Page 66 - 《党政研究》2023年第4期
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Ｍ １． ４４ ３６． ５７ １． ６６ １． ５５ ６． ２０ １１． ６９ ５． １２ ５． ８３ ４． ７６ ６． ５９ ５． １１
ＳＤ ０． ５０ ８． ４３ ０． ７６ ０． ９０ ５． ６１ ７． ５０ ０． ６３ ０． ３５ １． ２５ ０． ６０ １． ５２
注：１ 代表 “性别”，２ 代表 “年龄”，３ 代表 “本人在单位角色”，４ 代表 “本人在党组织内角色”，５ 代表 “任职
本岗位时长”，６ 代表 “入党时长”，７ 代表 “公共服务动机”，８ 代表 “政治认同”，９ 代表 “担当作为”，１０ 代表 “自
主忠诚”，１１ 代表 “控制忠诚”。
代表在 ０． ０１ 级别 （双尾）相关性显著；代表在 ０． ０５ 级别 （双尾）相关性显著。
（三）假设检验分析
采用分步回归分析对政治认同与担当作为关系以及对党忠诚和公共服务动机在此关系
中的中介、调节作用。具体步骤如下：第一，将人口学变量指标中的类别变量转化为虚拟
变量，同时为避免多重共线性的干扰影响，还对所关注的变量予以标准化处理；第二，在
控制相关人口统计学变量指标的基础上，分步对政治认同的主效应、自主忠诚和控制忠诚
的中介效应、公共服务动机的调节效应等进行检验。具体的检验结果见表 ３ 所示：政治认
同对担当作为的主效应显著 （ ｂ ＝ ０． ３５、ｓｅ ＝ ０． ０２、ｔ ＝ １５． ５４、ｐ ＜ ０． ００１），对自主忠诚 （ ｂ
＝ ０． ３４、ｓｅ ＝ ０． ０１、ｔ ＝ ３６． ２３、ｐ ＜ ０． ００１）和控制忠诚 （ ｂ ＝ ０． ２３、ｓｅ ＝ ０． ０３、ｔ ＝ ８． ２９、ｐ
＜ ０． ００１）两个维度的影响显著；在加入中介变量后，政治认同对担当作为的影响效应仍
然显著 （ ｂ ＝ ０． ０９、ｓｅ ＝ ０． ０３、ｔ ＝ ３． ４７、ｐ ＜ ０． ０１）；在加入调节变量及相关交互项后，公
共服务动机的主效应显著 （ ｂ ＝ ０． ２３、ｓｅ ＝ ０． ０３、ｔ ＝ ９． ２４、ｐ ＜ ０． ００１），公共服务动机与自
主忠诚的交互效应显著 （ ｂ ＝ ０． ０６、ｓｅ ＝ ０． ０１、ｔ ＝ ４． １０、ｐ ＜ ０． ００１），而公共服务动机与控
制忠诚的交互效应不显著 （ ｂ ＝ － ０． ０２、ｓｅ ＝ ０． ０２、ｔ ＝ － ０． ７８、ｐ ＝ ０． ４４）。由上述结果可
知，对党忠诚在政治认同与担当作为的关系中具有显著的中介作用，同时公共服务动机在
自主忠诚与担当作为的关系中具有显著的调节作用。
表 ３ 关于对党忠诚中介效应和公共服务动机调节效应的检验
模型 １ 模型 ２ 模型 ３ 模型 ４ 模型 ５
担当作为 自主忠诚 控制忠诚 担当作为 担当作为
性别 男 ０． ２１ ０． ０３ ０． ３２ ０． ２０ ０． １８
年龄 － ０． ０１ － ０． ００２ ０． ０２ － ０． ０１ － ０． ０１
本人在 普通工作人员 － ０． １５ － ０． ０３ － ０． ０３ － ０． １３ － ０． １４
单位角色 一般管理人员 － ０． ０１ － ０． ０１ ０． ００４ － ０． ０９ － ０． １０
普通党员 － ０． ３６ － ０． ０９ － ０． ０３ － ０． ２９ － ０． ２６
本人在 支部委员
党组织 － ０． ３４ － ０． ０３ － ０． ０６ － ０． ３２ － ０． ２８
内角色 支部书记 － ０． ２２ － ０． ０４ ０． ０１ － ０． １９ － ０． １６
党委委员 － ０． ０５ ０． ０３ － ０． １４ － ０． ０８ － ０． ０４
任职本岗位时间 － ０． ０１ － ０． ００３ ０． ０１ ０． ０１ ０． ０１
入党时长 － ０． ０１ － ０． ００１ － ０． ０２ ０． ０１ ０． ０１
政治认同 ０． ３５ ０． ３４ ０． ２３ ０． ０９ ０． ０９
自主忠诚 ０． ４８ ０． ４２
控制忠诚 － ０． ０５ － ０． ０９
公共服务动机 ０． ２３
公共服务动机 ×自主忠诚 ０． ０６
公共服务动机 ×控制忠诚 － ０． ０２
４ · ·
６
