公共服務動機影響因素實證研究

張偉

一、引言

公共服務動機研究源于美國，隨后更多國家和地區的學者共同探索公共服務動機內涵、結構內容及影響因素等[1]。被學者所熟知的公共服務動機定義為“個人基于為奉獻他人和社會的目的而提供服務的傾向”[2]。在對公共服務動機概論化基礎上，Perry 和Wise（1990）較早提出公共服務動機的構成維度，為公共服務動機結構化研究提供鋪墊[3]。并且，鑒于不同國家地區文化差異及研究視野拓展，公共服務動機被修訂為公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神[1]。另外，學者考察教育水平、職業認同、經濟收入、宗教信仰等因素對公共服務動機的影響關系[4][5]。概括之，公共服務動機受到社會經濟地位、組織環境和社會心理等多方面影響。

公共服務是政府重要職能，在促進城鄉融合發展中扮演關鍵角色，是推動鄉村社會“治理有效”的重要方式。而探討公共服務動機影響因素，有助于優化公共服務供給水平，助力鄉村振興戰略實施。基于此，本研究立足農村公共服務場域，利用實證調研數據，運用結構方程模型方法，探究社會經濟地位、組織環境和社會心理對公共服務動機的作用機理，即利用某農林院校科技工作者的數據，實證分析鄉村振興背景下公共服務動機的影響因素。

二、理論分析與研究假設

（一）社會經濟地位因素對公共服務動機的影響

Moynihan和Pandey（2007）通過對274名美國公共部門高級主管的實證研究發現，職業認同、個人收入、年齡、教育水平和性別等個體變量影響到公共服務動機[4]。除受教育水平、收入等因素外，家庭社會地位因素也會影響公共服務動機[6][7]。即個體經濟收入、社會教育、職業等社會地位會（SES）影響其公共服務動機。根據以上觀點，提出如下假設：

假設H1：社會經濟地位對公共服務動機有顯著性積極影響；

假設H1a：社會經濟地位對公共參與吸引有顯著性積極影響；

假設H1b：社會經濟地位對公共價值承諾有顯著性積極影響；

假設H1c：社會經濟地位對同情心有顯著性積極影響；

假設H1d：社會經濟地位對自我犧牲精神有顯著性積極影響。

（二）組織環境因素對公共服務動機的影響

除社會經濟地位因素外，公共服務動機還受到公職人員的組織認同[4]、家庭環境[8]等因素的影響。另有學者更明確表示，公共服務動機本質上是組織環境的產物[7][8]。根據以上觀點，提出如下假設：

假設H2：組織環境對公共服務動機有顯著性積極影響；

假設H2a：組織環境對公共參與吸引有顯著性積極影響；

假設H2b：組織環境對公共價值承諾有顯著性積極影響；

假設H2c：組織環境對同情心有顯著性積極影響；

假設H2d：組織環境對自我犧牲精神有顯著性積極影響。

（三）社會心理因素對公共服務動機的影響

Perry 等（2010）通過實證調查研究發現，志愿者經歷、宗教活動和家庭社會化程度會對公共服務動機產生影響[1]。還有學者認為等級權力、傳統文化、改革取向、等級文化、發展文化和理性文化等社會心理因素導致公共服務動機的改變[4][9]。根據以上觀點，提出如下假設：

假設H3：社會心理對公共服務動機有顯著性積極影響；

假設H3a：社會心理對公共參與吸引有顯著性積極影響；

假設H3b：社會心理對公共價值承諾有顯著性積極影響；

假設H3c：社會心理對同情心有顯著性積極影響；

假設H3d：社會心理對自我犧牲精神有顯著性積極影響。

（四）理論模型

根據上述多個研究假設，形成公共服務動機影響因素的理論模型（圖1）。

三、研究設計與研究方法

（一）問卷設計

圖1 理論模型

調查問卷包括兩個部分：第一部分為被調查者的基本信息，主要為某農林院校科技工作者的基本特征，如性別、年齡、受教育水平、崗位級別、成長環境、是否兼任領導職務等相關信息；第二部分包括公共服務動機量表和影響因素量表。公共服務動機量表借鑒國外最新修訂的公共服務動機測量量表[8]，結合中國農村公共服務實際情況，對量表指標項目進行修訂，然后征詢相關專家的修改意見，形成20個指標項目的初始量表。

公共服務動機量表用于測度公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神。影響因素量表為自行開發設計，主要包括社會經濟地位因素、組織環境因素和社會心理因素等3個維度11個指標項目，其中所有指標項目的測量均采用“李克特五分量表法”。在實施正式調研之前，首先選取中部省份某農林院校少量在職科技工作者進行預調查。這些預調查的問卷從最終的調查問卷中剔除。最后，根據預調查問卷的反饋結果，對問卷進行必要的修改和完善，剔除一些不可靠的指標，并最終確定本研究的調查問卷。

（二）數據收集

數據來源于對中部某農林院校科技工作者的調查。在具體調查過程中，根據研究對象的特征，按照每個學院在職職員總數的10%比率，采用簡單隨機抽樣方法分發調查問卷。整個調研過程依據時間前后分兩個階段進行：第一階段，2017年3月以某農林院校9個學院的職員為調查樣本，共發放問卷180 份，回收159 份，143 份有效；第二階段，2017年4月以另外3個學院的職員為調查樣本，共發放70 份，回收61 份，56 份有效。因此，最終共回收220份，有效199份，有效問卷率為90.45%。調查樣本概況如表1所示。

調查樣本中男性占總體的54.27%，女性占45.73%；從調查樣本年齡分布來看，大部分科技工作者的年齡為31～40 歲，占總體的55.28%；從科技工作者兒時居住地分布來看，兒時居住在農村的占總體的40.70%；從是否擔任管理職位來看，大部分被調查的科技工作者沒有擔任管理職位，占總體的68.84%；從最高學歷專業所在學科類別來看，排在前四位的依次是農學（37.69%）、理學（16.58%）、工學（14.57%）和管理學（14.57%）。

表1 樣本分布狀況

為測度公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神等維度構成的公共服務動機和社會經濟地位、組織環境、社會心理等影響因素，設置一系列指標項目，如表2所示。

（三）分析方法

結構方程模型法整合因子分析與路徑分析方法，檢驗模型中顯變量、潛變量、誤差變量之間的數值關系，得出自變量對因變量的影響效果。其優點是允許變量存在測量誤差，沒有很嚴格的假定限制條件。因此，本研究選擇結構方程模型方法，驗證假設所提出變量間關系。

表2 量表指標項目的描述性統計

表3 驗證性因子分析結果

四、實證結果

（一）信效度檢驗

1.關于信度的檢驗。對于包含多個指標項目的因子，檢驗各因子的信度是非常重要的。對量表進行信度分析可知（表3），量表各維度的Cronbach's α 值均大于標準值0.6，說明各個公共因子具有較好的內部一致性，即測量量表具有較好的信度。

本研究的組合信度值均在0.773 至0.894 之間，根據“0.50是最小可以接受的值，組合信度值越大表明信度越好”的標準可知，模型的組合信度是較好的，表明測量模型具有較好的聚合效度。

2.關于效度的檢驗。通常情況下，模型擬合參數中GFI 和CFI 的值越大（最好大于0.9），而RM?SEA 值越小（最好小于0.08），表明模型的擬合優度越好。公共服務動機量表的擬合指數GFI=0.932，CFI=0.984，RMSEA=0.030，影響因素量表的擬合指數GFI=0.928，CFI=0.915，RMSEA=0.074。可見公共服務動機量表和影響因素量表的擬合參數估計值均達到理想水平，說明模型的擬合指數較好，結果顯示模型具有良好的結構效度。

（二）研究假設檢驗

1.影響因素模型的研究假設檢驗。首先以公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神構建公共服務動機的二階維度變量，然后以社會經濟地位、組織環境和社會心理作為外生潛變量，以公共服務動機二階維度變量作為內生潛變量構建影響因素模型。模型檢驗結果顯示，х2/df=1.674，RMSEA=0.058，PNFI=0.655，均達到理想水平，表明構建的明顯適合驗證研究假設。

公共服務動機影響因素模型輸出結果（表4）顯示：假設H2 和H3 路徑的臨界比分別為2.961、3.239，并均達到顯著性水平，假設H2 和H3 得到了支持；假設H1路徑的臨界比為0.892，小于標準值1.96，假設H1 沒有得到支持。因此，組織環境和社會心理對公共服務動機產生了顯著性積極影響，而社會經濟地位并不對公共服務動機產生顯著性影響。

2.分維度模型路徑的研究假設檢驗。為進一步探究各影響因素（社會經濟地位、組織環境、社會心理）對公共服務動機四個維度可能的不同影響，即驗證假設H1a～H3d，本研究以社會經濟地位、組織環境、社會心理作為外生潛變量，分別以公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神作為內生潛變量進行模型運算。經模型檢驗，公共參與吸引影響因素模型的х2/df=1.985，RMSEA=0.071，PNFI=0.649。公共價值承諾影響因素模型的х2/df=1.878，RMSEA=0.067，PNFI=0.657。同情心影響因素模型的х2/df=1.893，RM?SEA=0.067，PNFI=0.641。自我犧牲精神影響因素模型的х2/df=2.201，RMSEA=0.078，PNFI=0.666。依據模型擬合指標數值標準，以上模型的擬合指標值均達到理想水平。

分維度模型輸出結果（表5）顯示：假設H2a、H2c、H2d、H3a和H3b路徑的臨界比均大于標準值1.96，并均達到顯著性水平，因此，假設H2a、H2c、H2d、H3a 和H3b 得到了支持；假設H1a-H1d、H2b和H3c路徑的臨界比均小于標準值1.96，因此，假設H1a～H1d、H2b 和H3c 沒有得到支持；假設H3d 路徑系數為負值，臨界比絕對值大于1.96，并均達到顯著性水平，因此，假設H3d得到反向支持。模型檢驗結果表明：社會經濟地位不對公共服務動機產生顯著性影響；組織環境對公共參與吸引、同情心、自我犧牲精神均產生顯著性積極影響，但不對公共價值承諾產生顯著性影響；社會心理對公共參與吸引、公共價值承諾產生顯著性積極影響，不對同情心產生顯著性影響，對自我犧牲精神產生顯著性消極影響。

五、結論

研究表明，來自中國某農林院校科技工作者的證據證實佩里（Perry）公共服務動機測量量表本土化是適宜的，組織環境、社會心理成為公共服務動機關鍵影響因素，而社會經濟地位不對公共服務動機產生影響。因此，改善組織環境、優化社會心理成為提高公共服務動機的主要路徑，繼而促進農村公共服務行為、推動實施鄉村振興戰略。

表4 公共服務動機影響因素模型的研究假設驗證結果

表5 分維度模型路徑的研究假設驗證結果

第一，社會經濟地位對公共服務動機沒有顯著性影響，對公共參與吸引、公共價值承諾、同情心、自我犧牲精神沒有顯著性影響。本研究中社會經濟地位包括科技工作者的受教育水平、收入情況、崗位級別等內容，實證結果顯示，社會經濟地位對公共服務動機及其具體維度沒有顯著性影響，即社會經濟地位不能作為公共服務動機的影響因素變量。這一結論與慣常認為的社會經濟地位會對公共服務動機產生影響的觀點相悖，即來自某農林院校科技工作者的證據不能證實社會經濟地位和公共服務動機存在關系。有研究者將社會人口學特征（如年齡、收入和受教育水平）作為公共服務動機影響因素，但實際上是缺乏理論基礎的[10]。

第二，組織環境對公共服務動機產生顯著性積極影響，對公共參與吸引、同情心、自我犧牲精神產生顯著性積極影響，對公共價值承諾沒有顯著性影響。公共服務動機屬于廣義的動機范疇，動機產生有其具體的背景環境。本研究中組織環境包括家庭環境、工作單位公共服務氛圍、“三農”制度環境等，組織環境形成了公共服務動機外部家庭、工作和制度的環境，并共同對公共服務動機產生積極作用。公共服務動機是科技工作者提供公共服務的傾向，良好的組織環境有利于誘發并強化這一公共服務傾向。其中理性動機指（公共參與吸引）基于利益考慮后而提供公共服務的傾向，情感動機（同情心、自我犧牲精神）指內在的同理心、利他精神，而規范動機（公共價值承諾）指受到制度約束的動機。理性動機和情感動機是主觀動機，從而會受到外在組織環境的積極影響。而規范動機是客觀動機，因此外在組織環境不對規范動機產生影響。現階段改善組織環境對增強公共服務動機、優化農村公共服務行為具有重要意義。

第三，社會心理對公共服務動機產生顯著性積極影響，對公共參與吸引、公共價值承諾產生顯著性積極影響，對自我犧牲精神產生顯著性消極影響，對同情心沒有顯著性影響。社會心理包括文化因素、社會網絡、“三農”情懷、服務態度等內容，實證結果顯示，社會心理對公共服務動機產生顯著性積極影響。公共服務動機既是個體行為動機，也是社會行為動機，但個體行為動機和社會行為動機都會受到一定的社會心理的影響。理性動機和規范動機都表現出一定的外在動機，因此公共參與吸引、公共價值承諾受到社會心理的積極影響。而情感動機是個體主觀的內在動機，更多受個體因素決定，因此，社會心理對其產生不確定影響。同情心指同理心，具體為科技工作者基于個人身份置換，即將自身設想為公共服務的需求者后，提供公共服務的心理傾向，社會心理不對其產生顯著性影響。而自我犧牲精神指一種利他、奉獻的精神，社會心理對其產生消極作用。社會心理雖然只對理性動機和規范動機產生顯著性積極影響，但總體上對公共服務動機產生顯著性積極影響，所以，優化社會心理對促進農村公共服務行為仍有積極意義。