从政治认同、对党忠诚到担当作为
——基于非公企业党员公共服务动机的分析

郑建君 马瑾霏

一、 引言

改革开放40多年来，非公有制经济蓬勃发展，在我国社会主义建设中的地位和作用日益增强，成为社会主义市场经济的重要组成部分。党的十八大以来，党中央高度重视非公有制经济发展，非公有制经济日益成为我国经济发展的重要推动力量。习近平总书记强调：“非公有制企业的数量和作用决定了非公有制企业党建工作在整个党建工作中越来越重要，必须以更大的工作力度扎扎实实抓好。”〔1〕在非公经济领域增强党的阶级基础、扩大党的群众基础的任务日益凸显，加强非公企业党建工作已经成为新时代基层党建工作的重中之重。

党员是党的肌体的细胞和党的活动的主体，党员队伍建设是党的建设基础工程〔2〕。党的十八大以来，习近平总书记高度重视党员党建工作，对党员提出了新的更高的要求，他在2021年秋季学期中央党校(国家行政学院)中青年干部培训班的开班仪式发表重要讲话，强调党员干部要信念坚定、对党忠诚、实事求是、担当作为，努力成为可堪大用、能担重用的栋梁之才。〔3〕近年来，非公企业党员数量不断增多，成为党员群体中不可忽视的一部分，其政治心理状况和担当作为水平理应得到更多的关注。然而，非公企业党员来源广泛，管理难度较大；部分党员缺乏坚定的理想信念，对党建工作的积极性不高，大大影响了非公党建的效果。如何激励非公企业党员担当作为，使其充分发挥先锋模范作用，就成为了新时代非公党建的重要课题。目前，学界对于担当作为影响因素的探讨更多集中在组织和制度层面〔4〕，依托人力资源管理、绩效管理的分析框架，而忽视了从政治心理的视角出发探究党员担当作为的内在心理机制。作为一种政治态度，政治认同对政治行为具有导向作用，因为“政治态度是政治行为的准备阶段，是政治心理转化为政治行为的必经环节，政治态度的倾向性决定了政治行为的选择指向”〔5〕。个体如果对政治身份、政党、制度、政策等具有较高认同，就会倾向于按照政治体制的要求规范自己的政治行为，服从政治权力确定的政治规范〔6〕。基于这一思路，本文从政治认同出发，探讨政治认同是否会影响、如何影响以及在何种情况下影响非公企业党员的担当作为。

本文的学术价值有以下四点：首先，本文将研究视线转向非公企业党员，重点关注他们担当作为的心理机制，有助于丰富担当作为研究的对象，并为非公企业党建研究提供了一个新视角。其次，本文基于信仰的视角，提出非公企业党员政治认同会通过对党忠诚对其担当作为产生影响，拓展了已有关于对党忠诚和担当作为的研究思路。在社会互动的过程中，非公企业党员的政治认同不断内化成为一种稳定的心理结构——信仰〔7〕，也就是理想信念；在坚定的理想信念基础上，进一步产生对党忠诚以及积极的政治行为——担当作为。再次，本文提出并检验了公共服务动机在对党忠诚和担当作为中可能存在的调节作用，扩充了非公企业党员担当作为产生的边界条件，丰富了公共服务动机研究的适用情境。在以往研究中，公共服务动机不仅是影响公共部门员工行为的重要因素，例如对工作投入〔8〕、组织公民行为〔9〕、变革型组织公民行为〔10〕、变革担当行为〔11〕等都具有积极的预测作用，同时也是调节利组织行为影响关系的关键第三方变量，例如公共服务动机在对党忠诚与组织建言的正向关系中表现出明显的强化效应〔12〕。公共服务动机的“公共性”和对党忠诚的要求相符，并且与担当作为的导向具有较高的一致性，会助推对党忠诚向担当作为的转化。鉴此，本文预期非公企业党员的公共服务动机将强化对党忠诚对担当作为的影响。最后，本文构建了一个以对党忠诚为中介变量、公共服务动机为调节变量的有调节的中介模型(moderated-mediation model)，探讨了非公企业党员政治认同影响其担当作为的心理机制和边界条件，从实证的角度为对党忠诚、担当作为搭建起一套相对完整的逻辑体系。本研究的开展不仅可以为相关理论研究提供新视角，也可以为激励非公企业党员担当作为、推进非公企业党建工作提供实践启示。

二、文献综述与研究假设

(一)政治认同与担当作为

担当作为，即“勇于担当、善于作为”，担当作为要求党员干部不仅要认真履行现有的工作职责，更要发挥主观能动性，表现出更多的角色外行为〔13〕。作为一种工作行为表现，担当作为是指敢于负责、勇于实干并高质量完成任务的行为特征表现〔14〕，会受到个体心理、组织环境等多种因素的影响。在个体层面，个体的理想信念、能力素质、风险规避心理等被认为是影响担当作为的重要因素〔15〕；角色认同在担当作为动机和担当作为关系中的中介作用也得到了证实。在组织层面，已有研究证明高承诺的工作系统、领导因素会对担当作为产生正向影响；同时，通过健全完善党员干部激励、考核、容错等机制，也能够有效激发其担当作为〔16〕。上述研究多从组织管理视角把担当作为视作一种工作表现进行研究，但从政治心理与行为的视角来看，鉴于非公企业党员职工的身份特殊性，其担当作为本质上是一种自发的、积极的政治行为，在很大程度上会受到个体政治态度的影响。因此，本文尝试探究非公企业党员担当作为背后的政治心理机制，重点关注政治认同对担当作为的影响。

政治认同是个体在社会政治生活过程中形成的对政治系统的情感归属和认同态度，是个体对自我政治身份的确认，表现为按照政治制度、政治组织的要求规范自身的政治行为〔17〕。政治认同是个体心理状态和行为实践的统一，是个体政治行为实施的动力来源，对其政治行为的实施具有明显的指引和驱动作用〔18〕。个体如果对政治系统有较高的政治认同水平，就会倾向于做出有利于其所属政治系统的政治行为。根据社会认同理论，当某一特定社会群体的成员身份成为个体自我定义的基础时，定义成员身份的态度和行为将被内化为个体的态度，并支配个体的行为〔19〕。作为一种典型的政治行为，非公企业党员的担当作为必然会受到其政治认同水平的影响。非公企业党员的政治认同水平越高，为了维护其自我政治身份以及对政治系统的认同，其就会越倾向于采取有利于所属政治组织的行为，从而会促进其发挥主观能动性、表现出更明显的担当作为行为。鉴于此，本研究认为非公企业党员的政治认同水平越高，就越倾向于担当作为，担当作为水平越高；反之，担当作为水平越低。基于以上分析，本研究提出假设H1：非公企业党员的政治认同对其担当作为具有显著的正向影响。

(二)对党忠诚的中介作用

天下至德，莫大乎忠。忠诚是我国千百年来无数仁人志士都十分崇尚的一种美德。何为忠诚，《忠经》中载：“忠者，中也，至公无私”，用现代汉语解释就是对国家、人民、事业、上级、朋友等真心诚意、尽心尽力，没有二心。对于党员来说，忠诚是写在党章中的要求，是政治品格的首要标准，对党忠诚根源于党员深刻的政治认同。习近平总书记在2021年秋季学期中央党校(国家行政学院)中青年干部培训班开班式上指出，“理想信念坚定和对党忠诚是紧密联系的。理想信念坚定才能对党忠诚，对党忠诚是对理想信念坚定的最好诠释”〔20〕。作为个体价值观念的最高等级，信仰的形成会经历对认知对象从认知、相信到确认的过程〔21〕。政治信仰是对政治系统、政治原则、政治观念等的坚定信念，是个体在社会政治互动过程中从政治认同升华而成的一种更加深刻的政治情感。作为一种建立在马克思主义信仰基础上的国家忠诚，对党忠诚的形成过程也是个体政治认同产生进而升华为政治信仰的过程。个体在社会政治互动和党的学习教育过程中不断加强对当前我国政治体系、政治制度、政治观念的认知和了解，对其产生较强认同，并进一步确认了自己的政治信仰、坚定了理想信念，这种政治信仰和理想信念在党员身上最显著的表现即为对党忠诚。

政治信仰能够为个体提供政治价值判断标准并对其政治行为起规范作用，是个体政治行为的行动指南〔22〕。作为党员政治信仰的一种集中表现，对党忠诚会促进党员积极的政治行为。习近平总书记在2016年主持召开中央政治局民主生活会时指出，“对党忠诚，不是抽象的而是具体的”〔23〕，具有较高水平对党忠诚的党员，其对党的理念、方针、政策、立场都有坚定的认同和信仰，并愿意以此规范自己的行为，坚持党的领导、严守党的纪律、服从组织安排，坚持党和人民事业高于一切，在困难时刻敢于挺身而出，承担更多的使命和担当，接受党和人民的考验。

综上，对党忠诚是非公企业党员政治认同转化为现实政治行为的一个中介桥梁，在社会政治互动的过程中，非公企业党员的政治认同会深化为一种更加坚定的对我国政治体系、制度、立场、理论的坚定信仰，突出表现为对党忠诚，并在此基础上规范自己的政治行为表现，展现出一种勇于担当作为的积极状态。虽然我们认为对党忠诚应该是无条件的、发自内心的，但是在现实情况中，非公企业党员的对党忠诚还可能受外部环境的压力影响。有学者就曾借鉴自我决定理论的“自主性-控制性”二维动机，将对党忠诚划分为控制忠诚和自主忠诚〔24〕。自主忠诚是非公企业党员在党的教育下，政治认同自发转化为深层的信念，进而产生的支持和维护，促进非公企业党员更积极、主动地承担重任；控制忠诚则是非公企业党员在党的纪律、规矩约束下，政治认同转化成的一种更深刻的服从和遵守，也会对非公企业党员的担当起到一定的促进作用。鉴于此，我们认为非公企业党员对党忠诚的两个维度——自主忠诚和控制忠诚都可以作为政治认同与担当作为之间的中介变量。基于以上分析，本研究提出假设H2a：非公企业党员的自主忠诚在其政治认同和担当作为间起中介作用；H2b：非公企业党员的控制忠诚在其政治认同和担当作为间起中介作用。

(三)公共服务动机的调节作用

公共服务动机是近年来公共管理领域研究关注的一大热点。Perry等人在已有研究基础上，首次明确提出公共服务动机概念，将其定义为“个人主要受或完全基于公共制度和组织的动机所驱使的倾向”〔25〕。本研究认为公共服务动机是人们发自内心地愿意为公共事业付出的利他动机，源于人们对公共服务精神的高尚追求和甘愿为公共利益牺牲的利他精神，其核心在于公共性和利他性。在我国的政治语境中，公共利益可以被理解为最广大人民的利益，公共服务动机所强调的为公共事业、公共利益付出与中国共产党的根本宗旨——为人民服务，在内涵上有一致性；即为公共事业付出就是为人民群众付出，为公共利益牺牲就是为最广大人民群众的利益牺牲。如果非公企业党员的公共服务动机水平较高，则意味着其为人民服务的立场更坚定，更愿意主动为人民担当重任。已有研究证明公共服务动机对公务员的工作满意度〔26〕、个体绩效〔27〕、组织公民行为〔28〕、变革型组织公民行为〔29〕、变革担当作为〔30〕、亲社会行为〔31〕等都具有显著的正向影响。公共服务动机在对党忠诚与组织建言的正向关系中的边界作用也得到有力证实。担当作为要求非公企业党员不仅要完成分内之事，更要主动承担党的使命和责任，在一定程度上与变革担当作为、角色外行为等概念有相似之处。在已有研究基础上，本文试图探索公共服务动机是否在对党忠诚和担当作为的关系中起调节作用。

内在动机理论表明，如果个体行为更多受内在动机的影响，更多由自我激励或自我决定〔32〕，就会更倾向于表现出高水平的行为〔33〕。公共服务动机是人们发自内心地愿意为公共事业付出的利他动机，是一种个体的内在动机，会对个体行为产生深刻影响。对于非公企业党员来说，非公企业党建工作的外部环境相对较差，对党忠诚在实际转化为担当作为的过程中可能会受到外界干扰，公共服务动机作为内在动机就对他们的担当作为起到了非常关键的作用。个体的公共服务动机水平越高，其“为人民服务”的意志就越坚定，愿意承担更多党交付的任务，主动地承担重任。鉴于此，我们认为公共服务动机正向调节政治认同和担当作为之间经由对党忠诚的中介作用。非公企业党员在高水平公共服务动机的影响下，会进一步强化自身的对党忠诚，表现出更高的担当作为；反之，对党忠诚对担当作为的影响较弱。基于以上分析，本研究提出假设H3a：非公企业党员的公共服务动机正向调节自主忠诚与担当作为的正向关系，即公共服务动机的水平越高，自主忠诚对担当作为的正向影响会越强；反之则越弱。H3b：非公企业党员的公共服务动机正向调节控制忠诚与担当作为的正向关系，即公共服务动机的水平越高，控制忠诚对担当作为的正向影响会越强；反之则越弱。

基于上述分析，本研究的理论模型如图1 所示。

图1 本研究的理论模型

三、数据来源与方法

(一)样本情况

本研究于2021年7月通过线上调查平台定点向国内40家非公(民营)企业的党员职工开展问卷调查，根据各非公企业党员人数的5%共发放问卷3400份，收回有效数据2863份(有效率为84.21%)，单个非公企业参与调查的党员的有效数据在11～190份之间。其中，男性1610人(56.23%)，女性1253人(43.77%)；受访党员的年龄在21～72岁之间(M=36.57、SD=8.43)；在学历上，“初中及以下”学历27人(0.94%)，“高中(含高职、高专)”学历122人(4.26%)，“大专”学历375人(13.10%)，“本科”学历1572人(54.91%)，“研究生”学历767人(26.79%)；在家庭状况方面，未婚人群686人(23.96%)，已婚无子女人群246人(8.59%)，已婚有子女人群1931人(67.45%)；在单位角色方面，普通工作人员1475人(51.52%)，一般管理人员878人(30.67%)，中高层管理人员510人(17.81%)；在所从事的岗位性质上，专业业务岗2223人(77.65%)，行政管理岗550人(19.21%)，党务管理岗90人(3.13%)；在党组织内所承担的角色上，普通党员1952人(68.18%)，支部委员351人(12.26%)，支部书记467人(16.32%)，党委委员72人(2.51%)，党委书记21人(0.73%)。此外，在2863份有效数据中，受访者的平均党龄为11.69年，进入本单位的平均时长为8.62年，任职本岗位的平均时长为6.20年。

(二)变量测量

除上述人口学变量指标外，本研究还重点通过受访者自评作答的方式对政治认同、对党忠诚、担当作为和公共服务动机等四个核心变量进行测量。

1.政治认同

对政治认同变量的测量，借鉴郑建君编制的成熟量表〔34〕，从该量表的六个维度中选取因素载荷最高的六个题目组成政治认同简版问卷，以考察受访者在体制、政党、身份、文化、政策和发展六个方面的认同水平。该测量工具采用正向6点计分，从“1非常不同意”到“6非常同意”，并对六个题目的得分加总取均值。在本研究中，该问卷的总体信度系数为0.86。

2.对党忠诚

借鉴张书维等人编制的问卷〔35〕，同时考虑到该变量测量的复杂性、敏感性及稳定性，本研究从张书维等人的原问卷(自主忠诚15道、控制忠诚3道)中，选取因素载荷值大于0.6的八个题目，通过自主忠诚(5道题目)和控制忠诚(3道题目)两个维度考察受访者的对党忠诚程度。该测量工具采用正向7点计分，从“1非常不认同”到“7非常认同”，并对各维度题目的得分加总取均值。在本研究中，自主忠诚和控制忠诚两个维度的信度系数分别为0.93、0.75，问卷的总体信度系数为0.74；此外，复核效度检验结果显示：χ2=1109.925，df= 19，CFI = 0.93，TLI = 0.90，RMSEA = 0.142，SRMR = 0.065，各题目的载荷在0.62～0.93之间。

3.担当作为

使用郭晟豪编制的问卷对担当作为变量进行测量，该问卷共一个维度、五道题目〔36〕。问卷采用正向7点计分，从“1非常不符合”到“7非常符合”，并对所有题目的得分加总取均值。在本研究中，该问卷的总体信度系数为0.86。

4.公共服务动机

对公共服务动机的测量，采用Wright等人编制、陈振明等人汉化修订的由五道题目组成的问卷〔37〕。该测量工具采用正向6点计分，从“1非常不同意”到“6非常同意”，并对所有题目的得分加总取均值。在本研究中，该问卷的总体信度系数为0.84。

(三)统计分析策略

本研究采用SPSS 26.0、Mplus 8.3对数据进行管理和统计分析，根据所设定的假设模型开展如下步骤的分析：第一，运用结构方程模型中的验证性因素分析，分析、比较所关注核心变量可能存在的几种关系结构，并对共同方法偏差影响进行检验；第二，在对核心变量进行描述统计分析的基础上，初步检验各变量及人口统计学指标之间的相关关系；第三，对相关变量予以控制，通过分步回归分析检验有调节的多重并行中介模型；第四，根据公共服务动机与两个中介变量的交互作用情况，绘制相关作用图并进行简单斜率检验，进一步分析不同公共服务动机水平下的中介效应差异。

四、非公企业党员担当作为的生成机制

(一)变量关系结构的验证性因素分析

针对本研究所关注变量，对可能存在的变量关系结构进行区分效度检验。其中，除五因素基准模型外，还构建了五个竞争模型，具体来看：模型A将“政治认同与自主忠诚”两个因素予以合并，模型B将“政治认同与控制忠诚”两个因素予以合并，模型C将“政治认同、自主忠诚、控制忠诚”三个因素予以合并，模型D将“自主忠诚、控制忠诚、公共服务动机”三个因素予以合并，模型E将“政治认同、自主忠诚、控制忠诚、公共服务动机”四个因素予以合并。采用结构方程模型中的验证性因素分析，对基准模型及五个竞争模型的拟合指数进行分析比较(结果如表1所示)，基准模型在各个拟合指标上的表现，明显优于其他五个竞争模型；说明五因素的基准模型较好地反映了变量之间的关系结构，具有较好的区分效度，适宜在此基础上进行后续的假设检验。

表1 验证性因素分析结果

此外，对于因单一化的数据获取途径而造成的同源偏差影响，采用两种方式予以检验排除。一是将五因素整合为一个因子，如表1中模型F的检验结果所示，与其他五个竞争模型相比，单因素模型的拟合结果相对最差；二是将可能引发同源偏差的方法因素作为未知变量加入基准模型，结果发现其拟合指数并未得到显著提升且有所下降，χ2=4593.505、df=224、RMSEA=0.083、CFI=0.89、TLI=0.86、SRMR=0.847。据此可知，由于数据同源偏差而对研究结果产生干扰影响的可能性并不大，可以对假设模型进行进一步的检验。

(二)描述统计分析

针对本研究所关注的核心变量及相关人口统计学指标进行描述统计分析，均值、标准差及变量间的相关系数等统计量结果，如表2所示：政治认同、自主忠诚、控制忠诚、担当作为和公共服务动机五个因素两两之间表现出显著的正相关。同时，性别、年龄、本人在单位角色、本人在党组织内角色、任职本岗位时长、入党时长等因素也与其担当作为表现具有显著相关。

表2 核心变量描述统计结果及相关矩阵

(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

为更直观表现公共服务动机的调节效应，以其均值加减一个标准差为操作绘制公共服务动机与自主忠诚的交互效应图(见图2)。对应的简单斜率检验结果显示：在公共服务动机水平较低的情况下，自主忠诚对担当作为的正向影响相对较弱(b=0.29、se=0.02、t=12.79、p<0.001)；而在公共服务动机水平较高的情况下，自主忠诚对担当作为的正向影响相对更强(b=0.38、se=0.03、t=14.31、p<0.001)。二者的斜率差异检验结果显示，公共服务动机高低水平下，自主忠诚对担当作为的影响差异显著，Z=2.50、p<0.05。

使用process插件中的Bootstrap法(5000次)进行中介效应的检验，结果显示：总的中介效应显著(中介效应值0.26〔0.22，0.30〕，se=0.02)，中介效应占总效应的74.29%；自主忠诚的中介效应显著(中介效应值0.27〔0.23，0.31〕，se=0.02)，而控制忠诚的中介效应不显著(中介效应值-0.01〔-0.01，0.00〕，se=0.004)。同时，对有调节的中介效应做进一步的分析，结果见表4。在不同水平的公共服务动机条件下，自主忠诚均表现出显著的中介效应，其中高水平公共服务动机组中自主忠诚的中介效应显著强于低水平公共服务动机组，二者中介效应值的差异为0.05〔0.01，0.07〕；而控制忠诚在不同水平的公共服务动机条件下均不存在显著的中介效应。

表4 有调节的中介效应分析

五、讨论与总结

(一)结果分析

党的十八大以来，习近平总书记多次强调党员干部要有担当精神，党中央也陆续出台了一系列政策激励党员干部担当作为；例如在中共中央办公厅印发的《关于进一步激励广大干部新时代新担当新作为的意见》中就强调，要在当前形势下建立完善激励机制和容错纠错机制，与此同时，“担当作为”也日渐成为学术界关注的重点议题。在已有研究的基础上，本研究进一步聚焦非公企业党员这一群体，首次探索了非公企业党员担当作为的心理机制，尝试将政治认同、对党忠诚、公共服务动机、担当作为纳入统一框架进行分析，搭建起从政治认同到对党忠诚再到担当作为的逻辑链条，并把公共服务动机作为边界条件纳入其中进行检验，为深入理解担当作为影响机制提供了新的研究思路与证据。

从本研究所关注的研究主线来看，非公企业党员的政治认同对其担当作为具有显著的正向影响作用，假设H1得到验证支持。作为包含实践范畴在内的政治态度变量，政治认同对个体的政治行为具有导引作用被大量研究所证实。在此基础上，本研究进一步将二者关系聚焦于非公企业党员群体，基于数据分析结果发现，个体的政治认同水平越高，就越倾向于表现出积极的政治行为——担当作为。根据社会认同理论，尽管个体所处企业环境具有非公有制经济属性，但党员群体对其所拥有的党员身份及所在的政治组织，仍旧表现出极高的认受水平与归属意愿，并由此展现出显著的亲组织行为，即担当作为。

作为一种特殊的组织公民行为，非公企业党员职工所表现出的担当作为，不仅受到其政治认同水平的影响，同时二者的关系还受到其对党忠诚态度的中介作用，假设H2a得到验证支持。具体到本研究，基于张书维等人有关对党忠诚的维度划分进行检验，结果发现：自主忠诚在政治认同与担当作为的关系中表现出显著的中介作用，而控制忠诚的中介效应却不显著。这可能是因为当非公企业党员对所在党组织及自身党员身份具有高度认同时，会在此基础上形成坚定的理想信念，发自内心地愿意对党保持忠诚，进而使其在义务履行、责任承担上表现出更高水平的意愿和更为积极的行为实施；“政治认同—自主忠诚—担当作为”这一路径，正是对非公企业党员内在政治心理变化过程及其转变为实际政治行为过程的反映。然而，控制忠诚与担当作为具有显著的负相关且中介作用不显著，因为虽然政治认同也会对控制忠诚产生一定的积极影响，但主要受外界强制力约束而产生的控制忠诚，其不具有促进个体担当作为表现的转化功能，甚至可能会激起其消极情绪，使其表现出懈怠、应付等不良行为。

公共服务动机在对党忠诚与担当作为间的调节作用得到了部分支持，假设H3a得到验证。其中，公共服务动机正向调节自主忠诚与担当作为的关系；具体而言，高公共服务动机水平下，自主忠诚的中介效应更显著。作为一种愿意为公共利益牺牲的利他性动机，公共服务动机与党“为人民服务”的宗旨具有意涵上的一致性，因而公共服务动机较高的非公企业党员更有可能在对党忠诚的基础上表现出实际的担当行为。但是，公共服务动机在控制忠诚与担当作为关系中的调节作用并未通过检验。究其原因，主要在于自主忠诚和控制忠诚不同的动因。根据自我决定理论，自主忠诚是个体受情感、信仰等内因驱动产生的，而控制忠诚是在外部压力、成本—利益分析等影响下产生的。公共服务动机和自主忠诚都是受内因驱动，两者的互动更容易实现。因此，公共服务动机会对自主忠诚—担当作为的关系起到加成效果，而对控制忠诚—担当作为的关系并不具有调节效应。

(二)实践意涵

本研究重点关注非公企业党员担当作为的心理机制，对进一步推动非公企业党员担当作为、加强非公企业党建具有重要的实践意义，具体表现为以下四点。第一，非公企业党员担当作为是非公企业党建效果的重要体现，且非公企业党员在非公企业党组织的建设和发展中扮演着不可或缺的角色。在未来推进非公企业党建工作时，要更加重视对党员个体的关注，做好党员发展和教育工作，激励党员自发、积极地担当作为，发挥先锋模范作用。第二，非公企业党组织在党建工作过程中，要把党员发展教育与政治心理动向考察结合起来，及时掌握党员职工的思想动态和政治心态，加强党员认同意识的培育，巩固、提高非公企业党员的政治认同水平，破解其担当作为动力不足的困境。第三，要加强对非公企业党员的对党忠诚和理想信念教育，特别是要抓好理论学习，结合非公企业工作实际推进学思践悟、知行统一教育活动，在实践中提升非公企业党员的马克思主义理论素养，从而使其坚定理想信念，自发自愿增强对党忠诚，形成自主忠诚，进而促进政治认同向实际的担当作为的转化。第四，要着力提升非公企业党员的公共服务动机，加大对非公企业优秀党员的宣传和表彰力度，充分利用先进典型、身边人和身边事进行榜样教育，提升非公企业党员的集体意识、公共服务意识，从而激励其工作中敢于担当、积极作为。

(三)研究展望

尽管本研究对非公企业党员担当作为心理机制的探索获得了一些有意义的发现，但从研究本身来说还存在一些局限和不足，需在今后的研究中加以改进。首先，本研究采用问卷调查法，通过自陈式量表测量的方式获取样本数据。鉴于本研究变量的特殊性，被试必然会受到社会赞许的影响，这可能会带来一定的偏误。在未来研究中，可以对个别变量，例如担当作为，采用他评方式予以测量，同时加入对社会赞许变量的控制分析，以增强数据的客观性和变量关系的可靠性。其次，本研究重点考察了非公企业党员担当作为的心理机制，但在研究设计中并未涉及组织环境、领导上级等外在因素的影响，所选取变量主要集中于个体心理范畴且层次较为单一。未来研究可将多层级因素纳入研究假设，综合个体层面与组织层面因素的交互影响，进而提高对非公企业党员群体担当作为影响机制的认识水平。最后，在本研究中，公共服务动机在控制忠诚和担当作为的关系中并不存在显著的调节效应，这一结果提示我们，上述关系中可能还存在其他调节变量发挥作用。未来研究可尝试引入新的调节变量，例如党组织的威信，更进一步考察政治认同对担当作为影响机制的作用条件。