行為公共管理學視角下公共決策的社會許可機制：“一提兩抑”*

張書維 申翊人 周 潔

行為公共管理學視角下公共決策的社會許可機制：“一提兩抑”

張書維申翊人周 潔

(中山大學中國公共管理研究中心、政治與公共事務管理學院, 廣州 510275) (中國科學院心理研究所行為科學重點實驗室, 北京 100101)

公共管理的本質是公共決策。“公共決策的社會許可”指當地民眾對于公共決策的持續接受和支持程度, 是公共決策合法性的基石。本研究借助“行為公共管理學”的理論視角, 通過兩個調查實驗(= 354 + 354), 一個現場調查(= 520), 全面考察公共決策透明(過程透明和內容透明)與社會許可之間的因果關系, 進而明確這一關系的作用邊界。結果發現：1) 決策過程透明與內容透明正向影響社會許可; 2) 政府信任調節決策內容透明與社會許可的關系; 3) 結果依賴調節兩類透明與社會許可的關系。基于這些結果, 作者總結出正性的“決策透明效應”以及“謹慎的不介意”和“有選擇的忽視”之雙緩沖作用, 即“一提兩抑”, 以更好地理解公共決策的社會許可機制。

行為公共管理學; 內容透明; 過程透明; 政府信任; 結果依賴; 社會許可

(日光之下并無新事)。

——《圣經·傳道書1章9節》

1 問題提出

“管理即決策” (Simon, 1947)。按照Simon這一化繁為簡的邏輯, 公共管理的本質就是公共決策。近年來, 作為公共決策的權威主體, 政府所面臨的一大挑戰是公共決策直接或間接導致的社會問題日漸增多, 如民眾對高速路節假日免費、汽車尾號限行、垃圾分類等的質疑時有發生; 不少基礎設施或環境項目建設陷入了“本為利民, 鬧即易停”的尷尬(張書維, 許志國, 2018)。這類社會現象的出現意味著公共決策議題與決策前置條件日益復雜, 處理不當就極易釀成社會矛盾, 造成重大損失。揭示公共決策的認知規律因此成為破解決策困境的當務之急, 也是改進決策效果的應然之舉。

社會許可(social license)原本是研究公眾對環境影響評價的學術表達, 指受項目影響地區的利益相關者(當地民眾)對于該項目的持續接受和支持程度(李紓, 2018)。該概念最初來源于澳大利亞采礦業, 現已應用在各個國家不同領域中, 用于探討如何讓公眾參與并支持相關項目的執行(張愛榮等, 2018)。事實上, 任何一個涉及公共利益的項目, 首先是政府決策的結果。項目引發反應的背后, 凸顯民意所在。本文借此引申出“公共決策的社會許可”概念(social license of public decision), 指當地民眾對于公共決策的持續接受和支持程度。社會許可從民眾出發, 公共決策由政府主導。可見, 探索公共決策的社會許可機制, 關鍵在于政府與民眾的互動。作為心理學與公共管理學交叉的新興學科, “行為公共管理學” (Behavioral Public Administration)為此提供了一個理想的分析視角(Grimmelikhuijsen, Jilke, Olsen, & Tummers, 2017; Tummers, Olsen, Jilke, & Grimmelikhuijsen, 2016; 張書維, 2018)。行為公共管理學聚焦政府決策與民眾體驗之間的相互影響與作用(張書維, 李紓, 2018); 分析單位是微觀個體和群體, 研究方法以調查實驗(survey experiment)為主(Battaglio, Belardinelli, Bellé, & Cantarelli, 2019; James, Jilke, & van Ryzin, 2017a), 這些都完全適用于公共決策的社會許可研究。

如果說公共決策過程是個“黑箱” (張書維, 2016a), 政府透明無疑是打開黑箱的鑰匙。所謂政府透明(government transparency)可理解為政府對有關自身決策過程、程序、職能和績效等信息的公開與披露, 使得外部人(如公民和媒體)能夠了解有關組織的內部運轉, 以便對組織或行動者進行相應的監督(Grimmelikhuijsen, 2012)。透明被視作“善治”的重要內涵; 若缺乏透明, 問責也難以實現(何艷玲, 2018)。在公共決策情境下, 政府透明可謂決策主體(政府)施加的“刺激”, 社會許可則是決策對象(民眾)產生的“反應”。因此, 基于行為公共管理學的視角, 本研究的科學問題是：政府透明是否影響公共決策的社會許可？其邊界條件如何？

1.1 決策透明與社會許可：主效應

鑒于公共決策是公共管理的重中之重, 決策透明又是最主要的透明活動(Cucciniello, Porumbescu, & Grimmelikhuijsen, 2017), 本研究將政府透明操作化為政府的決策透明(public decision-making transparency), 聚焦特定決策的論證信息。透明的關鍵是信息的可用性(availability)和流動性(flow)——可用性涉及“透明什么”; 流動性涉及“透明給誰” (Cucciniello et al., 2017)。故決策透明既包括可用信息的類型和層次(即“透明什么”), 也包括這些信息流動的對象和方向(即“透明給誰”)。

根據信息性質的不同, 可將透明分為內容透明(transparency in rationale)與過程透明(transparency in process); 前者強調公眾能夠獲得政府行為活動的詳細說明和理由, 后者強調公眾能夠了解政府行為活動的具體步驟和環節(Mansbridge, 2009)。無論是內容透明還是過程透明, 都包含透明信息的可用性及流動性。這一分類標準符合“事件?過程”的研究思路及實踐做法, 被廣泛接受(Grimmelikhuijsen, 2012; Hood & Heald, 2006), 故本研究亦將決策透明分為決策內容透明與決策過程透明(de Fine Licht, 2011, 2014a)。從價值層面來看, 信息的自由與開放已成為現代社會公民的基本權利之一(Birkinshaw, 2006); 公共決策透明是推動政府科學決策和民主決策的必然要求。那么, 決策透明與社會許可有何關系？

盡管尚無決策透明影響社會許可的直接證據, 但相關研究表明, 政府透明對于政治信任(Ferry & Eckersley, 2015; Grimmelikhuijsen, 2012; Lio, Liu, & Ou, 2011; Meijer, 2009; 芮國強, 宋典, 2012; 于文軒, 2013)、公眾滿意度(Porumbescu, 2017; 李文彬, 何達基, 2016; 鄭建君, 2017)、政策理解與遵從(Porumbescu, Bellé, Cucciniello, & Nasi, 2017a; Porumbescu, Lindeman, Ceka, & Cucciniello, 2017b)以及權威合法性感知(de Fine Licht, 2011, de Fine Licht, Naurin, Esaiasson, & Gilljam, 2014; Grimmelikhuijsen & Meijer, 2015)等表征民眾態度的結果變量均有顯著的正效應。在行為公共管理學視角下, 可以從民眾、決策者、決策本身三個方面加以解釋。

對于民眾而言, 信息透明被認為是保障公民知情權和公眾參與公共決策的前提和基礎。一個開放的政府使人們相信公眾利益將會得到考慮, 民眾能夠以此了解決策過程中的權衡取舍, 減少與決策者之間的信息不對稱(Wu, Ma, & Yu, 2017)。當公眾獲悉更多關于政策所帶來的益處時, 能夠增強其對政府權威的自愿性服從(Kim, 2005)。對于決策者而言, 向公眾披露決策信息能使其知道政府內部發生了什么進而有效地緩解或消除公眾焦慮(Hood & Heald, 2006)。透明意味著公民能依據這些信息實現對政府的問責, 強化對決策者的外部監督(Meijer, 2009)。對于決策本身而言, 透明和公開會議有利于提高決策質量與政府執行力(Piotrowski & Borry, 2010)。圍繞透明的溝通確保了政府決策的開放民主(Fairbanks, Plowman, & Rawlins, 2007)。

基于上述分析, 本文認為政府決策透明能夠作為一種積極的信息傳遞過程對社會許可產生促進作用。決策環節的公開(過程透明)或決策理由的披露(內容透明)均能提升社會許可, 由此推導出第一個假設：

: 政府決策透明正向影響社會許可。

: 相比于低決策過程透明, 高過程透明條件下社會許可更高;

: 相比于低決策內容透明, 高內容透明條件下社會許可更高。

近期一篇對1990~2015年間187個已發表的透明主題研究分析表明, 政府透明并非萬靈藥, 它不總是導致正性的結果(Cucciniello et al., 2017)。從行為公共管理學視角出發, 政府透明可看作政府和民眾之間的信息溝通, 透明的效果取決于民眾對信息的認知及使用。如何理解透明信息不僅受信息本身因素的制約, 也會因民眾如何看待透明的行為主體而有所不同。因此, 需要關注政府透明起作用的邊界條件。

1.2 決策透明與社會許可的政府信任邊界

政府信任(trust in government)是民眾對政府所抱有的信心, 即民眾相信政府會制定符合民眾利益的政策并提供符合其預期的結果(張書維, 2016b)。信任的本質是一種自甘冒險的心理狀態, 關鍵在于可信度(Levi & Stoker, 2000)。因此, 政府信任可操作化為個體對(當地)政府可信度持有的積極信念(張書維, 2017)。既有研究通常將政府信任作為透明的結果變量, 得到的結論卻不盡一致(Cucciniello et al., 2017)。更重要的, 目前文獻集中于探討政府透明對政府信任的影響, 忽略了政府信任作為外生變量對透明效應的調節作用。事實上, 民眾通過與當地政府相關部門打交道的經歷或日常接觸到關于政府的各種信息, 已積累了或高或低的政府信任, 這會影響個體如何看待政府及其行為(Grimmelikhuijsen & Klijn, 2015; Grimmelikhuijsen & Meijer, 2014)。

信任具有簡化認知的啟發式功能(Cummings, 2014)。個體加工處理信息的認知能力有限(Kahneman, 2003), 而政府信息的龐雜性與專業性可能會令普通民眾難以理解, 信任的出現恰好填補了政民互動中個體由于知識缺乏或認知超載所造成的空白(Etzioni, 2010)。政府信任成為一種啟發式因素可促進公民的合作行為, 如公民越信任政府則越有可能自愿完成繳稅(Scholz & Lubell, 1998); 社區對政府機構管理能力的信心越強, 社區對礦業的接受度越高(Zhang et al., 2015)。由于政府與民眾之間存在大量的信息不對稱, 信任可以化作成本較低的外在符號, 幫助民眾推斷政府及公共決策的內在可靠性, 使其放棄對政府行為信息的深層次追問(伍德志, 2015)。換言之, 政府信任可以作為啟發式的認知捷徑來“替代”人們對政府復雜的決策行為和信息的判斷, 進而影響透明的實際效果。研究表明, 如果民眾非常信任政府, 政府透明對社會公平感的作用較弱; 反之, 如果民眾對政府的信任較低, 政府透明對社會公平感的作用可以得到一定程度上的強化(Wu et al., 2017)。由此推斷, 政府信任水平越高的個體, 越有可能對政府決策持樂觀預期, 從而弱化決策透明之于社會許可的積極作用。本研究的第二個假設如下：

: 政府信任調節政府決策透明與社會許可的關系。具體而言：

: 政府信任調節決策過程透明與社會許可的關系; 政府信任水平高時, 過程透明與社會許可的正向關系被削弱;

: 政府信任調節決策內容透明與社會許可的關系; 政府信任水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。

1.3 決策透明與社會許可的結果依賴邊界

結果依賴(outcome dependence)指對某一權威的依賴狀態, 該權威控制著個體想要的結果即社會或物質資源, 如個體的精神和身體健康, 安全以及經濟福利等(van der Toorn, Tyler, & Jost, 2011; 張書維, 許志國, 徐巖, 2014)。結果依賴激發了個體的系統正當化(system justification)——人們會自然地將其所屬社會系統感知為公平合理的并為其辯護(Jost & van der Toorn, 2012; 楊沈龍等, 2018)。民眾越依賴于某個權威, 就會有越強的動機視其為合法的化身(van der Toorn & Jost, 2014)。可見, 結果依賴源于權力, 不過反映的恰是一種“無權無勢”的狀態, 直接導致弱者對系統或體制的依賴(van der Toorn et al., 2015)。

毋庸置疑, 政府擁有對全社會價值做權威性分配的權力而促使民眾對其產生依賴; 另一方面, 公共決策本身對民眾的重要性也影響著結果依賴的程度。研究表明, 結果依賴是社會公正影響權威合法性及公共合作意向的調節變量, 結果依賴高的個體在不那么公正的情況下仍然能更積極地對待權威(Clark & Wegener, 2008; Zhang & Zhou, 2018)。這一“維護權威”的現象同樣可能表現在政府決策透明與社會許可的關系當中。故提出本研究的第三個假設：

: 結果依賴調節政府決策透明與社會許可的關系。具體而言：

: 結果依賴調節決策過程透明與社會許可的關系; 結果依賴水平高時, 過程透明與社會許可的正向關系被削弱;

: 結果依賴調節決策內容透明與社會許可的關系; 結果依賴水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。

綜上, 假設一與假設二、三的關系可凝練為“一提兩抑” (Kluemper, Taylor, Bowler, Bing, & Halbesleben, 2019), 決策透明提升社會許可的主效應為核心, 輔之以政府信任和結果依賴對透明效應的雙抑制調節, 如圖1所示。本研究擬通過兩個調查實驗、一個現場調查, 先分后總、由內而外地檢驗三個假設; 全面澄清政府透明的社會許可機制。

圖1 理論模型

2 研究1：決策透明與社會許可——政府信任的調節

研究1用實驗法探討公共決策透明對社會許可的作用及政府信任的邊界效應, 檢驗和。需構建一個具體的公共決策背景——環境決策自帶公共屬性和議題熱度, 成為了絕佳的實驗場域; 進一步聚焦環境項目的選址決策來生成實驗材料, 便于觀察政民互動的過程(張書維, 許志國, 2018)。隨著我國經濟社會的高速發展, “垃圾圍城”已是不可忽視的現實之痛; 但垃圾處理項目因其對周邊環境及居民的影響, 成為典型的鄰避設施。因此, 實驗情境設置為“垃圾中轉站的選址決策”。特別的, 對于鄰避沖突或預防型的環境群體性事件, 有一個心理因素不容忽視, 那就是個體對環境風險的主觀感知(張書維, 2015; 陳麗君, 金銘, 2019)。研究表明, 居民的鄰避傾向與風險感知正相關(張啟蒙, 張越, 2017); 即便政府怎樣宣傳環境項目的安全性, 公眾仍表現出明顯的“我還是怕”的風險感知(顏昌武, 何巧麗, 2019)。故實驗設計中將風險感知當作主要控制變量。

2.1 方法

2.1.1 被試

被試為354名廣州大學城內7所高校的學生。平均年齡21.13歲(= 2.32)。其中, 男156名, 女198名。被試為自愿參與, 實驗完成后獲得小禮品一份。

2.1.2 設計、材料及程序

采用2(決策過程透明：高, 低) × 2(決策內容透明：高, 低) × 2(政府信任：高, 低)的被試間設計。因變量為社會許可。鑒于公共管理情境的復雜性與現實性, 行為公共管理學在方法上更偏好調查實驗而非傳統的實驗室實驗(Battaglio et al., 2019; James et al., 2017a; 張書維, 李紓, 2018), 本研究遵循此慣例。調查實驗實現了調查與實驗的有機結合, 能夠較好地兼顧研究的內外部效度。在操作上使用發放問卷的形式收集數據。有別于問卷調查, 調查實驗中研究者可以通過變量操縱形成版本各異的問卷, 從而清晰地分辨不同水平的自變量對因變量的作用(James, Jilke, & van Ryzin, 2017b)。相比于實驗室研究, 調查實驗在情境啟動方面的難度更大。本研究借鑒de Fine Licht (2011, 2014a, 2014b)的做法, 通過新聞報道的方式呈現實驗情境文本以保證材料的“真實性”和被試的代入感。

問卷包含8個版本對應8個實驗分組。實驗材料為一則虛構的公共決策報道——A市政府擬在該市的城南新區大學城選址建設居民生活垃圾中轉站。被試隨機得到其中一個版本的問卷進行作答, 即隨機分配至一種實驗條件下。

問卷共分三部分, 具體內容與施測程序如下：

第一部分為指導語和背景介紹：“A市處于城鎮化加速階段; 隨著A市城南新區的建設發展, 政府擬在該區的大學城內選址建設一座現代化、無污染的生活垃圾壓縮式轉運站, 即垃圾中轉站; 您是城南新區大學城內的一戶居民”。

第二部分為主體, 包括自變量(公共決策透明)及調節變量(政府信任)的操縱。其中, 決策過程透明及內容透明的操縱借鑒Porumbescu和Grimmelikhuijsen (2017), Grimmelikhuijsen (2012)的系列研究; 政府信任的操縱借鑒de Cremer和Tyler (2007)的范式, 詳見后述。被試被告知閱讀材料是由幾段涉及此次公共決策的圖文報道構成, 每份問卷向被試提供關于決策過程透明、決策內容透明及政府信任的文字與圖片。為了效果逼真, 將實驗材料做成了一個政府網站及其網頁的展示。每段材料的閱讀后需回答幾道用做操縱檢驗的題項。

高過程透明組：新聞文字部分告知被試政府召開常務會議討論垃圾中轉站的選址方案, 同時介紹此次會議的過程向各主體開放并全程直播, A市市民可以通過網絡進行觀看。并且政府在會議后通過政府網站、報紙媒體公開直播視頻與會議討論記錄。新聞圖片部分則為政府網站的截圖, 展示了會議直播視頻的匯總頁面, 以及網路直播留言與現場討論的記錄報道。

低過程透明組：新聞文字部分僅介紹政府召開常務會議討論垃圾中轉站的選址方案, 圖片部分為政府常務會議現場圖片。

高內容透明組：新聞文字部分首先介紹“昨日發布在政府網站的公示中, 政府不僅對大學城環衛設施不足的現狀和項目基本情況做了介紹, 還就城市生活垃圾中轉站的重要性、規劃理由以及決策依據向廣大市民進行了詳細的解釋”。隨后的圖片部分為政府網站上的擬選址方案公示。網頁截圖中包含了詳細的項目概況與規劃理由(垃圾中轉站建設的重要性、A市大學城中轉站的現狀、選址依據)說明, 公示時間, 公示方式與公示地點的信息, 并附有“選址平面圖”的可下載附件鏈接。

低內容透明組：新聞文字部分首先介紹“昨日發布在政府網站的公示中, 政府僅就該項公共決策做了簡單的介紹, 但選址的決策依據沒有透露”。圖片中的政府網站公示內容僅包括了項目概況、公示時間、公示方式與地點的信息。

高政府信任組：“近年來, 本地政府將民生工作作為重點, 能充分考慮居民的利益, 積極回應民眾的關切。此前的城市環衛設施改建升級項目在規定的時間內順利完成, 并且政府按照承諾落實了周邊綠化屏障的建設。政府的城市管理工作受到當地百姓的肯定, 居民們認為政府是可信賴的。來自城南新區的某位居民也表示, 政府能及時滿足我們的需求, 我認為他們具備了足夠的公共管理能力, 我相信其工作充分考慮了我們居民的利益。政府說的話和做的事是一致的, 我充分信任他們”。

低政府信任組：“近年來, 雖然本地政府將民生工作作為重點, 但政府工作未能充分考慮居民利益, 無法積極回應民眾的關切。此前的城市環衛設施改建升級項目逾期完工, 政府提出的增加周邊綠化的承諾尚待落實。政府的城市管理工作無法令居民感到滿意, 居民們表示在某些方面不信賴政府。來自城南新區的某位居民也表示, 政府不能及時滿足我們的需求, 我認為政府的公共管理能力還需要增強, 我覺得政府沒有充分考慮我們居民的利益。政府說的話和做的事有時候不一致, 我不太信任他們”。

第三部分為因變量與控制變量的測量。在所有材料閱讀完畢之后測量研究的因變量——社會許可。問卷結尾為基本信息統計。

2.1.3 變量測量

決策過程透明2個題項, 源自Porumbescu和Grimmelikhuijsen (2017), α = 0.913, 用于自變量操縱檢驗。如“您認為市民可以充分地獲得此次決策過程的信息嗎”; 選項從“1 非常不充分”至“7 非常充分”。分值越高表示決策過程透明越高。

決策內容透明3個題項, 源自Grimmelikhuijsen (2012), α = 0.894, 用于自變量操縱檢驗。如“您認為市民可以充分地了解該方案的決策理由嗎”; 選項從“1 非常不充分”至“7 非常充分”。分值越高表示決策內容透明越高。

政府信任3個題項, 源自Grimmelikhuijsen和Meijer (2014), α = 0.869, 用于調節變量操縱檢驗。如“您如何評價本地政府的可信程度”; 選項從“1 非常不可信”至“7 非常可信”。分值越高表示政府信任越強。

社會許可4個題項, 由“社會許可”的操作性定義出發, 從“對決策合理性的評價”、“對決策的認可”、“對決策的遵從意向”以及“對決策的自愿性接受”四個維度測量(Pan, 2012), α = 0.882。如“我認可市政府選址建設垃圾收集站的決策”, 選項從“1 非常不同意”至“7 非常同意”。分值越高表示社會許可越強。

風險感知3個題項, 源自張啟蒙和張越(2017), α = 0.861。如“我非常擔心該項目對我的生活、健康以及環境造成影響”, 選項從“1 非常不同意”至“7 非常同意”。分值越高表示風險感知越強。

2.2 結果與分析

2.2.1 初步篩查

354份回收問卷中, 有15份未填寫完整; 另有8份未通過情境測試題, 故將這23名被試的數據刪除。剩余的331個樣本中, 男性152人; 有效回收率為93.8%。分為8個實驗組, 人數最少組40人, 最多組43人。鑒于被試的性別、年齡、專業等變量可能會影響到調查實驗的結果, 本研究分別在數據收集階段和統計階段進行了隨機化干預以及隨機化檢驗(孟天廣, 楊平, 蘇政, 2015)。具體做法是問卷發放之前按照8個實驗組的順序對問卷進行循環排序, 然后將排列好的問卷依次發放給研究對象。結果顯示, 研究1的不同分組具有較好的平衡性。進一步通過單因素方差分析對性別、年齡、學校、專業、政治面貌、教育程度分別進行了顯著性檢驗, 被試在各分組條件下的人口統計學變量均未呈現顯著性差異(> 0.240), 這說明本實驗在樣本方面實現了隨機分配, 也為下文的分析打下了良好基礎。

2.2.2 操縱檢驗

決策過程透明操縱的有效性通過比較過程透明高低兩組的過程透明分數來檢驗。獨立樣本檢驗發現, 低過程透明組的分數(= 3.07,= 1.29)顯著低于高過程透明組(= 5.17,= 1.19),(329) = ?15.37,< 0.001, Cohen's= ?1.69, 95%的置信區間 = [?2.368, ?1.830]。因此, 本實驗對“決策過程透明”這一變量的操縱是有效的。

決策內容透明操縱的有效性通過比較內容透明高低兩組的內容透明分數來檢驗。獨立樣本t檢驗發現, 低內容透明組的分數(= 3.02,= 1.20)顯著低于高內容透明組(= 4.97,= 1.19),(329) = ?14.81,< 0.001, Cohen's= ?1.63, 95%的置信區間 = [?2.206, ?1.689]。因此, 本實驗對“決策內容透明”這一變量的操縱是有效的。

政府信任操縱的有效性通過比較政府信任高低兩組的政府信任分數來檢驗。獨立樣本t檢驗發現, 低政府信任組的分數(= 3.81,= 1.01)顯著低于高政府信任組(= 5.02,= 0.93),(329) = ?11.38,< 0.001, Cohen's= ?1.25, 95%的置信區間 = [?1.429, ?1.007]。因此, 本實驗對“政府信任”這一變量的操縱是有效的。

2.2.3 描述統計與變量間相關

表1呈現了各變量的描述統計結果和相關關系。由表可知, 過程透明、內容透明、政府信任均與社會許可顯著正相關; 社會許可與控制變量(風險感知、年齡、專業)之間呈顯著負相關。接下來將通過三因素協方差分析(ANCOVA)探討自變量、調節變量與因變量之間的關系(風險感知、年齡和專業作為協變量), 檢驗假設1與假設2。

2.2.4 決策透明對社會許可的影響

表2的結果顯示, 決策過程透明的主效應顯著(< 0.001), 決策內容透明的主效應顯著(= 0.006), 二者的交互效應不顯著(= 0.163)。

簡單效應分析表明, 高過程透明組被試(= 167)的社會許可分數(= 4.93,= 1.06)顯著高于低過程透明組被試(= 164)的得分(= 4.15,= 1.35),(329) = ?5.87,< 0.001, Cohen's= ?0.65, 95%的置信區間 = [?1.046, ?0.521]。因此,得證：相比于低決策過程透明, 高過程透明條件下社會許可更高。另一方面, 高內容透明組被試(= 163)的社會許可分數(= 4.75,= 1.20)顯著高于低內容透明組被試(= 168)的得分(= 4.32,= 1.31),(329) = ?3.11,= 0.002, Cohen's= ?0.34, 95%的置信區間 = [?0.702, ?0.158]。因此,得證：相比于低決策內容透明, 高內容透明條件下社會許可更高。

綜上, 假設1得證：政府決策透明正向影響社會許可。

2.2.5 政府信任對決策透明—社會許可關系的調節

表2的結果顯示, 一方面, 決策過程透明和政府信任的主效應均顯著(< 0.001), 二者的交互效應不顯著(= 0.552)。因此,沒有得證, 政府信任不調節決策過程透明與社會許可的關系。另一方面, 決策內容透明的主效應顯著(= 0.006), 政府信任的主效應顯著(< 0.001); 二者的交互效應亦顯著(= 0.010), 如圖2所示。

進一步對交互作用進行效應大小(effect size)的比較(Wu & Wang, 2013; Zhang & Zhou, 2018)。當政府信任低時, 內容透明與社會許可的正向關系顯著：(1, 163) = 13.31,< 0.001, η= 0.076; 當政府信任高時, 內容透明與社會許可的正向關系不顯著,(1, 164) = 1.168,= 0.281。換言之, 政府信任水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。因此,得證, 政府信任調節決策內容透明與社會許可的關系。

表1 描述性統計結果和變量間相關(研究1)

注：= 331;編碼為0 = 男性; 1 = 女性;編碼為0 = 理工農醫; 1 = 人文社科。***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05。

表2 決策透明對社會許可的影響及政府信任的調節作用

注：因變量為社會許可, Adjust= 0.373。

圖2 決策內容透明與政府信任的交互作用

綜上,部分得證。

3 研究2：決策透明與社會許可——結果依賴的調節

研究2繼續探討公共決策透明對社會許可的作用及結果依賴的邊界效應, 再次檢驗, 同時檢驗。為了保持研究的一致性和可控性, 研究2亦采用實驗法, 且復制了研究1的情境, 即“垃圾中轉站的選址決策”。

3.1 方法

3.1.1 被試

被試為354名廣州大學城內7所高校的學生。平均年齡21.03歲(= 2.31)。其中, 男154名, 女200名。被試為自愿參與, 實驗完成后獲得小禮品一份。

3.1.2 設計、材料及程序

采用2(決策過程透明：高, 低) × 2(決策內容透明：高, 低) × 2(結果依賴：高, 低)的被試間設計。因變量為社會許可。實驗方法與施測程序同研究1, 實驗材料的不同之處在于操縱“政府信任”改為操縱“結果依賴” (Zhang & Zhou, 2018)：

高結果依賴組：“您所在的小區距離此次選址地點較近。政府的這項公共決策將直接影響到您的日常生活。此外您了解到, 此次選址的決策將由本地政府及其職能部門最終確定”。

低結果依賴組：“您所在的小區距離此次選址地點較遠。政府的這項公共決策將不會影響到您的日常生活。A市目前在涉及群眾切身利益且影響面廣的重大民生決策領域試點‘公共決策咨詢委員會’制度。據悉, 公共決策咨詢委員會由決策相關方代表、市民代表、專業人士、人大代表和政協委員共同構成。委員會擁有知情、參與、監督和否決權。對于未依制度規定向委員會進行征詢的民生公共決策, 在程序上不得進入下一環節。因此, 選址決策的最終確定需要參考居民意見, 并首先通過公共決策咨詢委員會的討論和評估”。

3.1.3 變量測量

決策過程透明(= 0.900), 決策內容透明(= 0.912), 社會許可(= 0.901), 風險感知(= 0.854)的測量同研究1。

結果依賴3個題項, 源自van der Toorn等(2011),= 0.890, 用于調節變量操縱檢驗。如“該項公共決策對您生活的影響程度如何”; 選項從“1 非常小”至“7 非常大”。分值越高表示結果依賴越強。

3.2 結果與分析

3.2.1 初步篩查

354份回收問卷中, 有9份未填寫完整; 另有4份未通過情境測試題, 故將這13名被試的數據刪除。剩余的341個樣本中, 男性153人; 有效回收率為96.3%。分為8個實驗組, 人數最少組41人, 最多組44人。隨機化檢驗顯示, 研究2的不同分組具有較好的平衡性。進一步通過單因素方差分析對性別、年齡、學校、專業、政治面貌、教育程度分別進行了顯著性檢驗, 被試在各分組條件下的人口統計學變量均未呈現顯著性差異(> 0.506), 這說明本實驗在樣本方面實現了隨機分配, 也為下文的分析打下了良好基礎。

3.2.2 操縱檢驗

決策過程透明操縱的有效性通過比較過程透明高低兩組的過程透明分數來檢驗。獨立樣本檢驗發現, 低過程透明組的分數(= 2.96,= 1.20)顯著低于高過程透明組(= 5.26,= 1.12),(339) = ?18.25,< 0.001, Cohen's= ?1.98, 95%的置信區間 = [?2.546, ?2.051]。因此, 本實驗對“決策過程透明”這一變量的操縱是有效的。

決策內容透明操縱的有效性通過比較內容透明高低兩組的內容透明分數來檢驗。獨立樣本檢驗發現, 低內容透明組的分數(= 2.71,= 1.32)顯著低于高內容透明組(= 4.89,= 1.02), t(339) = ?17.14,< 0.001, Cohen's= ?1.86, 95%的置信區間 = [?2.436, ?1.935]。因此, 本實驗對“決策內容透明”這一變量的操縱是有效的。

結果依賴操縱的有效性通過比較結果依賴高低兩組的結果依賴分數來檢驗。獨立樣本檢驗發現, 低結果依賴組的分數(= 3.99,= 1.27)顯著低于高結果依賴組(= 5.71,= 1.00),(339) = ?13.89,< 0.001, Cohen's= ?1.50, 95%的置信區間 = [?1.964, ?1.476]。因此, 本實驗對“結果依賴”這一變量的操縱是有效的。

3.2.3 描述統計與變量間相關

表3呈現了各變量的描述統計結果和相關關系。由表可知, 過程透明、內容透明、結果依賴均與社會許可顯著正相關; 社會許可與控制變量(風險感知及年齡)之間呈顯著負相關。接下來將通過三因素協方差分析自變量、調節變量與因變量之間的關系(風險感知和年齡作為協變量), 檢驗假設1與假設3。

3.2.4 決策透明對社會許可的影響

表4的結果顯示, 決策過程透明和決策內容透明的主效應均顯著(< 0.001), 二者的交互效應不顯著(= 0.120)。

簡單效應分析表明, 高過程透明組被試(=169) 的社會許可分數(= 4.62,= 1.17)顯著高于低過程透明組被試(= 172)的得分(= 4.08,= 1.43),(339) = ?3.84,< 0.001, Cohen's= ?0.42, 95%的置信區間 = [?0.821, ?0.265]。因此,得證：相比于低決策過程透明, 高過程透明條件下社會許可更高。另一方面, 高內容透明組被試(= 172)的社會許可分數(= 4.71,= 1.10)顯著高于低內容透明組被試(= 169)的得分(= 3.98,= 1.44),(339) = ?5.24,< 0.001, Cohen's= ?0.57, 95%的置信區間 = [?0.100, ?0.454]。因此,得證：相比于低決策內容透明, 高內容透明條件下社會許可更高。

表3 描述性統計結果和變量間相關(研究2)

注：= 341;編碼為0 = 男性; 1 = 女性;編碼為0 = 理工農醫; 1 = 人文社科。***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05。

表4 決策透明對社會許可的影響及結果依賴的調節作用

注：因變量為社會許可, Adjust= 0.216。

綜上, 假設1再次得證：政府決策透明正向影響社會許可。

3.2.5結果依賴對決策透明—社會許可關系的調節

表4的結果顯示, 決策過程透明和結果依賴的主效應均顯著(< 0.001), 二者的交互效應亦顯著(= 0.019), 如圖3所示。

圖3 決策過程透明與結果依賴的交互作用

進一步對交互作用進行效應大小的比較。當結果依賴低時, 過程透明與社會許可的正向關系顯著：(1, 171) = 18.27,< 0.001, η= 0.097; 當結果依賴高時, 過程透明與社會許可的正向關系不顯著,(1, 166) = 1.516,= 0.220。換言之, 結果依賴水平高時, 過程透明與社會許可的正向關系被削弱。因此,得證, 結果依賴調節決策過程透明與社會許可的關系。

表4的結果顯示, 決策內容透明和結果依賴的主效應顯著(< 0.001), 二者的交互效應亦顯著(= 0.026), 如圖4所示。

進一步對交互作用進行效應大小的比較。當依賴水平低時, 內容透明與社會許可的正向關系——(1, 171) = 31.69,< 0.001, η= 0.156, 顯著強于當依賴水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系——(1, 166) = 4.358,= 0.038, η= 0.026。換言之, 依賴水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。因此, H3b得證, 結果依賴調節決策內容透明與社會許可的關系。

圖4 決策內容透明與結果依賴的交互作用

此外, 表4還顯示過程透明、內容透明、結果依賴的三階交互項顯著(= 0.001)。根據過程透明的高低分組, 在每個組別內, 做社會許可對內容透明、結果依賴及其交互項的雙因素方差分析。結果發現, 在低過程透明組中, 內容透明與結果依賴的二階交互顯著(< 0.001, η= 0.026), 其變化規律類似圖4。而在高過程透明組中, 這一交互不顯著。

綜上,得證, 即結果依賴調節政府決策透明與社會許可的關系。

4 研究3：“一提兩抑”

研究3旨在現實情境中檢驗三個研究假設即“一提兩抑”, 并將研究1和2的環境項目決策拓展至一般公共決策。通過現場(問卷)調查法測量民眾感知到的決策透明、政府信任、結果依賴及社會許可, 在此基礎上進行分析, 以期增強實驗研究的外部效度。

4.1 方法

4.1.1 調查對象

調查對象為520名年滿18歲的城鄉居民, 樣本來自于廣東省的10個縣(市)共13個地區, 每個地區調查居民40戶。受訪者為自愿參與, 調查完成后獲得小禮品一份。

4.1.2 抽樣程序

使用分層多階段隨機抽樣技術, 首先將被調查地區分為省會城市、地級市(市轄區為主, 城鄉結合部為輔)與縣、縣級市(鄉村為主, 城區為輔), 然后區分城鎮樣本和鄉村樣本。城鎮樣本隨機抽取12個街道(社區), 再隨機抽取2~3戶家庭; 鄉村樣本隨機抽取4~5個村, 每個村隨機抽取2~3戶家庭(Zhang, Wang, & Chen, 2011; Zhou & Xie, 2016)。

本研究采取入戶調查的方式進行, 受訪者在調查員的指導下獨立完成問卷填答。調查時間為2018年7月~2018年9月。

4.1.3 變量測量

決策過程透明3個題項(Wu et al., 2017), α = 0.858。如“本地政府能夠主動地向百姓公開決策過程的相關信息”; 選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示決策過程透明越高。

決策內容透明3個題項(Wu et al., 2017), α= 0.815。如“本地政府能夠主動地向百姓公布公共決策做出的依據”; 選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示決策內容透明越高。

政府信任4個題項(Wu et al., 2017), α = 0.838。如“總體上, 本地政府是值得信賴的”; 選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示政府信任越強。

結果依賴4個題項(van der Toorn et al, 2011; Zhang & Zhou, 2018),= 0.792。如“公共問題的解決在多大程度上依賴于本地政府以及其所做出的公共決策”; 選項從“1 非常小”至“5 非常大”。分值越高表示結果依賴越強。

社會許可4個題項(Pan, 2012), α = 0.800。如“我認可本地政府做出的公共決策”, 選項從“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示社會許可越強。

通過因子分析對上述5個變量的量表進行了單維度分析與效度檢驗。首先, KMO值檢驗與Bartlett球形檢驗的結果顯示, 各量表KMO值大于0.7, 且Bartlett球形檢驗均為顯著(< 0.001), 說明適合進行因子分析。進一步用主成份分析和最大方差法, 發現各變量題項只能提取一個因子, 解釋方差在60%以上, 表明各測量量表是單一維度的, 量表效度較好。

另外, 為了控制調查數據中可能存在的共同方法偏差(common method bias), 通過Harman單因素檢驗來加以控制(周浩, 龍立榮, 2004)。將所有變量放入因子分析, 結果顯示第一個因子貢獻率為22.674%, 未超過40%的臨界標準, 因此可認為本研究不存在嚴重的共同方法偏差問題。

4.2 結果與分析

4.2.1 初步篩查

本研究共發放問卷520份, 回收508份。其中, 有25份未填寫完整; 另有17份的所有題目(共18道)均選擇相同答案, 故將這42份視為無效數據, 予以刪除。剩下的466個樣本中, 男性230人, 女性236人; 平均年齡33.44歲(= 12.41)。有效回收率為89.6%。

4.2.2 描述統計與變量間相關

在對結果進行分析之前, 先檢驗控制變量(地區、性別、年齡、政治面貌、外地工作經歷、民族、教育程度、宗教信仰、職業、收入、戶籍、收看新聞時間)對因變量社會許可的影響。結果表明, 上述12個控制變量與因變量的相關均不顯著其中, 年齡與社會許可的相關系數為0.089 ( = 0.056); 其余控制變量與社會許可的相關系數顯著性值均大于0.10。。后面的分析中將不再引入這些控制變量。

表5報告了各主要變量的描述統計結果和相關關系。由表可知, 過程透明、內容透明、政府信任、結果依賴均與社會許可顯著正相關(< 0.001)。接下來將進一步分析自變量、調節變量與因變量之間的關系, 檢驗假設1, 2, 3。

4.2.3 假設檢驗

采用回歸分析驗證假設, 將中心化后的自變量、調節變量、交互項分三步進入回歸方程, 共得到12個回歸模型(見表6)。

表6的模型1和模型7均以社會許可為因變量, 決策過程透明為自變量進行回歸。結果顯示, 模型的F檢驗值為105.75, 達到顯著水平(< 0.001)。自變量的標準化回歸系數0.431 (< 0.001), 95%的置信區間 = [0.250, 0.368]; 說明過程透明對社會許可有正向預測作用。由此得到支持：政府決策過程越透明, 公眾的社會許可也越高。

表6的模型4和模型10均以社會許可為因變量, 決策內容透明為自變量進行回歸。結果顯示, 模型的F檢驗值為119.14, 達到顯著水平(< 0.001)。自變量的標準化回歸系數0.452 (< 0.001), 95%的置信區間 = [0.287, 0.413]; 說明內容透明對社會許可亦有正向預測作用。由此得到支持：政府決策內容越透明, 公眾的社會許可也越高。

綜上, 假設1得證。

為驗證, 在模型1的基礎上依次加入政府信任(模型2)及過程透明和政府信任的乘積做回歸(模型3)。表6顯示, 盡管此時交互項的標準化回歸系數為負(= ?0.057), 但并不顯著(p = 0.101)。因此沒有得到支持, 政府信任未能調節決策過程透明對社會許可的影響。

表5 描述性統計結果和變量間相關(研究3)

注：= 466; ***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05。

表6 社會許可對決策透明、政府信任、結果依賴及其交互項的回歸

注：所有模型的因變量均為社會許可;= 466; ***< 0.001, **< 0.01, *< 0.05。表內顯示為標準化回歸系數。

為驗證, 在模型4的基礎上依次加入政府信任(模型5)及內容透明和政府信任的乘積做回歸(模型6)。表6顯示, 此時交互項的標準化回歸系數為?0.097 (= 0.004), 95%的置信區間 = [?0.145, ?0.027]。因此得到支持, 政府信任調節決策內容透明對社會許可的影響。且回歸系數為負表明, 交互模式與圖2如出一轍, 即隨著政府信任水平的提高, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。

綜上, 假設2部分得證。

為驗證, 在模型7的基礎上依次加入結果依賴(模型8)及過程透明和結果依賴的乘積做回歸(模型9)。表6顯示, 此時交互項的標準化回歸系數為?0.085 (= 0.036), 95%的置信區間 = [?0.151, ?0.005]。因此得到支持, 結果依賴調節決策過程透明對社會許可的影響。且回歸系數為負表明, 交互模式與圖3如出一轍, 即隨著結果依賴水平的提高, 過程透明與社會許可的正向關系被削弱。

為驗證, 在模型10的基礎上依次加入結果依賴(模型11)及內容透明和結果依賴的乘積做回歸(模型12)。表6顯示, 此時交互項的標準化回歸系數為?0.114 (= 0.005), 95%的置信區間 = [?0.194, ?0.036]。因此得到支持, 結果依賴調節決策內容透明對社會許可的影響。且回歸系數為負表明, 交互模式與圖4如出一轍, 即隨著結果依賴水平的提高, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。

綜上, 假設3得證。

此外, 本研究還構建了一個包含變量間三階、四階交互項的全模型。回歸結果顯示, 過程透明、內容透明、政府信任及結果依賴的四階交互不顯著(= 0.017,= 0.520), 而4對三階交互中唯有過程透明、內容透明、政府信任的交互項顯著(= 0.103,= 0.001)。進一步將過程透明以其中位數(3.0)劃分為高過程透明組(= 224)和低過程透明組(= 242), 在每個組別內, 做社會許可對內容透明、政府信任及其交互項的回歸。結果發現, 在低過程透明組中, 內容透明與政府信任的二階交互顯著(= ?0.224,< 0.001), 其變化規律類似圖2。而在高過程透明組中, 這一交互不顯著。

最后, 統計顯示, 模型3, 模型6, 模型9, 模型12的多重共線性容忍度均大于0.7, 方差膨脹因子VIF值小于2, 說明在進行回歸時的多重共線性問題不嚴重。

5 討論

本研究基于行為公共管理學的視角, 通過兩個調查實驗、一個現場(問卷)調查組成的三個研究較為系統地探索了公共決策的社會許可機制。研究結果一致表明：1) 決策過程透明和內容透明正向影響社會許可; 2) 政府信任調節決策內容透明與社會許可的關系; 3) 結果依賴調節兩類透明與社會許可的關系。這些結果基本印證了一開始依據相關研究推導出來的假設：除了, 其余5個研究假設均得到支持(見圖1)。

5.1 決策透明效應

無論是實驗操縱, 還是問卷調查, 不管針對具體的情境, 抑或廣泛的背景, 本研究均發現政府決策透明穩定地正作用于社會許可。這表明當民眾認為當地政府對決策過程的透明程度越高, 對決策理由的陳述越詳細, 并且個體能夠獲得充分的決策信息時, 會更加認同和支持政府的公共決策。這一發現可概括為政府決策的“透明效應”。盡管已有研究對政府透明的消極影響加以討論(Cucciniello et al., 2017; de Fine Licht, 2011, 2014b), 但本研究結果對此持樂觀態度。換言之, “政府透明”這一民主實踐的重要價值仍具有無可替代性, 特別是在強調轉變政府職能、多元主體參與共治的全球治理體系下(鄭健君, 2017)。

如果聚焦到具體的決策領域(如環境議題), 可以進一步分析透明效應可能存在的中介機制。將研究1和研究2測量的“風險感知”作為中介變量, 我們發現, 風險感知部分中介了決策透明對社會許可的影響(研究1：= ?0.414,< 0.001; 研究2：= ?0.102,< 0.05)。這意味著, 對于環境決策, 透明效應可以分為直接效應和間接效應, 后者通過政府的決策過程透明和內容透明降低個體的風險感知, 進而增強社會許可。

5.2 政府信任的緩沖作用——“謹慎的不介意”

本研究提出社會許可的透明效應, 并不意味著所有條件下該效應都具有相同的作用模式。政府信任作為決策透明影響社會許可的邊界之一, 調節決策內容透明與社會許可的關系：當政府信任水平高時, 內容透明與社會許可的正向關系被削弱。研究3的結果進一步顯示, 在決策過程透明度低的情況下, 政府信任負向調節決策內容透明與社會許可的關系。這說明即使不了解決策的過程和內容信息, 信任政府的民眾仍然愿意支持政府。政府信任的負向調節在政府透明與社會公平感的關系以及環境關心與環保支付意愿的關系中也得到證實(Wu et al., 2017; 池上新, 陳誠, 許英, 2017)。可以從個體認知和信息加工的角度, 借助有限理性和啟發式判斷理論對研究結果加以解釋：政府信任成為公民判斷政府行為的重要啟發式資源, 具備了一定程度的“替代性”。由于透明信息的相對復雜且專業, 尤其是政府對于決策的詳細說明, 相較于低信任度的公民, 高信任度的公民傾向于通過政府“值得信任”這一線索幫助其簡化判斷并形成態度, 因而使得決策內容透明對于社會許可的積極效果受到抑制。

另一方面, 過程透明與社會許可未受到政府信任的調節, 可能是源于公民判斷公共決策信息時, 過程透明與政府信任存在“競爭性”。事實上, 決策過程透明信息同樣具有啟發式特征——根據公平啟發式理論(fairness heuristic theory), 在進行組織公平與否的判斷時, 對于個體而言, 代表關系價值的程序公平(過程導向)比象征工具價值的分配公平(結果導向)更加重要(張書維, 2017); 過程透明體現的正是程序公平, 它提供了決策的相關程序信息。過程透明可被視作社會“許可”的主要依據, 因而削弱政府信任在其中的替代性, 導致政府信任的調節作用不顯著。

總之, 在決策內容透明正向影響于社會許可的因果機制中, 政府信任的調節作用可以形象概括為“謹慎的不介意”。

5.3 結果依賴的緩沖作用——“有選擇的忽視”

作為決策透明影響社會許可的邊界之二, 結果依賴在過程透明和內容透明對社會許可的正效應中進行調節：當結果依賴水平高時, 兩類透明與社會許可的正向關系均被削弱。研究2進一步分析發現, 在決策過程透明度低的情況下, 結果依賴負向調節決策內容透明與社會許可的關系。這說明, 即使不了解決策的過程和內容信息, 依賴政府的民眾仍然愿意支持政府。結果依賴的負向調節在社會公平感與公共合作意向的關系也得到證實(Zhang & Zhou, 2018)。在政民互動的情境中, 結果依賴是因公共決策影響的重要性、廣泛性以及決策中政府掌握價值分配的權威性而使民眾產生的依賴感。“結果依賴 =結果+依賴”, 其中, 結果是利益導向的, 依賴是權力導向的; 二者統一于權威。從這個意義上說, 結果依賴始于個體對結果的關注, 終于個體對權力的“依附”。倘若結果對個體不重要或者沒影響, 那么即使存在一個形式上的權威, 他也難以發揮真正作用, 結果依賴就無從談起。

政府和民眾在公共事務中形成的“控制?依賴”狀態使得公眾相信政府是公共生活中的主角(池上新等, 2017)。另外, 相比于低權力距離的個體主義文化(如美國、加拿大、澳大利亞和荷蘭), 置身于高權力距離的集體主義文化(如中國、日本、韓國和印度)下的民眾更能接受權力的不平等, 普遍認為權力等級以及政府的決策權威是社會生活的本質(Zhang & Zhou, 2018); 中國的農村居民相對于城市居民, 對社會不平等的容忍度更高(懷默霆, 2009)。因此, 無論從傳統還是現實來看, 結果依賴都是討論中國民眾對于政府與公共決策相關態度形成的重要因素。

本研究發現高結果依賴條件下決策透明影響社會許可的正效應受到抑制, 這支持了強調維持現有秩序合理性的系統正當化理論：當個體依賴于政府權威時, 對政府不透明的容忍度就會提高, 不太在意政府是否就決策過程與內容進行說明和公開。這一調節作用可以形象概括為“有選擇的忽視”。

5.4 貢獻和局限

本研究的貢獻或創新體現在以下三點：

概念拓展。“公共決策的社會許可”將原有的社會許可概念從聚焦重大項目的執行推廣至常態化的公共決策, 一方面拓展了社會許可的研究領域; 另一方面為傳統(公共)決策研究注入新活力, 將政府決策與民眾認知聯系在一起。社會許可或可作為權威合法性的有效指標(Levi, Sacks, & Tyler, 2009; Tyler, 2006), 也是“以政府為中心”過渡到“以民眾為中心”的公共管理改革及理論范式轉換的應有之義(郁建興, 黃飚, 2019)。

學科交融。行為公共管理學作為走宏觀路線的公共管理學和走微觀路線的心理學之間的橋梁, 屬于跨學科的新勢力(Grimmelikhuijsen et al., 2017; 張書維, 2018), 尤其關注政民互動情境中“公民體驗”, 即公共服務體驗和公共決策體驗(張書維, 李紓, 2018)。本研究的因變量是“公共決策的社會許可”, 操作化定義為當地民眾對于公共決策的持續接受和支持程度, 是“公共決策體驗”的理想效標; 亦為心理學與公共管理學的交叉融合提供了一個成功的研究注腳。

機制初探。在概念拓展和學科交融的基礎上, 本文最大的亮點是發現了社會許可的透明效應, 并進一步明確了其作用邊界。研究首次證實了決策透明對于社會許可的正效應及政府信任與結果依賴在其中的雙緩沖作用, 這“一提兩抑”的發現對政府透明理論、啟發式判斷理論及系統正當性理論均有所增益; 進而為構建既有中國特色又具國際視野的社會許可理論體系添磚加瓦。

本研究的局限及展望主要有兩個方面：

首先, 機制上, 本研究重在探索決策透明與社會許可之間的因果關系, 故對這一關系內部可能存在的中介作用沒有深挖。未來研究可以在不同的決策議題或類型下, 尋找決策透明與社會許可的中介變量。也可以進一步檢驗風險感知對決策透明與社會許可的中介作用。同時, 還可以探討邊界作用的過程機制, 即中介的調節作用, 比如結果依賴對決策透明和社會許可關系的調節作用是否通過合法性感知(perceived legitimacy)中介。再有, 還應繼續探索影響社會許可的其它路徑, 如公正(social justice)效應。

其次, 方法上, 盡管本研究采用的是行為公共管理學主流的調查實驗法和現場問卷法, 兼顧了研究的內外部效度; 但調查實驗在內部效度上不及傳統的實驗室實驗, 未來研究可以通過精巧的設計在實驗室里檢驗本文的結論。再有, 本研究對于社會許可的測量主要基于認知維度, 后續可以增加適當的行為指標, 完善社會許可的指標體系。

2007年, 我國通過了《中華人民共和國政府信息公開條例》, 并于2019年5月15日起施行由國務院修訂后的版本。必須指出, 盡管在實踐中“透明”常與“公開” (openness)互換或連用, 嚴格來說, 透明的含義更寬(Wu et al., 2017)。不局限于信息的公開, 還要可用; 且公開的信息不僅包括決策內容, 還要涉及決策過程。此外, 公開是一種狀態, 而透明涵蓋一個過程(Meijer, 2009)。政府如果還能樹立自己的“威” (權威)與“信” (可信), 則能一定程度上彌補透明的不足, 達致社會許可。正所謂“日光之下并無新事”; 如遇浮云遮日, 也并非無計可施。因此, 從研究層面厘清決策透明的社會許可機制, 必將有助于現實中更好地發揮透明的正效應, 夯實公共決策的合法性基石, 從而提升國家治理能力。

致謝：誠謝匿名審稿人提出的寶貴意見以及中國科學院心理研究所李紓研究員對本文投稿的鼓勵。

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Social license of public decision from the behavioral public administration perspective: Transparency effect and its moderation

ZHANG Shuwei; SHEN Yiren; ZHOU Jie

(Center for Chinese Public Administration Research; School of Government, Sun Yat-sen University, Guangzhou 510275 China) (Key Laboratory of Behavioral Science, Institute of Psychology, Chinese Academy of Sciences, Beijing, 100101 China)

The essence of public administration is public decision-making. Social license of public decision (SLPD) refers to the extent to which local people accept and support a public decision from government or public authorities. Lack of this license not only hinders the efficiency of government policy, but also affects the decision-making authority and long-term goals of society. Moreover, government transparency is regarded as an important factor to eliminate public decision-making dilemma and enhance administrative legitimacy both in value and democratic practices.

This research explored the causal relationship between transparency of government decision-making (i.e., transparency in process and transparency in rational) and SLPD from the perspective of Behavioral Public Administration (BPA), which is a bridge linking Public Administration and Psychology. In other words, BPA is a new interdisciplinary sub-field of Public Administration from Psychology. The research of BPA mainly focuses on the process between government decision-making and citizen experience. In addition, based on the concept of bounded rationality and heuristic judgment as well as system justification theory, we built and tested the moderating roles of trust in government and outcome dependence between transparency of government decision-making and SLPD in two models. Outcome dependence is the extent to which someone is dependent on a powerful authority (i.e., the representative of a system) when that authority controls valued resources whose social and/or material outcome the person desires.

This research includes three studies, two survey experiments (= 354 + 354) and one field survey (= 520). The studies were conducted in China. The results showed that:

First, transparency of governmental decision-making positively influenced SLPD. That is, for both transparency in process and transparency in rationale of government decision-making, the higher the transparency is, the higher the SLPD is.

Second, trust in government moderated the relationship between transparency in rational and SLPD. Specifically, the positive relationship between transparency in rational and SLPD gets weakened when the trust in government is higher.

Third, outcome dependence moderated the relationship between transparency of governmental decision-making and SLPD. Specifically, the positive relationship between two types of transparency and SLPD gets weakened when the outcome dependence is higher.

Therefore, “Transparency effects” of SLPD was proposed through the present research. In addition, “cautious indifference” was used to indicate the moderating role of trust in government, and “selective neglect” was used to indicate the moderating effect of outcome dependence. The theoretical contributions were embodied in three aspects: (1) defining a new concept (i.e., SLPD); (2) introducing a new perspective (i.e., BPA); (3) discovering a new mechanism (i.e., transparency effect and its moderators). Regarding the practical implications, this research could shed light on the transparency practice, and provides empirical evidence to government for further enhancing the legitimacy of public decisions.

Behavioral Public Administration; transparency in rational; transparency in process; trust in government; outcome dependence; social license

B849: C93

10.3724/SP.J.1041.2020.00240

2019-07-03

* 國家社會科學基金青年項目(18CGL043)。

周潔, E-mail: zhouj@psych.ac.cn