一、引言

为政之要在于勤。勤政为民要求公职人员勤于政务，热爱公共行政工作，尽职尽责，高效务实，不断提高公共行政管理水平^[1]。然放眼现实，公务员群体“庸政、懒政、怠政”“不担当、不作为、混日子”的问题一度广为社会诟病。2015年3月，“庸政、懒政、怠政”问题首次被写入政府工作报告——“身在岗位不作为，拿着俸禄不干事，庸政懒政怠政，也是一种腐败。”近年来，随着一系列治理“庸懒散奢”组合拳的出击，庸官懒政现象客观上得到一定程度遏制。尽管如此，公务员中“宁可不做事，但求不出事”“占着位置不干事，拿着工资不出力”的现象依然存在^[2]。这一现象引人深思。组织员工工作懈怠、工作投入低虽然产生在个体层面，但会感染整个组织并产生负面的相关效应，这对个人和组织生产力、绩效等都有破坏作用^[3]。公务员工作投入直接影响政府的信誉、生产力与工作效率，影响政府对社会的公共服务输出质量。探究公务员工作投入的影响机理进而采取相应对策激发和提高公务员工作投入成为近年来一个重要且热门的研究议题。

从组织行为学的角度来看，在工作投入背后起重要影响作用的是外在客观环境与内在心理机制，客观环境的影响不在本文研究范围之内。在此，本文基于认知动机过程理论，讨论成员内在心理机制因素对其工作投入的影响。认知动机过程理论认为认知动机过程涉及价值、意愿、目标、能力与信念等因素影响。当员工认可某种价值、产生某种意愿并设定相应目标时，其行为就会受引导, 产生符合价值、意愿与目标的工作行为，即员工将外部组织目标内化为自身目标时，将促使员工采取积极行为^[4]。当员工产生价值、意愿、目标、能力与信念等内在心理动机后，在“为什么要做”“有无能力做”及两者的交互效应的牵引下就会产生相应的积极行为^[5]。

本文讨论的组织承诺是个体对组织目标和组织价值的忠诚度和情感性承诺，个体对某一特定组织的认同与投入的相对强度，组织成员维持其成员身份以及愿意为组织付出高度努力以达成组织目标的程度。组织承诺与认知动机过程模型中关于价值认可、行为意愿的表述相契合。从目前的相关研究来看，组织承诺与工作投入之间存在不稳定关系，不同的学者研究得出了不同的结论。从认知动机过程理论来看(见图 1)，导致这一现象的原因可能是研究者在研究时忽略了两者之间还存在一种引导因素，引导因素的变化将影响到相应的积极行为是否能够产生。从研究对象上来看，以往的研究基本都是以企业员工、教师等为对象，鲜有以政府公务员为研究对象，更未将公共服务动机这一因素考虑进去加以探讨。而公共服务动机作为区别公共部门员工与私营部门员工的一个重要特征，在探究公务员组织承诺对工作投入的影响作用时不应被忽视。因此，本文尝试将公共服务动机作为“引导”因素，即中介变量，考察其在公务员组织承诺对工作投入作用中的传递效应。

二、文献综述与研究假设 (一). 研究变量综述

1.组织承诺

组织承诺(organizational commitment)最先由Becker提出，认为组织承诺是员工随着对组织投入的增加而不得不继续留在该组织的一种心理现象，强调组织承诺是“一种经济上的工具”^[6]。随后组织承诺的研究逐渐引起了更多学者的关注，学者们从态度、行为、规范等不同角度对组织承诺的定义提出了自己的看法。态度说的代表学者如Mowday和Steers将组织承诺定义为个体对某一特定组织的认同和卷入的相对强度，与接受组织目标和组织价值的坚定信念、为组织利益付诸努力的强烈意愿和维持组织关系的渴望程度息息相关^[7]。行为说的代表学者如O'Reilly从心理学角度展开解释，认为组织承诺是个体行动者对组织的一种积极性承认态度或者情感，如行为个体认同组织的价值观、组织准则等，从而愿意将组织的指令与安排内化为自己个人的行事准则^[8]。规范说的代表学者如Wiener则将组织承诺定义为员工在社会化过程中被外界环境灌溉和强化的承诺性观念和个人对组织的责任感而形成的一种内化的行为规范^[9]。国内学者如凌文辁等人认为，组织承诺是职工对组织的一种态度，它可以用以解释职工为何要留在某一组织，所以也可以用来检验职工对组织的忠诚程度^[10]。

学者们对组织承诺的内涵进行了不同维度的解构性探索。从较早的两因素模型，如Angle和Perry提出的价值承诺、留任承诺^[11]，Meyer和Allen提出的情感承诺、持续承诺^[12]，到三因素模型，如Meyer、Allen提出的情感承诺、持续承诺、规范承诺^[13]；国内学者凌文辁等人根据中国国情提出情感承诺、理想承诺、规范承诺、经济承诺、机会承诺五因素模型说^[10]，组织承诺的内涵维度结构不断被挖掘。本文研究组织承诺对公务员工作投入的影响，从公务员对组织的情感与价值认同角度来进行研究，强调的是公务员的工作态度，采纳态度说观点，认为组织承诺是个体对组织目标和组织价值的忠诚度和情感性承诺，是个体对某一特定组织的认同与投入的相对强度，是组织成员维持其组织成员的身份以及愿意为组织投入高度努力以达成组织目标的程度。在组织承诺的内涵维度上选择目前得到了广泛认可的Meyer和Allen提出的三因素模型论，其综合了态度说、行为说、规范说的观点，包括情感性承诺(affective commitment)，指公务员对组织的感情依赖、认同和卷入组织的程度，由于公务员的这些情感，使得公务员愿意忠于组织并为组织效力；持续性承诺(continuance commitment)，指公务员不愿意失去因长久以来在组织投入的时间与精力所换来的待遇而不得不继续留在组织内的一种承诺；规范性承诺(normative commitment)，指公务员继续留在组织内的责任感和义务感，这一承诺受到员工进入组织之前的经历与进入组织之后的组织环境的深刻影响。

2.工作投入

工作投入(job involvement)的概念源自心理学领域的研究，由Allport于1943年首次提出，并将其定义为“为了满足其内在的心理需求，员工积极参与和投入工作的程度”^[14]。可见，工作投入是员工的内在心理需求转化为工作动机的程度，投入的程度则取决于员工的自尊心受其工作绩效的影响程度^[15]。在随后的研究中，研究者们对早期的概念做了进一步探讨，将“工作投入”中的“工作”分为一般工作与特定工作。如Kanungo认为，“个人投入到特定的工作中”代表个人对当前工作的信念以及工作可以满足其当前需求的程度，而“个人对一般工作都会产生工作投入”则是指一般工作的价值对个人生活的重要性受到个人成长的文化背景和个人社会化程度的影响^[16]。其后，多数研究者也认同并承袭这一观点，认为工作投入一方面包含个人投入某特定工作的程度；另一方面，则是相对于其他工作而言，个人对现有工作较为认同的心理状态^[17]。随着越来越多的学者对工作投入问题的关注，工作投入在组织行为学与职业心理学领域逐渐受到重视。相关研究也发现，工作投入能让员工将精力投入到工作角色中, 从而有利于提升员工工作产出^[18]。这也意味着工作投入对工作绩效有积极作用^[19]，工作投入度高的员工有更积极的工作态度，由此为组织增强竞争优势^[20]。

3.公共服务动机

公共服务动机(public service motivation)研究肇始于20世纪70年代末西方兴起的新公共管理运动。由于企业管理方法被广泛引入政府行政管理改革实践，大量研究开始着眼于对比公共部门与私人部门员工价值观方面的差异，公共服务动机就是价值观差异的重要场域。“公共服务动机”这一概念最早由美国学者Hal和Rainey在企业员工与政府员工的对比研究中提出。他们认为“公共服务动机”是一个很复杂、难以捉摸的概念^[21]。这个概念一经提出，迅即引起学者们的普遍关注和深入细致的研究探讨。目前得到比较广泛认可的是Perry和Wise对公共服务动机的定义：“个人主要或完全基于公共机构和组织的动机以做出反应的倾向”^[22]。Perry提出了公共服务动机观测的六个维度(政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、社会公正、公民责任、爱心、自我奉献)以及相应的测量量表，并通过实证调查收集数据对量表进行信度与效度检验。由于其发现其中有些维度以及测量题项间存在高度相关性，便对量表进行了合并和删减，最终得到的测量量表主要关注四个维度的测量^[23]：其一，政策制定的吸引力(attraction to policy making)，这一维度的设计依据源于Kelman提出的吸引个人参与公共服务的理性动机是基于参与制定公共政策的机会的理念^[24]。Perry认为个人参与公共政策的制定能够强化个人对于社会的自我重要形象塑造。其二，对公共利益的承诺(commitment to the public interest)，即愿意为增进公共利益而努力的决心和意愿。其三，爱心(compassion)，这里所谓的爱心源于Frederickson和Hart等人所提出的公务员的核心动机应该是“仁爱的爱国主义”(patriotism of benevolence)，即在政治界限内对所有人的广泛热爱，并保护他们的基本权利^[25]。其四，自我奉献(self-sacrifice)，即愿意通过为他人服务来获得无形的精神奖励和慰藉。近年来，国内学者也纷纷开展对公共服务动机的研究，较早的研究者认为公共服务动机是一个多维度的抽象概念，是难以描述的内在心理过程，它会随时间而变化并在不同的机关部门表现各异^[26]。有研究者认为公共服务动机主要关注人们在从事公共服务过程中是否有自利以外的动机，强调价值理念与参与精神，是一种服务于公民、国家甚至世界的利他性动机^[27]。作为西方社会政府危机的产物，公共服务动机因其完全不同的主张而吸引了学界的浓厚兴趣，并在随后的发展中成为继西方社会中描述官僚行为的重点关注领域。由于现阶段国内对于公共服务动机的研究还处于起步阶段，所以各个学者对“公共服务动机”概念的定义与表述各有不同，但从中可以看出其研究皆聚焦于公共领域。此外，公共服务动机所研究的“利他驱动”区别于以往“理性经济人”中的“利己驱动”，也为公共管理的理论与实践开辟了新的分析视角^[28]。

(二). 变量关系综述与研究假设

1.组织承诺与工作投入

目前国内外对组织承诺与工作投入之间的研究成果颇丰，但结论不一甚至对立。一些研究得出了组织承诺显著影响工作投入且呈正相关性。如Mathieu、梁斌等人研究发现组织承诺与工作投入之间呈正相关性，组织承诺较高的职工工作投入较高，这说明具有高组织承诺的员工对组织的认可度与接受度高，从而在工作中能够找到更多的满足感，愿意为组织投入更多的精力与时间，也就能获得更多的工作产出与回报，高的工作产出与回报又进一步强化公务员对组织的认同，进而形成良性循环^[29-30]。

也有许多学者研究得出组织承诺与工作投入之间呈负相关关系的结论。如Roberts和Davenport研究发现高工作投入职工的组织承诺反而低。其原因可能是在工作上投入较高的职工往往期待的回报也更大，可一旦期望与现实存在较大差距时，职工的组织承诺将会急剧下降，进而造成职工离职^[31]。张伟东研究发现组织承诺中的经济承诺可能对工作投入有显著的负向影响。当员工为了不损失多年投入到组织中所获得的待遇而不得不继续留在组织中的承诺越高时，其工作投入反而越低^[32]。

此外，还有学者甚至得出组织承诺与工作投入之间并无显著相关性的结论。如王永刚在绩效工资政策背景下以高校教师为对象的研究发现，高校教师的组织承诺对工作投入的直接影响并不显著，高组织承诺并非必然带来工作投入的增加，因为追求工作轻松是人之本性^[33]。

由此可见，组织承诺与工作投入之间的关系目前并未得到一致性结论，笔者在此猜想，上面种种研究结果表明在组织承诺与工作投入之间很有可能存在一种作用机制，即一个承担中介作用的因素，这一因素的改变会导致组织承诺与工作投入之间的相互作用关系发生改变，公共服务动机可能就是这一因素。由此引入公共服务动机这一中介变量。据此，本文提出以下假设：

H1：组织承诺对工作投入具有显著的正向影响。

H2：公共服务动机在组织承诺对工作投入的影响中起中介作用，即公务员组织承诺通过公共服务动机影响其工作投入。

2.组织承诺与公共服务动机

公务员的组织承诺程度较高意味着公务员个体对组织的投入程度越高，其对组织的活动与目标所持的是一种协作性理解，即个体愿意抛弃自我利益而心甘情愿为组织争取利益，实现组织目标。这样一种工作心理态度对培养公共服务动机非常重要。最早意识到组织承诺与公共服务动机可能存在关系的是美国学者Hal和Rainey，认为组织承诺可能是提高公共服务动机的关键^[21]。其后许多学者对组织承诺与公共服务动机之间可能存在的关系进行了深入细致的研究。O'Reilly和Chatman研究发现，当职工感觉到自身的价值观同组织价值观耦合程度较高时，其亲组织行为就表现得更为频繁。而当职工感觉到自身的价值观与组织的价值观存在冲突时，他们就会产生疏远组织的动机^[8]。在把组织承诺剖开进行微观探究时，研究者们发现组织承诺中的情感承诺对公共服务动机的影响占相对主导地位。如Perry和Wise发现情感承诺与公共服务动机之间有正向关联^[22]。Lee和Olshfski在对消防队员的公共服务动机研究中发现，消防队员的情感承诺能够强化其对职位的价值认知，成为除本职工作要求之外行为的动力源^[34]。这也就意味着公共部门工作人员对其工作的情感承诺能够强化工作价值，从而赋予他们服务和奉献公众的动力。从国内现有研究来看，笔者在中国知网数据库中以“公共服务动机”“组织承诺”“公共部门”为关键词进行搜索时，得到的相关结果仅4篇。可见，目前国内对公共服务动机与组织承诺之间关系的研究尚处在起步阶段，有待进一步研究发展。基于上文对公共服务动机测量的4个维度——政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、爱心与自我奉献的分析，结合我们的研究目的，本文做出如下假设：

H3a：组织承诺对政策制定的吸引力具有显著的正向影响。

H3b：组织承诺对对公共利益的承诺具有显著的正向影响。

H3c：组织承诺对爱心具有显著的正向影响。

H3d：组织承诺对自我奉献具有显著的正向影响。

3.公共服务动机与工作投入

关于公共服务动机与工作投入之间关系的研究，国外的研究相对较成熟。较早研究者，如Buchanan曾将工作投入代替公共服务动机来研究公共部门与私人部门员工工作投入的差异性，结果发现公共部门管理者比私人部门管理者工作投入要低，他认为这是由于官僚机构内部充斥着各种繁文缛节所造成的^[35]。学者Rainey在此基础上继续进行研究。他直接对公共部门管理者的公共服务动机进行了测量，发现公共部门管理者的公共服务动机强于私人部门，且公共服务动机与工作满意度呈显著正相关，却与工作投入呈弱相关^[36]。此后，越来越多的学者开始关注并投入到了公共服务动机与工作投入关系的研究中。有学者从个人人格特质的视角进行了研究，证实个人的内在动机与其工作投入之间呈正向相关关系^[37]。具有高工作动机人格特质的员工更倾向于投入较多的时间与精力到工作中^[38]。还有的研究认为可以通过提高政府机构工作人员的公共服务动机水平来正向影响他们的工作绩效^[39]，以及提高领导与员工公共服务动机的一致性强度也会通过工作投入来影响工作绩效^[40]。从国内的研究来看，目前关于公共服务动机与工作投入两者之间关系探讨的研究比较有代表性的有：段哲哲研究了2000年以来我国台湾地区公务员公共服务动机及其对工作投入的影响，结果发现公共服务动机中的政策制定的吸引力和自我奉献维度对工作投入有显著正向影响，而公共利益承诺与爱心维度对工作投入没有影响^[41]；朱光楠等研究了公务员公共服务动机对工作投入的影响，得出公共服务动机对工作投入有显著的积极影响，且公共服务动机中的“对公共利益的承诺”可被用作提升公务员工作投入的重要手段的结论^[42]；此外，祝军、葛蕾蕾均得出了类似结论^[43-44]。公共服务动机的测量由4个维度构成，公共服务动机对于工作投入究竟有何影响呢？结合相关文献的回顾与我们的研究目的，本文做出以下假设：

H4a：政策制定的吸引力对工作投入具有显著的正向影响。

H4b：对公共利益的承诺对工作投入具有显著的正向影响。

H4c：爱心对工作投入具有显著的正向影响。

H4d：自我奉献对工作投入具有显著的正向影响。

综合以上关于组织承诺、工作投入和公共服务动机的文献回顾与研究假设，构建起本文的研究模型，如图 2所示。

三、研究方法 (一). 测量方法

公共服务动机测量。由Perry设计的测量量表在不同的国家或地区得到了广泛应用并均显示出了较好的拟合度^[45-47]。量表中包含政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、爱心和自我奉献4个维度，涵盖24项测题。本研究采用朱光楠等修正的符合我国国情的测量量表，其中包含4个维度，18项测题^①。该量表在本研究中的cronbach's α系数为0.939，内部信度分别为0.89、0.91、0.84和0.91。

①  该量表设计的测题是：APM1政治是个令人厌恶的词R；APM2我对公共政策制定中的利益交换与妥协不感兴趣R；APM3我不关注任何政治人物R；CPI1我无私地为我所在的组织服务；CPI2对我来说，为公众服务很重要；CPI3公务员应该造福社会，即使这可能会损害个人利益；CPI4我认为参与公共服务是每个公民的义务；COM1我很少因底层社会穷人的困境而感到伤心R；COM2绝大多数社会福利项目都非常重要，必须实施；COM3我认为弘扬爱国主义精神也要关注他人福利；COM4与我素不相识的人是否幸福与我无关R；COM5日常琐事常常提醒我生活中人们的确是相互依靠的；SS1对我而言，社会贡献比取得个人成就重要得多；SS2公共责任应该优先于个人利益; SS3即使没有报酬，为别人服务也会使我心情很好；SS4能不计个人得失帮助他人的人不多，我是其中之一；SS5我乐于为社会整体利益做出巨大牺牲；SS6即使遭到冷嘲热讽，我也会为他人争取权益。R为反向提问，主要是为防止填写问卷者不经思索而选择相同的选项，通过反向提问，如果填写者随意勾画就会暴露出逻辑的不一致性，有利于甄别无效问卷。

组织承诺的测量。Meyer和Allen 1990年提出的三维度组织承诺结构量表目前得到了广泛应用，包括情感承诺、持续承诺和规范承诺量表^[12]。该量表得到了学术界的认同，并为研究者们所广泛使用。本文以王萌参考林元吉对Allen和Meyer的量表进行修正后的量表来测量组织承诺^[48]②。该量表在本研究中的cronbach's α系数为0.96，其内部信度分别为0.93、0.88、0.89。

②  该量表设计的测题是：AC1我十分乐意一直为这个组织工作；AC2我真的把组织的事情当作自己的事情；AC3我在现在的组织里没有“归属感”R；AC4我认为自己是组织大整体的一员；AC5我对所在的组织没有情感上的寄托R；AC6我所在的组织对我个人意义而言意义重大；CC1现在我愿意也必须留在这个组织工作；CC2即使想跳槽，现在我也很难离开这个组织；CC3如果现在离开这个组织，我的生活在很大程度上会被打乱；CC4我觉得除了留在这个组织以外，我没有太多选择的余地；CC5如果没在这个组织投入这么多，我或许会考虑到别处工作；CC6离开这个组织的话我很难找到能替代的工作；NC1我不觉得自己有责任留下来继续为这个组织工作R；NC2即使离开这个组织对我有利，我也不觉得这是正确的事情; NC3现在离开这个组织，我会觉得内疚；NC4这个组织值得我忠诚对待；NC5现在我不会离开这个组织，我要对这里工作的其他人负责；NC6我十分感谢这个组织。

工作投入测量。对工作投入的测量，本文参考朱光楠等在研究中使用的测量量表，将工作投入视为整体变量，包含5项测题^③，并用4分量表计分，1表示非常不同意，4表示非常同意^[42]。该量表在本研究中的cronbach's α系数为0.89。

③  该量表设计的测题是：JI1不管遇到多大困难我都会全力以赴完成工作；JI2工作时感到时间漫长且单调乏味R；JI3对我而言，投入工作是最重要的事；JI4我难以全力投入现在的工作R；JI5我的工作积极性很高。

控制变量。参考以往研究，本研究将公务员的性别、年龄、文化程度等作为控制变量^[49]。

除工作投入问卷外，其他问卷均采用likert 5点计分量表，从“1”至“5”代表“非常不同意”至“非常同意”的不同程度，分别计为1~5分。

(二). 测量结果的描述性分析

本研究的调查对象为X市的区级政府部门公务员，主要包括工商局、税务局、财政局等部门，共发放问卷300份，调查对象基本为面向群众的一线公务人员，其工作质量、工作态度、工作积极性将直接影响到服务群众的质量与群众对政府的满意度。问卷的发放主要采用以下两种方式：一种是通过研究组成员到调查地与调查对象进行交谈，然后由调查对象自行填写问卷；另一种是由于调查对象涉及多个区域和部门，因此采用与政府内部联系人合作的方式发放问卷，将问卷邮寄给联系人，由其发放并回收，然后邮寄给研究组成员。经过一个月的努力，最终回收有效问卷284份，回收率为94.7%，剔除不合格问卷后最终获得了214份有效问卷，有效问卷回收率为71.3%。此次调查对象中，性别上，男性124人，占比57.9%；女性90人，占比42.1%。年龄分布上，30岁以下(包括30岁)31人，占比14.5%；31岁至40岁(包括40岁)56人，占比26.2%；41岁至50岁(包括50岁)81人，占比37.9%；51岁(包括51岁)以上46人，占比21.5%。30至50岁这一年龄段人数占64%，这一样本结构与实际的总体结构相似，此外，这一年龄段的公务员是职场中的中流砥柱，在岗位上有了一定的沉淀，有一定的精力和时间投入，契合了组织承诺中的相关考察要求^④。受教育程度上，高中/中专/职高学历人数为2人，占比0.9%；大学专科学历55人，占比25.7%；大学本科学历141人，占比65.9%；硕士研究生及以上学历12人，占比5.6%。学历以本科为主，本科和专科学历共占比92%，符合当前区级政府学历的总体分布结构。

④  从组织承诺的定义来看，在组织内工作较长时间的职员更符合其相关表述，如在组织承诺测量量表中有测题为“CC5如果没在这个组织投入这么多，我或许会考虑到别处工作”。

由于问卷均采用权威问卷，测题的效度上已得到普遍认可。而考虑到信度会受到实际测量过程的影响，故对问卷收集的数据进行了信度分析，结果显示：公共服务动机(PSM)各维度的总体cronbach's α系数为0.939，各维度的cronbach's α系分别为：0.899(APM)、0.905(CPI)、0.837(COM)、0.914(SS)^①；工作投入(JI)的cronbach's α系数为0.893；组织承诺(OC)各维度的总体cronbach's α系数为0.957，各维度的cronbach's α系分别为：0.930(AC)、0.897(CC)、0.889(NC)。所有的cronbach's α系数均大于0.8，通过了信度检验。

①  括号内为各变量英文名称缩写。公共服务动机：PSM；公共政策制定的吸引力：APM；对公共利益的承诺：CPI；爱心：COM；自我奉献：SS；工作投入：JI；组织承诺：OC；情感性承诺：AC；持续性承诺：CC；规范性承诺：NC。

四、研究结果分析 (一). 共同方法偏差检验与验证性因子分析

本研究首先采用harman单因子检验方法检验样本数据的同源性方法变异程度，主成分分析抽取了4个因子，总体解释率71.92%，其中未旋转的第一个因子解释变异量为43.88%。其次，在进行假设验证之前，我们先用mplus 7统计软件对研究中的变量进行了验证性因子分析以检查研究中变量的模型结构有效性，并确定公共服务动机的4个维度(即政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、爱心、自我奉献)是否能够作为单独的因素进行处理，或者是否应该组成更高阶的因子。在统计学意义上，一般认为CFI值在0.9以上最好、RMSEA的值小于0.08较好^②。由表 1可知，与其他模型相比，六因素模型具有相对较高的结构效度(χ²=716.83，df=284，χ²/df=2.52，RMSEA=0.08，CFI=0.90)。此外，由于组织承诺是三维的二阶潜变量，我们进行了高阶验证性因子分析，分析的KMO结果为0.752，Bartlett球形检验的Sig值为0.000；公因子方差分别为AC(0.886)、CC(0.833)、NC(0.860)，说明各变量被公因子表达良好。

②  CFI为比较拟合指数(comparative fit index)，RMSEA为近似误差的平方根(root mean square evror of approximation)。

(二). 描述性统计分析与相关分析

表 2列出了各研究变量的均值、标准差和相关系数。如表 2结果所示，公共服务动机的4个维度：政策制定的吸引力(β=0.47，p < 0.01)与组织承诺呈正相关性；对公共利益的承诺(β=0.63，p < 0.01)、爱心(β=0.60，p < 0.01)和自我奉献(β=0.67，p < 0.01)分别与组织承诺具有显著正相关性。政策制定的吸引力(β=0.33，p < 0.01)和对公共利益的承诺(β=0.48，p < 0.01)分别与工作投入呈正相关性；爱心(β=0.64，p < 0.01)和自我奉献(β=0.72，p < 0.01)分别与工作投入具有显著正相关性；工作投入与组织承诺之间存在显著正相关性(β=0.73，p < 0.01)，这在一定程度上支持了我们的H1、H3、H4。

(三). 组织承诺与工作投入:公共服务动机的中介作用检验

由表 3中模型1的回归分析结果可知，组织承诺对工作投入呈显著正相关(β=0.67，p′ < 0.001)，即高水平的组织承诺能够提高公务员的工作投入。因此H1得到验证。

表 3中模型2的回归结果显示组织承诺对政策制定的吸引力有显著正向影响(β=0.74，p′ < 0.01)；模型3的回归结果显示组织承诺对公共利益的承诺(β=0.86，p′ < 0.01)有显著正向影响；模型4的回归结果显示组织承诺对爱心(β=0.59，p′ < 0.01)有显著正向影响；模型5的回归结果显示组织承诺对自我奉献(β=0.81，p′ < 0.01)有显著正向影响。因此H3a、H3b、H3c、H3d得到验证。

表 3中模型1是将工作投入与组织承诺单独做回归分析，模型6是将公共服务动机作为中介变量引入后的回归结果。由结果可知，在没有引入公共服务动机变量时，组织承诺与工作投入呈正相关关系(β=0.67，p′ < 0.01)，而将中介变量引入分析后，结果显示组织承诺与工作投入呈正相关关系(β=0.42，p′ < 0.01)，相关系数降低了0.25，由此可知公共服务动机在组织承诺与工作投入之间承担部分中介作用。因此H2得到验证。

表 3中模型6的回归结果显示，公共服务动机中的爱心(β=0.19，p′ < 0.01)和自我奉献(β=0.29，p′ < 0.01)与工作投入呈正相关关系，因此分析结果只支持爱心与自我奉献这两个维度对工作投入有正向影响。这可能是因为从事公共服务工作的政府公职人员越具有爱心与自我奉献精神，就越会倾向于关心与同情服务对象，在工作过程中不会纠结于私人利益的满足，从而体现为工作投入程度高。而政策制定的吸引力和对公共利益的承诺没有通过显著性检验，一种可能的解释是在现有体制内，参与政策制定的吸引力本身不够，在“少做事就少出错”的心态影响下，政策制定的吸引力并不能影响工作投入，而对公共利益的承诺则是一种相对抽象的情怀。公共利益这一概念的内涵与外延本身就非常模糊难以界定，工作人员在实际工作中自然也就难以有确切的认识，而且从现实观察来看，大多数公务员的入职动机仅仅只是为求一份稳定而有保障的工作，这也就导致了对公共利益的承诺无法成为影响工作投入的因素。所以H4a、H4b没有通过假设验证，H4c、H4d所假设的两者间的相关性得到验证，但从相关系数来看，这种相关关系并未达到显著。

为了更严格地检验中介作用, 运用Hayes开发的SPSS/SAS宏PROCESS进行bootstrap检验，重复抽样5 000次，分析结果中各维度的间接效应置信区间如下：政策制定的吸引力：β=-0.03(95% CI=-0.09~0.04)；对公共利益的承诺：β=-0.09(95% CI=-0.80~0.007)；爱心：β=0.19(95% CI=0.079~0.295)；自我奉献：β=0.29(95% CI=0.190~0.384)。由于政策制定的吸引力与对公共利益的承诺维度其95%的置信区间都包含0，所以这两者都不承担中介效应。爱心与自我奉献维度置信区间都不包含0，所以这两者承担中介效应，且通过ΔR²可知，公共服务动机中的爱心与自我奉献维度的中介效应大小为0.12。由此，前述分析结果得到了进一步验证支持。

五、研究结论与启示

本研究基于214份有效公务员问卷数据的采集和实证分析，对以公共服务动机作为中介变量的组织承诺与工作投入之间的关系进行了探索，研究结论如下：首先，在政府部门中，公务员的组织承诺能够显著激励公务员参与到政府管理与社会服务活动中去，提高其工作投入水平。其次，公共服务动机在组织承诺与工作投入的关系中发挥部分中介作用，从公共服务的微观维度来看，较高水平的组织承诺能够增强公务员的爱心与自我奉献特质，进而提升公务员的工作投入。

本研究的主要理论贡献在于：首先，识别了公务员公共服务动机在组织承诺与工作投入之间的作用机制，找到了打开组织承诺与工作投入之间关系“黑箱”的一把钥匙，揭开了两者之间的心理传导机制，虽然之前已有研究针对公务员群体的组织承诺与工作投入之间的关系进行过探讨，但并未将公共服务动机这一重要的心理变量作为中介变量，在一定程度上丰富拓展了对工作投入的影响因素分析。其次，实证了公共服务动机的微观维度(政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、爱心和自我奉献)在组织承诺对工作投入的影响过程中所发挥的传递效应。之前的研究在讨论公共服务动机的中介作用时大都将公共服务动机作为整体变量，并未将公共服务动机的4个维度分别单独作为研究变量，本研究通过对公共服务动机4个维度的中介作用进行研究发现，组织承诺能够通过增强爱心与自我奉献这两个维度的水平来提高公务员的工作投入，说明当公务员的组织承诺较高时，其对政府组织的价值与目标具有较高的认可，在此前提下，公务员的爱心与自我奉献精神在其公共服务的实践工作中(如扶贫、关爱社会弱势群体等)不断被激活和强化，进而激励公务员在服务于公共利益的工作中投入更多的积极性。这两个维度均属于个体的内在情感动机，这在一定程度上也说明了在公共部门情境下公务员个体情感动机在个体产出过程中的重要意义。

此外，从微观维度来看，目前国内对组织承诺与公共服务动机关系的研究较少，本研究为这一主题的研究起到了添砖加瓦的作用。而公共服务动机的研究结果则进一步佐证了公共服务动机中的自我奉献和爱心维度对工作投入有显著影响，但在对公共利益的承诺与政策制定的吸引力这两个维度上又与朱光楠等人的研究结果不一致。笔者认为可能的原因是样本存在差异，朱光楠的研究样本为省级政府部门公务员，在参与政策制定的机会与视野的广阔程度上与区级政府公务员存在较大差异，这些差异会影响这两个维度作用的发挥，进而影响到其与工作投入的关系。

研究结论对于激发我国政府部门公务员的工作投入积极性具有一定的启发性意义。首先，研究发现高水平的组织承诺能够促进公务员的工作投入，因此，可以有针对性地提高公务员的组织承诺水平。如，可以通过职前培训、职业技能培训、晋升培训等渠道提升公务员职业发展能力，从而提高公务员在组织内的职业预期水平；还可以积极开展组织文化建设活动，使新入职公务员熟悉并认同组织文化，尽快融入到组织中来。其次，研究发现公共服务动机在组织承诺与工作投入之间发挥积极的传导效应，因此在公务员的招聘实践中可以对求职者的公共服务动机进行事先测量评估，筛选出具有较高公共服务动机水平的求职者。这些具有较高公共服务动机水平的求职者一旦加入公务员队伍，显然能够从起点上助推公务员提高其工作投入积极性。更进一步的，由于研究发现组织承诺能够通过增强公务员的爱心与自我奉献维度来提高其工作投入，这要求公共部门在招聘员工时要着重关注其内心的情感动机，通过测评来考察求职者在这两方面的情感倾向。除此之外，针对已经进入体制内的公务员，要积极对其进行情感引导与思想教育，着力培养与提高他们的爱心与自我奉献精神。

当然，我们的研究并非没有局限，主要局限性在于：其一，此次研究数据通过问卷方式进行收集，虽然问卷多维度对被测试者进行多棱面的直接测量，这种方法相较于单项目测量方法更加注重对综合性因素的考虑，但其有效性也会受到社会期待效应的威胁^[50]。其二，此次调查研究的对象群体仅仅是某地级市各区级政府部门公务员，且样本量有限，这可能会使我们的研究结果存在一定局限性，后续研究需要在更大范围内检验研究结论是否能够概括。

未来面向研究可以进一步探索在引入公共服务动机这一中介变量的情况下，组织承诺内涵的各个维度分别对公务员工作投入产生怎样的影响。此外，还可以发掘其他影响公务员工作投入的因素，或者在组织承诺对工作投入的影响过程中可能存在但尚未被发现的承担中介作用的其他因素，以此为激发和提高公务员工作投入提供学理支撑，达到学术研究服务实践需要之目的。