职业污名对工匠精神的抑制效应：来自制造业产业工人的实证研究

朱永跃，王世贤，欧阳晨慧

一、 引言

2015年5月，国务院印发《中国制造2025》，全面推进制造强国战略。产业工人作为建设制造强国的有生力量，对于我国制造业的高质量发展至关重要。然而，制造业产业工人尤其是具有“工匠精神”的高级技能型人才的短缺, 已成为制约我国打造制造业强国的瓶颈(1)徐耀强.论“工匠精神”[J].红旗文稿,2017(10):25-27.。为此，2016年，李克强总理在政府工作报告中首次正式提出要培育精益求精的工匠精神。此后，党中央制定了有关产业工人队伍建设、工匠精神培育的改革方案和政策建议(2)新华社.中共中央、国务院印发《新时期产业工人队伍建设改革方案》[EB/OL].(2017-06-19)[2019-04-09].http：/ /www.gov.cn/xinwen/2017-06/19/content_5203750.htm.(3)中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议[N].人民日报,2020-11-04(1).。在2021年两院院士大会中国科协第十次全国代表大会上，习近平总书记强调，要培养更多高素质技术技能人才、能工巧匠、大国工匠。习近平总书记在党的二十大报告中指出，要加快建设国家战略人才力量，努力培养造就更多大师、战略科学家、一流科技领军人才和创新团队、青年科技人才、卓越工程师、大国工匠、高技能人才。因此，加强产业工人工匠精神培育，打造一支高素质的产业工人队伍，已经成为国家战略和时代共识。

自2016年“工匠精神”一词首次正式出现在政府工作报告中以来，弘扬和培育工匠精神引起了实业界的强烈呼唤及理论界的热烈探讨，既有相关研究取得了不少有益成果。对于工匠精神的影响因素，部分学者基于我国制造业转型升级以及消费市场需求演变的宏观背景，定性分析我国制造强国战略以及供给侧改革等对工匠精神的影响(4)朱永跃,马媛,欧阳晨慧.工匠精神研究述评与展望[J].江苏大学学报(社会科学版),2019(5):68-76.；也有学者聚焦于企业层面，阐释企业管理制度(5)谭舒,李飞翔.供给侧改革视域下工匠精神的应然发展逻辑[J].科技进步与对策,2017(12):28-34.、生产模式(6)刘国莲.基于企业管理视角的工匠精神培育和文化塑造[J].企业管理,2018(8):120-121.、领导风格(7)邓志华,肖小虹.自我牺牲型领导对员工工匠精神的影响研究[J].经济管理,2020(11):109-124.(8)邓志华,肖小虹,杨均.精神型领导对员工工匠精神的影响研究——心理需求满足和工作价值观的不同作用[J].华东经济管理,2021(2):120-128.(9)邓志华,肖小虹.谦逊型领导对员工工匠精神的影响研究[J].领导科学,2020(20):45-48.、师徒关系(10)叶龙,刘园园,郭名.传承的意义:企业师徒关系对徒弟工匠精神的影响研究[J].外国经济与管理,2020(7):95-107.等对新生代技术工人工匠精神的影响。总体来看，现有文献大多聚焦于员工外在因素对工匠精神的影响，忽略了员工个体心理感知等内在因素的作用，而个体内在因素与员工的工作态度和状态息息相关。

社会认同理论指出，个体自我感觉很大程度上基于社会角色的扮演以及他人对角色的评价，职业作为个体重要的社会身份，对个体心理感知的影响尤为重要(11)TAJFEL H, TURNER J. An integrative theory of intergroup conflict[J]. Social psychology of intergroup relations,1979(33):94-109.。当所从事职业具有被外界诟病的污名时，从业者往往能有所察觉，其所感觉到的职业被公众赋予负面评价的总体程度即为职业污名感知(12)周晔,黄旭.高职业声望从业者职业污名感知和员工幸福感——基于认知失调视角[J].经济管理,2018(4):84-101.。伴随着互联网和自媒体的发展，我国社会的污名化现象不断增加，污名化带来的负面影响愈发严重(13)黎耀奇,翁钰宁,潘敏敏,等.基于资源保存理论的旅游职业污名影响研究[J].旅游学刊,2021(5):93-104.。产业工人作为促进社会经济发展不可或缺的一部分，活跃在生产一线，工作环境和作业条件的艰苦让很多人对该职业群体赋予“不好”的特征(14)周晔,黄旭.“艰苦工作”从业者职业污名应对策略研究:量表开发及预测效应[J].中国人力资源开发,2020(9):38-56.(15)李泓冰.重新认识“工人”[N].人民日报,2007-04-30(5).(16)李昌禹.好工人的标准是精益求精[N].人民日报,2019-01-27(5).(17)周晔,黄旭,欧阳侃.主动抑或回避:职业污名、自我评价和任务绩效[J].外国经济与管理,2020(8):50-67.，“打工仔”的称呼、公共交通中的退避(18)周晔,黄旭.“艰苦工作”从业者职业污名应对策略研究:量表开发及预测效应[J].中国人力资源开发,2020(9):38-56.等让产业工人进一步意识到自身的“不受欢迎”，因而我国制造业产业工人可能拥有较高程度的职业污名。当意识到职业污名存在时，辛勤劳动的产业工人易形成心理落差，可能降低工作投入和工作质量，从而对其工匠精神产生影响。同时，为了减缓职业污名感知形成的心理落差，维持个体积极的自我概念，产业工人往往形成对职业的不认同感(19)蒋昀洁,李璐,黄庆,等.阳光下的阴影:职业污名的研究视角、成因及应对[J].中国人力资源开发,2020(9):24-37.，导致其在工作中的消极行为和状态，进一步影响工匠精神。由此可见，职业污名、职业认同、工匠精神间可能存在相关关系，但鲜有学者对三者间关系展开研究。

值得注意的是，人不是独立的个体，基于社会人假设，来自组织领域和家庭领域的支持和认可，会满足社会人在情感方面的需求(20)王莹,邓慧,蓝媛媛.同事无礼行为对员工工作退缩行为的影响:基于归属需求理论视角[J].中国人力资源开发,2020(12):45-57.。就产业工人而言，家庭及组织支持作为重要的社会资源，能够增加其积极情感体验，缓解由于社会公众对自身所从事职业的诟病而产生的消极情绪(21)姜荣萍,何亦名.工作需求-资源模型视角下角色负荷对公民疲劳的影响[J].当代经济管理,2020(8):72-79.。由此可见，家庭支持和组织支持在职业污名对工匠精神的影响过程中可能存在调节作用，但鲜有研究对此问题展开探讨。

基于以上分析，本研究以制造业产业工人为研究对象，从员工个体感知出发，探讨职业污名对产业工人工匠精神的影响机制，拟解决以下问题：(1) 职业污名对制造业产业工人工匠精神会产生何种影响，以及这种影响是否以职业认同为传导机制？(2) 职业污名对工匠精神的影响在不同的家庭支持和组织支持程度下会显示出何种作用规律？(3) 在不同的家庭支持和组织支持情境下，职业认同可能的中介效应是否会有变化？通过对以上问题的分析可以有效揭示职业污名对产业工人工匠精神的影响机理，为制造业产业工人工匠精神的培养提供参考。

二、 文献综述与研究假设

(一) 职业污名

职业污名作为污名研究的分支，受到心理学、社会学、组织行为学等领域的广泛关注(22)黎耀奇,翁钰宁,潘敏敏,等.基于资源保存理论的旅游职业污名影响研究[J].旅游学刊,2021(5):93-104.。Goffman作为对污名展开专门研究的第一人，将污名定义为个体在社交关系中具有的会影响其身份地位的令人“丢脸”的特征，职业污名则体现了公众对某些特定职业的刻板印象(23)GOFFMAN E. Stigma: notes on the management of spoiled identity[M].Englewood Cliffs: Prentice Hall,1963:26.；Ashforth和Kreiner将职业由于具有一些“污点”特征而被公众所轻视和排斥的总体程度界定为职业污名(24)ASHFORTH B E, KREINER G E. “How can you do it?”:dirty work and the challenge of constructing a positive identity[J].Academy of management review,1999(3):431-434.；周晔和黄旭将职业污名定义为某一职业因具有一些令人“丢脸”的特性而在某种程度上遭受的贬抑、排斥、被质疑等，具体表现为公众对该职业持有的负面评价的总体程度(25)周晔,黄旭.高职业声望从业者职业污名感知和员工幸福感——基于认知失调视角[J].经济管理,2018(4):84-101.；蒋昀洁等则认为作为一种刻板印象,职业污名可以被当事人所感知，具体是指在实体、社会、道德或情感方面“脏污”的职业，或者某一构成部分具有脏污性特征的职业，特别是道德层面存在与主流价值观相背离的不光彩污点，从而在外部群体认知中形成的消极职业刻板印象(26)蒋昀洁,李璐,黄庆,等.阳光下的阴影:职业污名的研究视角、成因及应对[J].中国人力资源开发,2020(9):24-37.。整体而言，大多数学者都沿用了Ashforth等学者对职业污名的定义，取得了相对一致的共识。

回顾文献，职业污名相关研究主要围绕社会中从事典型的低职业声望工作的群体展开，如Wildes发现职业污名感知水平更高的酒店员工拥有更高的离职倾向(27)WILDES V J. Stigma in food service work: how it affects restaurant servers’ intention to stay in the business or recommend a job to another[J].Tourism & hospitality research,2005(3):213-233.；Lai等通过对赌场工作人员的实证分析，发现道德层面的职业污名能够显著影响员工的离职意愿，职业不认同和组织不认同在其中发挥中介作用(28)LAI J, CHAN K W, LONG W L. Defining who you are not: the roles of moral dirtiness and occupational and organizational disidentification in affecting casino employee turnover intention[J].Journal of business research,2013(9):1659-1666.。国内职业污名相关研究起步较晚，周晔和黄旭基于认知失调理论，证明相对于低职业声望，高职业声望从业者拥有更强的相对剥夺感，因而其职业污名感知降低工作幸福感的程度有所增强(29)同③.。此后，周晔等针对一线煤矿工人，验证了职业污名感知可以通过降低从业者的核心自我评价进而影响任务绩效(30)周晔,黄旭,欧阳侃.主动抑或回避:职业污名、自我评价和任务绩效[J].外国经济与管理,2020(8):50-67.；黎耀奇等则基于资源保存理论，论述了在人际关系压力的中介作用下，职业污名感知对离职意愿的正向影响(31)黎耀奇,翁钰宁,潘敏敏,等.基于资源保存理论的旅游职业污名影响研究[J].旅游学刊,2021(5):93-104.。整体而言，既有研究中学者们关注的焦点问题主要是污名化职业从业者的职业感知、自我认知、社会资源和应对策略等，并围绕这些问题从多个研究视角展开探讨，但相关实证研究相对较少。此外，制造业产业工人作为典型的高职业污名感知群体，仍鲜见学者对其展开研究。

(二) 职业污名与工匠精神

中国工匠，精于工，匠于心，品于行，工匠精神作为学术界的新兴词汇，尚未有学者对职业污名与其之间的关系展开研究，但已有文献为两者间可能的作用关系提供了依据。研究表明, 职业污名会降低从业者的工作满意度(32)BARAN B E, ROGELBERG S G, LOPINA E C, et al. Shouldering a silent burden: the toll of dirty tasks[J].Human relations,2012(5):597-626.和工作幸福感(33)周晔,黄旭.高职业声望从业者职业污名感知和员工幸福感——基于认知失调视角[J].经济管理,2018(4):84-101.，与工作绩效(34)BRACKE P, VERHAEGHE M. Associative stigma among mental health professionals andits relationship with professionals’ clients and clients’ well-being[J].Journal of health&social behavior,2012(1):17-32.(35)SHANTZ A, BOOTH J E. Service employees and self-verification: the roles of occupational stigma consciousness and core self-evaluations[J].Human relations,2014(12):1439-1465.、工作投入(36)周晔,黄旭,欧阳侃.主动抑或回避:职业污名、自我评价和任务绩效[J].外国经济与管理,2020(8):50-67.等呈负向关系，职业污名感知水平越高，员工更不愿意向他人推荐自身的工作，同时自身离职意愿也更高。而工匠精神作为一种高层次的精神理念，离不开持续专注、爱岗敬业的工作态度。由此可以推测，职业污名感知不利于个体工匠精神的形成与发展。

根据资源保存理论，个体具有努力获取、保持、培育和保护其所珍视的资源的倾向(37)HOBFOLL S E. The influence of culture, community, and the nested-self in the stress process: advancing conservation of resources theory[J].Applied psychology,2001(3):337-421.。员工践行工匠精神，不断追求完美、精益求精、发挥智慧进行创造，需要消耗大量的资源。当职业污名使产业工人产生负面情绪时，他们就会面临资源损失的威胁，从而引发个体保护资源的行为。为避免资源损失的发生或进一步扩大，产业工人会减少在其他领域的资源消耗，即减少个体对工匠精神的培养和践行。基于以上分析，本研究提出如下假设：

H1：职业污名负向影响产业工人的工匠精神。

(三) 职业认同的中介作用

个体心理需求的满足能够促进个体积极的工作态度和行为(38)陶雅,李燕萍.家庭嵌入视角下创业激情形成机理的跨域研究[J].管理学报,2018(12):1810-1818.，同理，心理需求难以得到满足时，会激发员工负面情绪的产生。当产业工人感知到自身所从事职业被外界诟病，难以满足自尊、荣誉、形象的心理诉求时，会激发其消极的工作态度和行为。结合认知失调理论(39)FESTINGER L. A theory of cognitive dissonance[M].Redwood City: Stanford University Press,1957:23.，职业污名越强，产业工人从职业中获得的自尊感越弱，这与其对自身职业以及该职业可合理承受污名程度的认知相互矛盾，但他人对自身职业的贬损和刻板印象难以改变，认知失调导致产业工人对工作进行重新审视。职业作为从业者遭受社会污名的主要缘由，也是其资源贬损时的关键资源，因此，面对职业污名，降低自身职业认同可能会成为个体应对的选择之一。Lai等人通过对赌场工作人员的实证分析，发现道德层面的职业污名能够显著影响员工的离职意愿，职业不认同和组织不认同在其中发挥中介作用(40)LAI J, CHAN K W, LONG W L. Defining who you are not: the roles of moral dirtiness and occupational and organizationaldisidentification in affecting casino employee turnover intention[J].Journal of business research,2013(9):1659-1666.。

产业工人对于自己的职业的认同与否关系到其工作的态度和行为。对自身所从事职业较低的认同，会降低产业工人的内在工作动机，使其在对待工作发展及行为上难以保持积极的态度(41)王颖,张玮楠.公立医院医生的职业使命感对工作投入度的影响研究[J].科研管理,2020(2):230-238.，同时低职业认同所激发的强烈不满和愤怒感使其外化在工作中的投入度降低，难以保持高度的工作热情和精力。针对职业认同的研究表明，职业认同感越弱，员工自我效能感和工作幸福感越低，同时拥有更高的离职倾向。

根据以上分析，本研究推断制造业产业工人感知到自己所从事职业被外界诟病，形成较强的职业污名，会激发负面情绪的产生，这与其自身对职业的认知相矛盾。为降低这种认知失调，在难以改变公众态度的情况下，产业工人会选择改变自身态度，降低职业认同。而较低的职业认同会进一步负向影响工匠精神的培养和执行。因此，本研究提出以下假设：

H2： 职业认同在职业污名影响产业工人工匠精神的过程中起中介作用。

(四) 家庭支持和组织支持的调节作用

广泛存在的社会、工作、家庭环境问题，让众多学者将注意力集中在家庭、组织和其他利益相关者的社会支持对员工身心健康的影响上。家庭和组织作为产业工人重要的生活环境，其所提供的支持在提高个体增益性价值的同时，对于职业污名所形成的负向影响也有一定的减缓作用。

现有研究表明，来自家庭成员的支持能够让个体心灵得到慰藉，获得能量以积极乐观的态度应对工作中的困境(42)徐小凤,李苗苗,关浩光,等.家庭和谐对员工韧性的影响:自我效能感与社会支持的作用[J].中国人力资源开发,2021(6):68-78.，提高员工的工作适应能力和工作满意度(43)HAN H, ROJEWSKI J W. Gender-specific models of work-bound Korean adolescents’ social supports and career adaptability on subsequent job satisfaction[J].Journal of career development,2014(2):149-164.，同时减缓工作中过度的压力和家庭-工作冲突，降低员工离职倾向(44)李永鑫,赵娜.工作-家庭支持的结构与测量及其调节作用[J].心理学报,2009(9):863-874.。边界理论将家庭与工作边界间的关系分为分割、溢出和补偿三种(45)STAINES G L. Spillover versus compensation:a review of the literature on the relationship between work and nonwork[J]. Human relations,1980(2):111-129.，其中溢出理论指出，个体会暂时从家庭和工作两种不同的环境中分离开，但影响仍会从一个领域溢出到另一个领域中。Rothbard在对工作-家庭冲突和工作-家庭溢出进行概念性比较后指出，个体在一个环境中收获了积极的情绪，在另一个环境中会表现得更好，并最终获得更高的工作满意度和更好的工作投入(46)ROTHBARD N P. Enriching or depleting? the dynamics of engagement in work and family roles[J].Administrative science quarterly,2001(4):655-684.。Hammer等通过研究发现，工作-家庭的积极溢出对工作满意度有显著的正向影响。家庭中积极的溢出能够延伸到工作中，并为个体提供高水平的能量，在提供鼓励、关心的情感性支持的同时，又可帮助工人减轻家庭负担(47)HAMMER L B, NEAL M B, NEWSOM J T, et al. A longitudinal study of the effects of dual-earner couples’ utilization of family-friendly workplace supports on work and family outcomes[J].The journal of applied psychology,2005(4):799-810.。

针对组织支持，其形式有很多种，领导授权、资源赋予、容错政策等，能够减轻员工所面临的任何压力感知，削弱员工紧张、倦怠等负面情绪(48)王娜.双元压力与双元创新:员工创新的交互影响分析[J].领导科学,2021(14):74-77.。Rhoades和Eisenberger认为员工与组织之间的相互关系就是社会交换关系的一种，员工努力工作促进企业发展，企业为员工提供其所需要和重视的资源，激发员工积极的工作态度和工作行为，有助于员工产生有利于组织的主动性行为(49)RHOADES L, EISENBERGER R. Perceived organizational support: a review of the literature[J].Journal of applied psychology,2002(4):698-714.。王钢等基于工作要求-资源模型，通过对幼儿园教师的调查研究发现组织支持能够提高员工的职业认同；组织支持作为一种社会资源，能够激发员工积极的工作态度和行为，缓减消极情绪的影响(50)王钢,范勇,黄旭,等.幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响:职业认同的中介作用[J].心理与行为研究,2018(6):801-809.，Ott等的研究证明，良好的组织支持氛围能够削弱员工消极的工作反思对第二天工作投入的负向影响(51)OTT A R, HAUN V C, BINNEWIES C. Negative work reflection, personal resources, and work engagement: the moderating role of perceived organizational support[J].European journal of work&organizational psychology,2018(1):1-14.。

根据资源保存理论，家庭支持和组织支持作为产业工人重要的、有价值的社会资源，能够补偿个体因为职业污名造成的资源损失，提升员工的自我效能感，从而促进产业工人的积极表现，提高其在工作中的活力。拥有足够的家庭支持和组织支持资源的产业工人，在精神方面会感知到充分的满足感和优越感，这些积极情绪延伸到工作中，会进一步缓减由于感知到的职业污名而带来的消极情绪，强化个体内在工作动机，认同且支持在组织内的工作，提高其自身的职业认同和工作满意度，促使其更加专注于工作，给予组织更高的承诺，回报组织更多的努力(52)RHOADES L, EISENBERGER R. Perceived organizational support: a review of the literature[J].Journal of applied psychology,2002(4):698-714.。基于以上分析，本研究提出如下假设：

H3a：家庭支持负向调节职业污名对职业认同的影响。

H3b：家庭支持能够调节职业认同在职业污名与工匠精神间的中介作用，即家庭支持水平越高，职业污名通过职业认同对工匠精神的作用越弱。

H4a：组织支持负向调节职业污名对职业认同的影响。

H4b：组织支持能够调节职业认同在职业污名与工匠精神间的中介作用，即组织支持水平越高，职业污名通过职业认同对工匠精神的作用越弱。

综上，本研究模型构建如图1所示：

三、 研究方法

(一) 样本选择

本研究采用问卷调查法对山西、江苏等地区制造企业产业工人发放问卷，共发放412份调查问卷，经过筛选和剔除无效问卷后，最终获得380份有效调研数据，有效回收率92.23%。被试基本情况如下：(1)男性较多，共计288人(75.8%)，符合制造业实际情况；(2)年轻化程度高，35岁以下共计260人(68.4%)；(3)技能水平以初、中级工为主，共计268人(70.5%)；(4)人数随工龄递增，五年以上工龄人数最多，有177人(46.6%)。

(二) 测量工具

(1) 职业污名。职业污名量表采用Pinel和Paulin(53)PINEL E C, PAULIN N. Stigma consciousness at work[J].Basic and applied social psychology,2005(4):345-352.工作情景化的有关污名意识量表。量表共6个题项，如“很多不从事我们这行的人很难平等地看待我们”，该量表被国内学者在中国情境下多次使用(54)周晔,黄旭.高职业声望从业者职业污名感知和员工幸福感——基于认知失调视角[J].经济管理,2018(4):84-101.(55)黎耀奇,翁钰宁,潘敏敏,等.基于资源保存理论的旅游职业污名影响研究[J].旅游学刊,2021(5):93-104.(56)周晔,黄旭,欧阳侃.主动抑或回避:职业污名、自我评价和任务绩效[J].外国经济与管理,2020(8):50-67.，量表的Cronbach’s系数为0.844。

(2) 职业认同。参考Ashforth和Mael(57)ASHFORTH B E, MAEL F. Social identity theory and the organization[J].Academy of management review,1989(1):20-39.(58)MAEL F, ASHFORTH B E. Alumni and their alma mater: a partial test of the reformulated model of organizational identification[J].Journal of organizational behavior,1992(2):103-123.开发的关于组织认同的量表，该量表被国内外学者通过将项目中的“组织”改为“职业”而形成职业认同量表，并通过了实证检验。量表共6个题项，如“假如产业工人这一职业因某事被媒体批评，我会感觉很尴尬”，量表的Cronbach’s系数为0.761。

(3) 家庭支持。采用李永鑫和赵娜(59)李永鑫,赵娜.工作-家庭支持的结构与测量及其调节作用[J].心理学报,2009(9):863-874.开发的工作-家庭支持量表，该量表共10个题项，如“当我工作很劳累时，家人总是鼓励我”。该量表被国内大量实证研究引用，信效度良好，量表的Cronbach’s系数为0.947。

(4) 组织支持。本研究采用Eisenberger等(60)EISENBERGER R, HUNTINGTON R, HUTCHISON S, et al. Perceived organizational support[J].Journal of applied psychology,1986(3):500-507.开发的简式组织支持量表，该量表在中国情境下被反复使用(61)孙健敏,陆欣欣,孙嘉卿.组织支持感与工作投入的曲线关系及其边界条件[J].管理科学,2015(2):93-102.，具有良好的信效度。量表共8个题项，如“这家公司会考虑我个人的目标和价值观”。量表的Cronbach’s系数为0.947。

(5) 工匠精神。本研究采用朱永跃等(62)朱永跃,过旻钰,陈雯.传统与现代交融视角下制造业员工工匠精神量表开发及应用[J].科技进步与对策,2021(9):124-133.开发的针对制造业员工工匠精神的测量量表，量表共22个题项，如“我在工作中高度注重细节，追求完美”。信效度良好，量表的Cronbach’s系数为0.958。

本研究所有量表都采用了Likert 5点计分方法，参考相关研究，在问卷中加入性别、年龄、技能水平以及在本单位的工作年限作为控制变量。

(三) 数据处理

本研究采用SPSS 23.0和AMOS 22.0对数据进行相关分析和回归分析。在进行变量区分效度检验和描述性统计分析的基础上，依据有调节的中介模型的检验方法对本文的研究假设进行检验。

四、 研究结果

(一) 共同方法偏差分析

考虑到本研究变量均由产业工人自评，本文首先采用Harman单因素方法进行共同方法偏差分析。将问卷条目一起进行因子分析，通过观察未旋转的主成分来判断共同方法偏差问题。结果发现，特征值大于1的公因子有9个，且最大因子方差解释率为24.57%，未超过40%。其次，构建验证性因素分析模型M1，同时构建包含方法因子的模型M2，比较模型M1和M2的主要拟合指数得到：ΔRMSEA=0.005，ΔCFI=0.019，ΔIFI=0.018，ΔTLI=0.017，各项拟合指数的变化均小于0.02，表明加入共同方法因子后，模型并未得到明显改善。因此，并不存在严重的共同方法偏差问题。

(二) 验证性因素分析

验证性因素分析结果如表1所示。结合各项拟合指标，发现五因子模型的拟合情况明显优于其他嵌套模型，说明职业污名、职业认同、工匠精神、家庭支持和组织支持5个变量具有良好的区分效度。

(三) 描述性统计

在检验数据的信效度之后，进行描述性统计分析，对研究假设进行初步检验，检验结果如表2所示。分析可得，职业污名与职业认同、工匠精神均呈现出明显的负相关关系(r=-0.697，p<0.01；r=-0.602，p<0.01)；职业认同与工匠精神显著正相关(r=0.570，p<0.01)。描述性统计结果为本研究假设检验提供了初步支持。

(四) 假设检验

1. 主效应及中介效应检验。如表3所示，根据Baron和Kenny(63)BARON R M, KENNY D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations[J].Journal of personality and social psychology,1986(6):1173-1182.提出的方法对职业认同在职业污名和工匠精神之间的中介作用进行检验：首先，由模型4可知，职业污名能够显著负向影响产业工人的工匠精神(r=-0.586，p<0.001)，H1得到验证；其次，由模型2可知，职业污名能够显著负向预测职业认同(r=-0.685，p<0.001)；由模型5可知，职业认同能够显著促进工匠精神(r=0.554，p<0.001)；最后，在模型6中，职业认同正向预测工匠精神，同时，职业污名对工匠精神的负向影响作用仍然显著，但相较于模型4，其预测作用明显减弱(Δr=0.185)。由此可以得出，职业污名负向预测工匠精神，职业认同部分中介职业污名对工匠精神的负向影响。

为了进一步检验职业认同的中介作用，本研究采用Bootstrap方法，抽样次数定为5 000次，对中介效应进行路径验证，结果发现职业认同(CI=[-0.258 7,-0.107 6])在95%的置信区间不包含零，因此可以认为职业认同的中间效应是显著的。综上，H2得到验证。

2. 调节效应检验。如下页表4所示，由模型8可知，职业污名对职业认同的负向效应显著(β=-0.638，p<0.001)，职业污名与家庭支持的交互作用对职业认同的正向效应显著(β=0.085，p<0.01)，H3a得到验证；由模型9可知，职业污名对职业认同的负向效应显著(β=-0.613，p<0.001)，职业污名与组织支持的交互作用对职业认同的正向效应显著(β=0.128，p<0.01)，H4a得到验证。

为了进一步理解调节作用的本质，根据Aiken等的简单坡度分析程序,绘制调节效果图。如下页图2所示，低家庭支持的回归直线更陡峭，斜率绝对值更大，说明当员工家庭支持程度低时，同等程度的职业污名增加会使其职业认同降低的更多。由此，H3a再次得到验证。图3所示，低组织支持的回归直线更陡峭，斜率绝对值更大，说明当员工组织支持程度低时，同等程度的职业污名增加会使其职业认同降低得更多。由此，H4a再次得到验证。

3. 有调节的中介效应检验。根据Hayes(64)HAYES A. Introduction to mediation, moderation, and conditional process analysis[J].Journal of educational measurement,2013(3):335-337.提出的方法，本研究采用SPSS 23.0的Process插件，将职业污名作为自变量，职业认同作为中介变量，家庭支持和组织支持分别作为调节变量，工匠精神作为结果变量，性别、年龄、技能水平和工作年限作为控制变量，在Bootstrap抽样设定5 000次，95%偏差纠正的置信区间条件下，通过正负一个标准差划分家庭支持和组织支持，进一步观察职业认同在家庭支持和组织支持不同水平上的中介效应值，对有调节的中介效应模型进行检验。

如下页表5所示，当家庭支持强度较低时，职业污名通过职业认同影响产业工人工匠精神的间接效应为-0.193 7(CI=[-0.268 6，-0.116 1]，显著)；家庭支持强度较高时，间接效应为-0.150 9(CI=[-0.224 8，-0.078 7]，显著)。因置信区间都不包含0，仅靠调节间接效应的分析不足以判定是否存在有调节的中介效应，需进一步看判定指标。Process运行得到的index指标为0.021 4(置信区间为[0.000 3，0.049 0])，置信区间不包含0，说明有调节的中介效应显著，而且当家庭支持取低值时，中介效应系数的绝对值更高，说明对于家庭支持较低的产业工人，职业污名通过职业认同影响工匠精神的作用更大，假设H3b得到验证。同理，当组织支持强度较高和较低时，职业污名通过职业认同影响产业工人工匠精神的间接效应的置信区间都不包含0，Process运行得到的index指标为0.030 9(置信区间为[0.008 3，0.063 7])，置信区间不包含0，说明有调节的中介效应显著，而且当组织支持取低值时，中介效应系数的绝对值更高，说明对于组织支持较低的产业工人，职业污名通过职业认同对工匠精神的消极影响更大，假设H4b得到验证。

为了进一步完整反映间接效应受调节变量影响的变化，本文采用偏差纠正的Bootstrap方法，通过运行SPSS宏程序，计算出95%的置信带和显著域，其区间宽度能够给出中介效应大小变异的信息，以图示形式清晰展现在调节变量连续取值下中介效应的变化。图4中虚线代表相应置信带，直线代表不同调节变量的有调节的中介效应，是调节变量的线性函数。由图4(a)可以看出，当家庭支持小于临界值3.574(标准化后)时，家庭支持对职业污名与工匠精神关系的调节作用通过职业认同来实现的效应是显著的。图4(b)说明，当组织支持小于临界值2.500(标准化后)时，组织支持对职业污名与工匠精神关系的调节作用通过职业认同来实现的效应是显著的。

五、 结论与启示

(一) 研究结论

本研究以制造业产业工人为研究对象，通过理论推导与实证分析，探讨了职业污名对工匠精神的影响及其作用机制，得出如下结论：(1) 职业污名对产业工人工匠精神具有负向影响，职业认同在其中发挥部分中介作用；(2) 家庭支持和组织支持在职业污名影响工匠精神的过程中呈现负向调节作用，同时调节职业污名通过职业认同对工匠精神的间接影响。

我国制造业产业工人数量庞大，是推动社会经济发展不可缺少的动力源泉，理应得到尊重。然而本研究发现，职业污名的客观存在使得产业工人形成较大的心理落差，其所激发的消极情绪难以满足员工的基本心理需求，使产业工人对自身职业重新进行审视，降低了对被“污名化”职业的认同感，这与Lai等提出的职业污名与职业不认同正相关的观点相一致(65)LAI J, CHAN K W, LONG W L. Defining who you are not: the roles of moral dirtiness and occupational and organizationaldisidentification in affecting casino employee turnover intention[J].Journal of business research,2013(9):1659-1666.。进一步地，较低的职业认同会激发消极情绪的产生，从而影响产业工人的工作积极性和工作投入度，不利于其工匠精神的形成和发展。

此外，本研究发现，家庭支持和组织支持能够弱化职业污名对产业工人的职业认同和工匠精神的消极作用。人的生活可以分为三大领域，即公共生活、职业生活和家庭生活。当产业工人在公共生活领域由于职业污名产生压力及消极情绪时，家人以及组织层面获得的被尊重、被肯定的感受能够抚慰工作中的疲惫，减缓这种消极影响，从而获得正面情感提升工作的心理投入，对自身职业的认同也会因为家庭、工作领域给予的支持而增强(66)王钢,范勇,黄旭,等.幼儿教师政府支持、组织支持和胜任力对职业幸福感的影响:职业认同的中介作用[J].心理与行为研究,2018(6):801-809.(67)安秋玲.社会工作者职业认同的影响因素[J].华东理工大学学报(社会科学版),2010(2):39-47.，工作幸福感等积极情绪的产生会激发员工的创新思维(68)李宏伟,别应龙.工匠精神的历史传承与当代培育[J].自然辩证法研究,2015(8):54-59.和工作兴趣，促使其加大工作投入，用新方法更出色地完成工作，工匠精神得到进一步提升。

(二) 理论贡献

本研究的理论贡献在于：(1) 丰富了工匠精神的影响因素研究。现有文献大多从宏观政策(69)谭舒,李飞翔.供给侧改革视域下工匠精神的应然发展逻辑[J].科技进步与对策,2017(12):28-34.、发展阶段(70)同④.、社会制度(71)朱京凤.工匠精神的制度与文化支撑[J].人民论坛,2017(13):100-101.等方面对工匠精神的影响因素展开研究，微观层面的实证研究相对较少。本研究通过实证分析，检验职业污名对产业工人工匠精神的消极作用，从微观层面拓展了工匠精神的前因变量研究。(2) 验证了职业认同在职业污名作用于工匠精神过程中的中介传导机制。已有研究针对澳门赌场工作人员，从道德层面探讨了职业污名对职业不认同的影响(72)LAI J, CHAN K W, LONG W L. Defining who you are not: the roles of moral dirtiness and occupational and organizational disidentification in affecting casino employee turnover intention[J].Journal of business research,2013(9):1659-1666.。本文从产业工人的实际情况出发，探讨了职业认同在职业污名与工匠精神间的中介效应，为员工个体内在因素与工匠精神间的关系研究搭建了新桥梁。(3) 验证了家庭支持和组织支持对职业污名产生的消极后果的缓解作用。本研究从工作、家庭、社会三个领域员工可以获得的资源进行分析，探究家庭支持和组织支持在职业污名与职业认同间的调节作用，呼应了相关研究将组织及家庭因素纳入职业污名研究范畴的观点(73)周晔,黄旭.“艰苦工作”从业者职业污名应对策略研究:量表开发及预测效应[J].中国人力资源开发,2020(9):38-56.(74)蒋昀洁,李璐,黄庆,等.阳光下的阴影:职业污名的研究视角、成因及应对[J].中国人力资源开发,2020(9):24-37.，揭示了职业污名作用于工匠精神的边界条件。

(三) 实践启示

产业工人作为实施制造强国的有生力量，其工匠精神的培育于我国制造业高质量发展至关重要。因此，企业和政府应积极主动促进工匠精神的培养。(1) 对于企业而言，管理者要充分认识到外界对于行业或者职业的负面评价会影响处于其中的产业工人的工作认知，从精神和物质层面帮助产业工人积极应对可能的职业污名感知，在组织层面给予他们更多的关怀和支持，关注他们职业发展和薪酬待遇；举办有助于家企互动的活动，让产业工人家属充分了解其工作并形成良好的认知，给予家庭层面的支持，与企业共同促进产业工人的工匠精神培育。(2) 对于政府而言，一方面需进一步加强舆论引导，提高产业工人的荣誉感和职业认同感，并通过完善技能大赛，充分发挥获奖人才的榜样力量，以点带面，增强全社会对产业工人的正面认知；另一方面，政府要积极探索有效举措，引导和要求企业提高产业工人的薪酬水平，为产业工人提供更好的职业发展空间，从根本上提升产业工人的职业认同感和组织支持感，让工匠精神的培养能够真正落地。

(四) 不足与展望

本研究仍然具有一定的局限性，主要表现：(1) 职业污名直接引用了西方的权威量表，由于国情、社会制度、文化等方面的差异，存在一定的量表适用性不足等问题。未来可以考虑采用定性和定量相结合的方法，基于本土化情境开发更适用的量表。(2) 本研究的数据集中于同一个时间段收集，未采用多时点数据；未来可以考虑纵向研究，采用多时点观察，准确厘清变量之间的关系。(3) 本研究以职业认同作为中介进行分析，未来可以考虑其他变量(例如自我评价等)在职业污名影响产业工人工匠精神过程中的中介作用。