元帅 陈志霞 郭金元｜自由裁量权对街头官僚公共服务动机的作用机理: 被调节的中介模型
自由裁量权对街头官僚公共服务动机的
作用机理: 被调节的中介模型
元帅 陈志霞 郭金元
（华中科技大学）
引文参考：元帅 陈志霞 郭金元. 2022. 自由裁量权对街头官僚公共服务动机的作用机理: 被调节的中介模型[J]. 公共管理评论,4(1):网络首发
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摘要
提升街头官僚公共服务动机是全面深化改革攻坚阶段破除基层一线公务员“为官不为”现象、建设人民满意的基层一线公务员队伍的关键举措。自由裁量权作为街头官僚履职的重要工具,现有研究多关注其对街头官僚执行政策的影响,本文则旨在探讨自由裁量权对街头官僚工作动机的影响。基于行为公共管理视角,依 据自我决定理论,本文探讨了自由裁量权是否以及如何影响街头官僚公共服务动机。研究采用调查实验法和问卷调查法检验理论假设。研究一发现自由裁量权对街头官僚公共服务动机存在正向影响。研究二发现职业认同在自由裁量权和街头官僚公共服务动机关系中发挥中介效应,繁文缛节显著负向调节自由裁量权对职业认同的影响,且削弱了职业认同的中介作用。本文验证了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的正向影响及作用机制,丰富了街头官僚公共服务动机前因研究,结论为提升街头官僚公共服务动机提供了一定的实践启示。
关键词
街头官僚;自由裁量权;公共服务动机;职业认同;繁文缛节
投稿时间：2021/10/15
送外审时间：2021/10/19
首轮外审完时间: 2021/11/1
录用时间：2022/1/11
一、 引言
政府职能转变和服务型政府建设的基本原则是以公共服务为导向的,核心内容是构建公共服务体系和塑造公务员的公共服务精神(张素红和孔繁斌,2016;朱光 磊,2017),题中之义是建设一支具有强公共服务动机的公务员队伍。在公务员队伍中,街头官僚是数量最庞大、与公民互动最频繁的公务员群体,承担着落实国家政策、调解基层社会利益关系和矛盾冲突的责任,在基层治理和基层服务型政府建设中扮演着重要角色(钱再见和吉海燕,2015),他们的行为直接关乎公民的幸福感、获得感和满足感,关乎公民对政府的信任。然而,在全面深化改革进程中,街头官僚的工作压力和对其外部监督不断加强,对其薪酬、晋升、奖惩等配套激励机制的改革则相对滞后,这导致部分街头官僚为官不为、安于现状、廉而不勤,甚至出现职业倦怠和离职潮(陈新明和萧鸣政,2020),这些现象反映出街头官僚公共服务动机和工作热情的下降(蓝志勇等,2018)。因此,如何提升街头官僚公共服务动机便成为基层一线公务员队伍建设的重要内容。基于此,本研究将首先探讨影响街头官僚公共服务动机的因素。
受限于早期研究将公共服务动机视为个体既定的、难以改变的内部动机的观念 (Han,2018),现有研究多关注公共服务动机的影响结果,多将公共服务动机作为前置因素或中介、调节因素,证明了公共服务动机对个体积极工作态度和行为的激励作用,及其传导功能(陈文春等,2018;陈新明和萧鸣政,2020)和调控功能(林亚清和张宇卿,2019;Bao and Ge,2019),对其形成及提升机制则相对关注不足(Bozeman and Su,2015)。近年来的研究动摇了个体公共服务动机稳定不可改变的观点,研究者基于组织视角发现组织因素,如组织环境、组织目标等可能会提升公务员的公共服务动机(Moynihan and Pandey,2007;Han,2018),基于领导视角检验了领导者行为态度对公务员公共服务动机的正向影响(Jensen and Bro,2018;陈鼎祥和刘帮成,2021)。但尽管如此,关于公务员,特别是街头官僚公共服务动机影响因素及提升策略的研究成果仍相对较少。
根据自我决定理论,自主性或行为自我决定能力的满足影响着个体的内部动机 (Deci and Ryan,2000)。作为一种内部动机,公共服务动机受到个体自主需求和能力需求满足的影响(Corduneanu et al.,2020)。街头官僚的显著特征是其所拥有的自由裁量权,自由裁量权是允许街头官僚在特定政策范围内做出决策的权力(Lipsky, 2010;Thomann et al.,2018),在特定情境中选择作为与不作为以及如何作为的自由 (Hupe and Hill,2007),其核心是“自我决定的权力”(关保英,2017)。适度的自由裁 量权能够提升街头官僚工作中的自主行为能力和工作能动性,提升其应对基层复杂治理场景的信心和能力,有助于激发其回应公民需求、改善公民福利的主动性和积极性。因此,本研究假设自由裁量权可能是影响街头官僚公共服务动机的因素之一。具体而言,本研究认为适度的自由裁量权有助于提升街头官僚的公共服务动机。
公共服务动机是植根在公共部门的利他动机,是一种与职业相关的动机。相关研究发现,职业认同可以显著提升街头官僚的公共服务动机(陈文春等,2018),可以成为外部激励提升街头官僚公共服务动机的桥梁(汪光炜和卫旭华,2021)。同时, 自由裁量权是街头官僚履职的重要工具,其对街头官僚工作中自我决定能力和应对能力的提升有助于他们更好地服务公众,并在此过程中获得职业成就感进而激发自身的职业认同。基于此,本研究认为职业认同在自由裁量权和公共服务动机关系中可能存在中介效应。此外,政府深化改革更加强调街头官僚的工作纪律,不断加强对其行政行为的约束和外部监督,加之“痕迹管理”重“痕”不重“绩”、留“迹”不留 “心”等形式主义的错误导向,不可避免地增加了街头官僚工作中的繁文缛节,其结果便是街头官僚在运用自由裁量权应对复杂治理情境时受到更多的束缚,可能产生 “为官不愿为”“一线弃权”等现象(韩志明,2008),造成其工作成就感不高,削弱自由裁量权对其职业认同的正向影响,进而降低其公共服务动机。因此,繁文缛节在自由裁量权与街头官僚职业认同关系中的调节作用值得进一步探讨。
综上,本研究将基于行为公共管理学的视角和方法,探讨自由裁量权是否以及如何影响街头官僚公共服务动机。行为公共管理学提供了解释公务员行为的微观视角和理论(张书维和李纾,2018;张书维和郭晟豪,2021),对实验法的引进提升了结论的科学性(代涛涛和陈志霞,2019)。因此,本研究将首先运用调查实验法探讨自由裁量权对街头官僚公共服务动机是否存在正向影响。其次,研究将运用问卷调查法剖析自由裁量权影响街头官僚公共服务动机的过程机制,验证职业认同的中介效应及繁文缛节的调节效应。研究结论旨在为提升基层一线公务员的公共服务动机、打造具有高水平公共服务精神的基层一线公务员队伍提供有益借鉴。
二、 理论基础与研究假设
(一) 街头官僚及其自由裁量权
街头官僚是执行政策并直接向公民提供公共服务和公共物品的一线公务人员 (Shim et al.,2017)。作为基层治理的关键行动者,街头官僚凭借自由裁量权做出如何提供公共服务以及为谁提供的决定(Wenger and Wilkins,2009;Jakobsen et al., 2019)。因此,自由裁量权是街头官僚履行职责所必需的“武器”(Jones,2001),也是街头官僚的重要标志。已有研究中,学者们肯定了自由裁量权的必要性和重要性, 但同时也对自由裁量权被滥用的风险表达出更多的担忧。
在高度复杂和不确定的治理生态中,自由裁量权是重要且必不可少的。单纯依靠制度会导致社会治理中的捉襟见肘,弱化制度在社会治理中的效度,甚至束缚治理实践的手脚(张康之和姜宁宁,2017)。换言之,在公民需求日益多样化以及精细治理、精准公共服务的背景下,以民众为中心、以解决问题为导向的治理模式无法总是简单套用既定的制度框架,而必须嵌入更多“区别性”治理方式,街头官僚自由裁量权的重要性因此日益突出。毋庸置疑,自由裁量权始终是必要的,因为无论政策和规则制定如何详细,现实环境的复杂性与多变性都将远远超出规则制定者的想象力(Bovens and Zouridis,2002)。因此,自由裁量权存在的意义就在于允许街头官僚 “裁剪”(tailor)政策、弥补政策缺陷以适应特殊情境(Thomann et al.,2018),允许街头官僚“扭弯”(bend)政策以满足公民多元的公共服务需求(Canales,2011)。同时, 街头官僚通常面临资源短缺、工作量大以及公民需求冲突的工作情境(Sommer Harrits,2019),需要对公民的不同需求做出回应,因此其工作内容往往复杂且无法程式化。为了将既定政策适用于不同情境和不同群体,增强街头官僚的政策执行意愿,自由裁量权是必要的(Tummers and Bekkers,2014)。
然而,自由裁量权是一把双刃剑,既可以提升街头官僚的工作自主性,也可能诱发腐败,导致“行政之恶”(Kwon,2014;Cárdenas and Ramírez de la Cruz,2017)。作为 “公共人”的街头官僚同样具有“社会人”属性,这使得他们对自由裁量权的运用潜藏着“权力偏差”的可能(李莉,2019)。街头官僚的行为具有分配和再分配性质,他们在有限的时间和资源条件下决定帮助谁以及如何帮助他们(Belabas and Gerrits, 2017)。在此意义上,街头官僚执行政策是“做出关于他人的决策”(Hudson,2014), 他们常常是事实上的决策者,直接影响着公民的权益(Thomann,2015;Cohen,2018)。因此,相比强调自由裁量权的重要性,公共管理者和研究者对自由裁量权被滥用的风险表现出更多的担忧,其结果便是控制和缩减自由裁量权的观念始终占据着主流。尤其是当街头执法矛盾层出不穷时,对控制街头官僚自由裁量权的呼声亦更加响亮。在政府改革中,街头官僚的自由裁量权不断被缩减,街头官僚一方面需要利用有限的时间和资源来回应公民多元甚至相互矛盾的诉求(Keiser,2010;Cohen, 2018),另一方面却无法灵活回应,因此街头官僚在大多数时候只能做他们能做的而非他们想做的(Brodkin,1997),甚至陷入有限权力与无限责任的困境。街头官僚越来越成为“戴着脚镣的舞者”,其工作中的自主需求和能力需求满足受到极大限制。根据自我决定理论,工作中自主需求和能力需求满足受限可能导致街头官僚的工作积极性和主动性被削弱,进而引发其职业倦怠、懒政怠政、离职等负面情绪和行为。
(二) 自由裁量权与街头官僚公共服务动机
作为一种维护公民、国家或人类利益的利他动机(Rainey and Steinbauer,1999), 公共服务动机是提升公务员的工作满意度(朱春奎和吴辰,2012;Homberg et al., 2015)、职业幸福感(郑楠和周恩毅,2017)、工作投入程度(朱光楠等,2012)、组织公民行为(Pandey et al.,2008;邱茜,2017)等积极组织行为和态度并降低其职业倦怠 (陈新明和萧鸣政,2020)的关键内因。公共服务动机水平越高的个体往往更希望通过提供公共服务造福他人或社会(Perry et al.,2008),因而录用高水平公共服务动机的公务员有可能促进公共服务数量和质量的提升(Cerase and Farinella,2009)。因此,提升公务员的公共服务动机是改善政府公共服务质量的前提之一(柯江林等, 2020),对于服务型政府建设具有重要的现实意义。
个体公共服务动机受到其基本心理需求满足的影响(Jensen and Bro,2018),如自主需求和能力需求满足的影响(Corduneanu et al.,2020)。据此,本研究认为自由裁量权有助于满足街头官僚工作中的自主需求和能力需求,进而能够提升其公共服务动机。首先,自由裁量权提高了街头官僚面对复杂工作情境时的灵活性,使其能够根据实际情况调整政策以实现政策执行中的因地制宜,提升了其解决公共问题的信心和胜任力,有助于满足其自主需求和能力需求,促使他们更愿意主动回应公民诉求,表现出更强的公共服务动机。其次,自由裁量权本质上是一种授权,根据自我决定理论,授权带来的自主性和自我效能感的提升能够激发个体的工作动机(Gagné and Deci,2005),因此,自由裁量权不仅能够提升街头官僚的工作积极性和工作绩效 (Fernandez and Moldogaziev,2011),而且有助于提升其政策执行意愿,激发其服务公众的使命感和责任感(Henderson et al.,2018)。综上,自由裁量权的存在使得街头官僚相信自己能够自主、有效应对特定治理场景,相信自己能够帮助改善公民的境况, 从而满足其工作中的自主需求和能力需求(Grant,2007),根据自我决定理论,他们的公共服务动机将得到提升。基于此,本研究提出假设1:
H1: 自由裁量权对街头官僚公共服务动机存在显著正向影响。
(三) 街头官僚职业认同的中介作用
职业认同是个体对其职业的承诺和认可(Welbourne and Paterson,2017),其关键维度和内核是职业价值认同,主要体现于职业的社会意义(李志等,2020)。自由裁量权提升了街头官僚工作中的自我决定能力以及应对公共问题的信心和能力,有助于他们更好地服务公众,并在此过程中感知其职业的社会价值,进而激发其职业成就感和职业认同感。作为基层社会治理的主体,大部分街头官僚都希望改善公民的境况(Maynard-Moody and Musheno,2000),且会努力回应公民需求并提升公民福利和幸福感(Evans,2013),特别是在我国政府部门全心全意为人民服务这一根本宗旨的浸染下,街头官僚普遍具有为人民谋幸福的奉献动机(郭晟豪,2021)。然而,由于兼 具“国家代理人”和“公民代理人”的双重角色(彭云等,2020),街头官僚既需要执行自上而下的政策并对上负责,也需要回应自下而上的公民需求并对下负责,因此其可能面临工作中的角色冲突(定明捷和卜方宇,2018)。自由裁量权赋予他们因时因事制宜的自由,在满足其自主需求的同时,亦提升了其职业胜任力,使得他们相信自己能够合法合理地运用政策,实现政策执行与公民需求回应的平衡,增强了他们对自己职业增进公民福利、改善公民境况的社会价值感知,进而提升其职业成就感和职业认同感。同时,职业价值认同还建立在职业的社会地位、受人尊重等方面的基础上,自由裁量权增强了街头官僚应对治理场景的灵活性和能力,能够帮助其在更好服务公众的过程中获得公民对其胜任力的肯定,获得尊重和社会地位,进而有助于提升其职业认同。此外,在持续“公务员热”的背景下,公务员是一种具有较高社会地位、能够获得较高社会认可的职业类别,亦有助于提升街头官僚的职业认同。
职业认同形成的职业动力不仅能够提升街头官僚的工作投入(陈文春等,2018) 和工作绩效(李志等,2020),而且能够提升其公共服务动机(陈文春等,2018)。职业认同越高的街头官僚越是认同并坚信自己职业的公共价值和社会意义,更可能将服务精神内化,坚持公共利益优先,认真履行职责,为民谋利,表现出更强的公共服务动机。因此,本研究认为,职业认同作为个体将外部激励转化为内部动机的内化途径(于海波和安然,2018),能够影响街头官僚对外部环境的认知进而引发与工作相关的心理、行为上的改变,即职业认同是一种能够有效传递自由裁量权这一外部激励的内化机制,有助于提升街头官僚的公共服务动机。职业认同感越高的街头官僚对其职业使命和价值有更崇高的认识,更愿意合理合法地运用自由裁量权服务公民,表现出更强的公共服务动机。基于此,本研究提出假设2:
H2a: 自由裁量权对街头官僚的职业认同具有显著正向影响。
H2b: 职业认同在自由裁量权对街头官僚公共服务动机的影响中发挥中介作用。
(四) 繁文缛节的调节作用
“减轻基层负担,让基层把更多时间用在抓工作落实上来”(习近平,2018),使基层公务员从繁文缛节中脱离出来,是政府改革的目标之一。繁文缛节是有损组织绩效的规则和程序(Jacobsen and Jakobsen,2018),会削弱公务员的公共服务动机 (Moynihan and Pandey,2007)、组织承诺和工作满意度(DeHart-Davis and Pandey, 2005),是制约组织和个体绩效的关键因素(Brewer and Walker,2010;Jacobsen and Jakobsen,2018)。Jacobsen and Jakobsen(2018)发现,相对高层管理者,街头官僚感知到的繁文缛节更多。街头官僚作为政民互动的直接对象,面临着日趋严格的工作要求和权力监督,而数字治理和“痕迹管理”催生的各种形式主义导致街头官僚在工作中面临更为严重的繁文缛节。根据自我决定理论,当外部控制损害了个体的自主需 求和能力需求,使个体产生被控制感和无能感时,会降低其内部动机(赵燕梅等, 2016)。因此,即使街头官僚拥有自由裁量权,但繁文缛节造成的合规负担、对个体行为选择的限制,降低了街头官僚的工作灵活性和自主性(Feeney and DeHart-Davis, 2009),约束了他们权力行使的空间和自由,导致其自主需求和能力需求无法得到满足,损耗了其工作积极性,降低了其运用自由裁量权的主观意愿,从而引发街头官僚 “规则依赖”甚至“一线弃权”的现象(韩志明,2008),致使街头官僚认为自己的工作无法改善和增进公民福利,工作成就感和意义感下降,削弱了自由裁量权对职业认同的激励作用。
同时,在后工业时代,官僚制追求稳定、强调照章办事的规则不断生成新的繁文缛节,抹杀了行政人员的灵活性和主动性,不仅与经济社会的个性化发展需求表现出越来越大的张力(张康之,2001),而且导致街头官僚在执行政策、提供公共服务过程中“不想”甚至“不能”运用自由裁量权以实现因地因事制宜的治理,降低了他们在工作中面对特殊情境时的应对能力,导致其在工作中墨守成规、机械式执行和“依赖规则的懒政”,使其难以通过服务公众获得职业成就感和职业认同感,这不仅限制了公民个性化需求的满足,而且无形中也限制了街头官僚自主需求和能力需求的满足,损耗了自由裁量权对其职业认同感的激励作用。因此,本研究提出假设3:
H3: 繁文缛节在自由裁量权对街头官僚职业认同的影响中发挥负向调节作用, 即繁文缛节削弱了自由裁量权对其职业认同的正向影响。
综合以上分析,本研究进一步推论并提出一个有调节的中介假设,即繁文缛节对街头官僚职业认同在自由裁量权与公共服务动机之间的中介作用也可能存在调节效应。具体而言,繁文缛节程度轻微时,街头官僚能够更加灵活地运用自由裁量权应对公共问题,有助于增强其职业成就感,即自由裁量权对其职业认同的正向影响作用更大,进而职业认同对街头官僚公共服务动机的激励作用也更强。相反,繁文缛节程度严重时,街头官僚在使用自由裁量权时往往会出现“不想为”“不敢为”甚至“不能为”的现象,自由裁量权对职业认同的正向影响则会被削弱,进而职业认同对街头官僚公共服务动机的正向影响也会相应减弱。因此,本研究提出假设4:
H4: 繁文缛节负向调节了职业认同在自由裁量权和街头官僚公共服务动机关系中的中介效应。当繁文缛节程度严重时,自由裁量权通过职业认同对街头官僚公共服务动机产生的正向影响会被削弱。
基于以上分析,本研究构建了理论模型,如图1所示。
三、 研究一: 自由裁量权影响街头
官僚公共服务动机的实验研究
(一) 实验方法和样本
研究一采用调查实验法。调查实验法已经成为社会科学研究的重要方法之一 (Mullinix et al.,2015),调查实验法通过情境假设重现工作场景,可以有效降低背景等无关因素的影响(James et al.,2017)。实验采用单因素简单组间设计,两组分别为高自由裁量权组(自由裁量权较大)和低自由裁量权组(自由裁量权较小)。研究采用交替随机化方法以实现不同组间被试的无差异化。第一步,研究者分别打印高自由裁量权和低自由裁量权两种问卷各200份,并按照高低交替顺序对问卷进行编号(1~400),其中高自由裁量权组问卷编号均为奇数,低自由裁量权组问卷编号均为偶数。第二步,将问卷按编号从小到大的顺序依次发放给10位访员。第三步,10位访员通过线上或线下方式,按编号顺序依次发放问卷给被试;为确保数据准确性和方便后期数据整合,当采用线上方式时,访员需要将相应编号的纸质问卷剔除,不再进行线下发放使用。
依托校友资源和MPA学员,采用方便抽样并辅以滚雪球的取样方式,研究共发放问卷400份,样本来源于湖北省的武汉、宜昌等地,调查对象包括工作在一线的交警、民警、城市管理执法人员、市场监管员、街道办事员、政务大厅办事员等来自政府不同部门岗位的一线公务员。虽然被试来源于不同部门岗位,但他们均直接与公民进行互动,并拥有一定的自由裁量权。
所有参与者均被告知参与一个关于公务人员工作行为的测试任务,每位参与者在阅读过虚拟工作情境后完成问卷。其中,高自由裁量权组实验参与者看到的假设情境为:
假设您是一名直接与民众打交道的一线工作人员,如交警、 公安民警、市场监管员、政务大厅办事员等。在工作过程中,对于各项事务,在遵守法律法规等规章制度的前提下,您有权根据实际情况,选择办理事务的流程、时限、方式等。当有一些特殊情况出现时,您有较大的灵活处理权限。
低自由裁量权组实验参与者看到的假设情境为:
假设您是一名直接与民众打交道的一线工作人员,如交警、 公安民警、市场监管员、政务大厅办事员等。在工作过程中,对于各项事务,法律法规等规章制度已经明确规定了办理的流程、时限、方式等,您必须严格遵照相关规定办理事务。即使出现一些特殊情况,您也无权灵活运用规则。
每位参与者阅读过假设情境后,首先回答公共服务动机的测量题目,本研究使用Wright et al.(2013)开发的量表,包括5个题目,采用李克特5点计分法,其中1代表“非常不符合”,5代表“非常符合”。样题如“对我而言,从事有意义的公共服务是很重要的”,该量表的Cronbach's α 系数为0.741。之后,参与者回答了自由裁量权操纵检验题目,题目为“工作中,你感知到可以根据实际情况选择办理事务的流程、时限、方式等的自由度”,“工作中,你感知到能够灵活处理特殊情况的自由度”,参与者被要求在7点量表中选择感知自由裁量权的大小,1 代表“非常小”,7 代表“非常大”。
最终收回问卷372份,剔除作答时间过短、未完整填写等无效问卷后,得到329 份有效问卷,问卷有效率为82.25%,其中,高自由裁量权组有效问卷170份,低自由 裁量权组有效问卷159份。有效样本中,男性175人,女性154人;25岁及以下34 人,26~35岁260人,36~45岁29人,46~55岁4人,56岁及以上2人;硕士及以上学 历102人,本科学历214人,专科及以下学历13人;在岗时间1年以下31人,1~3年 114人,4~6年86人,7~10年67人,10年及以上31人。
(二) 结果分析
1. 样本平衡性检验
有效样本中人口学控制变量的差异性检验结果如表1所示。结果表明,高自由裁量权组和低自由裁量权组被试的人口学变量不存在显著差异,表明实验有效样本符合随机性分布标准。
2. 操纵效果检验
独立样本 t 检验显示高自由裁量权组和低自由裁量权组的实验参与者对自由裁量权的感知存在显著差异【M高自由裁量权=4.40,SD=1.62,M低自由裁量权=3.55,SD=1.74, t(327)=4.57,p<0.001,Cohen's d=0.51】,表明实验操纵有效。
3. 主效应检验
关于街头官僚公共服务动机的独立样本t 检验结果显示【M高自由裁量权=4.07,SD= 0.50,M低自由裁量权=3.81,SD=0.53,t(327)=4.48,p<0.001,Cohen's d=0.5】,这表示拥有高自由裁量权的街头官僚会表现出更强的公共服务动机,假设H1得到验证。
研究一验证了自由裁量权能够激发街头官僚的公共服务动机,证实了自由裁量权对街头官僚工作态度的正向影响。街头官僚工作内容的核心是执行政策、提供公共服务、维持秩序和践行道德律令(韩志明,2010),其工作内容的多样性和工作情境的动态性决定了严格的程序规章不仅可能无法提供工作支持,反而会加剧灵活应对的阻碍,损耗街头官僚的公共服务动机。自由裁量权赋予街头官僚根据治理场景灵活选择恰当治理策略的权力,使得街头官僚更愿意主动履行其职责,表现出更强的公共服务动机。然而,外部激励向内部动机的转化强调个体的认同,即自由裁量权对街头官僚公共服务动机的影响需要依靠一定的认同转化机制。因此,研究二将进一步探讨自由裁量权如何提升街头官僚的公共服务动机。
四、研究二: 自由裁量权影响街头
官僚公共服务动机的作用机制
(一) 研究方法和样本
研究二使用问卷调查法,采用方便抽样方法进行数据收集。面向基层一线公务员,通过线上、线下方式共发放问卷500份,样本来源于湖北、山西、河南等地,调查对象包括交警、民警、城市管理执法人员、市场监管员、街道办事员、政务大厅办事员等来自政府不同部门岗位的一线公务员。最终收回问卷466份,剔除作答时间过短、未完整填写等无效问卷后,最终得到有效问卷427份,问卷有效率为85.40%。其中,男性206人,女性221人;25岁及以下44人,26~35岁328人,36~45岁44人,46~55 岁9人,56岁及以上2人;硕士及以上学历117人,本科277人,专科及以下33人;在岗时间1年及以下42人,1~3年146人,4~6年113人,7~10年81人,10年及以上 45人。
(二) 变量测量
自由裁量权量表改编自Hackman and Oldham(1980)开发的自我决定量表,具体工作如下:第一步,三位作者统一关于自由裁量权的概念理解,并根据其含义分别独立改编Hackman and Oldham(1980)开发的自我决定量表;第二步,三位作者两两交换并独立审阅彼此的量表改编结果;第三步,三位作者集体讨论量表改编结果并确定量表;第四步,邀请6位MPA学员分别独立阅读量表并提出修改意见,三位作者集体根据意见对量表进行修改并确定最终版本。改编后的自由裁量权量表共包括3个题目,分别是“我可以在法律法规和政策允许的范围内,决定开展工作的方式方法” “我可以在法律法规和政策允许的范围内,决定开展工作的流程”“我可以在法律法规和政策允许的范围内,根据实际情况做出一定程度的灵活处理”,3个题目的因子载荷分别为0.858、0. 865、0. 611,均高于0.5,同时,该量表的Cronbach's α 系数为 0.680;其他变量的测量量表均由作者按照严格的“翻译—回译”流程改编修正,其中,公共服务动机量表使用Wright et al.(2013)开发的量表,共包括5个题目,样题如 “对我而言,从事有意义的公共服务是很重要的”,该量表的 Cronbach's α 系数为 0.736;职业认同量表采用Welbourne and Paterson(2017)开发的量表,共包括4个题目,样题如“我经常做一些对我的职业有帮助的事情”,该量表的Cronbach's α 系数为0.793;繁文缛节量表采用Jacobsen and Jakobsen(2018)修订的量表,共包括3个题目,采用反向记分法,样题如“现有的规则和程序使我的工作流程很繁琐”,该量表的 Cronbach's α 系数为0.795。所有量表均采用李克特5点记分法,1代表“非常不符合”,5代表“非常符合”。根据已有研究(Camilleri,2007),本研究将被调查者的性别、年龄、学历和在岗时间作为控制变量。
(三) 结果分析
1. 同源偏差与区分效度检验
为了降低问卷调查中自陈报告法可能存在的同源数据偏差,本研究做了如下处理:首先,在问卷发放中向被试明确问卷采用匿名方式填答,以降低被试的社会称许性干扰;其次,采用Harman单因素检验方法对数据的同源偏差进行检验(周浩和龙立荣,2004),结果显示第一个主成分的变异解释率为28.03%,显著低于临界值40% 的标准,说明本研究数据不存在严重的同源偏差。
为检验变量间的区分效度,利用AMOS24.0对所有变量测量量表的题项进行验证性因子分析,如表2所示,四因子模型拟合效果最好(χ2/df=1.710,RMR=0.042, GFI=0.958,IFI=0.969,CFI=0.968,RMSEA=0.041),显著优于其他替代模型且达到了较高的标准(χ2/df<3,RMR<0.05,GFI>0.9,IFI>0.9,CFI>0.9,RMSEA<0.08), 说明本研究涉及的自由裁量权、公共服务动机、职业认同和繁文缛节可以相互区分, 适合进行下一步分析。
2. 变量的描述性统计与相关性分析
表3列明了各变量的均值、标准差以及变量间相关系数。结果表明,自由裁量权与公共服务动机显著正相关(r=0.366,p<0.001),同时,自由裁量权与职业认同存在显著正相关关系(r=0.476,p<0.001),职业认同与公共服务动机也存在显著正相关关系(r=0.379,p<0.001),三者之间的相关关系为研究假设H1、H2a、H2b提供了初步 支持。此外,繁文缛节与自由裁量权(r=-0.049,p>0.05)、公共服务动机(r=-0.056, p>0.05)、职业认同(r=-0.080,p>0.05)均呈现出负相关关系且未达到显著性水平。
3. 假设检验
(1) 自由裁量权与公共服务动机:职业认同的中介作用检验
本研究采用多元回归方法对自由裁量权与街头官僚公共服务动机之间的关系进行检验,结果如表4所示。模型4表明,自由裁量权对公共服务动机具有显著正向影响(β=0.352,p<0.001),在考虑控制变量的条件下,自由裁量权可以解释公共服务动机11.8%的变异量,说明自由裁量权能够激励街头官僚表现出更高的公共服务动机,假设H1得到验证。
模型2表明,自由裁量权对职业认同存在显著正向影响(β=0.451,p<0.001), 在考虑控制变量的条件下,自由裁量权可增加解释职业认同19.4%的变异量,说明自由裁量权能够显著正向影响街头官僚的职业认同,假设H2a得到验证。模型5显示,职业认同对街头官僚公共服务动机存在显著正向影响(β=0.364,p<0.001),在考虑控制变量的条件下,职业认同可以增加解释街头官僚公共服务动机12.5%的变异量,说明职业认同感越高,街头官僚的公共服务动机越强。
本研究运用Baron and Kenny(1986)提出的中介检验方法检验职业认同在自由裁量权和公共服务动机关系中的中介效应。由模型2、模型5和模型6可知,当自由裁量权和职业认同同时预测公共服务动机时,自由裁量权(β=0.237,p<0.001)和职业认同(β=0.256,p<0.001)对公共服务动机的回归系数均达到显著水平,但自由裁量权对公共服务动机的回归系数由0.352下降到0.237,说明职业认同部分中介了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的影响,假设H2b得到验证。为了进一步严格检验中介效应,本研究运用 SPSS24.0 Process 程序进行 Bootstrap 检验,重复抽样 5000次,结果显示,职业认同的中介效应为0.084,95%置信区间([0.046,0.126]) 不包含0,说明职业认同中介效应显著,假设H2b得到进一步验证。
(2) 繁文缛节的调节效应检验
利用SPSS24.0分层回归对繁文缛节在自由裁量权与街头官僚职业认同关系中的调节效应进行检验。第一步进行控制变量对职业认同的回归,第二步进行自由裁量权对职业认同的回归,第三步加入调节变量繁文缛节,第四步加入中心化处理后自由裁量权和繁文缛节的交互项。分层回归结果如表5所示。自由裁量权和繁文缛节的交互项对职业认同的回归系数为(β=-0.102,p<0.05),表明繁文缛节负向调节了自由裁量权对职业认同的影响,即繁文缛节程度严重时,自由裁量权对街头官僚职业认同的影响会明显减弱,假设H3得到验证。图2以正负一个标准差作图显示了繁文缛节对自由裁量权和职业认同关系的调节作用,表明繁文缛节程度越高,自由裁量权对职业认同的正向影响越弱,即在不同的繁文缛节水平下,自由裁量权对街头官僚职业认同的影响程度不同,假设H3得到验证。
(3) 有调节的中介效应检验
本研究利用SPSS24.0 Process程序Bootstrap法检验有调节的中介效应,重复抽样5000次,结果如表6所示。当繁文缛节程度较低时,自由裁量权通过职业认同影响街头官僚公共服务动机的间接效应为0.095,置信区间为[0.054,0.143];当繁文缛节程度较高时,自由裁量权通过职业认同影响街头官僚公共服务动机的间接效应为0.062,置信区间为[0.029,0.106]。由置信区间均不包含0可知,无论繁文缛节程度高低,自由裁量权通过职业认同影响街头官僚公共服务动机的间接效应都显著存在,而繁文缛节程度加重削弱了职业认同的中介作用。同时,根据表6中INDEX 等指标可知,繁文缛节对自由裁量权通过职业认同进而间接影响公共服务动机存在调节作用的INDEX值为-0.020,置信区间为[-0.044,-0.003],不包含0,表明繁文缛节的有调节的中介效应得到验证,假设H4得到支持。
五、 研究结论与讨论
(一) 主要结论
基于自我决定理论,本研究探讨了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的影响及机制,采用调查实验法和问卷调查法,通过实证数据分析,本研究主要得出以下结论:自由裁量权显著正向预测街头官僚公共服务动机及其职业认同;职业认同在自由裁量权与街头官僚公共服务动机的关系中发挥部分中介作用;繁文缛节在自由裁 量权与职业认同二者关系中发挥负向调节作用,且能够调节自由裁量权与街头官僚公共服务动机之间经由职业认同的间接效应。
(二) 理论意义
第一,基于自我决定理论,本研究探讨了街头官僚公共服务动机提升机制,丰富了公共服务动机的前因变量研究。在动摇了公共服务动机稳定不可改变这一观念后(Han,2018),如何提升公务员的公共服务动机正在成为一个新的研究热点。街头官僚作为政民互动的一线官员,提升其公共服务动机对于服务型政府建设具有重要的现实意义。因此,本研究以街头官僚为研究对象,检验了街头官僚的身份标签之一即自由裁量权对其公共服务动机的正向影响及其作用机制,扩展了公共服务动机的前因研究。
第二,对自由裁量权影响街头官僚工作态度的议题进行了实证研究。关于街头官僚自由裁量权的理论思考和分析已有较多成果,但实证研究却相对较少。自由裁量权是一种实质性权力,其运行不仅影响着作为受众的公民的权益,而且影响着作为权力主体的街头官僚的工作行为和态度。本研究是对自由裁量权进行实证研究的探索和尝试,也是对既有理论的检验和拓展。同时,本研究分别运用调查实验法和问卷调查法验证了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的正向影响,提升了研究结论的准确性。
第三,揭示了自由裁量权提升街头官僚公共服务动机的过程机制。首先,研究引入职业认同变量,证明了职业认同在自由裁量权和公共服务动机关系中的部分中介作用,明晰了自由裁量权提升街头官僚公共服务动机的一个传导机制。同时,受 “公务员热”影响,研究者对公务员职业认同关注较少,本研究丰富了街头官僚职业认同的前因及其中介作用研究。其次,研究廓清了自由裁量权影响街头官僚职业认同和公共服务动机的一个情境条件。繁文缛节负向调节了自由裁量权对职业认同的影响,且负向调节了职业认同在自由裁量权和公共服务动机之间的中介效应。这一结论为自由裁量权提升街头官僚公共服务动机的作用机制找到了一个情境条件, 有助于更清晰地理解自由裁量权影响公共服务动机的路径机制。
(三) 实践启示
第一,正确审视自由裁量权的积极意义,赋予街头官僚自由裁量权以提升其公共服务动机。公共服务动机是激发街头官僚积极工作行为的内在动机,提升街头官僚公共服务动机对于改善政府公共服务质量、推进服务型政府建设具有重要的现实意义。本研究发现,自由裁量权能够显著提升街头官僚的公共服务动机。因此,要赋予街头官僚适度的自由裁量权,允许其在规则空白的领域根据特定治理情境自主做出判断和决策,提升其应对复杂治理场景的能力和灵活性,进而激发其服务公众的内部动机。
第二,注重对街头官僚的职业认同培养。自由裁量权提供了街头官僚履职的工具,而引导街头官僚合理合法运用自由裁量权服务公共利益的关键之一在于提升其职业认同。本研究表明,职业认同通过中介作用影响自由裁量权对街头官僚公共服务动机的提升过程。因此,公共部门在赋予街头官僚自由裁量权提升其公共服务动机的同时,对职业认同这一关键桥梁也要给予重视,注重对街头官僚职业认同感的培养,帮助街头官僚正确认识自身职业,引导其树立正确的职业价值观和职业伦理观,从而增强职业认同在自由裁量权对公共服务动机影响中的传递效应。
第三,剪除组织中的繁文缛节。本研究发现,虽然自由裁量权能够提升街头官僚的职业认同,但繁文缛节的存在增加了街头官僚运用自由裁量权的合规负担,降低了其使用自由裁量权服务公共利益的意愿,损耗了自由裁量权对职业认同的正向影响。因此,要梳理、识别和剪除公共部门中存在的繁文缛节,审慎评估街头官僚的工作程序和规则,及时调整或废止低效、反生产的制度规章,为街头官僚的工作过程提供科学的行为依据,促进其职业认同感和成就感的提升。
(四) 研究不足与展望
本研究仍存在一定的局限。首先,基于公共服务动机动态可变这一理解,本研究探讨了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的影响及机制。然而,研究所用公共服务动机测量量表无法显示出公共服务动机的情境依赖性和动态可变性。因此,随着研究者对公务员公共服务动机提升机制关注的增加,在未来研究中,探索修订和开发能够反映个体公共服务动机动态变化的量表应该受到重视。其次,自由裁量权毋庸置疑可能导致“行政之恶”。本研究强调了自由裁量权对街头官僚公共服务动机的正向影响,但不可忽视的是,如果没有有效的控权机制,街头官僚将可能运用自由裁量权来获取个人利益而不是为公民服务(郑宁波和王周户,2017),其结果便是诱发腐败,政策初衷遭到扭曲,并出现敷衍、附加、替换和抵制等政策执行偏差行为 (刘鹏和刘志鹏,2014),或导致有效但有失公正的结果(Cárdenas et al.,2017)。本研究虽然建议公共管理者赋予街头官僚自由裁量权,但是无法明确赋予街头官僚自由裁量权的范围和限度,未来研究可以探讨自由裁量权发挥积极作用和消极作用的边界条件。再次,研究未将组织因素纳入讨论范围。组织因素如组织文化与组织氛围对员工态度具有重要的、潜移默化的影响,不同的组织文化与组织氛围可能导致员工积极或消极的工作态度及行为,尤其是中国特色的为人民服务的服务型行政文化、集体主义氛围等对街头官僚的公共服务动机可能具有深远的影响。此外,不断增强的工作压力和工作资源的短缺决定了组织支持感对街头官僚的公共服务动机也可能存在重要影响,未来研究可以引入组织氛围、组织支持感等组织因素,进一步探讨影响街头官僚公共服务动机的因素。最后,本研究的样本平均年龄偏低,可能负向影响研究结论的代表性和可推广性。同时,研究采用截面数据,且数据由调查对象自陈报告,虽然所用数据不存在严重的共同方法偏差,但后续研究可以扩大样本年龄分布范围,综合使用多时点、多来源数据收集方法以及实验法等研究方法,以降低同源误差,对变量间的因果关系进行深入探讨。
参考文献 略
文章已于中国知网网络首发，经授权由《公共管理评论》公众号转载。建议到中国知网下载原文阅读，尊重版权，尊重学术。
编辑 | 常远 李舒敏
排版 | 王书铭
核发 | 梅赐琪
微信推送：2022年第22期