工作规范对基层公务员担当作为的影响研究——组织承诺的中介作用.pdf

Modern Management 现现代管理代管理,2024,14(2),214-228 Published Online February 2024 in Hans.https:/www.hanspub.org/journal/mm https:/doi.org/10.12677/mm.2024.142029 文章引用文章引用:廖婷婷,陈培峰,古沛.工作规范对基层公务员担当作为的影响研究J.现代管理,2024,14(2):214-228.DOI:10.12677/mm.2024.142029 工作规范对基层公务员担当作为的影响研究工作规范对基层公务员担当作为的影响研究 组织承诺的中介作用组织承诺的中介作用 廖婷婷廖婷婷*，陈培峰，古，陈培峰，古 沛沛 重庆大学公共管理学院，重庆 收稿日期：2024年1月5日；录用日期：2024年1月19日；发布日期：2024年2月21日 摘摘 要要 立足本职岗位胜任力，工作规范下勇于担当作为，是立足本职岗位胜任力，工作规范下勇于担当作为，是我们党对基层公务员的殷切期盼和要求。我们党对基层公务员的殷切期盼和要求。论文基于论文基于自我决定理论和规范激活理论，研究了工作规范对基层公务员自我决定理论和规范激活理论，研究了工作规范对基层公务员担当作为的影响，同时引入上级建设性反担当作为的影响，同时引入上级建设性反馈和组织承诺两个变量馈和组织承诺两个变量，探索其对探索其对二二者的影响并对所建模型进行验证。通过开放性问卷和电子问卷调查，者的影响并对所建模型进行验证。通过开放性问卷和电子问卷调查，经经SPSS 25.0和和PROCESS 3.5统计分析统计分析，发现，发现工作规范对基层公务员担当作为具有显著正向作用，组织承工作规范对基层公务员担当作为具有显著正向作用，组织承诺在二者关系中发挥了中介作用；上级建设性反馈正向调节了组织承诺在工作规范与担当作为之间的关诺在二者关系中发挥了中介作用；上级建设性反馈正向调节了组织承诺在工作规范与担当作为之间的关系。上述结论在我国基层公务员担当作为中引入了工作规范这个特殊的变量，丰富了关于工作规范和担系。上述结论在我国基层公务员担当作为中引入了工作规范这个特殊的变量，丰富了关于工作规范和担当作为的研究，也为推进我国基层公务员担当作为工作提供了当作为的研究，也为推进我国基层公务员担当作为工作提供了重要的启示。重要的启示。关键词关键词 工作规范，担当作为，组织承诺工作规范，担当作为，组织承诺 A Study of the Impact of Work Norms on the Commitment of Grassroots Civil Servants The Mediating Role of Organizational Commitment Tingting Liao*,Peifeng Chen,Pei Gu School of Public Policy and Administration,Chongqing University,Chongqing Received:Jan.5th,2024;accepted:Jan.19th,2024;published:Feb.21st,2024 Abstract It is the Partys earnest expectation and requirement for grassroots civil servants to be compe-*通讯作者。廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 215 现代管理 tent in their own positions and take on responsibilities under the work norms.Based on the self-determination theory and norm activation theory,the thesis investigates the influence of work norms on the commitment of basic-level civil servants,and at the same time,introduces two variables,namely,constructive feedback from superiors and organizational commitment,to explore their in-fluence on the two and validate the constructed model.Through the open-ended questionnaire and electronic questionnaire,the statistical analysis of SPSS 25.0 and PROCESS 3.5,it was found that work norms have a significant positive effect on the commitment of basic-level civil servants,and organi-zational commitment plays a mediating role in the relationship between the two;constructive feed-back from supervisors positively moderates the relationship of organizational commitment between work norms and commitment.The above conclusion introduces the special variable of work norms into the commitment of grassroots civil servants in China,which enriches the research on work norms and commitment,and also provides important insights for the promotion of the commitment of grassroots civil servants in China.Keywords Work Norms,Commitment,Organizational Commitment Copyright 2024 by author(s)and Hans Publishers Inc.This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License(CC BY 4.0).http:/creativecommons.org/licenses/by/4.0/1.引言引言 担当作为是习近平总书记在不同会议或讲话等场景中反复强调的政治话语和时代热词，是新时代基层公务员必备的基本素质，是选拔任用基层干部的重要标准1。当前正处于百年之未有大变局和新冠后疫情时代，基层公务员担当作为的地位显得尤为重要，同时基层公务员必须要敢于和乐于担当作为的呼声更为强烈。当下国家领导人的重要讲话或制定的条例政策不约而同地将担当作为上升到一个重要层面，习近平总书记强调：“干事担事，是干部的职责所在，也是价值所在、担当和作为是一体的，不作为就是不担当，有作为就要有担当。做事总是有风险的。正因为有风险，才需要担当”。所谓空谈误国，实干兴邦，“基层公务员的担当作为”日渐成为学术热点，基层政府也将担当作为确定为基层公务员的招聘和绩效考核的重要指标之一2，力图打造乐于担当和能够担当的基层公务员的制度环境。但是，在基层工作人少事多和全面从严治党的双重压力下，基层公务员由于“经济人假设”和角色冲突的影响，出于自身利益等因素而存在不担当不作为的现象。“为官不为”3、“职业倦怠”4等问题常有发生。当前学界认为基层公务员担当作为与组织因素和个体因素有关。一方面，现有研究表明，制度环境因素主要包括容错纠错5、组织支持感6和考核奖惩机制等，研究成果较为丰富，也给出了较为实用的建议；另一方面，将个人因素归纳为公共服务动机7与组织承诺等，会影响基层公务员的担当作为效果。但目前发现基层公务员工作过程中的规范与担当作为之间的关系研究较少，同时现实中基层公务员受其上级领导的建设性指导后，会增强他的工作热情。基于此，本研究欲研究担当作为的概念，构建工作规范对新时代基层公务员担当作为影响模型，探究组织承诺和上级建设性反馈在工作规范对基层公务员的担当作为影响中的作用，欲进一步完善我国基层治理水平，促进我国基层公务员队伍整体水平不断提升。Open AccessOpen Access廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 216 现代管理 2.理论分析与研究假设理论分析与研究假设 2.1.理论基础理论基础 2.1.1.自我决定理论自我决定理论 该理论强调个体自我激励在行为选择过程中的积极作用，美国心理学家迪西爱德华L 和里恩理查德M登对个人的认知规律有了全面的了解，从而形成了自我决定理论7，并把人类的行为分为“自主”和“不自主”两大类。郭晟豪8认为，基于“自治与控制”的中心维度，基层公务员的态度和行为不仅受到外部环境塑造的控制动机的影响，而且还受到其自主动机的影响。自我决定理论将人类个体行为的主要影响因素分为自主动机和控制动机两个维度。从理论出发，基层公务员的责任体现为基层公务员在行政工作过程中的行为。基于以上论述，运用自我决定理论作为理论基础来探讨基层公务员的责任问题是科学合理的。在本文中，我们意将基层公务员担当作为的个人层面归至自主动机：组织承诺、上级建设性反馈；组织层面归至控制性动机：工作规范。2.1.2.规范激活理论规范激活理论 行为公共管理领域提倡利用心理学工具来研究公共管理，经查阅相关资料，规范性决策理论主要包括古典效用理论、现代效用理论两类。但解释个人行为决策过程理论主要有计划行为理论和规范激活理论。结合文献梳理和前期的开放性问卷分析，本文以规范激活理论作为联结工作规范和基层公务员担当作为之间的理论基础较为合适。Schwartz 9于 1977 年首次提出规范激活理论。在 Schwartz 之前，有一些学者10认为，个人的帮助是由于个人的利己目的与个人的兴趣相联系。有几位学者还认为，个人的帮助并非基于个人的利益，而是个人的内在素质，比如对个人的觉醒，对社会的期待和对自己的期待。从这一点上，他10注意到了内部价值和个人准则的作用，这些价值可以激发人们的积极性。随后，Schwartz 正式提出了规范激活的理论，并在学术界得到了广泛的应用。朱迪斯等人11指出，“结果意识”、“责任归因”、“个人准则”是规范活化理论的重要变量。这一理论的首要分析要点是：个体准则。并试图通过分析其他因素对于个人规范的产生激活效应，这可能会导致利他或亲社会行为。换句话说，即当个体意识到自己有义务进行利他行为时，为了使自己的行为与内化的个人规范相协调，减少不适和内疚，他们往往会表现出亲社会行为和责任心。就个人规范而言，其会被相应的担当归属，规范和担当二者就可能在一定时间内正向影响和促进，规范越强烈，责任归因越倾向于个人归因，通过激活个人规范就越有可能产生具体的亲社会行为。结合本研究，规范激活理论的出发点为基层公务员实施主动担当行为是出于人民利益的利他动机，个体根据自身能力匹配了合适的工作岗位，激活基层公务员的个人规范，在此基础上能够激发其主动作为的决心和毅力。因此，本研究在前文所述的自我决定理论的基础之上，增加规范激活理论，以期拟合研究需要的理论模型。2.2.工作规范和担当作为工作规范和担当作为 工作规范，也叫岗位标准或职业资格，是在职员工的工作要求和工作条件，是对不同岗位的员工的能力素质要求12，是职位说明书的重要组成部分。工作规范具有客观性、实用性和科学性，但若对公共部门的工作规范进行量化时又视作为一种主观现象13 14。工作规范是由主客体共同构成的：一方面，基层公务员的基本行为规范，如人格、次序、胜任力、团队合作等，更加重视基层公务员主体；另一方廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 217 现代管理 面，基层公务员所在具体岗位的规范内容，主要包括岗位绩效标准、时间、组织规则等，这些现实客体会对其产生某种情绪感知，才会进一步对基层公务员在其工作主动性上产生影响15 16。以上来看，主客体对工作规范而言缺一不可。马亮等人17从工作规范受众的角度进行划分，主要可以分为两类：一类是公民在与政府部门联系中所面临的工作规范，另一类是基层政府部门的日常运行所需遵行的工作规范。从现有文献来看，虽然公民受到政府的工作规范非常多，但从社会治理视角而言，对工作规范的研究主要集中于政府管理中的工作规范。确定的规则、流程即使在一定程度上限制了基层公务员的行为，但提高了其工作的标准化程度，一切工作均有章可循；从人民办事的日常视角而言，陈姗姗18认为，公共部门工作的规范化使得百姓办事变易，如网上便民大厅的透明化通知办事流程等，提高了公共部门的服务效率。因此，笔者认为公共部门工作规范是指基层公务员在工作岗位上的工作责任等方面的认识。“担当作为”由习近平总书记在 2013 年全国组织工作会议上的讲话提出并引发研究热潮。国内各学者按照各自兴趣点的对担当作为内涵及组成部分进行相关界定。“担当”一词最早见于朱子语类，意为承担、担负(责任、任务)等。后来，它也用于形容敢于承担责任和有勇气的人。“作为”一词首次见于策项一，在这里是指行动，即“作为”、“成就”或“可以做的事情”。国内学者对如何提高基层公务员责任担当的相关理论进行了阐述。如张占辉学者19曾指出，增强新时代基层公务员的责任意识是践行担当的关键，增强基层公务员的自身的核心能力是践行担当的基础。刘昕20认为，“勇于承担”干部考核制度的设计要点是：实现指标、积极作为以及坚守底线。提升基层公务员担当作为路径在于设计敢于担当型干部评价体系。同时，基于该体系，于海波教授21认为，敢于担当型干部评价体系的内容主要包括愿担当、敢担当和能担当。与其他的理论研究发展有所不同，担当作为是中国政治理论体系所提出的独特思想，在习近平总书记语录中慢慢形成。国外并没有关于“担当作为”具体的文献，但从政府体系可对学者 Organ 22提出的组织公民行为进行一些借鉴。基于规范激活理论，组织成员的个体规范的激活会影响组织成员的亲社会行为。多数研究证实了工作规范会正向影响个人和组织层面。自上个世纪行政管理学发展壮大以来，工作规范都被认为是组织效率提升的必经之路，由于对公共事务工作的标准化，基层公务员更多执行例行工作。同时，工作岗位的奖惩条例更加明确化，进一步使基层公务员在岗位上认认真真做事。而且林亚清23发现，工作规范和变革型组织公民行为之间存在着倒 U 型曲线关系，二者因工作规范的强度不同，公务员的创新能力会有升有降。Homberg 等人24研究了工作准则对政府官员的组织公民行为的影响，发现过分的工作准则并没有明显地限制组织公民的行为。Homberg 等人24对以上的理论观点与经验推论的结果相矛盾，便提出了一种猜想：官僚制的结果是过分的工作标准也许会给公务员带来积极的影响，虽然效果有限。同时，习近平总书记曾多次在讲话中谈到在平凡的岗位上也需要担当作为。这说明工作规范在我国背景下很有可能激发基层公务员担当作为。在此基础上，本文给出了如下的假定：H1：工作规范和担当作为显著正相关。2.3.组织承诺的中介作用组织承诺的中介作用 刘小平等人25基于社会交换理论，认为组织承诺建立在社会交换的基础上。当公务员感受到组织的支持时，就会形成相应的承诺，效忠于单位。因此，本文的组织承诺是基层公务员对组织的归属感和对组织的忠诚度。工作规范的进一步细化完善可能会使组织制度环境的逐渐优化，对于基层公务员自我表达和承担责任起到了促进作用。大量研究表明，组织承诺会影响组织人员的工作投入。Raji 等人26通过对卡杜纳州406 名公立医院护士发放问卷发现，规范承诺对白衣天使的工作表现有积极作用；李斯等人27的研究表明，组织承诺与工作投入有显著的相关性。同时，国内学者龚婧28通过对教师进行问卷调查表明，组织廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 218 现代管理 承诺在组织结构和教师工作投入中起部分中介作用。我们有理由推测组织承诺对于基层公务员的工作投入也有一定的关系，它是工作中表现出来的一种持续积极主动的状态，反映了个人对所做工作的付出、专注与奉献程度，和担当作为也有极其密切的关系。对于组织承诺和工作规范二者而言，目前学界研究成果较少。但有研究表明，多余的工作规范等制度因素会引发职工的工作倦怠，对于工作倦怠和组织承诺有较为丰富的实证研究。如 Zhou 等人29研究表明，当护士的工作倦怠每增加一单位，导致组织承诺下降 0.301(beta)单位。Esen 等人30对银行部门的 144 名参与者调查后发现，如果领导者真诚地对待员工，他们的追随者的承诺水平会提高，倦怠水平会降低。但关于组织承诺和适当的工作规范，目前学界有学者31指出，公共部门绩效考核标准化可以积极提高组织成员的规范承诺意识，从而提高员工对组织的忠诚度。在此基础上，本文给出了如下的假定：H2：组织承诺在工作规范和基层公务员担当作为之间起中介效应。2.4.上级建设性反馈的调节作用上级建设性反馈的调节作用 上级建设性反馈，也称上级发展性反馈。国内关于它的研究中认为，上级反馈被认为是影响单位职员态度和行为的因素之一，而且已有一些研究对其影响模型进行了探讨。如李旭培等人32通过对 219名公务员发放问卷并发现，领导回馈性建议对组织公民行为有显著的正向影响，而工作回馈则能起到调控作用。刘慧等人33也通过对北京市公务员问卷调查后分析后表明，上级反馈会正向预测帮助行为。同时，也有直接针对于发展性反馈的研究，王海波等人从角色认同理论出发，通过匹配问卷分析后发现，在工作疏离感和厌恶职场行为之间，发展性反馈具有调节作用34。所以，在本文中引入更高层次的建设性的回馈，为其提供了一个新思路和新想法。同时，上级建设性回馈是国外学者最先提出的，并在此基础上不断发展，大部分学者都认同并引用了 Zhou 等人29的观点。众所周知，反馈具有双向动态性。通常而言，学界将其归纳为三部分：反馈主体、反馈内容、反馈客体。反馈客体作为反馈接收者个体，因其基本特征的差异所导致对反馈主体所给的内容也表现出显著的差异性，从而反馈效果也有不同。从反馈效果分类，可分为正向反馈和负向反馈；从反馈主体分类，可分为领导反馈和同事反馈等；从反馈影响分类，可分为发展性反馈和后退性反馈。本文所提到的上级建设性反馈是属正反馈和发展性反馈且主体来自于上级领导。Figure 1.Research model diagram 图图 1.研究模型图 廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 219 现代管理 从社会交换的观点来看，上司对下级的发展回馈是一种组织的支持，它能提高下级的工作积极性；下属对正面的回馈做出反应，即调整自己的状态，改善自己的工作。由此可以推测，在具有强烈的领导建设性回馈的情况下，工作准则对基层公务员的组织承诺起到了重要的作用；在上司的积极回馈较弱的情况下，工作准则透过组织承诺而削弱了其作用。总之，假定如下：H3：上级的建设性反馈调节了组织承诺对工作规范和担当作为的中介效应。综上所述，在梳理工作规范、担当作为、上级建设性反馈、组织承诺四个变量之间关系之后，构建了模型。在本文所建模型中，工作规范通过组织承诺的中介作用，对担当作为有影响；同时，上级建设性反馈具有调节作用。本研究提出的假设模型如图 1 所示。3.研究设计研究设计 3.1.调研过程与研究样本调研过程与研究样本 3.1.1.开放式问卷开放式问卷 在正式发放问卷之前，结合本研究按照开放式问卷提纲线上访谈了 6 位在岗或即将到岗的基层公务员，获取关于基层公务员担当作为的行为表现，从访谈结果可以看出，内部工作规范对个体创新、改革理念及相应行为产生影响，但工作规范强弱对基层公务员担当作为的影响存在不同看法，所以本文借鉴林亚清23的倒 U 型曲线的前半段上升模型，即在规范激活作用下，来研究工作规范和担当作为之间的关系。3.1.2.电子问卷电子问卷 本研究样本为重庆大学公共管理学院 MPA 学员及亲戚朋友，选取对象主要是县、乡及以下的基层公务员，调查问卷共有 187 份，其中有效的问卷 108 份，回收率 72%。首先，从性别来看，男性 41 人，占比 37.96%，女性 67 人，占比 62.04%；其次，从婚育状况来看，未婚 53 人，占比 49.07%，已婚未育 23人，占比 23%，已婚已育 31 人，占比 28.7%；再次，从年龄来看，35 岁及以下 91 人，占比 84.26%，3640岁 8 人，占比 7.41%，4145 岁 4 人，占比 3.71%，4650 岁 2 人，占比 1.85%，51 岁及以上 3 人，占比2.78%，样本群体具有年轻性；再次，从最高学历来看，大专及以下 2 人，占比 1.85%，大学本科 85 人，占比 78.70%，研究生 21 人，占比 19.44%，说明样本群体知识素质水平较高；再次，从岗位性质来看，综合管理类 67 人，占比 62.04%，专业技术类 27 人，占比 25%，行政执法类 8 人，占比 7.41%，其他类6 人，占比 5.56%。再次，从职位层次来看，办事员、科员与乡级副职各有 23、50、26 人；从工作年限来看，5 年以下 56 人，占比 51.85%，610 年 39 人，占 36.11%，样本具有较为丰富的工作经验；最后，从单位所在地来看，重庆市 51 人，湖北省 12 人，四川省 11 和其他地区 33 人。综上，在职位层次上将厅局级以上 1 人剔除，其余样本对象符合调查要求。3.2.测量工具测量工具 本文对样本的基本信息以及四个变量的测量采取的是问卷调查。所有量表均参考了国内外比较成熟的测量量表，并借鉴了国内学者已发表的成果问卷附录，结合自身变量在相应情境进行修订而成，以确保量表在本研究中的有效性，并采用李克特五点量表进行测量。工作规范采用了 Jacobsen 等学者35已经发表的繁文缛节量表进行改编，共 3 题。上级建设性反馈使用 Zhou 36编写的量表对上级建设性反馈进行了测量，共 3 题。组织承诺的测量采用刘小平等人25所开发的量表，共 19 题。基层公务员担当作为的现行测量工具还没有形成明确统一的看法。一些学者借鉴组织公民行为量表经过修订测量担当作为行为，但由于组织公民行为是在国外诞生发展起来，可能与我国基层公务员现状及特征存在一定差异。因此，借鉴郭晟豪学者8对担当作为的测量，来源于国家系列讲话中的“五个敢于”作为对基层公务员担当作为的廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 220 现代管理 测量量表，共 5 题。同时，该量表经过武晶晶37分析验证，具有较高的信效度。本文在参考现有研究资料的基础上，将性别等 7 项指标作为研究的人口统计学变量。本研究的问卷包括导语、修改后的量表以及样本信息问题。4.实证结果与分析实证结果与分析 4.1.问卷信度与效度检验问卷信度与效度检验 本研究分别采用内部一致性系数 Cronbachs 和验证性因子分析来检验量表的信度和效度。其中，工作规范、上级建设性反馈、组织承诺和担当作为 4 个量表的 Cronbachs 分别 0.737、0.797、0.897 和0.811，均大于 0.6，即具有较好的信度。如表 1 所示。Table 1.Reliability analysis 表表 1.信度分析 变量 项数 是否删除题目 基于标准化项的克隆巴赫 Alpha 工作规范 3 否 0.737 上级建设性反馈 3 否 0.797 组织承诺 19 否 0.897 担当作为 5 否 0.811 总体效度系数 0.905 注：信度系数的取值范围在 01 之间，越接近 1，可靠性越高。由表 2 可知，已通过了 KMO 和 Bartlett 的结构效度检验。Table 2.Results of validity analysis 表表 2.效度分析结果 变量 KMO Bartlett df.Sig.工作规范 0.646 75.204 3 0.000 上级建设性反馈 0.705 98.418 3 0.000 组织承诺 0.856 976.762 171 0.000 担当作为 0.780 172.316 10 0.000 考虑到本文的主要变量均为单一维度变量，本文对工作规范、上级建设性反馈、组织承诺和担当作为组成的四因子模型进行了验证性因子分析，结果发现，测量条目的因子载荷均高于 0.5，且 p 值均达到了 0.05 的显著水平，这表明上述四因子均具有较好的聚合效度。由表 3 可知，所用的量表效度良好。Table 3.Results of inter-rater factor analysis validity analysis 表表 3.量表间的因子分析效度分析结果 变量 工作规范(A)上级建设性反馈(B)组织承诺(C)担当作为(Y)感情承诺(C1)持续承诺(C2)规范承诺(C3)题目 A1 0.750 B1 0.696 C11 0.707 C21 0.561 C31 0.738 Y1 0.749 A2 0.763 B2 0.687 C12 0.450 C22 0.549 C32 0.607 Y2 0.624 廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 221 现代管理 续表 A3 0.670 B3 0.805 C13 0.576 C23 0.695 C33 0.751 Y3 0.763 C14 0.602 C24 0.644 C34 0.667 Y4 0.645 C15 0.784 C25 0.602 Y5 0.666 C16 0.667 C26 0.662 C17 0.596 C27 0.680 C28 0.592 CVC 0.733 0.800 0.752 0.734 0.510 0.613 注：对量表进行因子分析，一般若累计贡献率 CVC 达到 60%以上，则说明因子划分合理，效度好。4.2.共同方法偏差检验共同方法偏差检验 表 4 是通过 Harman 的单因子检验，发现不存在严重的共同方法偏差。Table 4.Total variance explained by precipitated component 表表 4.析出成分解释的总方差 成分 初始特征值 提取载荷平方和 旋转载荷平方和 总计 方差百分比 累积%总计 方差百分比 累积%总计 方差百分比 累积%1 8.685 28.951 28.951 8.685 28.951 28.951 3.825 12.751 12.751 2 3.550 11.833 40.784 3.550 11.833 40.784 3.673 12.245 24.996 3 2.200 7.334 48.118 2.200 7.334 48.118 2.840 9.467 34.463 4 1.829 6.095 54.213 1.829 6.095 54.213 2.827 9.423 43.886 5 1.323 4.411 58.624 1.323 4.411 58.624 2.492 8.308 52.194 6 1.235 4.118 62.741 1.235 4.118 62.741 2.243 7.477 59.671 7 1.126 3.754 66.495 1.126 3.754 66.495 2.047 6.825 66.495 注：提取方法：主成分分析法。4.3.描述性统计分析描述性统计分析 利用 SPSS 25.0 对各变量进行描述性统计分析，结果如表 5 所示。Table 5.Descriptive statistical analysis of the total variance of the precipitated components explained by research variables for valid samples 表表 5.析出成分解释的总方差有效样本研究变量描述性统计分析 题目 个案数 平均值 标准偏差 最小值 最大值 有效 工作规范 3 107 3.6604 0.80223 1.67 5.00 上级建设性反馈 3 107 3.5033 0.66439 1.57 5.00 感情承诺 7 107 3.3610 0.70676 1.50 5.00 持续承诺 8 107 3.5389 0.85002 1.33 5.00 规范承诺 4 107 3.9603 0.62207 1.25 5.00 担当作为 5 107 3.9832 0.60008 2.60 5.00 廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 222 现代管理 4.4.变量间相关性分析变量间相关性分析 表 6 列出了本研究的主要变量之间的相关关系与其显著性水平。在本次问卷调查中，工作规范和基层公务员的担当作为之间呈中度显著正相关(r=0.449,p 0.01)，与组织承诺呈中度显著正相关(r=0.470,p 0.01)，与上级建设性反馈呈中度显著正相关(r=0.491,p 0.01)；上级建设性反馈与组织承诺呈高强度显著正相关(r=0.883,p 0.01)，与担当作为呈中度显著正相关(r=0.388,p 0.01)。Table 6.Results of correlation analysis of research variables 表表 6.研究变量的相关性分析结果 工作规范 上级建设性反馈 感情承诺 持续承诺 规范承诺 担当作为 组织承诺 工作规范 皮尔逊相关性 1 上级建设性反馈 皮尔逊相关性 0.491*1 感情承诺 皮尔逊相关性 0.410*0.714*1 持续承诺 皮尔逊相关性 0.120 0.224*0.306*1 规范承诺 皮尔逊相关性 0.263*0.474*0.410*0.059 1 担当作为 皮尔逊相关性 0.449*0.388*0.214*0.068 0.400*1 组织承诺 皮尔逊相关性 0.470*0.883*0.866*0.242*0.740*0.396*1 注：用相关系数 r 表示。如果 r 为大于 0，则表明两个变量正相关；r 为小于 0，则表明两个变量负相关。当|r|0.7时，则说明两个变量高度相关，当 0.3|r|0.7 时，变量中度相关；当|r|0.3 时，则说明两个变量低度相关。*在0.01 级别(双尾)，相关性显著。*在 0.05 级别(双尾)，相关性显著。综上，通过变量的相关性分析，表明研究假设具有一定合理性，适合做下一步的回归分析。4.5.问卷信度与效度检验问卷信度与效度检验 本次调查采用 SPSS 25.0 与 PROCESS 3.5 进行假设的验证。安装的 PROCESS 插件既简便又能达到效果，克服了 SPSS 只能利用线性回归检验的弊端，并且可以对中介模型、有调节的中介模型进行全面的验证。本文借助 PROCESS 内置的 Bootstrapping 算法来考察整条中介作用和有调节的中介作用。学界38运用该算法时大多选择 5000 次反复抽样，并选择 PROCESS 说明书上相对应的模型，建立 95%以上的误差修正置信区间，并在上下限范围内不含数字 0，则表示相应的效应显著，进而得以验证。4.5.1.直接效应检验直接效应检验 相关分析表明，工作规范和基层公务员担当作为存在显著正相关关系。为了验证假设 1，将工作规范作为自变量，担当作为作为因变量进行线性回归。Table 7.Direct effect test 表表 7.直接效应检验 变量 担当作为 模型 1 模型 2 性别 0.126 0.098 婚育状况 0.004 0.005 年龄 0.163 0.121 最高学历 0.198 0.030 廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 223 现代管理 续表 职位层次 0.108 0.046 岗位性质 0.215 0.170 工作年限 0.355 0.262 工作规范 0.410*R 方 0.115 0.251 调整后 R 方 0.052 0.189 F 1.815 17.607*注：*表示 p 0.05，*表示 p 0.01；表中回归系数均为标准化回归系数。由表 7 可知，模型 1 到模型 2，R2明显增加，p 0.01，模型拟合良好，工作规范对担当作为有显著正向影响(=0.410,p=0.000 0.01)。因此，假设“工作规范正向影响基层公务员担当作为”得到验证，假设 H1 成立。4.5.2.间接效应检间接效应检验验中介效应中介效应检验检验 工作规范、组织承诺、担当作为三者之间的相关分析结果表明各变量间的关系较强，可进行中介效应分析。在 SPSS 软件中利用由安德鲁 F.海耶斯开发的 PROCESS 3.5 插件，将重复取样设定为 5000，计算 95%置信区间，选择 MODEL 4。如表 8 所示，在对性别、婚育状况、年龄、最高学历、职位层级、岗位性质、工作年限等控制变量控制的前提下检验中介作用。表 8 是运用 PROCESS 3.5 进行回归的结果。在模型 3 中，组织承诺是因变量，工作规范 =0.334，p 0.01；在模型 4 中，工作规范是自变量，担当作为是因变量，同时纳入组织承诺作为中介变量，组织承诺 =0.340、p 0.01，工作规范 =0.199、p 0.01，并且模型的 R-sq 变化量增加了 0.022，同时也说明了组织承诺在此起到了部分中介作用，证实了 H2 成立。Table 8.Regression analysis of mediation effects 表表 8.中介效应回归分析 变量类型 组织承诺 担当作为 模型 3 模型 4 控制变量 常量 2.466*2.136*性别 0.133 0.158 婚育状况 0.041 0.015 年龄 0.075 0.070 职位层次 0.003 0.027 岗位性质 0.137 0.167 工作年限 0.072 0.170 自变量 工作规范 0.334*0.199*中介变量 组织承诺 0.340*R-sq 0.295 0.320 R-sq 变化量 0.022 F 5.866*5.704*注：*表示 p 0.05，*表示 p 0.01。廖婷婷 等 DOI:10.12677/mm.2024.142029 224 现代管理 表9显示了在工作规范对担当作为的中介效应分析中，组织承诺(BC95%CI=0.057,0.330)不包含0，说明组织承诺在工作规范对担当作为的作用中介效应显著，假设 H2 成立。具体效应如图 2 所示。Table 9.Bootstrapping regression test for mediation effects 表表 9.中介效应的 Bootstrapping 回归检验 Effect BootSE BootLLCI BootULCI 组织承诺 0.153 0.073 0.057 0.330 注：因变量：担当作为；自变量：工作规范；中介变量：组织承诺。注：BootSE、Boot LCI 和 Boot UCI 上限分别指通过偏差矫正的百分位 Bootstrap 法估计的间接效应的标准误差、95%置信区间的下限和上限。所有数值通过四舍五入保留三位小数，下同。4.5.3.含调节的中介效应检验含调节的中介效应检验 在基于 4.5.2 成立的基础上，对上级建设性反馈调节的调节