1. 引言
“基层干部是加强基层基础工作的关键”。基层是指在组织中跟人民群众具有直接联系的工作人员，基层干部是指在政府机构或国家机关中层级较低的干部，他们是致力于国家基层的具有行政能力的公职人员 [1] [2] 。近年来，在基层干部队伍建设中出现了“为官不为”的现象，其是指我国公职人员在工作中出现了不作为、慢作为、乱作为的现象 [3] ，基层干部“为官不为”具体表现为基层干部在基层工作中存在不思进取、执行效率低下、工作懈怠、行为懒散等问题。由于工作压力、工作环境等原因，少数基层干部出现了“躺平心态”“佛系心态”等消极职业心态，导致基层工作中“不作为乱作为慢作为”现象逐渐严重，消极、懈怠的行为作风会对基层建设带来消极影响，不利于社会发展 [4] 。基层干部“为官不为”是基层治理中的消极现象，如果放任此问题肆意发展，那么其将会成为基层建设中的巨大阻碍 [5] 。因此，此研究将致力于基层干部担当行为的研究，并深入探究基层干部职业心态对其担当行为影响的内在作用机制，为基层干部担当行为的激励措施提供理论参考。
1.1. 担当行为与职业心态
敢担当、善作为是基层工作人员最基本的工作素养，也是新时代干部应具备的政治素质。基层干部的担当行为是指在面临风险和困难时，基层干部能够发挥自身的主体性，自觉承担自己的工作职责，直面风险，凌威不惧，为实现基层建设目标敢于担当与奋斗 [6] 。
职业是一种专业化和规范化的社会生存方式，是人们从事某种工作并以此作为社会支点来解决谋生等问题 [7] 。心态是一个心理学术语，指个体的心理状态，它是一种心理现象，是在特定时期内，心理活动所形成的比较稳定的特点。人们从事某种职业，必然会受到相关的职业约束并且承受相应的职场压力，职场心态能够有效调节人们对工作的态度，进而影响个体在职场中的行为。基层干部职业心态是指基层干部对自己的职业的看法，以及根据所从事的职业要求，所表现出来的心理态度和情感，主要包括职业认知、职业情感等 [8] 。
研究发现，干部的担当行为受到其职业心态、职业认同等个人因素的重要影响，担当行为与职业心态等因素有关 [9] 。急于求成的浮躁心态、不思进取的旁观者心态、事不关己的老好人心态等不良心态会阻碍干部的执行担当行为，不利于我国治理效能的提高 [10] ，消极懈怠、自我否定、疲惫挫败等不良职业心态更会阻碍了基层干部在工作中勇于担当，敢于突破的行为发展 [11] 。根据谭英俊等学者的实践调研结果表明基层干部在工作中的消极心态对其担当作为有重要影响 [12] 。因此，本研究认为基层干部的职业心态能够正向预测其担当行为。
1.2. 工作状态的中介作用
工作是指劳动者通过体力劳动或者脑力劳动将生产资料转化为生活资料，以满足生存和人类社会发展的需要。状态是人一系列态度、行为等综合外在表现，状态与包容、开放、消极、低沉等心理感受相关联 [13] 。基层干部工作状态是指基层干部在基层工作中所表现出来的对工作的态度、积极性、主动性、认真程度等，积极的工作状态包括认真仔细、任劳任怨等，消极的工作状态包括斤斤计较、磨洋工等 [14] 。
研究发现工作状态与担当行为之间存在显著的相关性，个体在工作中保持积极向上、充满活力与热情的状态会对其担当行为有促进作用 [15] 。有学者采用定量与定性相结合的方法对广西某县的实践调研结果表明，不能吃苦、浮躁倦怠等工作状态会影响基层干部的担当行为 [12] 。个体职业心态也与工作状态有关，针对护士群体的研究结果表明，心情低落、疲劳倦怠等消极职业心态会使护士出现手术状态不佳等消极工作状态 [16] 。针对基层干部的研究表明，由于工作压力等，基层干部形成的自我否定、自我怀疑等消极的职业心态会诱导出不良的工作状态，进而影响其担当行为，导致“为官不为”现象的发生。
综上，本研究拟探讨基层干部职业心态对担当行为的影响以及工作状态的中介作用。
2. 研究方法
2.1. 研究对象
采取随机取样的方法，对全国包括成都、济南、海口、呼和浩特、拉萨、乌鲁木齐、厦门、防城港、长沙、辽阳等在内的共计96座城市共393人进行问卷测量，收回有效问卷393份，有效回收率为100%。其中男性234人，女性159人，男女性别比约为1.5。所有受试均知情同意。
2.2. 研究工具
2.2.1. 职业心态问卷
职业心态量表包括职业认知、职业情感、职业行为倾向三个维度，共计14个题目。职业心态的Cronbach’s α系数是0.920。KMO值为0.921，巴特利特检验显著(p < 0.001)，说明该量表适合进行因子分析。经过主成分分析(PCA)，保留了14个项目，并形成了3个特征值大于1.0的因子，占总方差的67.599%，命名为职业情感、职业认知、职业行为倾向。验证性因子分析(CFA)结果显示，3个因子的结构信度(CR)分别为0.874、0.778、0.946，平均方差提取(AVE)分别为0.582、0.469、0.779，表明量表具有可接受的收敛效度。
2.2.2. 工作状态问卷
工作状态量表包括积极状态和消息状态两个维度，共计8个题目。对23、24、25、26题进行反向计分后，以被试对以上项目回答的平均得分为工作状态得分，得分越高，反映被试工作状态越良好。工作状态的Cronbach’s α系数是0.686。KMO值为0.816，巴特利特检验显著(p < 0.001)，说明该量表适合进行因子分析。经过主成分分析(PCA)，形成了2个特征值大于1.0的因子，占总方差的74.504%，命名为积极工作状态和消极工作状态。验证性因子分析(CFA)结果显示，2个因子的结构信度(CR)分别为0.933和0.906，平均方差提取(AVE)分别为0.776和0.708，表明量表具有可接受的收敛效度。
2.2.3. 担当行为问卷
测量担当行为的条目共计9个。以被试对以上项目回答的平均得分为担当行为得分，得分越高，反映被试越倾向于担当行为。担当行为的Cronbach’s α系数是0.944。KMO值为0.937，巴特利特检验显著(p < 0.001)，说明该量表适合进行因子分析。经过主成分分析(PCA)，在删除了45、46、47、51这4项后，形成了1个特征值大于1.0的因子，占总方差的71.187%。验证性因子分析(CFA)结果显示，2个因子的结构信度(CR)为0.937，平均方差提取(AVE)分别为0.624，表明量表具有可接受的收敛效度。
2.3. 施测过程与数据处理
此问卷通过问卷星链接的方式进行发放，以微信链接转发方式在目标群体较为集中的群里进行推广。在此研究的问卷星指导语部分指明“此研究是基层干部职业心态、工作状态调查研究，此研究的基层干部主要是指与广大人民群众紧密相联的，致力于国家基层建设的具有行政能力的公职人员”，在问卷的基本信息收集部分以“您是否为基层干部”“您的基层身份职级为：A.正处级；B.副处级；C.正科级；D.副科级；E.其他”等问题进行提问，最终收集总问卷534份，其中有效问卷有393份。对所收集的数据采用SPSS 26.0对数据进行相关分析、回归分析、中介效应检验。
3. 结果与分析
3.1. 共同方法偏差检验
为进一步提高科学严谨性，通过Harman单因素法进行共同方法偏差检验，其中特征值大于1的因子有6个，累计方差解释率为49.03%，特征值最大的因子解释率为38.80%，小于40%的临界标准，说明本研究不存在严重的共同方法偏差。
3.2. 描述性分析结果
Table 1. Analysis of demographic variables of research objects
表1. 研究对象的人口学变量分析
人口学变量的描述性分析结果表明，此次研究男性占59.5%，女性占40.5%；年龄在40岁及以下、41~50岁、51岁以上的基层干部分别占58.0%、38.9%、3.1%；职级在处级、科级、其他的基层干部分别占9.4%、48.6%、42.0%，见表1。
Table 2. Comparison of differences of occupational mentality, working status and responsibility behavior in gender variables (M ± SD)
表2. 职业心态、工作状态、担当行为在性别变量上的差异比较(M ± SD)
注：**p < 0.01，***p < 0.001。
Table 3. Comparison of occupational mentality, working status and responsibility behavior in age variables (M ± SD)
表3. 职业心态、工作状态、担当行为在年龄变量上的差异比较(M ± SD)
注：**p < 0.01，***p < 0.001。
Table 4. Comparison of differences of career mentality, working status and responsibility behavior in rank variables (M ± SD)
表4. 职业心态、工作状态、担当行为在职级变量上的差异比较(M ± SD)
注：**p < 0.01，***p < 0.001。
人口学变量的描述性分析结果表明，职业心态、工作状态、担当行为在性别变量上无显著差异，见表2；职业心态、工作状态、担当行为在年龄变量上无显著差异，见表3；职业心态、工作状态、担当行为在职级变量上无显著差异，见表4。
3.3. 相关分析结果
Table 5. Correlation between occupational mentality, working state and responsibility behavior
表5. 职业心态、工作状态与担当行为的相关关系
注：**P < 0.01。
使用SPSS26.0对各变量进行相关分析，结果表明基层干部职业心态与工作状态呈显著正相关(r = 0.519, p < 0.01)；基层干部职业心态与担当行为呈显著正相关(r = 0.799, p < 0.01)；基层干部工作状态与担当行为呈显著正相关(r = 0.531, p < 0.01)，见表5。
3.4. 中介效应检验结果
Table 6. Regression analysis of the relationship between variables in the mediation model
表6. 中介模型中各变量关系的回归分析
注：**p < 0.01，***p < 0.001。1) 模型中各变量均采用标准化后的变量带入回归方程。2) 模型1——职业心态预测担当行为；模型2——职业心态预测工作状态；模型3——职业心态和工作状态共同预测担当行为。
Table 7. Analysis of mediating effect of working state
表7. 工作状态的中介效应分析
注：**p < 0.01，***p < 0.001。
本研究采用PROCESS 4.2，在控制性别、年龄、职级的条件下，以职业心态为自变量，担当行为为因变量，工作状态为中介变量，纳入模型4对工作状态的中介效应进行检验。结果表明，职业心态可以直接显著正向预测担当行为(β = 0.769, p < 0.001)，职业心态可以正向预测工作状态(β = 0.5466, p < 0.001)。在加入工作状态这一中介变量后，职业心态对担当行为的正向预测作用依然显著(β = 0.6898, p < 0.001)，见表6。Bootstrap检验结果表明，工作状态在职业心态与担当行为之间的中介作用显著，中介效应值为0.0796，95% 置信区间为[0.0414, 0.1311]，中介效应占总效应(0.7965)的10%，见表7，其中介效应模型图见图1。
注：***p < 0.001。
Figure 1. Mediating effect model of working state
图1. 工作状态的中介效应模型
4. 讨论与结论
首先，本研究发现基层干部职业心态正向预测担当行为，即基层干部职业心态值越高，其担当行为值越高。心态即人的心理状态，其具有稳定性、基本性等特点，一个人的职业心态决定其在工作中的行为意向和状态，从而影响其在现实中的行为和作为 [5] 。研究表明，抱有随波逐流、中规中矩、安于现状等职业心态的基层干部在工作中容易缺乏主动性，使其担当意识下降，影响其担当行为 [17] 。
其次，此研究结果表明，基层干部职业心态正向显著预测其工作状态，不思进取，缺乏动力、消极懈怠的职业心态会影响基层干部的工作状态，导致基层干部在工作中缺乏职业兴趣，提不起精神，出现“推着干”“应付干”“为官不为”等现象 [18] 。
最后，本研究也探索了基层干部工作状态在基层干部职业心态对其担当行为的影响中的中介作用，结果发现基层干部职业心态不仅直接影响担当行为，还会通过影响其工作状态水平进而影响基层干部担当行为。基层干部在工作中由于压力巨大而形成自我怀疑与否定等消极的职业心态，导致其产生焦虑、烦躁等消极情绪，进而诱导出不良的工作状态，如缺乏工作热情、工作效率低下等 [19] 。基层干部对待工作消极懈怠、缺乏事业进取心、对人民群众漠不关心等消极工作状态导致懒惰散漫、不敢为、不愿为、不能为等“为官不为”现象的发生 [20] ，更是对基层干部的担当行为产生消极的影响。相反，通过加强基层干部的职业认知、职业情感、职业行为的认识、调整其职业心态，促进其在基层工作中的积极性，更有利于立法基层干部的担当行为。
综上，此研究可以获得以下结论：基层干部职业心态、工作状态和担当行为显著正相关，基层干部职业心态可以直接预测其担当行为，同时，工作状态在基层干部职业心态与担当行为间起部分中介作用。
5. 建议与展望
本研究运用问卷调查法对基层干部职业心态、工作状态与担当行为的关系进行了实证研究，此研究表明通过引导积极的职业心态可以调整基层干部的工作状态，进而对其担当行为产生重要影响，这对基层干部激励机制研究提供了参考。然而，此研究也存在一定的局限性，首先此研究是横断研究，无法探索三个变量间的因果关系；其次，研究的样本量相对较少，未来的研究可进一步扩大样本量；最后，自编问卷可进一步进行验证性因素分析，未来的研究可以在此问卷基础上再次施测，以验证其因子结构。
参考文献