1. 引言
乡土社会根植于土地、家族与习俗的深厚土壤中[1]，催生出不同于现代社会的独特环境与制度体系，是我国社会的重要组成部分。铸就乡土绩业，实现乡村振兴，关键在人。中共中央印发的《加快建设农业强国规划(2024~2035年)》强调：“深入推进抓党建促乡村全面振兴，建好建强农村基层党组织”。在政策引导效应以及自身职业发展诉求等多维驱动下，越来越多青年人才积极投身乡镇政府工作。目前，乡镇青年公务员已成为基层党组织新的“中坚”力量。本文的乡镇青年公务员是指在乡镇级政府部门工作，依法履行公职，纳入国家行政编制，由国家财政负担工资福利的35岁以下的工作人员。然而，由于乡土社会复杂的人际关系、巨大的工作压力，加之个体自身定位不清等因素，青年基层干部往往难以适应工作环境，甚至可能出现隐形流失现象。2025年中央一号文件提出“着力解决部分年轻干部在农村基层‘水土不服’问题”，凸显了这一议题的现实紧迫性。认同是个体作为群体成员所感受到的情感和价值[2]。在基层治理场域中，年轻干部对乡土社会及基层党组织产生的认同感，是其扎根基层、有效履职以及实现个人与乡土社会协同发展的重要心理基础。然而，既有研究多聚焦于晋升渠道、薪酬福利及考核培训等制度性因素[3]，在心理层面的探讨则主要关注工作压力、职业倦怠等消极影响[4]。即便涉及心理资源的积极效应，相关研究也大多以企业员工为样本，而公共管理领域，尤其是基层干部的心理认同研究较为匮乏。在此背景下，青年基层公务员的工作适应性是否受到地方认同与组织认同的积极影响仍有待验证。
地方认同在一定程度上反映了人与环境之间的心理联结，是个体对某一地方在心理情感层面上所产生的依恋感和归属感[5]。相关研究表明，地方认同能够激发自我认同和身份认同，培养乡土情怀和家国情怀，满足个体情感需求以适应农村社会[6]。近年推进乡村人才振兴战略为青年下乡提供了坚实的政策保障与资源供给，却忽视了通过提升地方认同把外部支持转化为扎根动力，进而激发年轻干部长期投身乡村治理的关键作用。组织认同更多体现人与制度之间的心理互动，反映了将组织融入到自我概念的程度，个体与组织在心理上是统一体[7]。在学术领域，研究证明，组织认同有利于增强员工对组织的归属感，提高员工的创新能力发展与工作绩效[8]。根据社会认同理论，个体会通过内化群体身份(如组织、国籍等)来定义自我，通过提高员工的组织认同感，可以将外部组织价值观转化为内部个人目标，进而激发符合组织需求的适应性行为[9]。既有研究多将组织认同作为一种简单的中介或调节变量[8]，对其作为基础性心理资源可为个体适应制度变迁提供的持续调适作用关注不足。
地方认同与组织认同作为个体与外部环境、制度的情感联结，反映了乡镇青年公务员对乡土情境和行政组织相对稳定的归属感知基础。然而，在复杂的工作情境下，基层干部面临着文化差异、角色冲突与条件艰苦等多重挑战，这种稳定的身份认同难以充分解释其适应过程的动态转化机制。基于积极组织行为学理论，心理资本作为一种动态可塑性的类状态积极心理能力，包含自我效能感、乐观、希望和韧性等维度，能够有效连接外部认同与内部适应行为[10]。自我决定理论提出，个体行为会受自主性、胜任感、归属感三大基本心理需求驱动——当地方认同(归属感)和组织认同(胜任感)作为外部资源满足这些需求时，会促进动机内化，进而发挥心理资本的能动作用[11] [12]。遵循资源保存理论的增益螺旋[13]，在乡土资源约束的条件下，心理资本作为可积累和转化的关键心理资源，能够促使认同感、支持感等外部资源转化为应对适应行为。拥有更高心理资本的员工更善于利用社会认同应对工作需求，进而增强工作适应性。实证研究证实，心理资本在个体认知与行为关系中具有显著中介效应[14]。基于上述理论，本研究以乡镇青年公务员为研究对象，整合工作要求–资源模型与社会认同理论，构建“认同(资源)–心理资本(转化机制)–适应(结果)”的中介模型，系统考察地方认同与组织认同是否以及如何通过心理资本影响其工作适应行为，为破解青年干部“水土不服”难题提供新的理论解释与政策启示。此外，本研究还将通过多群组分析进一步探究不同生源群体的异质性效应，以深化对青年干部“水土不服”问题的理解。
本研究将对现有文献做出两个方面的贡献：第一，突破单一情境限制，从环境与制度双重视角出发，检验地方认同与组织认同对乡镇青年公务员工作适应性的作用机制；第二，将心理资本引入乡土情境，突破传统静态视角，揭示其在外部认同与内部适应行为之间的动态中介效应。在实践层面，研究对象由传统的企业新员工或高校教师拓展至乡镇青年公务员，为破解基层干部流失难题、加强农村基层党组织建设提供新思路。
2. 文献回顾与研究假设
2.1. 地方认同与组织认同对工作适应性的影响
地方认同是指个人或群体通过与地方持续互动实现社会化的过程[15]，体现为个体将“地方”融入自我认知结构，并对所处环境形成稳定的心理归属[16]。随着理论发展，地方认同的内涵进一步拓展，不仅包含情感归属，还涵盖价值观和象征意义[17]，能够激发移民群体产生地域归属感和责任感，进而做出有利于地方发展的行为。在乡土治理语境下，相较于单纯依赖情感纽带“留住人”，更应通过强化地方认同，引导个体深入理解乡土社会的运行逻辑，并采取契合本土的工作方式。冷忠燕的研究表明，地方认同感的建构能够将内生性理念融入乡村成员的认知与行为，为公共服务的“内生性”供给提供可持续的保障[18]。工作适应性是指个体在动态复杂环境中有效响应工作需求的能力[19]。依据人–环境匹配理论，当工作环境能够满足员工的地方归属或身份需求时，其适应性会显著提高[20]。工作调整理论也强调[21]，个体在适应工作环境时，会主动寻求与归属感相关的需求满足，而环境则通过提供社区归属感、文化归属感等资源予以回应。实证研究表明，地方认同能够通过增强心理安全感与社会嵌入感，降低适应成本，从而提升工作适应性；同时，成功的工作适应又会进一步强化地方认同，形成双向促进的良性循环。在乡土情境中，乡镇青年公务员在职业初期通常具有一定的理想信念，地方文化也可能带来一定吸引力，这些因素有助于形成地方认同。基于工作要求–资源模型[13]，当年轻干部面临较高工作要求时，地方认同可能提供一定的心理支持，有助于缓解职业压力，从而对工作适应性产生积极影响。此外，对地方文化及价值观的认同可能激发个体投入额外努力(如学习方言、了解风俗等)，进而可能促进工作适应性的提升。然而，在复杂的乡土工作环境中，这种直接影响可能受到多种因素的调节，其作用路径和强度有待进一步验证。据此，提出如下假设：
H1a：地方认同水平对工作适应性有正向影响。
组织认同是指个体以组织成员的身份定义自己[22]，体现为个体组织成员对合作前所在组织的一致性感知和归属感[23]。很多研究表明，企业在对待新员工时会通过关心、鼓励、职业指导来提升他们对组织的适应速度[24]。组织认同理论强调，组织提供的情感支持有助于增进员工与组织之间的心理联结和依恋程度，提升其对组织的认同度，进而做出更有利于组织的行为[25]。基于社会认同理论，个体通过“组织成员身份”定义自我，对组织成员身份的认同感越强，越愿意调整自身行为以符合组织规范，从而提高工作适应效率[26]。在乡镇工作情境中，部分青年公务员将基层岗位视为服务民生、实现价值的重要平台，政策执行的可感知性可能增强其对“乡镇干部”身份的价值认同。此外，政府组织在信息公开、流程透明和绩效考评方面的高度可见性，有效降低了角色模糊和信息不对称，这些因素可能提升青年公务员的组织认同感。依据工作要求–资源模型[13]，当乡镇青年公务员面对高工作压力时，组织认同可借助价值观共鸣与角色内化等机制，为工作适应性提供支持。据此，提出如下假设：
H1b：组织认同水平对工作适应性有正向影响。
需要注意的是，尽管理论推导支持地方认同与组织认同对工作适应性的直接促进作用，但在实际乡土工作情境中，青年公务员面临的独特挑战和复杂因素可能使得这种直接效应的影响强度相对较弱。相反，认同感更可能通过影响个体的内在心理资源，进而间接作用于工作适应性。因此，在验证直接效应的同时，也有必要考察其中可能存在的间接作用路径。
2.2. 地方认同与组织认同的关系
关于地方认同与组织认同之间的关系，国内外研究成果较少，但有学者将二者视为工作认同的核心要素，并证实它们的互动对工作适应性、工作满意度及公共服务动机均有显著正向影响[27]。在乡土治理情境中，当公务员对所在乡村产生情感依恋，便会把乡村视为“延伸的自我”，进而将代表乡村治理权威的基层党组织视为维护乡村利益的关键代理人，通过身份融合强化组织认同；而当公务员高度内化组织“服务乡土、振兴乡村”的价值理念后，组织认同又会转化为角色外行为与情感投入，使其主动改善村容村貌、融洽乡邻关系，从而进一步加深地方认同。据此，提出如下假设：
H2：地方认同与组织认同相互产生正向影响。
2.3. 心理资本同地方认同、组织认同与工作适应性的影响
心理资本是指个体在成长和发展过程中表现出来的一种积极的心理状态和资源[28]，其形成与发展不仅受到个人内在因素影响，还取决于外部情境因素的动态塑造与调节。研究表明，当个体对一个地方产生强烈认同时，这种情感联结能够增强其对环境的熟悉度，降低情境不确定性，从而提升其应对挑战的信心[16]。此外，地方认同感较强的个体通常拥有更紧密的社交网络，这种社会支持系统能有效缓冲工作压力，进而增强心理韧性。具体而言，文彤的研究发现，小企业主通过强化“局内人”身份认同，能够提升社会的责任感和自我效能感，从而促进心理资本的发展[29]。刘卫梅进一步证实，地方认同可通过心理恢复这一机制持续增强个体的心理韧性[30]。在组织情境中，组织认同同样会对心理资本产生积极影响。Sabrina B的研究表明，组织认同能够激发组织的内在动力，使其在面对挑战时保持乐观心态[31]。任巧雁指出，当员工认同组织使命时，会产生更高的工作满意度和积极情绪，进而增强工作信心与希望感[32]。据此，提出如下假设：
H3a：地方认同对心理资本有正向影响；
H3b：组织认同对心理资本有正向影响。
心理资本作为一种可开发、具有内生性的个体资源，在特定情境下(如高压公共服务环境)，其对行为适应性的直接影响可能显著强于社会资本与人力资本[33]，并在调节积极心理状态、促进行为适应过程中发挥关键作用。既有实证研究证实，心理资本不仅对企业员工的工作绩效和工作满意度具有显著正向影响，还能有效缓解职业压力带来的负面效应[34]。基于资源保存理论的视角[12]，心理资本作为重要的个人资源，能够帮助个体在面对职业挑战时保持更好的适应状态。这一效应在公共部门同样得到验证：唐溢的研究表明，青年公务员的自信心、希望感和心理韧性等心理资本要素对其工作适应行为具有显著正向预测作用[35]；薛立强进一步发现，心理资本能够有效缓冲工作要求对公职人员适应性的消极影响[36]。在当前社会环境日趋复杂的背景下，乡镇青年公务员面临着更高的心理能力要求。依据工作要求–资源模型的理论框架[13]，具有较高心理资本的公务员能够凭借其乐观态度、抗压韧性等内在心理资源，有效缓解高强度工作要求对工作适应性的负面影响，进而促进工作适应水平的持续提升。据此，提出如下假设：
H4：心理资本水平对工作适应性有正向影响。
基于社会认同理论，个体通过识别其所属的社会群体，不仅确立社会身份认同，同时获得相应的情感归属和价值意义[37]。Jetten J等人在群体认同与心理资源的实验研究中发现，当个体对特定地域或组织形成强烈认同时，这种认同能够为其提供社会支持、归属感、效能感和意义感等多维度的心理资源[38]。资源保存理论为此提供了补充性解释框架，该理论认为个体倾向于积极获取、维持和保护其认为有价值的资源，并通过资源增益螺旋的动态机制实现资源的积累与再生[39]。具体而言，当乡镇青年公务员基于地方或组织认同获得充足的情感归属和社会支持等初始资源时，这些资源将促进其心理资本的积累(如增强自我效能感与心理韧性)，从而使其在高工作要求情境中更有效地保存既有资源并进行再投资。这一资源增益过程最终可以体现为个体工作适应水平的提升。基于上述理论分析，地方认同与组织认同通过强化自我效能感、心理韧性等核心心理资本要素，对个体的工作适应能力产生显著正向影响。据此，提出如下假设：
H5a：心理资本在地方认同与工作适应性之间起中介作用；
H5b：心理资本在组织认同与工作适应性之间起中介作用。
基于以上分析，本研究构建的研究模型如图1所示。
3. 研究设计与方法
3.1. 数据来源与样本特征
本研究以河南、天津等省市的乡镇青年公务员为调查对象，采用电子问卷与纸质问卷相结合的方式收集数据。为降低共同方法偏差的影响，采用时点分离法分两阶段进行数据采集：第一阶段(2025年6月)
Figure 1. Research model
图1. 研究模型
测量地方认同和组织认同变量，第二阶段(2025年8月)测量心理资本和工作适应性变量。研究共发放问卷525份，经严格筛选(剔除回答时间异常、选项高度一致及数据缺失的无效问卷)，最终获得有效问卷450份，有效回收率为85.71%。样本特征如下：男性198人，占44%，女性252人，占56%；年龄为25岁及以下74人，占16.44%，26~30岁213人，占47.33%，31~35岁163人，占36.22%；工龄为1年以下105人，占23.33%；1~5年205人，占45.54%；5年及以上140人，占31.10%；生源地为本地生源275人，占61.1%；外地生源人175，占38.9%。
3.2. 测量工具
本研究采用国内外成熟量表，并针对中国乡镇政府的情境对部分量表进行了局部修订。其中，地方认同量表、组织认同量表和工作适应性量表均采用Likert五点计分法(1 = 非常不符合，5 = 非常符合)；心理资本量表则采用Likert六点计分法(1 = 非常不符合，6 = 非常符合)，以更精准测量被试的心理状态。
3.2.1. 地方认同
采用lalli开发的地方认同量表[40]，包括外部评估、总体依恋、与个人过去的连续性、熟悉感、承诺五个维度，共20个题项。我国学者庄春萍已基于中国样本对该量表进行了跨文化验证，结果表明其同样适用于中国的社会文化背景。本研究使用芦慧翻译并修订的中文版本[41]，并结合实际研究情境对部分表述进行了调整(如将城市替换为本乡镇)，其余题项及结构保持不变。Cronbach’s Alph α = 0.912，χ2/df = 1.511，RMSEA = 0.034，NFI = 0.939，RFI = 0.928，CFI = 0.978，TLI = 0.974，GFI = 0.946。
3.2.2. 组织认同
采用Mael & Ashforth开发的单维度组织认同量表[42]，并使用沈伊默翻译–回译的中文版本[43]，共6个题项。结合实际情境将原量表中的“公司”统一替换为“组织”，其余题项及结构保持不变。Cronbach’s Alphα = 0.901，χ2/df = 4.361，RMSEA = 0.087，NFI = 0.975，RFI = 0.958，CFI = 0.980，TLI = 0.967，GFI = 0.969。
3.2.3. 心理资本
采用Luthans等开发[28]，并由李超平翻译的心理资本量表[44]，包括自我效能、希望、韧性、乐观四个维度，共24题。Cronbach’s Alphα = 0.920，χ2/df = 1.477，RMSEA = 0.033，NFI = 0.937，RFI = 0.930，CFI = 0.979，TLI = 0.978，GFI = 0.937。
3.2.4. 工作适应性
采用谭亚莉基于Ashford、Chan & Schmit及Morrison修订的工作适应性量表[45]，包括任务掌握、角色明晰、社会整合三个维度，共12题。结合乡镇政府情境，将原量表中的“组织”统一替换为“乡镇政府”，其余题项及结构保持不变。Cronbach’s Alphα = 0.867，χ2/df = 1.635，RMSEA = 0.038，NFI = 0.964，RFI = 0.954，CFI = 0.986，TLI = 0.982，GFI = 0.969。
3.3. 控制变量
将性别、年龄、工龄、生源地作为控制变量。其中，性别0代表男，1代表女；年龄1代表25岁及以下，2代表26~30岁，3代表31~35岁；工龄1代表1年以下，2代表1~5年，3代表5年及以上；生源地0代表本地生源，1代表外地生源。
3.4. 共同方法偏差检验
由于本研究数据来源于被试自我报告，可能存在共同方法偏差。为尽量控制该偏差，在对公务员进行调查时，主试强调了问卷的匿名性和保密性，说明数据仅用于科学研究，且答案无对错之分。同时，采用时点分离法分两个阶段进行问卷施测，每个阶段的题量限制在40题以内，以避免因题目过多导致被调查者注意力下降。
此外，采用Harman单因子检验法对共同方法偏差进行检验。结果表明，未经旋转得到13个特征根大于1的因子，其中第一个因子所解释的变异量为22.115% (<40%)。由此可见，共同方法偏差对本研究结果未产生严重干扰。
4. 实证结果分析
4.1. 描述性统计与相关性分析
各研究变量的均值、标准差以及相关系数的结果见表1。从潜变量之间的相关性来看，地方认同与工作适应性显著正相关(r = 0.334, P < 0.01)，组织认同与工作适应性显著正相关(r = 0.348, P < 0.01)，地方认同与心理资本显著正相关(r = 0.354, P < 0.01)，组织认同与心理资本显著正相关(r = 0.366, P < 0.01)，心理资本与工作适应性显著正相关(r = 0.525, P < 0.01)。
Table 1. Descriptive statistics and correlation coefficient matrix for each variable
表1. 各变量的描述性统计和相关系数矩阵
变量 |
M |
SD |
地方认同 |
组织认同 |
心理资本 |
工作适应性 |
地方认同 |
3.057 |
0.764 |
1 |
|
|
|
组织认同 |
3.021 |
1.071 |
0.051 |
1 |
|
|
心理资本 |
3.003 |
0.755 |
0.354** |
0.366** |
1 |
|
工作适应性 |
2.938 |
0.845 |
0.334** |
0.348** |
0.525** |
1 |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05。
4.2. 测量模型检验
在通过结构方程模型对提出的假设进行检验之前，使用验证性因子分析(CFA)来评估测量模型的建构效度与拟合度。主要拟合指标包括χ2/df = 1.278，RMSEA = 0.025，NFI = 0.856，RFI = 0.845，CFI = 0.964，TLI = 0.962，GFI = 0.865，各项指标均达到理想的拟合标准，表明该测量模型具有良好的结构效度。
收敛效度通过因子载荷、组合信度(CR)与平均方差萃取量(AVE)进行检验。所有测量题项的因子载荷介于0.585至0.872之间，均高于0.5的判别标准，表明各题项能有效反映其所属潜变量。各潜变量及其维度的组合信度(CR)介于0.680至0.938之间，均大于0.6的临界值；平均方差萃取量(AVE)介于0.416至0.715之间，其中部分潜变量的AVE值虽略低于0.5，但均高于0.4，且其对应的CR值均符合要求，表明测量模型具有良好的收敛效度。
区分效度通过比较各潜变量AVE的平方根与其相互之间的相关系数进行检验。地方认同、组织认同、心理资本与工作适应性四个潜变量的AVE平方根分别为0.692、0.781、0.667与0.645，均大于各变量与其他变量之间的相关系数，表明测量模型具有良好的区分效度。
4.3. 结构方程模型分析
4.3.1. 模型拟合度检验
运用AMOS24.0软件对结构方程模型的拟合度进行检验。由表2可知，各项拟合指标均达到可接受范围，说明该模型拟合度良好，与回收数据的匹配程度较高。
Table 2. Structural equation modeling fit indicators
表2. 结构方程模型拟合指标
拟合度指标 |
本模型拟合值 |
适配标准 |
绝对指数 |
CMIN/DF = 1.730 |
在1~5可接受 |
GFI = 0.947 |
0.5 < GFI < 1，越接近１越好 |
RMR = 0.049 |
RMR < 0.05，越接近０越好 |
RMSEA = 0.040 |
RMSEA < 0.05，越接近０越好 |
AGFI = 0.929 |
0.5 < AGFI < 1，越接近１越好 |
相对指数 |
NFI = 0.934 |
0.5 < NFI < 1，越接近１越好 |
RFI = 0.922 |
0.5 < RFI < 1，越接近１越好 |
IFI = 0.971 |
0.5 < IFI < 1，越接近１越好 |
CFI = 0.971 |
0.5 < CFI < 1，越接近１越好 |
TLI = 0.966 |
0.5 < TFI < 1，越接近１越好 |
4.3.2. 直接效应检验
为验证研究假设，本研究采用结构方程模型对变量间的直接路径进行检验。路径分析结果如图2与表3所示。
其中，组织认同的测量题项为：“当其他人批评我组织时，我感觉是一种人身侮辱”(OI1)，“我很想知道其他人是怎么看待我组织的”(OI2)，“当我谈起组织时，我通常说‘我们’而不是‘他们’”(OI3)，“组织的成功也是我个人的成功”(OI4)，“当他人赞扬我组织时，我感觉这也是对我个人的赞美”(OI5)，“如果有关媒体批评我组织，我将感到十分尴尬”(OI6)。
结果显示，地方认同与组织认同对工作适应性的标准化路径系数分别为0.157和0.156，表明两者对乡镇青年公务员的工作适应性均具有显著正向影响(P < 0.05)，假设H1a与H1b因此获得支持。地方认同与组织认同之间的相关系数为0.059 (P = 0.281)，说明二者之间的共变关系未通过显著性检验(P > 0.05)，假设H2未成立。此外，地方认同与组织认同对心理资本的标准化路径系数分别为0.458与0.421，表明两者对心理资本均具有显著正向影响(P < 0.01)，假设H3a和H3b得到验证。心理资本对工作适应性的标准化路径系数为0.615，说明心理资本对乡镇青年公务员工作适应性具有显著正向作用(P < 0.01)，假设H4成立。
Figure 2. Model path diagram
图2. 模型路径图
Table 3. Results of standardized path coefficients (factor loadings)
表3. 标准化路径系数(因子载荷)结果
路径 |
标准化系数 |
S.E. |
C.R |
P |
地方认同→工作适应性 |
0.157 |
0.054 |
2.366 |
* |
组织认同→工作适应性 |
0.156 |
0.037 |
2.551 |
* |
地方认同↔组织认同 |
0.059 |
0.043 |
1.079 |
0.281 |
地方认同→心理资本 |
0.458 |
0.049 |
7.831 |
*** |
组织认同→心理资本 |
0.421 |
0.034 |
7.788 |
*** |
心理资本→工作适应性 |
0.615 |
0.087 |
6.798 |
*** |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05。
4.4. 中介效应检验
为进一步检验心理资本在地方认同与工作适应性、组织认同与工作适应性之间的中介作用，本研究采用Bootstrap法进行检验，通过2000次重复抽样生成95%置信区间。表4显示，心理资本在地方认同与工作适应性之间的间接效应显著(效应值为0.282，95%置信区间[0.199, 0.387]不含0)，且地方认同对工作适应性的直接效应显著(效应值为0.157，95%置信区间[0.015, 0.295]不含0)，表明心理资本起部分中介作用，假设H5a得到验证。同时，心理资本在组织认同与工作适应性之间的间接效应显著(效应值为0.259，95%置信区间[0.184, 0.353]不含0)，且组织认同对工作适应性的直接效应显著(效应值为0.156，95%置信区间[0.027, 0.278]不含0)，说明心理资本在此路径也发挥部分中介作用，假设H5b得到验证。
Table 4. Bootstrap analysis of the mediating effect of psychological capital
表4. 心理资本的中介效应Bootstrap分析
路径 |
效应 |
标准化估计值 |
BootstrapSE |
95%置信区间 |
下限 |
上限 |
地方认同→心理资本→工作适应性 |
总效应 |
0.439 |
0.055 |
0.328 |
0.542 |
直接效应 |
0.157 |
0.072 |
0.015 |
0.295 |
间接效应 |
0.282 |
0.048 |
0.199 |
0.387 |
组织认同→心理资本→工作适应性 |
总效应 |
0.414 |
0.053 |
0.309 |
0.518 |
直接效应 |
0.156 |
0.064 |
0.027 |
0.278 |
间接效应 |
0.259 |
0.044 |
0.184 |
0.353 |
4.5. 多群组的结构方程检验
为探究本地与外地生源青年干部在作用路径上的差异，本研究以生源地为分组变量，进行多群组结构方程模型分析，检验模型路径系数的组间差异性。
路径系数比较结果如表5所示。在本地生源组中，地方认同对工作适应性具有显著正向影响(β = 0.23, P < 0.01)；而在外地生源组中，该路径系数较小且未达显著水平(β = 0.10, P > 0.05)。组织认同对工作适应性的影响在两组中均显著(本地组β = 0.17，P < 0.05；外地组β = 0.14, P < 0.05)。心理资本对工作适应性的影响在两组中均显著(本地组β = 0.57，P < 0.001；外地组β = 0.64, P < 0.001)。上述结果表明，地方认同对工作适应性的直接促进作用仅在本土生源公务员中显著，而对外地生源公务员则不显著。
Table 5. Multi-group analysis based on place of origin
表5. 基于生源地的多群组分析
路径 |
本地生源 |
外地生源 |
地方认同→工作适应性 |
0.23** |
0.10 |
组织认同→工作适应性 |
0.17* |
0.14* |
心理资本→工作适应性 |
0.57*** |
0.64*** |
注：***表示P < 0.001，**表示P < 0.01，*表示P < 0.05。
5. 结果讨论与建议
5.1. 研究结果讨论
本研究基于450份调研样本数据，运用结构方程模型实证验证了地方认同、组织认同、心理资本与工作适应性的作用关系，主要结论如下：
第一，乡镇青年公务员的地方认同与组织认同均对其工作适应性具有显著正向影响。表1结果显示，地方认同、组织认同与工作适应性之间存在显著正相关关系(P < 0.01)，结构方程模型检验结果也直接支持二者对工作适应性的积极促进作用。该结论与既有研究一致[6] [8]，进一步印证了地方认同与组织认同作为关键心理资源在工作适应中具有不可忽视的作用。本研究还突破了传统组织情境的限制，证明了心理认同机制在跨组织类型中的普遍有效性——不仅在企业、高校等组织中表现积极，在乡镇政府这类基层行政组织中也具有类似效应。表3结果显示，地方认同与组织认同对工作适应性的标准化路径系数分别为0.157和0.156，说明在乡镇青年公务员的工作适应过程中，地方认同与组织认同均具有一定影响，且地方认同的作用稍占优势。作为新入职的基层公务员，其与乡镇地方的接触和融入虽主要通过组织(乡镇党委政府)实现，但地方认同的构建同样不容忽视。在乡土情境中，文化隔阂与身份差异的逐步淡化、获得群众与同事的接纳以及形成地方归属感，都对工作适应具有重要影响。以往研究多从整体性职业认同或职业价值观出发，探讨其对工作绩效或留职意愿的影响[46]。本研究跳出宏观的职业认同框架，选取更贴近实际的地方认同与组织认同两个研究变量，精准把握了中国行政体制下青年干部既要融入组织体系、又要深入乡土社会的双重属性。这一变量的细化与引入不仅增强了研究的现实解释力，也从根本上为理解和解决青年公务员“水土不服”问题提供了更富针对性的路径分析。
第二，心理资本在地方认同、组织认同与工作适应性之间具有显著的中介效应。在公共行政领域，既有研究多将心理资本作为自变量，聚焦于其对公务员职业倦怠等问题的影响[47]。本研究基于社会认同理论与资源保存理论，将心理资本视为关键的中介机制，系统阐释了地方认同与组织认同通过心理资本影响工作适应性的内在作用路径。具体而言，乡镇青年公务员对地方和组织的认同作为一种基础性资源，能够转化为积极的心理资本，例如，这种认同可以增强其自我效能感以提升应对基层复杂问题的能力，也可以培养乐观心态以更积极地看待职业发展与环境挑战。这些积极的心理转化，最终将显著提升他们的工作适应能力。实证结果支持了心理资本的中介作用假设，并表明其间接效应显著高于直接效应(间接效应占比分别为64.23%，62.56%)，说明青年干部对乡镇及政府的认同更多是通过心理资本这一中介机制间接促进工作适应性的提升。与以往研究侧重于“公共服务动机”、“情绪衰竭”等中介变量不同[46]，本研究从积极的心理资本出发，为理解基层公务员适应行为提供了新的理论视角，也为政府实施心理赋能干预措施提供了实证依据。
第三，地方认同对工作适应性的影响存在生源组间差异。本地生源公务员对乡镇的情感归属源于长期生活积淀，能够直接转化为适应行为；而外地生源公务员的地方认同则需要通过心理资本(自我效能、希望、韧性等)的积累，才能间接促进工作适应。该发现为差异化干预建议提供了实证依据。
5.2. 研究建议
基于上述研究发现，本研究将地方认同与组织认同的培育嵌入到心理资本的各维度中，通过具体、可操作的措施激活青年干部的积极心理资源，从根本上破解“水土不服”难题。
第一，构建“双轨制师徒帮带”与渐进式任务清单，提升自我效能感。建议建立“业务导师+乡土导师”的双轨制帮带机制：业务导师由乡镇经验丰富的骨干担任，负责传授政策执行、矛盾调解等实操技能，通过由易到难的渐进式任务安排，帮助青年干部在完成具体工作中有序提升能力、积累成功经验，增强对组织角色的胜任感；乡土导师则聘请典范农户担任，引导干部深入田间地头，学习方言、识别作物、了解村史民情。当青年干部能够用方言与群众顺畅交流、准确识别本地农作物时，这种“在地性能力”的获得将极大增强其应对乡土环境的自我效能感，并在双重导师的带领下深化对地方与组织的情感认同。
第二，实施乡村振兴创新项目与可视化职业发展路径，培育希望感。为将青年干部的个人成长与乡村振兴紧密结合，建议设立“乡村振兴微心愿”创新项目基金。鼓励干部结合本地特色(如推广农产品、活化非遗、设计研学路线等)提出具体项目，经评审后给予小额资金支持，并赋予提案人参与项目协调的权利。这一过程不仅强化了干部的“主人翁”地位，更使其在创意转化为实际成果时，清晰感知“个人努力”与“乡村发展”之间的正向关系，从而对未来充满希望。同时，将此类项目纳入干部考核体系，与职务职级晋升挂钩，让青年公务员看到明确的成长路径，强化“只要扎根实干，就有发展前途”的希望感，进一步巩固地方与组织认同。
第三，推行“发现乡村之美”计划与积极心理引导，培养乐观心态。为帮助青年干部在城乡反差中保持积极心态，建议组织摄影、短视频比赛记录乡村四季，开设农耕文化体验课，挖掘本地传统手工艺和美食，引导干部发现自己工作地方的美好，变“被动吃苦”为“主动体验”。同时，定期开展心理疏导课程，引入积极心理学视角，邀请专家讲授积极心态的养成方法，在组织内部营造理解、支持、鼓励的氛围，帮助干部以更开放、更乐观的心态面对基层工作中的挑战。
第四，设立“容错清单”与多维组织支持系统，锻造韧性能力。建议完善《乡镇基层工作容错纠错正面清单》，明确在乡村振兴创新、应急处突等领域因先行先试出现的失误可予免责，为年轻干部提供“安全试错空间”，避免因一次失误而丧失信心。同时，构建多层次的组织支持网络：对内依托青年干部培训互助小组，定期开展经验分享与压力疏导活动，通过同事间的相互交流释放心理压力；对外落实探亲交通补贴、设立“家属开放日”等人文关怀措施，稳固后方支持体系。通过制度保障与情感关怀的双重支撑，共同增强干部的心理韧性，减轻基层工作中的孤独感，增进对组织的归属与情感依托。
此外，关注不同生源群体的差异化需求。建议针对不同生源背景的青年干部采取侧重点不同的支持策略：对于本地生源公务员，可进一步强化其与乡土社会的情感联结，鼓励其发挥“本土优势”，成为外地同事融入的桥梁；对于外地生源公务员，则应更加注重心理资本的培育，通过入职培训、互助小组等方式提升其自我效能感与心理韧性，帮助其跨越文化适应障碍。
5.3. 研究局限与展望
本研究仍存在以下不足与展望。第一，样本代表性与地域性存在一定局限。虽纳入河南、天津等多地乡镇青年公务员，但未全面涵盖不同地域及经济水平群体，且未系统控制学历、职级等人口学变量。未来可扩大样本范围，选取东中西部更多省份，并将相关变量纳入控制以增强普适性。第二，共同方法偏差问题仍需予以关注。虽采用时点分离法收集数据，但由于仍属于横断面调查，且所有数据均来源于同一受访群体，该方法偏差无法完全排除。建议后续研究采用纵向追踪或实验干预设计，以更准确揭示变量关系。第三，模型构建存在一定局限。本研究发现地方认同与组织认同之间的相互影响并未达到统计显著性水平，说明二者在乡土情境下可能存在更为复杂的独立作用机制，而非简单的双向促进关系。本研究尚未能深入挖掘影响这一关系的情境性因素(如地方政策支持力度、组织文化氛围等)，同时也未充分考察其他潜在中介变量的影响。未来研究可引入调节变量或开展多案例比较分析，以深入解析二者关系的情境依赖特性，并可进一步探索可能存在的中介机制，从而构建更为系统和完善的理论解释框架。第四，本研究通过多群组分析初步发现地方认同的作用在本地与外地生源间存在差异，但该分析仅为探索性检验，生源地并未作为核心变量纳入研究假设。未来研究可进一步将生源地作为调节变量，系统考察其对作用路径的调节效应，深入探究地方认同的形成机制。