鐘昌標(biāo)，于東平

(1.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，云南 昆明 650221；2.云南財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際工商學(xué)院，云南 昆明 650221)

一、 引 言

政策執(zhí)行梗阻一直是我國(guó)政府研究的焦點(diǎn)及難點(diǎn)問題。學(xué)者們分別從中國(guó)特色情境[1]、央地關(guān)系[2]、官員激勵(lì)[3]、多方博弈[4]、主體協(xié)同[5]等視角對(duì)其成因進(jìn)行了多層探討。研究結(jié)果顯示，中國(guó)情境下特有的“差序政府信任”現(xiàn)象，不僅容易導(dǎo)致基層治理陷入經(jīng)典的“塔西佗陷阱”[6]，而且還會(huì)影響基層治理的績(jī)效表現(xiàn)[7]?？紤]到政策執(zhí)行主體對(duì)政策執(zhí)行效果的能動(dòng)性，建立執(zhí)行主體間的共生關(guān)系，則成為保障政策執(zhí)行有效性的新型手段[1]。尤其是，當(dāng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段后，如何積極推動(dòng)效率變革則成為政策執(zhí)行領(lǐng)域研究的重中之重。各政策主體間到底存在怎樣的深層次共生關(guān)系？哪些主體對(duì)政策執(zhí)行影響更為顯著？公眾的政治認(rèn)知對(duì)政策執(zhí)行有何影響？這些問題均值得理論層面的深層探討。

計(jì)劃行為理論(Theory of Planned Behavior，TPB)指出，態(tài)度對(duì)個(gè)體行為具有顯著影響[8]。公眾對(duì)政府或政治制度所抱有的信心[9]，即公眾的政治信任，對(duì)其行為預(yù)測(cè)具有重要意義[10]。甚至有研究顯示，作為一種宏觀層次的社會(huì)資本，政治信任，比物質(zhì)資本和人力資本可能發(fā)揮著更為強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)動(dòng)能[11]。它不僅是政府施政效果的晴雨表，亦是政策執(zhí)行的潤(rùn)滑劑。高水平的政治信任，不僅可以提高受眾者的政策支持力度，而且還能減少政策執(zhí)行中的效果扭曲[12]，從而有助于營(yíng)造良好的政策執(zhí)行環(huán)境。然而，學(xué)術(shù)界對(duì)此方面的研究“碎片化”特征明顯[13]，難以勾勒出兩者間的詳實(shí)關(guān)系。有鑒如此，論文擬從政策執(zhí)行受眾者的政治信任這一微觀心理視角切入，通過厘清政治信任對(duì)政策執(zhí)行的作用機(jī)理，為政策執(zhí)行主體間共生關(guān)系的構(gòu)建奠定理論基礎(chǔ)。

此外，公眾對(duì)政府或政治制度所抱有的態(tài)度或信心，會(huì)有意識(shí)(或無(wú)意識(shí))地感染給其他人，從而產(chǎn)生情緒感染現(xiàn)象。所謂情緒感染，是指?jìng)€(gè)體情緒會(huì)受到群體中其他人員的情緒影響，從而傾向于模仿對(duì)方情緒、動(dòng)作及行為，并最終與其趨于一致的現(xiàn)象[14]，具體包括積極情緒感染和消極情緒感染雙維度。其中，積極(或消極)情緒感染是指?jìng)€(gè)體在他人正性(或負(fù)性)情緒的感染下，表現(xiàn)出與其一致的積極(或消極)情緒體驗(yàn)的過程[15]?？紤]到政策執(zhí)行受眾者的政治信任具有外顯性、傳染性等特點(diǎn)，本文探索性將情緒感染納入政治信任與政策執(zhí)行關(guān)系模型中，考察其對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

基于上述考慮，就我國(guó)高質(zhì)量發(fā)展中政策執(zhí)行力提升問題，本文依托計(jì)劃行為理論和情緒感染理論，探索性從政治信任和情緒感染這兩個(gè)微觀視角對(duì)政策執(zhí)行進(jìn)行剖析。具體而言，論文首先系統(tǒng)性提出政治信任(具體包括政府信任、政策信任和官員信任三維度)對(duì)政策執(zhí)行(具體包括行政績(jī)效和經(jīng)濟(jì)績(jī)效兩維度)的關(guān)系假設(shè)；其次，將情緒感染(具體包括積極情緒感染和消極情緒感染兩維度)作為調(diào)節(jié)變量納入關(guān)系模型中；最后，通過規(guī)范性實(shí)證研究范式，對(duì)所提假設(shè)進(jìn)行實(shí)證驗(yàn)證，并就其驗(yàn)證結(jié)果進(jìn)行分析和討論。

二、 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一) 政治信任與政策執(zhí)行

作為社會(huì)、政治、經(jīng)濟(jì)的重要衡量指標(biāo)，政治信任一直是政治科學(xué)研究的熱點(diǎn)話題[16]。所謂政治信任，是指公眾對(duì)政府運(yùn)作滿足正常預(yù)期程度的基本評(píng)價(jià)導(dǎo)向[17]?；诓煌难芯磕康暮脱芯恳暯牵瑢W(xué)者們對(duì)政治信任維度進(jìn)行了不同層次的劃分。如Blind[18]認(rèn)為政治信任存在宏觀(即對(duì)政策組織的信任)、微觀(即對(duì)政府官員的信任)兩個(gè)層面；肖唐鏢和王欣[19]則認(rèn)為政治信任包括對(duì)政治共同體的信任、對(duì)廣義政府的信任、對(duì)政治精英的信任三個(gè)層面；Wang[20]則認(rèn)為政治信任包含人際信任(即公眾對(duì)政府行為體、政府行政人員的信任)和組織信任(即公眾對(duì)政治制度、政府機(jī)構(gòu)的信任)兩個(gè)維度。本文按照戴維·伊斯頓的分類方式[21]，將政治信任劃分為政府信任、政策信任、官員信任三個(gè)維度。

計(jì)劃行為理論中關(guān)于態(tài)度與行為關(guān)系的解釋，為梳理政治信任與政策執(zhí)行關(guān)系機(jī)理奠定了理論基礎(chǔ)。計(jì)劃行為理論認(rèn)為，行為態(tài)度可通過行為意愿對(duì)行為發(fā)生發(fā)揮間接作用[8]，即態(tài)度越積極，行為意向就越大，行為發(fā)生就越有可能[22]。大量的實(shí)證研究均驗(yàn)證了計(jì)劃行為理論在解釋及預(yù)測(cè)個(gè)體行為時(shí)的有效性[23]。甚至有學(xué)者將信任作為態(tài)度的關(guān)鍵前因變量，對(duì)計(jì)劃行為理論模型進(jìn)行了擴(kuò)展[24]。故而，本文做出如下推導(dǎo)：公眾對(duì)政府、政策、官員的信任程度，影響其對(duì)政府政策的執(zhí)行意愿，從而最終影響政策的執(zhí)行效果。

與此同時(shí)，大量的實(shí)證研究結(jié)果表明，公眾對(duì)公共政策的支持力度受政治信任水平的影響。如，公眾的政治信任程度影響其守法程度[25]、腐敗認(rèn)知[26]及官員評(píng)價(jià)[27]。更確切地說(shuō)，公眾較低的政治信任水平，會(huì)降低其政治參與度，增加其政治挑釁行為和違法行為[25]；而較高的政治信任水平，往往會(huì)提高公眾對(duì)該國(guó)政治機(jī)構(gòu)的信任程度，促使公眾更愿意犧牲自身物質(zhì)利益支持公益政策[12]，從而促進(jìn)社會(huì)和經(jīng)濟(jì)績(jī)效。與此同時(shí)，受2008年金融危機(jī)影響出現(xiàn)高失業(yè)率的國(guó)家(如美國(guó)、西班牙等)，也正在經(jīng)歷政治信任的急劇下滑[28]。這也從一定程度上折射出民眾對(duì)政府的信任程度，影響政府的施政效果。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1(a，b，c)：政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)對(duì)政策執(zhí)行的行政績(jī)效具有顯著的正向影響作用。

H2(a，b，c)：政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)對(duì)政策執(zhí)行的經(jīng)濟(jì)績(jī)效具有顯著的正向影響作用。

(二) 情緒感染的調(diào)節(jié)作用

所謂情緒感染，是指人們?cè)谏缃贿^程中，會(huì)自動(dòng)、即時(shí)、持續(xù)地模仿他人的面部表情、聲音、姿勢(shì)、動(dòng)作、行為等，并傾向于時(shí)刻捕捉他人的情緒[29]，具體可分為積極情緒感染和消極情緒感染。不同效價(jià)的情緒，將產(chǎn)生不同的情緒判斷[30]。

具體而言，積極心理學(xué)的興起，引發(fā)了學(xué)者對(duì)積極情緒效應(yīng)及其作用機(jī)制的探索與關(guān)注。研究指出，積極情緒體驗(yàn)不僅有利于個(gè)體感知積極的信息暗示，而且有利于組織營(yíng)造積極的情緒氛圍[31]，從而使其產(chǎn)生更強(qiáng)的行為意向；領(lǐng)導(dǎo)者的情緒感染越高，變革型領(lǐng)導(dǎo)與下屬工作投入之間的正相關(guān)關(guān)系則越強(qiáng)[32]；高漲的投資情緒正向調(diào)節(jié)企業(yè)生命周期對(duì)其融資方式選擇的影響機(jī)制[33]。據(jù)此可以推斷出，政策受眾主體的積極情緒可能對(duì)政治信任與政策執(zhí)行績(jī)效關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。具體而言，政策受眾主體在交互過程中，會(huì)有意識(shí)或無(wú)意識(shí)地捕捉、模仿情緒傳播者對(duì)政府行為的積極信任情緒，從而促使情緒接受者更傾向于肯定政策執(zhí)行后的績(jī)效表現(xiàn)?；谝陨险撌觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H3(a，b，c):積極情緒感染對(duì)政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)與行政績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

H4(a，b，c):積極情緒感染對(duì)政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用。

圖1 本研究的概念模型與關(guān)系假設(shè)

由于消極的事件往往更能引發(fā)人們強(qiáng)烈、迅速的認(rèn)知反應(yīng)[34]，因此，與積極情緒相比，消極情緒更具傳染性和影響性[35]。根據(jù)情感事件理論(Affective Event Theroy, AET)可知，個(gè)體在工作中所經(jīng)歷的各種事件都會(huì)引發(fā)情感反應(yīng)，從而影響員工的工作態(tài)度和行為。消極情緒會(huì)使員工消極怠工，并對(duì)未發(fā)生的事件持否定態(tài)度，進(jìn)而做出不利于組織利益的行為[36]。據(jù)此可以推斷出，政策受眾主體的消極情緒感染可能對(duì)政治信任與政策執(zhí)行關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即個(gè)體的消極情緒感染，會(huì)弱化政策受眾者的政治信任與政策執(zhí)行之間的正向關(guān)系。具體而言，當(dāng)政策受眾主體與其他個(gè)體進(jìn)行交流時(shí)，其自身對(duì)政府及其行為的消極態(tài)度和情緒，會(huì)通過面部表情、言語(yǔ)、行為展示給情緒接受者，導(dǎo)致情緒接受者無(wú)意或有意地作出相似認(rèn)知，從而最終影響其對(duì)政策執(zhí)行的理性判斷?；谝陨险撌?，本文提出如下假設(shè)：

H5(a，b，c)：消極情緒感染對(duì)政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)與行政績(jī)效的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

H6(a，b，c)：消極情緒感染對(duì)政治信任(政府信任、政策信任、官員信任)與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

基于上述分析，本文構(gòu)建了如右圖1所示的概念模型。

三、 研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)與樣本

由于政治信任、情緒感染、政策執(zhí)行等數(shù)據(jù)無(wú)法從公開資料獲得，因此本文采用問卷調(diào)查的方式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。為保證數(shù)據(jù)質(zhì)量，本研究先做了小樣本的數(shù)據(jù)收集和預(yù)測(cè)試。在小樣本因子分析之后，對(duì)調(diào)查問卷進(jìn)行了合理的微調(diào)，然后再進(jìn)行大規(guī)模的問卷發(fā)放。為確保樣本數(shù)據(jù)的代表性及可獲得性，論文按照文獻(xiàn)[37]的具體做法，首先從所在區(qū)域的企業(yè)花名冊(cè)中隨機(jī)抽取了100家樣本企業(yè)；其次，以實(shí)地發(fā)放、郵件報(bào)送等方式，向每家樣本企業(yè)發(fā)放4份問卷，由企業(yè)高層管理者指定四名被試分別填寫；最后，請(qǐng)樣本企業(yè)一并返回所填問卷，并將所得問卷進(jìn)行編碼處理。歷經(jīng)6個(gè)月時(shí)長(zhǎng)，最終發(fā)放問卷400份，收回問卷245份，回收率61%，這遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于香港地區(qū)學(xué)者行為研究6.8%-11.6%的問卷回收率以及西方學(xué)者實(shí)證研究10%-33%的樣本回收率[38]，本文的回收率可被接受。剔除無(wú)效問卷后，共得到有效問卷162份，有效率為66.12%。從被調(diào)查樣本的基本特征來(lái)看，被試中男性86名，女性76名，分別占比53.1%、46.9%；被試者多數(shù)處于21-30歲及31-40歲這兩個(gè)年齡階段，占比分別為51.6%、38.5%；被試者的教育背景主要集中在本科、研究生及以上學(xué)歷，分別占比54.7%和34.2%；樣本中高層管理者、中層管理者和基層管理者的比例，分別為17.4%、35.4%和47.2%。被試樣本的這些特征基本符合本研究的樣本要求。

(二) 變量與測(cè)量

本研究問卷使用的大部分題項(xiàng)均來(lái)自國(guó)內(nèi)外較為成熟的測(cè)度量表。為保證量表質(zhì)量，翻譯工作由多名具有海外留學(xué)背景及相關(guān)管理工作經(jīng)驗(yàn)的人員共同完成，并根據(jù)預(yù)調(diào)研結(jié)果對(duì)部分題項(xiàng)的表述進(jìn)行了修訂，使其表述更加符合被試對(duì)象的實(shí)際情況和理解方式。

1. 被解釋變量。本文所涉及的被解釋變量為政策執(zhí)行績(jī)效，是指政策執(zhí)行的有效性和價(jià)值性，主要體現(xiàn)在行政績(jī)效(包括預(yù)定目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)、執(zhí)行的連續(xù)性、相關(guān)配套政策的完善性、內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制的完善性等)、經(jīng)濟(jì)績(jī)效(包括減稅情況、融資困境的解決情況、壁壘的降低情況、技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)性等)兩個(gè)維度。主要參考朱莊瑞和呂萍[39]的研究，分別設(shè)計(jì)了行政績(jī)效6個(gè)題項(xiàng)、經(jīng)濟(jì)績(jī)效5個(gè)題項(xiàng)對(duì)政策執(zhí)行進(jìn)行測(cè)度。

2. 解釋變量。本文所涉及的解釋變量為政治信任，是指一般民眾對(duì)一個(gè)國(guó)家(或地方)的政府及其行為的認(rèn)可程度[19]，具體包括對(duì)政府機(jī)構(gòu)的信任(即政府信任)、對(duì)政府所提供的公共服務(wù)的信任(即政策信任)及對(duì)政府公務(wù)人員的信任(即官員信任)。主要參考肖唐鏢和王欣[19]、Levin和Cross[40]等文獻(xiàn)的研究做法，分別設(shè)計(jì)了政府信任5個(gè)題項(xiàng)、政策信任6個(gè)題項(xiàng)、官員信任5個(gè)題項(xiàng)對(duì)政治信任進(jìn)行測(cè)度。

3. 調(diào)節(jié)變量。本文所涉及的調(diào)節(jié)變量為情緒感染，即情緒從一個(gè)個(gè)體傳遞到另一個(gè)體的過程[41]，具體包括積極情緒感染和消極情緒感染[35]。主要參考Kimura等[42]的研究，分別設(shè)計(jì)了積極情緒感染5個(gè)題項(xiàng)、消極情緒感染3個(gè)題項(xiàng)對(duì)情緒感染進(jìn)行測(cè)度。

4. 控制變量?？紤]到性別[43]、年齡[44]、受教育程度[45]、職位[46]等變量對(duì)政治信任、情緒感染及政策執(zhí)行關(guān)系的潛在影響，本文將上述變量作為控制變量進(jìn)行了測(cè)量。其中，被試者性別按照“1.男，2.女”進(jìn)行填寫；被試者年齡按照“1.20歲及以下，2.21-30歲，3.31-40歲，4.41-50歲，5.50歲以上”進(jìn)行填寫；被試者學(xué)歷按照“1.初中及以下，2.高中/中專，3.大專，4.本科，5.研究生及以上”進(jìn)行填寫；被試者職位按照“1.基層管理者，2.中層管理者，3.高層管理者”進(jìn)行填寫。

本文調(diào)查問卷的內(nèi)容主要包括兩個(gè)部分：第一部分為企業(yè)及被試者基本情況調(diào)查，包括公司所屬行業(yè)、企業(yè)性質(zhì)、被試者性別、年齡、受教育程度、職位等；第二部分是本文研究變量在企業(yè)實(shí)踐中的具體測(cè)度，包括政策執(zhí)行的兩個(gè)維度(行政績(jī)效和經(jīng)濟(jì)績(jī)效)、情緒感染的兩個(gè)維度(積極情緒感染和消極情緒感染)和政治信任的三個(gè)維度(政府信任、政策信任和官員信任)。問卷采用Likert七標(biāo)度打分法，要求被試從“1.完全不同意，2.比較不同意，3.基本不同意，4.一般，5.基本同意，6.比較同意，7.完全同意”中進(jìn)行評(píng)價(jià)打分。

(三) 信度與效度檢驗(yàn)

研究采用了Cronbach’s α系數(shù)對(duì)因素內(nèi)部結(jié)構(gòu)的一致性進(jìn)行測(cè)量。結(jié)果顯示，政治信任、情緒感染、政策執(zhí)行的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.940、0.837和0.923，其具體維度的Cronbach’s α系數(shù)可參見下表1所示。這說(shuō)明所用量表具有足夠的信度。

為進(jìn)行因子分析，首先采用KMO檢驗(yàn)法和巴特利特球體檢驗(yàn)法對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了測(cè)度。結(jié)果顯示，政治信任、情緒感染、政策執(zhí)行三個(gè)測(cè)量變量的KMO值分別為0.909、0.815、0.912，均大于0.7；巴特利球體檢驗(yàn)的近似卡方統(tǒng)計(jì)值的顯著性概率均為0.000，皆小于0.001；隨后采用主成分分析法對(duì)政治信任、情緒感染、政策執(zhí)行提取因子。應(yīng)用具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法，得到因子載荷矩陣(詳見下表1所示)。其中，政治信任旋轉(zhuǎn)后所提取的三個(gè)因子可解釋主變量的70.281%，情緒感染旋轉(zhuǎn)后所提取的兩因子可解釋主變量的68.503%，政策執(zhí)行旋轉(zhuǎn)后所提取的兩個(gè)因子可解釋主變量的67.989%。

表1 測(cè)量指標(biāo)變量的Cronbach’s α系數(shù)及因子載荷矩陣

(續(xù)表)

表2給出了變量之間的相關(guān)性分析。從表2可以看出，政府信任、政策信任、官員信任與行政績(jī)效顯著正相關(guān)，這初步驗(yàn)證了H1(a,b,c)；政府信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系不顯著，政策信任、官員信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效顯著正相關(guān)，這初步否定了H2a，驗(yàn)證了H2b、H2c。與此同時(shí)，考慮政治信任與情緒感染具體維度乘積項(xiàng)，與政策執(zhí)行各因子間的相關(guān)性，可初步判斷，情緒感染(不論是積極情緒感染，還是消極情緒感染)對(duì)政策信任與行政績(jī)效、官員信任與行政績(jī)效的關(guān)系均起顯著性調(diào)節(jié)作用，積極情緒感染對(duì)政府信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效、官員信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系起顯著性調(diào)節(jié)作用。

表2 變量之間的相關(guān)性分析

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

為消除變量之間可能存在的多重共線性，研究將政治信任、情緒感染、政策執(zhí)行各主成分因子生成新變量，并以此作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，用于驗(yàn)證各假設(shè)關(guān)系。

(一) 政治信任與行政績(jī)效的關(guān)系檢驗(yàn)：考慮情緒感染的調(diào)節(jié)作用

為驗(yàn)證考慮情緒感染調(diào)節(jié)作用的政治信任與行政績(jī)效關(guān)系假設(shè)，研究按照以下步驟進(jìn)行層次回歸分析：第一步，將性別、年齡、受教育程度、職位等控制變量納入模型，以控制混合因素的影響，從而得到了表3中的模型1；第二步，在第一步基礎(chǔ)上，以政府信任、政策信任、官員信任作為自變量，以行政績(jī)效作為因變量，從而得到了表3中的模型2；第三步，在第二步基礎(chǔ)上，分別將積極情緒感染、消極情緒感染與政治信任各具體維度的交互項(xiàng)作為自變量加入模型，以驗(yàn)證情緒感染對(duì)政治信任與行政績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，具體可參見表3中的模型3至模型8。

從模型2可以看出，在控制性別、年齡、受教育程度、職位等變量的情況下，政府信任、政策信任、官員信任均對(duì)行政績(jī)效表現(xiàn)出了顯著的正向影響作用，從而驗(yàn)證了H1(a,b,c)。加入政府信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)后，不僅模型依然顯著，而且政府信任和積極情緒感染乘積項(xiàng)的系數(shù)也正向顯著，從而驗(yàn)證了H3a；加入政府信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)后，模型依然顯著，但政府信任和消極情緒感染乘積項(xiàng)的系數(shù)不顯著，說(shuō)明消極情緒感染對(duì)政府信任與政策執(zhí)行行政績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并不顯著，從而否定了H5a。針對(duì)這一結(jié)果，可能的解釋是，政府信任、官員信任、消極情緒感染、政策執(zhí)行行政績(jī)效等變量間可能存在其他更為復(fù)雜的作用機(jī)理。這是因?yàn)?，通過對(duì)比模型3和模型4各變量回歸系數(shù)、模型整體顯著性可知，加入政治信任與消極情緒感染的乘積項(xiàng)后，政府信任、政策信任等變量回歸系數(shù)及模型整體顯著性均呈明顯下滑，而官員信任對(duì)政策執(zhí)行行政績(jī)效的影響系數(shù)不降反升，并且模型5中官員信任和消極情緒感染乘積項(xiàng)系數(shù)也呈顯著的負(fù)向性。當(dāng)然，這一想法有待后續(xù)驗(yàn)證。

表3 政治信任與行政績(jī)效的關(guān)系檢驗(yàn)：考慮情緒感染的調(diào)節(jié)作用

在模型1的基礎(chǔ)上，分別加入政策信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)、政策信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)，得到模型5和模型6。查看模型5和模型6中乘積項(xiàng)系數(shù)的顯著性可知，積極情緒感染對(duì)政策信任與行政績(jī)效的關(guān)系起正向調(diào)節(jié)作用，從而驗(yàn)證了H3b；盡管消極情緒感染對(duì)政策信任與行政績(jī)效的關(guān)系也發(fā)揮了顯著的調(diào)節(jié)作用，但是其乘積項(xiàng)系數(shù)為正，否定了原假設(shè)中的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而否定了H5b。針對(duì)這一原因，可能的解釋是，消極情緒發(fā)揮了積極的調(diào)節(jié)作用，這與Bono等[47]、Tagar等[48]學(xué)者的研究結(jié)論相似，即消極情緒能夠帶來(lái)建設(shè)性的政治態(tài)度，并對(duì)非暴力性政策進(jìn)行支持，從而有助于緩解群體沖突。

在模型1的基礎(chǔ)上，分別加入官員信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)、官員信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)，得到模型7和模型8。從模型7中可以看出，官員信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)的系數(shù)不顯著，從而否定H3c；然而，模型8中官員信任和消極情緒感染乘積項(xiàng)的系數(shù)呈負(fù)向顯著，這說(shuō)明消極情緒感染對(duì)官員信任與行政績(jī)效的關(guān)系發(fā)揮了負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而驗(yàn)證了H5c。H3c未被證實(shí)，可能與我國(guó)公民的腐敗認(rèn)知有關(guān)。隨著我國(guó)民眾政治覺悟的提升，公眾對(duì)政府腐敗行為嗤之以鼻，認(rèn)知上零容忍，這導(dǎo)致政策執(zhí)行受眾者對(duì)政府官員的信任程度較低(樣本數(shù)據(jù)中的官員信任均值為3.998)，從而難以形成較為積極或正面的情緒展示。

(二) 政治信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系檢驗(yàn)：考慮情緒感染的調(diào)節(jié)作用

為驗(yàn)證考慮情緒感染調(diào)節(jié)作用的政治信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系假設(shè)，研究按照前述步驟進(jìn)行層次回歸分析：第一步，將性別、年齡、受教育程度、職位等控制變量納入模型，從而得到了表4中的模型9；第二步，在第一步基礎(chǔ)上，以政府信任、政策信任、官員信任作為自變量，以經(jīng)濟(jì)績(jī)效為因變量，從而得到了表4中的模型10；第三步，在第二步基礎(chǔ)上，分別將積極情緒感染、消極情緒感染與政治信任各具體維度的交互項(xiàng)作為自變量加入模型，以驗(yàn)證情緒感染對(duì)政治信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，具體可參見表4中的模型11至模型16。

表4 政治信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系檢驗(yàn)：考慮情緒感染的調(diào)節(jié)作用

從模型10可以看出，在控制性別、年齡、受教育程度、職位等變量的情況下，政策信任、官員信任均對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效表現(xiàn)出了顯著的正向影響作用，從而驗(yàn)證了H2b和H2c，但是政府信任對(duì)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系并不顯著，從而否定了H2a。針對(duì)這一結(jié)果，可能的解釋是：(1)我國(guó)公眾持續(xù)走低的政府信任度[49]，導(dǎo)致其無(wú)法發(fā)揮顯著的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用。盡管與大多數(shù)西方國(guó)家和其他亞洲國(guó)家相比，中國(guó)公民對(duì)政府的信任程度處于較高水平，但是隨著公眾的批判性特征日益凸顯，我國(guó)公眾對(duì)政府機(jī)構(gòu)(無(wú)論是中央政府、地方政府亦或是其他機(jī)構(gòu))的信任程度在過去十年內(nèi)明顯下調(diào)(對(duì)中央政府的信任程度從2002年的3.91下降到2011年的3.5，對(duì)地方政府的信任程度從2002年的3.23下降到2011年的2.99)[50]，這可能導(dǎo)致其無(wú)法發(fā)揮顯著的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用。(2)雙方信息的不對(duì)稱性會(huì)干擾政府信任對(duì)經(jīng)濟(jì)的直接作用。由于政策受眾多需借助媒介渠道間接獲取政府信息，而各種媒介渠道(尤其是非官方媒介)傳遞的信息存在真實(shí)性、充分性問題，因此政策受眾與政府雙方信息的不對(duì)稱，容易導(dǎo)致其政府信任程度較低，暫時(shí)無(wú)法發(fā)揮出顯著的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用。甚至有學(xué)者指出，以互聯(lián)網(wǎng)為代表的新媒介的普及和應(yīng)用，會(huì)消極影響公眾對(duì)中央和地方政府的信任[51]。(3)政府信任的結(jié)構(gòu)性失衡，即典型的“央強(qiáng)地弱”的差序信任格局[6]，可能也是導(dǎo)致政府信任對(duì)政策執(zhí)行經(jīng)濟(jì)績(jī)效無(wú)法發(fā)揮顯著直接影響作用的原因之一。甚至有研究指出，經(jīng)濟(jì)績(jī)效因素反而會(huì)影響政策受眾對(duì)中央與地方政府的信任水平[52]。

在模型10基礎(chǔ)上，加入政府信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)后，盡管模型和乘積項(xiàng)的系數(shù)均顯著，但是政府信任和積極情緒乘積項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，這說(shuō)明積極情緒感染對(duì)政府信任和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而否定了H4a；加入政府信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)后，模型依然顯著，但政府信任和消極情緒感染乘積項(xiàng)的系數(shù)不顯著，從而否定了H6a。

在模型10的基礎(chǔ)上，分別加入政策信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)、政策信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)，得到模型13和模型14。查看模型13和模型14中乘積項(xiàng)系數(shù)的顯著性可知，積極情緒感染、消極情緒感染對(duì)政策信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系均不發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用，從而否定了H4b、H6b。

在模型10的基礎(chǔ)上，分別加入官員信任和積極情緒感染的乘積項(xiàng)、官員信任和消極情緒感染的乘積項(xiàng)，得到模型15和模型16。從模型15中可以看出，盡管模型和乘積項(xiàng)的系數(shù)均顯著，但是官員信任和積極情緒乘積項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，這說(shuō)明積極情緒感染對(duì)官員信任和經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而否定了H4c；而模型15中官員信任和消極情緒感染乘積項(xiàng)的系數(shù)不顯著，這說(shuō)明消極情緒感染對(duì)官員信任與行政績(jī)效的關(guān)系并未發(fā)揮顯著的調(diào)節(jié)作用，從而否定了H6c。

針對(duì)積極情緒感染對(duì)政策信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系、官員信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系所發(fā)揮的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，可能的解釋是，在涉及到政策執(zhí)行經(jīng)濟(jì)績(jī)效時(shí)，政策受眾者的積極情緒發(fā)生了顯著的消極作用。當(dāng)情緒接受者接收到政策受眾者過于樂觀的情緒展示時(shí)，并未表現(xiàn)出一味地模仿，而是基于個(gè)體自身的理性判斷和經(jīng)驗(yàn)感知，做出了反向的情緒傳遞行為，從而表現(xiàn)出了積極情緒感染對(duì)政策信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系、官員信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。關(guān)于積極情緒的消極作用，在Gruber[53]、Elfenbein[54]等研究中均有所涉及。

五、 結(jié)論與啟示

(一) 研究結(jié)論

為有效緩解政策執(zhí)行梗阻問題，研究借助計(jì)劃行為理論和情緒感染理論，探索性從政策執(zhí)行受眾者的政治信任這一微觀心理視角切入，系統(tǒng)性提出考慮情緒感染調(diào)節(jié)作用的政治信任與政策執(zhí)行關(guān)系假設(shè)，并基于162份有效樣本數(shù)據(jù)對(duì)所提假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證，最終得到了如下結(jié)論：

1. 政策受眾者對(duì)政府、政策、官員的信任程度，直接影響其對(duì)政策執(zhí)行效果(尤其是經(jīng)濟(jì)績(jī)效)的認(rèn)知。更為確切地說(shuō)，從整體上看，政府信任對(duì)政策執(zhí)行的行政績(jī)效表現(xiàn)出了顯著的正向影響作用；政策信任和官員信任對(duì)政策執(zhí)行(不論是行政績(jī)效，亦或是經(jīng)濟(jì)績(jī)效)均表現(xiàn)出了顯著的正向影響作用。從政治信任維度視角上看，通過對(duì)比表3和表4中不同政治信任維度對(duì)政策執(zhí)行的作用系數(shù)可知，與政府信任、官員信任相比，政策信任對(duì)政策執(zhí)行表現(xiàn)出了最強(qiáng)有力的正向促進(jìn)作用；從政策執(zhí)行維度視角上看，通過對(duì)比表3和表4中的R2值可知，相對(duì)于行政績(jī)效而言，當(dāng)因變量為經(jīng)濟(jì)績(jī)效時(shí)，模型的R2值均處于0.238—0.264范圍內(nèi)，明顯優(yōu)于表3中的R2值范圍，這說(shuō)明政治信任對(duì)政策執(zhí)行的經(jīng)濟(jì)績(jī)效影響最為顯著。

2. 政策受眾者的情緒感染力，會(huì)不同方向地干擾其政治信任程度與政策執(zhí)行效果認(rèn)知之間的關(guān)系。具體而言，積極情緒感染對(duì)政府信任與行政績(jī)效、政策信任與行政績(jī)效的關(guān)系發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用，對(duì)政府信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效、官員信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系發(fā)揮了顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用；消極情緒感染對(duì)政策信任與行政績(jī)效發(fā)揮了顯著的正向調(diào)節(jié)作用，對(duì)官員信任與行政績(jī)效的關(guān)系發(fā)揮了顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。有趣的是，從模型3至模型7中政治信任各維度與情緒感染各維度乘積項(xiàng)的系數(shù)可知，情緒感染(不論是積極情緒感染，亦或是消極情緒感染)對(duì)政治信任與行政績(jī)效的關(guān)系均表現(xiàn)了(顯著或不顯著的)正向調(diào)節(jié)作用；從模型11至模型16中政治信任各維度與情緒感染各維度乘積項(xiàng)的系數(shù)可知，情緒感染(不論是積極情緒感染，亦或是消極情緒感染)對(duì)政治信任與經(jīng)濟(jì)績(jī)效的關(guān)系均表現(xiàn)了(顯著或不顯著)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。當(dāng)然，這些均有待后續(xù)進(jìn)一步探討。

(二) 研究啟示

1. 著力提高政策執(zhí)行受眾者的政治信任水平。研究結(jié)果表明，政治信任各維度對(duì)政策執(zhí)行均產(chǎn)生了不同程度上的顯著性正向影響作用。據(jù)此，相關(guān)政府部門應(yīng)大力提升政策執(zhí)行受眾者的政治信任水平。具體而言，一方面，應(yīng)通過各種傳統(tǒng)和非傳統(tǒng)媒介渠道，大力宣傳有利于政策執(zhí)行受眾者的扶持性政策，繼續(xù)強(qiáng)化政策信任水平對(duì)政策執(zhí)行的顯著正向影響作用；另一方面，政府官員應(yīng)廉潔自律，拒絕腐敗，努力提升政策執(zhí)行受眾者對(duì)其的信任水平，進(jìn)而激活其對(duì)政策執(zhí)行的顯著正向影響作用。

2. 努力營(yíng)造有利于政策執(zhí)行受眾者正面情緒展示的輿論環(huán)境。研究結(jié)果表明，情緒感染對(duì)政治信任與政策執(zhí)行關(guān)系確實(shí)發(fā)揮了部分顯著的調(diào)節(jié)作用。這說(shuō)明，政府部門應(yīng)高度重視政策執(zhí)行受眾者情緒對(duì)政策執(zhí)行的影響作用，正確引導(dǎo)民眾輿論觀點(diǎn)，努力營(yíng)造有利于政策執(zhí)行受眾者正面情緒展示的社會(huì)環(huán)境。與此同時(shí)，由于情緒感染對(duì)政治信任與政策執(zhí)行不同維度關(guān)系發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用具有顯著性差異，因此相關(guān)政府部門應(yīng)抓住重點(diǎn)，分別采取針對(duì)性強(qiáng)、執(zhí)行力高的保障措施，切實(shí)加強(qiáng)民眾正面情緒的引導(dǎo)作用。

(三) 研究不足與未來(lái)展望

當(dāng)然，本文還存在以下不足：(1)論文僅以162份有效樣本數(shù)據(jù)作為假設(shè)驗(yàn)證依據(jù)，相關(guān)結(jié)論的普適性還有待進(jìn)一步加強(qiáng)。后期可根據(jù)政策來(lái)源、政策類型、政策執(zhí)行地等，對(duì)所研結(jié)論的普適性進(jìn)行拓展；(2)為簡(jiǎn)化模型并集中探討政治信任、情緒感染與政策執(zhí)行之間的具體關(guān)系機(jī)理，筆者對(duì)各潛變量之間的作用關(guān)系及作用方向均予以了事先假設(shè)。后期可借助其他分析技術(shù)，對(duì)政治信任、情緒感染和政策執(zhí)行之間可能存在的其他作用路徑、作用方向及作用關(guān)系作進(jìn)一步細(xì)致探討。