【文章精选】林亚清、蓝浦城丨公务员公共服务动机何以影响其变革行为？——工作重塑的中介作用和变革型领导的调节作用丨2023年第4期

公务员公共服务动机何以影响其变革行为？

——工作重塑的中介作用和变革型领导的调节作用

◉ 林亚清 蓝浦城

【摘要】有效激励公务员勇于改革创新、担当作为是新时代建设高素质干部队伍的重要内容。本文以福建省209名公务员的两阶段调查问卷为样本，基于资源保存理论视角，实证检验了公共服务动机影响公务员变革行为的作用机制和边界条件。研究发现，公务员的公共服务动机显著促进了其变革行为，工作重塑作为一种资源构建策略在这一过程中发挥着完全中介的作用；变革型领导则扮演了“资源阵列通道”的角色，能够正向调节工作重塑的中介效应，即在高变革型领导的情境下，公共服务动机通过工作重塑影响变革行为的中介效应得到显著增强，而在低变革型领导的情境下上述中介效应不显著。本研究拓展和深化了公务员公共服务动机及其变革行为的相关文献，为资源保存理论在公共部门的运用提供了启示，同时也对新时代背景下推进干部队伍管理的科学化具有重要参考价值。

【关键词】公共服务动机；变革行为；工作重塑；变革型领导；资源保存理论

【作者介绍】林亚清（通讯作者）：厦门大学公共政策研究院副教授、厦门大学人才战略研究所研究员，linyaqing@163.com；蓝浦城，厦门大学公共事务学院硕士研究生，lanpucheng@qq.com。

【引用格式】林亚清,蓝浦城.公务员公共服务动机何以影响其变革行为?——工作重塑的中介作用和变革型领导的调节作用[J].公共管理与政策评论,2023,12(4):80-96.

—文章结构—

一、引言

二、理论基础与研究假设提出

（一）公共服务动机对变革行为的直接影响

（二）工作重塑在公共服务动机和变革行为二者关系中的中介作用

（三）公共服务动机通过工作重塑影响变革行为的边界条件

三、研究设计

（一）数据来源

（二）变量测量

（三）分析策略

四、实证分析结果

（一）问卷的信效度检验

（二）共同方法偏差检验

（三）描述性统计和相关分析

（四）公共服务动机与变革行为：工作重塑的中介效应检验

（五）工作重塑与变革行为：变革型领导的调节作用检验

五、结论与启示

（一）理论意义

（二）实践启示

（三）研究局限与未来研究方向

一、引言

党的十九大以来，习近平新时代中国特色社会主义思想成为党领导全国各族人民夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利的政治宣言和行动纲领。其中，习近平总书记关于干部队伍建设的思想逐渐形成了完整体系，“建设高素质专业化干部队伍”的新要求也为新时代干部队伍建设指明了方向、提供了遵循。在这一新要求下，如何激励广大公务员担当作为、变革创新是其中极为关键的一环，由此在中国学术界掀起了一股探讨公务员变革行为形成机制的研究潮流。变革行为最早发轫于企业管理的研究，是指“个人超越既有工作任务要求，针对组织工作程序、方法和政策提出完善策略或意见的建设性努力”，而后在新公共管理运动的推动下被引入公共管理研究和实践中，被认为是政府部门克服低效率、僵化程序和繁文缛节的重要手段。随着2018年中共中央办公厅《关于进一步激励广大干部新时代新担当新作为的意见》的发布以及中国公共管理研究国际化发展，公务员变革行为也步入了中国学者的研究视野，成为当前公共管理研究的热点议题之一。

然而，与市场逻辑主导的私营部门不同，强调行政命令逻辑的政府部门是否可以以及如何促进公务员个体的变革行为，仍然是一个亟待探索的议题。政府部门是一个典型的科层制结构，各级政府、各个部门构成了一个上级命令、下级服从的控制系统，明确的程序、规则和标准是这一控制系统所依托的管理工具。理论上，这种科层制结构的制度设计往往限制了公务员的自主空间，使得避责、服从而非主动担当、积极变革成为他们的主要行为特征。尽管如此，变革、创新、创业、担当等词汇正日益成为公务员群体的“标签”。针对这一现象，学者们试图从行动者个体特征角度出发剖析公务员实施变革行为的驱动因素。值得注意的是，许多理论与实证研究均发现，拥有高公共服务动机的公务员往往更容易投身于变革实践。具体而言，公共服务动机，即个体受公共部门价值或目标所驱使的动机倾向，有助于公务员产生变革义务感，使他们更有意愿进行变革行为。遗憾的是，尽管公共服务动机为理解公务员的变革行为为何发生提供了较为有力的解释，却鲜有研究关注公共服务动机如何以及何时影响公务员变革行为。

鉴于此，本文运用资源保存理论，试图分别从工作重塑和变革型领导角度深入探索公共服务动机影响公务员变革行为的作用机制和边界条件。之所以基于工作重塑和变革型领导两个视角进行考察，主要出于如下考虑。一方面，根据资源保存理论，为了应对资源损耗的威胁并获得新的额外资源，个体必须进行资源投资，此时他们会主动运用资源构建策略将已有的初始资源向实现预期行为所需的必要资源进行转化和拓展。作为一种高资源投入的行为，变革行为实施与否不仅依赖于个体的公共服务动机这一心理资源，还需要得到组织中领导和同事等多方面的支持。工作重塑是个体为了平衡工作要求和工作资源而主动发起的一种行动策略，旨在改变和拓展行动所需的自有资源。鉴于此，本文提出工作重塑可能是公共服务动机这一心理资源转化为变革行为的关键资源构建策略，能够有效地将公共服务动机这一初始资源转化为实施变革行为所需的其他资源。

另一方面，资源保存理论同时指出，个体资源的创造与保持往往受生态环境即“资源阵列通道”（resource caravan passageways）的约束。显然，个体通过资源构建策略获取和运用的资源也受特定的“资源阵列通道”影响。与韦伯的“理性科层制”强调去人格化特征和依赖官僚控制系统不同，中国是典型的“政治科层制”，上级领导作为主要的决策者掌握了政府组织中绝大部分的资源，能否获得领导者的认可与支持对于公务员创造与保持资源至关重要。“变革型领导”是指能够激励下属追寻更高层次的需求，超越其自身利益追求组织目标的领导者，这类领导更加支持下属的工作想法，对个体创造与维持资源发挥了促进作用。遵循该逻辑，本文将变革型领导视为对下属资源起到维持、培育和创造作用的“资源阵列通道”，并进一步检验其在工作重塑影响变革行为以及公共服务动机通过工作重塑作用于变革行为的过程中所发挥的积极调节作用。

综上，本文基于资源保存理论，从“资源投资”和“资源阵列通道”角度整合了公共服务动机、变革行为、工作重塑以及变革型领导的相关文献，实证检验了公共服务动机对公务员变革行为的影响，并进一步探究了工作重塑在二者关系中发挥的中介作用以及变革型领导的调节作用。本研究在理论上有助于拓展公共服务动机和变革行为等领域的相关文献，在实践上则可以为我国进一步加强干部队伍建设提供有意义的借鉴。

二、理论基础与研究假设提出

（一）公共服务动机对变革行为的直接影响

1.变革行为及其在政府部门中的适用性

根据Bettencourt的定义，变革行为是指“个人超越既有工作任务要求，针对组织工作程序、方法和政策提出完善策略或意见的建设性努力”。Choi沿用了这一概念，并进一步认为，变革行为整合了个体自主性、任务修正、建言、创新行为和变革担当行为等概念。Choi指出，上述概念虽然存在细微的差别，但本质上都反映了员工对工作和任务环境的建设性改变，而变革行为的提出刚好顺应了概念整合和现实发展的需要。纵观已有文献，变革行为主要涵盖以下特征：一是组织导向性，即与一般的组织公民行为强调建立良好的人际关系不同，该行为旨在解决组织存在的问题以及为组织发展提出建议。二是风险性或挑战性，即实施变革行为意味着挑战现状，在某些情况下，组织中个体的变革行为可能被上级、同事解读为“出风头”或“邀功行为”，容易导致原有人际关系紧张等风险，使得变革行为实施者在工作环境中处于不利地位。三是自主性，即变革行为在很多情况下并非组织所要求的，组织对其未有明确的考核标准，而是个体超越正式工作所规定的义务，自发实施的一种主动性行为。此外，变革行为是一种工作角色或工作过程的创新行为。创新包含了新想法或新思想的产生与实施，这两个环节都在变革行为的概念中有所涉及，因而变革行为可被视为针对工作角色或工作过程的创新行为。

Vigoda-Gadot和Beeri首次将变革行为从私人部门引入公共部门，认为激励公职人员参与变革行为有助于精简繁文缛节、克服缓慢程序、提升公共服务质量以及构建和谐健康的政府与公民关系。近年来，公务员变革行为也被广泛证明存在于中国政府部门情境中，且不同职级的公务员均可能发生变革行为。例如，陈振明和林亚清以科员及以下、副科、正科和副处及以上四个级别的厦门市公务员为研究样本，研究发现政府部门领导关系型行为有助于促进公务员变革行为，公共服务动机在其中扮演了中介角色。类似地，Chen等以天津市人力资源部门组织的公务员改革能力培训课程中各个专业职位的267名公务员为样本，实证发现授权型领导对变革行为具有显著的促进作用。与此同时，亦有研究聚焦“基层干部”或“基层公务员”群体，认为基层公务员同样可以开展变革行为。例如，谭新雨通过对基层执法部门和乡镇政府公务员的定性访谈发现，变革行为的确越来越多地发生在基层公务员身上，具体表现为“在推进基层党建与精准扶贫有机结合过程中，一线干部需拓展新思路、探索新方法让改革更贴近群众”“积极思考如何创新‘营改增’宣传方式、改进服务方式、引入服务技巧”等。可见，公务员变革行为不仅发生在职级较高的公务员中，也发生在长期接触一线、对工作程序和方法较为熟悉的基层公务员中。

2.公共服务动机与变革行为

作为一种特殊的亲社会动机，公共服务动机反映了广大公职人员为人民服务的理想信念和潜在意识。Vandenabeele进一步提出，公共服务动机是“个体超越自我利益和组织利益，关注更大政治实体利益的信念、价值观和态度，能够激励个人在适当的时候采取相应行动”，表明公共服务动机蕴含着对公共制度的价值认同。以往的研究发现，公共制度中的理性激励、规范激励和情感激励是公共服务动机形成的基础。其中，理性激励是个人效用最大化基础上的激励，如参与公共政策制定、对公共项目的认同、支持某个群体的利益等；规范激励是由于社会文化的规范作用产生的激励，如希望服务于公共利益、忠于责任、提倡社会公平等；而情感激励是由个人对公共服务和项目的情感认同所产生的激励，如对公益项目的认同、爱国主义等。这些激励源于公共制度的特征，并嵌入公共利益、自我牺牲和同情心等公共价值观。基于“义务感”的视角，已有研究对公共服务动机与公务员变革行为间的内在关联进行了较为详细的讨论。高公共服务动机的个体会在工作中表现出更强的道德义务感，优先考虑公共利益而非自身利益。因此，公共服务动机可以为公务员提供参与变革的“义务感”，使他们勇于投入自身的精力和资源打破现状，甘愿冒着风险探索新思路、新方法以提高组织效率和公共服务质量。与此同时，陈振明和林亚清、Campbell和Im分别基于中国和韩国的公务员样本进行实证研究，为公共服务动机对变革行为的显著促进作用提供了实证支持。基于上述分析，本文提出：

假设1：公共服务动机对变革行为具有显著的正向影响。

（二）工作重塑在公共服务动机和变革行为二者关系中的中介作用

1.工作重塑及其在政府部门中的应用

源于“自下而上”（bottom-up）的工作设计理念，Wrzesniewski和Dutton认为一般的员工会在实践中“重塑”工作任务或关系的边界和内容，即工作重塑。这一概念的提出将工作再设计的关注点从工作的组织设计者转向能够自发改变工作的员工，其核心在于强调员工积极主动地以一种“自下而上”的方式对工作进行改变的过程，从而增加员工对工作的认同感与意义感。基于工作要求-工作资源模型，工作重塑是指个体为了平衡工作要求和工作资源，根据自身能力与需求而自行发起的改变策略，具体包括以下四个维度：增加结构性工作资源，即员工主动改善发展机会、自主性或技能多样性等工作资源；增加社会性工作资源，即员工积极寻求领导和同事的支持，如监督指导或绩效反馈；增加挑战性工作要求，即员工通过自愿增加工作中的责任或在工作中开始新的任务来提升控制感和未来收益；减少阻碍性工作要求，即员工努力降低角色模糊、角色冲突或繁文缛节等阻碍个人成长、学习和目标实现的约束和障碍。

工作重塑的研究兴起于私营部门，但无论是国外还是国内学者都普遍认为这一概念同样适用于公共部门。从定义出发，工作重塑是个体重新设计工作资源和工作要求二者关系的自发性活动，其初衷是为了获得更多完成任务所需的工作资源，并减少阻碍性工作要求。并且，与自上而下组织正式权力赋予的人、财、物等组织资源不同，工作重塑所获得的资源多为个人资源，包括知识、技能、工作技巧等结构性资源以及领导信任、和谐的同事关系等社会性资源。研究认为，组织正式权力赋予的资源往往是稀缺的，在很多情况下领导和组织无法顾及每个个体，使得个人经常性地处于“工作要求-工作资源”失衡的状态，从而凸显了工作重塑对于个体任务完成的重要意义。应该注意的是，“工作要求-工作资源”失衡的任务情境在中国政府部门中广泛存在。在中国的政府部门中，一个普遍的组织现象是，行政压力（即工作要求）自上往下逐级递增，而正式资源（即工作资源）则是自上往下逐级递减，极易形成“工作要求-工作资源”失衡的任务情境。对于公务员尤其是基层公务员而言，承担“不可能完成的任务”早已是家常便饭。在这种情境下，通过自发的工作重塑创造个人资源、平衡工作要求，以按时完成组织任务通常会成为公务员的一种行为策略选择。于海波和安然以北京、河北和天津等地的418份样本进行统计，发现包括科员、科级、县处级和县处级以上四个级别的公务员工作重塑的均值达到4.11（5刻度量表），且工作重塑在公共服务动机与工作倦怠二者关系中发挥了中介作用。吕晓俊和李成彦以上海、江苏、浙江地区的358名雇员为样本，发现包含基层员工、中层主管和高层领导三个级别的公共部门雇员工作重塑的均值为3.51（5刻度量表），并且工作重塑能削弱男性群体工作对家庭的影响，减缓女性群体家庭对工作的冲突。

2.工作重塑与公共服务动机

工作重塑是公务员通过主动、有意义的自发行为调整他们工作经历和边界的过程，旨在改变自身的工作意义感知或工作身份，从而更好地应对工作中任务要求与工作资源失衡的情况，避免认知和行为失调或无法完成任务。研究指出，公务员的这些行动会受到他们为满足个人需求的动机所驱使。作为一种造福他人和社会的亲社会倾向，公共服务动机为公务员提供了一种使命感，激励他们去调整工作资源和工作要求，以实现工作内容更加匹配自身的角色定位，从而增强对工作意义的感知，确保完成党和国家赋予的任务，为广大人民提供更高质量的公共服务。为数不多的实证研究支持了这一观点，例如，Luu通过对21个公共法律服务机构527名公务员的实证分析发现，公共服务动机对工作重塑具有显著的积极影响。因此，本文提出：

假设2：公共服务动机对工作重塑具有显著的正向影响。

3.工作重塑与变革行为

“巧妇难为无米之炊”，资源可及性是催生公务员变革行为的关键要素。许多公务员之所以畏于担当、惧怕变革，不是因为他们不想担当、不愿变革，而是因为他们缺乏参与变革的资源条件。如前所述，工作重塑从资源基础观的视角来看即竭力地寻求资源并防止资源损失，故而其实质是以一种资源构建策略的形态帮助个体灵活处理任务要求与现有资源的失衡问题。概言之，此类行动将有助于公务员建立资源充沛而富有挑战性的工作环境。而资源和挑战性的增加、阻碍性约束的减少则进一步降低了公务员参与变革行为的风险和成本感知，提升了他们主动担当作为、改革创新的自信心，从而更有可能克服“躲事”“怕事”“躺平”等消极心理而努力展现出更多的变革行为。Bindl等基于自我决定理论和调节焦点理论发现，工作重塑显著促进了员工的创新行为。Chen等对中国天津267名公务员的实证研究表明，工作重塑对公务员变革行为具有显著的积极影响。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设3：工作重塑对变革行为具有显著的正向影响。

4.工作重塑的中介作用

资源保存理论的基本假设是人们总是在积极努力地获得、维持、保护和培育他们所重视的资源。其中，资源被定义为“个人所重视的实物资源、条件、个体特征与能量”。损失首要原则和资源投资原则是资源保存理论的两大原则。其中，损失首要原则是指资源损失对个人是最具威胁性的；而资源投资原则则认为为了减少这种资源损失的威胁性，人们必须投入资源，以防止潜在和实际资源的损失，并从损失中恢复和获得额外资源。研究指出，资源投资原则往往需要通过一定的资源构建策略，将个体手头的初始资源转化为特定情境中所需的宝贵资源，这些资源与初始资源相比使个体更加“接近”预期行为。同时，根据资源保存理论，工作重塑作为一种资源构建策略已经得到了现有研究的验证。例如，Sung等实证检验了情绪智力作为员工的一种个人资源能够促进他们更多（频率）和更大范围（广度）地向领导和组织寻求反馈（feedback-seeking），由此获得进行渐进式创新和激进式创新所需的额外资源。而员工的反馈寻求行为实际上就是工作重塑中增加社会性工作资源维度的一种表现形式。更为直接地，杨洁等研究发现，组织玩兴氛围（playful climate）中蕴含的心理和社会资源会激发员工采取工作重塑这一资源构建策略扩展知识、技能、社会网络等新资源，这些资源是他们进行创新活动所必需的核心资源。

基于此，本文提出工作重塑是公务员公共服务动机影响其变革行为的重要机制。公共服务动机促使公务员更加乐观、自我效能感更强、精力更充沛，能够自我激励投身于造福社会和他人的公共服务中而较少考虑自身的利益，因而是公务员个人的核心心理资源。变革行为作为风险性较大的角色外行为，研究发现实施此类行为依赖于诸如信息、知识、技能、自主权、领导和同事认可支持等各种认知、情感和物理资源，但这些资源显然无法通过公共服务动机等个人心理资源直接满足。因此，从公共服务动机到变革行为，资源转化和资源扩展是必不可少的环节。在这种情况下，根据资源投资原则，公共服务动机会触发公务员更多地采取工作重塑这一资源构建策略以将已有的个人心理资源转化和扩展为其他与变革行为紧密关联的特定资源，如增加自主权为变革创造空间、争取领导和同事的支持帮助以消除变革失败的担忧和顾虑、寻求反馈获得信息来源及改善知识技能从而催生新的建设性想法，这些都会激励公务员克服风险规避心理并积极参与变革行为来更好地服务于人民和实现公共价值。据此，本文提出：

假设4：工作重塑在公共服务动机与变革行为二者关系中发挥了中介作用，即公共服务动机通过工作重塑对个体变革行为起作用。

（三）公共服务动机通过工作重塑影响变革行为的边界条件

1.变革型领导对工作重塑与变革行为二者关系的调节作用

进一步地，根据资源保存理论，个体利用资源构建策略所要获取的资源通常受特定的生态环境即“资源阵列通道”所影响。“资源阵列通道”能够对存在于其中的资源发挥滋养、培育、创造等促进作用或是限制、削弱、破坏等阻碍作用。变革型领导通过展现领导魅力，用鼓舞人心的语言描述和展现组织的愿景和使命，促进组织成员对组织愿景和目标的理解与认同。理论上，变革型领导为下属提供了更多分享想法的机会和在不确定情境中采取行动的空间，其个性化关怀和支持则极大地提高了下属获得实质性支持的可能性，能够对个体资源的维持和运用发挥滋养和培育作用，因而是组织中极为重要的“资源阵列通道”。因此，本文提出，变革型领导作为“资源阵列通道”可以为公务员工作重塑等资源构建策略提供重要的情境支持，不仅为公务员提供了运用工作重塑策略的空间，而且其给予的高质量工作资源也促进了这一策略的成功实施。具体而言，在高水平变革型领导情境下，公务员的工作重塑能够得到较好的情境支持，成为组织中一种普遍且质量较高的资源构建策略，通过这一策略获得的资源也将更有可能转化为变革行为，从而增强工作重塑与变革行为的积极关系。相反，在低水平的变革型领导情境中，下属的工作重塑不仅会失去领导的实质性支持，甚至还会遭到抵制，此时即便公务员进行工作重塑，也是一种范围受限、质量很低甚至无效的资源构建策略，获得的相关资源也难以转化为变革行为。显然，在这种情况下，工作重塑对变革行为的积极影响将减弱。基于上述分析，本文提出：

假设5：变革型领导正向调节工作重塑对变革行为的积极影响，即当变革型领导水平较高时，工作重塑对变革行为的积极影响会得到加强。

2.被调节的中介效应

结合假设4和假设5，本文进一步提出了一个第二阶段的被调节中介假设，即检验变革型领导能否调节工作重塑在公共服务动机与变革行为的关系中所发挥的间接效应。理论上可预期，在高变革型领导的组织情境下，工作重塑能够对变革行为产生更为积极的影响，从而强化其在公共服务动机与变革行为关系中的传导作用；相反，在低变革型领导的组织情境下，工作重塑对变革行为的积极影响较弱，从而削弱其在公共服务动机与变革行为关系中的传导作用。鉴于此，本文提出：

假设6：变革型领导正向调节工作重塑在公共服务动机与变革行为二者关系中的中介效应，当变革型领导水平较高时，公共服务动机通过工作重塑对变革行为的中介效应会得到增强。

综上所述，本文的研究模型如图1所示：

三、研究设计

（一）数据来源

本文以福建省公务员为调研对象展开研究。近年来，福建省经济发展水平持续提升，各项社会事业平稳发展，政府治理水平不断改善，因而选择福建省作为调研地具有一定的典型性与代表性。调查问卷主要通过MPA、校友等渠道进行收集，为尽可能减少共同方法偏差问题，采用两阶段的问卷发放方式，时间间隔为三个月。第一阶段主要针对公共服务动机、工作重塑以及相关的人口统计学变量进行调查，共发放800份问卷，回收756份问卷，回收率为94.500%；第二阶段主要针对变革行为和变革型领导的调研，共发放500份问卷，回收488份问卷，回收率为97.600%。两次问卷相匹配后剔除无效问卷，最终得到有效问卷209份。为了检验最终样本是否存在非随机抽样问题和无应答偏差，本文借鉴Goodman和Blum、Montani等的研究进行了以下logistic回归模型估计。具体地，本文设置了一个虚拟变量作为因变量，旨在区分同时参加时点1、时点2调查的参与者（stayers）以及只参加时点1调查的参与者（leavers），前者编码为1，后者编码为0。自变量包括时点1中收集的本文研究涉及的控制变量、自变量、中介变量、因变量和调节变量等所有变量。如果logistic回归分析结果显示，某些变量的回归系数显著，则表明最终样本存在非随机抽样，即参与者是否参与时点2调查的概率受这些统计显著变量的影响。如果logistic回归分析结果表明，所有变量的回归系数均不显著，则表明样本损耗不会导致最终数据的非随机抽样。未报告的实证检验结果显示，logistic回归模型整体并不显著（χ2[10]=16.410，p>0.05），同时纳入logistic回归分析的所有自变量估计系数均未通过显著性检验。因此，可以认为本文所使用的最终样本不存在显著的非随机分布问题与无应答偏差。

表1报告了问卷对象的基本信息。其中，在性别方面，男性公务员为80人，女性公务员为129人，分别占样本总数的38.278%和61.722%；年龄分布集中在25～34岁，占比77.033%；普遍学历为本科及以上，占比76.555%；工作年资分布相对均衡；职级方面，多数受访者为科员，占比60.766%；受访者月收入绝大多数在5000元以上，占比69.856%。样本统计分布结果表明，本次问卷调查样本总体上年龄、职级较低，更多地反映了基层公务员的情况。

（二）变量测量

本次调查问卷使用国外较成熟的测量量表。在大规模调研前，参考Brislin提出的翻译-回译方法对量表进行翻译-回译工作以保证其完整性、准确性和适用性。具体而言，我们首先邀请了一名英语语言文学专业的专家与本文作者一起对各量表进行翻译-回译工作；在此基础上，又邀请了一名行政管理领域的专家和两名MPA学生对翻译后的量表进行评价和测试，以提高问卷的可读性、清晰性，避免由于跨文化产生的歧义。在本文的研究中，将公共服务动机作为自变量，变革行为作为因变量，工作重塑作为中介变量，变革型领导作为调节变量，另加入六个人口统计学特征作为控制变量进行调查研究。条目的得分由调查对象根据自身工作经历通过自我判断选择最符合其实际情况的数字，其中，1代表“非常不符合”，7代表“非常符合”。特别地，为了更好地突出“公共服务动机”“变革行为”“工作重塑”和“变革型领导”等变量测度的是公务员的真实工作经历而非主观倾向，减少测量误差，本文在问卷的引导语和发放过程中均特别提醒受访者应根据其实际情况和真实经历进行回答。

1.自变量

对公共服务动机的测量，使用Wright等所采用的测量量表，具体包括“对我而言，从事有意义的公共服务是非常重要的”等五个条目。本文对这五个条目的得分取算术平均值合成“公共服务动机”变量，其得分越高表示公共服务动机越强。

2.因变量

现实生活中，公务员的变革行为通常不易捕捉和识别，其作为一种角色外行为往往也缺少相关的档案记录。因此，在现有的公共行政文献中，对变革行为的测量基本上都是采用个体自评和主观回忆的方式进行。Vigoda-Gadot和Beeri首次将变革行为引入公共部门并采用了“努力地采用改善后的程序来工作”“努力建立提高组织工作效率的新的工作方法”等九个条目对该行为予以测量。该九条目测量量表得到了广泛认可，许多学者在对不同国家、不同层次的公务员变革行为探索中都采用了该量表测度公务员变革行为。在中国情境下，该量表也被证明具有较强的情境适用性和信效度，并成为当前测度公务员变革行为的核心量表。因此，参考上述研究，本文也采用上述九个条目测量公务员的变革行为，并通过对这九个条目的得分取算术平均值合成“变革行为”变量，其得分越高表示参与变革行为越积极。

3.中介变量

对工作重塑的测量，使用Sora等开发的12条目量表。其中，增加结构性工作资源包括“我尝试提升自己的能力”等三个条目；增加社会性工作资源包括“我主动征询上级领导对我的工作是否满意”等三个条目；增加挑战性工作要求包括“当一个有趣的任务出现时，我自荐成为任务中的一员”等三个条目；减少阻碍性工作要求包括“我努力确保我的工作在精神上不那么紧张”等三个条目。本文对这12个条目的得分取算术平均值合成“工作重塑”变量，其得分越高表示参与工作重塑越积极。

4.调节变量

对变革型领导的测量，采用Ritz等使用的量表进行测量，包括“我的上级热情地谈论必须取得的成就”等三个条目。本文对这三个条目的得分取算术平均值合成“变革型领导”变量，其得分越高表示变革型领导的程度越强。

5.控制变量

参考谭新雨、林亚清的研究，将受访者的性别、年龄、学历、工作年资、职级、月收入纳入回归模型作为控制变量。其中，性别、学历被编码为虚拟变量，男性、本科及以上编码为1，女性、本科以下编码为0；年龄、工作年资、职级和月收入被视为连续变量。具体地，年龄划分为24岁及以下、25～34岁、35～44岁、45岁及以上四个层级，分别赋值为1～4；工作年资划分为不满3年、3年至不满5年、5年至不满9年、9年至不满19年、19年及以上五个层级，分别赋值为1～5；职级划分为科员以下、科员、副科、正科及以上4个层级，分别赋值为1～4；月收入划分为4999元及以下、5000～5999元、6000～6999元、7000元及以上四个层级，分别赋值为1～4。

（三）分析策略

本文主要采用SPSS26.0和AMOS17.0进行相关的统计分析。具体的统计分析步骤包括：第一，采用SPSS26.0计算主要变量量表的内部一致性信度Cronbach's α，运用AMOS17.0进行验证性因子分析以考察所使用量表的合成信度（composite reliability，CR）、区分效度和收敛效度。第二，采用SPSS26.0进行描述性统计分析和变量间的相关性分析。第三，运用Baron和Kenny的四步检验方法考察工作重塑在公共服务动机和变革行为关系中的中介作用，同时运用PROCESS插件中的Bootstrap分析进行稳健性检验。第四，采用层级调节回归检验变革型领导在工作重塑与变革行为关系中的调节作用，同样运用Bootstrap分析进行稳健性检验。第五，运用SPSS26.0中的PROCESS插件，采用Bootstrap分析检验第二阶段被调节的中介效应，分析在不同变革型领导水平下，工作重塑在公共服务动机与变革行为之间中介效应的差异。

四、实证分析结果

（一）问卷的信效度检验

信度检验从内部一致性信度和合成信度两方面进行。首先，采用Cronbach's α系数检验本文各量表题项的内在一致性程度。实证结果显示，公共服务动机、变革行为、工作重塑、变革型领导的Cronbach's α分别为0.871、0.931、0.909和0.911，达到了大于0.8的建议标准；其次，计算了各量表的合成信度，以考察各个题项能够在多大程度上聚合为测量变量。实证结果显示，公共服务动机、变革行为、工作重塑和变革型领导的合成信度分别为0.907、0.956、0.963和0.956，均达到了大于0.6的建议标准。此外，本文还构建了增加结构性工作资源、增加社会性工作资源、增加挑战性工作要求和减少阻碍性工作要求四个初阶因子聚合到工作重塑的二阶验证性因子模型，结果显示模型的拟合度较好（χ2/df=2.850，RMSEA=0.094，TLI=0.933，CFI=0.949），并且上述四个初阶因子在二阶因子构念上的因子负荷量分别为0.660、0.871、0.714和0.743，符合建议标准。因此，四个初阶因子能够较好地聚合到工作重塑。

考虑到本文采用的所有量表均为现有成熟量表，本文主要对四个关键变量进行了区分效度和收敛效度检验。如表2所示，四个关键变量组成的四因子模型各项拟合指标都大大优于其他因子模型且达到了建议标准（1<χ2/df<3，RMSEA<0.100，CFI>0.900，TLI>0.900），由此可以判定关键变量之间具有较高的区分效度。同时，未报告的验证性因子分析结果表明，四因子模型各条目的因子载荷值处于0.588～0.899，优于0.5的一般建议标准，这表明本文同一因子下的测量条目均能够有效地反映相关构念，量表的收敛效度良好。

（二）共同方法偏差检验

根据Podsakoff等的建议，我们采取多种方法检测潜在的共同方法偏差。本文首先采用了Harman单因素检验，结果显示特征值大于1的全部因子累计解释了74.845%的方差，其中第一个因子的方差解释量为37.271%，低于40%的临界标准，因此可初步判断本文不存在严重的共同方法偏差问题。进一步地，本文利用不可测量潜在方法因子效应控制法（controlling for effects of an unmeasured latent methods factor）进一步检验了共同方法偏差的严重性。具体地，我们在区分效度检验中的基准模型（即四因子模型）中加入了共同方法因子。结果显示，与基准模型相比，“基准模型+共同方法因子”模型的各个拟合指数并未有明显改善，反而略有下降（χ2/df=2.787，RMSEA=0.093，CFI=0.903，TLI=0.889），这再次说明本研究不存在严重的共同方法偏差。

（三）描述性统计和相关分析

本文主要变量的平均值、标准差和相关系数如表3所示。表3显示，与理论预期一致，公务员公共服务动机与变革行为（r=0.288，p<0.001）、工作重塑（r=0.601，p<0.001）、变革型领导（r=0.220，p<0.001）均呈现显著正相关关系；类似地，工作重塑与变革行为（r=0.418，p<0.001）、变革型领导（r=0.382，p<0.001）也呈现显著的正相关关系；变革型领导与变革行为显著正相关（r=0.421，p<0.001）。

（四）公共服务动机与变革行为：工作重塑的中介效应检验

进一步地，本文借鉴Baron和Kenny的四步检验方法考察工作重塑在公务员公共服务动机与变革行为关系间的中介作用，实证结果汇报见表4。首先，检验公共服务动机对工作重塑是否具有显著影响。表4中模型1仅检验相关的控制变量对工作重塑的影响，结果显示，仅学历对工作重塑具有显著的负向影响（β=-0.413，p<0.05）。模型2在模型1的基础上进一步加入了自变量公共服务动机，结果显示，公共服务动机对工作重塑具有显著的正向影响（β=0.499，p<0.001），因此假设2得到验证。其次，检验公共服务动机对变革行为是否具有显著影响。模型3显示所有控制变量均未对变革行为产生显著影响；当进一步加入公共服务动机后，模型4显示公共服务动机对变革行为具有显著正向影响（β=0.240，p<0.001），因此假设1成立。再次，检验工作重塑对变革行为是否具有显著影响。模型5的结果显示，在控制其他影响因素后，工作重塑对变革行为的影响显著为正（β=0.440，p<0.001），这表明假设3成立。最后，同时检验公共服务动机、工作重塑对变革行为的影响。模型6的回归结果显示，在同时加入自变量公共服务动机和中介变量工作重塑后，公共服务动机对变革行为的影响虽然仍为正但变得不显著了（β=0.033，p>0.05），而工作重塑依然显著（β=0.415，p<0.001），这表明工作重塑在公共服务动机与变革行为二者关系中发挥了完全中介作用，从而支持了假设4。

进一步地，本文采用SPSS的PROCESS程序中的“Model4”，对工作重塑在公共服务动机与变革行为之间所发挥的完全中介效应进行检验。在Bootstrap分析中，我们对抽样次数设置为5000次，置信区间设定为95%。实证结果显示，在加入控制变量的基础上，公共服务动机对工作重塑具有显著的正向影响（β=0.499，p<0.001），置信区间为[0.410，0.588]，不包括0。同时加入工作重塑后，公共服务动机对变革行为的影响变得不显著（β=0.033，p>0.05），置信区间为[-0.102，0.168]，包括0；工作重塑对于变革行为的影响仍然显著（β=0.415，p<0.001），置信区间为[0.250，0.581]，不包括0。并且，工作重塑在公共服务动机和变革行为之间的中介效应值为0.207，置信区间为[0.118，0.310]，不包含0。可以说，上述结果进一步支持了工作重塑在公共服务动机和变革行为二者关系中所发挥的完全中介作用，即假设4成立。

（五）工作重塑与变革行为：变革型领导的调节作用检验

根据表5中模型2的实证结果，工作重塑对变革行为有显著的正向影响（β=0.440，p<0.001）。同时，表5的模型3显示，工作重塑和变革型领导对变革行为都具有显著的正向影响，回归系数分别为0.317（p<0.001）和0.210（p<0.001）。为了检验假设5，本文进一步在表5的模型4中加入了工作重塑与变革型领导的交互项进行回归分析。实证结果表明，该交互项的回归系数在5%水平下显著为正（β=0.185，p<0.05），并且ΔR2=0.021（p<0.05）。可见，变革型领导在工作重塑与变革行为关系中具有显著的正向调节作用，假设5得到支持。也就是说，当公务员处于变革型领导较强的环境中时，工作重塑对变革行为的影响会明显增强。

接下来，本文采用SPSS的PROCESS程序中的“Model1”对假设5进行再检验。类似地，我们在采用Bootstrap分析时将抽样次数设置为5000次，置信区间设定为95%。实证结果显示，在加入控制变量、工作重塑和变革型领导的基础上，工作重塑和变革型领导的交互项回归系数仍然显著为正（β=0.185，p<0.05），置信区间为[0.034，0.335]，不包括0。这一实证结果进一步支持了假设5，即变革型领导在工作重塑与变革行为二者关系中发挥了调节作用，当变革型领导处于较高水平时，工作重塑对变革行为的影响更强。

根据Aiken和West推荐的方法，本文绘制变革型领导对工作重塑和变革行为关系的调节效应图。如图2所示，在高水平的变革型领导情境中，工作重塑和变革行为两者关系的直线斜率要明显大于低水平的变革型领导情境。这说明，公务员在面临变革型领导程度不同的情况下，工作重塑对变革行为具有不同的影响，在高变革型领导的情境下，工作重塑对变革行为的积极作用更为明显，反之则反是。因此，图2的结果进一步支持了假设5。

在此基础上，本文参照Hayes的研究利用PROCESS程序中的“Model14”检验第二阶段被调节的中介模型，具体分析结果如表6所示。从表6中可以发现，在高变革型领导下，公共服务动机通过工作重塑影响变革行为的间接效应显著为正（95%的置信区间[0.101，0.328]）；而在低变革型领导下，该间接效应不显著（95%的置信区间[-0.100，0188]）。这一结论支持了本文在引言部分所提出的我国政府部门中领导的重要性，即“政治科层制”下领导对相关资源的掌握和控制显著影响着高公共服务动机者能否成功运用工作重塑策略实现变革行为。具体而言，变革型领导作为“资源阵列通道”可以为下属提供更多的支持和进行变革的自主空间，使得个体工作重塑这一资源构建策略能够得以实施，其获得的资源也能够更有效地配置；相反，一旦丧失了变革型领导的支持，即便公务员“有心”，也“无力”获取足够的资源并将其运用于变革实践。综上，本文的实证结果表明，工作重塑在公共服务动机和变革行为二者关系中发挥的中介作用较大程度地受变革型领导的调节，即假设6成立。

五、结论与启示

本文以209份两阶段数据为研究样本，实证研究发现：第一，工作重塑完全中介了公共服务动机与变革行为之间的关系，即公共服务动机通过工作重塑对变革行为产生积极影响。第二，变革型领导正向调节了工作重塑对变革行为的积极影响以及公共服务动机通过工作重塑对变革行为的间接效应，即与低变革型领导情境相比，高变革型领导情境下工作重塑对变革行为的正向影响更强，公共服务动机通过工作重塑影响变革行为的间接效应也更强。上述主要研究结论支持了工作重塑这一个体资源构建策略是公共服务动机这一初始资源转化为变革行为的关键环节，而变革型领导确实会增强工作重塑对公务员变革行为的正向影响以及工作重塑在公共服务动机与变革行为二者关系中所发挥的间接效应，变革型领导为工作重塑这一资源构建策略的实施及其所获得资源的维持与运用发挥了重要的“资源阵列通道”功能。

（一）理论意义

本文的研究结论一定程度上拓展和深化了公务员公共服务动机及其变革行为的相关研究，同时也为资源保存理论在公共部门的运用提供了有益借鉴。

首先，本文对公共服务动机影响变革行为作用机制的研究，有助于理论界更为充分地认识公共服务动机激励公务员参与变革行为的具体过程。尽管既有文献表明公务员的公共服务动机与其变革行为具有正相关关系，但鲜有研究探讨这一关系的发生机制。因此，本文研究发现工作重塑能够在公共服务动机和变革行为之间起到完全中介作用，弥补了上述研究缺憾。本文的研究结论意味着，公共服务动机激发公务员实施变革行为，主要是通过激励其积极主动地增加工作资源、寻求具有挑战性的工作要求或减少阻碍性的工作要求加以实现的。因此，通过对公共服务动机和变革行为二者关系中的工作重塑机制的研究，本文将公务员视为积极主动的资源投资者，拓展了公共服务动机与变革行为二者内在关联机制的研究视角。

其次，通过检验变革型领导在工作重塑和公务员变革行为之间的调节作用，本文进一步深入探讨了工作重塑影响效果的边界条件。已有研究发现，尽管个体可以通过工作重塑影响他们的工作环境，但工作重塑也会因其在组织中的嵌入性而受到组织环境的影响。既有文献考察了各种情境变量在工作重塑和个人结果关系中的调节作用，如自主性和模糊性、文化实践等。本文以政府部门公务员为研究样本，考虑到变革型领导在公共部门改革中的重要性，探讨了变革型领导对工作重塑和公务员变革行为关系的调节作用，不仅为理解工作重塑的组织嵌入性提供了新的启示，也拓展了政府部门中公务员工作重塑影响效果的支持情境讨论。

最后，本文首次将资源保存理论引入公务员公共服务动机与其变革行为的关系研究中，为该理论在公共部门领域的运用提供了启示。当前，资源保存理论在公共部门中已经得到了一些运用，大多数研究主要从积极心理学的视角出发将该理论运用于解释公务员的工作压力、幸福感、离职倾向等，为数不多的学者把资源保存理论视为一种动机理论用以探索激励员工的积极行为和绩效。2018年，资源保存理论提出者Hobfoll在总结现阶段资源保存理论的运用情况后提出要更多地立足动机视角理解资源保存理论以在未来进一步拓展该理论的研究边界。因此，本文将资源保存理论引入对公务员公共服务动机与变革行为的关系研究中，探讨个人资源、资源构建策略、资源阵列通道、绩效产出等概念间的关系，为资源保存理论在公共管理领域运用的拓展和深化提供了新的思路。

（二）实践启示

本文的研究结论对认识公共服务动机重要性、培养公务员工作重塑这一资源构建策略以及提升干部领导力等干部管理工作具有重要的实践启示。一是，积极建立公共服务动机的筛选机制和激励机制。既要在面试环节通过简历筛选、问卷调查、小组讨论等方式选择具有高公共服务动机的申请人，也要深入开展“不忘初心、牢记使命”主题教育等培训活动，让公务员将政府部门所承载的服务价值观和对变革担当的期望内化于心、外化于行，自觉塑造自身的公共服务动机并将为人民服务的初心转化为改革创新、担当作为的动力。二是，鼓励公务员通过工作重塑应对工作中的挑战和变革。为此，政府部门应积极营造相关的支持环境，大力拓展公务员进行工作重塑的空间并提高其积极性。例如，在增加结构性工作资源方面，为公务员提供在工作中学习新事物的机会；在增加社会性工作资源方面，创造公务员与领导、同事之间良性的互动环境；在增加挑战性工作要求方面，鼓励公务员在完成本职工作之外积极承担急难险重和改革创新任务；在减少阻碍性工作要求方面，引导公务员学会合理减压，疏解情绪，努力保持昂扬向上的精神风貌。三是，抓好领导干部“关键少数”的变革型领导风格的提升工程。尤其是要鼓励领导主动成为下属工作重塑和变革行为的“支持者”“拥护者”和“激励者”，以保护和激励员工的亲社会动机（即公共服务动机）和主动性（即工作重塑和变革行为）。

（三）研究局限与未来研究方向

当然，本文的研究仍然存在着一些不足，这为未来的研究提供了方向。首先，本文的研究样本存在一定的局限性，可能对研究结论产生影响。本研究的样本来源于单一省份，其中一部分样本为在读MPA学员，样本和职级分布有限，而且两阶段调查最终获得的209个样本总体而言样本量偏小，在公务员整体的代表性方面难免有所欠缺。未来的研究可以扩大调查范围与被试年龄、职级跨度，扩大样本量，同时加大物质激励、采取线上线下相结合的问卷发放方式等方法进一步提高问卷的回收率，以提升研究结论的外部效度。其次，本文的所有数据均来自公务员的自我感知打分，这可能会产生一定的回忆偏差和社会期许偏差问题。虽然本文采用了两阶段研究设计尽可能地克服这一问题，而且问卷量表也通过了共同方法偏差检验和信效度检验，但是上述两类偏差仍然可能存在潜在的影响，未来的研究还可以采用纵向设计、实验法、领导/同事-员工配对样本等研究设计更加精准地识别变量间的因果关系。比如，在测量变革行为时，不仅要关注公务员个体视角，还可以通过上级领导或同事的打分更客观地评价公务员的变革实践；又如，对于变革型领导，可采用领导自我评价的方式进行测量，并进一步运用多层次回归模型对其调节效应予以更为精确的检验。最后，本文对变革行为、工作重塑等主要变量的测度均采用了西方较为成熟的测量量表，虽然我们在研究中通过咨询专业人士等方式尽可能地保证量表翻译转换后符合中国现实环境，但这些量表本质上仍旧是对西方已有成果的沿用。未来的研究可以进一步开发本土化量表，尤其是对于变革行为这类带有“行为属性”的变量而言，研究者应当深入关注西方情境与中国情境的差异，结合我国本土化情境进行测量，并开展相关的实证研究。

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