There is nothing new under the sun (日光之下并无新事)。
——《圣经·传道书1章9节》
1 问题提出
“管理即决策” (Simon, 1947)。按照Simon这一化繁为简的逻辑, 公共管理的本质就是公共决策。近年来, 作为公共决策的权威主体, 政府所面临的一大挑战是公共决策直接或间接导致的社会问题日渐增多, 如民众对高速路节假日免费、汽车尾号限行、垃圾分类等的质疑时有发生; 不少基础设施或环境项目建设陷入了“本为利民, 闹即易停”的尴尬(张书维, 许志国, 2018)。这类社会现象的出现意味着公共决策议题与决策前置条件日益复杂, 处理不当就极易酿成社会矛盾, 造成重大损失。揭示公共决策的认知规律因此成为破解决策困境的当务之急, 也是改进决策效果的应然之举。
社会许可(social license)原本是研究公众对环境影响评价的学术表达, 指受项目影响地区的利益相关者(当地民众)对于该项目的持续接受和支持程度(李纾, 2018)。该概念最初来源于澳大利亚采矿业, 现已应用在各个国家不同领域中, 用于探讨如何让公众参与并支持相关项目的执行(张爱荣 等, 2018)。事实上, 任何一个涉及公共利益的项目, 首先是政府决策的结果。项目引发反应的背后, 凸显民意所在。本文借此引申出“公共决策的社会许可”概念(social license of public decision), 指当地民众对于公共决策的持续接受和支持程度。社会许可从民众出发, 公共决策由政府主导。可见, 探索公共决策的社会许可机制, 关键在于政府与民众的互动。作为心理学与公共管理学交叉的新兴学科, “行为公共管理学” (Behavioral Public Administration)为此提供了一个理想的分析视角(Grimmelikhuijsen, Jilke, Olsen, & Tummers, 2017; Tummers, Olsen, Jilke, & Grimmelikhuijsen, 2016; 张书维, 2018)。行为公共管理学聚焦政府决策与民众体验之间的相互影响与作用(张书维, 李纾, 2018); 分析单位是微观个体和群体, 研究方法以调查实验(survey experiment)为主(Battaglio, Belardinelli, Bellé, & Cantarelli, 2019; James, Jilke, & van Ryzin, 2017a), 这些都完全适用于公共决策的社会许可研究。
如果说公共决策过程是个“黑箱” (张书维, 2016a), 政府透明无疑是打开黑箱的钥匙。所谓政府透明(government transparency)可理解为政府对有关自身决策过程、程序、职能和绩效等信息的公开与披露, 使得外部人(如公民和媒体)能够了解有关组织的内部运转, 以便对组织或行动者进行相应的监督(Grimmelikhuijsen, 2012)。透明被视作“善治”的重要内涵; 若缺乏透明, 问责也难以实现(何艳玲, 2018)。在公共决策情境下, 政府透明可谓决策主体(政府)施加的“刺激”, 社会许可则是决策对象(民众)产生的“反应”。因此, 基于行为公共管理学的视角, 本研究的科学问题是：政府透明是否影响公共决策的社会许可1 ( 后文中如无特别说明, “社会许可”均指“公共决策的社会许可”。)?其边界条件如何?
1.1 决策透明与社会许可：主效应
鉴于公共决策是公共管理的重中之重, 决策透明又是最主要的透明活动(Cucciniello, Porumbescu, & Grimmelikhuijsen, 2017), 本研究将政府透明操作化为政府的决策透明(public decision-making transparency), 聚焦特定决策的论证信息。透明的关键是信息的可用性(availability)和流动性(flow)——可用性涉及“透明什么”; 流动性涉及“透明给谁” (Cucciniello et al., 2017)。故决策透明既包括可用信息的类型和层次(即“透明什么”), 也包括这些信息流动的对象和方向(即“透明给谁”)。
根据信息性质的不同, 可将透明分为内容透明(transparency in rationale)与过程透明(transparency in process); 前者强调公众能够获得政府行为活动的详细说明和理由, 后者强调公众能够了解政府行为活动的具体步骤和环节(Mansbridge, 2009)。无论是内容透明还是过程透明, 都包含透明信息的可用性及流动性。这一分类标准符合“事件-过程”的研究思路及实践做法, 被广泛接受(Grimmelikhuijsen, 2012; Hood & Heald, 2006), 故本研究亦将决策透明分为决策内容透明与决策过程透明(de Fine Licht, 2011, 2014a)。从价值层面来看, 信息的自由与开放已成为现代社会公民的基本权利之一(Birkinshaw, 2006); 公共决策透明是推动政府科学决策和民主决策的必然要求。那么, 决策透明与社会许可有何关系?
尽管尚无决策透明影响社会许可的直接证据, 但相关研究表明, 政府透明对于政治信任(Ferry & Eckersley, 2015; Grimmelikhuijsen, 2012; Lio, Liu, & Ou, 2011; Meijer, 2009; 芮国强, 宋典, 2012; 于文轩, 2013)、公众满意度(Porumbescu, 2017; 李文彬, 何达基, 2016; 郑建君, 2017)、政策理解与遵从(Porumbescu, Bellé, Cucciniello, & Nasi, 2017a; Porumbescu, Lindeman, Ceka, & Cucciniello, 2017b)以及权威合法性感知(de Fine Licht, 2011, de Fine Licht, Naurin, Esaiasson, & Gilljam, 2014; Grimmelikhuijsen & Meijer, 2015)等表征民众态度的结果变量均有显著的正效应。在行为公共管理学视角下, 可以从民众、决策者、决策本身三个方面加以解释。
对于民众而言, 信息透明被认为是保障公民知情权和公众参与公共决策的前提和基础。一个开放的政府使人们相信公众利益将会得到考虑, 民众能够以此了解决策过程中的权衡取舍, 减少与决策者之间的信息不对称(Wu, Ma, & Yu, 2017)。当公众获悉更多关于政策所带来的益处时, 能够增强其对政府权威的自愿性服从(Kim, 2005)。对于决策者而言, 向公众披露决策信息能使其知道政府内部发生了什么进而有效地缓解或消除公众焦虑(Hood & Heald, 2006)。透明意味着公民能依据这些信息实现对政府的问责, 强化对决策者的外部监督(Meijer, 2009)。对于决策本身而言, 透明和公开会议有利于提高决策质量与政府执行力(Piotrowski & Borry, 2010)。围绕透明的沟通确保了政府决策的开放民主(Fairbanks, Plowman, & Rawlins, 2007)。
基于上述分析, 本文认为政府决策透明能够作为一种积极的信息传递过程对社会许可产生促进作用。决策环节的公开(过程透明)或决策理由的披露(内容透明)均能提升社会许可, 由此推导出第一个假设：
H1: 政府决策透明正向影响社会许可。
H1a: 相比于低决策过程透明, 高过程透明条件下社会许可更高;
H1b: 相比于低决策内容透明, 高内容透明条件下社会许可更高。
近期一篇对1990~2015年间187个已发表的透明主题研究分析表明, 政府透明并非万灵药, 它不总是导致正性的结果(Cucciniello et al., 2017)。从行为公共管理学视角出发, 政府透明可看作政府和民众之间的信息沟通, 透明的效果取决于民众对信息的认知及使用。如何理解透明信息不仅受信息本身因素的制约, 也会因民众如何看待透明的行为主体而有所不同。因此, 需要关注政府透明起作用的边界条件。
1.2 决策透明与社会许可的政府信任边界
政府信任(trust in government)是民众对政府所抱有的信心, 即民众相信政府会制定符合民众利益的政策并提供符合其预期的结果(张书维, 2016b)。信任的本质是一种自甘冒险的心理状态, 关键在于可信度(Levi & Stoker, 2000)。因此, 政府信任可操作化为个体对(当地)政府可信度持有的积极信念(张书维, 2017)。既有研究通常将政府信任作为透明的结果变量, 得到的结论却不尽一致(Cucciniello et al., 2017)。更重要的, 目前文献集中于探讨政府透明对政府信任的影响, 忽略了政府信任作为外生变量对透明效应的调节作用。事实上, 民众通过与当地政府相关部门打交道的经历或日常接触到关于政府的各种信息, 已积累了或高或低的政府信任, 这会影响个体如何看待政府及其行为(Grimmelikhuijsen & Klijn, 2015; Grimmelikhuijsen & Meijer, 2014)。
信任具有简化认知的启发式功能(Cummings, 2014)。个体加工处理信息的认知能力有限(Kahneman, 2003), 而政府信息的庞杂性与专业性可能会令普通民众难以理解, 信任的出现恰好填补了政民互动中个体由于知识缺乏或认知超载所造成的空白(Etzioni, 2010)。政府信任成为一种启发式因素可促进公民的合作行为, 如公民越信任政府则越有可能自愿完成缴税(Scholz & Lubell, 1998); 社区对政府机构管理能力的信心越强, 社区对矿业的接受度越高(Zhang et al., 2015)。由于政府与民众之间存在大量的信息不对称, 信任可以化作成本较低的外在符号, 帮助民众推断政府及公共决策的内在可靠性, 使其放弃对政府行为信息的深层次追问(伍德志, 2015)。换言之, 政府信任可以作为启发式的认知捷径来“替代”人们对政府复杂的决策行为和信息的判断, 进而影响透明的实际效果。研究表明, 如果民众非常信任政府, 政府透明对社会公平感的作用较弱; 反之, 如果民众对政府的信任较低, 政府透明对社会公平感的作用可以得到一定程度上的强化(Wu et al., 2017)。由此推断, 政府信任水平越高的个体, 越有可能对政府决策持乐观预期, 从而弱化决策透明之于社会许可的积极作用。本研究的第二个假设如下：
H2: 政府信任调节政府决策透明与社会许可的关系。具体而言：
H2a: 政府信任调节决策过程透明与社会许可的关系; 政府信任水平高时, 过程透明与社会许可的正向关系被削弱;
H2b: 政府信任调节决策内容透明与社会许可的关系; 政府信任水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系被削弱。
1.3 决策透明与社会许可的结果依赖边界
结果依赖(outcome dependence)指对某一权威的依赖状态, 该权威控制着个体想要的结果即社会或物质资源, 如个体的精神和身体健康, 安全以及经济福利等(van der Toorn, Tyler, & Jost, 2011; 张书维, 许志国, 徐岩, 2014)。结果依赖激发了个体的系统正当化(system justification)——人们会自然地将其所属社会系统感知为公平合理的并为其辩护(Jost & van der Toorn, 2012; 杨沈龙 等, 2018)。民众越依赖于某个权威, 就会有越强的动机视其为合法的化身(van der Toorn & Jost, 2014)。可见, 结果依赖源于权力, 不过反映的恰是一种“无权无势”的状态, 直接导致弱者对系统或体制的依赖(van der Toorn et al., 2015)。
毋庸置疑, 政府拥有对全社会价值做权威性分配的权力而促使民众对其产生依赖; 另一方面, 公共决策本身对民众的重要性也影响着结果依赖的程度。研究表明, 结果依赖是社会公正影响权威合法性及公共合作意向的调节变量, 结果依赖高的个体在不那么公正的情况下仍然能更积极地对待权威(Clark & Wegener, 2008; Zhang & Zhou, 2018)。这一“维护权威”的现象同样可能表现在政府决策透明与社会许可的关系当中。故提出本研究的第三个假设：
H3: 结果依赖调节政府决策透明与社会许可的关系。具体而言：
H3a: 结果依赖调节决策过程透明与社会许可的关系; 结果依赖水平高时, 过程透明与社会许可的正向关系被削弱;
H3b: 结果依赖调节决策内容透明与社会许可的关系; 结果依赖水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系被削弱。
综上, 假设一与假设二、三的关系可凝练为“一提两抑” (Kluemper, Taylor, Bowler, Bing, & Halbesleben, 2019), 决策透明提升社会许可的主效应为核心, 辅之以政府信任和结果依赖对透明效应的双抑制调节, 如图1所示。本研究拟通过两个调查实验、一个现场调查, 先分后总、由内而外地检验三个假设; 全面澄清政府透明的社会许可机制。
图1
2 研究1：决策透明与社会许可——政府信任的调节
研究1用实验法探讨公共决策透明对社会许可的作用及政府信任的边界效应, 检验H1和H2。需构建一个具体的公共决策背景——环境决策自带公共属性和议题热度, 成为了绝佳的实验场域; 进一步聚焦环境项目的选址决策来生成实验材料, 便于观察政民互动的过程(张书维, 许志国, 2018)。随着我国经济社会的高速发展, “垃圾围城”已是不可忽视的现实之痛2(2 2019年1月31日, 上海市十五届人大二次会议表决通过了《上海市生活垃圾管理条例》, 7月1日起正式开始实施。上海自此成为中国第一个实行“垃圾强制分类”的城市。另悉, 到2020年底, 全国46个重点城市都将步入垃圾分类“强制时代”。); 但垃圾处理项目因其对周边环境及居民的影响, 成为典型的邻避设施。因此, 实验情境设置为“垃圾中转站的选址决策”。特别的, 对于邻避冲突或预防型的环境群体性事件, 有一个心理因素不容忽视, 那就是个体对环境风险的主观感知(张书维, 2015; 陈丽君, 金铭, 2019)。研究表明, 居民的邻避倾向与风险感知正相关(张启蒙, 张越, 2017); 即便政府怎样宣传环境项目的安全性, 公众仍表现出明显的“我还是怕”的风险感知(颜昌武, 何巧丽, 2019)。故实验设计中将风险感知当作主要控制变量。
2.1 方法
2.1.1 被试
被试为354名广州大学城内7所高校的学生。平均年龄21.13岁(SD = 2.32)。其中, 男156名, 女198名。被试为自愿参与, 实验完成后获得小礼品一份。
2.1.2 设计、材料及程序
采用2(决策过程透明：高, 低) × 2(决策内容透明：高, 低) × 2(政府信任：高, 低)的被试间设计。因变量为社会许可。鉴于公共管理情境的复杂性与现实性, 行为公共管理学在方法上更偏好调查实验而非传统的实验室实验(Battaglio et al., 2019; James et al., 2017a; 张书维, 李纾, 2018), 本研究遵循此惯例。调查实验实现了调查与实验的有机结合, 能够较好地兼顾研究的内外部效度。在操作上使用发放问卷的形式收集数据。有别于问卷调查, 调查实验中研究者可以通过变量操纵形成版本各异的问卷, 从而清晰地分辨不同水平的自变量对因变量的作用(James, Jilke, & van Ryzin, 2017b)。相比于实验室研究, 调查实验在情境启动方面的难度更大。本研究借鉴de Fine Licht (2011, 2014a, 2014b)的做法, 通过新闻报道的方式呈现实验情境文本以保证材料的“真实性”和被试的代入感。
问卷包含8个版本对应8个实验分组。实验材料为一则虚构的公共决策报道——A市政府拟在该市的城南新区大学城选址建设居民生活垃圾中转站。被试随机得到其中一个版本的问卷进行作答, 即随机分配至一种实验条件下。
问卷共分三部分, 具体内容与施测程序如下：
第一部分为指导语和背景介绍：“A市处于城镇化加速阶段; 随着A市城南新区的建设发展, 政府拟在该区的大学城内选址建设一座现代化、无污染的生活垃圾压缩式转运站, 即垃圾中转站; 您是城南新区大学城内的一户居民”。
第二部分为主体, 包括自变量(公共决策透明)及调节变量(政府信任)的操纵。其中, 决策过程透明及内容透明的操纵借鉴Porumbescu和Grimmelikhuijsen (2017), Grimmelikhuijsen (2012)的系列研究; 政府信任的操纵借鉴de Cremer和Tyler (2007)的范式, 详见后述。被试被告知阅读材料是由几段涉及此次公共决策的图文报道构成, 每份问卷向被试提供关于决策过程透明、决策内容透明及政府信任的文字与图片。为了效果逼真, 将实验材料做成了一个政府网站及其网页的展示。每段材料的阅读后需回答几道用做操纵检验的题项。
高过程透明组：新闻文字部分告知被试政府召开常务会议讨论垃圾中转站的选址方案, 同时介绍此次会议的过程向各主体开放并全程直播, A市市民可以通过网络进行观看。并且政府在会议后通过政府网站、报纸媒体公开直播视频与会议讨论记录。新闻图片部分则为政府网站的截图, 展示了会议直播视频的汇总页面, 以及网路直播留言与现场讨论的记录报道。
低过程透明组：新闻文字部分仅介绍政府召开常务会议讨论垃圾中转站的选址方案, 图片部分为政府常务会议现场图片。
高内容透明组：新闻文字部分首先介绍“昨日发布在政府网站的公示中, 政府不仅对大学城环卫设施不足的现状和项目基本情况做了介绍, 还就城市生活垃圾中转站的重要性、规划理由以及决策依据向广大市民进行了详细的解释”。随后的图片部分为政府网站上的拟选址方案公示。网页截图中包含了详细的项目概况与规划理由(垃圾中转站建设的重要性、A市大学城中转站的现状、选址依据)说明, 公示时间, 公示方式与公示地点的信息, 并附有“选址平面图”的可下载附件链接。
低内容透明组：新闻文字部分首先介绍“昨日发布在政府网站的公示中, 政府仅就该项公共决策做了简单的介绍, 但选址的决策依据没有透露”。图片中的政府网站公示内容仅包括了项目概况、公示时间、公示方式与地点的信息。
高政府信任组：“近年来, 本地政府将民生工作作为重点, 能充分考虑居民的利益, 积极回应民众的关切。此前的城市环卫设施改建升级项目在规定的时间内顺利完成, 并且政府按照承诺落实了周边绿化屏障的建设。政府的城市管理工作受到当地百姓的肯定, 居民们认为政府是可信赖的。来自城南新区的某位居民也表示, 政府能及时满足我们的需求, 我认为他们具备了足够的公共管理能力, 我相信其工作充分考虑了我们居民的利益。政府说的话和做的事是一致的, 我充分信任他们”。
低政府信任组：“近年来, 虽然本地政府将民生工作作为重点, 但政府工作未能充分考虑居民利益, 无法积极回应民众的关切。此前的城市环卫设施改建升级项目逾期完工, 政府提出的增加周边绿化的承诺尚待落实。政府的城市管理工作无法令居民感到满意, 居民们表示在某些方面不信赖政府。来自城南新区的某位居民也表示, 政府不能及时满足我们的需求, 我认为政府的公共管理能力还需要增强, 我觉得政府没有充分考虑我们居民的利益。政府说的话和做的事有时候不一致, 我不太信任他们”。
第三部分为因变量与控制变量的测量。在所有材料阅读完毕之后测量研究的因变量——社会许可。问卷结尾为基本信息统计。
2.1.3 变量测量
决策过程透明2个题项, 源自Porumbescu和Grimmelikhuijsen (2017), α = 0.913, 用于自变量操纵检验。如“您认为市民可以充分地获得此次决策过程的信息吗”; 选项从“1 非常不充分”至“7 非常充分”。分值越高表示决策过程透明越高。
决策内容透明3个题项, 源自Grimmelikhuijsen (2012), α = 0.894, 用于自变量操纵检验。如“您认为市民可以充分地了解该方案的决策理由吗”; 选项从“1 非常不充分”至“7 非常充分”。分值越高表示决策内容透明越高。
政府信任3个题项, 源自Grimmelikhuijsen和Meijer (2014), α = 0.869, 用于调节变量操纵检验。如“您如何评价本地政府的可信程度”; 选项从“1 非常不可信”至“7 非常可信”。分值越高表示政府信任越强。
社会许可4个题项, 由“社会许可”的操作性定义出发, 从“对决策合理性的评价”、“对决策的认可”、“对决策的遵从意向”以及“对决策的自愿性接受”四个维度测量(Pan, 2012), α = 0.882。如“我认可市政府选址建设垃圾收集站的决策”, 选项从“1 非常不同意”至“7 非常同意”。分值越高表示社会许可越强。
风险感知3个题项, 源自张启蒙和张越(2017), α = 0.861。如“我非常担心该项目对我的生活、健康以及环境造成影响”, 选项从“1 非常不同意”至“7 非常同意”。分值越高表示风险感知越强。
2.2 结果与分析
2.2.1 初步筛查
354份回收问卷中, 有15份未填写完整; 另有8份未通过情境测试题3(3 情境测试题置于问卷末尾, 要求被试回答, “政府决定在__建设生活垃圾中转站：1 中心城区, 2 中心公园, 3 大学城, 4 人民公园”。正确选项为3。), 故将这23名被试的数据删除。剩余的331个样本中, 男性152人; 有效回收率为93.8%。分为8个实验组, 人数最少组40人, 最多组43人。鉴于被试的性别、年龄、专业等变量可能会影响到调查实验的结果, 本研究分别在数据收集阶段和统计阶段进行了随机化干预以及随机化检验(孟天广, 杨平, 苏政, 2015)。具体做法是问卷发放之前按照8个实验组的顺序对问卷进行循环排序, 然后将排列好的问卷依次发放给研究对象。结果显示, 研究1的不同分组具有较好的平衡性。进一步通过单因素方差分析对性别、年龄、学校、专业、政治面貌、教育程度分别进行了显著性检验, 被试在各分组条件下的人口统计学变量均未呈现显著性差异(p > 0.240), 这说明本实验在样本方面实现了随机分配, 也为下文的分析打下了良好基础。
2.2.2 操纵检验
决策过程透明操纵的有效性通过比较过程透明高低两组的过程透明分数来检验。独立样本t检验发现, 低过程透明组的分数(M = 3.07, SD = 1.29)显著低于高过程透明组(M = 5.17, SD = 1.19), t(329) = -15.37, p < 0.001, Cohen's d = -1.69, 95%的置信区间 = [-2.368, -1.830]。因此, 本实验对“决策过程透明”这一变量的操纵是有效的。
决策内容透明操纵的有效性通过比较内容透明高低两组的内容透明分数来检验。独立样本t检验发现, 低内容透明组的分数(M = 3.02, SD = 1.20)显著低于高内容透明组(M = 4.97, SD = 1.19), t(329) = -14.81, p < 0.001, Cohen's d = -1.63, 95%的置信区间 = [-2.206, -1.689]。因此, 本实验对“决策内容透明”这一变量的操纵是有效的。
政府信任操纵的有效性通过比较政府信任高低两组的政府信任分数来检验。独立样本t检验发现, 低政府信任组的分数(M = 3.81, SD = 1.01)显著低于高政府信任组(M = 5.02, SD = 0.93), t(329) = -11.38, p < 0.001, Cohen's d = -1.25, 95%的置信区间 = [-1.429, -1.007]。因此, 本实验对“政府信任”这一变量的操纵是有效的。
2.2.3 描述统计与变量间相关
表1呈现了各变量的描述统计结果和相关关系。由表可知, 过程透明、内容透明、政府信任均与社会许可显著正相关; 社会许可与控制变量(风险感知、年龄、专业)之间呈显著负相关。接下来将通过三因素协方差分析(ANCOVA)探讨自变量、调节变量与因变量之间的关系(风险感知、年龄和专业作为协变量), 检验假设1与假设2。
表1 描述性统计结果和变量间相关(研究1)
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. 过程透明操纵 | - | - | |||||||
| 2. 内容透明操纵 | - | - | 0.003 | ||||||
| 3. 政府信任操纵 | - | - | 0.009 | -0.021 | |||||
| 4. 风险感知 | 3.91 | 1.36 | -0.060 | -0.151** | -0.156** | ||||
| 5. 社会许可 | 4.53 | 1.27 | 0.308*** | 0.169** | 0.317*** | -0.447*** | |||
| 6. 性别a | - | - | -0.020 | -0.026 | -0.009 | 0.018 | -0.013 | ||
| 7. 年龄 | 21.13 | 2.35 | -0.018 | 0.014 | -0.041 | 0.134* | -0.173** | -0.087 | |
| 8. 专业b | - | - | -0.051 | 0.032 | -0.066 | 0.195*** | -0.171** | 0.257*** | 0.181** |
注：N = 331; a编码为0 = 男性; 1 = 女性; b编码为0 = 理工农医; 1 = 人文社科。***p < 0.001, ** p < 0.01, * p < 0.05。
2.2.4 决策透明对社会许可的影响
表2的结果显示, 决策过程透明的主效应显著(p < 0.001), 决策内容透明的主效应显著(p = 0.006), 二者的交互效应不显著(p = 0.163)。
表2 决策透明对社会许可的影响及政府信任的调节作用
| 变异来源 | Type III Sum of Squares | df | Mean Square | F | p | η2 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 过程透明 | 41.566 | 1 | 41.566 | 40.840 | < 0.001 | 0.086 |
| 内容透明 | 7.905 | 1 | 7.905 | 7.767 | 0.006 | 0.016 |
| 政府信任 | 33.253 | 1 | 33.253 | 32.672 | < 0.001 | 0.069 |
| 过程透明×内容透明 | 1.992 | 1 | 1.992 | 1.957 | 0.163 | 0.004 |
| 过程透明×政府信任 | 0.360 | 1 | 0.360 | 0.354 | 0.552 | 0.001 |
| 内容透明×政府信任 | 6.911 | 1 | 6.911 | 6.790 | 0.010 | 0.014 |
| 过程透明×内容透明× 政府信任 | 1.741 | 1 | 1.741 | 1.710 | 0.192 | 0.004 |
| Residual (残差) | 325.692 | 320 | 1.018 |
注：因变量为社会许可, Adjust R2 = 0.373。
简单效应分析表明, 高过程透明组被试(n = 167)的社会许可分数(M = 4.93, SD = 1.06)显著高于低过程透明组被试(n = 164)的得分(M = 4.15, SD = 1.35), t(329) = -5.87, p < 0.001, Cohen's d = -0.65, 95%的置信区间 = [-1.046, -0.521]。因此, H1a得证：相比于低决策过程透明, 高过程透明条件下社会许可更高。另一方面, 高内容透明组被试(n = 163)的社会许可分数(M = 4.75, SD = 1.20)显著高于低内容透明组被试(n = 168)的得分(M = 4.32, SD = 1.31), t(329) = -3.11, p = 0.002, Cohen's d = -0.34, 95%的置信区间 = [-0.702, -0.158]。因此, H1b得证：相比于低决策内容透明, 高内容透明条件下社会许可更高。综上, 假设1得证：政府决策透明正向影响社会许可。2.2.5 政府信任对决策透明—社会许可关系的调节表2的结果显示, 一方面, 决策过程透明和政府信任的主效应均显著(p < 0.001), 二者的交互效应不显著(p = 0.552)。因此, H2a没有得证, 政府信任不调节决策过程透明与社会许可的关系。另一方面, 决策内容透明的主效应显著(p = 0.006), 政府信任的主效应显著(p < 0.001); 二者的交互效应亦显著(p = 0.010), 如图2所示。
图2
进一步对交互作用进行效应大小(effect size)的比较(Wu & Wang, 2013; Zhang & Zhou, 2018)。当政府信任低时, 内容透明与社会许可的正向关系显著：F(1, 163) = 13.31, p < 0.001, η2 = 0.076; 当政府信任高时, 内容透明与社会许可的正向关系不显著, F(1, 164) = 1.168, p = 0.281。换言之, 政府信任水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系被削弱。因此, H2b得证, 政府信任调节决策内容透明与社会许可的关系。综上, H2部分得证。
3 研究2：决策透明与社会许可——结果依赖的调节
研究2继续探讨公共决策透明对社会许可的作用及结果依赖的边界效应, 再次检验H1, 同时检验H3。为了保持研究的一致性和可控性, 研究2亦采用实验法, 且复制了研究1的情境, 即“垃圾中转站的选址决策”。
3.1 方法
3.1.1 被试被试为354名广州大学城内7所高校的学生。平均年龄21.03岁(SD = 2.31)。其中, 男154名, 女200名。被试为自愿参与, 实验完成后获得小礼品一份。3.1.2 设计、材料及程序采用2(决策过程透明：高, 低) × 2(决策内容透明：高, 低) × 2(结果依赖：高, 低)的被试间设计。因变量为社会许可。实验方法与施测程序同研究1, 实验材料的不同之处在于操纵“政府信任”改为操纵“结果依赖” (Zhang & Zhou, 2018)：高结果依赖组：“您所在的小区距离此次选址地点较近。政府的这项公共决策将直接影响到您的日常生活。此外您了解到, 此次选址的决策将由本地政府及其职能部门最终确定”。低结果依赖组：“您所在的小区距离此次选址地点较远。政府的这项公共决策将不会影响到您的日常生活。A市目前在涉及群众切身利益且影响面广的重大民生决策领域试点‘公共决策咨询委员会’制度。据悉, 公共决策咨询委员会由决策相关方代表、市民代表、专业人士、人大代表和政协委员共同构成。委员会拥有知情、参与、监督和否决权。对于未依制度规定向委员会进行征询的民生公共决策, 在程序上不得进入下一环节。因此, 选址决策的最终确定需要参考居民意见, 并首先通过公共决策咨询委员会的讨论和评估”。3.1.3 变量测量决策过程透明(α = 0.900), 决策内容透明(α = 0.912), 社会许可(α = 0.901), 风险感知(α = 0.854)的测量同研究1。结果依赖3个题项, 源自van der Toorn等(2011), α = 0.890, 用于调节变量操纵检验。如“该项公共决策对您生活的影响程度如何”; 选项从“1 非常小”至“7 非常大”。分值越高表示结果依赖越强。
3.2 结果与分析
3.2.1 初步筛查354份回收问卷中, 有9份未填写完整; 另有4份未通过情境测试题4(4 同研究1。), 故将这13名被试的数据删除。剩余的341个样本中, 男性153人; 有效回收率为96.3%。分为8个实验组, 人数最少组41人, 最多组44人。随机化检验显示, 研究2的不同分组具有较好的平衡性。进一步通过单因素方差分析对性别、年龄、学校、专业、政治面貌、教育程度分别进行了显著性检验, 被试在各分组条件下的人口统计学变量均未呈现显著性差异(p > 0.506), 这说明本实验在样本方面实现了随机分配, 也为下文的分析打下了良好基础。3.2.2 操纵检验决策过程透明操纵的有效性通过比较过程透明高低两组的过程透明分数来检验。独立样本t检验发现, 低过程透明组的分数(M = 2.96, SD = 1.20)显著低于高过程透明组(M = 5.26, SD = 1.12), t(339) = -18.25, p < 0.001, Cohen's d = -1.98, 95%的置信区间 = [-2.546, -2.051]。因此, 本实验对“决策过程透明”这一变量的操纵是有效的。决策内容透明操纵的有效性通过比较内容透明高低两组的内容透明分数来检验。独立样本t检验发现, 低内容透明组的分数(M = 2.71, SD = 1.32)显著低于高内容透明组(M = 4.89, SD = 1.02), t(339) = -17.14, p < 0.001, Cohen's d = -1.86, 95%的置信区间 = [-2.436, -1.935]。因此, 本实验对“决策内容透明”这一变量的操纵是有效的。结果依赖操纵的有效性通过比较结果依赖高低两组的结果依赖分数来检验。独立样本t检验发现, 低结果依赖组的分数(M = 3.99, SD = 1.27)显著低于高结果依赖组(M = 5.71, SD = 1.00), t(339) = -13.89, p < 0.001, Cohen's d = -1.50, 95%的置信区间 = [-1.964, -1.476]。因此, 本实验对“结果依赖”这一变量的操纵是有效的。3.2.3 描述统计与变量间相关表3呈现了各变量的描述统计结果和相关关系。由表可知, 过程透明、内容透明、结果依赖均与社会许可显著正相关; 社会许可与控制变量(风险感知及年龄)之间呈显著负相关。接下来将通过三因素协方差分析自变量、调节变量与因变量之间的关系(风险感知和年龄作为协变量), 检验假设1与假设3。
表3 描述性统计结果和变量间相关(研究2)
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. 过程透明操纵 | - | - | |||||||
| 2. 内容透明操纵 | - | - | 0.021 | ||||||
| 3. 结果依赖操纵 | - | - | 0.009 | -0.020 | |||||
| 4. 风险感知 | 4.24 | 1.36 | -0.103 | -0.085 | 0.344** | ||||
| 5. 社会许可 | 4.35 | 1.33 | 0.204*** | 0.274*** | 0.161** | -0.143** | |||
| 6. 性别a | - | - | 0.014 | -0.061 | 0.078 | -0.141** | 0.095 | ||
| 7. 年龄 | 21.02 | 2.31 | -0.051 | -0.015 | 0.021 | 0.090 | -0.132* | 0.134* | |
| 8. 专业b | - | - | 0.019 | -0.006 | 0.027 | 0.164** | -0.074 | -0.260*** | 0.018 |
注：N = 341; a编码为0 = 男性; 1 = 女性; b编码为0 = 理工农医; 1 = 人文社科。*** p < 0.001, ** p < 0.01, * p < 0.05。
3.2.4 决策透明对社会许可的影响
表4的结果显示, 决策过程透明和决策内容透明的主效应均显著(p < 0.001), 二者的交互效应不显著(p = 0.120)。
表4 决策透明对社会许可的影响及结果依赖的调节作用
| 变异来源 | Type III Sum of Squares | df | Mean Square | F | p | η2 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 过程透明 | 18.121 | 1 | 18.121 | 13.045 | < 0.001 | 0.030 |
| 内容透明 | 38.248 | 1 | 38.248 | 27.534 | < 0.001 | 0.064 |
| 结果依赖 | 26.668 | 1 | 26.668 | 19.198 | < 0.001 | 0.045 |
| 过程透明×内容透明 | 3.371 | 1 | 3.371 | 2.427 | 0.120 | 0.006 |
| 过程透明×结果依赖 | 7.732 | 1 | 7.732 | 5.566 | 0.019 | 0.013 |
| 内容透明×结果依赖 | 6.944 | 1 | 6.944 | 4.999 | 0.026 | 0.012 |
| 过程透明×内容透明×结果依赖 | 14.866 | 1 | 14.866 | 10.702 | 0.001 | 0.028 |
| Residual (残差) | 459.788 | 331 | 1.389 |
注：因变量为社会许可, Adjust R2 = 0.216。
简单效应分析表明, 高过程透明组被试(n =169)的社会许可分数(M = 4.62, SD = 1.17)显著高于低过程透明组被试(n = 172)的得分(M = 4.08, SD = 1.43), t(339) = -3.84, p < 0.001, Cohen's d = -0.42, 95%的置信区间 = [-0.821, -0.265]。因此, H1a得证：相比于低决策过程透明, 高过程透明条件下社会许可更高。另一方面, 高内容透明组被试(n = 172)的社会许可分数(M = 4.71, SD = 1.10)显著高于低内容透明组被试(N = 169)的得分(M = 3.98, SD = 1.44), t(339) = -5.24, p < 0.001, Cohen's d = -0.57, 95%的置信区间 = [-0.100, -0.454]。因此, H1b得证：相比于低决策内容透明, 高内容透明条件下社会许可更高。综上, 假设1再次得证：政府决策透明正向影响社会许可。3.2.5 结果依赖对决策透明—社会许可关系的调节表4的结果显示, 决策过程透明和结果依赖的主效应均显著(p < 0.001), 二者的交互效应亦显著(p = 0.019), 如图3所示。
图3
图4
进一步对交互作用进行效应大小的比较。当依赖水平低时, 内容透明与社会许可的正向关系——F(1, 171) = 31.69, p < 0.001, η2 = 0.156, 显著强于当依赖水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系——F(1, 166) = 4.358, p = 0.038, η2 = 0.026。换言之, 依赖水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系被削弱。因此, H3b得证, 结果依赖调节决策内容透明与社会许可的关系。此外, 表4还显示过程透明、内容透明、结果依赖的三阶交互项显著(p = 0.001)。根据过程透明的高低分组, 在每个组别内, 做社会许可对内容透明、结果依赖及其交互项的双因素方差分析。结果发现, 在低过程透明组中, 内容透明与结果依赖的二阶交互显著(p < 0.001, η2 = 0.026), 其变化规律类似图4。而在高过程透明组中, 这一交互不显著。综上, H3得证, 即结果依赖调节政府决策透明与社会许可的关系。
4 研究3：“一提两抑”
研究3旨在现实情境中检验三个研究假设即“一提两抑”, 并将研究1和2的环境项目决策拓展至一般公共决策。通过现场(问卷)调查法测量民众感知到的决策透明、政府信任、结果依赖及社会许可, 在此基础上进行分析, 以期增强实验研究的外部效度。
4.1 方法
4.1.1 调查对象调查对象为520名年满18岁的城乡居民, 样本来自于广东省的10个县(市)共13个地区5(5 参照省内GDP的发展水平选取。10个县市13个地区依次是：广州市(荔湾区、天河区、增城区), 深圳市(罗湖区、南山区), 东莞市莞城区, 阳春市, 四会市, 化州市, 遂溪县, 连南县, 博罗县, 翁源县。), 每个地区调查居民40户。受访者为自愿参与, 调查完成后获得小礼品一份。4.1.2 抽样程序使用分层多阶段随机抽样技术, 首先将被调查地区分为省会城市、地级市(市辖区为主, 城乡结合部为辅)与县、县级市(乡村为主, 城区为辅), 然后区分城镇样本和乡村样本。城镇样本随机抽取12个街道(社区), 再随机抽取2~3户家庭; 乡村样本随机抽取4~5个村, 每个村随机抽取2~3户家庭(Zhang, Wang, & Chen, 2011; Zhou & Xie, 2016)。本研究采取入户调查的方式进行, 受访者在调查员的指导下独立完成问卷填答。调查时间为2018年7月~2018年9月。4.1.3 变量测量决策过程透明3个题项(Wu et al., 2017), α = 0.858。如“本地政府能够主动地向百姓公开决策过程的相关信息”; 选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示决策过程透明越高。决策内容透明3个题项(Wu et al., 2017), α = 0.815。如“本地政府能够主动地向百姓公布公共决策做出的依据”; 选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示决策内容透明越高。政府信任4个题项(Wu et al., 2017), α = 0.838。如“总体上, 本地政府是值得信赖的”; 选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示政府信任越强。结果依赖4个题项(van der Toorn et al, 2011; Zhang & Zhou, 2018), α = 0.792。如“公共问题的解决在多大程度上依赖于本地政府以及其所做出的公共决策”; 选项从“1 非常小”至“5 非常大”。分值越高表示结果依赖越强。社会许可4个题项(Pan, 2012), α = 0.800。如“我认可本地政府做出的公共决策”, 选项从“1 非常不同意”至“5 非常同意”。分值越高表示社会许可越强。通过因子分析对上述5个变量的量表进行了单维度分析与效度检验。首先, KMO值检验与Bartlett球形检验的结果显示, 各量表KMO值大于0.7, 且Bartlett球形检验均为显著(p < 0.001), 说明适合进行因子分析。进一步用主成份分析和最大方差法, 发现各变量题项只能提取一个因子, 解释方差在60%以上, 表明各测量量表是单一维度的, 量表效度较好。另外, 为了控制调查数据中可能存在的共同方法偏差(common method bias), 通过Harman单因素检验来加以控制(周浩, 龙立荣, 2004)。将所有变量放入因子分析, 结果显示第一个因子贡献率为22.674%, 未超过40%的临界标准, 因此可认为本研究不存在严重的共同方法偏差问题。
4.2 结果与分析
4.2.1 初步筛查本研究共发放问卷520份, 回收508份。其中, 有25份未填写完整; 另有17份的所有题目(共18道)均选择相同答案, 故将这42份视为无效数据, 予以删除。剩下的466个样本中, 男性230人, 女性236人; 平均年龄33.44岁(SD = 12.41)。有效回收率为89.6%。4.2.2 描述统计与变量间相关在对结果进行分析之前, 先检验控制变量(地区、性别、年龄、政治面貌、外地工作经历、民族、教育程度、宗教信仰、职业、收入、户籍、收看新闻时间)对因变量社会许可的影响。结果表明, 上述12个控制变量与因变量的相关均不显著6(6 其中, 年龄与社会许可的相关系数为0.089 (p = 0.056); 其余控制变量与社会许可的相关系数显著性p值均大于0.10。)。后面的分析中将不再引入这些控制变量。表5报告了各主要变量的描述统计结果和相关关系。由表可知, 过程透明、内容透明、政府信任、结果依赖均与社会许可显著正相关(p < 0.001)。接下来将进一步分析自变量、调节变量与因变量之间的关系, 检验假设1, 2, 3。
表5 描述性统计结果和变量间相关(研究3)
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1.过程透明 | 3.14 | 0.88 | |||||
| 2.内容透明 | 3.16 | 0.82 | 0.765*** | ||||
| 3.政府信任 | 3.39 | 0.73 | 0.528*** | 0.474*** | |||
| 4.结果依赖 | 3.72 | 0.68 | 0.111* | 0.130** | 0.241*** | ||
| 5.社会许可 | 3.52 | 0.63 | 0.431*** | 0.452*** | 0.670*** | 0.279*** |
注：N = 466; ***p < 0.001, ** p < 0.01, * p < 0.05。
4.2.3 假设检验采用回归分析验证假设, 将中心化后的自变量、调节变量、交互项分三步进入回归方程, 共得到12个回归模型(见表6)。
表6 社会许可对决策透明、政府信任、结果依赖及其交互项的回归
| 变量 | 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 过程透明 | 0.431*** | 0.107*** | 0.109*** | |||
| 内容透明 | 0.452*** | 0.173*** | 0.186*** | |||
| 政府信任 | 0.614*** | 0.605*** | 0.588*** | 0.577*** | ||
| 过程透明×政府信任 | -0.057 | |||||
| 内容透明×政府信任 | -0.097** | |||||
| Adjust R2 | 0.184 | 0.455 | 0.457 | 0.203 | 0.470 | 0.478 |
| Δ R2 | 0.186*** | 0.271*** | 0.003 | 0.204*** | 0.268*** | 0.009*** |
| F值 | 105.75*** | 194.84*** | 131.27*** | 119.14*** | 207.05*** | 142.98*** |
| 变量 | 模型7 | 模型8 | 模型9 | 模型10 | 模型11 | 模型12 |
| 过程透明 | 0.431*** | 0.405*** | 0.412*** | |||
| 内容透明 | 0.452*** | 0.423*** | 0.424*** | |||
| 结果依赖 | 0.234*** | 0.227*** | 0.224*** | 0.213*** | ||
| 过程透明×结果依赖 | -0.085* | |||||
| 内容透明×结果依赖 | -0.114** | |||||
| Adjust R2 | 0.184 | 0.236 | 0.242 | 0.203 | 0.250 | 0.262 |
| Δ R2 | 0.186*** | 0.054*** | 0.007* | 0.204*** | 0.049*** | 0.013** |
| F值 | 105.75*** | 72.947*** | 50.456*** | 119.14*** | 78.596*** | 55.903*** |
注：所有模型的因变量均为社会许可; N = 466; ***p < 0.001, ** p < 0.01, * p < 0.05。表内显示为标准化回归系数。
表6的模型1和模型7均以社会许可为因变量, 决策过程透明为自变量进行回归。结果显示, 模型的F检验值为105.75, 达到显著水平(p < 0.001)。自变量的标准化回归系数0.431 (p < 0.001), 95%的置信区间 = [0.250, 0.368]; 说明过程透明对社会许可有正向预测作用。由此H1a得到支持：政府决策过程越透明, 公众的社会许可也越高。
表6的模型4和模型10均以社会许可为因变量, 决策内容透明为自变量进行回归。结果显示, 模型的F检验值为119.14, 达到显著水平(p < 0.001)。自变量的标准化回归系数0.452 (p < 0.001), 95%的置信区间 = [0.287, 0.413]; 说明内容透明对社会许可亦有正向预测作用。由此H1b得到支持：政府决策内容越透明, 公众的社会许可也越高。
综上, 假设1得证。
为验证H2a, 在模型1的基础上依次加入政府信任(模型2)及过程透明和政府信任的乘积做回归(模型3)。表6显示, 尽管此时交互项的标准化回归系数为负(β = -0.057), 但并不显著(p = 0.101)。因此H2a没有得到支持, 政府信任未能调节决策过程透明对社会许可的影响。
综上, 假设2部分得证。
综上, 假设3得证。
此外, 本研究还构建了一个包含变量间三阶、四阶交互项的全模型。回归结果显示, 过程透明、内容透明、政府信任及结果依赖的四阶交互不显著(β = 0.017, p = 0.520), 而4对三阶交互中唯有过程透明、内容透明、政府信任的交互项显著(β = 0.103, p = 0.001)。进一步将过程透明以其中位数(3.0)划分为高过程透明组(n = 224)和低过程透明组(n = 242), 在每个组别内, 做社会许可对内容透明、政府信任及其交互项的回归。结果发现, 在低过程透明组中, 内容透明与政府信任的二阶交互显著(β = -0.224, p < 0.001), 其变化规律类似图2。而在高过程透明组中, 这一交互不显著。
最后, 统计显示, 模型3, 模型6, 模型9, 模型12的多重共线性容忍度均大于0.7, 方差膨胀因子VIF值小于2, 说明在进行回归时的多重共线性问题不严重。
5 讨论
本研究基于行为公共管理学的视角, 通过两个调查实验、一个现场(问卷)调查组成的三个研究较为系统地探索了公共决策的社会许可机制。研究结果一致表明：1) 决策过程透明和内容透明正向影响社会许可; 2) 政府信任调节决策内容透明与社会许可的关系; 3) 结果依赖调节两类透明与社会许可的关系。这些结果基本印证了一开始依据相关研究推导出来的假设：除了H2a, 其余5个研究假设均得到支持(见图1)。
5.1 决策透明效应
无论是实验操纵, 还是问卷调查, 不管针对具体的情境, 抑或广泛的背景, 本研究均发现政府决策透明稳定地正作用于社会许可。这表明当民众认为当地政府对决策过程的透明程度越高, 对决策理由的陈述越详细, 并且个体能够获得充分的决策信息时, 会更加认同和支持政府的公共决策。这一发现可概括为政府决策的“透明效应”。尽管已有研究对政府透明的消极影响加以讨论(Cucciniello et al., 2017; de Fine Licht, 2011, 2014b), 但本研究结果对此持乐观态度。换言之, “政府透明”这一民主实践的重要价值仍具有无可替代性, 特别是在强调转变政府职能、多元主体参与共治的全球治理体系下(郑健君, 2017)。
如果聚焦到具体的决策领域(如环境议题), 可以进一步分析透明效应可能存在的中介机制。将研究1和研究2测量的“风险感知”作为中介变量, 我们发现, 风险感知部分中介了决策透明对社会许可的影响(研究1：β = -0.414, p < 0.001; 研究2：β = -0.102, p < 0.05)。这意味着, 对于环境决策, 透明效应可以分为直接效应和间接效应, 后者通过政府的决策过程透明和内容透明降低个体的风险感知, 进而增强社会许可。
5.2 政府信任的缓冲作用——“谨慎的不介意”
本研究提出社会许可的透明效应, 并不意味着所有条件下该效应都具有相同的作用模式。政府信任作为决策透明影响社会许可的边界之一, 调节决策内容透明与社会许可的关系：当政府信任水平高时, 内容透明与社会许可的正向关系被削弱。研究3的结果进一步显示, 在决策过程透明度低的情况下, 政府信任负向调节决策内容透明与社会许可的关系。这说明即使不了解决策的过程和内容信息, 信任政府的民众仍然愿意支持政府。政府信任的负向调节在政府透明与社会公平感的关系以及环境关心与环保支付意愿的关系中也得到证实(Wu et al., 2017; 池上新, 陈诚, 许英, 2017)。可以从个体认知和信息加工的角度, 借助有限理性和启发式判断理论对研究结果加以解释：政府信任成为公民判断政府行为的重要启发式资源, 具备了一定程度的“替代性”。由于透明信息的相对复杂且专业, 尤其是政府对于决策的详细说明, 相较于低信任度的公民, 高信任度的公民倾向于通过政府“值得信任”这一线索帮助其简化判断并形成态度, 因而使得决策内容透明对于社会许可的积极效果受到抑制。
另一方面, 过程透明与社会许可未受到政府信任的调节, 可能是源于公民判断公共决策信息时, 过程透明与政府信任存在“竞争性”。事实上, 决策过程透明信息同样具有启发式特征——根据公平启发式理论(fairness heuristic theory), 在进行组织公平与否的判断时, 对于个体而言, 代表关系价值的程序公平(过程导向)比象征工具价值的分配公平(结果导向)更加重要(张书维, 2017); 过程透明体现的正是程序公平, 它提供了决策的相关程序信息。过程透明可被视作社会“许可”的主要依据, 因而削弱政府信任在其中的替代性, 导致政府信任的调节作用不显著。
总之, 在决策内容透明正向影响于社会许可的因果机制中, 政府信任的调节作用可以形象概括为“谨慎的不介意”。
5.3 结果依赖的缓冲作用——“有选择的忽视”
作为决策透明影响社会许可的边界之二, 结果依赖在过程透明和内容透明对社会许可的正效应中进行调节：当结果依赖水平高时, 两类透明与社会许可的正向关系均被削弱。研究2进一步分析发现, 在决策过程透明度低的情况下, 结果依赖负向调节决策内容透明与社会许可的关系。这说明, 即使不了解决策的过程和内容信息, 依赖政府的民众仍然愿意支持政府。结果依赖的负向调节在社会公平感与公共合作意向的关系也得到证实(Zhang & Zhou, 2018)。在政民互动的情境中, 结果依赖是因公共决策影响的重要性、广泛性以及决策中政府掌握价值分配的权威性而使民众产生的依赖感。“结果依赖 = 结果+依赖”, 其中, 结果是利益导向的, 依赖是权力导向的; 二者统一于权威。从这个意义上说, 结果依赖始于个体对结果的关注, 终于个体对权力的“依附”。倘若结果对个体不重要或者没影响, 那么即使存在一个形式上的权威, 他也难以发挥真正作用, 结果依赖就无从谈起。
政府和民众在公共事务中形成的“控制-依赖”状态使得公众相信政府是公共生活中的主角(池上新 等, 2017)。另外, 相比于低权力距离的个体主义文化(如美国、加拿大、澳大利亚和荷兰), 置身于高权力距离的集体主义文化(如中国、日本、韩国和印度)下的民众更能接受权力的不平等, 普遍认为权力等级以及政府的决策权威是社会生活的本质(Zhang & Zhou, 2018); 中国的农村居民相对于城市居民, 对社会不平等的容忍度更高(怀默霆, 2009)。因此, 无论从传统还是现实来看, 结果依赖都是讨论中国民众对于政府与公共决策相关态度形成的重要因素。
本研究发现高结果依赖条件下决策透明影响社会许可的正效应受到抑制, 这支持了强调维持现有秩序合理性的系统正当化理论：当个体依赖于政府权威时, 对政府不透明的容忍度就会提高, 不太在意政府是否就决策过程与内容进行说明和公开。这一调节作用可以形象概括为“有选择的忽视”。
5.4 贡献和局限
本研究的贡献或创新体现在以下三点：
概念拓展。“公共决策的社会许可”将原有的社会许可概念从聚焦重大项目的执行推广至常态化的公共决策, 一方面拓展了社会许可的研究领域; 另一方面为传统(公共)决策研究注入新活力, 将政府决策与民众认知联系在一起。社会许可或可作为权威合法性的有效指标(Levi, Sacks, & Tyler, 2009; Tyler, 2006), 也是“以政府为中心”过渡到“以民众为中心”的公共管理改革及理论范式转换的应有之义(郁建兴, 黄飚, 2019)。
学科交融。行为公共管理学作为走宏观路线的公共管理学和走微观路线的心理学之间的桥梁, 属于跨学科的新势力(Grimmelikhuijsen et al., 2017; 张书维, 2018), 尤其关注政民互动情境中“公民体验”, 即公共服务体验和公共决策体验(张书维, 李纾, 2018)。本研究的因变量是“公共决策的社会许可”, 操作化定义为当地民众对于公共决策的持续接受和支持程度, 是“公共决策体验”的理想效标; 亦为心理学与公共管理学的交叉融合提供了一个成功的研究注脚。
机制初探。在概念拓展和学科交融的基础上, 本文最大的亮点是发现了社会许可的透明效应, 并进一步明确了其作用边界。研究首次证实了决策透明对于社会许可的正效应及政府信任与结果依赖在其中的双缓冲作用, 这“一提两抑”的发现对政府透明理论、启发式判断理论及系统正当性理论均有所增益; 进而为构建既有中国特色又具国际视野的社会许可理论体系添砖加瓦。
本研究的局限及展望主要有两个方面：
首先, 机制上, 本研究重在探索决策透明与社会许可之间的因果关系, 故对这一关系内部可能存在的中介作用没有深挖。未来研究可以在不同的决策议题或类型下, 寻找决策透明与社会许可的中介变量。也可以进一步检验风险感知对决策透明与社会许可的中介作用。同时, 还可以探讨边界作用的过程机制, 即中介的调节作用, 比如结果依赖对决策透明和社会许可关系的调节作用是否通过合法性感知(perceived legitimacy)中介。再有, 还应继续探索影响社会许可的其它路径, 如公正(social justice)效应。
其次, 方法上, 尽管本研究采用的是行为公共管理学主流的调查实验法和现场问卷法, 兼顾了研究的内外部效度; 但调查实验在内部效度上不及传统的实验室实验, 未来研究可以通过精巧的设计在实验室里检验本文的结论。再有, 本研究对于社会许可的测量主要基于认知维度, 后续可以增加适当的行为指标, 完善社会许可的指标体系。
2007年, 我国通过了《中华人民共和国政府信息公开条例》, 并于2019年5月15日起施行由国务院修订后的版本。必须指出, 尽管在实践中“透明”常与“公开” (openness)互换或连用, 严格来说, 透明的含义更宽(Wu et al., 2017)。不局限于信息的公开, 还要可用; 且公开的信息不仅包括决策内容, 还要涉及决策过程。此外, 公开是一种状态, 而透明涵盖一个过程(Meijer, 2009)。政府如果还能树立自己的“威” (权威)与“信” (可信), 则能一定程度上弥补透明的不足, 达致社会许可。正所谓“日光之下并无新事”; 如遇浮云遮日, 也并非无计可施。因此, 从研究层面厘清决策透明的社会许可机制, 必将有助于现实中更好地发挥透明的正效应, 夯实公共决策的合法性基石, 从而提升国家治理能力。
致谢:
诚谢匿名审稿人提出的宝贵意见以及中国科学院心理研究所李纾研究员对本文投稿的鼓励。
参考文献
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