農(nóng)民工雙重身份認(rèn)同對(duì)工作投入的影響研究

劉輝 陳夢(mèng)筱

？眼摘 要？演調(diào)查483位農(nóng)民工的身份認(rèn)同情況，呈現(xiàn)較明顯的雙重認(rèn)同，其中66.7%的更認(rèn)同農(nóng)民身份，19.7%的更認(rèn)同工人身份，而13.7%的人表示說不清。在社會(huì)認(rèn)同理論、工作投入相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，構(gòu)建農(nóng)民工身份認(rèn)同、組織支持感與工作投入的理論模型，并通過結(jié)構(gòu)方程建模進(jìn)行驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)：工人身份認(rèn)同和農(nóng)民身份認(rèn)同程度都對(duì)工作投入有正向影響，但組織支持感僅在工人身份認(rèn)同和員工工作投入間起部分中介作用，說明農(nóng)民身份認(rèn)同較強(qiáng)的農(nóng)民工難以感受到企業(yè)組織支持的作用，這是企業(yè)在提升農(nóng)民工工作投入水平時(shí)需要解決的重點(diǎn)問題。

？眼關(guān)鍵詞？演農(nóng)民工；身份認(rèn)同；組織支持感；工作投入

[中圖分類號(hào)]F323.6；C912 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)]1673-0461（2016）05-0068-06

一、引 言

2014年全國(guó)農(nóng)民工總量達(dá)到27 395萬人，已成為企業(yè)員工的主體，在我國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中他們常常在城鄉(xiāng)間流動(dòng)，兼具農(nóng)民和職工雙重身份認(rèn)知，工作投入水平明顯偏低。那么，農(nóng)民工所特有的雙重身份是否會(huì)對(duì)其工作態(tài)度和行為產(chǎn)生影響？企業(yè)又應(yīng)該如何應(yīng)對(duì)？基于此，本研究將采用實(shí)證研究方法，探討農(nóng)民工身份認(rèn)同與組織支持感、工作投入的關(guān)系，同時(shí)，將組織支持感引入農(nóng)民工身份認(rèn)同對(duì)工作投入的作用過程中，深入探究其中介作用，為企業(yè)管理者改善組織支持，更有效地開發(fā)農(nóng)民工勞動(dòng)資源提供理論與方法依據(jù)。

二、理論回顧與研究假設(shè)

（一）身份認(rèn)同與工作投入

根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，兩種身份的不斷碰撞會(huì)產(chǎn)生兩種不同的身份認(rèn)同，即農(nóng)民身份認(rèn)同和工人身份認(rèn)同（王春光，2001）[1]。所謂的農(nóng)民身份認(rèn)同是指農(nóng)民工知覺到農(nóng)民這一群體的特征后，產(chǎn)生的對(duì)農(nóng)民身份特征的認(rèn)同。而工人身份認(rèn)同是指農(nóng)民工知覺到工人這一群體的特征后，產(chǎn)生的對(duì)工人身份特征的認(rèn)同。長(zhǎng)期的城市生活和工作，使農(nóng)民工出現(xiàn)了從農(nóng)民向城鎮(zhèn)職工的轉(zhuǎn)變趨向，成為典型的“邊緣人”（彭遠(yuǎn)春，2007）[2]。

當(dāng)員工的工作投入程度較高時(shí)，會(huì)積極完成工作角色所要求的任務(wù)，反之，個(gè)體將會(huì)游離在工作角色之外，這會(huì)降低員工的工作效率，影響組織績(jī)效。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)民工不再局限于簡(jiǎn)單的生理或安全需求，相反，他們開始追求更高層次的社會(huì)需求、尊重需求及自我實(shí)現(xiàn)需求，農(nóng)民工反生產(chǎn)行為較為普遍，其影響因素主要來自于他人的不公正對(duì)待，在企業(yè)中具體表現(xiàn)在雇傭歧視（王弘鈺、王輝，2016）[3]。社會(huì)認(rèn)同理論認(rèn)為，處于弱勢(shì)地位的群體為了保護(hù)他們的自尊，往往會(huì)選擇不認(rèn)同自己所屬的群體，轉(zhuǎn)而希望成為高地位群體成員，農(nóng)民工深知一旦自己在城市扎根，便有更大可能獲得相應(yīng)的身份特權(quán)及收益（錢文榮、李寶值，2013）[4]，這也會(huì)激發(fā)農(nóng)民工的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，使其保持較高的工作投入水平（李偉、梅繼霞，2013）[5]?；诖耍岢鋈缦录僭O(shè)：

農(nóng)民工在生活方式、價(jià)值觀、行為方式等方面與城市居民間有較大差距，這種差異讓他們覺得自己仍是農(nóng)民。盡管他們從事的都是一些臟亂險(xiǎn)的工作，但收入水平普遍偏低，而且還由于政策歧視和戶籍制度的不合理，使農(nóng)民工無法享有公平的社會(huì)機(jī)會(huì)（袁方、史清華，2013）[6]。這會(huì)強(qiáng)化其內(nèi)心的相對(duì)剝奪感和不公平感，引發(fā)個(gè)體消極乃至有害的情緒，進(jìn)而采取一系列的行動(dòng)（如減少工作投入、遲到、早退等）以平衡自身知覺到的不公平。相關(guān)研究也表明，組織公平會(huì)影響員工的工作態(tài)度和行為。如Hyo等人（2015）通過實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，員工的福利、薪酬水平、薪酬結(jié)構(gòu)與工作投入呈正相關(guān)關(guān)系，其中薪酬分配越公平，員工滿意度就越高，其工作投入度也越高[7]。基于此，提出如下假設(shè)：

H2：農(nóng)民工的農(nóng)民身份認(rèn)同與工作投入之間存在負(fù)向關(guān)系，即農(nóng)民身份認(rèn)同感越強(qiáng)，其工作投入水平就越低。

（二）身份認(rèn)同與組織支持感

基于互惠原則和社會(huì)交換理論，當(dāng)員工感受到組織支持后，能有效縮短融入組織的時(shí)間，從而減少員工的工作疏離感（龍立榮，2014）[8]；領(lǐng)導(dǎo)越是信任下屬，下屬的自我效能感越高，往往會(huì)持續(xù)加大工作投入（陶厚永、胡文芳，2015）[9]。當(dāng)員工的物質(zhì)生活得到保證、努力得到認(rèn)可后，出于對(duì)組織支持的回報(bào)，員工會(huì)表現(xiàn)出高水平的工作投入，反之，員工就產(chǎn)生消極行為，譬如工作倦怠、離職等?？傊M織支持感是組織對(duì)員工的一種承諾和支持，是個(gè)體對(duì)組織是否重視其貢獻(xiàn)、關(guān)注其幸福感、為其提供組織援助等方面的看法。

由于用工雙軌制的存在，使農(nóng)民工長(zhǎng)期處于弱勢(shì)地位，最終他們因農(nóng)民身份而被排斥在城市之外，卻因工人身份游離在城市邊緣。根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，處于弱勢(shì)地位的群體成員將面臨兩種選擇：一是接受當(dāng)前的身份地位，即認(rèn)同農(nóng)民身份；二是傾向于高地位群體而排斥自己所在的群體，即認(rèn)同工人身份（秦偉平、楊東濤，2012）[10]。對(duì)于認(rèn)同農(nóng)民身份的農(nóng)民工而言，由于受到土地的制約和戶籍的限制，他們將自己的未來定位在農(nóng)村，而且城市中客觀存在的歧視，使其產(chǎn)生了“過客”心理，這降低了農(nóng)民工的社會(huì)嵌入性，削弱了組織文化、組織氛圍所產(chǎn)生的有利影響，影響了農(nóng)民工對(duì)組織支持感的感知；而對(duì)于認(rèn)同工人身份的農(nóng)民工而言，當(dāng)他們目睹身邊老鄉(xiāng)相繼成為企業(yè)的骨干人員后，會(huì)增加個(gè)體的內(nèi)在動(dòng)力，這會(huì)對(duì)組織支持感產(chǎn)生正向影響。分析員工職業(yè)生涯管理感知與組織支持感、員工工作滿意度的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)公平晉升、職業(yè)發(fā)展認(rèn)識(shí)等對(duì)工作滿意度、組織支持感有正向影響（李敏等，2013）[11]。基于此，提出如下假設(shè)：

（三）組織支持感的中介作用

基于社會(huì)交換理論和互惠原則，當(dāng)員工得到組織的恩惠后，內(nèi)心便會(huì)產(chǎn)生一種強(qiáng)烈的不平衡感，為了消除這種感覺，員工會(huì)表現(xiàn)出高水平的工作投入和更多的利組織行為。例如Sulea等（2012）通過實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，組織支持感對(duì)個(gè)體的工作投入、組織公民行為有正向影響[12]。這是因?yàn)榻M織支持感作為一項(xiàng)重要的工作資源，它能有效緩解工作需求的消極影響，使員工表現(xiàn)出更積極地工作態(tài)度和行為。Caesens等（2014）在分析組織支持感、自我效能與工作投入的關(guān)系后發(fā)現(xiàn)，組織支持感能通過自我效能對(duì)員工的工作投入產(chǎn)生影響[13]。June等（2013）將情感承諾引入組織支持感對(duì)員工工作投入的影響機(jī)制中，并實(shí)證檢驗(yàn)了情感承諾在組織支持感和工作投入間的中介作用[14]。研究者在中國(guó)情境下發(fā)現(xiàn)，組織支持感能幫助員工增加工作動(dòng)力和敬業(yè)度，表現(xiàn)出較高的工作績(jī)效行為（高建麗、孫明貴，2015）[15]。

基于此，提出如下假設(shè)：

三、研究方法與設(shè)計(jì)

（一）變量測(cè)量

為保證研究的科學(xué)性和嚴(yán)謹(jǐn)性，本研究均借鑒國(guó)內(nèi)外的成熟量表來對(duì)變量進(jìn)行測(cè)量。除控制變量（如性別、學(xué)歷、年齡等）外，其他題項(xiàng)均采用Likert五點(diǎn)量表計(jì)分法，“1～5分”分別代表“非常不同意”到“非常同意”。

（1）身份認(rèn)同。本研究主要參考Brown等（2011）[16]開發(fā)的6條量表，該量表將被分別用來測(cè)量農(nóng)民工對(duì)農(nóng)民身份的認(rèn)同程度及對(duì)工人身份的認(rèn)同程度。

（2）組織支持感。本研究將采用McMilian（1997）[17]、陳志霞（2006）[18]所編制的組織支持感量表，該量表由工具性支持和情感性支持2個(gè)維度共14個(gè)題項(xiàng)組成。

（3）工作投入。本研究采用Schaufeli（2002）[19]、張軼文等（2005）[20]的度量方法，該量表將工作投入劃分為專注、活力、奉獻(xiàn)3個(gè)維度，共計(jì)15個(gè)題項(xiàng)。

（二）預(yù)調(diào)研

為保證調(diào)研數(shù)據(jù)的真實(shí)性和科學(xué)性，本研究在正式調(diào)研前，進(jìn)行了相關(guān)的預(yù)調(diào)研測(cè)試，其中發(fā)放100份問卷，回收有效問卷86份，問卷的有效率為86%。根據(jù)Cronbach′s alpha值來對(duì)問卷進(jìn)行項(xiàng)目分析，工人身份認(rèn)同刪去2個(gè)題項(xiàng)，農(nóng)民身份認(rèn)同刪去2個(gè)題項(xiàng)，組織支持感刪去2個(gè)題項(xiàng)。

運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)各量表進(jìn)行探索性因子分析。其中，工人身份認(rèn)同的KMO值為0.729，Bartlett球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000 < 0.05，這表明工人身份認(rèn)同量表可進(jìn)行后續(xù)的因子分析。運(yùn)用主成分正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)該量表進(jìn)行因子分析，最終提取出1個(gè)公因子，且各題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)均大于0.5，因子累計(jì)解釋的方差量為51.828%，量表信度系數(shù)為0.728，這表明工人身份認(rèn)同量表具有較好的內(nèi)部一致性。農(nóng)民身份認(rèn)同的KMO值為0.806，Bartlett球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000 < 0.05，這表明農(nóng)民身份認(rèn)同量表可進(jìn)行后續(xù)的因子分析。運(yùn)用主成分正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)該量表進(jìn)行因子分析，最終提取出1個(gè)公因子，且各題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)均大于0.5，因子累計(jì)解釋的方差量為59.198%，量表信度系數(shù)為0.795，這表明農(nóng)民身份認(rèn)同量表具有較好的內(nèi)部一致性。

組織支持感的KMO值為0.784，Bartlett球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000 < 0.05，這表明組織支持感量表可進(jìn)行后續(xù)的因子分析。運(yùn)用主成分正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)該量表進(jìn)行因子分析，最終提取出2個(gè)公因子，分別是情感性支持和工具性支持，且各題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)均大于0.4，因子累計(jì)解釋的方差量為52.404%，量表信度系數(shù)為0.795，這表明組織支持感量表具有較好的內(nèi)部一致性。

工作投入的KMO值為0.860，Bartlett球形度檢驗(yàn)的顯著性概率值為0.000 < 0.05，這表明工作投入量表可進(jìn)行后續(xù)的因子分析。運(yùn)用主成分正交旋轉(zhuǎn)法對(duì)該量表進(jìn)行因子分析，最終提取出3個(gè)公因子，分別是專注、活力和奉獻(xiàn)，且各題項(xiàng)的因子載荷系數(shù)均大于0.5，因子累計(jì)解釋的方差量為58.474%，量表信度系數(shù)為0.891，這表明工作投入量表具有較好的內(nèi)部一致性。

（三）正式調(diào)研樣本

本研究主要選取在浙江城鎮(zhèn)務(wù)工的農(nóng)民工作為研究對(duì)象。共計(jì)發(fā)放559份問卷，回收有效問卷483份，有效問卷的回收率為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%）；從年齡分布上看，20歲以下、20～30歲、31～40歲、41～50歲、51歲以上的人數(shù)分別為4（0.8%）、196（40.9%）、125（26.1%）、107（22.3%）、47（9.8%）；從教育水平上來看，初中及以下、高中、大專、其他的人數(shù)分別為236人（49.1%）、116人（24.1%）、63人（13.1%）、66人（13.7%）；從年收入上來看，2萬以下、2萬～4萬、4萬～6萬、6萬以上的人數(shù)分別為41人（8.6%）、218人（45.8%）、125人（26.2%）、92人（19.3%）。

四、研究結(jié)果

（一）樣本的信效度分析

運(yùn)用AMOS 17.0統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)各量表進(jìn)行分析，變量各維度的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、信度及效度結(jié)果如表1、表2所示。

由表1，表2可知，工作投入3個(gè)維度的Cronbach′s α值分別為0.802、0.802、0.775，均大于0.7，說明工作投入量表的信度較好；組織支持感兩個(gè)維度的Cronbach′s α值分別為0.801、0.773，均大于0.7，這說明組織支持感量表的信度較好。組織支持感變量中各潛變量的AVE值平方根均大于所在行和列的相關(guān)系數(shù)，說明各潛變量間具有較好的區(qū)分效度。

（二）變量的驗(yàn)證性因子分析

本研究將運(yùn)用AMOS 17.0對(duì)農(nóng)民工身份認(rèn)同、組織支持感及工作投入這三個(gè)變量進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，結(jié)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，組織支持感量表的X2/df為3.29，工作投入量表的X2/df為2.98，滿足X2/df <5，組織支持感量表的RMSEA值為0.069，工作投入量表的RMSEA值為0.064，均小于0.08。因此，工作投入和組織支持感量表具有較好的建構(gòu)效度。

（三）變量間相關(guān)分析

為探究人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)農(nóng)民工身份認(rèn)同、組織支持感及工作投入的影響，首先，對(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量進(jìn)行虛擬變量處理，如性別：男為1，女為2；年齡：20歲以下為1，20～30歲為2，30～40歲為3，40～50歲為4，50歲以上為5。其次，進(jìn)行變量的相關(guān)性分析，具體結(jié)果如表4所示。

由表4可知，性別與農(nóng)民身份認(rèn)同間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；年齡與農(nóng)民身份認(rèn)同、工作投入間呈顯著正相關(guān)關(guān)系；婚姻狀況與工人身份認(rèn)同、農(nóng)民身份認(rèn)同、工作投入間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；學(xué)歷與農(nóng)民身份認(rèn)同、工作投入間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；年收入與工人身份認(rèn)同、組織支持感間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，與農(nóng)民身份認(rèn)同間呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；工人身份認(rèn)同與工作投入的相關(guān)系數(shù)（r=0.229）及農(nóng)民身份認(rèn)同與工作投入的相關(guān)系數(shù)（r=0.162）在p<0.01的水平上顯著，因此假設(shè)H1成立，假設(shè)H2不成立；工人身份認(rèn)同與組織支持感的相關(guān)系數(shù)（r=0.199）在p<0.01水平上顯著，因此假設(shè)H3成立；農(nóng)民身份認(rèn)同與組織支持感的相關(guān)系數(shù)（r=0.106）在p<0.05水平上顯著，因此假設(shè)H4不成立。

（四）組織支持感中介效應(yīng)檢驗(yàn)

運(yùn)用AMOS 17.0對(duì)組織支持感在農(nóng)民工身份認(rèn)同與工作投入間的中介作用進(jìn)行建模并檢驗(yàn)，結(jié)果如圖2所示。

原始模型中“農(nóng)民身份認(rèn)同 → 組織支持感”回歸系數(shù)為0.05，且p>0.05，其余幾個(gè)回歸系數(shù)均顯著，因此在模型修正時(shí)將該路徑刪除。根據(jù)模型的修正指標(biāo)值，增列誤差變量e5與誤差變量e8間的共變關(guān)系，運(yùn)用AMOS 17.0統(tǒng)計(jì)分析軟件重新計(jì)算，發(fā)現(xiàn)所有的路徑系數(shù)均在0.05水平上顯著（見表5）。修正后的結(jié)構(gòu)模型與原始模型的擬合優(yōu)度如表6所示。

由表6可知，修正模型的各項(xiàng)擬合指標(biāo)均有改進(jìn)，X2/df從原來的2.94下降到2.60，滿足2

五、研究結(jié)論與建議

本文以農(nóng)民工作為調(diào)研對(duì)象，以社會(huì)認(rèn)同理論、公平理論和社會(huì)交換理論等為理論指導(dǎo)，結(jié)合對(duì)483份調(diào)查問卷的分析，探討了農(nóng)民工身份雙重認(rèn)同對(duì)工作投入的影響機(jī)制及組織支持感的中介作用。通過上述分析，本文得到如下結(jié)論。

第一，數(shù)據(jù)顯示，66.7%的農(nóng)民工更認(rèn)同農(nóng)民身份，19.7%的農(nóng)民工更認(rèn)同工人身份，而13.7%的人表示說不清。這是因?yàn)椋蠖鄶?shù)農(nóng)民工具有較強(qiáng)的鄉(xiāng)土情結(jié)，他們迫于生計(jì)來到城市打工。而長(zhǎng)期的打工生活使農(nóng)民工產(chǎn)生了對(duì)城鎮(zhèn)生活和工作的眷戀，他們渴望成為城鎮(zhèn)職工隊(duì)伍中的一員。因此，他們?cè)趦煞N身份認(rèn)同間不斷徘徊，這是中國(guó)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中將會(huì)長(zhǎng)期存在的現(xiàn)象。

第二，農(nóng)民工的工人身份認(rèn)同對(duì)工作投入及其各維度有正面影響，這與最初假設(shè)一致；農(nóng)民工的農(nóng)民身份認(rèn)同對(duì)工作投入及其各維度有正面影響，這與最初假設(shè)相反。究其原因，主要是因?yàn)榇蟛糠洲r(nóng)民工受文化水平的制約，只能從事較為基礎(chǔ)的工作，可替代性較高而職業(yè)穩(wěn)定性差，隨時(shí)會(huì)面臨被解雇的風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)民工基于偏好穩(wěn)定及效用最大化假定，本著吃苦耐勞的傳統(tǒng)精神，會(huì)把更多的時(shí)間和精力投入到與工作相關(guān)的活動(dòng)中。

第三，本研究進(jìn)一步探討了身份認(rèn)同對(duì)農(nóng)民工工作投入的影響路徑。結(jié)果顯示，組織支持感及其各維度在工人認(rèn)同和工作投入間起部分中介作用，在農(nóng)民認(rèn)同和工作投入間沒有起到中介作用。這是因?yàn)檗r(nóng)民工在遭受各種歧視和不公平對(duì)待后，會(huì)產(chǎn)生對(duì)組織的疏離感，于是他們更依賴以血緣和地緣關(guān)系為主的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，這極大地削弱了員工對(duì)組織情感性支持和工具性支持的感知水平?？紤]到大多數(shù)農(nóng)民工的農(nóng)民身份認(rèn)同更強(qiáng)，組織支持的失效應(yīng)該引起我們足夠的關(guān)注。

因此，在今后較長(zhǎng)的一段城鎮(zhèn)化過程中，為較好地提升農(nóng)民工整體工作投入水平，特提出三點(diǎn)建議。

其一是加強(qiáng)對(duì)城鎮(zhèn)化過程中農(nóng)民工個(gè)體和群體特點(diǎn)演變的認(rèn)識(shí)。了解農(nóng)民工員工中農(nóng)民身份認(rèn)同傾向較偏重的群體心理狀況，區(qū)別看待農(nóng)民工城鄉(xiāng)雙重身份共性與差異化，探討農(nóng)民工城鄉(xiāng)雙重身份認(rèn)同與工作投入的影響機(jī)制，完善企業(yè)農(nóng)民工勞動(dòng)力資源開發(fā)方法與思路，探索適合中國(guó)情況的企業(yè)員工管理思想，在城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)中改進(jìn)企業(yè)對(duì)農(nóng)民工群體管理水平。

其二在我國(guó)城鎮(zhèn)化過程中，要以人的城鎮(zhèn)化為中心，其中農(nóng)民工的城鎮(zhèn)化則是重中之重。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)農(nóng)民工的身份認(rèn)同是工人時(shí)企業(yè)的組織支持才會(huì)產(chǎn)業(yè)促進(jìn)作用，提升農(nóng)民工工作投入。因此，在政府宏觀管理中要有效的長(zhǎng)期配套政策，逐步穩(wěn)健推進(jìn)農(nóng)民工身份向城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)型，為企業(yè)提供良好發(fā)展環(huán)境。

其三是有針對(duì)性地著力引導(dǎo)企業(yè)主動(dòng)改善組織支持方式，提升農(nóng)民工工作滿意度和敬業(yè)度，改善農(nóng)民工員工與公司的匹配、與崗位的匹配，特別是多注意關(guān)懷城鎮(zhèn)化程度較低的部分農(nóng)民工，探索農(nóng)民工管理的公平和效率，管理者應(yīng)杜絕“同工不同酬、不同權(quán)、不同時(shí)”等現(xiàn)象，努力營(yíng)造公平的組織環(huán)境，積極關(guān)心農(nóng)民工的日常工作和生活情況，當(dāng)農(nóng)民工感受到組織的情感性支持和工具性支持后，能激發(fā)其產(chǎn)生關(guān)心組織發(fā)展及幫助組織實(shí)現(xiàn)目標(biāo)的情感承諾，最終提高他們的工作積極性，形成高素質(zhì)農(nóng)民工員工隊(duì)伍，增強(qiáng)企業(yè)凝聚力和競(jìng)爭(zhēng)力。