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基层强则国家强，基层安则国家安。面对人民日益增长的美好生活需求，基层工作面临着前所未有的重任与压力，晋升机会的有限性和待遇的相对低下，对基层干部队伍的稳定性构成了挑战，同时也对新时代基层治理能力的提升和治理现代化的目标提出了更高要求。党的二十大报告指出，当前意识形态领域还存在许多问题，部分干部在实干能力、拼搏精神和担当作为等方面存在明显不足[1]。在公共场合谈及政府政策时，不少基层干部却避之不及，恪守“为官不言”的为官之道，导致了“群体失语”现象的蔓延。基层干部不愿说真话、不想说实话、不敢说心里话（刘昕，2019）。为此，要继续加强干部斗争精神和斗争技能的培养，努力提高敢于承担责任、敢于建言献策的素质。以推动基层干部更好地服务于人民，为实现国家治理体系和治理能力现代化贡献力量。

目前已有的研究可以充分证明员工的建言行为对于组织和个人都会产生积极的效应。从组织视角出发，建言行为不仅为组织带来了更为多元和深入的信息与视角（Vallerand R J et al.，2007），极大地丰富了组织的决策基础，更为组织制定精确且高效的决策策略提供了宝贵的参考（Morrison E W & Milliken F J，2000）。此外，建言行为还能激发组织内部的认知冲突，推动员工跳出固有思维框架，进行更为广泛和深入的思维发散，进而提升组织决策的整体质量（Hunton J E et al.，1998）。对于推动组织的创新和持续发展具有不可或缺的重要价值（段锦云，钟建安，2005）。从员工视角出发，恰当的建言行为能够产生一系列积极的影响。首先，这种行为可以正向影响上级对员工绩效评估的水平，增强员工在工作上的竞争力（Thompson J A，2005；Whiting S W et al.，2008）。其次，建言行为在组织中扮演着润滑剂的角色，它能够促进员工之间的交流与合作，营造出更加和谐的工作氛围。通过积极表达意见和建议，员工能够提升自己在团队中的影响力，改善与同事之间的关系，进而提高他们的社会地位（Weiss M & Morrison E W，2019）。然而，研究发现，尽管部分员工手中掌握着对于组织至关重要的信息和建议，他们却选择不在上级和同事间开诚布公地分享这些见解。这种沉默的态度往往成为组织发展与创新的绊脚石，对组织的整体进步产生不利影响（Milliken F J et al.，2003）。

近年来，建言行为的影响因素以及机制一直是组织行为领域讨论的热点议题，对影响因素的探究主要聚焦在三个方面，个体因素、组织因素和领导因素。现有研究表明，员工建言行为明显受个体主观因素的影响，性格外向积极的员工在组织中更容易发表自己的意见和看法，更可能产生建言行为（段锦云 等，2007；凌斌 等，2010）。野心家特质能够增强员工在多变环境中迅速反应和敏锐捕捉政治动态的能力。为了最大化利益，他们倾向于展现出更多的讨好行为和积极塑造个人形象的印象管理动机，这些动机最终体现在他们积极建言献策的行为上，以此展现他们的价值和影响力（关涛 等，2021）。此外，积极的情绪（傅强 等，2012）、员工责任感（黄攸立，张洁，2016）、内部人身份感知（李燕萍 等，2017）、心理安全感（章新晖，2022；Sangar R & Rangnekar S，2014），以及工作满意度（Song J et al.，2020）对员工的建言行为都有正向促进作用。工作激情结合了认知和情感的双重特征，承载着员工的情感和价值观，直观地反映了员工强烈的工作意愿。在解释员工建言行为方面具有显著的说服力（蒋昀洁 等，2017）。具有高度工作热情的人寻求满足他们对能力、自主性和关联性的基本心理需求，更倾向于展现出如建言献策、乐于助人等有益于组织发展的公民行为（陈璐 等，2021）。

总结国内外的相关研究可以发现，学者们对个体主观因素与员工的建言行为之间的关系进行了积极探索，已有研究证实了工作激情对组织公民行为具有显著影响（Astakhova M N，2015），但多数研究聚焦于私人部门，对公共部门的探讨相对较少。在公共部门中，由于等级结构清晰、决策权集中、规则严格，公务员的参与性和表达意愿可能受到一定限制（杨红明，廖建桥，2011）。因此，本文特别聚焦于基层干部团体，特别是乡镇政府部门的基层干部，旨在深入探究他们的工作激情与建言行为的实际状况。为了更全面地理解这一现象，我们引入了职业认同作为中介变量，并结合组织容错氛围这一重要的环境因素。通过这一研究，我们期望能够揭示基层干部建言行为的产生逻辑：即他们是如何将内心为组织建言献策的强烈愿望转化为具体的实际行动的？又是如何在拥有“愿意”的基础上，进一步“敢于”为组织提出宝贵的建议与意见的呢？

1 理论基础和研究假设

实践表明，建言献策并不总是被员工视为一种交换回馈。即便在提供宽松自主工作环境的背景下，许多员工仍然选择不表达他们的建议以回馈组织或单位（田在兰 等，2014）。针对这一问题，本文采用自我认知理论，试图从个人内在的认知过程入手，从自我认知的角度探究个体建言行为的个性动因。在自我认知理论的框架下，工作激情、职业认同和建言行为之间存在密切的联系。个体通过自我观察、自我评价和自我反思等过程形成对自己的清晰认知，这种认知有助于个体产生强烈的工作激情，并强化职业认同。同时，当个体对自己的能力、角色和责任有清晰的认识时，更有可能产生建言行为。

1.1 工作激情对建言行为的影响

工作激情是组织在培养员工时应当重点寻求发展的宝贵属性（Houlfort N & Vallerand R，2003）。具体而言，工作激情被视为一种工作态度，这种态度由情感和认知两个要素共同构成，体现了员工对工作的深厚感情和强烈投入。建言行为作为一种个体自发的亲社会行为，超出了常规角色的范畴，属于组织公民行为的重要维度（LePine J A & Van Dyne L，1998）。具体而言，基层干部的建言行为指他们为了改善其所在部门的整体功能和环境，以推动变革为目标，积极主动地提出新想法、新建议的行为。从自我认知理论出发，工作激情的情感因素表现为员工对工作的强烈喜爱和享受，这种喜爱使他们从工作中获得乐趣和满足感；其次，工作激情的认知因素则反映了工作对员工个人的感知重要性或意义，使得工作不再是简单的任务，而是成了他们自我价值实现的一部分（Cardon M S et al.，2009；Fugate M et al.，2004）。因此，一个对自己的工作满怀激情的人，不仅会由衷地热爱他的职业，还会深刻认识到这份工作对于他个人的重要性。他对组织的发展问题持有高度的关注度，并会自然而然地将组织的工作视为自己个人使命的一部分，全心全意地投入其中。根据自我认知理论，具有高工作激情的个体，更渴望通过工作上的成就得到认可，建言行为能够为组织发展建言献策，同时展示自我对组织的价值，因此拥有高工作激情的基层干部，愿意对组织积极建言的可能性越大。综上所述，本文提出以下假设：

H1：基层干部的工作激情对建言行为有正向显著影响。

1.2 职业认同的中介作用

Fugate指出职业认同可以理解为个体在职业维度上对自我身份的确认和识别（Fugate M et al.，2004）。公务员的职业认同既表现为一种稳定的状态，即公务员对自己职业的认知、体验和情感，又表现为一个动态的过程，即公务员努力形成一个相对连贯和独立的对自己职业的认知过程（陈文春 等，2019）。工作激情作为一种积极的心理状态，有利于转化为对外部信息的积极认知（Shraga O & Shirom A，2009）。当员工对工作充满激情时，一方面他们会更加深入地理解和探索自己的职业角色和职责，这种深度的职业理解会增强他们的职业认同感，使他们更加确信自己在组织中的价值和意义（许科 等，2013）。另一方面，能够激发员工对工作的持续投入和专注。他们愿意投入更多的时间和精力来提升自己的专业技能，为组织的发展贡献自己的力量，这种高度的自我投入也会进一步增强他们的职业认同感（陈新明，萧鸣政，2020）。职业认同感的提高会激发员工的建言动机。而已有的研究证明，职业认同有利于提升工作满意度，减少压力和获得积极的情绪体验（Guan Y et al.，2016；Wen Y et al.，2016），基层干部的职业认同感对工作投入存在显著正向影响（陈文春 等，2018）。因此，可以推测当员工认同自己的职业角色和职责，并确信自己在组织中的价值和意义时，他们会更愿意为组织的发展出谋划策，提出建设性的意见和建议。换言之，高职业认同的个体在组织中更容易以积极的态度主动思考问题，创新地解决工作困难，更愿意为组织的发展贡献想法和建议。对此，本文提出以下假设：

H2：职业认同在工作激情与基层干部建言行为之间起中介作用。

1.3 组织容错氛围的调节作用

在我国公共管理情境下，容错机制指的是公务员在工作过程中出现的失误或失败，在特定的条件下，经过严格的认定标准和规范的程序，被组织所包容和妥善处理。公务员的容错感知主要体现在他们如何感受到组织内部上级和同事在规范程序内对其工作差错的处理方式，即组织内部的容错氛围（张嘉韶，2023）。组织环境作为个体行为的重要影响因素，其容错氛围势必会对基层干部的行为产生显著影响。段锦云（2007）的研究已经证实了公平知觉对建言行为的正面作用，这表明一个积极的组织环境是促进员工积极行为的重要催化剂（段锦云 等，2007）。在具有良好组织容错氛围的组织中，差错被视为创新和改进的契机，而不是阻碍。这种氛围鼓励公务员敢于尝试、勇于担当，即使出现差错也能得到理解和支持。同时，组织容错氛围还促进了成员间关于差错知识的交流与学习，形成了开放、包容、协作的文化氛围（赵斌，徐璐，2018）。在这样的环境中，基层干部更有可能将高工作激情转化为缜密灵活的思维判断和积极的情绪能量（许科 等，2013），从而敢于表达自我，提出对组织发展的建设性意见和建议，进一步刺激建言行为的产生。因此，本文提出以下
假设：

H3：组织容错氛围在工作激情和基层干部的建言行为的关系之间发挥正向调节作用。

综上所述，本文的理论模型如图1所示。

图 1 理论框架图

Figure 1 Theoretical framework diagram

2 数据来源和研究方法

2.1 数据来源

本研究选用多阶段分层抽样方法，在江西省南昌市和九江市随机选取4个区县，每个区县抽取3个乡镇作为被试，正式调研工作于2022年8～9月进行。调查对象包括街道社区干部、服务大厅工作者、行政执法员等不同乡镇政府部门的基层干部。为了增加数据获取的便利性，采取两种方式发放问卷：一方面是向随机抽取的12个乡镇发放纸质问卷；另一方面是通过微信、QQ等社交软件将电子问卷发放给南昌市省委党校人员以及驻村第一书记填写。收集到的问卷共490份，剔除缺失值、回答一致、填写时间短的问卷后，共获得有效问卷454份，有效回收率为92.3%，其中纸质问卷298份，电子问卷156份。

2.2 变量设定

本研究所有变量均采用成熟量表测量，如表1所示。根据预调查中，基层干部反映的问题及相关维度信效度的检验结果，删减了部分测量题项，并结合中国情境，将题项的文字表述做了系统修正。所用量表均选用李克特量表，每个题项都赋有“非常符合”“符合”“一般”“不符合”“非常不符合”五个选项，分别记为5、4、3、2、1。

表 1 变量测量情况表

Table 1 Variables

维度	赋值	均值	标准差
自变量
工作激情	我的生活满足感大部分来自努力工作	3.63	0.94
	我热爱努力工作	3.91	0.82
	离开后我期待能重返工作岗位	3.57	0.88
	我热爱努力工作，所以获得了很多	3.60	0.85
	当我没有努力工作时，希望自己能工作更努力一些	3.82	0.83
因变量
建言行为	就单位中可能出现的问题，我会思考并提出自己的建议	3.75	0.73
	我会积极提出有利于单位的新方案	3.68	0.77
	我会积极提出改善单位工作程序的建议	3.67	0.78
	我会主动提出帮助单位达成目标的建设性的建议	3.65	0.79
	我会积极提出改善单位运作的建设性意见	3.61	0.81
	我会劝阻单位内其他员工影响工作效率的不良行为	3.62	0.82
	就可能会造成单位损失的严重问题，我会实话实说，即使其他人有不同意见	3.70	0.77
	我敢于对单位中影响工作效率的现象发表意见，不怕使人难堪	3.50	0.84
	我敢于指出单位内出现的问题，不怕得罪人	3.58	2.00
	我积极向单位领导反映工作中出现的不协调的问题	3.60	0.82
中介变量
职业认同	谈论我的职业时，我通常说“我们”而不是“他们”	4.25	0.92
	乡镇干部这种职业的成功就是我的成功	3.85	1.06
	我很在意别人对我职业的看法	3.55	1.12
	别人称赞我的职业时，感觉就是称赞我	3.72	1.14
	如果媒体批评我的职业，我会感到尴尬	3.70	1.14
调节变量
组织容错氛围	我的上级不会一味追究员工在工作中不可避免的错误	3.52	0.85
	我的上级允许我为实现某些重要的工作目标冒犯错的风险	3.13	0.98
	我的上级不会轻易因为我在工作上的错误而惩罚我	3.36	0.92
	我身边的同事不会因为我在工作上犯错而回避我	3.49	0.86
	当我在工作上犯了错时，我的同事会向我提供帮助	3.68	0.81
	单位里，工作上犯的错在同事之间是可以公开探讨和沟通的	3.55	0.87
	为了把工作做得更好，我和同事都不介意在过程中犯一些小错误	3.33	0.92
	单位有明确的制度包容员工在工作上犯的某些错误	3.06	0.98
	单位的容错制度能有效鼓励我在工作中大胆尝试而不用担心犯错	3.18	0.94
	我会因为制度上的压力而害怕在工作中犯错	3.35	0.91
	社会公众对公职人员犯错秉持宽容和谅解的态度	2.96	1.00
	我不会因为在工作中犯错而受到社会公众的指责	3.13	0.91
	社会公众能够理性看待和评判公职人员犯错	3.05	0.96
	我不会因为社会舆论的压力而害怕在工作中犯错	3.23	0.92

（1）解释变量

工作激情采用瓦勒兰德（Vallerand）和霍尔福特（Houlfort）编制的工作激情量表（Houlfort N & Vallerand R，2003），包括5个题项，如“我的生活满足感大部分来自努力工作”“离开后我期待能重返工作岗位”“我热爱努力工作”等。Cronbachα系数为0.889，KMO值为0.872，表明数据的内在一致性较高。

（2）被解释变量

建言行为使用的量表是梁建（Liang）编写的员工建言行为量表（陈文春 等，2019）。结合中国基层干部的工作特性，选用10个测量题项，如“就单位中可能出现的问题，我会思考并提出自己的建议”“我会积极提出有利于单位的新方案”“我会积极提出改善单位工作程序的建议”等。Cronbachα系数为0.965，KMO值为0.948，表征出数据可信度高。

（3）中介变量

职业认同使用的量表是亚当斯（Adams）等根据组织环境特征，基于Brown等测量群众认同的量表（Brown R，2000）。改编出来的，结合基层干部工作特性，选用5个测量题项，如“乡镇干部这种职业的成功就是我的”“我很在意别人对我职业的看法”等。Cronbachα系数为0.808，KMO值为0.789，反映数据具有较好的稳定性。

（4）调节变量

组织容错氛围使用的量表是刘倩等基于中国公共部门开发的14题项的组织容错氛围量表（刘倩，李志，2021）。共14个测量题项，如“我的上级不会一味追究员工在工作中不可避免的错误”“我的上级允许我为实现某些重要的工作目标冒犯错的风险”“我的上级不会轻易因为我在工作上的错误而惩罚我”等。Cronbachα系数为0.928，KMO值为0.907，表明数据可靠性
较高。

（5）控制变量

控制变量包括性别、年龄、受教育程度、编制类型、政治面貌、工作年限、职务、职级、工资水平。控制变量样本描述性统计结果如表2所示，在调查的乡镇中，男性占63.9%，而女性仅占36.1%，男性大约是女性的2倍，反映基层干部男女比例不协调的现实问题。年龄在35岁及以下占比为41%，在36岁及以上的占59%，表明基层干部年龄结构有轻微的老龄化特征。学历在大专及以上的基层干部占88.1%，说明基层干部的文化素养相对较高。工资在3000及以下的占36.1%，5001元及以上的占18.1%，表明现阶段基层干部工资收入普遍较低的
事实。

表 2 样本描述性统计

Table 2 Descriptive statistics

名称	类别	数量	百分比	名称	类别	数量	百分比
性别	男	290	63.9%	工作年限	5年及以下	100	22.0%
	女	164	36.1%		6～10年	72	15.9%
年龄	25岁及以下	35	7.7%		11～15年	55	12.1%
	26～35岁	151	33.3%		16年及以上	227	50.0%
	36～45岁	107	23.6%	职务	无职务	233	51.3%
	46～55岁	128	28.2%		非领导职务	144	31.7%
	56岁及以上	33	7.3%		领导职务	76	16.7%
受教育程度	高中及以下	54	11.9%	职级	无职级	223	49.1%
	大专	168	37.0%		股级	45	9.9%
	本科	205	45.2%		科员	63	13.9%
	硕士	27	5.9%		副科级	89	19.6%
	博士	0	0%		正科级	30	6.6%
编制类型	公务员编制	149	32.8%		副县处级	2	0.4%
	事业编制	194	42.7%		正县处级	1	0.2%
	人事代理	111	24.4%	工资水平	3000元及以下	164	36.1%
政治面貌	中共党员	330	72.7%		3001～5000元	208	45.8%
	非中共党员	124	27.3%		5001元及以上	82	18.1%

2.3 模型设计

2.3.1 基准模型

OLS回归是一种用于确定一个或多个自变量与因变量之间数量关系的统计方法，它通过最小化每个观测值与回归直线或曲面之间的残差平方和来拟合模型。本文的因变量为建言行为，自变量为工作激情。本文将采用普通最小二乘法检验工作激情与基层干部建言行为的线性关系。按照图1的主效应分析框架建立以下
方程：

 （1）

（1）式为基层干部建言行为方程，Y代表基层干部建言行为，是核心被解释变量，Hs包括影响基层干部建言行为的控制变量。其中，Y为因变量，X1、X2……Xn是自变量，ε为随机误差项，β1、β2、βs……βn为回归系数，β0为常数项，HS是控制变量。

2.3.2 中介效应模型

本文采用Sobel法来检验职业认同在工作激情与建言行为之间的中介效应，在中介效应分析中，我们试图理解自变量（工作激情）如何通过中介变量（职业认同）影响因变量（工作激情）。Sobel法通过计算中介变量的间接效应及其标准误来评估中介效应的显
著性。

中介效应的标准误：计算公式为

 （2）

（2）式为职业认同中介效应方程，其中和分别是和的标准差。Sobel统计量计算公式为 indirect effect / SE_indirect effect，即中介效应除以其标准差。这个统计量可以用来进行假设检验，判断中介效应是否显著。

2.3.3 调节效应模型

为检验组织容错氛围在工作激情与建言行为之间的调节作用，本文采用交互项模型引入到OLS回归方程来检验调节效应，计算公式如下：

 （3）

（3）式为组织容错氛围调节效应方程，其中X为自变量工作激情，Y为因变量建言行为，M为调节变量，ε为随机误差项，β1、β2、βs为回归系数，β0为常数项，HS是控制变量，β3衡量了调节效应的大小。

3 实证分析

3.1 相关性分析

如表3所示工作激情与基层干部建言行为相关系数为0.561，基层干部工作激情与职业认同相关系数为0.434，职业认同与基层干部建言行为相关系数为0.361，均通过了1%的显著水平检验。工作激情、职业认同、组织容错氛围和建言行为之间均存在显著正相关关系。表明数据初步支持了本文基本假设，并具备条件进行中介效应和调节效应的分析。

表 3 均值、标准差与相关系数矩阵（N=454）

Table 3 Mean, standard deviation and correlation coefficient matrix (N=454)

	均值	标准差	工作激情	职业认同	建言行为	组织容错氛围
工作激情	3.704	0.718	1
职业认同	3.816	0.811	0.434***	1
建言行为	3.622	0.696	0.561***	0.361***	1
组织容错氛围	3.294	0.656	0.345***	0.171***	0.484***	1

注：***、**、*分别表示各变量在1%、5%、10%的水平上显著。

3.2 基准回归和稳健性检验

（1）基准回归

如表4所示的是基准回归结果。结果显示，工作激情的系数在1%的统计水平上显著为正，系数是0.4668，说明每增加1%工作激情，职业认同会增加0.4668，假设H1得到验证。即工作激情对基层干部的职业认同具有显著正向影响，而职业认同对基层干部的建言行为具有显著的正向影响，系数为0.2763。因此职业认同在工作激情和建言行为之间起着显著的中介作用，假设2初步得到支持。

表 4 基准回归结果

Table 4 The regression results

变量名	职业认同	建言行为
工作激情	0.4668***
	［9.55］
职业认同		0.2763***
		［7.21］
性别	-0.1397**	-0.0536
	［-1.99］	［-0.68］
年龄	0.074	-0.0701
	［0.83］	［-0.69］
受教育水平	-0.0482	0.0102
	［-0.91］	［0.17］
编制类型	0.0237	0.0886*
	［0.58］	［1.90］
工作年限	-0.0281	0.1548
	［-0.25］	［1.22］
工资	0.0049	0.0942
	［0.09］	［1.57］
政治面貌	-0.0942	-0.0542
	［-1.21］	［-0.62］
职级	0.0177	-0.1786*
	［0.21］	［-1.89］
职务	-0.0138	0.2878*
	［-0.10］	［1.78］
常数项	2.7630***	1.6620***
	［8.64］	［4.39］
样本量	454	454
R2	0.169	0.219

注：1.***、**、*分别表示各变量在1%、5%、10%的水平上显著；2．括号内为标准误差。

（2）稳健性检验

为了进一步证实上述分析结果，本文通过拆分样本与替换变量进行稳健性检验。首先，将样本中的男性样本和女性样本拆分，分别进行基准回归。其次，用“我热爱努力工作”题项替换自变量工作激情再次进行基准回归，结果如表5所示。

表 5 稳健性检验

Table 5 Results of the robustness test

	（1）拆分样本				（2）替换变量
	男性		女性		职业认同	建言行为
变量	职业认同	建言行为	职业认同	建言行为
工作激情	0.5225***		0.3670***		0.3840***
	［8.77］		［4.17］		［8.77］
职业认同		0.2989***		0.2129***		0.2754***
		［6.36］		［3.18］		［7.13］
控制变量	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制	已控制
常数项	2.4908***	1.4080***	3.1770***	1.9378***	2.0027***	2.7935***
	［6.78］	［3.21］	［5.88］	［2.92］	［5.39］	［8.66］
样本量	290	290	164	164	454	454
R2	0.180	0.266	0.127	0.150	0.198	0.168

注：1.***、**、*分别表示各变量在1%、5%、10%的水平上显著；2．括号内为标准误差。

如表5所示，无论是拆分样本还是替换变量，得到的结果与表4中结果基本一致，变量的显著性和系数符号未发生改变。“工作激情—职业认同—建言行为”的作用路径依然存在，说明本文的回归结果是可靠和稳健的。

3.3 机制检验

（1）职业认同的中介效应

本文采用Sobel和Bootstrap法检验职业认同的中介效应。中介路径的效应值和中介效果量如表6所示。从工作激情到建言行为的直接效应是0.478，因此工作激情对建言行为有着显著正向影响，假设H1再次得到支持。由于直接效应仍然显著，职业认同在工作激情和建言行为之间起到部分中介的作用。职业认同间接效应的
Z值=2.63>1.96，表明间接效应显著，职业认同的中介效应存在，故假设H2再次得到验证。

表 6 职业认同中介效应检验结果

Table 6 Results of the test on the mediating effect of professional identity

	系数	标准误	z	p>z	95%的置信区间
					下限	上限
间接效应	0.047	0.018	2.63	0.009	0.002	0.092
直接效应	0.479	0.042	11.45	0.000	0.366	0.592

（2）组织容错氛围的调节效应

许多学者研究发现组织环境对员工的行为表现出了明显的调节效应（赵斌，徐璐，2018；顾远东，彭纪生，2010；赵书松，罗文华，2022）。就基层干部的建言行为而言，在良好的组织容错氛围驱动下，工作激情有利于转化为积极正向的情绪能量，进而对基层干部的建言行为产生正向影响。本文以组织容错氛围来测度组织环境，引入了工作激情与组织容错氛围的交互项。

表 7 组织容错氛围调节效应检验结果

Table 7 The moderating effect of organizational error tolerance climate

变量	建言行为
	无交互项	有交互项	中心化处理
工作激情	0.417***	0.690***	0.415***
	［10.914］	［4.543］	［10.889］
组织容错氛围	0.335***	0.672***	0.363***
	［8.107］	［3.606］	［8.266］
工作激情*组织容错氛围		0.083*	0.083*
		［1.856］	［1.856］
常数项	0.8687***	0.249	0.768**
	［2.94］	［0.371］	［2.561］
样本量	452	452	452
R2	0.432	0.437	0.437

注：1.***、**、*分别表示各变量在1%、5%、10%的水平上显著；2．括号内为标准误差。

通过分层回归的方法验证组织容错氛围的调节效应。各变量在进入回归方程之前进行标准化处理。以工作激情为自变量，建言行为为因变量，逐次代入方程进行检验。结果发现，组织容错氛围的调节作用在工作激情与建言行为之间显著，如表7所示。假设H3得到数据支持。为了降低交互项与自变量和调节变量之间的相关，采用中心化处理方式，结果显示组织容错氛围的调节作用依然显著。

图 2 组织容错氛围的调节作用

Table 2 The moderating effect of organizational error tolerance climate

为了进一步验证组织容错氛围的调节作用，探究在高组织容错氛围和低组织容错氛围下，工作激情对建言行为的影响，绘制的调节效应分析图如图2所示。斜率越大表明回归系数越大，意味着与低组织容错氛围相比，在高组织容错氛围情境下，工作激情对基层干部建言行为的正向影响更强。因此组织容错氛围对工作激情与建言行为的关系具有显著的正向调节作用，即组织容错氛围强化了工作激情对基层干部建言行为的影响。再次验证了假设H3。

3.4 异质性分析

在现代社会的快速发展中，政党活动与之紧密交织。政党不仅扮演着“反映社会”的角色，积极表达各种利益诉求，同时也具备“塑造社会”的能动性，主动聚合力量以推动社会变革（王文彬，曹洋，2023）。政党的身份被视作一种宝贵的政治资本，这种身份往往对个体的行为模式产生显著影响。据研究揭示，对党的忠诚对公职人员的建言行为具有显著的正向推动作用。这种忠诚不仅是党员及公职人员内心的自觉，更是他们行为准则的重要体现（张书维 等，2019）。尤其是那些具备中共党员身份的基层干部，他们通常表现出更为坚定的政治信仰。在中国传统文化中，“谏”即建言行为，与信仰之间存在着深厚的心理联系。因此，本文推测党员身份使得他们的工作激情更容易转化为对组织建设与发展提出的宝贵意见和建议。根据这种政治资本差异，将基层干部分为不同组别进行回归，我们选取了政治面貌作为衡量指标。分为中共党员和非中共党员两组分别回归，得到的结果如表8
所示。

表 8 不同政治面貌的估计结果

Table 8 Estimation results for different political affiliations

	非中共党员		中共党员
变量	职业认同	建言行为	职业认同	建言行为
工作激情	0.2599**		0.5384***
	［2.33］		［9.93］
职业认同		0.1590**		0.3233***
		［2.13］		［7.21］
工作激情*组织容错氛围		0.9680***		0.1917
		［5.96］		［0.54］
控制变量	已控制	已控制	已控制	已控制
常数项	2.6768***	1.8684**	2.4780***	1.6887***
	［4.80］	［2.50］	［6.79］	［4.16］
样本量	124	124	330	330
R2	0.104	0.106	0.196	0.277

注：1.***、**、*分别表示各变量在1%、5%、10%的水平上显著；2．括号内为标准误差。

通过表8可以看到，无论是中共党员还是非中共党员，工作激情和职业认同均显著影响其建言行为，且系数为正。但组织容错氛围显著强化了中共党员的工作激情对建言行为的影响，而对非中共党员并无调节作用。对中共党员而言，工作激情和职业认同的系数分别为0.5384和0.3233，均大于非中共党员，且组织容错氛围的调节作用仅在中共党员群体中显著，对于非中共党员不显著。表明政治面貌在一定程度上会影响基层干部的建言行为，验证了以上猜想。

4 结论与建议

4.1 结论

基于454份乡镇政府部门的基层干部工作调查问卷，采用基准回归、中介效应模型和调节效应模型和异质性分析等研究方法，实证分析工作激情对基层干部建言行为的影响，得出以下结论。

（1）工作激情对基层干部的建言行为具有显著且积极的正向预测作用。这一结果与前人关于组织氛围与员工组织行为的研究结论（陈璐 等，2021；田在兰 等，2014；许科 等，2013）是一致的。拥有积极情绪的基层干部，他们的认知和思维会更为开阔，展现出更强的创新性和灵活性。在面对工作中的问题时，他们会更加积极主动地寻找解决方案和策略。

（2）职业认同对基层干部的建言行为具有显著的正向影响，并在工作激情与建言行为之间扮演着中介角色。实证分析揭示，拥有高工作激情的公务员倾向于积极提出与工作相关的各种创新想法，他们对工作的重要性有着强烈的认知，他们会更加深入地理解和探索自己的职业角色和职责。这种深度的职业理解会增强他们的职业认同感，激发建言动机。

（3）组织容错氛围对工作激情和基层干部的建言行为之间的关系发挥正向调节作用。这一结果与以往有关组织氛围与员工组织行为的研究结论是一致的，表明组织容错氛围的确与基层干部的建言行为紧密相关，是能够激发建言行为的重要环境因素。在一个鼓励创新和接受失败的组织中，组织容错氛围可以为基层干部提供安全感和支持，个体会有更多的勇气去尝试新的方法、挑战传统的做法，甚至冒险追求创新。

（4）中共党员的身份显著强化了工作激情对基层干部建言行为的影响力，且易受到组织容错氛围的影响。中共党员的身份不仅意味着一种政治归属，更赋予了公职人员更高的自觉性和自愿性。具有中共党员身份的基层公职人员，在信仰上坚守着对中国共产党的绝对忠诚。这种信仰的忠诚进一步促进了他们在行为上的忠诚，与非党员相比，中共党员更能将工作激情转化为实际的工作动力，更倾向于为组织的发展积极建言献策。这种积极态度不仅体现了他们作为共产党员的责任和担当，也展现了他们对党忠诚、对人民负责的职业精神。

4.2 建议

根据实证分析与研究结论发现，基层干部的建言行为会受到工作激情、职业认同和组织容错氛围的影响，因此对于如何激发基层干部的担当建言行为，本文提出以下建议。

（1）完善干部激励机制，激发基层干部的工作激情

建立合理的薪酬制度，确保基层乡镇干部的薪酬水平与其工作付出相匹配，体现公平性和竞争性；建立科学的绩效考核体系，对干部的工作表现进行客观评价，并将考核结果作为晋升、奖励的重要依据；为基层干部提供广阔的晋升空间和机会，激发其积极向上的动力。除了必要的物质激励外，更应注重人文关怀和价值鼓励，以激发基层干部的工作激情。通过内在激励，我们期望基层干部能够真正从内心深处发出有益于公共部门的建言行为，共同推动社会的进步与发展。

（2）提供工作发展机会，增强职业认同感和归属感

宣传乡镇工作的重要性，通过各种渠道宣传乡镇工作的重要性和价值，增强基层干部的职业认同感和荣誉感；树立先进典型，表彰和宣传在工作中表现突出的基层干部，树立先进典型，激发其他干部的工作激情；提供良好的工作设施，确保基层乡镇干部拥有必要的工作设备和资源，如电脑、网络、交通工具等，以提高工作效率；根据干部的实际情况和能力，合理安排工作任务，避免过度压力和负担。

（3）优化组织工作环境，营造基层良好的组织容错氛围

从积极、包容的角度看待差错，鼓励基层干部以开放的心态面对工作中的不足和失误。并鼓励基层干部主动汇报差错，积极参与差错的根本原因探讨，而不是简单追究责任。促进基层单位之间关于差错的相互交流与学习，进而提升基层干部应对差错的能力和信心。通过营造良好的组织容错氛围，我们可以让基层干部在更加宽松、开放的环境中工作，减少因害怕犯错而产生的顾虑和压力，从而激发他们的担当精神和建言行为。

参考文献

[1] 习近平. (2022, October 26). 高举中国特色社会主义伟大旗帜为全面建设社会主义现代化国家而团结奋斗. 人民日报.

[2] 刘昕. (2019). 如何看待基层干部的沉默慎言——组织内部和外部沉默的双重视角. 人民论坛, (15), 32-35.

[3] Vallerand, R. J., Salvy, S. J., Mageau, G. A., et al. (2007). On the role of passion in performance. Journal of Personality, 75(3), 505-534.

[4] Morrison, E. W., & Milliken, F. J. (2000). Organizational silence: A barrier to change and development in a pluralistic world. Academy of Management Review, 25(4), 706-725.

[5] Hunton, J. E., Hall, T. W., & Price, K. H. (1998). The value of voice in participative decision making. Journal of Applied Psychology, 83(5), 788-797.

[6] 段锦云, 钟建安. (2005). 组织中的进谏行为. 心理科学, (1), 69-71.

[7] Thompson, J. A. (2005). Proactive personality and job performance: A social capital perspective. Journal of Applied Psychology, 90(5), 1011-1017.

[8] Whiting, S. W., Podsakoff, P. M., & Pierce, J. R. (2008). Effects of task performance, helping, voice, and organizational loyalty on performance appraisal ratings. Journal of Applied Psychology, 93(1), 125-139.

[9] Weiss, M., & Morrison, E. W. (2019). Speaking up and moving up: How voice can enhance employees’ social status. Journal of Organizational Behavior, 40(1), 5-19.

[10] Milliken, F. J., Morrison, E. W., & Hewlin, P. F. (2003). An exploratory study of employee silence: Issues that employees don’t communicate upward and why. Journal of Management Studies, 40(6), 1453-1476.

[11] 段锦云, 王重鸣, 钟建安. (2007). 大五和组织公平感对进谏行为的影响研究. 心理科学, (1), 19-22.

[12] 凌斌, 段锦云, 朱月龙. (2010). 害羞与进谏行为的关系：管理开放性与心理授权的调节作用. 应用心理学, 16(3), 235-242.

[13] 关涛, 吴日源, 丁炯. (2021). “为装而说”: 野心家取向、印象管理动机与员工建言. 管理工程学报, 35(6), 64-72.

[14] 傅强, 段锦云, 田晓明. (2012). 员工建言行为的情绪机制：一个新的探索视角. 心理科学进展, 20(2), 274-282.

[15] 黄攸立, 张洁. (2016). 员工当责感对建言行为的影响 —— 积极印象管理动机视角的本土化实证研究. 中国人力资源开发, (5), 41-47.

[16] 李燕萍, 郑馨怡, 刘宗华. (2017). 基于资源保存理论的内部人身份感知对员工建言行为的影响机制研究. 管理学报, 14(2), 196-204.

[17] 章新晖. (2022). 心理安全感对建言行为的影响：和谐型工作激情和权力距离的作用 (博士学位论文) . 华东师范大学.

[18] Sangar, R., & Rangnekar, S. (2014). Psychological empowerment and role satisfaction as determinants of creativity. Asia-Pacific Journal of Management Research and Innovation, 10(2), 119-127.

[19] Song, J., He, C., Wu, W., et al. (2020). Roles of self-efficacy and transformational leadership in explaining voice-job satisfaction relationship. Current Psychology, (39), 975-986.

[20] 蒋昀洁, 张绿漪, 黄庆, 蒋春燕. (2017). 工作激情研究述评与展望. 外国经济与管理, 39(8), 85-101.

[21] 陈璐, 尹欢, 陈宁, 井润田. (2021). 工作激情、建言与变革发起行为：自恋领导的双刃剑效应. 管理科学, 34(5), 108-121.

[22] Astakhova, M. N. (2015). The curvilinear relationship between work passion and organizational citizenship behavior. Journal of Business Ethics, (130), 361-374.

[23] 杨红明, 廖建桥. (2011). 公务员敬业度及其影响因素的实证研究. 管理学报, 8(6), 865.

[24] 田在兰, 黄培伦, 尚航标. (2014). 基于自我认知理论的领导授权赋能行为对员工建言行为的影响. 领导科学, (23), 33-36.

[25] Houlfort, N., & Vallerand, R. (2003). Passion at work: Toward a new conceptualization. Social Issues in Management, (7), 175-204.

[26] LePine, J. A., & Van Dyne, L. (1998). Predicting voice behavior in work groups. Journal of Applied Psychology, 83(6), 853-868.

[27] Cardon, M. S., Wincent, J., Singh, J., et al. (2009). The nature and experience of entrepreneurial passion. Academy of Management Review, 34(3), 511-532.

[28] Fugate, M., Kinicki, A. J., & Ashforth, B. E. (2004). Employability: A psycho-social construct, its dimensions, and applications. Journal of Vocational Behavior, 65(1), 14-38.

[29] 陈文春, 陈桂生, 张霁星. (2019). 新生代公务员的职业认同及其形成机制. 中国人事科学, (3), 4-9.

[30] Shraga, O., & Shirom, A. (2009). The construct validity of vigor and its antecedents: A qualitative study. Human Relations, 62(2), 271-291.

[31] 许科, 于晓宇, 王明辉, 林云云. (2013). 工作激情对进谏行为的影响：员工活力的中介与组织信任的调节. 工业工程与管理, 18(5), 96-104.

[32] 陈新明, 萧鸣政. (2020). 基层公务员职业发展倦怠问题新探索——基于心理定力视角的实证研究. 中共中央党校 (国家行政学院) 学报, 24(3), 84-91.

[33] Guan, Y., Yang, W., Zhou, X., et al. (2016). Predicting Chinese human resource managers’ strategic competence: Roles of identity, career variety, organizational support and career adaptability. Journal of Vocational Behavior, (92), 116-124.

[34] Wen, Y., Zhu, F., & Liu, L. (2016). Person-organization fit and turnover intention: Professional identity as a moderator. Social Behavior and Personality: An International Journal, 44(8), 1233-1242.

[35] 陈文春, 张义明, 陈桂生. (2018). 从职业认同到工作投入：公共服务动机的中介作用与自我效能感的调节作用. 中国人力资源开发, 35(2), 118-128.

[36] 张嘉韶. (2023). 容错氛围对基层公务员变革担当行为的影响研究 (博士学位论文). 电子科技大学.

[37] 段锦云, 王重鸣, 钟建安. (2007). 大五和组织公平感对进谏行为的影响研究. 心理科学, (1), 19-22.

[38] 赵斌, 徐璐. (2018). 差错管理氛围对员工创新行为影响研究——基本心理需求与知识建构的双路径作用. 经济经纬, 35(2), 128-134.

[39] Liang, J., Farh, C. I. C., & Farh, J. L. (2012). Psychological antecedents of promotive and prohibitive voice: A two-wave examination. Academy of Management Journal, 55(1), 71-92.

[40] Adams, K., Hean, S., Sturgis, P., et al. (2006). Investigating the factors influencing professional identity of first‐year health and social care students. Learning in Health and Social Care, 5(2), 55-68.

[41] Brown, R. (2000). Social identity theory: Past achievements, current problems and future challenges. European Journal of Social Psychology, 30(6), 745-778.

[42] 刘倩, 李志. (2021). 组织容错会影响公务员创新行为吗？—— 自我效能感和公共服务动机的链式中介作用. 公共行政评论, 14(3), 24-39+196.

[43] 顾远东, 彭纪生. (2010). 组织创新氛围对员工创新行为的影响：创新自我效能感的中介作用. 南开管理评论, 13(1), 30-41.

[44] 赵书松, 罗文华. (2022). 容错纠错机制对公务员创新的影响研究——基于15个国家级新区的程序化扎根. 华中科技大学学报 (社会科学版), 36(1), 94-102.

[45] 王文彬, 曹洋. (2023). 中国治理模式变迁中的党员社会引领作用 (2009—2019). 高等学校文科学术文摘, 40(4), 205.

[46] 张书维, 顾琼, 杨黎婧. (2019). 对党忠诚与建言行为：公职人员的 “忠谏” 之路. 公共行政评论, 12(6), 38-62+198-199.