張樹旺+盧倩婷+JEFF+WANG+黃晶

摘要： 一、研究緣起

中國共產(chǎn)黨第十八次全國代表大會以來，黨風(fēng)廉政建設(shè)力度強(qiáng)勁，機(jī)關(guān)里部分干部以消極的“不作為”姿態(tài)來抵制反腐和規(guī)避責(zé)任，基層公務(wù)員群體在一定程度上出現(xiàn)了“為官不為”的現(xiàn)象，并呈蔓延趨勢。針對當(dāng)前干部隊伍管理出現(xiàn)的新問題，習(xí)近平總書記繼承黨思想史上有關(guān)理想干部探討的理論成果，提出了干部素質(zhì)建設(shè)的新要求，即選拔與培養(yǎng)敢于擔(dān)當(dāng)型的領(lǐng)導(dǎo)干部。

“為官不為”問題雖然體現(xiàn)在個體身上，但干部隊伍管理的困境實(shí)際上是個體—組織—文化形態(tài)的互動結(jié)果，一定程度上反映了組織存在的問題。但當(dāng)前學(xué)界沒有關(guān)于組織支持感和敢于擔(dān)當(dāng)行為之間關(guān)系的研究成果，如何對“敢于擔(dān)當(dāng)”進(jìn)行學(xué)術(shù)界定，如何從組織診斷的視野治理“為官不為”的問題還有待進(jìn)一步研究。因此，本研究針對珠三角地區(qū)部分政府單位開展調(diào)研，探討組織支持感與敢于擔(dān)當(dāng)行為之間的關(guān)系，進(jìn)而尋找和塑造產(chǎn)生好干部敢于擔(dān)當(dāng)行為的組織環(huán)境和個體成長規(guī)律。

本研究所使用的“基層公務(wù)員”概念是指在基層政府或政府派出機(jī)構(gòu)工作的鄉(xiāng)科級正職和副職領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)公務(wù)員，以及主任科員、副主任科員、科員、辦事員等非領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)公務(wù)員[1]?！案矣趽?dān)當(dāng)”概念來源于“任道擔(dān)當(dāng)”，乃任道擔(dān)當(dāng)?shù)木唧w指用，是指面臨應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的道義責(zé)任，而有膽量不顧利害自覺承擔(dān)起來?！敖M織支持感”則是指“員工對于組織重視自己的貢獻(xiàn)和關(guān)注其幸福感的全面看法”[2]。

二、理論回顧與研究假設(shè)

（一）主動性行為理論

目前公共行政學(xué)界沒有關(guān)于敢于擔(dān)當(dāng)?shù)闹苯永碚摮晒?，只有主動性行為等相關(guān)理論。BATEMAN（1993）[3]、Frese（1996）[4]、Crant（2000）[5]、Griffin（2007）[6]、薛憲方和王重鳴（2009）[7]等學(xué)者均對主動性行為的內(nèi)涵和特征進(jìn)行過探討，主動性行為所蘊(yùn)涵的自我驅(qū)動、爭先行動、勇敢無懼、克服困難和情境依賴性等特征，對于理解敢于擔(dān)當(dāng)?shù)膬?nèi)涵和結(jié)構(gòu)極有意義。

在主動性行為的結(jié)構(gòu)維度劃分上，Griffin和Neal（2007）[6]、龍江艷（2009）[8]、Parker和Collins（2010）[9]、胡青（2011）[10]等學(xué)者的觀點(diǎn)較為相近。本研究認(rèn)為可吸納他們的研究成果，把敢于擔(dān)當(dāng)行為劃分為主動工作行為、個體—組織匹配行為和主動戰(zhàn)略行為三個維度。此外，學(xué)界在有關(guān)主動行為維度內(nèi)涵的界定，以及每個維度涵蓋的行為類別等問題上則探討得少而淺。

在行為測量方面，龍江艷（2009）[8]等學(xué)者設(shè)計的主動性行為量表題項豐富，解釋力度較強(qiáng)，對于敢于擔(dān)當(dāng)行為量表的題項修訂具有直接的參考作用。另外，Dyne與LePine（1998）[11]、Ashford（1998）[12]、Rank（2007）[13]、Parker（2010）[9]、蘇磊（2015）[14]以及蕭鳴政（2015）（二）組織支持感理論

1986年，美國社會心理學(xué)家Eisenberger和同事首次提出組織支持感的概念，引起學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。概念提出時，“組織支持感”被假定為單一維度。隨后，McMillin（1997）[16]、凌文輇（2006）[17]、劉智強(qiáng)（2005）[18]、陳東?。?009）[19]、陳志霞（2010）[20]等越來越多的學(xué)者認(rèn)為組織支持感應(yīng)是多維結(jié)構(gòu)，并對維度劃分進(jìn)行過深刻探討。雖然觀點(diǎn)存在分歧，但總體上有兩種劃分方式較受認(rèn)同：一是“工具性支持”和“情感性支持”二分法；二是“工作支持”“關(guān)心利益”和“價值認(rèn)同”三分法。除此之外，劉智強(qiáng)、陳志霞等學(xué)者關(guān)注到中國文化背景下公共組織的領(lǐng)導(dǎo)現(xiàn)象，提出“上級支持”也應(yīng)是組織支持感的一個重要維度。

本研究認(rèn)為可從景懷斌教授提出的組織基本要素的角度來劃分組織支持感的維度[21]。如圖1所示，組織的基本要素包括組織制度、任務(wù)、他人?！叭蝿?wù)”即組織的功能要求，任務(wù)特征會影響成員的組織支持感，與組織支持感的“工作協(xié)助支持”維度相對；“他人”是組織中人的集合，主要指領(lǐng)導(dǎo)的作用，與組織支持感的“上級支持”維度相對；“組織制度”中的確定性規(guī)則通過獎懲制度、工資制度、考評制度等方式影響組織成員的利益，與組織支持感的“員工利益支持”維度相對；“組織制度”中的不確定性規(guī)則通過組織價值觀等方式呈現(xiàn)出來，與組織支持感的“員工價值認(rèn)同”維度相對。綜上所述，組織支持感可劃分為工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持、員工價值認(rèn)同四個維度。

在測量方面，組織支持感的研究成果更為成熟。Eisenberger是組織支持感測量研究的先驅(qū)者，初始量表包含36個題項。目前國內(nèi)，紀(jì)曉麗（2008）[22]、陳東?。?009）[19]、盧紀(jì)華（2013）[23]等越來越多的研究開始采用凌文輇編制的問卷作為組織支持感的測量工具，其量表在國內(nèi)企業(yè)員工組織支持感的調(diào)研中具有良好的信度和效度。本研究認(rèn)為，在考慮公共部門文化情境特性的基礎(chǔ)上，對凌文銓所編制量表做出合理的修訂，可為本研究所用。圖1組織基本要素與組織支持感的維度對應(yīng)情況

（三）組織支持感與敢于擔(dān)當(dāng)行為

目前學(xué)術(shù)界還沒有學(xué)者對組織支持感和敢于擔(dān)當(dāng)行為之間的關(guān)系進(jìn)行探討，但Eisenberger（1986）[2]、蕭鳴政（2015）[15]等學(xué)者的相關(guān)研究表明，履職中的積極行為與環(huán)境、情勢密不可分。

龍江艷（2009）[8]、張桂平（2011）[24]、胡青（2011）[10]、韋慧民（2012）[25]等對積極行為的驅(qū)動因素進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)組織環(huán)境的確定性程度、工作自治程度、領(lǐng)導(dǎo)因素、信任氛圍等都是主動行為的重要驅(qū)動力。更多的研究表明，組織支持感與出勤率、工作績效、組織公民行為、工作滿意度、情感承諾等重要的工作態(tài)度和組織行為變量顯著相關(guān)[20]。

因此，我們有理由相信，組織支持感與敢于擔(dān)當(dāng)行為之間可能存在某種必然聯(lián)系，從組織診斷的視野探討基層公務(wù)員“為官不為”的問題治理應(yīng)是可行思路。綜上所述，本文假設(shè)組織支持感對珠三角地區(qū)基層公務(wù)員的敢于擔(dān)當(dāng)行為具有顯著正向影響，該假設(shè)包含12個子假設(shè)，如表1所示：表1本文研究假設(shè)總覽假設(shè)假設(shè)內(nèi)容H1組織支持感對敢于擔(dān)當(dāng)行為具有顯著正向影響H1a工作協(xié)助支持對主動工作行為具有顯著正向影響H1b上級支持對主動工作行為具有顯著正向影響H1c員工利益支持對主動工作行為具有顯著正向影響H1d員工價值認(rèn)同主動工作行為具有顯著正向影響H1e工作協(xié)助支持對個體—組織匹配行為具有顯著正向影響H1f上級支持對個體—組織匹配行為具有顯著正向影響H1g員工利益支持對個體—組織匹配行為具有顯著正向影響H1h員工價值認(rèn)同對個體—組織匹配行為具有顯著正向影響H1i工作協(xié)助支持對主動戰(zhàn)略行為具有顯著正向影響H1j上級支持對主動戰(zhàn)略行為具有顯著正向影響H1k員工利益支持對主動戰(zhàn)略行為具有顯著正向影響H1l員工價值認(rèn)同對主動戰(zhàn)略行為具有顯著正向影響endprint

根據(jù)研究假設(shè)，本研究的理論模型如圖2所示

三、量表設(shè)計與預(yù)研究

（一）量表設(shè)計

根據(jù)研究目的，在參考文獻(xiàn)綜述成果和半結(jié)構(gòu)化訪談資料的基礎(chǔ)上，我們設(shè)計了珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表和珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感量表，量表共分成3個部分。

①敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表。本研究參考Sharon Parker（2008）[9]有關(guān)主動性行為的研究成果，對敢于擔(dān)當(dāng)行為的三個維度——主動工作行為、個體—組織匹配行為和主動戰(zhàn)略行為進(jìn)行操作化定義。在學(xué)術(shù)界定的基礎(chǔ)上，量表題項主要參考霍苑淵（2008）[26]、龍江艷（2009）[8]、張敬宇（2014）[27]、蘇磊（2015）[14]、蕭鳴政（2015）[15]等學(xué)者的問卷設(shè)計而成，包括“為了單位的利益，我敢于發(fā)表與領(lǐng)導(dǎo)相左的建議”“在單位中提出新設(shè)想并積極實(shí)施”“我會經(jīng)?；〞r間去思考如何預(yù)防工作問題的重復(fù)發(fā)生”等10個項目。量表采用李克特5點(diǎn)計分法，等級從“非常不符合”到“非常符合”，分別用1到5表示。得分越高，表明敢于擔(dān)當(dāng)程度越高。

②組織支持感量表。本研究參考凌文輇（2006）[17]對“工作支持”“員工價值認(rèn)同”“關(guān)心利益”的界定，結(jié)合景懷斌（2011）[21]有關(guān)“領(lǐng)導(dǎo)中心模式”的研究成果，對組織支持感的四個維度——工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同進(jìn)行操作化定義。在學(xué)術(shù)界定的基礎(chǔ)上，量表題項主要參考凌文輇（2006）[17]的組織支持感量表和半結(jié)構(gòu)化訪談資料設(shè)計而成，包括“單位能夠同意我在改變工作條件方面的合理要求”“當(dāng)我在工作中遇到困難時會得到單位的幫助”“如果我能勝任，單位愿意讓我承擔(dān)最合適的工作”等16個項目。量表采用李克特5點(diǎn)計分法，等級從“非常不符合”到“非常符合”，分別用1到5表示。得分越高，表明組織支持感越強(qiáng)。

③基本信息。包括性別、婚姻狀況、年齡、受教育程度、進(jìn)入單位年限和從事目前崗位年限等。

（二）預(yù)研究

本研究共開展兩輪調(diào)研，預(yù)調(diào)研的主要目的是為了檢驗(yàn)量表的科學(xué)性。

1. 抽樣設(shè)計和樣本特征

預(yù)調(diào)研選取三個單位進(jìn)行量表發(fā)放，其中廣州市地方稅務(wù)局發(fā)放量表30份，廣州市白云區(qū)機(jī)構(gòu)編制委員會辦公室與惠州市博羅縣委組織部各發(fā)放量表20份，三個單位共發(fā)放量表70份，全部采用現(xiàn)場發(fā)放的形式，一對一指導(dǎo)填答完成。最終成功回收64份，其中有效量表60份，有效回收率為85.7%，預(yù)調(diào)研的被試情況如表2所示。表2預(yù)調(diào)研被試情況表變量類別人數(shù)/人比例/%性別男34567女26433婚姻

狀況已婚39650未婚21350年齡25歲及以下915026～30歲2236731～35歲1626736～40歲58340歲及以上8133受教育程度大專以下117大專7117本科41683碩士及以上11183進(jìn)入單

位年限1年（不含）以下61001年（含）以上，不滿3年122003年（含）以上，不滿5年172835年（含）以上，不滿7年101677年（含）以上15250從事目前

崗位年限1年（不含）以下91501年（含）以上，不滿3年203333年（含）以上，不滿5年132175年（含）以上，不滿7年91507年（含）以上9150

2 預(yù)試量表項目分析

本研究采用相關(guān)法和臨界比率法來考察項目區(qū)分度，通過計算每張量表的總分并按照高低排列，得分前27%的受試者為高分組，后27%的受試者為低分組。根據(jù)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)的判斷規(guī)則，對26個條目進(jìn)行區(qū)分度分析，t檢驗(yàn)結(jié)果均達(dá)顯著性，表示量表項目區(qū)分度良好。

3 預(yù)試量表結(jié)構(gòu)考察

（1）珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表因子分析

根據(jù)SPSS的分析結(jié)果，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表的KNO值為0843，巴特利球形檢驗(yàn)卡方值顯著，P<0001，適合投入因素分析程序。通過采用主成分分析法，選取特征值大于1的因素，并采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，最終抽取出3個共同因子，方差累積貢獻(xiàn)率為76078%。從轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣可見，共同因素一包含a1、a2、a3三題，共同因素二包含a4、a5、a6、a7四題，共同因素三包含a8、a9、a10三題，結(jié)論與本研究事先編制的題項理念相符，因此共同因素一命名為“主動工作行為”，共同因素二命名為“個體—組織匹配行為”，共同因素三命名為“主動戰(zhàn)略行為”。

（2）珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感分量表因子分析

根據(jù)SPSS的分析結(jié)果，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感量表的KNO值為0912，巴特利球形檢驗(yàn)卡方值顯著，P<0001，適合投入因素分析程序。采用主成分分析法，選取特征值大于1的因素，并采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。最終抽取出4個共同因子，方差累積貢獻(xiàn)率達(dá)到79385%。從轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣可見，共同因素一包含b1、b2、b3、b4四題，共同因素二包含b5、b6、b7、b8四題，共同因素三包含b9、b10、b11、b12四題，共同因素四包含b13、b14、b15、b16四題，結(jié)論與本研究事先編制的題項理念相符。在組織支持感量表共同因素數(shù)目的選取上，統(tǒng)計上的檢驗(yàn)與實(shí)際意義同時得到考慮。因此，共同因素一命名為“工作協(xié)助支持”，共同因素二命名為“上級支持”，共同因素三命名為“員工利益支持”，共同因素四命名為“員工價值認(rèn)同”。

4預(yù)試量表信度分析

本研究中，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0894，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0957，兩個量表的分維度信度均在0750以上，表明量表具有較好的穩(wěn)定性，測量結(jié)果是可靠的。

5初始量表的修訂

由于初始量表的項目區(qū)分度良好，信效度優(yōu)良，無需刪除題項，只對部分存在歧義的題項進(jìn)行表述上的修訂，最終量表得以生成。endprint

四、統(tǒng)計分析與假設(shè)檢驗(yàn)

（一）抽樣設(shè)計和樣本特征

量表在2015年12月—2016年3月期間進(jìn)行發(fā)放，正式調(diào)研量表發(fā)放分為兩個階段：第一階段為指定單位發(fā)放的形式，主要選取惠州市城市管理行政執(zhí)法局、惠州市大亞灣區(qū)委組織部、廣州市公安局等單位，學(xué)生親自到現(xiàn)場派發(fā)紙質(zhì)問卷；第二階段為集中發(fā)放的形式，老師帶領(lǐng)學(xué)生在MPA學(xué)員上課現(xiàn)場派發(fā)紙質(zhì)問卷，填答對象來自珠三角地區(qū)不同的基層政府單位，覆蓋組織人事系統(tǒng)、宣傳文教系統(tǒng)、政法社管系統(tǒng)、農(nóng)林牧漁系統(tǒng)中的部分單位，調(diào)研單位較為多樣。本輪調(diào)研共發(fā)放量表271份，實(shí)際回收260份，其中有效量表236份，有效回收率為871%。正式調(diào)研的樣本分布情況如表3所示。表3正式調(diào)研被試情況表（n=236）變量類別人數(shù)/人比例/%性別男139589女97411婚姻

狀況已婚132559未婚104441年齡25歲及以下229326～30歲13356431～35歲5222036～40歲125140歲及以上1772受教育程度大專以下104大專1668本科180763碩士及以上39165進(jìn)入單位年限1年（不含）以下14591年（含）以上，不滿3年542293年（含）以上，不滿5年803395年（含）以上，不滿7年482037年（含）以上40169續(xù)表變量類別人數(shù)/人比例/%從事目前

崗位年限1年（不含）以下291231年（含）以上，不滿3年733093年（含）以上，不滿5年672845年（含）以上，不滿7年451917年（含）以上2293

（二）量表結(jié)構(gòu)維度與信度檢驗(yàn)

1結(jié)構(gòu)維度檢驗(yàn)

根據(jù)珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表的因子分析結(jié)果，其KNO值為0819，巴特利球形檢驗(yàn)卡方值顯著，P<0001，適合進(jìn)行因素分析。采用主成分分析法，選取特征值大于1的因素，并采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。最終抽取3個因子，方差累積貢獻(xiàn)率為73473%。從轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣可見，共同因素一包含a1、a2、a3三題，共同因素二包含a4、a5、a6、a7四題，共同因素三包含a8、a9、a10三題。所提取的三個因子，與預(yù)研究結(jié)論一致，因此共同因素一命名為“主動工作行為”，共同因素二命名為“個體—組織匹配行為”，共同因素三命名為“主動戰(zhàn)略行為”，如表4所示。表4敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表正式調(diào)研因子分析結(jié)果項目F1F2F3a10912a20742a30636a40887a50701a60663a70653a80810a90703a100629因子貢獻(xiàn)率/%266402462722206因子累積貢獻(xiàn)率/%266405126773473因子命名主動工作行為個體——組織匹配行為主動戰(zhàn)略行為

根據(jù)珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感量表的分析結(jié)果，其KNO值為0943，巴特利球形檢驗(yàn)卡方值顯著，P<0001，適合進(jìn)行因素分析。采用主成分分析法，選取特征值大于1的因素，并采用最大方差法進(jìn)行旋轉(zhuǎn)。最終抽取4個因子，方差累積貢獻(xiàn)率為78993%。從轉(zhuǎn)軸后的成分矩陣可見，共同因素一包含b1、b2、b3、b4四題，共同因素二包含b5、b6、b7、b8四題，共同因素三包含b9、b10、b11、b12四題，共同因素四包含b13、b14、b15、b16四題，與本研究事先編制的理念及題項相符，與預(yù)研究的結(jié)論一致。在該分量表共同因素數(shù)目的選取上，統(tǒng)計上的檢驗(yàn)與實(shí)際意義同時得到考慮。因此共同因素一命名為“工作協(xié)助支持”，共同因素二命名為“上級支持”，共同因素三命名為“員工利益支持”，共同因素四命名為“員工價值認(rèn)同”，如表5所示。表5組織支持感量表正式調(diào)研因子分析結(jié)果項目F1F2F3F4b40719b10676b30523b20511b60750b80740b50686b70529b120771b100730b110621b90610b160799b150795b140742b130617因子貢獻(xiàn)率/%26812217841813812259因子累積貢獻(xiàn)率/%26812485966673478993因子命名工作協(xié)助支持上級支持員工利益支持員工價值認(rèn)同

2量表信度分析

正式研究也對整體量表及其各個維度進(jìn)行了信度分析，如表6和表7所示。兩個量表無論是整體信度還是分維度的信度均在0725以上，量表具有較好的穩(wěn)定性。表6珠三角地區(qū)基層公務(wù)員敢于擔(dān)當(dāng)狀況量表正式調(diào)研信度分析維度項目數(shù)量Cronbachɑ系數(shù)主動工作行為30757個體—組織匹配行為40774主動戰(zhàn)略行為30799總量表100823注：本表格為作者根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)自制。表7珠三角地區(qū)基層公務(wù)員組織支持感量表正式調(diào)研信度分析維度項目數(shù)量Cronbachɑ系數(shù)工作協(xié)助支持40852上級支持40725員工利益支持40907員工價值認(rèn)同40830總量表160936

（三）研究變量的相關(guān)分析

表8顯示的是各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)系數(shù)。從表中可以看出，各個變量之間都呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)的關(guān)系（P<001）?？傮w而言，組織支持感四個維度對敢于擔(dān)當(dāng)行為三個維度均呈現(xiàn)中高度相關(guān)，除了上級支持維度，組織支持感其他三個維度與主動工作行為、個體—組織匹配行為、主動戰(zhàn)略行為均呈高度正相關(guān)關(guān)系，表明組織支持感越強(qiáng)，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員在履職中更加敢于擔(dān)當(dāng)。此外，組織支持感四個維度之間雖然顯著相關(guān)，但相關(guān)程度不是很高，各個自變量之間相關(guān)系數(shù)最高為0678，自變量之間多重共線性的問題不算顯著。

（四）回歸分析

1組織支持感各維度對主動工作行為的回歸分析表9組織支持感各維度對主動工作行為的回歸分析結(jié)果變量因變量（主動工作行為）模型1模型21.控制變量BetatBetat（常量）157766536性別-0032-0493-0015-0262進(jìn)入單位年限0090092400600699從事目前崗位年限-0107-1095-0006-00752.自變量工作協(xié)助支持02442583**上級支持00932170*員工利益支持00471971*員工價值認(rèn)同03984129***Ajusted R2-00060334F值052011165注：***表示 p < 0001，**表示 p < 001，* 表示 p < 005。表9中模型1顯示，3個控制變量中，除“進(jìn)入單位年限”外，“性別”、“從事目前崗位年限”均與主動工作行為呈負(fù)相關(guān)的關(guān)系。但3個控制變量對模型的整體解釋變異量僅為0006，預(yù)測力較小。可見，還有其他變量與主動工作行為具有較強(qiáng)的相關(guān)性。在模型2中，工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同與主動工作行為均呈顯著正相關(guān)，系數(shù)為0334（P<005），共可解釋主動工作行為334%的變異量。由此證明，組織支持感四個維度對主動工作行為具有較強(qiáng)的預(yù)測力。表明組織支持感越強(qiáng)，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員在履職中愿意表現(xiàn)出更多的主動工作行為，假設(shè)H1a、H1b、H1c、H1d成立。endprint

2組織支持感各維度對個體—組織匹配行為的回歸分析

為研究組織支持感各個維度對個體—組織匹配行為的影響，本文采用強(qiáng)迫進(jìn)入與階層回歸相結(jié)合的方法進(jìn)行驗(yàn)證。首先，將控制變量作為第一階層變量強(qiáng)迫進(jìn)入模型1，然后將組織支持感各個維度作為第二階層變量再次強(qiáng)迫進(jìn)入模型 2。表10組織支持感各維度對個體—組織匹配行為的回歸分析結(jié)果變量因變量（個體—組織匹配行為）模型1模型21.控制變量BetatBetat（常量）188908430性別-0157-2413-0138-2464*進(jìn)入單位年限0022023200170204從事目前崗位年限-0056-0582003904662.自變量工作協(xié)助支持02913174**上級支持00672051*員工利益支持01092147*員工價值認(rèn)同02272422**Ajusted R200140377F值213813830注：***表示 p < 0001，**表示 p < 001，* 表示 p < 005。表10中模型1顯示，3個控制變量中，除“進(jìn)入單位年限”外，“性別”屬性、“從事目前崗位年限”均與個體—組織匹配行為呈負(fù)相關(guān)。但3個控制變量對模型的整體解釋變異量僅為0014，預(yù)測力較小。在模型2中，工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同與個體—組織匹配行為均呈顯著正相關(guān)，系數(shù)為0377（P<005），共可解釋個體—組織匹配行為377%的變異量。由此證明，組織支持感四個維度對個體—組織匹配行為具有較強(qiáng)的預(yù)測力。表明組織支持感越強(qiáng)，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員在履職中愿意表現(xiàn)出更多的個體—組織匹配行為，假設(shè)H1e、H1f、H1g、H1h成立。

3組織支持感各維度對主動戰(zhàn)略行為的回歸分析

為研究組織支持感各個維度對主動戰(zhàn)略行為的影響，本文采用強(qiáng)迫進(jìn)入與階層回歸相結(jié)合的方法進(jìn)行驗(yàn)證。首先，將控制變量作為第一階層變量強(qiáng)迫進(jìn)入模型1，然后將組織支持感各個維度作為第二階層變量再次強(qiáng)迫進(jìn)入模型 2。表11組織支持感各維度對主動戰(zhàn)略行為的回歸分析結(jié)果變量因變量（主動戰(zhàn)略行為）模型1模型21.控制變量BetatBetat（常量）134514527性別-0112-1702-0101-1764進(jìn)入單位年限0051052300260311從事目前崗位年限-0038-0390005706692.自變量工作協(xié)助支持03663917***上級支持00802002*員工利益支持01312234*續(xù)表模型1模型2員工價值認(rèn)同03543722***Ajusted R200010353F值111112324注：***表示 p < 0001，**表示 p < 001，* 表示 p < 005。表11中模型1顯示，3個控制變量中，除“進(jìn)入單位年限”外，“性別”屬性、“從事目前崗位年限”均與主動戰(zhàn)略行為呈負(fù)相關(guān)。但3個控制變量對模型的整體解釋變異量僅為0001，預(yù)測力較小。在模型2中，工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同與主動戰(zhàn)略行為均呈顯著正相關(guān)，系數(shù)為0353（P<005），共可解釋主動工作行為353%的變異量。由此證明，組織支持感四個維度對主動戰(zhàn)略行為具有較強(qiáng)的預(yù)測力。表明組織支持感越強(qiáng)，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員在履職中愿意表現(xiàn)出更多的主動戰(zhàn)略行為，假設(shè)H1i、H1j、H1k、H1l成立。

4組織支持感各維度對整體敢于擔(dān)當(dāng)行為的回歸分析

為研究組織支持感各個維度對整體敢于擔(dān)當(dāng)行為的影響，本文采用強(qiáng)迫進(jìn)入與階層回歸相結(jié)合的方法進(jìn)行驗(yàn)證。首先，將控制變量作為第一階層變量強(qiáng)迫進(jìn)入模型1，然后將組織支持感各個維度作為第二階層變量再次強(qiáng)迫進(jìn)入模型 2。表12組織支持感各維度對整體敢于擔(dān)當(dāng)行為的回歸分析結(jié)果變量因變量（敢于擔(dān)當(dāng)行為）模型1模型21.控制變量BetatBetat（常量）194308569性別-0127-1947-0108-2070*進(jìn)入單位年限0062063500390501從事目前崗位年限-0077-0800003804902.自變量工作協(xié)助支持03634238**上級支持00952285*員工利益支持00191993*員工價值認(rèn)同03824374**Ajusted R200070521F值156320706注：***表示 p < 0001，**表示 p < 001，* 表示 p < 005。表12中模型1顯示，3個控制變量中，除“進(jìn)入單位年限”外，“性別”屬性、“從事目前崗位年限”均與敢于擔(dān)當(dāng)行為呈負(fù)相關(guān)。但3個控制變量對模型的整體解釋變異量僅為0007，預(yù)測力較小。在模型2中，工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同與敢于擔(dān)當(dāng)行為均呈顯著正相關(guān)，系數(shù)為0521（P<005），共可解釋敢于擔(dān)當(dāng)行為521%的變異量。由此證明，組織支持感四個維度對敢于擔(dān)當(dāng)行為具有較強(qiáng)的預(yù)測力。表明組織支持感越強(qiáng)，珠三角地區(qū)基層公務(wù)員在履職中愿意表現(xiàn)出更多的敢于擔(dān)當(dāng)行為。綜上所述，假設(shè)H1得以證明。

五、結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論

本研究的主要成果之一是對“敢于擔(dān)當(dāng)”進(jìn)行了學(xué)術(shù)界定。在概念界定的基礎(chǔ)上，研究證明珠三角地區(qū)基層公務(wù)員的敢于擔(dān)當(dāng)行為包括主動工作行為、個體—組織匹配行為和主動戰(zhàn)略行為三個維度，組織支持感包括工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持和員工價值認(rèn)同四個維度。此外，組織支持感對敢于擔(dān)當(dāng)行為具有顯著正向影響，假設(shè)H1及其12個子假設(shè)得以證實(shí)。具體而言，性別、進(jìn)入單位年限、從事目前崗位年限等控制變量的預(yù)測力較弱，組織支持感四個維度對敢于擔(dān)當(dāng)行為的預(yù)測力較強(qiáng)。組織支持感可以解釋整體敢于擔(dān)當(dāng)行為521%的變異量，對主動工作行為、個體—組織匹配行為、主動戰(zhàn)略行為的解釋變異量分別是334%、372%和353%。總體而言，組織支持感四個維度對敢于擔(dān)當(dāng)行為的影響力由強(qiáng)到弱分別是員工價值認(rèn)同、工作協(xié)助支持、上級支持、員工利益支持。

（二）局限與展望

本研究的局限主要體現(xiàn)在量表的設(shè)計和檢驗(yàn)上：一方面，量表維度的確立主要依靠文獻(xiàn)回顧的成果，題項設(shè)計則參考了適用企業(yè)情境的成熟問卷，量表設(shè)計的科學(xué)性還有待提高；另一方面，量表檢驗(yàn)只進(jìn)行了項目分析、探索性因子分析和簡單的信度分析，檢驗(yàn)方法相對不足，今后的研究應(yīng)該在延時性上對量表多加檢驗(yàn)，以增強(qiáng)其科學(xué)性和信效度。endprint

參考文獻(xiàn)：

[1]張樹旺等.論基層組織行政生態(tài)的變化及影響——基于廣東省的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國行政管理，2015（10）：39.

[2]Eisenberger，et al. Perceived organizational support [J].Journal of Applied Psychology， 2006，91（3）：689.

[3]BATEMAN T S，Grant J M.The proactive component of organizational behavior：A measure and correlates[J].Journal of Organizational Behavior，1993，14（2）：103-118.

[4]Frese. Personal initiative at work： Differences between east and west Germany[J].Academy of Management， 1996，39（1）：37-63.

[5]Crant J.M. The proactive personality scale and objective job performance among real estate agents [J]. Journal of Applied Psychology， 1995， 80（4）：532-537.

[6]Griffin M.A， et al. A new model of work role performance： Positive behavior in uncertain and interde-pendent contexts [J]. Academy of Management Journal， 2007， 50（2）：327- 347.

[7]薛憲方，王重鳴. 員工工作倦怠對其個人主動性行為的影響過程研究[J]. 應(yīng)用心理學(xué)， 2009（1）：30-36.

[8]龍江艷. 國有企業(yè)員工主動行為的高階結(jié)構(gòu)研究[D]. 廣州：暨南大學(xué)， 2009.

[9]Parker S K， Collins C G. Taking stock： Integrating and differentiating multiple proactive behaviors[J]. Journal of Management， 2010， 36（3）： 633-662.

[10]胡青等.工作中的主動性行為的回顧與展望[J]. 心理科學(xué)進(jìn)展，2011（10），1534-1543.

[11]LEPINE J A，Van Dyne L.Predicting voice behavior in work groups.[J].Journal of Applied Psychology，1998，83（6）：853-868.

[12]ASHFORD N.New Labor and the End of the Welfare State[J].Good Society，1998，8（2）：32-36.

[13]JOHANNES R，JEANNE M C，Jens M U，et al.Proactive Customer Service Performance：Relationships With Individual，Task，and Leadership Variables[J].Human Performance，2007，20（4）：363-390.

[14]蘇磊.服務(wù)型企業(yè)員工主動行為的類型識別與驗(yàn)證[J].中國人力資源開發(fā)，2015（1）： 57-66.

[15]蕭鳴政， 王晨舟等. “敢于擔(dān)當(dāng)”型領(lǐng)導(dǎo)考評標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)證研究：結(jié)構(gòu)探索與量表編制[J]. 中國人力資源開發(fā)， 2015（5）：42-49.

[16]McMillin R. Customer Satisfaction and Organizational Support for Service Providers[D]. USA： University of Florida， 1997.

[17]凌文輇， 楊海軍， 方俐洛. 企業(yè)員工的組織支持感[J]. 心理學(xué)報， 2006， 38（2）：284.

[18]劉智強(qiáng). 知識員工職業(yè)停滯測量與治理研究[D]. 湖北：華中科技大學(xué)， 2005.

[19]陳東健， 陳敏華. 工作價值觀、組織支持感對外企核心員工離職傾向的影響——以蘇州地區(qū)為例[J]. 經(jīng)濟(jì)管理， 2009（11）：96-105.

[20]陳志霞， 陳傳紅. 組織支持感及支持性人力資源管理對員工工作績效的影響[J]. 數(shù)理統(tǒng)計與管理， 2010（4）：719-727.

[21]景懷斌. 公務(wù)員職業(yè)壓力：組織生態(tài)與診斷[M]， 北京：中央編譯出版社， 2011.

[22]紀(jì)曉麗等. 組織支持感與工作績效關(guān)系的實(shí)證研究[J].工業(yè)工程，2008（4）：66-69

[23]盧紀(jì)華等.組織支持感、組織承諾與知識型員工敬業(yè)度的關(guān)系研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理， 2013（1）：147-153.

[24]張桂平，廖建橋.國外員工主動行為研究新進(jìn)展探析[J].外國經(jīng)濟(jì)與管理，2011（3）：58-65.

[25]韋慧民，潘清泉.復(fù)雜環(huán)境下員工主動性行為及其驅(qū)動研究[J].企業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（3）：94-97.

[26]霍苑淵.員工敬業(yè)度的構(gòu)成維度及其影響因素研究[D].杭州：浙江大學(xué)，2008.

[27]張敬宇. 員工主動行為的影響機(jī)制研究[D].湖北：華中科技大學(xué)， 2014.endprint