政民接触对公务员合作生产态...公务员对公民信任的中介模型_王丽丽.pdf

政民接触对公务员合作生产态度的影响机制 公务员对公民信任的中介模型王丽丽马亮*【摘要】公务员和公民的接触(政民接触)是否以及如何影响公务员的合作生产态度，是一个十分重要的研究议题。论文基于接触假说和政治信任理论，构建了政民接触与公务员合作生产态度之间的关系模型。利用 406 名市直机关公务员的调研数据，对理论模型进行了实证检验。研究结果显示:政民接触正向影响公务员合作生产态度，而公务员对公民的信任在两者之间发挥中介效应。同时，研究认为，公务员和公民之间的接触越频繁，越有助于增进公务员对公民的信任，这一研究结果有别于“接触性不信任”假设。聚焦公务员群体的研究既丰富了公共服务合作生产的研究视角，也拓展了接触理论的应用领域，为未来培育积极的合作生产态度、促进政民互动、深化政民合作提供了理论依据和方向指导。【关键词】政民接触公务员对公民信任合作生产态度公共服务合作生产【中图分类号】D63【文献标识码】A【文章编号】1674 2486(2023)02 0025 19一、引言一直以来，政府被视为公共服务最为重要甚至唯一的合法供给者。然而，后工业时代的到来，使得庞大又集权的政府机构无法迎接快速变化的信息社会与新兴经济带来的多维挑战，处在文书堆中的公务员，无法满足甚至了解公民52*王丽丽，中共威海市委党校教师;通讯作者:马亮，中国人民大学公共管理学院教授，国家发展与战略研究院研究员，博士生导师。感谢实地调研过程中东部某市所有市直机关单位公务员给予的帮助和支持，感谢匿名评审专家及师友给予的修改意见。基金项目:国家自然科学基金项目面上项目“数字政府如何降低行政负担:面向中国地方政府的实证研究”(72274203)，北京市社会科学基金青年带头人项目(重点项目)“接诉即办、政府绩效管理与城市治理创新”(21DT058)。复杂、多元、个性化、高质量的服务需求。立足现实，当下的公共服务供给依旧存在数量不足、质量不高、群体差异过大等问题，因此，创新公共服务供给方式，推动构建公共服务供给新格局成为大势所趋。合作生产或合供理论(Co-production)通过引入多元生产主体，充分调动多方资源和价值，为提升公共服务效率，促进公共服务供给模式革新提供了理论支持。审视合作生产理论内涵，不同学者从各个角度对其进行了界定。例如，Ostrom(1996)将合作生产定义为不同组织贡献自身资源，共同参与提供优质公共服务的过程;Sharp(1980)则认为合作生产是公民和政府在公共服务生产中共同承担“责任”;Kiser 和 Percy(1980)引入了“常规生产者”和“消费生产者”的概念，认为合作生产是“常规生产者和消费生产者付出努力的混合”。尽管学者们关于合作生产内涵的理解各有不同，但有关合作生产的一个基本共识是公共服务是公民和政府官员共同活动的产物，非专业的公民和专业的政府机构 对 提 供 公 共 服 务 共 同 负 有 责 任(Brudney England，1983;Hand，2018)。也就是说，公务员和公民之间的互动是合作生产的核心。学者们关于合作生产价值的认识已在工具效能(降低成本、提升效率和质量、增进公民满意度等)和规范价值(培育负责任的公民、构建更有凝聚力的社区、增进政民信任等)两个维度上达成了一致，这种积极的价值感知反映了政府和公民在公共服务提供中进行合作生产的必要性。但合作生产不会自动发生，需要付出额外的程序性、协调性和资源性成本。如果没有公务员对合作生产的认同和推动，那么合作生产注定只能停留在走过场式参与、象征式合作的表层，无法实现公共价值的共同创造。尽管一些学者通过实践案例强调了公务员在合作生产中的催化剂作用、决策和推动者角色，但目前聚焦公务员群体的实证研究还有待丰富和补充。众所周知，合作生产离不开合作主体之间的对话、沟通、交流与协作;但由于政府和公民在权力、地位等各方面存在显著差距，处于强势地位的公务员往往不 愿 意 将 公 民 纳 入 到 公 共 服 务 供 给 之 中，合 作 生 产 遇 到 了 诸 多 困 难(Gemes esina，2019)。公务员对合作生产的积极态度是弥合权力距离、降低合作成本、减少合作阻力的关键，但现有文献却鲜有关于如何培育公务员积极的合作生产态度方面的研究。根据 Allport(1954)提出的接触假说，不同群体间的接触可以减少偏见和敌意，可以发展出更为积极的群体间关系。接触假说在种族沟通(Sigelman Welch，1993)、政党互动(Wojcieszak Warner，2020)以及警民合作(Viki etal，2006)等领域得到了广泛验证，但目前尚未有研究实证分析政民接触同公务员合作生产态度之间的关系。因此，对这一命题的检验既可以深化现有理论62公共行政评论20232对公务员合作生产态度的认识和理解，又能够拓展接触假说的应用领域。此外，还有学者探讨了由接触引发的社会心理机制如信任等因素对合作态度的影响。如 occo(1998)的研究指出，面对面的接触可以修复群体成员间的信任，从而促进合作的发生。这启示笔者政民接触可能会通过塑造公务员对公民的信任，进而影响合作生产态度的形成。因此，公务员对公民的信任在政民接触同公务员合作生产态度之间的作用也有待验证。综上，为弥补现有研究缺口，深化对合作生产的认识，本研究以某市 406名市直机关公务员为研究对象，实证检验政民接触、公务员对公民的信任同公务员合作生产态度之间的复杂关系。希望上述研究可以为实践提供理论指导和现实建议，从而进一步推动公务员积极合作生产态度的培育，并化解消极的合作生产态度。二、研究综述与理论假设(一)合作生产研究进展20 世纪 80 年代以来，学者们围绕合作生产，从概念界定、个体合作生产动机、合作生产运行机制和合作生产价值等多维度展开了丰富的研究(朱春奎、易雯，2017;张云翔，2018;涂譞，2019;李华芳，2020)。学者们从公民内在心理机制出发，对公民合作生产动机进行了全景视图式分析，不仅关注物质和精神激励以及制裁等的作用(Alford，2002;Voorberg et al，2018)，也研究了志愿 性、规 范 感 召、道 德 认 同、归 属 感 等 利 他 主 义 因 素 的 影 响(Alford，2009;Van Eijk Steen，2016;Wise et al，2012)。此外，还有学者探讨了外部环境特征如体制兼容性(Voorberg et al，2015)、政府级别(Ma Wu，2020)等中观组织因素与公民合作生产意愿和行为之间的关系。然而，既有关于合作生产的研究似乎对公务员这一群体并没有给予足够的重视。尽管关于合作生产的文献越来越丰富，针对公民受访者(Bovaird et al，2021)、非营利组织(Cheng，2019)等的实证研究也在展开，但聚焦地方政府官员群体的大样本分析还比较少(Brudney et al，2022)。总体来看，从公务员视角出发的合作生产研究主要聚焦在以下四个维度:第一，不同层级官员及不同领导类型在合作生产进程中的角色和作用(Bussu et al，2018)。第二，政治特征如政治流动性、央地关系和绩效水平对大型合作生产项目发展的影响(Ma et al，2021)。72政民接触对公务员合作生产态度的影响机制第三，群体代表性等对公务员合作生产意愿的影响，如代表性官僚制、输入合法性(iccucci et al，2016;Van yzin et al，2017;MigchelbrinkVan deWalle，2020)。第四，组织特征如组织兼容性、组织自主性及领导支持等对公务员对部门合作生产态度的影响(王丽丽、马亮，2021;Tuurnas，2015)。上述研究路径为笔者探索公务员在合作生产中扮演的角色以及合作生产的内在逻辑提供了理论参考，但当前针对公务员群体的实证研究还需补充和丰富(Brudney et al，2022;Bovaird et al，2021;Cheng，2019)。此外，本研究还对现有关于主体双方合作态度形成的影响因素的相关研究进行了梳理。比如，有关组织间合作的研究指出，合作是主体双方进行社会交换的过程，资源依赖程度、政治经济地位等因素会对双方合作态度产生重要影响(Krueathep et al，2010);管理能力、目标一致性、组织氛围和任务特征等变量也会影响个体合作态度的形成(Lundin，2007;McGuire Silvia，2010)。但这些研究主要关注外部环境和制度等静态变量对合作主体构成的压力驱动，忽略了由公务员和公民互动的动态过程导致的复杂效应。因此，有学者呼吁从互动的视角研究组织间合作行为(Majchrzak et al，2015)。回到合作生产的现实场景，一系列政民接触活动构成了合作生产的全部内容，而公务员和公民的接触过程会潜移默化地塑造双方的合作态度。社会心理学家指出，人们是否互动以及如何互动会对他们看待彼此和参与社会交流的积极性产生重要影响(Allport，1954)。Behrens 和 Kret(2019)指出，面对面的接触可以影响互动双方的预期并降低被利用的风险，从而促进合作;还有学者认为，即使是想象中的接触，也可以帮助个体形成积极的态度，从而促进群体间合作(Crisp Turner，2009;Pagotto et al，2013)。总之，在群体合作领域，群体接触行为与合作之间的关系已经得到了广泛验证，这也为本文研究公务员合作生产态度的形成机制提供了理论参照，即公务员和公民之间的接触是否以及如何塑造公务员对公民的情感和态度是一个值得探索的研究议题。然而，既有研究没有发展出一个中层理论，从公务员视角检验公务员与公民的接触同合作生产态度之间的复杂关系。同时，在中国治理实践过程中，与促进公民参与合作生产相对应的“群众路线”作为一种根本工作方式和价值追求，不仅内化于党和政府的日常工作，也被认为是密切干群关系、提升治理效能的制胜法宝。但是，目前研究尚未实证检验这一判断。本研究将通过分析政民接触、公务员对公民信任和公务员合作生产态度之间的关系，为新时代继续走好群众路线提供实证支撑和理论指导。82公共行政评论20232(二)研究假设1 政民接触与合作生产态度态度是主体对客体行为所持有的积极或消极的评价。合作生产不仅需要公民的积极参与，还需要一个对公民倡议、公民行动开放的政府。这种开放性不仅要体现在政策文件和书面倡议中，还应表现在政府官员对公民的态度和行为中。一方面，积极的合作生产态度会促使公务员在公共服务设计、交付、评估、调整等各个环节设置公众参与通道，打开合作生产的机会之窗;另一方面，来自公务员的积极态度可以向公众传递善意、开放的信号，引导公众对政府行为产生积极预期，主动参与合作，从而在不同维度上提升公共服务合作生产的质量和效率。本研究认为，公务员对合作生产的态度根植于公务员和公民的日常接触，即政民接触行为。群体互动的相关研究普遍认为，通过适当的群体间接触，可以改善对污名化或敌视群体的消极态度，进而减少偏见和排斥(Kawakami et al，2007)。Heide 和 Miner(1992)则研究了预期互动和接触频率对买卖双方合作行为的影响，并认为双方互动的频率显著正向影响买卖双方的合作行为。同时，社会认同理论也指出接触可以产生相似感，而个体会更多地被相似的他人说服、欺骗，甚至更愿意和相似的人合作(Bradner Mark，2002)。聚焦公务员和公民接触的相关研究从不同方面论证了公民接触的重要性及其对公民认知塑造的影响，如公民接触能够借助信息传递来影响官员行为与公共产品分配，进而影响政策实施效果，甚至影响公民对政府及其提供的公共服务的满意度(Cohen et al，2019)。国内学者张友浪和朱旭峰(2020)的研究证实了直接接触更有利于公民对地方行政服务中心做出积极的服务评价。综上，本研究认为，公务员和公民之间的接触行为有利于公务员形成积极的合作生产态度。因此，提出研究假设 1。H1:政民接触会正向影响公务员的合作生产态度。2公务员对公民信任与合作生产态度信任被认为是对话和合作之间至关重要的一环，是合作关系发生的前提，因为从非合作到合作需要信任的支撑(othstein，2000;Pollitt et al，2007)。合作经常对信任水平提出要求，如果双方互相不信任，合作无从谈起;如果信任只存在于单方面，合作也可能失败。合作是一个风险和不确定性并存的过程，而有关政民互动的研究认为，信任可以降低社会互动的风险，减少交往中的不确定性。Gemes 和 esina(2019)指出，官员和市民之间共同工作，有助于创建信任，并塑造积极的情绪和态度;两者之间的合作意愿会随着互动的增加而92政民接触对公务员合作生产态度的影响机制增加。如果公务员对公民有着充分的信任，对公民的品德、能力等各方面持有积极看法，那么公务员会对合作生产的推进更为积极，更愿意“取智于民”。而一个不信任公民的政府不会在公共服务供给中主动与公民合作，更不会容纳公民主导的服务供给。杨开峰等(2006)通过对美国 332 名公务员的实证研究证实了公务员对公民的一般信任、对参与制度的信任以及个人信任倾向等同公务员促进公民参与活动意愿之间的密切联系。综上，本文认为，公务员与公民之间的信任会影响公务员与公民合作解决问题的态度。于是，研究提出假设 2。H2:公务员对公民信任会正向影响公务员的合作生产态度。3 政民接触与公务员对公民信任在大多数研究中，信任被看作是个体之间接触的产物(Bachmann Inkpen，2011)。值得注意的是，在公民对政府信任的研究领域，公民对各个层级政府的信任程度存在显著的不均衡性，有学者将这种现象称作“政民信任的差序格局”，并指出公民与基层政府和中央政府之间的接触频率是解释“差序信任结构”存在的重要变量(张小劲等，2017)。然而，这一结论是否适用于公务员对公民信任还有待检验。一方面，王浦劬和李锋(2016a)的研究指出，公务员对公民存在着类似公民对公务员的“接触性不信任”，即那些日常接触公民更多的基层公务员，往往更不愿意信任公民。Ivacko 等(2013)的研究也表明，在城市工作的公务员比在县城或乡镇工作的公务员更信任公民。但另一方面，根据群体接触假说，公务员和公民的接触行为有利于增进公务员对公民的信任。且有学者认为(Yang，2006)，公务员与公民的接触是信任形成的社会来源之一。Schilke 和 Huang(2018)则进一步指出，即使短暂的人际接触，对信任也有正向塑造作用。可以看出，政民接触同公务员对公民信任之间的关系依旧存在争议。立足于公务员视角的政民接触究竟是带来了“信任”还是增加了“排斥”，需要用实证数据加以检验。因此，本研究提出如下竞争性假设:H3a:政民接触正向影响公务员对公民信任;H3b:政民接触负向影响公务员对公民信任。同时，Gemes 和 esina(2019)指出，鼓励群体间接触(特别是保持交流和对话)可以帮助主体双方建立信任，从而为合作创造必要的条件。为了理解政民接触对公务员合作生产态度的深层影响，本研究试图进一步探讨公务员对公民信任的中介作用。Loomis(1959)的实验研究指出，在所有被试中，有交流的被试中三分之二能够感受到信任，而在没有交流的被试中，只有十分之一能够感受到信任。Lascaux(2020)认为，关系开放性、相互依赖、交流历史等03公共行政评论20232会影响主体双方信任关系的建立;同时，主体双方的信任也有助于减少主体间的机会主义行为，从而促进双方的合作。事实上，即使人们有充分的合作动机，主体双方仍然需要通过互动了解彼此，而沟通互动则可以创造连接，帮助双方减少合作中的不确定性，促进亲密感的建立。在政民互动的研究视域中，信任和积极态度的建立与个人生活经验有很大关系。对公务员来说，其在日常工作中与公民的实际接触过程将会内在地塑造公务员对公民的信任。有研究认为，工作场所社会关系的形成过程对信任的培育至关重要(Yamagishi Yamagishi，1994)。公务员是社会成员的一部分，公务员对公民的信任会不可避免地受到其所处社会网络以及与其他群体互动和接触过程的影响。比如，廖雨果和马亮(Liao Ma，2019)的研究证实了公务员的社团参与行为可以提高公务员对公民贡献的感知，进而提升公务员对公民参与的接受程度。实际上，公务员作为行政人，其在日常工作中与公民的接触和互动等社会行为会直接影响其对公民的信任，而公务员和公民之间的信任则有助于减少合作过程中的不确定性和风险，帮助公务员形成积极的合作态度。综上，本研究认为，在合作生产领域，政民接触会通过公务员对公民的信任，影响公务员合作生产态度的形成。因此，提出研究假设 4。H4:政民接触会通过公务员对公民的信任影响公务员的合作生产态度。三、研究方法(一)数据来源与样本情况考虑到调查的便利性，本研究对 W 市市直机关公务员展开了广泛调研。该市位于东部某省，是沿海地级市，中等规模，在一般地级市中有一定典型性。在市委党校等部门的支持下，笔者收集了涵盖 W 市党群政务、经济管理、社会治理与服务等领域 55 个部门的 442 份问卷，删除全部重复及答题时间在 3 分钟以内的问卷后，最终获得有效问卷 406 份，有效回收率为 91.86%。总体来看，调查对象覆盖了全市 75%以上的市直部门，而且没有明显不符合政府工作人员的指标，数据整体质量较好。(二)变量测量与描述性统计1 因变量对态度构成的探索是心理学研究的主要关注点之一，而社会心理学家 Ajzen(1989，1991)对行为态度的论证在各个研究领域都得到了广泛应用。他认为态13政民接触对公务员合作生产态度的影响机制度是指个体对某一特定行为正面或负面的评价，这为本文测量合作生产态度提供了基本框架。本研究所指的公务员合作生产态度，是指公务员对与公民合作这一行为所产生的积极或消极的评价。由于既有文献较少研究公务员的合作生产态度，无法提供成熟、可供参考的量表。在变量操作化的过程中，一方面，本研究参考了研究者关于合作态度的测量方式。比如 Vangrieken 等(2017)在有关教师自主性与合作态度的研究中，采用诸如“我认为和同事进行协商和合作是有用和可取的”等态度感知程度的方法对合作态度进行操作化。另一方面，笔者对散落在不同文献中有关官员或专业人士合作生产态度的内容进行了梳理，最终从正向和负向两个维度，即感知合作生产价值和成本的角度对因变量进行操作化。这一方法在官员公众参与态度的研究中多有使用。比如 Migchelbrink 和 Van de Walle(2022)将态度视为一个单维结构，从感知公众参与好处和成本的角度对官员对公众参与的态度进行测量。此外，国内学者王浦劬和李锋(2016 b)在相关研究中也采取了类似的测量方式。最终，本研究采用如下 5 个题项对合作生产态度进行测量:(1)一般而言，我认为群众不了解我们部门的主要工作;(2)一般而言，我认为群众不具备和政府合作的能力和知识;(3)一般而言，我认为和群众合作是无意义且浪费时间的;(4)一般而言，我认为与群众合作能够减少服务阻力，增加群众满意度;(5)一般而言，我认为与群众合作能够提高工作效率和服务质量。选项设计为李克特五分制量表，“1”表示“非常不赞同”，“5”表示“非常赞同”，其中 13 题采用反向编码方式。该量表的 Cronbachs Alpha 系数为0.706，基本达到信度要求。2 自变量(1)政民接触。政民接触主要指公务员与公民在日常工作中沟通、交流、协作等行为。一般来讲，公务员与公民的沟通、交流、协作越频繁，说明日常接触越多;反之，接触越少。为了更全面地考察政民接触这一概念，除了考虑公务员个人在自身工作中与公民的接触频率，本研究也考量了所在部门因业务性质差异所产生的影响。最终，本研究采用直接问询法，对政民接触进行操作化，测量题项如下:总体而言，您个人在工作中与群众打交道(沟通、交流、协作)的频率如何?总体而言，您所在部门在工作中与群众打交道(沟通、交流、协作)的频率如何?选项设计为李克特五分制量表:1=非常不频繁，2=不频繁，3=一般，4=频繁，5=非常频繁。得分越高，说明政民接触越多。该量表的 Cronbachs23公共行政评论20232Alpha 系数为 0.850，说明信度较佳。(2)公务员对公民信任。信任通常被认为是在风险状态下对他人行为有积极预期，并且自愿承受潜在风险的行为意向。有关合作行为的一系列研究表明，信任能够促进个体之间、个体和权威层级之间的合作，是合作行为的重要前因变量(De CremerTyler，2007)。关于信任的测量在既有研究中颇为丰富，如Mayer 等(1995)区分了让人信赖行事方式的三个要素:能力、诚实和仁慈，后续许多针对公务员信任公民的研究都借鉴了这一划分标准(Vigoda-Gadot etal，2012;Yang，2005)。在参考以往经典量表的基础上，本研究最终从过往经历、公民能力和品德 3 个维度共计 5 个条目对政治信任进行了测量。具体题项如下:大多数情况下，群众有能力理解我们在做什么。大多数情况下，群众会试图利用模糊不清的法规，钻制度空子。大多数情况下，群众是正直、善良并值得信任的。在日常工作中，我们的工作经常受到群众的批评和抱怨。大多数情况下，我和同事们普遍认为公民是值得相信的。选项设计为李克特五分制量表，所有题项均采用“1”表示“非常不赞同”至“5”表示“非常赞同”。该量表 Cronbachs Alpha 系数为 0.608。3 控制变量参照以往研究，本研究考虑了性别、年龄、受教育水平和政治面貌等公务员个体层面变量的影响。其中，性别为虚拟变量，男性为 1，女性为 0;政治面貌为虚拟变量，中共党员为 1，非中共党员为 0。此外，笔者还考虑了公务员在公共部门的工作时间、职务职级等的影响，将 5 年及以下、610 年、1115年、1620 年、21 年及以上分别赋值为 15。职务级别设置为科员、副科、正科、副处、正处及以上，分别赋值为 15。在部门层面，重点考虑了部门类型的影响。本研究在问卷中询问了被访者所在部门的核心职能类型，将其界定为经济管理类、社会服务类、党群政务类和其他类 4 类。本研究以经济管理类部门为基准组，将其他三类部门设置为虚拟变量。四、结果(一)描述性统计分析本文首先对样本数据进行了描述性分析，表 1 详细报告了主要变量的描述性统计分析结果，包括均值、标准差、最大值、最小值等相关信息。33政民接触对公务员合作生产态度的影响机制表 1主要变量的描述性统计分析变量最小值最大值均值标准差因变量合作生产态度253.7400.712自变量政民接触153.5600.931公务员对公民信任153.7300.632控制变量体制内工作时间152.6301.094性别(男=1)010.5900.492年龄153.3000.916受教育程度143.1700.452政治面貌(党员=1)010.8800.320职务级别152.3001.043党群政务类010.3000.458社会服务类010.3700.483其他类010.1200.326资料来源:作者自制。数据显示，合作生产态度的均值为 3.74，这说明总体上公务员合作生产态度较为积极;从政民接触上看，公务员在日常工作中与公民接触频率的均值为3.56，总体上较多，但标准差高于合作生产态度和公务员对公民信任，说明因工作性质不同，公务员与公民之间的直接接触频率存在差异;公务员对公民信任均值为 3.73，标准差为 0.632，说明公务员对公民的信任处于中等偏上水平，且公务员之间个体差异较小。从受访者的基本情况来看，所有受访者中，在体制内工作 3 年以下的被访者所占的比重为 15.8%，310 年的比重为 31.3%，1120 年的比重为 33%，2130 年的比重为 13.8%，30 年以上的比重为 6.2%。从性别上看，男性占比为 59.4%;从年龄结构上来看，受访者主要集中在 3140 岁之间，占比为50%，说明受访者以中青年干部为主。从受教育程度上来看，本科以上占比达97.3%，说明受访者的受教育水平普遍较高。从政治面貌上来看，中共党员的比重高达 88.4%，这与公共部门党员居多的现实情况保持一致。从职务级别上看，科员占比为 28.8%，副科占比为 26.8%，正科占比为 30.8%，副处占比为12.8%，正处及以上占比为 0.7%。从部门类型看，经济管理类部门占比为21.4%，社会服务类部门占比为 36.7%，党群政务类部门占比为 29.8%，其他类占比为 12.1%。43公共行政评论20232(二)相关分析表 2 报告了主要变量的相关系数矩阵。政民接触和公务员对公民信任同公务员合作生产态度之间呈现正相关关系，且均在 0.01 的置信水平上显著;政民接触和公务员对公民信任也存在正相关关系，在 0.05 的置信水平上显著。在控制变量中，在体制内工作时间、性别、年龄、受教育程度、职务级别和部门类型等变量与公务员合作生产态度的相关关系均不显著，需要进一步分析;而政治面貌则与合作生产态度呈现出微弱的正相关关系。此外，表 2 还报告了将所有变量全部纳入回归模型后的方差膨胀因子(VIF)。结果显示，所有的 VIF 值均介于 13 之间，远小于临界值 10。这表明各变量之间共线程度在合理范围内，不存在多重共线性问题。表 2主要变量相关矩阵变量合作态度政民接触政民信任时间性别年龄受教育程度政治面貌职务职级党群政务类社会服务类VIF合作态度1政民接触.167 11.11政民信任.631 .105 11.04时间.011.051.00112.53性别.027.051.056.190 11.19年龄.036.025.017.740 .236 12.58受教育程度.037.052.009.165 .115.159 11.15政治面貌.088*.047.006.217 .265 .238 .168 11.25职务职级.079.151 .044.637 .304 .636 .014.332 12.24党群政务类.038.046.020.023.020.069.116.118.06711.71社会服务类.024.186 .075.013.005.010.113.076.115.496 11.85其他类.016.009.099.049.078.026.054.102.084*.241 .282 1.45注:N=406，、和*分别表示相关系数通过 0.01、0.05 和 0.10 水平的显著性检验。资料来源:作者自制。(三)回归分析正如 Lowi(1964)所说，行为特征是由组织性质决定的。公务员可能会表现出某一机构类型所特有的管理风格，从而发展出特定的认知取向和行为特征。因此，不同组织的职能差异是导致其认知和行为不同的重要缘由，也就是说，公务员的合作生产态度会因为所在部门的不同而有所差异。由于数据具有多层53政民接触对公务员合作生产态度的影响机制嵌套特征，笔者对模型进行跨层分析，同时检验了组织和个体不同层面变量之间的相关性。首先，本研究对合作生产态度的零模型进行了估计，即不带入任何自变量。结果显示，组 内 相 关 关 系(ICC)接 近 于 0，低 于 Cohen(2013)所 建 议 的0.058。这说明个体的组间差异不大，可以忽略不计，不适合采用跨层分析。由于本研究数据是截面数据，且因变量为连续变量，最终本研究利用普通最小二乘法(OLS)估计的回归模型进行分析。表 3 报告了回归分析结果。表 3主效应和中介效应检验结果模型模型 1模型 2模型 3模型 4变量合作生产态度合作生产态度公务员对公民信任合作生产态度政民接触0.132 0.089 0.069(0.039)(0.036)(0.030)公务员对公民信任0.708 (0.048)体制内工作时间0.0830.0820.0020.081(0.054)(0.053)(0.043)(0.039)性别0.0050.0040.0790.060(0.077)(0.075)(0.067)(0.057)年龄0.0300.0190.0620.063(0.062)(0.061)(0.054)(0.046)受教育程度0.0240.0360.0110.044(0.090)(0.088)(0.072)(0.071)政治面貌0.1530.1040.0350.129(0.133)(0.132)(0.112)(0.099)职务级别0.0870.111 0.090*0.047(0.053)(0.052)(0.046)(0.044)党群政务类0.1560.1280.0080.122(0.102)(0.100)(0.087)(0.075)社会服务类0.178*0.1160.0730.167(0.098)(0.098)(0.087)(0.078)其他类0.1870.1520.1760.028(0.137)(0.131)(0.123)(0.101)常数项3.314 2.859 3.528 0.361(0.340)(0.358)(0.318)(0.311)20.0280.0550.0390.435调整后 20.0050.0310.0140.419注:N=406，回归系数为标准回归系数，括号内数字为稳健标准误。、和*分别表示相关系数通过 0.01、0.05 和 0.10 水平的显著性检验。部门类型以经济管理类为参照组。资料来源:作者自制。63公共行政评论202321 主效应检验为了验证政民接触、公务员对公民信任对合作生产态度的直接效应，本研究首先将体制内工作时间、性别、年龄、受教育程度、政治面貌、职务级别和部门类型设为控制变量，如表 3 模型 1 所示。结果显示，与经济管理类部门相比，社会服务类部门有更加积极的合作生产态度(=0.178，P 0.1);党群政务类、其他类部门与之相比则无明显差异。同时，公务员合作生产态度在体制内工作时间、性别、年龄、受教育程度、职务级别等维度上均不存在显著差异。其次，将政民接触作为自变量带入模型 2，结果显示，政民接触与合作生产态度呈现正相关关系，且在 0.01 的置信水平上显著。研究结果表明，公务员与公民接触越频繁，公务员与公民进行合作生产的态度越积极，因此 H1 成立。再次，将公务员对公民信任作为因变量，将政民接触作为自变量，带入模型 3 进行分析。结果显示，政民接触对公务员对公民的信任具有微弱的正向影响(=0.089，P 0.05)，因此 H3b 成立，H3a 未得到验证。结果表明，政民之间的接触增进了公务员对公民的信任，这也意味着既有研究中存在的“接触性不信任”现象在公务员信任公民的研究中可能并不适用。最后，将政民接触和公务员对公民信任同时纳入模型 4 进行分析。结果显示，政民接触与合作生产态度之间依旧呈现出微弱的正相关关系(=0.069，P 0.05)，公务员对公民信任则成为预测合作生产态度的关键性变量，两者之间的相关系数达到了 0.708，且在 0.01 的置信水平上显著，H2 得到验证。同时，政民接触对合作生产态度的影响效应从 0.132 降低为 0.069。换句话说，公务员对公民信任在政民接触同合作生产态度的关系之间发挥了部分中介效应(温忠麟等，2004)，但还有待进一步检验。2 中介效应检验本文采用逐步回归法和 Boostrap 方法对中介效应进行了检验。根据逐步回归法的要求，中介效应成立需要满足三项条件:一是自变量与中介变量分别影响因变量，二是自变量影响中介变量，三是自变量对因变量的影响会因为中介变量的加入而变小。按照温忠麟等(2004)建议的依次检验中介效应的方法，根据表 3 中模型 2、模型 3、模型 4 的结果，中介效应成立需要满足的三个条件均符合。因此，本研究证实了公务员对公民信任在政民接触和公务员合作生产态度的关系之间的中介作用，H4 成立。为了增强中介效应检验的效力，本文使用目前普遍认可的 Bootstrap 法继续进行检验，直 接 检 验 系 数 乘 积 的 显 著 性。结 果 显 示(见 表 4)，在 进 行 了Bootstrap 分析后，中介效应为 0.063，置信区间为 0.013，0.113，置信区间73政民接触对公务员合作生产态度的影响机制不包含 0，中介效应成立。同时，公务员对公民信任作为中介变量发挥的中介效应解释了总效应的 47.7%(0.063/0.132)。表 4中介效应检验结果中介变量直接效应中介效应置信区间总效应公务员对公民信任0.0690.063 0.013，0.1130.132资料来源:作者自制。五、结论与启示党的十八大以来，各地政府都在全力打造共建、共治、共享的基层社会治理新格局。从建立“民有所呼，我有所应”的回应性政府，到保障和完善群众参与的制度化渠道，其中无不映射出实践领域的“合作生产”正在成为顶层设计的一部分。从服务供给的角度来看，合作生产是精准识别民意、优化供给内容、提升服务质量、降低服务成本，以有效合作破除“公共物品供给困境”的重要途径;从政民关系的视角来看，合作生产能够润滑政民关系，唤醒责任意识，培育社会资本，推进民主行政。正如 osenstone 和 Hansen(1993)在其开创性研究 美国的动员、参与和民主中所指出的，公民参与的起落与政治领导人推动人民参与政治进程的努力有关。立足于中国实际，公务员的合作生产态度将极大影响合作生产的议程设置和效能发挥。因此，本研究重点关注合作生产推进过程中公务员态度的形成机制，通过广泛的问卷调研和翔实的实证分析，最终得出如下结论。第一，政民接触对公务员的合作生产态度有显著正向影响。具体来看，政民接触与公务员合作生产态度之间呈现正相关关系，即公务员在日常工作中与公民打交道(沟通、协作、交流)越频繁，公务员的合作态度越积极。结合访谈材料，本研究认为，那些与公民接触更多的公务员，在日常工作和生活中会给予公民更多的理解和支持，也更能认识到与公民合作的价值，这一点与社会心理学领域的接触假说保持了一致(Dovidio et al，2003)。总的来说，公务员与公民的直接接触有助于公务员形成关于合作的积极态度。这为未来促进合作生产指明了方向，也为走好群众路线提供了实证支持。在中国共产党的领导下，各级领导干部始终不渝地坚持“群众路线”，各地不断鼓励领导干部深入群众、深入基层，了解实际情况，润滑政民关系。比如，近年来北京市在全局范围内开展的“局处长走流程”专项活动受到了舆论关注和群众好评，也为增进政民理解和提升治理效能提供了借鉴。根据实证分析结果，只有通过频繁、深度的接触，如日常工作中的沟通交流和协作，公务员才能真83公共行政评论20232正了解群众的诉求和需求，感知到群众在公共服务供给中的意义和价值，从而对合作生产产生正向的态度和看法，并致力于和群众合作提供公共服务。正如以往研究所指出的那样，愿意与公民接触的政府官员将更努力地提供激励公民参与的工具(Handley Howell-Moroney，2010)。第二，公务员对公民信任同公务员的合作生产态度有显著的正相关关系。伴随着新公共管理弊端的日渐显现以及新公共服务理论、治理理论的兴起，服务导向、民主、合作、网络及信任协商等理念开始深入人心。学者们将信任视为促进合作关系的基石，认为公务员能够从促进合作和伙伴关系中获得合法性(Brown Calnan，2011)。本文发现，公务员对公民信任是影响公务员合作生产态度的重要因素，这与既有研究保持了一致。如 Gambetta(2000)的研究指出，信任水平越高，合作的可能性越大。但值得注意的是，合作行为并不仅仅依赖于信任，信任的最优阈值会根据场合的不同而有所差异。公务员对公民信任和公务员合作生产态度之间正向关系的验证对于培育积极的合作态度具有一定的指导和启发意义。未来，政府可以通过公开决策过程、建立咨询机制、搭建对话平台等制度化方式，帮助公务员与公民建立更加紧密的联系，促进政府和公民的沟通，为推进合作筑牢信任基石。此外，也可以通过在干部教育培训工作中设置“走好群众路线”等党性课程，帮助公务员理性认识公众参与的价值，进而减少公务员对公民的偏见，甚至敌意，为实际合作行为的发生扫除心理障碍。第三，公务员对公民信任在