一、研究缘起

中国共产党第十八次全国代表大会以来，党风廉政建设力度强劲，机关里部分干部以消极的“不作为”姿态来抵制反腐和规避责任，基层公务员群体在一定程度上出现了“为官不为”的现象，并呈蔓延趋势。针对当前干部队伍管理出现的新问题，习近平总书记继承党思想史上有关理想干部探讨的理论成果，提出了干部素质建设的新要求，即选拔与培养敢于担当型的领导干部。

“为官不为”问题虽然体现在个体身上，但干部队伍管理的困境实际上是个体—组织—文化形态的互动结果，一定程度上反映了组织存在的问题。但当前学界没有关于组织支持感和敢于担当行为之间关系的研究成果，如何对“敢于担当”进行学术界定，如何从组织诊断的视野治理“为官不为”的问题还有待进一步研究。因此，本研究针对珠三角地区部分政府单位开展调研，探讨组织支持感与敢于担当行为之间的关系，进而寻找和塑造产生好干部敢于担当行为的组织环境和个体成长规律。

本研究所使用的“基层公务员”概念是指在基层政府或政府派出机构工作的乡科级正职和副职领导职务公务员，以及主任科员、副主任科员、科员、办事员等非领导职务公务员^[1]。“敢于担当”概念来源于“任道担当”，乃任道担当的具体指用，是指面临应当承担的道义责任，而有胆量不顾利害自觉承担起来。“组织支持感”则是指“员工对于组织重视自己的贡献和关注其幸福感的全面看法”^[2]。

二、理论回顾与研究假设 (一) 主动性行为理论

目前公共行政学界没有关于敢于担当的直接理论成果，只有主动性行为等相关理论。BATEMAN(1993)^[3]、Frese(1996)^[4]、Crant(2000)^[5]、Griffin(2007)^[6]、薛宪方和王重鸣(2009)^[3]等学者均对主动性行为的内涵和特征进行过探讨，主动性行为所蕴涵的自我驱动、争先行动、勇敢无惧、克服困难和情境依赖性等特征，对于理解敢于担当的内涵和结构极有意义。

在主动性行为的结构维度划分上，Griffin和Neal(2007)^[6]、龙江艳(2009)^[7]、Parker和Collins(2010)^[8]、胡青(2011)^[9]等学者的观点较为相近。本研究认为可吸纳他们的研究成果，把敢于担当行为划分为主动工作行为、个体—组织匹配行为和主动战略行为三个维度。此外，学界在有关主动行为维度内涵的界定，以及每个维度涵盖的行为类别等问题上则探讨得少而浅。

在行为测量方面，龙江艳(2009)^[7]等学者设计的主动性行为量表题项丰富，解释力度较强，对于敢于担当行为量表的题项修订具有直接的参考作用。另外，Dyne与LePine(1998)、Ashford(1998)、Rank(2005)、Parker(2010)、苏磊(2015)^[10]以及萧鸣政(2015)^[11]等学者开发的量表学术权威性强，均有借鉴意义。

(二) 组织支持感理论

1986年，美国社会心理学家Eisenberger和同事首次提出组织支持感的概念，引起学术界广泛关注。概念提出时，“组织支持感”被假定为单一维度。随后，McMillin(1997)^[12]、凌文辁(2006)^[13]、刘智强(2005)^[14]、陈东健(2009)^[15]、陈志霞(2010)^[16]等越来越多的学者认为组织支持感应是多维结构，并对维度划分进行过深刻探讨。虽然观点存在分歧，但总体上有两种划分方式较受认同：一是“工具性支持”和“情感性支持”二分法；二是“工作支持”“关心利益”和“价值认同”三分法。除此之外，刘智强、陈志霞等学者关注到中国文化背景下公共组织的领导现象，提出“上级支持”也应是组织支持感的一个重要维度。

本研究认为可从景怀斌教授提出的组织基本要素的角度来划分组织支持感的维度^[17]。如图 1所示，组织的基本要素包括组织制度、任务、他人。“任务”即组织的功能要求，任务特征会影响成员的组织支持感，与组织支持感的“工作协助支持”维度相对；“他人”是组织中人的集合，主要指领导的作用，与组织支持感的“上级支持”维度相对；“组织制度”中的确定性规则通过奖惩制度、工资制度、考评制度等方式影响组织成员的利益，与组织支持感的“员工利益支持”维度相对；“组织制度”中的不确定性规则通过组织价值观等方式呈现出来，与组织支持感的“员工价值认同”维度相对。综上所述，组织支持感可划分为工作协助支持、上级支持、员工利益支持、员工价值认同四个维度。

在测量方面，组织支持感的研究成果更为成熟。Eisenberger是组织支持感测量研究的先驱者，初始量表包含36个题项。目前国内，纪晓丽(2008)^[18]、陈东健(2009)^[15]、卢纪华(2013)^[19]等越来越多的研究开始采用凌文辁编制的问卷作为组织支持感的测量工具，其量表在国内企业员工组织支持感的调研中具有良好的信度和效度。本研究认为，在考虑公共部门文化情境特性的基础上，对凌文铨所编制量表做出合理的修订，可为本研究所用。

(三) 组织支持感与敢于担当行为

目前学术界还没有学者对组织支持感和敢于担当行为之间的关系进行探讨，但Eisenberger(1986)^[2]、萧鸣政(2015)^[11]等学者的相关研究表明，履职中的积极行为与环境、情势密不可分。

龙江艳(2009)^[7]、张桂平(2011)^[20]、胡青(2011)^[9]、韦慧民(2012)^[21]等对积极行为的驱动因素进行研究，发现组织环境的确定性程度、工作自治程度、领导因素、信任氛围等都是主动行为的重要驱动力。更多的研究表明，组织支持感与出勤率、工作绩效、组织公民行为、工作满意度、情感承诺等重要的工作态度和组织行为变量显著相关^[16]。

因此，我们有理由相信，组织支持感与敢于担当行为之间可能存在某种必然联系，从组织诊断的视野探讨基层公务员“为官不为”的问题治理应是可行思路。综上所述，本文假设组织支持感对珠三角地区基层公务员的敢于担当行为具有显著正向影响，该假设包含12个子假设，如表 1所示：

根据研究假设，本研究的理论模型如图 2所示：

三、量表设计与预研究 (一) 量表设计

根据研究目的，在参考文献综述成果和半结构化访谈资料的基础上，我们设计了珠三角地区基层公务员敢于担当状况量表和珠三角地区基层公务员组织支持感量表，量表共分成3个部分。

一是敢于担当状况量表。本研究参考Sharon Parker(2008)^[7]有关主动性行为的研究成果，对敢于担当行为的三个维度—主动工作行为、个体—组织匹配行为和主动战略行为进行操作化定义。在学术界定的基础上，量表题项主要参考霍苑渊(2008)^[22]、龙江艳(2009)^[7]、张敬宇(2014)^[23]、苏磊(2015)^[10]、萧鸣政(2015)^[11]等学者的问卷设计而成，包括“为了单位的利益，我敢于发表与领导相左的建议”“在单位中提出新设想并积极实施”、“我会经常花时间去思考如何预防工作问题的重复发生”等10个项目。量表采用李克特5点计分法，等级从“非常不符合”到“非常符合”，分别用1到5表示。得分越高，表明敢于担当程度越高。

二是组织支持感量表。本研究参考凌文辁(2006)^[13]对“工作支持”“员工价值认同”“关心利益”的界定，结合景怀斌(2011)^[17]有关“领导中心模式”的研究成果，对组织支持感的四个维度—工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同进行操作化定义。在学术界定的基础上，量表题项主要参考凌文辁(2006)^[13]的组织支持感量表和半结构化访谈资料设计而成，包括“单位能够同意我在改变工作条件方面的合理要求”“当我在工作中遇到困难时会得到单位的帮助”“如果我能胜任，单位愿意让我承担最合适的工作”等16个项目。量表采用李克特5点计分法，等级从“非常不符合”到“非常符合”，分别用1到5表示。得分越高，表明组织支持感越强。

三是基本信息。包括性别、婚姻状况、年龄、受教育程度、进入单位年限和从事目前岗位年限等。

(二) 预研究

本研究共开展两轮调研，预调研的主要目的是为了检验量表的科学性。

1. 抽样设计和样本特征

预调研选取三个单位进行量表发放，其中广州市地方税务局发放量表 30份，广州市白云区机构编制委员会办公室与惠州市博罗县委组织部各发放量表 20份，三个单位共发放量表 70份，全部采用现场发放的形式，一对一指导填答完成。最终成功回收64份，其中有效量表 60份，有效回收率为85.7%，预调研的被试情况如表 2所示。

2. 预试量表项目分析

本研究采用相关法和临界比率法来考察项目区分度，通过计算每张量表的总分并按照高低排列，得分前27%的受试者为高分组，后27%的受试者为低分组。根据独立样本t检验的判断规则，对26个条目进行区分度分析，t检验结果均达显著性，表示量表项目区分度良好。

3. 预试量表结构考察

(1) 珠三角地区基层公务员敢于担当状况量表因子分析

根据SPSS的分析结果，珠三角地区基层公务员敢于担当状况量表的KNO值为0.843，巴特利球形检验卡方值显著，P＜0.001，适合投入因素分析程序。通过采用主成分分析法，选取特征值大于1的因素，并采用最大方差法进行旋转，最终抽取出3个共同因子，方差累积贡献率为76.078%。从转轴后的成分矩阵可见，共同因素一包含a1、a2、a3三题，共同因素二包含a4、a5、a6、a7四题，共同因素三包含a8、a9、a10三题，结论与本研究事先编制的题项理念相符，因此共同因素一命名为“主动工作行为”，共同因素二命名为“个体—组织匹配行为”，共同因素三命名为“主动战略行为”。

(2) 珠三角地区基层公务员组织支持感分量表因子分析

根据SPSS的分析结果，珠三角地区基层公务员组织支持感量表的KNO值为0.912，巴特利球形检验卡方值显著，P＜0.001，适合投入因素分析程序。采用主成分分析法，选取特征值大于1的因素，并采用最大方差法进行旋转。最终抽取出4个共同因子，方差累积贡献率达到79.385%。从转轴后的成分矩阵可见，共同因素一包含b1、b2、b3、b4四题，共同因素二包含b5、b6、b7、b8四题，共同因素三包含b9、b10、b11、b12四题，共同因素四包含b13、b14、b15、b16四题，结论与本研究事先编制的题项理念相符。在组织支持感量表共同因素数目的选取上，统计上的检验与实际意义同时得到考虑。因此，共同因素一命名为“工作协助支持”，共同因素二命名为“上级支持”，共同因素三命名为“员工利益支持”，共同因素四命名为“员工价值认同”。

4. 预试量表信度分析

本研究中，珠三角地区基层公务员敢于担当状况量表的内部一致性系数为0.894，珠三角地区基层公务员组织支持感量表的内部一致性系数为0.957，两个量表的分维度信度均在0.750以上，表明量表具有较好的稳定性，测量结果是可靠的。

5. 初始量表的修订

由于初始量表的项目区分度良好，信效度优良，无需删除题项，只对部分存在歧义的题项进行表述上的修订，最终量表得以生成。

四、统计分析与假设检验 (一) 抽样设计和样本特征

量表在2015年12月—2016年3月期间进行发放，正式调研量表发放分为两个阶段：第一阶段为指定单位发放的形式，主要选取惠州市城市管理行政执法局、惠州市大亚湾区委组织部、广州市公安局等单位，学生亲自到现场派发纸质问卷；第二阶段为集中发放的形式，老师带领学生在MPA学员上课现场派发纸质问卷，填答对象来自珠三角地区不同的基层政府单位，覆盖组织人事系统、宣传文教系统、政法社管系统、农林牧渔系统中的部分单位，调研单位较为多样。本轮调研共发放量表271份，实际回收260份，其中有效量表236份，有效回收率为87.1%。正式调研的样本分布情况如表 3所示。

(二) 量表结构维度与信度检验 1. 结构维度检验

根据珠三角地区基层公务员敢于担当状况量表的因子分析结果，其KNO值为0.819，巴特利球形检验卡方值显著，P＜0.001，适合进行因素分析。采用主成分分析法，选取特征值大于1的因素，并采用最大方差法进行旋转。最终抽取3个因子，方差累积贡献率为73.473%。从转轴后的成分矩阵可见，共同因素一包含a1、a2、a3三题，共同因素二包含a4、a5、a6、a7四题，共同因素三包含a8、a9、a10三题。所提取的三个因子，与预研究结论一致，因此共同因素一命名为“主动工作行为”，共同因素二命名为“个体—组织匹配行为”，共同因素三命名为“主动战略行为”，如表 4所示。

根据珠三角地区基层公务员组织支持感量表的分析结果，其KNO值为0.943，巴特利球形检验卡方值显著，P＜0.001，适合进行因素分析。采用主成分分析法，选取特征值大于1的因素，并采用最大方差法进行旋转。最终抽取4个因子，方差累积贡献率为78.993%。从转轴后的成分矩阵可见，共同因素一包含b1、b2、b3、b4四题，共同因素二包含b5、b6、b7、b8四题，共同因素三包含b9、b10、b11、b12四题，共同因素四包含b13、b14、b15、b16四题，与本研究事先编制的理念及题项相符，与预研究的结论一致。在该分量表共同因素数目的选取上，统计上的检验与实际意义同时得到考虑。因此共同因素一命名为“工作协助支持”，共同因素二命名为“上级支持”，共同因素三命名为“员工利益支持”，共同因素四命名为“员工价值认同”，如表 5所示。

2. 量表信度分析

正式研究也对整体量表及其各个维度进行了信度分析，如表 6和表 7所示。两个量表无论是整体信度还是分维度的信度均在0.725以上，量表具有较好的稳定性。

(三) 研究变量的相关分析

按照理论假设模型，组织支持感与敢于担当行为之间应该表现出显著而特定的相关规律。表 8显示的是各变量的均值、标准差和相关系数。从表中可以看出，各个变量之间都呈现出显著正相关的关系(P＜0.01)。总体而言，组织支持感四个维度对敢于担当行为三个维度均呈现中高度相关，除了上级支持维度，组织支持感其他三个维度与主动工作行为、个体—组织匹配行为、主动战略行为均呈高度正相关关系，表明组织支持感越强，珠三角地区基层公务员在履职中更加敢于担当。此外，组织支持感四个维度之间虽然显著相关，但相关程度不是很高，各个自变量之间相关系数最高为0.678，自变量之间多重共线性的问题不算显著。

(四) 回归分析 1. 组织支持感各维度对主动工作行为的回归分析

表 9中模型1显示，3个控制变量中，除“进入单位年限”外，“性别”、“从事目前岗位年限”均与主动工作行为呈负相关的关系。但3个控制变量对模型的整体解释变异量仅为0.006，预测力较小。可见，还有其他变量与主动工作行为具有较强的相关性。在模型2中，工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同与主动工作行为均呈显著正相关，系数为0.334(P < 0.05)，共可解释主动工作行为33.4%的变异量。由此证明，组织支持感四个维度对主动工作行为具有较强的预测力。表明组织支持感越强，珠三角地区基层公务员在履职中愿意表现出更多的主动工作行为，假设H1a、H1b、H1c、H1d成立。

2. 组织支持感各维度对个体—组织匹配行为的回归分析

为研究组织支持感各个维度对个体—组织匹配行为的影响，本文采用强迫进入与阶层回归相结合的方法进行验证。首先，将控制变量作为第一阶层变量强迫进入模型1，然后将组织支持感各个维度作为第二阶层变量再次强迫进入模型2。

表 10中模型1显示，3个控制变量中，除“进入单位年限”外，“性别”属性、“从事目前岗位年限”均与个体—组织匹配行为呈负相关。但3个控制变量对模型的整体解释变异量仅为0.014，预测力较小。在模型2中，工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同与个体—组织匹配行为均呈显著正相关，系数为0.377(P < 0.05)，共可解释个体—组织匹配行为37.7%的变异量。由此证明，组织支持感四个维度对个体—组织匹配行为具有较强的预测力。表明组织支持感越强，珠三角地区基层公务员在履职中愿意表现出更多的个体—组织匹配行为，假设H1e、H1f、H1g、H1h成立。

3. 组织支持感各维度对主动战略行为的回归分析

为研究组织支持感各个维度对主动战略行为的影响，本文采用强迫进入与阶层回归相结合的方法进行验证。首先，将控制变量作为第一阶层变量强迫进入模型1，然后将组织支持感各个维度作为第二阶层变量再次强迫进入模型2。

表 11中模型1显示，3个控制变量中，除“进入单位年限”外，“性别”属性、“从事目前岗位年限”均与主动战略行为呈负相关。但3个控制变量对模型的整体解释变异量仅为0.001，预测力较小。在模型2中，工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同与主动战略行为均呈显著正相关，系数为0.353(P < 0.05)，共可解释主动工作行为35.3%的变异量。由此证明，组织支持感四个维度对主动战略行为具有较强的预测力。表明组织支持感越强，珠三角地区基层公务员在履职中愿意表现出更多的主动战略行为，假设H1i、H1j、H1k、H1l成立。

4. 组织支持感各维度对整体敢于担当行为的回归分析

为研究组织支持感各个维度对整体敢于担当行为的影响，本文采用强迫进入与阶层回归相结合的方法进行验证。首先，将控制变量作为第一阶层变量强迫进入模型1，然后将组织支持感各个维度作为第二阶层变量再次强迫进入模型2。

表 12中模型1显示，3个控制变量中，除“进入单位年限”外，“性别”属性、“从事目前岗位年限”均与敢于担当行为呈负相关。但3个控制变量对模型的整体解释变异量仅为0.007，预测力较小。在模型2中，工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同与敢于担当行为均呈显著正相关，系数为0.521(P < 0.05)，共可解释敢于担当行为52.1%的变异量。由此证明，组织支持感四个维度对敢于担当行为具有较强的预测力。表明组织支持感越强，珠三角地区基层公务员在履职中愿意表现出更多的敢于担当行为。综上所述，假设H1得以证明。

五、结论与讨论 (一) 研究结论

本研究的主要成果之一是对“敢于担当”进行了学术界定。在概念界定的基础上，研究证明珠三角地区基层公务员的敢于担当行为包括主动工作行为、个体—组织匹配行为和主动战略行为三个维度，组织支持感包括工作协助支持、上级支持、员工利益支持和员工价值认同四个维度。此外，组织支持感对敢于担当行为具有显著正向影响，假设H1及其12个子假设得以证实。具体而言，性别、进入单位年限、从事目前岗位年限等控制变量的预测力较弱，组织支持感四个维度对敢于担当行为的预测力较强。组织支持感可以解释整体敢于担当行为52.1%的变异量，对主动工作行为、个体—组织匹配行为、主动战略行为的解释变异量分别是33.4%、37.2%和35.3%。总体而言，组织支持感四个维度对敢于担当行为的影响力由强到弱分别是员工价值认同、工作协助支持、上级支持、员工利益支持。

(二) 局限与展望

本研究的局限主要体现在量表的设计和检验上：一方面，量表维度的确立主要依靠文献回顾的成果，题项设计则参考了适用企业情境的成熟问卷，量表设计的科学性还有待提高；另一方面，量表检验只进行了项目分析、探索性因子分析和简单的信度分析，检验方法相对不足，今后的研究应该在延时性上对量表多加检验，以增强其科学性和信效度。