1. 引言
自20世纪中叶以来，西方世界持续发展的政治、文化、经济制度使得民众所代表的社会力量不断壮大，而不幸的是此时政府并未很好地解决已在公共管理领域存在的一系列如财政赤字严重、基础设施建设不尽如人意、高福利制度多养懒人等问题，社会力量与国家力量就此产生了激烈的对抗，没有硝烟的战争就此拉开序幕，在外表现为民众与日俱增的游行示威、政府难以招到乐于从事公共事业的满意员工，在内表现为社会民众对政府的信任程度大幅下滑、政府权威屡受挑战。西方政府不满于现状，于80年代初掀起名为“新公共管理运动”的风潮，旨在建设以市场为导向的服务型政府，这场运动一定程度上缓解了发达国家的财政与信任危机，但其中蕴含的部分功利主义色彩却不可避免地进一步削弱了西方官僚的公共精神 [1]。于此，学者们开始重新阐释公共服务精神的重要性，故提倡公共部门员工追求公共利益的公共服务动机理论应运而生。现今我国，存在着数量庞大的公共部门员工队伍，他们是中国公共事业的从事者和公共服务的主要提供者，如何激励和管理这支庞大的队伍是建设强大的国家和政府的关键性问题，也是促进社会不断向前发展的核心问题 [2]。这一问题的解决需要在了解公共部门员工的精神追求的前提下完成，也就是要了解公共部门员工的公共服务动机。十九大提出“转变政府职能，深化简政放权，创新监管方式，增强政府公信力和执行力，建设人民满意的服务型政府”的要求，在十八大的基础上要求更快更好更稳地建设服务型政府，这一目标的达成需要的是“服务型”队伍的建成，服务要求的是利他，提倡利他主义表现在公共部门便是提倡公共服务动机的重要性。近年来，我国民众对于公务员的不满情绪有明显的提升，这与部分公务员毫无公共服务精神、贪求一己私利有极大的关联性，但问题需要解决，公务员的社会形象需要重塑、政府的公信力需要提高、公共部门员工需要更加纯粹内化的利他动机 [3]，这些离不开的是对公共服务动机的探求和研究。本文以重庆市部分公共部门员工为研究对象，选用文献分析法与实证研究法作为研究方法，并运用可靠性分析、因子分析、单因素方差分析、相关性分析与线新回归分析等分析方法，调查研究公共部门员工公共服务动机与工作满意度的关系。
2. 文献回顾
2.1. 公共服务动机概念回顾
瑞尼 [4] 是全球首位研究公共服务动机的学者，其于1982年对公共部门与私人部门275位中层管理者的工作价值观和需要进行比较研究，最终发现在高薪酬和高地位方面，公共部门管理者相比于私人部门雇员的得分明显偏低，据研究结果推测，不同部门员工可能在公共服务动机水平上存在差异，公共部门员工可能更加看重内部报酬或注重精神层面的成就。随后在1999年，其与斯坦鲍尔共同为公共服务动机下定义，即“服务于他人、国家或者人类的一般性利他动机”。佩里和怀斯在该年正式提出公共服务动机的概念，即“个人对主要或者仅仅基于公共机构与组织的动机而做出回应的一种个人倾向 [5]。布鲁尔和塞尔登基于“公共服务动机具有普遍性”的理论视角提出，公共服务动机是一种“引导个人做出有意义的公共服务(公众、团体和社会服务)的动力”。纳普和梅冷认为公共服务动机可以激励大众为公共事业奋斗，并且在公共服务动机的影响下从业者也将不断提高自身的公共服务积极性 [6]。然而，西蒙尼则认为理想中的公共服务近似于抽象的爱，在这种理想模式中，存在着清晰的目标、强烈的承诺感、公共服务使命感和自我奉献精神。叶先宝和李巧出于社会责任与公共使命感的角度，将公共服务动机定义为“一种服务于民众、社会、国家甚至人类的集体利益且旨在解决涉及整个社会的公共问题的利他性动机”，公共服务动机也是促进公共事业正常稳定发展、社会从业人员实现自我社会价值的重要平台 [7]。曾军荣通过整合国内外学者的研究成果，同时经过自身的理论分析后，提出自身对公共服务动机的基本定义，他认为公共服务动机蕴含三种特征：第一，由于公共服务动机主要形成于个人和集体的社会化过程中，故文化与(内在)制度将影响个人的公共服务动机的形成；第二，公共服务动机主要是个人服务倾向，不是所谓的公共部门倾向，存在而不仅存在公共部门之内，与其没有必然联系；第三，公共服务动机影响的是个人内在价值取向，是人的一种内在动机，内在报酬而非现实的外在报酬与公共服务动机更具有相关性 [8]。
2.2. 公共服务动机的测量
佩里与怀斯于1990年提出公共服务动机的概念时，他们依照自身研究将公共服务动机分为三种类型，即理性的动机、感性的动机和遵纪守法的动机 [9]。1996年佩里在提出系统而有效的理论研究的基础之上，开发出公共服务动机的有效测量工具，将公共服务动机分为公共政策制定的吸引力、公民义务、对公共利益的承诺、社会公正理念、同情、自我牺牲六个维度，设计成包含40个问题的五级量表，并在MPA学生中投入调查，以期概括并阐明公共服务动机的概念 [10]。布鲁尔和塞尔登等人认为一个组织的内部成员既然作为不尽相同的个体，便一定会存在着彼此不尽相同的公共服务动机，并加以概括为乐善好施者、共产主义者、爱国者和人道主义者四种导向，这四种导向分别代表公共服务中的一种独特、不重复的观念 [11]。潘迪和斯特克虽未对测量量表进行修改，但他们发现政府的基层官员和高层官员在公共政策制定的吸引力、对公共利益的承诺两个维度上的得分结果具有一定的差异，故提出有必要加大对公共服务动机各大维度在不同层面的公务人员不同分值的关注力度 [12]。
2.3. 工作满意度概念回顾
工作满意度的概念最初由美国学者霍博科 [13] 提出，他认为工作满意度就是“工作者在工作环境下其身心对环境因素所做出的一种情绪反应或态度，是一种主观反应”。继他之后，各国学者也站在自身研究领域的角度给出了工作满意度的概念和内涵，但由于各国学者研究领域的差异性极大，目前工作满意度依然没有被广泛认可的内涵定义。不过分析并整合各学者的观点，可以将工作满意度的概念归纳为以下三种。
第一种是一般性定义。弗洛姆等从整体上概括工作满意度的概念，将研究的重点放在组织的个体成员对组织环境的一般性态度。这种观点希望将工作满意度作为一个一般的整体概念，并不包括成因和影响因素。
第二种是起源性定义。以波特和劳勒为代表的学者们的研究更为看重工作满意度的形成因素，秉持该观点给出其定义，而站在工作满意度是一种积极情绪角度的他们认为工作满意度是个体需求得到满足后的产物。
第三种是组成型定义。以莫尔斯为代表的学者们从组成因素的角度出发，给出的观点是工作满意度由多因素构成，而且取决于个体对自身目标、工作意义以及其他方面的认知。
2.4. 公共服务动机与工作满意度相关性研究
世界上首位研究公共服务动机的瑞尼首先发现，公共服务动机水平较高的公职人员，会呈现对上司、同事以及自身工作的较高的满意度，意为两者有显著的正向相关性。和他同一时代进行研究同一领域的布鲁尔和塞尔登运用实证研究的方法也从自己的研究角度给出了公共服务动机对工作满意度有积极影响。纳福与克拉姆 [14] 在对美国联邦政府9710名公职人员进行复杂而有效的问卷调查后发现两者具有显著相关性。金学者对韩国政府1739名政府公职人员的调研结果也显示出两者呈正向相关 [15]。但布莱特以美国三个州共205名政府公职人员为调研对象，通过加入人—组织匹配作为中间变量，却又得出与上述结论相反的结论，即“公共服务动机与工作满意度不存在显著相关性” [16]。刘帮成等人在其04年的研究发现经删减后的公共服务动机中的四大维度之二——对公共政策制定的吸引力、自我奉献与工作满意度存在正向的显著性相关关系 [17]。吴绍宏以澳门地区部分政府公务员为研究对象发起相关性实证研究，最终研究结论显示公共服务动机与公务员的工作满意度和组织承诺呈显著正向相关关系 [18]。两年前的李小华发现公共服务动机五维度中的自我实现和公共利益两个维度与工作满意度呈显著性相关，但其余三个维度与另一变量间的关系并未得到有关证据的证实 [19]。
3. 研究设计
3.1. 调查量表的构建
3.1.1. 公共服务动机量表的构建
佩里于90年构建了一份直接测量公共服务动机的量表，其中包括6大维度40多个指标，6大维度分别是“公共政策制定的吸引力、对公共利益的承诺、社会公正、公民责任、同情心和自我牺牲”。但在97他进一步简化该量表，删减至4大维度24个指标，提高了其信度与效度，四大维度包括“公共政策制定的吸引力，对公共利益的承诺，同情心和自我牺牲”。笔者将以佩里的四维度量表为主体对公共服务动机进行多维度、多层次“理论+数据”分析，但在综合了如苏鹏源、朱光楠等人结合独特的中国语境对原量表进行了部分的修改，最终形成实际投入调查的4维度21指标的量表 [20]。如表1所示，量表包括参与政策制定的吸引力、对公共利益的认同、同情心、自我牺牲四个维度。其中参与政策制定的吸引力代表了从业者对参与公共事务的渴望程度，是一种实现自我人生价值的直观体现；对公共利益的认同揭示了公共部门员工需以公共利益为己利，工作期间一切行动以公共利益为出发点，发展与壮大公共利益，这是公共事业属性的本质体现；同情心从内在动机角度对公共部门从业者发出诘问，对民生问题的关怀程度是否匹配自身所处岗位；自我牺牲则向公共部门从业者提出极度现实而又尖锐的问题——当个人利益与公共利益发生冲突时是否会牺牲个人利益，这也是公共从业者起码的思想觉悟与基本的工作准则。四大维度衍生出21项指标全都是关于受访者的主观感受与内心活动，同时考虑到问卷中可能出现的社会赞许性效应，故将问卷中的指标选项设为“非常赞同、赞同、不确定、不赞同、很不赞同”五个选项，让受访者根据自身实际情况进行填写。拟采用李克特量表原理，五个选项分别对应5分、4分、3分、2分、1分，最终将通过数学统计测量公共服务动机水平。
Table 1. Public service motivation scale
表1. 公共服务动机量表
3.1.2. 工作满意度量表的构建
本文将主要采用97年斯佩克特所编制的工作满意度问卷，内容主要包括管理者、报酬、福利、提升、操作程序、同事、临时报酬、沟通和工作性质九大维度，共36项指标，采用的是非常不同意到非常同意的李克特六点计分法，但在结合了苏鹏源的研究和特殊的中国语境后，变9维度36指标为4维度19指标，具体量表如表2所示。该量表分为工作直观感受、组织对员工态度、工作伙伴态度、工作与生活关系四个维度，其中工作直观感受描述的是公共部门员工对自身所做工作的最直接最明显的心理感受。组织对员工态度是指员工自身感觉到的组织对自己的关怀程度与重视程度。工作伙伴态度表示了员工在组织内部的上下级关系以及与同事之间的关系。工作与生活关系是指员工感觉到的所从事工作对个人生活产生的影响。四个维度共分19个指标，与公共服务动机量表一样，也设置了“非常赞同、赞同、不确定、不赞同、很不赞同”五个选项，让受访者根据自身情况选择，拟采用李克特量表原理，五个选项分别对应5分、4分、3分、2分、1分，但工作与生活维度中的“工作占用了我的娱乐时间、工作目标让我感到有压力、我发现我经常加班、我对自己的工作不满意”四个指标采用反向计分法，最终通过数学统计测量工作满意度水平。将工作直观感受、工作与生活关系视为内在满意度维度，另外的组织对员工态度与工作伙伴态度视为外在满意度维度。
Table 2. Job satisfaction measurement scale
表2. 工作满意度测量量表
3.2. 研究模型与假设
本文在结合王亚华 [21] 等人的研究，并在研究调查群体的个体属性基础上，构建公共服务动机与工作满意度的理论模型。具体模型如图1所示。以该模型为理论基础，本文对个人属性与公共服务动机、工作满意度的关系提出以下假设：
H1：公共部门员工的公共服务动机与个体属性(性别、年龄、学历、管理职位与否)存在显著的差异性。
H2：公共部门员工的工作满意度与个体属性(性别、年龄、学历、管理职位与否)存在显著的差异性。
此外，在公共服务动机与工作满意度的关系上，本文提出以下假设：
H3：公共部门员工的公共服务动机与工作满意度呈显著的正向相关性关系。
H4：公共部门员工的公共服务动机中“参与政策制定的吸引力”维度与工作满意度呈显著的正向相关性关系。
H5：公共部门员工的公共服务动机中“对公共利益的认同”维度与工作满意度呈显著的正向相关性关系。
H6：公共部门员工的公共服务动机中“同情心”维度与工作满意度呈显著的正向相关性关系。
H7：公共部门员工的公共服务动机中“自我牺牲”维度与工作满意度呈显著的正向相关性关系。
H8：公共部门员工的公共服务动机与其内在满意度呈显著的正向相关性关系。
H9：公共部门员工的公共服务动机与其外在满意度呈显著的正向相关性关系。
Figure 1. A theoretical model of public service motivation and job satisfaction
图1. 公共服务动机与工作满意度的理论模型
3.3. 样本选择与数据来源
本文的调查问卷中除了量表外，还包括了性别、年龄、学历、政治面貌、工作部门、身份、管理职位与否七个个人信息项目，在后续的统计分析中选取其中的性别、年龄、学历、管理职位与否作为个人属性变量进行分析。个人属性统计学定义如下：性别属性中0代表男性，1代表女性；年龄属性中0代表 30周岁以下，1代表 31~40周岁，2代表 41~50周岁，3代表 51~60周岁，4代表已退休；学历属性中0代表高中及以下，1代表大专，2代表本科，3代表硕士及以上；管理职位与否属性中0代表担任管理职位，1代表担任非管理职位。问卷调查以线上收集为主要形式，线上通过于“问卷星”网编辑问卷，并经由微信、QQ、论坛等线上平台进行问卷发放，同时也通过电话委托亲朋好友进行问卷指定群体的传播。问卷主要受访者是重庆市某小学教职工以及市区部分公务员。问卷共计收集157份，其中因受访者不属于公共部门员工而被认定为无效问卷的问卷9份，剔除无效问卷后，有效问卷共148份，笔者拟使用SPSS24.0对该数据进行统计分析。
3.4. 量表信效度检验
3.4.1. 公共服务动机量表信效度检验
信度检验。在检验量表的信效度之前，笔者现将收集的数据按照统计学惯例录入SPSS24.0软件之中。并使用该软件进行数据处理。首先对公共服务动机量表进行可靠性分析，将参与政策制定、对公共利益的认同、同情心、自我牺牲、公共服务动机得分列为变量，所得检验结果如表3所示。在这一份可靠性统计里可以看出来，本文所制定的公共服务动机量表的克隆巴赫Alpha指数为0.781处于0.7~0.8区间的后半段，而0.7~0.8便意味着量表的信度较好，故公共服务动机量表的可信度较好。
Table 3. Reliability test results of public service motivation scale
表3. 公共服务动机量表信度检验结果
效度检验。接着以参与政策制定、对公共利益的认同、同情心、自我牺牲、公共服务动机得分为变量，进行因子分析，所得检验结果如表4所示。从表4可以非常明显地看出，几乎所有的公因子累积的贡献率均大于50%，故可以认定量表中的所有维度及得分都对最终的公共服务动机得分有较高的贡献度，说明该公共服务动机量表有较高的效度。
Table 4. Results of validity test of public service motivation scale
表4. 公共服务动机量表效度检验结果
3.4.2. 工作满意度量表信效度检验
信度检验。在spss24.0的可靠性分析一栏中，将工作直观感受、组织对员工态度、工作伙伴态度、工作与生活关系、工作满意度得分作为变量，进行相同的检验，所得检验结果如表5所示。从表5可以看出，工作满意度量表的克隆巴赫Alpha指数为0.798，同样处于0.7~0.8区间的后半段，与公共服务动机量表的指数相似，故同样认为工作满意度量表的可信度较好。
Table 5. Reliability test results of job satisfaction scale
表5. 工作满意度量表信度检验结果
效度检验。在spss24.0的因子分析一栏中，继续以工作直观感受、组织对员工态度、工作伙伴态度、工作与生活关系、工作满意度得分为变量，进行因子分析，所得结果如，图1、表3~6所示。可以很明显地看出，工作满意度所有公因子的贡献度同样在50%以上，对最终的工作满意度得分有较高的贡献度，故也可以认为工作满意度量表具有较高的效度。
Table 6. Results of validity test of job satisfaction scale
表6. 工作满意度量表效度检验结果
4. 实证分析
4.1. 受访者样本分析
在整合后的统计数据中可以看到，本次调查中有效受访者共148人，其中男性112人，占比75.7%，女性36人，占比24.3%；年龄上，30周岁以下有26人，占比17.6%，31~40岁的人占多数，为47.3%，41~50岁有48人，占比32.4%，51~60岁有4人，占比2.7%，没有已退休的人；学历上，持有本科学历的人近一半，达68人，占比45.9%，高中及以下学历的人有16个，占比10.8%，大专学历28人，占比18.9%，硕士及以上学历36人，占比24.3%；管理职务与否一栏中，身居管理职务的有27人，占比18.2%，非管理职务的有121人，占比81.8%。
4.2. 个人属性对公共服务动机的差异性分析
4.2.1. 性别
为对性别属性是否在公共服务动机得分中有显著性差异进行调查，需对其采用比较平均值中的单因素方差分析。在分析之前，将公共服务动机的四个维度作为独立变量，加上公共服务动机形成5个独立的因变量，性别作为因子分析后，见表7所示，可以很明显的看出，性别变量在公共服务动机不同维度上差异显著性不同。一般来说，p < 0.05是显著性差异；p < 0.01是极显著性差异。性别在对公共利益的认同上呈显著性差异，而在参与政策的吸引力、同情心、自我牺牲三个维度上无显著性差异，而在最后的公共服务动机得分上，性别变量未表现出显著性差异。
4.2.2. 年龄
对该变量的差异性分析继续使用单因素方差分析。分析之前，也是以四大维度和公共服务动机得分作为因变量，但将年龄变量作为因子，分析结果见表8所示。从结果可以很明显的看出，年龄变量在四个维度上都存在显著差异性，而其中的同情心在统计学意义上则存在极显著差异性，在最终的公共服务动机得分上同样表现出极显著差异。
Table 7. The variance analysis of gender influence on public service motivation
表7. 性别对公共服务动机影响的方差分析结果
Table 8. Analysis of variance on the influence of age on public service motivation
表8. 年龄对公共服务动机影响的方差分析结果
4.2.3. 学历
对该变量的差异性分析继续使用单因素方差分析。分析前同样以四大维度和公共服务动机得分作为因变量，但以学历变量为因子，如表9分析结果所示。从结果很明显可以看出，学历变量在四个维度上都存在显著差异性，而其中的同情心与自我牺牲维度表现出极显著差异性，在最终的公共服务动机得分也表现极显著差异性。
Table 9. Analysis of variance on the influence of educational background on public service motivation
表9. 学历对公共服务动机影响的方差分析结果
4.2.4. 管理职务与否
对该变量的差异性分析继续使用单因素方差分析。分析前，同样以四大维度和公共服务动机得分作为因变量，但以管理职务与否变量为因子，分析结果如表10所示。从分析结果可以很明显地看出，管理职务与否变量在参与政策制定的吸引力、对公共利益的认同、同情心三个维度上未表现出显著差异性，而在自我牺牲维度上表现出了显著差异性。不过因子在最终的公共服务动机上未表现出显著差异性。
Table 10. Analysis of variance on the influence of position on public service motivation
表10. 职务对公共服务动机影响的方差分析结果
4.3. 个人属性对工作满意度的差异性分析
4.3.1. 性别
虽然因变量自公共服务动机转换到工作满意度，但是具体分析方法未变。沿用单因素方差分析，以工作满意度的工作直观感受、组织对员工态度、工作伙伴态度、工作与生活关系四个维度加工作满意度作为因变量，性别作为因子。分析结果如表11所示。分析结果很明显地在表中展现出来，性别变量在工作满意度的四个维度上都没有显著差异性，而在最终的工作满意度也没有表现出显著差异性。
Table 11. Analysis of variance on the influence of gender on job satisfaction
表11. 性别对工作满意度影响的方差分析结果
4.3.2. 年龄
在单因素方差分析中继续以工作满意度及其四大维度为因变量，而以年龄变量为因子，分析结果如表12所示。在表中所展现出的结果可以看出，年龄这一因子于所有的因变量中都呈现出了显著差异性。
Table 12. Analysis of variance on the influence of age on job satisfaction
表12. 年龄对工作满意度影响的方差分析结果
4.3.3. 学历
在单因素方差分析中继续以工作满意度及其四大维度为因变量，而以学历变量为因子，分析结果如表13所示。从结果可以看出，学历变量在工作满意度及其四个维度中都呈现出显著差异性。
Table 13. Analysis of variance of educational background on job satisfaction
表13. 学历对工作满意度的方差分析结果
4.3.4. 管理职务与否
在单因素方差分析中继续以工作满意度及其四大维度为因变量，而以管理职务与否为因子，而所得分析结果如表14所示。从表14的结果可以非常明显地看到，管理职务与否这一因子在另一变量工作满意度中的工作直观感受、工作伙伴态度维度中呈现差异显著性，而在另外的组织对员工态度、工作与生活关系维度中未呈现出差异显著性。但在最终的工作满意度中又呈现出差异显著性。
Table 14. Analysis of variance of job satisfaction
表14. 职务对工作满意度的方差分析结果
4.4. 公共服务动机与工作满意度的相关性分析
本文以公共服务动机、公共服务动机四大维度、工作满意度为变量，在SPSS软件中选定双变量相关性分析，最终的结果如表15所示，结果非常地明显，工作满意度与公共服务动机中的参与政策制定的吸引力、对公共利益的认同、同情心四个维度的相关性得分分别是0.362、0.443、0.434、0.509，可以说明工作满意度与这四个维度均呈正向的相关性，同时，与公共服务动机的相关性得分为0.621，也呈现出正向的相关性。此外，所有变量均在0.01水平上显著性相关。
4.5. 公共服务动机与内外在满意度的相关性分析
为了深入了解公共服务动机与工作满意度的相关性，本文以公共服务动机与内、外在满意度为变量，继续进行双变量相关性分析，所得结果如表16所示。表中给出了精确的结论，公共服务动机与内在满意度、外在满意度的相关性得分分别是0.563、0.548，可以直接地说明公共服务动机与内在满意度与外在满意度均呈正向相关性，且其在0.01水平上显著性相关。
Table 16. The results of correlation analysis between public service motivation and internal and external satisfaction
表16. 公共服务动机与内外在满意度相关性分析结果
注：**在0.01级别(双尾)，相关性显著。
4.6. 公共服务动机与工作满意度的回归分析
前文对两变量进行了相关性的分析，得出两者关系的初步预测，为了进一步解释两者间相互依赖的定量关系，此环节将对工作满意度与公共服务动机的四大维度进行线性回归分析。在线性回归分析中以工作满意度为因变量，以公共服务动机的四大维度为自变量，采用输入的方法进行回归分析，研究表明：首先从表17可以看出，模型中调整后R²数值为0.380，即模型拟合度为0.38，说明了四大维度解释了38%的工作满意度的变化程度；其次从表18中明显看出，F值为23.25，与小于0.05的显著性同时说明了所做的整体回归模型的线性关系显著。在表19中，参与政策制定的吸引力维度中，未标准化系数B值为0.378，标准误差为0.239，标准化系数β为0.115，而t值为1.583，对应的显著性为0.116 > 0.05。因此可认定参与政策制定的吸引力对工作满意度没有显著预测作用。对公共利益的认同维度中，未标准化系数B值为0.773，标准误差为0.208，标准系数β为0.262，而t值为3.706，对应的显著性为0.000 < 0.05。因此可认定对公共利益的认同对工作满意度有显著预测作用。同情心维度中，未标准化系数B值为0.484，标准误差为0.200，标准系数β为0.183，而t值为2.426，对应的显著性为0.017 < 0.05。因此可认定同情心对工作满意度有显著预测作用。自我牺牲中，未标准化系数B值为0.853，标准误差为0.203，标准系数β为0.314，而t值为4.195，对应的显著性为0.000 < 0.05。因此可认定自我牺牲对工作满意度有显著预测作用。综上所述，工作满意度与对公共利益的认同、同情心、自我牺牲三个维度所构成的回归方程为：工作满意度 = 0.262 × 对公共利益的认同 + 0.183 × 同情心 + 0.314 × 自我牺牲 + 23.132。
Table 19. Regression analysis of public service motivation and job satisfaction
表19. 公共服务动机与工作满意度的回归分析结果
5. 研究结论与建议
5.1. 假设检验结果
如前所述，笔者通过差异性分析、相关性分析、回归分析对研究提出的假设做出了一一的检验，最终检验结果如表20所示。
H1中性别、管理职务与否与公共服务动机不存在显著差异性，年龄与学历则表现出显著差异性；H2中只有性别没有展现出显著差异性，其他属性均有显著差异性；H4、H5、H6、H7中四大维度在单纯的相关性分析中都与工作满意度表现出显著的正向相关性，但“参与政策制定的吸引力”维度在后续的回归分析中对工作满意度并未表现出显著的预测作用，故拒绝H4。
5.2. 研究结论
本文以重庆市部分公共部门员工为研究对象，选用文献分析法与实证研究法作为研究方法，并运用可靠性分析、因子分析、单因素方差分析、相关性分析与线新回归分析等分析方法，得出研究结论如下：经一定适应性改编后的佩里公共服务动机量表与同样经一定适应性改编后的斯佩克特工作满意度量表能较好地表现出个体的公共服务动机与其工作满意度，所得研究数据可有效地支撑本文的研究框架;个人的年龄与学历属性会对个人的公共服务动机及工作满意度产生较强的影响，性别属性并无明显影响，而管理职务与否对个人的工作满意度产生了较强影响。样本所表现的公共服务动机与工作满意度均较高，且在后续的数据分析中得到了个体的公共服务动机水平与其工作满意度有显著的相关性，即个体本身所固有的公共服务动机对后天形成的工作满意度有直接、显著的影响。
5.3. 实践建议
5.3.1. 公共部门员工选拔工作需严格有效
从前面的研究结论中可以看出，公共部门员工在工作期间的工作满意度很大程度上取决于其近乎“先天”的公共服务动机水平，这意味着原本公共精神强烈的人进入到公共部门工作后的工作满意度或说是工作态度也会比较积极向上。说明了具有较高公共精神水平的人将更有动力与激情投身到公共事务中去。但现行的公共部门选拔方法更多地考量的是应聘者的职业能力与行动力，没有做明显的公共精神的考核。以公务员考试为例，笔试与面试两个环节均未出现关于公共服务动机水平的考察项目。如此选拔的员工执行能力与行政能力可能会高于常人，但其公共服务动机与公共精神却不能得到保障。故应将公共服务动机纳入公共部门员工选拔考核指标之中。首先，如此做可以使公共部门员工队伍更加“纯洁化”，保障其公共服务精神有较高水平；其次，也能直接提高行政效率与办公效率，令服务型政府的建设更进一步。
5.3.2. 优化绩效考核以提高公共服务效率
公共服务动机与工作满意度呈显著相关性，将量化后的公共服务动机纳入绩效考核指标之内。第一，能有效地提高员工的工作满意度，优化考核指标；第二，绩效考核对员工行为有明显的导向作用，若考核偏于功利指标，则员工行为将偏向功利行为，故将服务型指标纳入考核之中，可使员工行政行为偏向于公共服务行为。
NOTES
1预测变量：(常量)，自我牺牲(A维度四)，对公共利益的认同(A维度二)，参与政策制定的吸引力(A维度一)，同情心(A维度三)。
2模型因变量：工作满意度；预测变量：(常量)，自我牺牲(A维度四)，对公共利益的认同(A维度二)，参与政策制定的吸引力(A维度一)，同情心(A维度三)。