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)。具體而言, 在自我效能感高時, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的影響更強, 且公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)更強; 在自我效能感低時, 職業(yè)認(rèn)同對公共服務(wù)動機的影響更弱, 且公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)也更弱。研究結(jié)果為提高政府部門基層公務(wù)員工作投入提供了一些思路, 管理者可以采取相應(yīng)措施提高基層公務(wù)員職業(yè)認(rèn)同,增強他們的公共服務(wù)動機水平與自我效能感, 這對于提高基層公務(wù)員工作投入具有重要意義。

參考文獻

1.包元杰, 李超平.(2016).公共服務(wù)動機的測量: 理論結(jié)構(gòu)與量表修訂.中國人力資源開發(fā), (7), 83-91.

2.陳振明, 林亞清.(2016).政府部門領(lǐng)導(dǎo)關(guān)系型行為影響下屬變革型組織公民行為嗎?——公共服務(wù)動機的中介作用和組織支持感的調(diào)節(jié)作用.公共管理學(xué)報, 13 (1), 11-20.

3.馮冬冬, 陸昌勤, 蕭愛鈴.(2008).工作不安全感與幸福感、績效的關(guān)系: 自我效能感的作用.心理學(xué)報, 40(4), 448-455.

4.葛蕾蕾.(2015).變革型領(lǐng)導(dǎo)對公務(wù)員工作態(tài)度的影響——公共服務(wù)動機的中介效應(yīng)研究.煙臺大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版), 29(3),111-120.

5.李鋒, 王浦劬.(2016).基層公務(wù)員公共服務(wù)動機的結(jié)構(gòu)與前因分析.華中師范大學(xué)學(xué)報(人文社會科學(xué)版), 55(1), 29-38.

6.林虹萍.(2016).基層民警職業(yè)認(rèn)同構(gòu)成及調(diào)查研究——以江蘇省南京市為例.中國人民公安大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), (5), 129-133.

7.劉幫成, 周杭, 洪風(fēng)波.(2017).公共部門高承諾工作系統(tǒng)與員工建言行為關(guān)系研究: 基于公共服務(wù)動機的視角.管理評論, 29(1), 62-69.

8.劉昕, 王許陽, 姜煒.(2016).我國公務(wù)員的工作價值觀對工作滿意度的影響——公共服務(wù)動機為中介變量.中國行政管理, (12), 83-88.

9.孟凡蓉, 吳建南.(2014).公共服務(wù)動機視角下績效工資公平感對工作投入的影響.西安交通大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 34(1), 61-60.

10.邱茜.(2017).公務(wù)員公共服務(wù)動機對組織公民行為的影響——基于山東省17地市的實證研究.中國行政管理, (6), 69-74.

11.時勘, 崔有波, 萬金, 王昆.(2015).集體主義氛圍感知對工作投入影響——組織認(rèn)同的中介作用.現(xiàn)代管理科學(xué), (9), 6-8.

12 魏淑華.(2008).教師職業(yè)認(rèn)同研究 (博士學(xué)位論文).成都: 西南大學(xué)博士學(xué)位論文.

13.張廣秋, 宋國學(xué).(2015).新常態(tài)工作壓力源與公務(wù)員的工作投入: 職業(yè)生涯韌性的調(diào)節(jié)效應(yīng).繼續(xù)教育研究, (11), 34-37.

14.鄭楠, 周恩毅.(2017).我國基層公務(wù)員的公共服務(wù)動機對職業(yè)幸福感影響的實證研究.中國行政管理, (3), 83-87.

15.祝軍.(2013).青年公務(wù)員公共服務(wù)動機對工作投入的影響研究.中國青年政治學(xué)院學(xué)報, (5), 77-81.

16.Aiken, L.S., & West, S.G.(1991).Multiple regressions: Testing and interpreting interactions.London: Sage.

17.Britt, T.W.(2003).Black hawk down at work.Harvard Business Review, 81(1), 16-17.

18.Bandura, A.(1997).Self-efficacy: The exercise of control.New York: Freeman and Company.

19.Cole, M.S., Walter, F., Bedeian, A.G., & O'Boyle, E.H.(2012).Job burnout and employee engagement: A meta-analytic examination of construct proliferation.Journal of Management, 38(5), 1550-1581.

20.Conway, N., Kiefer, T., Hartley, J., & Briner, R.B.(2014).Doing more with less? Employee reactions to psychological contract breach via target similarity or spillover during public sector organizational change.British Journal of Management, 25(4), 737-754.

21.Guan, Y., Yang, W., Zhou, X., Tian, Z., & Eves, A.(2016).Predicting Chinese human resource managers' strategic competence: Roles of identity, career variety, organizational support and career adaptability.Journal of Vocational Behavior, 92, 116-124.

22.Hayes, A.F.(2013).An introduction to mediation, moderation,and conditional process analysis.New York, NY: Guilford Press.

23.Houston, D.J.(2016).Walking the walk of public service motivation: Public employees and charitable gifts of time, blood, and money.Journal of Public Administration Research and Theory, 16(1), 67-86.

24.Jang, C.L.(2012).The effect of personality traits on public service motivation: Evidence from Taiwan.Social Behavior & Personality:An International Journal, 40(5), 725-733.

25.Kahn, W.A.(1990).Psychological conditions of personal engagement and disengagement at work.Academy of Management Journal, 33(4), 692-724.

26.Kim, S.(2012).Does person-organization fit matter in the public sector?.Testing the mediating effect of person-organization fit in the relationship between public service motivation and work attitudes.Public Administration Review, 72(6), 830-840.

27.Knight, C., Patterson, M., & Dawson, J.(2017).Building work engagement: A systematic review and meta-analysis investigating the effectiveness of work engagement interventions.Journal of Organizational Behavior, 38(6), 792-812.

28.Liu, B.C., Zhang, X.Y., Lv, X.J.(2014).Compassion as the affective dimension of public service motivation in a Chinese context.Social Behavior and Personality, 42(2), 245-251.

29.Mancini, T., Caricati, L., Panari, C., & Tonarelli, A.(2015).Personal and social aspects of professional identity: An extension of Marcia's identity status model applied to a sample of university students.Journal of Vocational Behavior, 89, 140-150.

30.Olowodunoye, S.A.(2015).Knowledge sharing behaviour: The role of self-efficacy, organizational justice and organizational tenure.European Scientif i c Journal, 11(17), 254-264.

31.Ouweneel, E., Le Blanc, P.M., Schaufel, W.B., Van Wijhe, C.I.(2012).Good morning, good day: a diary study on positive emotions, hope and work engagement.Human Relations, 65(9), 1129-1154.

32.Perry, J.L., & Vandenabeele, W.(2008).Behavioral dynamics:Institutions, identities and self-regulation.In J.L.Perry., & A.H.Hondeghem (Eds).Motivation in public management: The call of public service (pp.56-79).Oxford: Oxford University Press.

33.Perry, J.L., & Wise, L.R.(1990).The motivational bases of public service.Public Administration Review, 50(3), 367-373.

34.Potipiroon, W., & Ford, M.T.(2017).Does public service motivation always lead to organizational commitment? Examming the moderating roles of intrinsic motivation and ethical leadership.Public Personnel Management, 46(3), 211-238

35.Riley, G.(2015).Difference in competence, autonomy and relatedness between home educated and traditionally educated young adults.International Social Science Review, 90(2), 1-27.

36.Skorikov, V., & Vondracek, F.W.(1998).Vocational identity development: Its relationship to other identity domains and to overall identity development.Journal of Career Assessment, 6(1), 13-35.

37.Fida, R., Paciello, M., Tramontano, C., Barbaranelli, C., &Farnese, M.L.(2015)."Yes, I can": The protective role of personal selfefficacy in hindering counterproductive work behavior under stressful conditions.Anxiety, Stress, & Coping, 28(5), 479-499.

38.Ryan, R.M., Deci, E.L.(2000).Self-determination theory and the facilitation of intrinsic motivation, social development, and well-being.American Psychologist, 55(1), 68-78.

39.Schaufeli, W.B., Bakker, A.B., & Salanova, M.(2006).The measurement of work engagement with a short questionnaire: A crossnational study.Educational and Psychological Measurement, 66(4), 701-716.

40.Quratulain, S., & Khan.A, K.(2015).How does employees'public service motivation get affected? A conditional process analysis of the effects of person-job fit and work pressure.Public Personnel Management, 44(2), 266-289.

41.Schwarzer, R., Babler, J., & Kwiatek, P.(1997).The assessment of optimistic self-beliefs: Comparison of the German, Spanish, and Chinese versions of the general self-efficacy scale.Applied Psychology:An International Review, 46(1), 69-88.

42.Vandenabeele, W.(2007).Toward a public administration theory of public service motivation: An institutional approach.Public Management Review, 9(4), 545-556.

43.Van Dick, R., & Wagner, U.(2002).Social identification among school teachers: Dimensions, foci, and correlates.European Journal of Work and Organizational Psychology, 11(2), 129-149.

44.Wen, Y., Zhu, F., & Liu, L.(2016).Person-organization fit and turnover intention: Professional identity as a moderator.Social Behavior &Personality: An International Journal, 44(8), 1233-1242.