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？眼摘 要？演调查483位农民工的身份认同情况，呈现较明显的双重认同，其中66.7%的更认同农民身份，19.7%的更认同工人身份，而13.7%的人表示说不清。在社会认同理论、工作投入相关理论的基础上，构建农民工身份认同、组织支持感与工作投入的理论模型，并通过结构方程建模进行验证发现：工人身份认同和农民身份认同程度都对工作投入有正向影响，但组织支持感仅在工人身份认同和员工工作投入间起部分中介作用，说明农民身份认同较强的农民工难以感受到企业组织支持的作用，这是企业在提升农民工工作投入水平时需要解决的重点问题。
？眼关键词？演农民工；身份认同；组织支持感；工作投入
[中图分类号]F323.6；C912 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2016）05-0068-06
一、引 言
2014年全国农民工总量达到27 395万人，已成为企业员工的主体，在我国城镇化进程中他们常常在城乡间流动，兼具农民和职工双重身份认知，工作投入水平明显偏低。那么，农民工所特有的双重身份是否会对其工作态度和行为产生影响？企业又应该如何应对？基于此，本研究将采用实证研究方法，探讨农民工身份认同与组织支持感、工作投入的关系，同时，将组织支持感引入农民工身份认同对工作投入的作用过程中，深入探究其中介作用，为企业管理者改善组织支持，更有效地开发农民工劳动资源提供理论与方法依据。
二、理论回顾与研究假设
（一）身份认同与工作投入
根据社会认同理论，两种身份的不断碰撞会产生两种不同的身份认同，即农民身份认同和工人身份认同（王春光，2001）[1]。所谓的农民身份认同是指农民工知觉到农民这一群体的特征后，产生的对农民身份特征的认同。而工人身份认同是指农民工知觉到工人这一群体的特征后，产生的对工人身份特征的认同。长期的城市生活和工作，使农民工出现了从农民向城镇职工的转变趋向，成为典型的“边缘人”（彭远春，2007）[2]。
当员工的工作投入程度较高时，会积极完成工作角色所要求的任务，反之，个体将会游离在工作角色之外，这会降低员工的工作效率，影响组织绩效。随着社会经济的发展，农民工不再局限于简单的生理或安全需求，相反，他们开始追求更高层次的社会需求、尊重需求及自我实现需求，农民工反生产行为较为普遍，其影响因素主要来自于他人的不公正对待，在企业中具体表现在雇佣歧视（王弘钰、王辉，2016）[3]。社会认同理论认为，处于弱势地位的群体为了保护他们的自尊，往往会选择不认同自己所属的群体，转而希望成为高地位群体成员，农民工深知一旦自己在城市扎根，便有更大可能获得相应的身份特权及收益（钱文荣、李宝值，2013）[4]，这也会激发农民工的内在动机，使其保持较高的工作投入水平（李伟、梅继霞，2013）[5]。基于此，提出如下假设：
农民工在生活方式、价值观、行为方式等方面与城市居民间有较大差距，这种差异让他们觉得自己仍是农民。尽管他们从事的都是一些脏乱险的工作，但收入水平普遍偏低，而且还由于政策歧视和户籍制度的不合理，使农民工无法享有公平的社会机会（袁方、史清华，2013）[6]。这会强化其内心的相对剥夺感和不公平感，引发个体消极乃至有害的情绪，进而采取一系列的行动（如减少工作投入、迟到、早退等）以平衡自身知觉到的不公平。相关研究也表明，组织公平会影响员工的工作态度和行为。如Hyo等人（2015）通过实证研究后发现，员工的福利、薪酬水平、薪酬结构与工作投入呈正相关关系，其中薪酬分配越公平，员工满意度就越高，其工作投入度也越高[7]。基于此，提出如下假设：
H2：农民工的农民身份认同与工作投入之间存在负向关系，即农民身份认同感越强，其工作投入水平就越低。
（二）身份认同与组织支持感
基于互惠原则和社会交换理论，当员工感受到组织支持后，能有效缩短融入组织的时间，从而减少员工的工作疏离感（龙立荣，2014）[8]；领导越是信任下属，下属的自我效能感越高，往往会持续加大工作投入（陶厚永、胡文芳，2015）[9]。当员工的物质生活得到保证、努力得到认可后，出于对组织支持的回报，员工会表现出高水平的工作投入，反之，员工就产生消极行为，譬如工作倦怠、离职等。总之，组织支持感是组织对员工的一种承诺和支持，是个体对组织是否重视其贡献、关注其幸福感、为其提供组织援助等方面的看法。
由于用工双轨制的存在，使农民工长期处于弱势地位，最终他们因农民身份而被排斥在城市之外，却因工人身份游离在城市边缘。根据社会认同理论，处于弱势地位的群体成员将面临两种选择：一是接受当前的身份地位，即认同农民身份；二是倾向于高地位群体而排斥自己所在的群体，即认同工人身份（秦伟平、杨东涛，2012）[10]。对于认同农民身份的农民工而言，由于受到土地的制约和户籍的限制，他们将自己的未来定位在农村，而且城市中客观存在的歧视，使其产生了“过客”心理，这降低了农民工的社会嵌入性，削弱了组织文化、组织氛围所产生的有利影响，影响了农民工对组织支持感的感知；而对于认同工人身份的农民工而言，当他们目睹身边老乡相继成为企业的骨干人员后，会增加个体的内在动力，这会对组织支持感产生正向影响。分析员工职业生涯管理感知与组织支持感、员工工作满意度的关系，结果发现公平晋升、职业发展认识等对工作满意度、组织支持感有正向影响（李敏等，2013）[11]。基于此，提出如下假设：
（三）组织支持感的中介作用
基于社会交换理论和互惠原则，当员工得到组织的恩惠后，内心便会产生一种强烈的不平衡感，为了消除这种感觉，员工会表现出高水平的工作投入和更多的利组织行为。例如Sulea等（2012）通过实证研究后发现，组织支持感对个体的工作投入、组织公民行为有正向影响[12]。这是因为组织支持感作为一项重要的工作资源，它能有效缓解工作需求的消极影响，使员工表现出更积极地工作态度和行为。Caesens等（2014）在分析组织支持感、自我效能与工作投入的关系后发现，组织支持感能通过自我效能对员工的工作投入产生影响[13]。June等（2013）将情感承诺引入组织支持感对员工工作投入的影响机制中，并实证检验了情感承诺在组织支持感和工作投入间的中介作用[14]。研究者在中国情境下发现，组织支持感能帮助员工增加工作动力和敬业度，表现出较高的工作绩效行为（高建丽、孙明贵，2015）[15]。 基于此，提出如下假设：
三、研究方法与设计
（一）变量测量
为保证研究的科学性和严谨性，本研究均借鉴国内外的成熟量表来对变量进行测量。除控制变量（如性别、学历、年龄等）外，其他题项均采用Likert五点量表计分法，“1～5分”分别代表“非常不同意”到“非常同意”。
（1）身份认同。本研究主要参考Brown等（2011）[16]开发的6条量表，该量表将被分别用来测量农民工对农民身份的认同程度及对工人身份的认同程度。
（2）组织支持感。本研究将采用McMilian（1997）[17]、陈志霞（2006）[18]所编制的组织支持感量表，该量表由工具性支持和情感性支持2个维度共14个题项组成。
（3）工作投入。本研究采用Schaufeli（2002）[19]、张轶文等（2005）[20]的度量方法，该量表将工作投入划分为专注、活力、奉献3个维度，共计15个题项。
（二）预调研
为保证调研数据的真实性和科学性，本研究在正式调研前，进行了相关的预调研测试，其中发放100份问卷，回收有效问卷86份，问卷的有效率为86%。根据Cronbach′s alpha值来对问卷进行项目分析，工人身份认同删去2个题项，农民身份认同删去2个题项，组织支持感删去2个题项。
运用SPSS 17.0统计分析软件对各量表进行探索性因子分析。其中，工人身份认同的KMO值为0.729，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明工人身份认同量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出1个公因子，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为51.828%，量表信度系数为0.728，这表明工人身份认同量表具有较好的内部一致性。农民身份认同的KMO值为0.806，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明农民身份认同量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出1个公因子，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为59.198%，量表信度系数为0.795，这表明农民身份认同量表具有较好的内部一致性。
组织支持感的KMO值为0.784，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明组织支持感量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出2个公因子，分别是情感性支持和工具性支持，且各题项的因子载荷系数均大于0.4，因子累计解释的方差量为52.404%，量表信度系数为0.795，这表明组织支持感量表具有较好的内部一致性。
工作投入的KMO值为0.860，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明工作投入量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出3个公因子，分别是专注、活力和奉献，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为58.474%，量表信度系数为0.891，这表明工作投入量表具有较好的内部一致性。
（三）正式调研样本
本研究主要选取在浙江城镇务工的农民工作为研究对象。共计发放559份问卷，回收有效问卷483份，有效问卷的回收率为86.4%。其中，男性242人（50.3%），女性239人（46.6%）；已婚344人（71.8%），未婚135人（28.2%）；从年龄分布上看，20岁以下、20～30岁、31～40岁、41～50岁、51岁以上的人数分别为4（0.8%）、196（40.9%）、125（26.1%）、107（22.3%）、47（9.8%）；从教育水平上来看，初中及以下、高中、大专、其他的人数分别为236人（49.1%）、116人（24.1%）、63人（13.1%）、66人（13.7%）；从年收入上来看，2万以下、2万～4万、4万～6万、6万以上的人数分别为41人（8.6%）、218人（45.8%）、125人（26.2%）、92人（19.3%）。
四、研究结果
（一）样本的信效度分析
运用AMOS 17.0统计分析软件对各量表进行分析，变量各维度的均值、标准差、信度及效度结果如表1、表2所示。
由表1，表2可知，工作投入3个维度的Cronbach′s α值分别为0.802、0.802、0.775，均大于0.7，说明工作投入量表的信度较好；组织支持感两个维度的Cronbach′s α值分别为0.801、0.773，均大于0.7，这说明组织支持感量表的信度较好。组织支持感变量中各潜变量的AVE值平方根均大于所在行和列的相关系数，说明各潜变量间具有较好的区分效度。
（二）变量的验证性因子分析
本研究将运用AMOS 17.0对农民工身份认同、组织支持感及工作投入这三个变量进行验证性因子分析，结果如表3所示。
由表3可知，各量表的CFI值、TLI值、IFI值、NFI值、GFI值均大于0.9，组织支持感量表的X2/df为3.29，工作投入量表的X2/df为2.98，满足X2/df <5，组织支持感量表的RMSEA值为0.069，工作投入量表的RMSEA值为0.064，均小于0.08。因此，工作投入和组织支持感量表具有较好的建构效度。
（三）变量间相关分析
为探究人口统计学变量对农民工身份认同、组织支持感及工作投入的影响，首先，对人口统计学变量进行虚拟变量处理，如性别：男为1，女为2；年龄：20岁以下为1，20～30岁为2，30～40岁为3，40～50岁为4，50岁以上为5。其次，进行变量的相关性分析，具体结果如表4所示。 由表4可知，性别与农民身份认同间呈显著负相关关系；年龄与农民身份认同、工作投入间呈显著正相关关系；婚姻状况与工人身份认同、农民身份认同、工作投入间呈显著负相关关系；学历与农民身份认同、工作投入间呈显著负相关关系；年收入与工人身份认同、组织支持感间呈显著正相关关系，与农民身份认同间呈显著负相关关系；工人身份认同与工作投入的相关系数（r=0.229）及农民身份认同与工作投入的相关系数（r=0.162）在p<0.01的水平上显著，因此假设H1成立，假设H2不成立；工人身份认同与组织支持感的相关系数（r=0.199）在p<0.01水平上显著，因此假设H3成立；农民身份认同与组织支持感的相关系数（r=0.106）在p<0.05水平上显著，因此假设H4不成立。
（四）组织支持感中介效应检验
运用AMOS 17.0对组织支持感在农民工身份认同与工作投入间的中介作用进行建模并检验，结果如图2所示。
原始模型中“农民身份认同 → 组织支持感”回归系数为0.05，且p>0.05，其余几个回归系数均显著，因此在模型修正时将该路径删除。根据模型的修正指标值，增列误差变量e5与误差变量e8间的共变关系，运用AMOS 17.0统计分析软件重新计算，发现所有的路径系数均在0.05水平上显著（见表5）。修正后的结构模型与原始模型的拟合优度如表6所示。
由表6可知，修正模型的各项拟合指标均有改进，X2/df从原来的2.94下降到2.60，满足2 五、研究结论与建议
本文以农民工作为调研对象，以社会认同理论、公平理论和社会交换理论等为理论指导，结合对483份调查问卷的分析，探讨了农民工身份双重认同对工作投入的影响机制及组织支持感的中介作用。通过上述分析，本文得到如下结论。
第一，数据显示，66.7%的农民工更认同农民身份，19.7%的农民工更认同工人身份，而13.7%的人表示说不清。这是因为，大多数农民工具有较强的乡土情结，他们迫于生计来到城市打工。而长期的打工生活使农民工产生了对城镇生活和工作的眷恋，他们渴望成为城镇职工队伍中的一员。因此，他们在两种身份认同间不断徘徊，这是中国城镇化进程中将会长期存在的现象。
第二，农民工的工人身份认同对工作投入及其各维度有正面影响，这与最初假设一致；农民工的农民身份认同对工作投入及其各维度有正面影响，这与最初假设相反。究其原因，主要是因为大部分农民工受文化水平的制约，只能从事较为基础的工作，可替代性较高而职业稳定性差，随时会面临被解雇的风险，农民工基于偏好稳定及效用最大化假定，本着吃苦耐劳的传统精神，会把更多的时间和精力投入到与工作相关的活动中。
第三，本研究进一步探讨了身份认同对农民工工作投入的影响路径。结果显示，组织支持感及其各维度在工人认同和工作投入间起部分中介作用，在农民认同和工作投入间没有起到中介作用。这是因为农民工在遭受各种歧视和不公平对待后，会产生对组织的疏离感，于是他们更依赖以血缘和地缘关系为主的社会网络，这极大地削弱了员工对组织情感性支持和工具性支持的感知水平。考虑到大多数农民工的农民身份认同更强，组织支持的失效应该引起我们足够的关注。
因此，在今后较长的一段城镇化过程中，为较好地提升农民工整体工作投入水平，特提出三点建议。
其一是加强对城镇化过程中农民工个体和群体特点演变的认识。了解农民工员工中农民身份认同倾向较偏重的群体心理状况，区别看待农民工城乡双重身份共性与差异化，探讨农民工城乡双重身份认同与工作投入的影响机制，完善企业农民工劳动力资源开发方法与思路，探索适合中国情况的企业员工管理思想，在城镇化不断推进中改进企业对农民工群体管理水平。
其二在我国城镇化过程中，要以人的城镇化为中心，其中农民工的城镇化则是重中之重。研究发现，当农民工的身份认同是工人时企业的组织支持才会产业促进作用，提升农民工工作投入。因此，在政府宏观管理中要有效的长期配套政策，逐步稳健推进农民工身份向城镇化转型，为企业提供良好发展环境。
其三是有针对性地着力引导企业主动改善组织支持方式，提升农民工工作满意度和敬业度，改善农民工员工与公司的匹配、与岗位的匹配，特别是多注意关怀城镇化程度较低的部分农民工，探索农民工管理的公平和效率，管理者应杜绝“同工不同酬、不同权、不同时”等现象，努力营造公平的组织环境，积极关心农民工的日常工作和生活情况，当农民工感受到组织的情感性支持和工具性支持后，能激发其产生关心组织发展及帮助组织实现目标的情感承诺，最终提高他们的工作积极性，形成高素质农民工员工队伍，增强企业凝聚力和竞争力。
？眼关键词？演农民工；身份认同；组织支持感；工作投入
[中图分类号]F323.6；C912 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2016）05-0068-06
一、引 言
2014年全国农民工总量达到27 395万人，已成为企业员工的主体，在我国城镇化进程中他们常常在城乡间流动，兼具农民和职工双重身份认知，工作投入水平明显偏低。那么，农民工所特有的双重身份是否会对其工作态度和行为产生影响？企业又应该如何应对？基于此，本研究将采用实证研究方法，探讨农民工身份认同与组织支持感、工作投入的关系，同时，将组织支持感引入农民工身份认同对工作投入的作用过程中，深入探究其中介作用，为企业管理者改善组织支持，更有效地开发农民工劳动资源提供理论与方法依据。
二、理论回顾与研究假设
（一）身份认同与工作投入
根据社会认同理论，两种身份的不断碰撞会产生两种不同的身份认同，即农民身份认同和工人身份认同（王春光，2001）[1]。所谓的农民身份认同是指农民工知觉到农民这一群体的特征后，产生的对农民身份特征的认同。而工人身份认同是指农民工知觉到工人这一群体的特征后，产生的对工人身份特征的认同。长期的城市生活和工作，使农民工出现了从农民向城镇职工的转变趋向，成为典型的“边缘人”（彭远春，2007）[2]。
当员工的工作投入程度较高时，会积极完成工作角色所要求的任务，反之，个体将会游离在工作角色之外，这会降低员工的工作效率，影响组织绩效。随着社会经济的发展，农民工不再局限于简单的生理或安全需求，相反，他们开始追求更高层次的社会需求、尊重需求及自我实现需求，农民工反生产行为较为普遍，其影响因素主要来自于他人的不公正对待，在企业中具体表现在雇佣歧视（王弘钰、王辉，2016）[3]。社会认同理论认为，处于弱势地位的群体为了保护他们的自尊，往往会选择不认同自己所属的群体，转而希望成为高地位群体成员，农民工深知一旦自己在城市扎根，便有更大可能获得相应的身份特权及收益（钱文荣、李宝值，2013）[4]，这也会激发农民工的内在动机，使其保持较高的工作投入水平（李伟、梅继霞，2013）[5]。基于此，提出如下假设：
农民工在生活方式、价值观、行为方式等方面与城市居民间有较大差距，这种差异让他们觉得自己仍是农民。尽管他们从事的都是一些脏乱险的工作，但收入水平普遍偏低，而且还由于政策歧视和户籍制度的不合理，使农民工无法享有公平的社会机会（袁方、史清华，2013）[6]。这会强化其内心的相对剥夺感和不公平感，引发个体消极乃至有害的情绪，进而采取一系列的行动（如减少工作投入、迟到、早退等）以平衡自身知觉到的不公平。相关研究也表明，组织公平会影响员工的工作态度和行为。如Hyo等人（2015）通过实证研究后发现，员工的福利、薪酬水平、薪酬结构与工作投入呈正相关关系，其中薪酬分配越公平，员工满意度就越高，其工作投入度也越高[7]。基于此，提出如下假设：
H2：农民工的农民身份认同与工作投入之间存在负向关系，即农民身份认同感越强，其工作投入水平就越低。
（二）身份认同与组织支持感
基于互惠原则和社会交换理论，当员工感受到组织支持后，能有效缩短融入组织的时间，从而减少员工的工作疏离感（龙立荣，2014）[8]；领导越是信任下属，下属的自我效能感越高，往往会持续加大工作投入（陶厚永、胡文芳，2015）[9]。当员工的物质生活得到保证、努力得到认可后，出于对组织支持的回报，员工会表现出高水平的工作投入，反之，员工就产生消极行为，譬如工作倦怠、离职等。总之，组织支持感是组织对员工的一种承诺和支持，是个体对组织是否重视其贡献、关注其幸福感、为其提供组织援助等方面的看法。
由于用工双轨制的存在，使农民工长期处于弱势地位，最终他们因农民身份而被排斥在城市之外，却因工人身份游离在城市边缘。根据社会认同理论，处于弱势地位的群体成员将面临两种选择：一是接受当前的身份地位，即认同农民身份；二是倾向于高地位群体而排斥自己所在的群体，即认同工人身份（秦伟平、杨东涛，2012）[10]。对于认同农民身份的农民工而言，由于受到土地的制约和户籍的限制，他们将自己的未来定位在农村，而且城市中客观存在的歧视，使其产生了“过客”心理，这降低了农民工的社会嵌入性，削弱了组织文化、组织氛围所产生的有利影响，影响了农民工对组织支持感的感知；而对于认同工人身份的农民工而言，当他们目睹身边老乡相继成为企业的骨干人员后，会增加个体的内在动力，这会对组织支持感产生正向影响。分析员工职业生涯管理感知与组织支持感、员工工作满意度的关系，结果发现公平晋升、职业发展认识等对工作满意度、组织支持感有正向影响（李敏等，2013）[11]。基于此，提出如下假设：
（三）组织支持感的中介作用
基于社会交换理论和互惠原则，当员工得到组织的恩惠后，内心便会产生一种强烈的不平衡感，为了消除这种感觉，员工会表现出高水平的工作投入和更多的利组织行为。例如Sulea等（2012）通过实证研究后发现，组织支持感对个体的工作投入、组织公民行为有正向影响[12]。这是因为组织支持感作为一项重要的工作资源，它能有效缓解工作需求的消极影响，使员工表现出更积极地工作态度和行为。Caesens等（2014）在分析组织支持感、自我效能与工作投入的关系后发现，组织支持感能通过自我效能对员工的工作投入产生影响[13]。June等（2013）将情感承诺引入组织支持感对员工工作投入的影响机制中，并实证检验了情感承诺在组织支持感和工作投入间的中介作用[14]。研究者在中国情境下发现，组织支持感能帮助员工增加工作动力和敬业度，表现出较高的工作绩效行为（高建丽、孙明贵，2015）[15]。 基于此，提出如下假设：
三、研究方法与设计
（一）变量测量
为保证研究的科学性和严谨性，本研究均借鉴国内外的成熟量表来对变量进行测量。除控制变量（如性别、学历、年龄等）外，其他题项均采用Likert五点量表计分法，“1～5分”分别代表“非常不同意”到“非常同意”。
（1）身份认同。本研究主要参考Brown等（2011）[16]开发的6条量表，该量表将被分别用来测量农民工对农民身份的认同程度及对工人身份的认同程度。
（2）组织支持感。本研究将采用McMilian（1997）[17]、陈志霞（2006）[18]所编制的组织支持感量表，该量表由工具性支持和情感性支持2个维度共14个题项组成。
（3）工作投入。本研究采用Schaufeli（2002）[19]、张轶文等（2005）[20]的度量方法，该量表将工作投入划分为专注、活力、奉献3个维度，共计15个题项。
（二）预调研
为保证调研数据的真实性和科学性，本研究在正式调研前，进行了相关的预调研测试，其中发放100份问卷，回收有效问卷86份，问卷的有效率为86%。根据Cronbach′s alpha值来对问卷进行项目分析，工人身份认同删去2个题项，农民身份认同删去2个题项，组织支持感删去2个题项。
运用SPSS 17.0统计分析软件对各量表进行探索性因子分析。其中，工人身份认同的KMO值为0.729，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明工人身份认同量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出1个公因子，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为51.828%，量表信度系数为0.728，这表明工人身份认同量表具有较好的内部一致性。农民身份认同的KMO值为0.806，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明农民身份认同量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出1个公因子，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为59.198%，量表信度系数为0.795，这表明农民身份认同量表具有较好的内部一致性。
组织支持感的KMO值为0.784，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明组织支持感量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出2个公因子，分别是情感性支持和工具性支持，且各题项的因子载荷系数均大于0.4，因子累计解释的方差量为52.404%，量表信度系数为0.795，这表明组织支持感量表具有较好的内部一致性。
工作投入的KMO值为0.860，Bartlett球形度检验的显著性概率值为0.000 < 0.05，这表明工作投入量表可进行后续的因子分析。运用主成分正交旋转法对该量表进行因子分析，最终提取出3个公因子，分别是专注、活力和奉献，且各题项的因子载荷系数均大于0.5，因子累计解释的方差量为58.474%，量表信度系数为0.891，这表明工作投入量表具有较好的内部一致性。
（三）正式调研样本
本研究主要选取在浙江城镇务工的农民工作为研究对象。共计发放559份问卷，回收有效问卷483份，有效问卷的回收率为86.4%。其中，男性242人（50.3%），女性239人（46.6%）；已婚344人（71.8%），未婚135人（28.2%）；从年龄分布上看，20岁以下、20～30岁、31～40岁、41～50岁、51岁以上的人数分别为4（0.8%）、196（40.9%）、125（26.1%）、107（22.3%）、47（9.8%）；从教育水平上来看，初中及以下、高中、大专、其他的人数分别为236人（49.1%）、116人（24.1%）、63人（13.1%）、66人（13.7%）；从年收入上来看，2万以下、2万～4万、4万～6万、6万以上的人数分别为41人（8.6%）、218人（45.8%）、125人（26.2%）、92人（19.3%）。
四、研究结果
（一）样本的信效度分析
运用AMOS 17.0统计分析软件对各量表进行分析，变量各维度的均值、标准差、信度及效度结果如表1、表2所示。
由表1，表2可知，工作投入3个维度的Cronbach′s α值分别为0.802、0.802、0.775，均大于0.7，说明工作投入量表的信度较好；组织支持感两个维度的Cronbach′s α值分别为0.801、0.773，均大于0.7，这说明组织支持感量表的信度较好。组织支持感变量中各潜变量的AVE值平方根均大于所在行和列的相关系数，说明各潜变量间具有较好的区分效度。
（二）变量的验证性因子分析
本研究将运用AMOS 17.0对农民工身份认同、组织支持感及工作投入这三个变量进行验证性因子分析，结果如表3所示。
由表3可知，各量表的CFI值、TLI值、IFI值、NFI值、GFI值均大于0.9，组织支持感量表的X2/df为3.29，工作投入量表的X2/df为2.98，满足X2/df <5，组织支持感量表的RMSEA值为0.069，工作投入量表的RMSEA值为0.064，均小于0.08。因此，工作投入和组织支持感量表具有较好的建构效度。
（三）变量间相关分析
为探究人口统计学变量对农民工身份认同、组织支持感及工作投入的影响，首先，对人口统计学变量进行虚拟变量处理，如性别：男为1，女为2；年龄：20岁以下为1，20～30岁为2，30～40岁为3，40～50岁为4，50岁以上为5。其次，进行变量的相关性分析，具体结果如表4所示。 由表4可知，性别与农民身份认同间呈显著负相关关系；年龄与农民身份认同、工作投入间呈显著正相关关系；婚姻状况与工人身份认同、农民身份认同、工作投入间呈显著负相关关系；学历与农民身份认同、工作投入间呈显著负相关关系；年收入与工人身份认同、组织支持感间呈显著正相关关系，与农民身份认同间呈显著负相关关系；工人身份认同与工作投入的相关系数（r=0.229）及农民身份认同与工作投入的相关系数（r=0.162）在p<0.01的水平上显著，因此假设H1成立，假设H2不成立；工人身份认同与组织支持感的相关系数（r=0.199）在p<0.01水平上显著，因此假设H3成立；农民身份认同与组织支持感的相关系数（r=0.106）在p<0.05水平上显著，因此假设H4不成立。
（四）组织支持感中介效应检验
运用AMOS 17.0对组织支持感在农民工身份认同与工作投入间的中介作用进行建模并检验，结果如图2所示。
原始模型中“农民身份认同 → 组织支持感”回归系数为0.05，且p>0.05，其余几个回归系数均显著，因此在模型修正时将该路径删除。根据模型的修正指标值，增列误差变量e5与误差变量e8间的共变关系，运用AMOS 17.0统计分析软件重新计算，发现所有的路径系数均在0.05水平上显著（见表5）。修正后的结构模型与原始模型的拟合优度如表6所示。
由表6可知，修正模型的各项拟合指标均有改进，X2/df从原来的2.94下降到2.60，满足2
本文以农民工作为调研对象，以社会认同理论、公平理论和社会交换理论等为理论指导，结合对483份调查问卷的分析，探讨了农民工身份双重认同对工作投入的影响机制及组织支持感的中介作用。通过上述分析，本文得到如下结论。
第一，数据显示，66.7%的农民工更认同农民身份，19.7%的农民工更认同工人身份，而13.7%的人表示说不清。这是因为，大多数农民工具有较强的乡土情结，他们迫于生计来到城市打工。而长期的打工生活使农民工产生了对城镇生活和工作的眷恋，他们渴望成为城镇职工队伍中的一员。因此，他们在两种身份认同间不断徘徊，这是中国城镇化进程中将会长期存在的现象。
第二，农民工的工人身份认同对工作投入及其各维度有正面影响，这与最初假设一致；农民工的农民身份认同对工作投入及其各维度有正面影响，这与最初假设相反。究其原因，主要是因为大部分农民工受文化水平的制约，只能从事较为基础的工作，可替代性较高而职业稳定性差，随时会面临被解雇的风险，农民工基于偏好稳定及效用最大化假定，本着吃苦耐劳的传统精神，会把更多的时间和精力投入到与工作相关的活动中。
第三，本研究进一步探讨了身份认同对农民工工作投入的影响路径。结果显示，组织支持感及其各维度在工人认同和工作投入间起部分中介作用，在农民认同和工作投入间没有起到中介作用。这是因为农民工在遭受各种歧视和不公平对待后，会产生对组织的疏离感，于是他们更依赖以血缘和地缘关系为主的社会网络，这极大地削弱了员工对组织情感性支持和工具性支持的感知水平。考虑到大多数农民工的农民身份认同更强，组织支持的失效应该引起我们足够的关注。
因此，在今后较长的一段城镇化过程中，为较好地提升农民工整体工作投入水平，特提出三点建议。
其一是加强对城镇化过程中农民工个体和群体特点演变的认识。了解农民工员工中农民身份认同倾向较偏重的群体心理状况，区别看待农民工城乡双重身份共性与差异化，探讨农民工城乡双重身份认同与工作投入的影响机制，完善企业农民工劳动力资源开发方法与思路，探索适合中国情况的企业员工管理思想，在城镇化不断推进中改进企业对农民工群体管理水平。
其二在我国城镇化过程中，要以人的城镇化为中心，其中农民工的城镇化则是重中之重。研究发现，当农民工的身份认同是工人时企业的组织支持才会产业促进作用，提升农民工工作投入。因此，在政府宏观管理中要有效的长期配套政策，逐步稳健推进农民工身份向城镇化转型，为企业提供良好发展环境。
其三是有针对性地着力引导企业主动改善组织支持方式，提升农民工工作满意度和敬业度，改善农民工员工与公司的匹配、与岗位的匹配，特别是多注意关怀城镇化程度较低的部分农民工，探索农民工管理的公平和效率，管理者应杜绝“同工不同酬、不同权、不同时”等现象，努力营造公平的组织环境，积极关心农民工的日常工作和生活情况，当农民工感受到组织的情感性支持和工具性支持后，能激发其产生关心组织发展及帮助组织实现目标的情感承诺，最终提高他们的工作积极性，形成高素质农民工员工队伍，增强企业凝聚力和竞争力。