【文章精选】郭晟豪丨基层干部的担当作为：基于角色认同中介的动机与行为关系研究丨2021年第1期

Original 郭晟豪公共管理与政策评论 2022-04-24

收录于合集 #基层公务员研究 3个

专题引论

PAPR

文丨任敏

2020年11月23日，贵州省正式宣布该省9个县退出贫困县序列，标志着国务院扶贫办确定的全国832个贫困县全部脱贫摘帽，也意味着中国提前10年实现联合国2030年可持续发展议程的减贫目标，并将全面建成小康社会。实现这一人类历史上的伟大壮举，少不了在基层一线这一波澜壮阔的舞台上默默奉献和担当作为的广大基层干部。目前的中国公共管理研究主要从三个方面聚焦基层公务员：一是在街头官僚理论的框架和视角下开展研究并提供了中国的场景叙事，关注作为公共服务具体提供者和政策执行链条末端的街头官僚如何与公民打交道和执行公共政策。这类研究主要从自由裁量的角度研究基层公务员的创新性，最新的研究开始串联政策企业家与街头官僚的理论节点，构建街头官僚推动政策创新的分析框架。二是在研究基层治理体系的场景下关注基层官员的行为特征，发现基层公务员在基层治理过程中存在邀功或避责、选择性治理、拼凑应对、机会主义甚至谋利性行为。第三类研究相对数量较多，多从提升基层公务员职业道德、素质培育、能力建设等微观层面入手进行研究，其中关注基层公务员的职业倦怠和心理健康的内容较多。总体而言，当前研究更多聚焦基层公务员在压力型体制下的被动回应和行为异化，对于基层公务员的主动作为和创新担当的研究则极为匮乏。本专栏的三篇论文分别从不同的角度，在中国的叙事场景下对如何激发基层公务员主动创事干业这一主题进行了回应。郭晟豪的《基层干部的担当作为：基于角色认同中介的动机与行为关系研究》探讨的是基层公务员创新行为的动机问题，采用了行为公共管理学的视角，研究了基层干部担当作为的产生机制。谭新雨的《基层公务员创新行为的内容与结构：来自中国场景的研究》基于学术界关于基层公务员是否存在创新行为的认识分歧，认为这是因为对基层公务员创新行为的内容界定与结构划分存在差异以及研究设计的情境存在差异而导致的问题，因此当务之急是聚焦特定情境探索基层公务员创新行为的内容结构，并开发科学、合理的量表。任敏、李玄的《渐进式整合：基层干部绩效考核的统一化逻辑》一文的叙事背景则在中国西部脱贫攻坚主战场上展开，通过案例研究呈现了乡镇干部、驻村帮扶干部和编外人员这些身份不同，但同样奋斗在脱贫攻坚的 “最后一公里”的道路上的基层干部，在传统分类考核机制下干事热情和创新积极性受到抑制的背景下如何通过渐进式的改革，最终形成 “渐进式整合”考核体系的。三篇论文均紧扣时代脉搏，立足中国叙事场景，采用定性研究、定量研究、定性研究和定量研究相结合的实证研究方法，研究了基层公务员创新行为的动机、内容和结构等测度指标以及创新干部考核制度的制度逻辑。基层公务员创新何以可能？激发广大基层干部担当作为，勇于创新已经成为新时代的重大现实问题，也应是中国公共管理研究的主流话语体系予以重视和回答的研究问题。讲好公共管理的中国故事，我们无法回避这一紧迫需求。在西方社会科学语境下，创新是市场和企业的领域和使命，并不是公共管理的核心议题。但在中国，政府及公务员的创新行为已经成为经济增长和社会发展的重要主导性力量，对这一领域研究的漠视和缺失将影响公共管理学科的健康发展，因为学科的合法性植根于对现实重要问题的有效回答。未来这一领域的对话空间应是开放式的，研究者应在跨学科和多元方法方面多下工夫，通过与心理学与认知科学、企业家创新理论、后实证主义绩效评估等不同理论和方法的对话来生产和丰富这一领域的独特知识。

基层干部的担当作为：基于角色认同中介的动机与行为关系研究

郭晟豪

【摘要】激发基层干部的担当作为是当前中国公共管理实践的重大现实问题。采用行为公共管理学视角，以自我决定理论为基础，沿着“自主性-受控性”的轴线分析担当作为动机，以基层干部为样本（N=277），量化验证了自主动机的“内在调节：担当偏好”“整合调节：担当价值观”“认同调节：担当认同”；受控动机的“内摄调节：担当心安感”“外在调节：担当压力”对担当作为的积极作用，并发现不同子维度的担当作为动机对于担当作为正向效应的程度也不同，从强到弱依次为担当心安感>担当偏好>担当价值观>担当认同>担当压力。同时，基于角色认同理论，发现担当作为动机对担当作为的作用经过了担当角色认同的中介，个体的多种具体子维度动机都会形成担当角色认同，完成自我整合，进而产生担当作为的行为。研究结论为干部担当作为生发路径的精细化研究以及激发干部担当作为的管理实践提供了有效启示。

【关键词】担当作为动机；担当角色认同；担当作为；自我决定理论；角色认同理论

【作者介绍】郭晟豪：兰州大学管理学院副教授，shenghao＿guo@sina.com。

【引用格式】郭晟豪.基层干部的担当作为:基于角色认同中介的动机与行为关系研究[J].公共管理与政策评论,2021,10(1):67-80.

【文章结构】

一、引言

二、理论基础与研究假设

(一)担当作为动机：自我决定理论

(二)担当作为动机与担当作为：主效应与效应差异

(三)担当角色认同：动机与行为间的中介效应

三、研究方法

(一)研究样本

(二)测量工具

四、数据分析

(一)共同方法偏差检验

(二)描述性统计与相关性分析

(三)主效应与效应差异检验

(四)中介效应检验

五、结论与讨论

(一)研究结论

(二)理论意义

(三)现实意义

(四)研究不足与展望

扫描二维码免费下载本文

一、引言

进行伟大斗争、建设伟大工程、推进伟大事业、实现伟大梦想，要靠干部担当作为。《关于进一步激励广大干部新时代新担当新作为的意见》明确指出“引导干部担当作为、干事创业”。激发广大基层干部担当作为已经成为新时代的一个重大现实问题[1]。担当作为是指敢于负责、勇于实干并高质量完成任务，一般是指在工作中的行为表现；而担当作为动机就是个体做出上述行为的心理倾向，是行为激励的关键因素。事实上，激励和管理公共部门的人员是全球公共管理的重要研究问题[2]，隶属于公共管理研究亟待深耕的微观领域[3，4，5，6]。目前在公共部门中的行为动机研究以公共服务动机为主[7，8，9]。但是，一直以来的公共服务动机研究因为依赖利他[10，11]而定位模糊，并迷失于内在动机与外在动机之间[12，13]。公共服务动机构念的区分度低及测量的通用性差已经成为制约其研究发挥理论与现实影响力的瓶颈[8，9，13，14]。具体到中国情境，目前中国公共服务动机研究面临着缺乏深度的基于中国场景下的探索和解读的困境[15]。

干部的担当作为是更为具体的公共部门行为，尤其具有中国情境的特点。尽管公共服务动机的研究可以作为参考，但是目前关于基层干部担当作为的量化研究，尤其是动机研究却颇为有限[16]。除了针对性研究担当作为以及动机之外，突破公共服务动机研究所陷入的“内外动机二分”瓶颈也是担当作为动机研究的重点。对于基层干部而言，尽管作为人民公仆，但是仅仅专注于舍己为人并以此为乐的个体始终无法适用于绝大多数，对于公共部门的动机研究是时候回归“动机”本身了[13]，如此的研究才更具有实践价值。再者，尽管动机是行为的驱动力，但更为实际的情况是个体可能同时具有多种具体动机。从动机到实际行为之间，还存在对于行为本身的认同过程，也就是做出某类行为的多个动机或理由经过整合得到对行为的认同，最后才是实际做出行为。在动机之后、行为之前应该存在个体的主观整合和判断[17，18]。引入动机行为之间的认同中介，有助于对完整的行为产生过程的判断。这一过程在企业情境的组织行为研究中已经得到重视，但是在公共管理研究中尚未深入。

因此，本研究采用行为公共管理学视角，针对性研究基层干部担当作为的产生机制，尤其关注担当作为动机。通过自我决定理论的视角尝试突破公共部门组织行为在动机研究中“内外动机二分”的窠臼，回归“动机”本身研究基层干部的担当作为动机以及对担当作为行为的影响作用。此外，本研究采用角色认同理论，引入担当角色认同作为担当作为动机与担当作为行为之间的个体整合判断，以期更精细地呈现基层干部担当作为的生发机制。

二、理论基础与研究假设

(一)担当作为动机：自我决定理论

当前关于担当作为动机论述大多从党政干部的政治觉悟和政治品格的角度进行解读和论证[19，20，21]。但相应的实证研究目前则较为缺失。的确，政治素质是党政干部的核心素质之一，但是，对干部的行为激励却并不能仅仅依赖于政治素质。毕竟可以始终利他、无私奉献的个体终究是较少的一部分[13]，因此对干部行为的研究既需要关注干部社会性的一面，也需要关注其理性经济人的一面[22]，而不能简单地依赖利他，甚至与利己对立。事实上，执拗于公共部门工作的利他性使得公共服务动机的研究出现了适用性差的问题[14]，尤其是在内在动机和外在动机二者的区分使得动机研究被简单地割裂。因此，基层干部的担当作为动机研究应该突破简单的利他或者简单区分内外在动机的桎梏，进行更具体、更贴近动机本质的剖析，而这正是目前研究所缺失的[16]。

自我决定理论(self-determination theory)为动机分析提供了非常有用的框架[12，13，23，24]。具体来说，自我决定理论跳出了利他与利己、内在与外在的简单二分，而是从动机中自我决定成分的多少出发，形成了“自主性-受控性”的动机轴线，精细化划分为“自主动机”(自我决定成分较多，自我决定成分由多到少依次包含内在调节、整合调节、认同调节)和“受控动机”(自我决定成分较少，自我决定成分由多到少依次包含内摄调节、外在调节)[25，26，27]，如图1所示，以此为基础的研究会对行为动机的多样性和适用性具有更强的解释力[13，16]。对于担当作为而言，担当作为动机最终的体现是担当作为的行为，担当作为动机就是个体做出担当作为的理由是什么。那么，根据担当作为的理由中自我决定成分的多少，依据“自主性-受控性”轴线，可以对担当作为动机进行相应的分析和划分。

具体来说，“自主动机”的“内在调节”是指个体做出某些行为活动是因为活动本身是有趣的，做这件事的时候自己是开心的；对应干部的担当作为，就是因为自己对担当作为本身感兴趣，自己享受担当作为，此时的自我决定成分最多，为了便于理解，本研究将其归纳为“担当偏好”。“整合调节”是指个体做出某些行为活动是因为该项活动的价值符合自己的习惯和价值定位，做出行为是自己的习惯性部分；对应干部的担当作为，就是担当作为符合自己做人的准则，符合自己的价值观，此时的自我决定成分较多，为了便于理解，本研究将其归纳为“担当价值观”。“认同调节”是指个体做出某些行为活动是因为自己认同该活动的价值和意义，认同该活动的积极作用；对应干部的担当作为，就是因为个体认为担当作为是有价值的，相信担当作为有用、有意义，此时的自我决定成分略多，为了便于理解，本研究将其归纳为“担当认同”。

“受控动机”的“内摄调节”是指个体做出某些行为活动是因为自我卷入的自我价值情感，也就是避免因为不做和辜负期待导致的自己的内疚；对应干部的担当作为，就是担当作为是为了消除自己因为自身不去担当作为就会达不到外界的期待而产生的行不配位的歉疚，为了避免自己与担当作为的环境格格不入的自责，担当作为是为了自己可以心安，此时的自我决定成分略少，为了便于理解，本研究将其归纳为“担当心安感”。“外在调节”是指个体做出某些行为活动是为了获得奖励或逃避惩罚；对应干部的担当作为，就是担当作为是为了得到褒奖或者避免惩罚，此时的自我决定成分最少，为了便于理解，本研究将其归纳为“担当压力”。

综上所述，根据自我决定理论，依据自我决定成分的多少，担当作为动机可以分为自主动机和受控动机，并且沿着“自主性-受控性”的轴线，自我决定成分由多到少依次为：自主动机的“内在调节：担当偏好”“整合调节：担当价值观”“认同调节：担当认同”；受控动机的“内摄调节：担当心安感”“外在调节：担当压力”。

(二)担当作为动机与担当作为：主效应与效应差异

本研究的担当作为动机分析即是源于对担当作为行为的解释，无论自主动机和受控动机都是个体担当作为的可能理由。一方面，自主动机可以产生担当作为。具体地，自主动机的“内在调节：担当偏好”反映的是干部自己对担当作为本身感兴趣，享受担当作为的程度，因此干部的担当偏好水平越高，干部就越可能做出担当作为的行为。“整合调节：担当价值观”反映的是干部认为担当作为符合自己做人的准则，符合自己的价值观的程度，因此干部的担当价值观程度越高，干部也就越可能做出担当作为的行为。同样地，“认同调节：担当认同”反映的是干部认为担当作为具有价值，相信担当作为有用、有意义的程度，因此干部的担当认同水平越高，也越可能做出担当作为的行为。因此，本研究提出如下假设。

假设H1a-1c：自主动机可以产生担当作为。具体地，干部的“内在调节：担当偏好”(H1a)、“整合调节：担当价值观”(H1b)、“认同调节：担当认同”(H1c)对干部的担当作为有积极作用。

另一方面，受控动机可以产生担当作为。具体地，“内摄调节：担当内疚感”“外在调节：担当压力”可以产生担当作为。“内摄调节：担当心安感”反映的是干部因为自身不去担当作为，达不到外界的期待会产生歉疚，干部为了避免这种自责的担当心安感越高，干部就会做出更多的担当作为行为。“外在调节：担当压力”反映的是干部感受到的对于担当作为的褒奖或者惩罚的压力，因此，干部的担当压力越高，干部也会做出更多的担当作为行为。因此，本研究提出如下假设。

假设H1d-1e：受控动机可以产生担当作为。具体地，干部的“内摄调节：担当心安感”(H1d)、“外在调节：担当压力”(H1e)对干部的担当作为有积极作用。

此外，自主动机与受控动机由于自我决定的程度不同，在对担当作为的影响效应上也可能存在差异[16]。自我决定理论认为自主性越强，个体越认为自己对行为具有掌控力，会形成对内的因果感知，更容易产生个体的积极愉悦和幸福；相对应地，受控性越强，个体越容易认为行为受外界所控，会形成对外的因果感知，产生消极焦虑和抑郁[28，29]。积极状态相对消极状态更有助于行为的产生和持续，所以越靠近自主性，动机的影响程度就越强。不过，上述推断考虑的是一般性的情境，并没有考虑公共部门的特殊性，这一特殊性的有无需要通过实证研究的检验。尤其在我国公共部门中的担当作为备受关注和呼吁的具体情境下，担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力五类子维度对于基层干部而言具有不同的特点和侧重，所引发的情绪和归因也有所区别，因此尽管主效应的方向相同，即与担当作为存在正相关关系，但是具体的影响程度应该不尽相同，存在效应差异。具体的差异应根据实证结果具体分析。

(三)担当角色认同：动机与行为间的中介效应

本研究提出了从担当作为的动机到担当作为的行为之间的关系假设。但是应该认识到的是，从动机到行为的过程并非如此直接。个体可能具有多种动机，一个真实的个体决策动机其实是各项动机的组合，干部可能同时具有担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力的五类调节的几种甚至全部，只是程度不同。因此，在动机之后、行为之前应该存在个体的主观整合和判断[17，18]，如此才可以更好地理解干部担当作为的产生。对于个体的主观整合问题，角色认同理论(role ldentity theory)提供了有效的思考角度。角色认同理论认为个体对自身和外界环境的综合判断最终会整合一类自我角色判断，即将角色特征作为自我概念的一部分[30，31，32]，并做出相应的行为。事实上，角色认同的中介作用在大量的行为研究中得到了应用并有着成熟的测量工具供参考，如对创新行为的研究中创新角色认同就发挥了重要的多种动机或因素到具体行为的桥梁作用[33，34，35]。

对于担当作为而言，个体担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力的自我整合调节结果是形成担当角色认同，即认为将担当作为当作干部特征的第一部分，认同“担当”这一特征是自己的特征。具有担当角色认同的基层干部就会做出符合担当特征的客观行为，即担当作为。也就是说，担当角色认同的基层干部担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力等动机与担当作为行为之间的桥梁。值得关注的是，本研究将担当角色认同作为中介引入分析框架之中，如果得到量化统计的验证，那么担当作为从动机到行为的过程中相应调节变量的关注范围也得以精细化，可以关注当主观整合的担当角色认同形成前后的影响因素。比如，形成担当角色认同后，何种因素会影响客观行为的实际发生，对于担当作为的影响因素研究可以进行更为精细的分析。因此，本研究引入担当角色认同作为中介变量，提出如下假设。

假设H2：担当动机产生了担当角色认同，进而产生担当作为行为，即担当角色认同在担当作为动机与担当作为之间起中介作用。

具体地，自主动机，即“内在调节：担当偏好”(H2a)、“整合调节：担当价值观”(H2b)“认同调节：担当认同”(H2c)；受控动机，即“内摄调节：担当心安感”(H2d)“外在调节：担当压力”(H2e)促使基层干部形成担当角色认同，具有担当角色认同的基层干部会做出担当作为行为。

本研究的理论框架如图2所示。

三、研究方法

(一)研究样本

本研究的研究数据来自对广东政府部门公务员的问卷调查，被试来自组织部、纪委、财政局、人社局、税务局、乡镇等不同部门，具有较好的代表性。每位被试在自己的移动端获得问卷链接并独自填答。为了事前控制共同方法偏差，问卷中每个变量的量表均呈现在单独页面，被试需要填答完一个变量的全部题项才可以在下一个页面回答另一个变量的题项，从而在一定程度上阻断了被试一气呵成填答带来的共同方法偏差[36]。本研究共有441人参与问卷调查，收回问卷317份，经过筛选，剔除了明显的无效填答，最终获得277份有效问卷。样本的描述性统计结果为：男性占比46.9%，女性占比53.1%；平均年龄为32.563岁，标准差为7.183；在受教育程度方面，大专占16.6%，本科占74.7%，硕士研究生占4.3%；在组织的工作时间平均为7.466年，标准差为7.661。

(二)测量工具

1.担当作为动机的测量

本研究参考了Chen和Bozeman的自我决定理论动机风格量表[12]以及Gagné等的工作动机量表[37]，其中Gagné等的量表是基于自我决定理论的较为成熟且通用性强的量表之一。不过，上述量表均没有涉及Deci和Ryan自我决定理论[26]中整合调节这一维度。因此本研究按照Deci和Ryan自我决定理论的动机模型，沿着“自主性-受控性”轴线依次设定为担当偏好(内在调节)、担当价值观(整合调节)、担当认同(认同调节)、担当心安感(内摄调节)、担当压力(外在调节)的五个子维度。具体题项参考Gagné等的题项设计[37]，并补充担当作为的意涵，每个子维度包含三个题项。担当偏好(内在调节)为“因为我很享受担当作为”“因为我担当作为的时候很开心”“为了担当作为带给我的快乐时刻”；担当价值观(整合调节)为“因为担当作为符合我的个人习惯”“因为担当作为符合我的自我定位”“因为担当作为符合我的价值观”；担当认同(认同调节)为“因为担当作为很有意义”“因为担当作为很有价值”“因为担当作为有积极作用”；担当心安感(内摄调节)为“因为既然做了这份工作，我就应该担当作为”“担当作为就是我的工作内容之一，我不想做不到”“我的名声取决于我的担当作为”；担当压力(外在调节)为“我担当作为是为了避免因不担当作为而受到处分”“我担当作为是为了得到组织的肯定”“我担当作为是为了获得褒奖”。

由于本研究的量表维度区分和题项设计均具有成熟的理论基础，因此量表可靠性的检验适合采用验证性因子分析。依据研究数据，本研究通过验证性因子分析检验了量表可靠性(χ2=150.079，df=80，χ2/df=1.901，CFI=0.974，TLI=0.966，RMSEA=0.057，SRMR=0.040)。担当作为动机五个子维度的Cronbach's Alpha依次为0.956、0.955、0.956、0.824和0.860，CR(组成信度)依次为0.957、0.955、0.957、0.849、0.861，AVE(平均变异萃取量)依次为0.881、0.877、0.880、0.653、0.687；五个子维度各自的三个题项的标准化因子载荷都达到0.6以上，因此本测量量表具有较高的可靠性。此外，如表1所示，可以发现的是，本研究量表测量的担当作为动机五个子维度从“自主性”到“受控性”彼此的相关性程度也逐渐变化。以担当偏好为例，担当偏好与担当价值观(r=0.877，p<0.01)、担当认同(r=0.809，p<0.01)、担当心安感(r=0.781，p<0.01)、担当压力(r=0.358，p<0.01)的相关系数沿着“自主性-受控性”轴线逐渐降低，这也反映了本研究测量结果符合自我决定理论下以“自主性-受控性”程度研究动机的理论设想。

2.担当角色认同的测量

本研究参考了具体角色认同测量的典型变量创新角色认同。创新角色认同是指个体将进行创新作为自我特征认同的一部分[33]，这与担当作为角色认同的定位一致。因此，本研究参考创新角色认同的测量，担当角色认同的量表改编自Farmer等的创新角色认同量表[33]，将原量表中的“创新”部分，替换为“担当作为”，将原量表的企业情境替换为公共部门情境。改编后的量表题项具体为“我经常在思考如何成为一个有担当作为的公务员”“我对自己的担当作为有一定清晰的想法”“我认为成为一名担当作为的公务员是形成自我的一部分”。依据研究数据，本研究通过验证性因子分析检验量表可靠性(因题项数量等于3，故模型配适情况未汇报)。担当角色认同量表的Cronbach's Alpha为0.931，CR为0.932，AVE为0.820；全部三个题项的标准化因子载荷都达到0.6以上，因此量表具有较高的可靠性。

3.担当作为的测量

关于担当作为的具体测量，众多阐释担当作为的研究认为担当作为即是习总书记提出的“五个敢于”，“五个敢于”是对敢于担当精神内涵的高度提炼和深刻阐释[38，39]。因此，本研究参考“五个敢于”形成了担当作为的测量工具，包括五个测量题项，具体为“在面对大是大非时，我能够坚定原则，敢于发声”“在面对困难时，我能够迎难而上，克服困难”“在面对危机时，我能够挺身而出，不畏艰险”“在面对失误时，我能够直面错误，承担责任”“在面对不良风气时，我能够指出问题，不怕得罪人”。依据研究数据，本研究通过验证性因子分析检验了量表可靠性(χ2=7.241，df=5，χ2/df=1.448，CFI=0.995，TLI=0.990，RMSEA=0.040，SRMR=0.015)。担当作为量表的Cronbach's Alpha为0.906，CR为0.914，AVE为0.684；题项的标准化因子载荷都达到0.6以上，因此量表具有较高的可靠性。

四、数据分析

(一)共同方法偏差检验

虽然本研究通过问卷设计进行了事前控制的尝试，但本研究的数据依然是由被试一次性填答，因此存在共同方法偏差的干扰。本研究根据Podsakoff等的建议[40]进行了事后检验，构建了一个共同方法偏差虚拟因子，结果显示加入共同方法偏差虚拟因子的模型(χ2/df=1.901，CFI=0.959，TLI=0.951，RMSEA=0.057，SRMR=0.092)与未加入共同方法偏差虚拟因子的模型(χ2/df=1.782，CFI=0.965，TLI=0.957，RMSEA=0.053，SRMR=0.042)相比并没有得到明显改善，且虚拟因子总变异贡献非常小(23.437%)，符合Fornell和Larcker推荐的应当低于50%的标准[41]。也就是说，共同方法偏差的确存在，不过并不是本研究的严重问题。

(二)描述性统计与相关性分析

本研究中各变量的平均数、标准差，变量间的相关系数如表1所示。可以看出担当作为动机中的担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力与担当作为显著正相关(r=0.576、0.571、0.535、0.583、0.241，p<0.01)，同时与担当角色认同显著正相关(r=0.743、0.754、0.752、0.797、0.370，p<0.01)。此外，担当角色认同与担当作为显著正相关(r=0.672，p<0.01)。这为本研究论证假设提供了初步的方向和依据。

(三)主效应与效应差异检验

通过相关分析，可以看出各变量之间存在一定的相关关系，本研究进一步以性别、年龄、教育程度、在组织工作时间为控制变量，担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力为自变量，以担当作为为因变量，进行变量之间的回归分析。模型1为仅包含控制变量的回归模型。之后，将自变量担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力分别放入模型中，依次设为模型2、模型3、模型4、模型5和模型6，针对研究假设H1a-H1e进行检验。接着，模型7将自主动机的担当偏好、担当价值观和担当认同同时放入模型，模型8将受控动机的担当心安感和担当压力同时放入模型。最后，模型9将担当动机的担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感和担当压力全部放入模型中。

各模型的回归系数及显著性检验如表2所示。从回归结果来看，基准模型1中，回归方程并不理想(F=2.272，p>0.05)。具体到本研究关注的担当作为动机，自主动机部分，模型2显示“内在调节：担当偏好”与担当作为存在显著的正向关系(β=0.467，p<0.01)，也就是说担当偏好可以提升担当作为，假设1a成立。模型3显示“整合调节：担当价值观”对担当作为的回归系数正向，且显著(β=0.483，p<0.01)，也就是说担当价值观可以提升担当作为，假设1b成立。模型4显示“认同调节：担当认同”与担当作为存在显著正向作用(β=0.486，p<0.01)，也就是说担当认同可以提升担当作为，假设1c成立。受控动机部分，模型5显示，“内摄调节：担当心安感”与担当作为存在显著的正向作用(β=0.541，p<0.01)，也就是说担当心安感可以提升担当作为，假设1d成立。最后，在模型6中，“外在调节：担当压力”与担当作为的作用关系为正向，并且显著(β=0.175，p<0.01)，也就是说担当压力可以提升担当作为，假设1e成立。综上所述，担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力这五类子维度都可以促进干部的担当作为。

接下来，本研究进一步分析担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感、担当压力之间的效应差异。首先比较自主动机，如下页表2所示，模型7将自主动机的担当偏好、担当价值观和担当认同一起放入模型，此时只有担当偏好与担当作为的正向关系显著(β=0.248，p<0.01)，而担当价值观(β=0.176)和担当认同(β=0.101)与担当作为的回归系数不再不显著(p>0.01)。这说明，当同时考虑担当偏好、担当价值观、担当认同的作用时，担当偏好的积极效应最强，担当价值观其次，最后是担当认同。为了精确比较，本研究将担当偏好(β=0.277，p<0.01)、担当价值观(β=0.027，p<0.01)；担当价值观(β=0.350，p<0.01)、担当认同(β=0.171，p<0.05)分组放入模型中进行比较，发现担当偏好>担当价值观>担当认同。这与自我决定理论中，自我决定的成分越多，对行为的作用就越强的判断是一致的。

接着比较受控动机，如下页表2所示，模型8将担当心安感和担当压力共同放入模型，此外，只有担当心安感与担当作为显著正相关(β=0.549，p<0.01)，而担当压力与担当作为的回归系数并不显著(β=-0.016，p>0.01)。这说明，当同时考虑担当心安感和担当压力的作用时，担当心安感的积极效应最强，这与自我决定的成分越多，对行为的作用就越强的判断也是一致的。

为了进行整体的考虑，模型9将本研究将担当作为动机中的担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感和担当压力全部放入模型，只有担当偏好(β=0.183，p<0.05)和担当心安感(β=0.307，p<0.01)与担当作为显著正相关，而担当价值观、担当认同、担当压力与担当作为的回归系数不再显著，担当动机中，担当心安感对担当作为的正向作用最大，其次是担当偏好。为了更精确地比较，本研究将担当偏好(β=0.253，p<0.01)、担当心安感(β=0.315，p<0.01)；担当认同(β=0.468，p<0.01)、担当压力(β=0.041，p>0.05)分组放入模型中进行比较，发现担当心安感>担当偏好；担当认同>担当压力。也就是说，五类担当行为动机的子维度对担当作为促进作用的强度依次为：“内摄调节：担当心安感”>“内在调节：担当偏好”>“整合调节：担当价值观”>“认同调节：担当认同”>“外在调节：担当压力”。除了担当心安感外，的确自我决定成分越多，积极作用越强，但是最强的是自我决定成分略少的担当心安感。

(四)中介效应检验

本研究采用Bootstrap(设为5000，置信区间为95%)检验担当角色认同在担当作为动机的子维度与担当作为行为之间的中介效应，使用PROCESS程序[42]完成分析。首先，分别对担当角色认同在自主动机的担当偏好、担当价值观、担当认同与担当作为间的中介效应进行分析。由下页表3可知，总效应均成立，与前文研究一致。中介效应方面，担当角色认同在担当偏好与担当行为间的中介效应为0.334，置信区间为(LLCI=0.226，ULCI=0.461)，不包含0，达到显著水平。此外，通过Sobel Test确认中介效果，结果显示Z=7.464，绝对值大于1.96，且p<0.01，表明中介效应确实存在，假设H2a得证。担当角色认同在担当价值观与担当行为间的中介效应为0.374，且置信区间(LLCI=0.241，ULCI=0.520)并不包含0，达到显著水平，Sobel Test结果同样显示中介效应存在(Z=7.612，p<0.01)，假设H2b成立。至于担当认同，结果显示担当角色认同在担当认同和担当作为间的中介效应为0.439，置信区间为(LLCI=0.286，ULCI=0.588)，不包含0，Sobel Z=8.246，p<0.01，因此担当角色认同在担当认同与担当作为间的中介效应假设H2c得到验证。

接下来，本研究分别确定受控动机的担当心安感和担当压力是否也是通过担当角色认同的中介作用影响担当作为。同样的，总效应均成立，与前文研究一致。中介效应分析的结果显示担当角色认同在担当心安感和担当作为的关系间的中介效应值为0.431，置信区间为(LLCI=0.297，ULCI=0.575)，不包含0，此外，Sobel Test结果显示Z=7.278，绝对值大于1.96，且p<0.01，表明中介效应确实存在，假设2d得证。至于担当压力，结果显示担当角色认同在担当压力和担当作为间起的中介效应为0.182，置信区间为(LLCI=0.112，ULCI=0.265)，不包含0，Sobel Z=5.814，p<0.01，效应显著，假设H2e得到验证。

也就是说，担当作为动机的五类子维度，担当偏好、担当价值观、担当认同、担当心安感和担当压力对担当作为的作用都经过了担当角色认同的中介作用，不同的动机调节在担当角色认同上形成了整合。此外，更为具体的是，除担当偏好外，在控制了担当角色认同的前提下，担当价值观、担当认同、担当心安感和担当压力对担当作为的直接效应均不显著(Boot置信区间包含0)，这意味着担当角色认同发挥了完全中介作用。这格外提示了担当角色认同在动机与行为之间的关键桥接作用，担当角色认同是担当作为动机发挥积极作用的重要路径，值得研究者的关注。

五、结论与讨论

(一)研究结论

本研究的主要结果如图3所示，研究表明，担当作为动机的各子维度均与担当作为有着显著正向关系，也是就是说在中国情境下，自主动机的“内在调节：担当偏好”“整合调节：担当价值观”“认同调节：担当认同”和受控动机的“内摄调节：担当心安感”“外在调节：担当压力”都是促进基层干部担当作为的重要动因。具体来说，经过进一步比较，不同子维度的担当作为动机对于担当作为正向效应的程度也不同，从强到弱依次为担当心安感>担当偏好>担当价值观>担当认同>担当压力。此外，担当作为动机对担当作为的作用经过了担当角色认同的中介，个体具有的多种担当作为动机的具体子维度都会形成担当角色认同，完成自我整合，进而产生担当作为的行为。

(二)理论意义

第一，本研究针对性关注基层干部的担当作为，结合自我决定理论，构建了担当作为的量化测量和分析模型，实证分析了担当作为动机、担当角色认同以及担当作为三者间的关系。目前对于担当作为的分析尚处于方向性阶段，本研究在以往研究已经关注担当作为相关行为[1]的基础上，针对性研究担当作为，为精准激发干部的担当作为提供了可靠参考，以行为公共管理为视角，不仅在公共管理微观视域进行了有效尝试，还拓展了传统公共部门组织行为的具体研究视域，也为我国的公共部门人力资源管理提供了更契合中国情境的理论切口。

第二，本研究超越了传统公共服务动机研究视角下将基层干部动机简单二分为内在动机与外在动机或是利他动机与利己动机的局限，回应关于动机研究应该回归到动机本质的呼吁[13]，以自我决定理论为基础，围绕“自主性-受控性”轴线，针对担当作为，提出了基层干部担当作为动机的五类子维度。依照自我决定成分由多到少依次为自主动机的“内在调节：担当偏好”“整合调节：担当价值观”和“认同调节：担当认同”，受控动机的“内摄调节：担当心安感”和“外在调节：担当压力”，并发现了担当作为动机的五类子维度对于担当作为的正向作用存在强弱的差异。

第三，本研究发现了担当作为动机在自我决定层面的中国情境特征。五类担当作为的子维度对担当作为的效应强度依次为“担当心安感>担当偏好>担当价值观>担当认同>担当压力”。除担当心安感外，这符合自我决定理论关于自我决定成分越多，对行为的作用也越强的推断[29]。但是，特别是在本研究关于基层干部担当作为动机的研究中，自我决定成分内摄动机，担当心安感在促进基层干部担当作为时的作用最强。基于本研究量化分析后对部分公务员的访谈，本研究认为体现中国式解决问题的名言“来都来了”或许可以能够解释这一现象的发生——在其位谋其职，不在其位不谋其政；既然已经身为公务员，有着担当作为的要求，那么便以这样的标准要求自己，但求心安罢了。当然，这还有待今后研究的深入分析，不过本研究的这一发现也呼应了中国公共部门组织行为研究应该基于中国场景进行探索和解读[15]。此外，相较于担当偏好、担当价值观以及担当认同，担当心安感更多体现的是一种对于外部情境的妥协，仅是为了谋求在特定环境下的安心感，有可能难以实现持续性的激励。

第四，本研究基于角色认同理论，创造性地引入了担当角色认同作为中介变量，明晰了担当作为动机与担当作为行为之间的过程路径。本研究以担当角色认同为载体，分析多种动机维度整合为主观认同的过程，以及随后导致客观行为的转变路径。这一结论契合了现实生活中的人并不是简单受到某一种或某几种动机的影响，而是在同时受到多种动机影响的情况下，通过自我整合进而采取相应行为的实践，这对基层干部担当作为从动机到行为的转变具有更强的理论解释力。此外，担当角色认同的引入为进一步研究在担当作为从动机到行为的转变路径上，精细化研究更多未被识别或重视的调节变量是如何影响或发挥作用奠定了重要的前期研究基础。下一步研究可以在识别担当角色认同前后不同影响因素的基础上，构建第一阶段或第二阶段有调节的中介模型，实证分析如何促进担当角色认同的形成以及如何更好地发挥担当角色认同的正面作用。

(三)现实意义

本研究关注基层干部的担当作为问题，研究成果对于理解和应对我国公共部门当前面临的人力资源管理以及干部激励问题具有重要的意义。动机是行为的前提和基础，为了促进基层干部的担当作为，培养基层干部的担当动机是工作的重中之重。本研究结合自我认同理论提出了担当作为动机的结构，将有助于为培养和引导基层干部的担当作为动机提供框架支持，对于基层干部的选拔和管理，尤其是在行为激励以及价值引领方面有着重要的参考价值。具体来说，本研究发现了自主动机的担当偏好、担当价值观、担当认同相对而言发挥着重要的作用，而且自我决定成分越高，积极作用也更强。但根据对数据的描述性统计(见表1)，本研究发现在选取的公务员群体中，五类担当作为动机子维度的均值得分从高到低分别为担当认同(5.869)、担当价值观(5.662)、担当心安感(5.650)、担当偏好(5.575)以及担当压力(4.918)。因此，目前采取奖励尤其惩罚的方式促进干部的担当作为并不是明智之举，一则其当前奖惩效果有限，基层干部的担当压力水平是相对最低的；二则担当压力对于担当作为的积极作用程度也是相对最低的。这意味着“以奖惩促担当”很可能是杯水车薪。此外，在自主动机部分，本研究发现，作用更为有效的担当偏好和担当价值观实际得分低于效用更小的担当认同，尤其是最强的担当偏好的水平相对较低，这意味着未来在塑造基层干部自主动机时，更需要加强对担当偏好以及价值观的培养。自我决定成分越高，意味着越难以受到外界的影响，因此在基层干部的选拔时，应该尤其重视担当偏好、担当价值观的测评，即关注干部自身对担当作为的积极态度。由于担当心安感对于担当作为的作用最强，而目前水平并不高，公共部门可以通过加强外部问责以倒逼基层干部的责任意识，促使基层干部在避免自身达不到外界期望的心理下带来更好的担当作为。同时，在强化担当心安感这一受控动机的同时，也需要避免因忽视自主动机带来的可持续问题，关注自主动机与受控动机的结合以及干部担当角色认同的形成，由此实现对于担当作为的长效、稳健激励。

(四)研究不足与展望

本研究也存在一定的不足。第一，本研究关于担当作为行为的测量以“五个敢于”为发轫，在未来的研究可以基于实证将担当作为的测量更为具体和细化，如采用质性研究的方式，分析担当作为的具体结构，这将有助于更精准地理解担当作为的实践，配合本研究提出的担当作为动机，可能获得更精细的结论。第二，本研究发现内摄调节的作用最为突出，这与自我决定理论的判断并不一致；而内在调节>整合调节>认同调节>外在调节的结论与自我决定理论的判断一致，因此未来的研究应该进行更严格的设计确认这一结论的稳健性。此外，进行更细致的质性研究为解释这一量化结论提供现实的论据。第三，本研究采用了同源数据，尤其是研究涉及中介的过程，同源偏差的存在干扰了本研究结论的信服力。未来建议进行严格的事前控制，使用多源数据，如将担当作为行为通过他评测量；对于同源的数据可以采用分批次追踪的方式搜集，有效避免共同方法偏差。第四，整体而言，本研究模型构建较为简单，尚处于探索阶段。本研究尝试完成了自我决定理论下的担当作为动机研究和比较，为未来的研究提供了基础。同时引入担当角色认同作为中介变量，使得担当作为动机到行为的研究在未来可以更为精准、细致。未来的研究既可以具体地研究干部担当角色认同的形成过程，如自主动机与受控动机间的互动、其他个体或组织调节因素的影响等；也可以聚焦担当角色认同形成后，干部的行为产出受到何种组织管理因素的调节，这将赋予担当作为研究更强的实践意义。

最后，关于基层干部担当作为的研究可以在研究对象上精确化。对基层干部的具体指向可以进行区分，如区分城市和农村干部，或者根据具体的工作内容区分干部类型。他们具体的工作对象、工作内容存在着差异，面临的工作挑战也不尽相同。同时还可以将基层干部与其他干部相对比，从而更加聚焦基层干部的特点和特性。如此的研究可以将担当作为的研究更为精准化，这对于激发基层干部担当作为的管理实践将大有裨益。此外，担当作为与不作为也不尽相同。干部不存在不作为不意味着一定存在担当作为，不存在担当作为也不意味着一定存在不作为。因此，担当作为的研究应该注意与不作为的区别，在借鉴不作为研究的同时，注意干部不作为的前因不一定同时也是担当作为的前因，不可直接延用不作为研究的结论。未来的研究可以将干部担当作为和不作为两类行为同时纳入模型中进行比较，量化分析其前因的区别，尤其关注在实际工作中更具有可操作性的前因变量，这对于干部行为研究和政府管理实践都具有相当的价值。

参考文献

本期目录

更多精彩敬请关注

杨开峰丨改版寄语：服务讲好中国故事的大局

本期专稿

陈明明丨中国政府原理的集权之维：历史与现代化

特别专栏：中国治理研究杰出学人访谈

俞可平丨探寻中国治理之谜：俞可平教授访谈录

专题研讨：实验研究方法应用

李振、孙宇飞丨为何需要助推型政策：理解居民健康意识和行为的不同步

张书维、谭小慧、梁歆佚、朱亚鹏丨“助推”生育政策：信息框架影响生育意愿的调查实验研究

李晓倩、马亮丨公共管理实验研究中的实验报告：现状与评价——以国际期刊论文为例