包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對基層公務(wù)員工作幸福感的影響探究

摘? ? ? 要：本文以基層公務(wù)員工作幸福感為切入點探究其影響因素。在學(xué)界已有研究成果與成熟量表的基礎(chǔ)上提出三大假設(shè)：一是包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對基層公務(wù)員工作幸福感具有正向作用;二是差錯管理氛圍在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起中介作用;三是組織認(rèn)同感在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。采用相應(yīng)的分析軟件進(jìn)行模型檢驗，結(jié)果是前兩個假設(shè)得到支持，第三個假設(shè)結(jié)果不顯著。未來基層政府組織可以不斷探索建立包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的路徑和機(jī)制，注重差錯管理氛圍的營造和強(qiáng)化，以形成更有成效、更有活力的基層公務(wù)員工作氛圍，更好地實現(xiàn)公共服務(wù)和公共產(chǎn)品的供給。

關(guān)? 鍵? 詞：包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格;工作幸福感;差錯管理氛圍;組織認(rèn)同感

中圖分類號：D630.3? ? ? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A? ? ? ? 文章編號：1007-8207（2022）03-0040-11

收稿日期：2022-01-15

作者簡介：鄧建敏，武漢文理學(xué)院助教，研究方向為公共部門人力資源管理。

一、問題的提出

基層公務(wù)員作為執(zhí)行國家政策的“排頭兵”，在應(yīng)對紛繁復(fù)雜的社會事務(wù)和提供公共服務(wù)的過程中，對職業(yè)積極、消極的情感體驗和認(rèn)知評價[1]即工作幸福感至關(guān)重要。“十四五”規(guī)劃提出，堅持盡力而為、量力而行，健全基本公共服務(wù)體系，不斷增強(qiáng)人民群眾獲得感、幸福感、安全感。[2]這不僅體現(xiàn)出國家相關(guān)制度和政策等頂層設(shè)計的應(yīng)然邏輯，也體現(xiàn)出在基層工作中制定硬性、量化等考核指標(biāo)時應(yīng)關(guān)注公務(wù)員個體情感訴求，而個體情感因素有時能夠起關(guān)鍵作用的實然邏輯。根據(jù)陶行知的“知情意行”理論，情感體驗是決定個體行為的要素之一，愉悅和充滿活力的情緒帶來的是基層公務(wù)員工作效率和服務(wù)水平的提升;焦慮、沮喪等負(fù)面情緒在工作中常常表現(xiàn)為怨言、推諉等行為，進(jìn)而降低其工作效率和服務(wù)水平。所以，公務(wù)員行為選擇及服務(wù)績效的影響因素與其工作幸福感緊密相關(guān)。

學(xué)界已有成果主要集中于對工作幸福感的研究，工作幸福感的概念分為主觀和心理幸福感兩大路徑。主觀幸福感的測量主要從積極情感、消極情感和認(rèn)知評價（生活滿意度）三個維度出發(fā)。積極情感、消極情感是兩個彼此獨立卻又互相依存的指標(biāo)，目前認(rèn)可度較高的是沃森等人編制的積極與消極情感量表。關(guān)于生活滿意度測量最常用的是諾加頓等學(xué)者編制的生活滿意感指數(shù)量表和迪納等學(xué)者編制的生活滿意度量表。[3]而心理幸福感是指在最滿意的工作中全身心投入并充分展現(xiàn)自我（艾倫·沃特曼，1993），即自我潛力的充分展現(xiàn)（里夫，1989）。里夫開發(fā)的心理幸福感量表是目前測量心理幸福感最常用的量表之一。[4]組織中工作幸福感的研究起源于積極組織行為學(xué)的發(fā)展（盧桑斯，2002），后來逐漸受到學(xué)界的重視。歸納已有成果可知，工作幸福感是指員工在特定場域的情感體驗和認(rèn)知，而工作幸福感研究是幸福感研究的內(nèi)容之一。工作幸福感高帶來的是更好的績效及更低的離職率（懷特，2004）;工作幸福感可以降低其職業(yè)倦怠感，提高工作效率（丹娜，格里芬，2012）。

雖然學(xué)界已有關(guān)于工作幸福感的概念、測量量表等研究，但對于基層公務(wù)員工作幸福感影響因素的探討尤其是實證研究還有待加強(qiáng)。一般而言，包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會幫助組織營造輕松的氛圍，組織成員可以在工作中充分發(fā)揮其自主性和創(chuàng)造性，進(jìn)而提高幸福感，但這一論述目前多是經(jīng)驗推論，缺乏實證證明。基于此，筆者就包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對基層公務(wù)員工作幸福感的影響加以探討。包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是指領(lǐng)導(dǎo)者與其追隨者具有共同目標(biāo)和愿景的相互依存的關(guān)系、[5]接納各級別員工并為最終的結(jié)果負(fù)責(zé)（奧斯皮納，2011）。包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格分為領(lǐng)導(dǎo)者包容員工的觀點和失敗、認(rèn)可并培養(yǎng)員工、領(lǐng)導(dǎo)者公平對待員工三個維度。[6]本文通過對包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格影響因素及影響結(jié)果的討論，即包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與組織心理安全感、創(chuàng)新行為存在正相關(guān)關(guān)系，團(tuán)隊心理安全感起部分中介作用，[7]試圖回答以下問題：一是包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對基層公務(wù)員工作幸福感是否有顯著正向影響;二是包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是否通過差錯管理氛圍來影響基層公務(wù)員工作幸福感，即差錯管理氛圍作為支持性情境因素，是否在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間具有正向中介作用;三是組織認(rèn)同感是否在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。

二 、理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)

（一）包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感

最早將包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格概念引入管理學(xué)領(lǐng)域的是內(nèi)姆布哈德等學(xué)者，其認(rèn)為組織情境中的包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格具有以下特質(zhì)：鼓勵和欣賞員工、樂于聽取員工意見、關(guān)注員工需求。[8]積極的領(lǐng)導(dǎo)行為會給員工帶來積極的情緒，進(jìn)而對工作幸福感產(chǎn)生正向作用。[9]包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格具備的鼓勵和欣賞、樂于傾聽員工意見、關(guān)注員工需求等特質(zhì)，可以滿足員工較高層次的需求，從而使其獲得更多的幸福體驗。[10]善待員工會促進(jìn)員工工作態(tài)度的轉(zhuǎn)變，增加其幸福感（愛德華茲，2010）。包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是指具有包容心、共情能力和“嚴(yán)于律己，寬以待人”等積極特征的領(lǐng)導(dǎo)者在工作過程中表現(xiàn)出的能夠包容員工的缺點和錯誤、尊重和鼓勵員工、平等對待員工、出錯或未達(dá)成目標(biāo)時主動擔(dān)責(zé)，給予員工歸因和修正的權(quán)利和機(jī)會而非盲目推責(zé)。其產(chǎn)生的積極效應(yīng)是員工在輕松和諧的氛圍中積極主動地建言獻(xiàn)策，使其奉獻(xiàn)精神和創(chuàng)新行為被激發(fā)。而工作幸福感是員工在工作領(lǐng)域積極、消極情感的體驗和認(rèn)知，包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格會潛移默化地影響員工的感知能力，提高員工的工作幸福感。由此提出：

假設(shè)1 包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對基層公務(wù)員工作幸福感會起積極作用

（二）差錯管理氛圍的中介作用

唐春勇、馬茂華、趙宜萱探討發(fā)現(xiàn)，在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作幸福感之間目標(biāo)接納發(fā)揮部分中介作用，且這種中介作用受組織支持感的調(diào)節(jié)。[11]馬茂華以716名企業(yè)員工為研究對象，結(jié)果表明包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格能夠正向提升其工作幸福感，目標(biāo)接受在二者之間發(fā)揮部分中介作用，感知組織支持調(diào)節(jié)了包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與目標(biāo)接受之間的關(guān)系。[12]差錯是個體行為的自然結(jié)果，在復(fù)雜的組織系統(tǒng)中更加常見（雷博維亞克，1999），組織中的差錯會增加組織成本，降低效率甚至帶來事故（霍姆馬，2009），由于個體能力和組織缺陷，差錯難以避免（弗雷澤，1995）。差錯管理氛圍主張從積極方面來看待差錯，將差錯看成一種學(xué)習(xí)的機(jī)會，進(jìn)行差錯管理的目標(biāo)在于有效處理差錯及總結(jié)經(jīng)驗，避免其再次發(fā)生（古查特，2012）。組織中的氛圍是一套通用的價值、規(guī)則和觀念，差錯管理氛圍看重行動、創(chuàng)新、試驗導(dǎo)向，其本質(zhì)與核心在于如何認(rèn)識差錯以及如何對待差錯（弗雷澤，基思，2015）。差錯管理氛圍是組織中與差錯有關(guān)的實踐與程序，旨在最小化差錯產(chǎn)生的消極結(jié)果進(jìn)而增進(jìn)差錯的積極作用。[13]由此提出：

假設(shè)2 差錯管理氛圍在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起中介作用

（三）組織認(rèn)同感的調(diào)節(jié)作用

馬奇和西蒙于1958年在研究組織理論時提出了組織認(rèn)同感的概念。組織認(rèn)同感是一種對組織的歸屬感或是共同感（艾斯弗特，梅爾，1989），具有組織認(rèn)同感的員工將自己與所在的群體交織在一起，無論成功與失敗都共同分享，組織成員是一個命運共同體（梅爾，泰提克，1992）。組織認(rèn)同感與組織決策、工作態(tài)度、動機(jī)、工作績效等組織現(xiàn)象和行為相關(guān)。[14]綜合已有研究發(fā)現(xiàn)，在眾多影響組織認(rèn)同感的因素中，領(lǐng)導(dǎo)的管理方式是關(guān)鍵要素，[15]如領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、民主型領(lǐng)導(dǎo)。由此提出：

假設(shè)3 組織認(rèn)同感在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起調(diào)節(jié)作用

說明：該圖是對文章第二部分“理論基礎(chǔ)及研究假設(shè)”的整體總結(jié)。

三、研究方法

（一）問卷設(shè)計及變量測量

⒈測量工具設(shè)計。

⑴包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格測量量表。該變量的測量采用的是卡爾梅利等學(xué)者開發(fā)的量表，包括開放性、可得性、易接近性三個子維度，如“經(jīng)理善于傾聽新觀點”“經(jīng)理提供問題咨詢”等。在實際研究過程中，筆者根據(jù)研究情境和需求略有調(diào)整。

⑵工作幸福感測量量表。鄭曉明等人開發(fā)了包含18個題項的量表來測量工作幸福感。[16]該量表是根據(jù)中國情境開發(fā)的且具有較高的信度和效度，[17]包括生活幸福感、工作幸福感、心理幸福感三個維度以及“我對自己的生活感到滿意”“總體來說，我對所從事的工作感到非常滿意”等子條目，本文選取了其中“工作幸福感”維度下的6個條目。

⑶差錯管理氛圍測量量表。該變量的測量采用的是齊古羅夫等學(xué)者[18]修訂的量表，有差錯學(xué)習(xí)、差錯交流、思考差錯以及差錯勝任能力四個維度和16個子條目，如“對我們而言，錯誤非常有利于改進(jìn)工作過程”“盡管工作中我們會犯錯，但不會放棄終極目標(biāo)”等。

⑷組織認(rèn)同感測量量表。本文采用阿什福思和梅爾開發(fā)的組織認(rèn)同感問卷。[19]該問卷由10個題項組成，如“當(dāng)有人批評這個組織時，感覺像是對個人的侮辱”“我對別人怎么看（這個）組織很感興趣”，且已有的研究證明其信度和效度較好（唐春勇，潘妍，2010）。運用該量表測量領(lǐng)導(dǎo)情緒對員工組織認(rèn)同感、組織公民行為影響進(jìn)行跨層分析，根據(jù)研究情景對具體條目和數(shù)量進(jìn)行微調(diào)。同時，在測量過程中所有量表均采用李克特7點量表計分法，1至7選項分別代表非常不同意、不同意、比較不同意、中立、比較同意、同意、非常同意，問卷收集方式以線下為主。

⒉測量題項編制。根據(jù)已有經(jīng)驗，量表（問卷）的填寫時間為15到30分鐘具有更強(qiáng)的統(tǒng)計學(xué)意義（范柏乃，藍(lán)志勇，2018）。本文將核心變量測量題項進(jìn)行精簡，包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格包括8個題項、工作幸福感包括6個題項、差錯管理氛圍包括6個題項、組織認(rèn)同感包括5個題項、其他個體基本特征5項共計30個題項，預(yù)估每份問卷的填寫時間為15到20分鐘。本特勒等學(xué)者認(rèn)為測量指標(biāo)與調(diào)查對象的比例應(yīng)該保持在1：5，格林、亞諾爾德主張每個可觀測變量應(yīng)匹配5至10倍的調(diào)查對象。綜合已有學(xué)者的權(quán)威觀點和具體研究情景，本文計劃收集量本至少在200份以上，預(yù)計回收500份問卷。

⒊研究對象和數(shù)據(jù)搜集。基層的范圍主要包括：中國共產(chǎn)黨的基層組織、基層政權(quán)機(jī)關(guān)，即國家機(jī)構(gòu)中的基層組織、基層群眾性自治組織、企事業(yè)單位。[20]本文主要以我國行政區(qū)劃中最基層的行政機(jī)構(gòu)——鄉(xiāng)、鎮(zhèn)為主要調(diào)查對象，具體以湖北、黑龍江、河南、山東、云南、廣東等省的鄉(xiāng)鎮(zhèn)公務(wù)員為主。調(diào)研時間為2021年6月到8月，累計回收問卷525份，剔除回答時間明顯過短、帶有規(guī)律性的問卷，最終得到500份有效問卷。

從人口統(tǒng)計學(xué)特征來看，調(diào)查對象中男性占54.3%，女性占45.7%;年齡分布：20歲及以下占15%，21到30歲占40%，31歲到40歲占30%，41歲以上占15%;學(xué)歷方面：本科占75%，碩士研究生占20%，博士研究生占5%（主要是領(lǐng)導(dǎo)）。從職位類別來看，大部分為綜合管理類，其次為專業(yè)技術(shù)類、行政執(zhí)法類、審判機(jī)關(guān)或檢察機(jī)關(guān)。從行政級別來看，普通辦事員或科員占比58%，副科級、科級、副處級、處級以上領(lǐng)導(dǎo)層人數(shù)占比42%。總體來看，行政級別除了占比較大的辦事員和副處級、處級以上領(lǐng)導(dǎo)層外，還包括副科級、科級，從統(tǒng)計學(xué)特征來看，問卷總體布局較為客觀、全面。

四、數(shù)據(jù)分析及結(jié)果

（一）信度、效度檢驗

筆者在選取量表過程中均采用國外成熟量表，但在調(diào)查過程中仍存在難以避免的內(nèi)生性問題。為進(jìn)一步增強(qiáng)問卷調(diào)查的有效性和可靠性，筆者在擬好問卷后展開了預(yù)調(diào)查，進(jìn)行基本情況預(yù)估和分析以檢驗問卷的信度、效度和共同方法偏差，為后期正式調(diào)查奠定了基礎(chǔ)。從2021年4月中旬開始，筆者通過線上和線下兩種渠道發(fā)放問卷，預(yù)調(diào)查區(qū)域主要集中于湖北省武漢市和河南省新鄉(xiāng)市。截至6月初，完成80份預(yù)調(diào)查問卷發(fā)放，收回68份，回收率85%。經(jīng)過篩選和排除無效問卷12份后，最終得到56份有效問卷，比率為70%。預(yù)調(diào)查之后，根據(jù)收集的資料進(jìn)行定性分析與信度、效度分析并根據(jù)分析結(jié)果對量表進(jìn)行修正和完善，以確保正式調(diào)查時發(fā)放的500份問卷內(nèi)容更為客觀。

信度是指研究的可靠性和可信性，通常是指采用同樣的方法對同一現(xiàn)象進(jìn)行測量得到的結(jié)果相互一致的程度，即研究和測量結(jié)果的穩(wěn)定性、一致性和科學(xué)程度的反應(yīng)（梁瑩，2010）。信度通常分為重測信度、復(fù)本信度、內(nèi)部一致性信度、評分者信度四類，通常用李克特5級、7級態(tài)度測量量表測其內(nèi)在一致性信度。克朗巴哈系數(shù)于1951年創(chuàng)立，用于評價問卷的內(nèi)部一致性問題。克朗巴哈系數(shù)的取值范圍在0與1之間，系數(shù)越高，問卷的信度越好、內(nèi)部一致性也越好，一般而言，問卷系數(shù)取值要求在0.75以上。通過SPSS23.0分析軟件的克朗巴哈系數(shù)計算功能進(jìn)行信度檢驗，得出每個部分的克朗巴哈系數(shù)分別為0.91、0.93、0.84、0.793，總量表的克朗巴哈系數(shù)為0.956（并非前四個值的平均數(shù)），大于0.75，表明問卷總體信度較好。

效度是指測量的工具和手段能夠準(zhǔn)確測出所要測量的變量的程度能夠準(zhǔn)確、真實地度量事物屬性（梁瑩，2010）。本文進(jìn)行效度檢驗（結(jié)構(gòu)效度）的思路是對一組變量進(jìn)行因素分析，找出影響變量的共同因素，每個變量在共同因素上的負(fù)荷量就是變量的因素效度。筆者先計算量表的KMO值（對原始變量之間的簡相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的相對大小進(jìn)行檢驗），統(tǒng)計學(xué)一般認(rèn)為KMO值大于0.6時可以進(jìn)行因子分析、KMO值大于0.7時適合做因子分析、KMO值大于0.8時比較適合因子分析。在判斷其可以進(jìn)行因子分析的前提下通過因子分析進(jìn)行效度檢驗。提取特征值大于1的因子，檢驗公因子的貢獻(xiàn)率，當(dāng)公因子的累積方差解釋率達(dá)到70%及以上時，結(jié)果可以接受。通過SPSS23.0因子分析，在KMO和巴特萊特球形檢驗結(jié)果中，sig值為0.000、KMO值為0.894，說明量表適合做因子分析;公因子方差結(jié)果表明公因子對原來25個變量的解釋能力加強(qiáng)，基本都在0.7以上;解釋的總方差中前兩個為83.61%;累計方差貢獻(xiàn)率都超過了70%，所以各量表的初步效度檢驗結(jié)果良好。

（二）共同方法偏差檢驗

產(chǎn)生共同方法偏差的原因在于被試來源于同一總體、同一時間以及同一情境（周浩，龍立榮，2004），本研究中被試都來源于基層公務(wù)員這一群體，難免存在共同方法偏差問題，即通過采用最常見的哈曼單因素檢驗對所有變量進(jìn)行檢驗。在未旋轉(zhuǎn)時得到7因子，第一個公因子的方差解釋百分比為32.068%，小于40%，暫且認(rèn)為此量表不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

（三）描述統(tǒng)計與相關(guān)分析

包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、工作幸福感、差錯管理氛圍、組織認(rèn)同感四個變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及相關(guān)系數(shù)（見表1）。包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與工作幸福感呈顯著正相關(guān)（r=0.705，p=0.000<0.01），與差錯管理氛圍呈顯著正相關(guān)（r=0.656，p=0.000<0.01），與組織認(rèn)同感呈顯著正相關(guān)（r=0.610，p=0.000<0.01）。工作幸福感與差錯管理氛圍呈顯著正相關(guān)（r=0.766，p=0.000<0.01），與組織認(rèn)同感呈顯著正相關(guān)（r=0.692，p=0.000<0.01）。差錯管理氛圍與組織認(rèn)同感呈顯著正相關(guān)（r=0.666，p=0.000<0.01）。

（四）假設(shè)檢驗

⒈主效應(yīng)。通過AMOS26.0對包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和基層公務(wù)員工作幸福感進(jìn)行路徑分析（見表2）。在99%的置信區(qū)間內(nèi)（p<0.001），包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格顯著正向作用于基層公務(wù)員工作幸福感，路徑系數(shù)為0.593，且模型各擬合指標(biāo)均在其臨界值規(guī)定范圍內(nèi)（X2/df=2.535<3、GFI=0.934>0.9、TLI=0.944>0.9、CFI=0.913>0.9、RMSEA=0.071<0.08），以上指標(biāo)說明模型整體對樣本數(shù)據(jù)的擬合度較高。故假設(shè)1成立：即包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感呈正向相關(guān)關(guān)系。

GFI為擬合優(yōu)度值、TLI為增值擬合指數(shù)、CFI是比較適配指數(shù)、RMSEA是近似誤差均方根。

⒉中介效應(yīng)。研究假定基層工作中包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格通過差錯管理氛圍影響公務(wù)員工作幸福感，因此，差錯管理氛圍是本文研究假設(shè)的中介變量。在檢驗中介效應(yīng)時采用的是普里徹和海斯提出的Bootstrap方法，具體檢驗步驟通過AMOS26.0構(gòu)建結(jié)構(gòu)方程模型來實現(xiàn)（見圖2）。

中介效應(yīng)分析結(jié)果（見表3、圖3）顯示，該結(jié)構(gòu)方程模型卡方自由度之比CMIN/DF=2.113，該值在2—3之間，近似誤差均方根RMSEA值為0.112，比較適配指數(shù)CFI為0.863、增值擬合指數(shù)IFI為0.864、TFI為0.842>0.8，表明中介模型的擬合度較好（布朗，亞德克，1993）。變量“包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格”對變量“差錯管理氛圍”具有顯著影響（p=***<0.001），標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.72;變量“差錯管理氛圍”對“工作幸福感”具有顯著影響（p=***<0.001），標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)為0.74;在加入“差錯管理氛圍”作為中介變量后，變量“包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格”對變量“工作幸福感”不顯著，P=0.43>0.001，證明中介效應(yīng)存在。

⒊調(diào)節(jié)效應(yīng)。若變量Y與變量X的關(guān)系是關(guān)于變量M的函數(shù)，即Y與X的關(guān)系受到變量M的調(diào)節(jié)，則稱M為調(diào)節(jié)變量（詹姆斯，布雷特）（見圖4）。根據(jù)調(diào)節(jié)公式，要判斷調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在，即需檢驗系數(shù)c是否顯著，即X和M的乘積項的系數(shù)顯著與否。而系數(shù)c實際上代表了自變量X與調(diào)節(jié)變量W之間的交互效應(yīng)，系數(shù)c就是調(diào)節(jié)效應(yīng)（溫忠麟，2005）。本文假設(shè)3是組織認(rèn)同感在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。據(jù)前述理論支撐，本文通過檢驗組織認(rèn)同感和包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的乘積項看其系數(shù)是否顯著，對組織認(rèn)同感的調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行檢驗。具體通過SPSS23.0中線性回歸來檢驗，分析結(jié)果（見表4）。在第二個方程中，sig F change值（見顯著性F 變化量一列）大于0.05，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)不存在，交互項系數(shù)的p值大于0.05，假設(shè)3未得到支持。

Y=aX+bM+cXM+e

Y=f（X，M）+e

五、研究結(jié)論

本文在已有研究成果的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了以差錯管理氛圍為中介變量和組織認(rèn)同感為調(diào)節(jié)變量的包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間的關(guān)系模型，通過運用已有的成熟量表對四個核心變量進(jìn)行測量。運用模型檢驗包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格、基層公務(wù)員工作幸福感、差錯管理氛圍以及組織認(rèn)同感間的關(guān)系，進(jìn)而得出以下結(jié)論：首先，通過AMOS26.0對包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和公務(wù)員工作幸福感進(jìn)行路徑分析，發(fā)現(xiàn)包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感呈顯著正向相關(guān)關(guān)系;其次，通過AMOS26.0軟件中結(jié)構(gòu)方程模型的構(gòu)建，驗證了差錯管理氛圍對包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感的關(guān)系起中介作用，即包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格可以通過差錯管理氛圍正向提升基層公務(wù)員工作幸福感。該項結(jié)果進(jìn)一步揭示了包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格影響基層公務(wù)員工作幸福感的內(nèi)在機(jī)理和作用路徑;再次，通過SPSS23.0中線性回歸的方法檢驗出組織認(rèn)同感的調(diào)節(jié)作用不顯著。而研究中提出組織認(rèn)同感可作為調(diào)節(jié)作用這一假設(shè)的主要依據(jù)在于已有研究對組織認(rèn)同感中行為和情感結(jié)果變量的影響研究，組織認(rèn)同感與決策、工作態(tài)度、動機(jī)、工作績效等組織現(xiàn)象和行為密切相關(guān)。但本研究結(jié)果并未證明其在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格與基層公務(wù)員工作幸福感之間起調(diào)節(jié)作用。其原因可能在于以下幾點：其一，研究樣本量相對較小。受主客觀條件制約，在收集問卷的過程中樣本發(fā)放量和有效回收率相對較小，導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)果出現(xiàn)誤差;其二，樣本來源差異較大。在調(diào)研中，大部分樣本來源于湖北省、河南省、黑龍江省、廣東省等，這些地區(qū)社會和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異較大，基層公務(wù)員工作條件各不相同，導(dǎo)致收集到的數(shù)據(jù)偏差較大，進(jìn)而導(dǎo)致統(tǒng)計結(jié)果出現(xiàn)誤差。

領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是組織中潛移默化地影響員工行為的關(guān)健因素，不同的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格對組織績效和組織中員工成長具有重要作用。我國政府部門領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格是一個不斷發(fā)展的過程，從傳統(tǒng)的官僚制體系下強(qiáng)調(diào)組織任務(wù)和效率到人本主義理論發(fā)展時期，學(xué)者們對組織的關(guān)注重心從物的要素逐漸轉(zhuǎn)變到人的要素，開始探索由共同價值觀、興趣、愛好而形成的非正式組織，領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格走向柔性化，包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格逐漸成為一種對組織績效能產(chǎn)生重要影響的新興模式。包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的特征是領(lǐng)導(dǎo)者以“海納百川、有容乃大”的胸懷給予員工以寬松的工作環(huán)境和自主工作的條件，尤其是對員工在犯錯之后所體現(xiàn)的包容心態(tài)和糾錯協(xié)助是其最大特色和功能，平等對待差異性個體并讓其充分展現(xiàn)自我，原因在于領(lǐng)導(dǎo)者對差錯管理氛圍的重視。差錯管理氛圍的作用過程是從積極角度來看待差錯、群體進(jìn)行糾錯經(jīng)驗總結(jié)和知識分享、差錯責(zé)任合理追究和差錯管理文化的培育，讓員工敢于行動、充分發(fā)揮其積極性和創(chuàng)造性，而不必畏責(zé)而不敢行動。尤其是在基層公務(wù)員群體中，想要通過為百姓辦實事、謀福利來實現(xiàn)自我，但鑒于不同領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的影響，可能影響預(yù)期效果;而在包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格和差錯管理氛圍之下，組織為其營造了具有施展抱負(fù)的寬松工作環(huán)境，進(jìn)而提高了他們的工作幸福感。未來基層政府組織可以不斷探索建立包容型領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格的路徑和機(jī)制，注重差錯管理氛圍的營造和強(qiáng)化，以形成更有成效、更有活力的基層公務(wù)員工作氛圍，更好地實現(xiàn)公共服務(wù)和公共產(chǎn)品的供給。

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（責(zé)任編輯：董博宇）

Research on the Influence of Inclusive leadership Style

on the Job Well-Being of Grass-Roots Civil Servants

Deng Jianmin

Abstract：This paper takes the work happiness of grass-roots civil servants as the starting point to explore its influencing factors.Based on the existing research results and maturity scale，this paper puts forward three hypotheses：first，inclusive leadership style has a positive effect on the job well-being of grass-roots civil servants;Second，error management atmosphere plays a regulatory role between inclusive leadership style and grass-roots civil servants' job well-being;Third，organizational identity plays an intermediary role between inclusive leadership style and grass-roots civil servants' job well-being.Using the corresponding analysis software to test the model，the results are that the first two hypotheses are supported，and the third hypothesis is not significant.In the future，grass-roots government organizations can continue to explore the path and mechanism of establishing inclusive leadership style，and pay attention to the creation and strengthening of error management atmosphere，so as to form a more effective and dynamic working atmosphere for grass-roots civil servants and better realize the supply of public services and public products.

Key words：inclusive leadership style;job happiness;error management atmosphere;organizational identity