基層干部協商式決策偏好的影響因素

張等文 陶苞朵

摘? 要： 協商式決策作為一種民主、科學的決策機制，為基層干部開展公共決策提供了新渠道。通過分析面向16省36市基層干部開展的協商民主調查問卷，運用二元回歸分析方法，探討協商民主認知度、干群觀念、垂直信任度和政治環境對基層干部協商式決策偏好的影響程度。研究結果表明，基層干部對協商民主的認知度越高，其協商式決策偏好越明顯;“以民為本”的干群觀會使基層干部偏好協商式決策，而“替民做主”的官本位思想致使基層干部輕視協商在決策中的作用;垂直信任度對基層干部的協商式決策偏好有較大影響，基層干部對群眾參與協商的有效性評估越高，其在決策時越愿意采用協商方式;基層干部協商式決策偏好還與政治環境存在相關性，主要受到協商民主實施條件成熟度、干部服從性的影響。為了促進公共決策科學化、民主化，需要不斷提高基層干部對協商民主的認知水平，使其樹立協商于民和協商為民的觀念，積極建設以垂直信任為關鍵的政務誠信，始終堅持協商于決策之前和決策實施之中，促使基層干部養成協商式決策偏好和習慣。

關鍵詞： 基層干部;協商式決策;決策偏好;垂直信任;政治環境

中圖分類號： D035? ? ? ? 文獻標識碼：A? ?文章編號：1009-3176（2021）01-028-（13）

一、 引? ?言

黨的十八大以來，在黨中央和國務院關于協商民主頂層設計的引領下，地方政府極為重視協商民主建設，很多基層干部在公共決策中越來越多采用協商民主方式，在很大程度上改變了以往決策方式科學性不足和公眾參與不充分的局面。“過去，政府決策有三種常用的方法，第一，主要領導拍板定下方案，這種決策機制往往碰到各種阻力和批評。說政府決策有錯誤，有偏向。第二，基層政府人員通過商量征求意見來作出決定。問題在于傳統的調查會和征求意見的方法能否真實地反映下面的意見。第三，基層領導遇到難題時，往往向上匯報，通過獲得上級政府的意圖來制定政策和方案”[1]。這三種決策方法都存在一定的問題和弊端，難以應對新的治理難題。近年來，隨著經濟社會的迅猛發展和轉型，社會結構愈發復雜，社會需求層次多元，社會心態日趨理性，社會風險交織疊加，這對社會治理提出了新的挑戰，給基層干部進行公共決策帶來了較大壓力。與此同時，重大決策終身責任追究制的實施，倒逼基層干部在決策時不能獨斷專行，需要通過與利益相關者協商，聽取他人意見，盡量避免決策失誤。協商式決策就是在這一背景下受到基層干部的青睞，契合了現代國家治理對科學而高效的決策機制的需要[2]。與傳統的直接決策相比，協商式決策廣泛吸收社會各階層代表參與協商，使得基層干部不再拘泥于直接決定和投票決策方式，甚至更偏好于協商方式。盡管有很多學者探討協商式決策以及決策偏好問題，但鮮見使用大規模調查數據分析和探討下述問題的研究成果：基層干部在什么情況下會偏好協商式決策？哪些因素會影響基層干部協商式決策偏好的形成？如何促使基層干部養成協商式決策偏好和習慣？

二、文獻綜述和研究假設

1.文獻綜述

協商式決策是形成合法決策的一種民主方式[3]，具有廣泛聽取群眾意見、整合社會資源、提高決策科學性的優勢。有學者認為，基層干部的民主觀念大多是在“民本民主”“選舉民主”或“直接民主”的范疇內[4]。然而，中國決策體制的漸進開放經歷了從智力吸納到協商共識的轉變，協商民主因其民主性、科學性的特質一直與決策相聯系[5]，并逐步影響基層干部的民主觀念。質言之，協商和決策如同一個硬幣的兩面，共同構成了協商決策模式[6]。

基層干部在決策時是否采用協商方式，在很大程度上受其決策偏好的影響。李鋒和宋雄偉以西藏地區地方官員為主體，分析少數民族地方官員的協商式決策觀念，探討了地方官員個人特征、協商民主認知、公民認知等方面對其協商式決策觀的影響[7]。李強彬等學者將協商式決策的觀念性因素概括為意見包容、真誠理性、自由平等和尊重認同[8]。所謂決策偏好，主要是指決策者在多個備選方案中抉擇出某一個方案的傾向[9]。決策偏好的主體是人，根據人的個性、知識、能力、氣質和性格方面的差異可以劃分出不同類型的決策偏好，即知識型決策偏好、氣質型決策偏好和個性型決策偏好[10]。協商式決策偏好屬于知識型決策偏好。學術界對決策偏好的研究，大多集中于決策偏好影響因素方面。有學者認為，從認識要素的角度看，決策偏好的影響因素包含問題族的定性、環境條件、局中人和決策規則四方面[11]。還有學者認為，從決策系統的角度看，決策偏好的影響因素囊括決策材料特征、決策情境、決策者因素三方面[12]。盡管不同學者對決策偏好影響因素研究方面存在不同觀點，但共識之處在于基本上都認可決策偏好主要受到決策者自身和決策情境的影響。

決策者自身對決策偏好的影響占主要地位，主要通過性別、年齡、情緒、不確定性容忍度作用于決策偏好。關于決策者性別差異的研究中，納斯·法格利（N.S Fagley）發現女性比男性更容易受到自身偏好的影響，即在相同的語言描述方式下，女性比男性更加敏感[13];而康妮·雷·貝特曼（Connie Rae Bateman）等人研究發現偏好框架效應不受性別影響[14]。有學者在性別異質性的基礎上探究兩性在避險意識、競爭意識和涉他偏好上的差異，結果表明女性領導者在性別平等程度低的決策情境中，競爭意識和涉他偏好較低[15]。何貴兵等學者認為，性別、任務框架和即時情緒共同影響被試者的風險偏好預測[16]。有些學者注意到年齡對決策偏好的影響，威廉·哈博（William T. Harbaugh）等人以5-64歲之間的人為研究對象，發現9-13歲的兒童最偏向風險尋求，21-64歲的成人最缺乏風險尋求，這表明不同年齡段的人選擇風險決策的模式不相同，即年齡會影響受訪者的決策偏好[17]。有些學者側重于研究情緒對決策偏好的影響，汪蕾等人注意到生活中的偏好反轉現象，通過設計金錢賭局游戲，采用事件相關電位（ERPs）技術探索情緒喚醒程度對決策偏好的影響，證明決策偏好受到情緒喚醒度水平調節[18]。馬可·勞里奧拉（Marco Lauriola）等人研究發現，沖動、焦慮和其他負性情感與風險選擇中的風險態度有關，會影響決策偏好[19]。劉永芳等學者在不同的任務框架下研究情緒對風險決策偏好的影響，發現獲益框架下悲傷情緒比愉悅情緒誘發更強的風險偏好;損失框架下愉悅情緒比悲傷情緒誘發更強的風險偏好[20]。還有學者研究不確定性容忍度對決策偏好的影響，黃仁輝等人以艾爾斯伯格的選瓶任務為決策材料，探究不同任務特征下個體的不確定性容忍度對模糊決策中決策偏好的影響，結果表明個體不確定性容忍度對模糊決策偏好有一定的作用，但這種作用會受到損益概率和損益結果的影響[21]。

決策情境中的時間壓力、延遲風險和模糊程度會影響個體的決策偏好。菲利普·索布拉爾（Filipe Sobral）等人認為決策情境的變化會影響決策偏好[22]。在時間壓力對決策偏好的影響研究中，王淵等人在搜索行為中介入時間壓力的變量，實驗結果表明時間壓力會引發決策者搜索深度偏好的反轉[23]。陳俊霖在研究時間壓力對決策者在應急領域及其四個子領域風險決策的影響時，發現時間壓力與風險偏好呈現一致性[24]。在延遲風險對決策偏好的影響研究中，約翰·霍倫貝克（John R. Hollenbeck）等人通過考察從做出決策到出現潛在損失結果之間的間隔對決策者的影響，發現決策者在離負面結果出現較遠時傾向于風險決策[25]。還有學者以大學生為被試對象，運用實驗法探討延遲風險和調節定向對決策偏好的影響，結果顯示延遲風險會影響決策偏好，當延遲風險高時，預防定向的個體更偏好延遲決策;而當延遲風險低時，個體的決策偏好無顯著性差異，均偏好延遲決策[26]。模糊程度也會影響個體的決策偏好，張鳳華采用艾爾斯伯格悖論的變式，探討不同模糊程度情境下的決策偏好，發現模糊程度對決策偏好有影響，即模糊程度較高時，被試傾向于模糊厭惡;模糊程度較低時，被試傾向于模糊尋求[27]。另外，決策過程特征也是影響決策情景的重要維度，諸如任務類型、材料呈現方式、決策規則和評估模式，都會直接影響決策者的偏好。為了探討任務類型對決策偏好的影響，有學者采用不同任務形式探討人們在模糊決策中的決策偏好，結論顯示不同的任務類型會影響被試者的決策偏好，損失的厭惡、預期的后悔、對概率信息的歸因都能在一定程度上解釋決策結果[28]。材料的呈現方式對個體決策偏好也有一定的影響，朱利亞諾·拉蘭（Juliano Laran）等人研究發現，向受訪者提供備擇選項時，如果對備選進行豐富闡釋，則會影響受訪者的決策偏好[29]。金·費埃里克·王（Kin Fai Ellick Wong）等人發現，改變決策信息的概率或者用大小數字表述相同數量，也會影響被試的決策偏好[30]。有學者認為決策規則是決策偏好的重要約束條件，決策權的設置、運行和信息的披露規則以及責任歸屬制度等對決策偏好也有影響[31]。還有學者意識到評估模式對決策偏好的重要影響，路西等人便通過現象、解釋機制、助推決策三個層次論證無論是聯合評估還是單獨評估，都可以導致偏好反轉和次優選擇[32]。

上述研究成果主要包含基層干部決策方式、協商式決策以及決策偏好的影響因素三個方面。現有關于基層干部決策方式的研究，大多是從個體決策、群體決策的角度出發，探究基層干部決策方式存在的問題，并致力于推動其決策民主化、科學化。對基層干部協商式決策觀方面的研究，主要圍繞基層干部觀念的差異與塑造、功能偏好和地方官員的協商決策方法等主題，側重于協商式決策的治理功能。然而，現有的研究中將基層干部協商式決策和決策偏好影響因素兩個維度相結合的文章較少，本文使用陳家剛教授“健全社會主義協商民主制度研究”課題組的調查數據，量化分析影響基層干部協商式決策偏好的因素。

2.研究假設

決策者自身與決策情境是影響決策偏好的兩個重要維度，本文將從這兩個維度探究基層干部協商式決策偏好的影響因素。對決策者自身的研究主要涉及基層干部對協商民主認知度、干群觀念和垂直信任度對基層干部協商式決策偏好的影響，對決策情境的研究主要涉及政治環境對基層干部協商式決策偏好的影響。

（1）協商民主認知度與協商式決策偏好

認知是人通過知覺、判斷或想象等心理活動獲取知識的行為，認知度體現了認知主體對認知客體的理解程度。從認識論的角度而言，認知度受到人的價值尺度與趨向、經驗與經歷、教育與職位背景以及相關條件的影響，而這些因素與決策偏好度的強弱密切相關[33]。在壓力大、責任重的行政崗位，基層干部必須擁有廣博的知識面、精深的專業能力和綜合分析能力，這三個要素構成了基層干部的認知結構。基層干部對協商民主的認知，包含其對協商民主的熟悉度、內涵認知、作用認知、機制認知、適用環節和層次認知、渠道認知等方面[34]。對協商民主的認知程度直接影響著基層干部運用協商式決策方法的信度和效度。據此，提出下面這個假設：

假設一：基層干部對協商民主的認知度越高，其協商式決策偏好越明顯。

（2）干群觀念與協商式決策偏好

干群觀念是基層干部處理干群關系的指揮棒。自古以來，在處理干群關系上形成兩種截然對立的干群觀念，即官本位和民本位思想[35]。官本位思想就是在處理干群關系時，以官為尊，以民為輕，官員以民眾的父母官自居;民本位思想將官員看作人民利益的代表者，是人民公仆，為人民服務。在社會主義政治語境中，領導干部是為人民服務的公職人員，基層干部應當堅持“以人為本”，樹立正確的干群觀念，摒除官本位思想。干群觀念作為一種意識形態，具有主觀能動性，在一定程度上會影響基層干部的行為方式。協商式決策為解決干群間多元利益沖突、指導領導干部決策行為提供了新的思路，必然會受到領導干部干群觀念的影響。當基層干部持有以民為本的干群觀念時，便會重視與民協商;當基層干部持有官本位思想時，決策時往往偏向獨斷專行，不愿意與民眾協商，傾聽民眾意見。據此，提出以下這個假設：

假設二：干群觀念越偏向于以民為本，基層干部的協商式決策偏好越明顯。

（3）垂直信任度與協商式決策偏好

信任是一種心理現象，也是社會關系的重要維度。公共行政中的信任作為治理體系和治理能力現代化的重要命題，越來越受到學者的重視，現有研究主要圍繞水平信任和垂直信任兩個維度展開[36]。依據德國學者奧弗“大眾/精英”“水平/垂直”的劃分標準，信任可以分為四種類型，即社會信任、政治信任、水平信任和垂直信任[37]。其中，垂直信任是指精英對大眾的信任，在中國政治語境下可理解為領導干部對群眾的信任，其信任態度主要受到個人、職位和社會的影響[38]。垂直信任具有理性和非理性雙重屬性，與決策的耦合度較高，在一定程度上會影響基層干部的決策行為方式。據此提出下面這個假設：

假設三：基層干部對群眾的垂直信任度越高，其協商式決策偏好越明顯。

（4）政治環境與協商式決策偏好

探究決策偏好要充分考慮環境條件對決策的影響，這些環境條件主要包括自然環境、社會政治與經濟發展階段和狀況、人文教育情況、信息充分性與決策技術的發育程度以及有關群體的干預程度等[39]。不同的環境條件對不同決策問題的作用力不同，對不同人的評判標準和方法的選擇影響也就不同，因而對決策者的決策偏好影響程度也不同。政治環境是直接影響決策結果的因素，基層干部對于政治環境的多屬性往往存在不同的心理閾值，基于其主觀滿意度進行計算并建立信息集結模型，有利于量化觀察多屬性政治環境對最終決策結果的影響[40]。政治環境是影響決策結果輸出的主要因素之一，協商式決策偏好又對決策結果的科學性產生直接影響，兩者之間以決策結果為銜接點，存在相關性。據此提出以下這個假設：

假設四：政治環境越有利，基層干部的協商式決策偏好越明顯。

三、數據來源和研究設計

1.數據來源

本文使用的數據來源于陳家剛教授作為首席專家主持的國家社科基金重大項目“健全社會主義協商民主制度研究”*。該課題組于2017 年 4 月至 12月在北京、上海、天津、廣東、浙江、湖南、貴州、福建、江蘇、四川、山西、山東、河南、遼寧、甘肅、吉林等 16 省（直轄市） 36個地級市抽取基層干部填寫“完善和發展社會主義協商民主問卷調查”，共發放問卷 4000份，最終收回有效問卷3304份，問卷有效率為 82.6%。

本次調查的對象是基層干部，其基本情況包括性別、年齡、最高學歷、職務級別、單位類型、政治身份、收入水平等，樣本的分布狀況參見表1。其中，年齡是連續型變量，最小值為18歲，最大值為60歲。為了方便統計和計量，本文將年齡劃分成不同年齡段，18-30歲為第一年齡段，31-40歲為第二年齡段，41-50歲為第三年齡段，51-60歲為第四年齡段，分別用數字1、2、3、4表示。

由表1可知，本次問卷調查的受訪者中，男性居多，占到總人數的64.1%，女性占比為35.9%;年齡大多分布在31-50歲之間，總占比為66.7%，其中31-40歲占比33.3%，41-50歲占比33.4%;最高學歷絕大部分都在大專及以上，占比為98.1%，僅1.9%的受訪者最高學歷在大專以下;政治身份多為中共黨員，占比為76.6%;年收入水平集中在6萬-19.99萬元之間，占比為64.6%，少部分受訪者在6萬元以下（16.9%）以及20萬元以上（18.5%）。受訪者中有70.8%的人在黨政機關工作，有18.0%的人在企事業單位工作，剩余11.2%的人在人大、政協、群團、法院和檢察院工作。受訪者的職務級別中，科級占比55.2%，處級占比13.8%，其他占比31.0%。

2.研究設計

（1）因變量

本文以基層干部協商式決策偏好為因變量。在問卷中，具體以“您認為解決下屬政策問題，應該采用哪種方式”這一題為測量指標。問卷中提及的政策問題共9項，分別為計劃生育改革政策、火車票定價、土地拆遷和征用補償標準制定、基層干部任免、政府工作規劃、排污企業選址、生活用水電氣價格調整、評價政府工作績效以及編制基層政府經費預算;選項為投票決定（22%）、協商決定（63%）和政府直接決策（15%）三種。

在分析過程中，我們將其作為二分變量處理，將“協商決定”的選項編碼為1，表示受訪者在解決這些政策問題時比較偏向于協商決定;將“投票決定、政府直接決策”的選項編碼為0，表示受訪者在解決這些政策問題時不太偏向于協商決定，最終運用二元Logistic分析方法對基層干部協商式決策偏好的影響因素進行分析。

（2）自變量

自變量包含決策者自身和決策情境兩個層面。其中，與決策者自身相關的變量以協商民主認知度、干群觀念和垂直信任度作為一級指標，協商民主認知度主要通過“您熟悉協商民主嗎”“在關系到老百姓的生產生活的重大事情上，您認為政府有多大必要征求村民（居民）的意見”這兩題來測量，受訪者根據自身判斷從“非常不**、不太**、一般、比較**、非常**”這五個選項中進行選擇;干群觀念主要通過“官員的使命就是為人民服務”“官員是老百姓的父母官”這兩個問題來測量，受訪者從“非常不同意、不太同意、一般、比較同意、非常同意”這五個選項中進行選擇;垂直信任度主要通過“在您看來，居民參與公共政策的討論能夠改善政策實施效果嗎”“您認為黨和政府能夠與群眾進行直接、平等的協商對話嗎”這兩題來測量，選項分別為“非常不**、不太**、一般、比較**、非常**”五項。在具體分析過程中，我們將這些選項作為定序變量進行處理，將“非常不**”編碼為1，“不太**”編碼為2，“一般”編碼為3，“比較**”編碼為4，“非常**”編碼為5，數字越小，表示基層干部對協商民主認知度越低，干群觀念越有誤，垂直信任度越弱;數字越大，表示基層干部對協商民主認知度越高，干群觀念越正確，垂直信任度越強。

決策情境的變量以政治環境作為一級指標，主要通過“您認為您所在的基層單位實施協商民主的條件是否成熟”“官員就是要服從上級領導，您對此的看法如何？”這兩個問題來測量，選項分別為“非常不**、不太**、一般、比較**、非常**”，按照上述同樣的方法對第一道問題選項進行編碼1-5，數字越小，表明政治環境越不利;數字越大，表明政治環境越有利。針對第二道問題，數字編碼反向行之，即“非常不**”編碼為5，“不太**”編碼為4，“一般”編碼為3，“比較**”編碼為2，“非常**”編碼為1。當領導干部越不同意“官員就是要服從上級領導”觀點時，間接反映出政治環境的開放性與包容性，這樣的政治環境更有利于領導干部選擇協商式決策;反之亦然。參見表2。

（3）控制變量

本文將基層干部的基本情況設為控制變量，包括性別（男、女）、年齡階段（18-30歲、31-40歲、41-50歲、51-60歲）、最高學歷（小學以下、小學、初中、高中、職高/中專、大專、大學、碩士、博士）、職務級別（副科級、正科級、副處級、正處級、其他）、單位類型（黨的系統、政府、人大、政協、法院/檢察院、群團、企事業單位）、政治身份（群眾、共青團員、民主黨派成員、中共黨員、無黨派）、年收入水平（1.5萬元以下、1.5萬-2.99萬元、3萬-3.99萬元、4萬-4.99萬元、5萬-5.99萬元、6萬-7.99萬元、8萬-9.99萬元、10萬-19.99萬元、20萬-39.99萬元、40萬元及以上）等。此外，工作滿意度也作為控制變量加入分析之中，選項分別為“非常不滿意、不太滿意、一般、比較滿意、非常滿意”五種，分別編碼為1-5。

通過對每個控制變量與因變量之間的交叉表分析可知：（1）男性基層干部與女性基層干部在決策時選擇協商的幾率都在60%-65%之間，通過卡方檢驗得出p>0.05，表明性別對基層干部進行協商式決策的影響不顯著。（2）不同年齡階段的基層干部對于選擇協商式決策的偏好不一樣，年齡越大，越不愿意在做決策時選擇協商。通過卡方檢驗可知p<0.05，表明年齡對基層干部進行協商式決策的影響顯著。（3）最高學歷通過卡方檢驗可知p<0.05，這說明學歷對于基層干部進行協商式決策的影響顯著。（4）職務級別通過卡方檢驗可知p>0.05，表明職務級別對于基層干部進行協商式決策的影響不顯著。（5）單位類型通過卡方檢驗可知p>0.05，表明單位類型對于基層干部進行協商式決策的影響不顯著。（6）政治身份不同的基層干部，在決策時選擇協商的幾率在62%-70%之間，通過卡方檢驗可知p>0.05，表明政治身份對基層干部進行協商式決策的影響不顯著。（7）收入水平處于不同層次的基層干部，在決策時選擇協商的比例在59%-67%之間，通過卡方檢驗可知p<0.05，表明收入水平對基層干部進行協商式決策的影響顯著。

四、模型建構與數據分析

根據問卷調查的數據，選擇二元Logistic回歸分析方法，對基層干部協商式決策偏好的影響因素進行分析。在模型建構中，首先，以控制變量為參照類建立模型一，用于觀察控制變量整體對基層干部協商式決策偏好的影響。其次，在模型一的基礎上，分別放入基層干部對協商民主認知度、干群觀念、垂直信任度和政治環境這四個自變量，建立起模型二、模型三、模型四和模型五，逐個檢驗每個自變量對基層干部協商式決策偏好的影響。然后，在模型一的基礎上，加入決策者自身維度（協商民主認知度、干群觀念、垂直信任度）的變量，建立模型六，而決策情境維度（政治環境）的變量已建立了模型五，通過數據顯著性的對比，分析不同維度中影響基層干部協商式決策偏好的主、次要因素。最后，將全部的控制變量和自變量都放入模型七中，進一步驗證假設。參見表3。

在表3中，模型一的回歸分析結果表明，年齡、工作滿意度、收入水平對因變量有顯著影響，并且通過了1%統計水平的顯著性檢驗，這說明在其他條件不變的情況下，基層干部年齡階段每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的0.764倍;工作滿意度每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.15倍;收入水平每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.064倍。最高學歷通過了5%的統計水平的顯著性檢驗，表明基層干部學歷每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.159倍，對因變量也有顯著影響。其余的控制變量對因變量的影響在統計意義上都不顯著，便不贅述。

模型二在模型一的基礎上增添了基層干部對協商民主認知度的自變量。在相關的控制變量中，年齡階段與因變量之間存在負相關，并且通過1%統計水平的顯著性檢驗，即基層干部年齡越大，其協商式決策偏好越不明顯，與模型一相匹配;最高學歷、工作滿意度和收入水平與因變量之間存在正相關，其中最高學歷和收入水平通過了5%統計水平的顯著性檢驗，工作滿意度通過了1%統計水平的顯著性檢驗。在相關的自變量中，協商民主認知度對因變量有顯著影響，并通過5%統計水平的顯著性檢驗。根據數據顯示，在其他條件不變的情況下，基層干部對協商民主的熟悉度每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.097倍;與群眾協商必要性的認知每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.109倍。這表明基層干部對協商民主的認知度越高，其協商式決策偏好越明顯，驗證了假設一。

模型三在模型一的基礎上加入了基層干部干群觀念的自變量。在相關的控制變量中，能夠對因變量產生顯著影響的分別為年齡階段、最高學歷、工作滿意度和收入水平。其中，年齡階段和工作滿意度是主要影響因素，并且通過了1%統計水平的顯著性檢驗;而最高學歷和收入水平是次要影響因素，通過了5%統計水平的顯著性檢驗。在相關的自變量中，“官員為人民服務”體現的是以人為本的民本位思想，與我國黨政干部的工作宗旨相符。模型三的數據顯示，在其他條件不變的情況下，基層干部對“官員為人民服務”的干群觀念的認同每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.058倍。相比較而言，“官員是百姓的父母官”體現了官本位思想，與我國黨政干部的工作宗旨不相符，持有這種干群觀念是不正確的。由模型三的數據可知，在其他條件不變的情況下，基層干部對“官員是百姓的父母官”這一干群觀念認同每增加一個單位，基層干部協商式決策偏好為原來的0.886倍，并且通過了1%統計水平的顯著性檢驗，即抱有“官員是百姓的父母官”的干群觀念與基層干部協商式決策偏好之間呈顯著負相關。這是因為“父母官”一詞在中國政治語境中代表著權力和權威。當基層干部持有這種干群觀念，以老百姓的父母官自居，其“為民做主”的思想更加凸顯，直接決策的偏好就越強，協商式決策偏好就越弱，反向證明干群觀念與基層干部協商式決策偏好之間的關系，驗證了假設二。

模型四在模型一的基礎上增加基層干部垂直信任度的自變量。在相關的控制變量中，年齡階段、最高學歷、工作滿意度和收入水平能夠對因變量產生顯著影響，其中年齡階段和工作滿意度通過了1%統計水平的顯著性檢驗，最高學歷與收入水平通過了5%統計水平的顯著性檢驗。在相關的自變量中，“群眾參與政策討論的有效性”與因變量之間呈顯著正相關，并通過10%統計水平的顯著性檢驗。“群眾參與政策討論的有效性”是衡量基層干部垂直信任度的一個指標，基層干部對群眾的垂直信任越高，越會認為群眾參與政策討論的有效性越高。在其他條件不變的情況下，當基層干部信任群眾參與政策討論的有效性每增加一個單位，其協商式決策偏好為原來的1.07倍。這表明基層干部認為群眾參與政策討論越有效，對群眾的垂直信任度越高，其協商式決策偏好就越明顯，驗證了假設三。

模型五在模型一的基礎上納入政治環境的自變量。回歸分析結果表明，在相關的控制變量中，年齡階段、最高學歷、工作滿意度和收入水平能夠對因變量產生顯著影響;在相關的自變量中，政策實施條件成熟度對因變量有正向影響。根據模型五的數據顯示，在其他條件不變的情況下，實施條件的成熟度每增加一個單位，基層干部協商式決策偏好為原來的1.07倍。然而，基層干部服從上級領導、遵從上級領導意愿行事的政治環境對基層干部協商式決策偏好有顯著的負向影響，并且通過1%統計水平的顯著性檢驗。在其他條件不變的情況下，服從上級領導每增加一個單位，基層干部協商式決策偏好為原來的0.908倍。這說明 “奉命惟謹”的政治環境不利于基層干部協商式決策，從反面驗證了假設四。

模型六在模型一的基礎上添入決策者自身維度（協商民主認知度、干群觀念、垂直信任度）的自變量，分析結果表明：在控制變量中，年齡階段、最高學歷、工作滿意度和收入水平對因變量的影響顯著，分別通過1%、10%、1%和5%統計水平的顯著性檢驗;在自變量中，基層干部對協商民主認知的兩個衡量指標均對因變量有顯著正向影響，干群觀念中“官員是百姓的父母官”對因變量有顯著負向影響，而垂直信任度對因變量沒有顯著影響，這表明決策者自身維度中對基層干部協商式決策偏好起主要影響的是協商民主認知度和干群觀念，而垂直信任度起次要影響。

模型七中放入了所有的自變量和控制變量，分析結果表明：在控制變量中，與前六個模型相比，最高學歷對因變量沒有顯著影響，而年齡階段、收入水平和工作滿意度依然能夠對因變量產生顯著影響，并且分別通過1%、5%和1%統計水平的顯著性檢驗。這說明年齡階段和工作滿意度對協商式決策偏好的影響最為顯著，即基層干部年齡越大，其協商式決策偏好越不明顯;工作滿意度越高，其協商式決策偏好越明顯。在自變量中，基層干部協商民主認知度、干群觀念、政治環境對因變量有顯著影響，而垂直信任度對因變量的影響并不顯著，這表明基層干部協商式決策偏好主要受基層干部的協商民主認知度、干群觀念和政治環境的影響，垂直信任度的影響是次要的。值得注意的是，工作滿意度在四個模型中對因變量都有顯著影響，且通過了1%的統計水平的顯著性檢驗，足以證明工作滿意度會影響基層干部的協商式決策偏好。換言之，基層干部對工作越滿意，其協商式決策偏好越明顯;基層干部對工作越不滿意，其協商式決策偏好越不明顯。

五、結論與建議

基于“完善和發展社會主義協商民主問卷調查”，在控制受訪者的基本特征之后，探索基層干部的協商民主認知度、干群觀念、垂直信任度和政治環境對其協商式決策偏好的影響，可以發現：

基層干部對協商民主的認知度越高，其協商式決策偏好越明顯，兩者之間存在顯著的正相關。基層干部對協商民主的認知主要體現在其對協商民主的熟悉度以及對與群眾協商必要性的認識，這種認知遵循“知行合一”的原則[41]，即基層干部對協商民主越熟悉，相關的知識儲備量越豐富，就越偏好于協商式決策。

基層干部的干群觀念會影響其協商式決策偏好，即基層干部的干群觀念越正確，其協商式決策偏好越明顯;基層干部的干群觀念越有誤，其協商式決策偏好越不明顯。“官員為人民服務”體現了以人為本的思想，與基層干部協商式決策偏好之間呈正相關;“官員是百姓的父母官”體現了官本位思想，與基層干部協商式決策偏好之間呈負相關。

基層干部對群眾的垂直信任度越高，其協商式決策偏好越明顯，兩者之間存在正相關。當基層干部認為群眾參與政策討論有效性越高，對群眾越信任，其協商式決策偏好也就越明顯。

基層干部所處的政治環境越支持，其協商式決策偏好越明顯，兩者之間存在正相關。基層干部所處的政治環境與其協商式決策偏好之間的關系受到協商實施條件成熟度的調節，即協商實施條件越成熟，基層干部決策時越愿意選擇協商方式。然而，基層干部決策時越愿意服從上級領導，即受“奉命惟謹”的環境影響越深，便越不愿意選擇協商式決策，反之證明了不利的政治環境會阻礙基層干部協商式決策偏好的形成。

協商式決策作為一種民主、科學、合法的決策機制，為基層干部提供了決策新方式。基于上述數據分析，筆者認為，可以通過以下幾個方面促進基層干部養成協商式決策偏好和習慣。

第一，提升基層干部對協商民主的認知水平，為基層干部養成協商式決策偏好奠定認同基礎。赫伯特·凱爾曼（Herbert C. Kelman）提出“態度分階段變化理論”，認為態度的變化需經歷三個階段：依從—認同—內化[42]。基層干部對協商民主的認知過程遵循著從熟悉協商民主—認同協商民主—內化為自覺協商行動的規律。熟悉協商民主是提高基層干部對協商民主認知水平的第一階段，這一階段可以通過加大宣傳力度，利用會議、廣播、報刊、宣傳櫥窗、社區（村務）公開欄、各類反映協商民主的文藝作品等多種形式宣傳協商民主，增強基層干部對協商民主的熟悉度。第二階段在于培育基層干部對協商民主的認同，可以通過專題講座、辯論、報告等形式，開展多樣化的協商民主知識培訓和教育，強化基層干部對協商民主的理論認同。在熟悉、認同協商民主的基礎之上，將協商民主內化為基層干部的自覺協商行動是第三階段[43]，這需要基層干部提高自身組織能力、協調能力和引導能力，搭建協商渠道，將協商內化為自身行為方式中不可或缺的一部分。只有遵循熟悉協商民主—認同協商民主—內化為自覺協商行動的認知規律，逐步提高基層干部對協商民主的認知水平，才能為其協商式決策偏好的養成奠定心理基石。

第二，樹立協商于民和協商為民的觀念，為基層干部養成協商式決策偏好夯實群眾基礎。基層干部與群眾的關系，如同船與水的關系，“水能載舟，亦能覆舟”，唯有確立人民主體地位，樹立正確的干群觀念，構建和諧的干群關系，才能獲得人民群眾的支持和擁護。樹立正確的干群觀念，首先要樹立協商于民的思想，即把人民群眾納入到協商的主體之中，與民協商。基層干部應當端正態度，深化對干群關系的認識，真正悟透“人民是歷史的創造者，人民是真正的英雄”，改變“為民做主”的官本位思想，在公共決策時與群眾協商，吸納民意，凝聚共識，通過民主懇談會、社區議事會、聽證會等實踐形式，切實拉近基層干部與人民群眾的關系。與此同時，基層干部還要做到協商為民，即利用協商解決民眾面臨的實際問題，滿足人民的需要，實現公共利益最大化，盡可能地提升人民群眾的滿足感、獲得感和幸福感。

第三，建設以垂直信任為主體的政務誠信，為基層干部養成協商式決策偏好積淀信任資本。政務誠信體現為公共權力層級關系中行政性社會交往行為[44]，以垂直信任度為重要衡量標準，對社會誠信的整體建設起導向作用。基層干部應當提高自身領導能力和管理能力，與群眾進行直接、平等的協商對話，推動垂直信任的生長。此外，基層干部還要提高對群眾意見的甄別能力，利用自身掌握的信息和資源優勢，過濾出其中代表性強、可信度高的意見。與此同時，黨和政府應當鼓勵人民群眾在政治參與中展現出可信度更高的行為，通過激勵民眾誠實做事、理性溝通，提升其參與公共政策討論的有效性，促進垂直信任建設。

第四，堅持協商于決策之前和決策實施之中，為基層干部養成協商式決策偏好塑造良好的政治環境。堅持協商于決策之前，要求基層干部具有協商的意識，而非“惟命是從”，明確“服從上級領導”并非一味強調行為上的百依百順、毫不質疑，而是在公共決策達成之前，既要充分聽取上級領導意見，也要廣泛開展協商，實現從個人決策向民主決策的轉變[45]，充分汲取群眾意見，問計于民。堅持協商于決策實施之中，要求基層干部在公共決策實施過程中遵循協商的原則，切實運用協商手段解決決策執行中遇到的新問題、新情況，打造“有事多協商、遇事多協商、做事多協商”的氛圍。

基層干部協商式決策偏好還與年齡階段、最高學歷和工作滿意度息息相關，因而需要在高年齡段、低學歷的基層干部群體中加大協商民主的宣傳和培訓力度，在潛移默化中促進其協商式決策偏好的形成。同時還要通過提升組織機構的協商氛圍，不斷提高基層干部的工作滿意度，推進其協商式決策偏好的養成。

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