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一、引言

隨著現代風險社會的治理不確定性逐漸提高，官員的行為邏輯不再是邀功，而是轉向避責(Hinterleitner，2017)。避責邏輯指政府官員維護自身利益、規(guī)避問責風險的行為邏輯(Weaver，1986)，這種行為邏輯的產生與當前制度因素、環(huán)境因素等息息相關(盛明科和陳廷棟，2019;田代洪，2020)。“上面千條線，下面一根針”，上級部門將工作壓力自上而下地傳導給基層政府。黨的十八大以來，全面從嚴治黨逐漸向基層延伸，巡視、巡察等各種黨內監(jiān)督手段不斷豐富。應對上級單位的督查成為基層政府的工作常態(tài)，基層干部也成為被問責的重點對象(崔晶，2022)。這種層層傳導的行政問責制度可能導致避責邏輯主導官員行為(倪星和王銳，2017)。現階段，基層公務員不同程度地存在以謀求問責風險最小化為目標的行為，甚至形成避責慣性(劉濱和許玉鎮(zhèn)，2021)。從微觀視角來看，避責邏輯不僅使基層官員的個人行為偏離了公共利益目標(彭宗超和祝哲，2018)，也會導致公共事務治理過程變得更加不可控(陶鵬和童星，2016);從宏觀角度分析，由避責邏輯所引發(fā)的政府行為集體失范還可能阻礙政治、經濟和社會的良性發(fā)展(倪星和王銳，2018)。

避責邏輯可能影響基層官員協同治理行為。協同治理是指在外界環(huán)境約束下多元利益相關者從組織、技術和信息等維度進行協調合作以管理公共事務的行動策略(Emerson and Nabatchi，2015)。一方面，相較于“單打獨斗”，協同治理能夠融合多方面資源，是現階段提升公共事務治理績效的客觀需求(Ansell and Gash，2008)。 另一方面，協同治理也是基層政府降低問責風險的手段(Reilly，1998)。由于治理由單一主體轉變?yōu)槎嘣黧w共同協作，責任也就從單一主體承擔轉變?yōu)槎嘣黧w共同承擔(Stoker，1998;Brinkerhoff，2002)。一旦上級政府啟動問責程序，協同主體可以通過集體決策實現“責任共免”(Krimsky and Golding，1992)。因此，“理性人”視角下，避責邏輯較強的官員應當有著較強的協同治理行為意愿(Williamson，1996)，傾向于將自身的問責風險維持在較低水平(尹利民和田雪森，2021)。

然而，實踐中本文觀察到了和避責理論預測相悖的行為:在危化品監(jiān)管實踐中，有著較強避責邏輯的基層官員并不總是選擇問責后果明顯更輕的協同治理行為，也會選擇問責后果更為嚴重的不作為。對這一現象的解釋將有助于理解基層政府協同治理的形成過程。近年來，隨著行為公共管理學相關理論的提出和應用，相關研究更傾向于將個體看作有限理性的“行為人”，提出心理壓力等因素將使得個體行為偏離理性軌道(Hood et al. ，2016)，例如，過度自信的個體更容易低估小概率且后果嚴重事件的發(fā)生概率(Yamagishi，1997)。 具體到危化品監(jiān)管的情境，過度自信的認知偏差有可能導致基層官員低估小概率危化品事故發(fā)生的可能性，選擇不作為。 從“行為人”視角對避責邏輯和協同治理行為之間的關系展開實證研究，將有助于解釋和避責理論相悖的不作為行為。因此，本文關注的問題如下:基層官員的避責邏輯對其協同治理行為的影響機制是什么? 心理壓力等因素在其中起到什么作用? 問責風險如何影響協同治理?

以 M 灣區(qū)危化品監(jiān)管實踐為背景，本研究使用情景實驗方法回答上述問題。M灣區(qū)地處東南沿海，2022 年進出境危化品有 100 余種，達 4000 余萬噸，是我國危化品進出口的重要口岸之一。由于近些年發(fā)生過危化品監(jiān)管事故，M 灣區(qū)工作人員面臨的問責風險有過多次變化，這為本文提供了理想的實驗情景。筆者從 2015 年起便與 M 灣區(qū)所在的政府部門保持緊密聯系，參與了危化品監(jiān)管的主要工作，獲得了大量主要領導訪談資料、一手文件資料，并列席了相關部門的專題會議。因此，筆者能夠歷時性地觀察到避責邏輯、心理壓力和問責風險對協同治理行為的影響。在實地調研基礎上，本文從“行為人”視角出發(fā)構建了避責邏輯影響協同治理行為的分析框架。通過對來自全國 25 個省(自治區(qū)、直轄市)的口岸監(jiān)管部門的 589 名工作人員的實驗數據進行分析，解釋實踐中基層官員的協同治理行為的發(fā)生機制。數據分析結果顯示，由于認知偏差的作用，避責邏輯負向影響基層官員的協同治理行為，且心理壓力在其中起到負向中介作用;由于協調成本的作用，行政問責概率和協同治理行為呈現倒 U 形關系。

二、理論基礎與研究假設

（一）“理性人”視角下的避責邏輯與協同治理

避責邏輯是官員的主要行為邏輯之一(倪星和王銳，2017;Dasgupta and Kapur，2020;劉濱和許玉鎮(zhèn)，2021)。避責邏輯預設政府官員為“理性人”，他們的行為遵循“成本-收益”最大化原則(胡鞍鋼和杭承政，2018;谷志軍和陳科霖，2019)。在中國“向上集權、向下分責”的壓力型政府環(huán)境下，基層政府在社會治理、環(huán)境保護、教育保障和經濟發(fā)展等方面的職責不斷擴展，這也導致基層官員面臨的問責風險不斷提高，因此更加傾向于規(guī)避問責(倪星和王銳，2017)。他們會采取結構性避責、表象性避責、政策性避責、聯合避責等一系列策略實現問責最小化目標(李曉飛，2019;田先紅，2022)。除此之外，一些研究表明，官員可能形成避責慣性，即在多種情境之下官員都會以追求避責為目的(Pacini and Epstein，1999;張磊，2021)。

協同治理具有模糊責任、降低官員個人問責風險的作用。“理性人”視角下，避責邏輯較強的政府官員應該更傾向于選擇問責風險較低的協同治理行為。然而，M灣區(qū)危化品監(jiān)管實踐顯示，一些有著較強避責邏輯的基層官員卻拒絕問責后果更輕的協同治理行為。從“理性人”視角分析，我們很難理解他們的行為。因此，我們需要進一步探索問責風險下影響協同治理行為的關鍵因素和作用機制。

（二）行為公共管理學

一些研究發(fā)現“理性人”視角忽視了個體行為的差異性，難以準確預測官員個人行為，也無法解釋和官員行為相關的多樣性的公共治理問題。同時，認知科學等相關研究對官員行為差異性的研究不斷發(fā)展，發(fā)現人類的認知存在偏差，個體決策受到非理性因素的影響(Simon，1955;呂小康等，2018)。實踐中，公共管理過程由官員個人執(zhí)行，同樣也會受到非理性的認知因素的影響( Sunstein，2016)。因此，運用認知科學理論解釋公共管理過程，是理解公共治理績效的微觀基礎，并在此基礎上形成了行為公共管理學流派。

行為公共管理學是融合心理學和公共管理研究成果的交叉學科，主要使用心理學概念、理論和方法來分析、解決公共管理領域的實踐和理論問題(Grimmelikhuijsen et al. ，2017)。同以往的公共管理學研究相比，行為公共管理學有如下特征:其一，研究對象上，行為公共管理學更多關注公共管理過程中的個人認知和行為特征、影響因素和其影響機制(Battaglio et al. ，2022)，現階段被應用于電子政務、網絡治理和街頭官僚等多種公共管理研究議題(鄧崧，2020);其二，研究方法上，行為公共管理學主要使用調查實驗法或者實驗法來回應個人認知和行為的差異性問題。這些方法使用大樣本數據總結其中的規(guī)律，縮小了公共管理研究與實踐的鴻溝，對公共政策的完善和制定具有重要的借鑒意義(Grimmelikhuijsen et al. ，2017)。

除了行政命令與管制策略等可以直接指導官員行為的規(guī)則之外，行為公共管理學發(fā)現公共部門還可以利用情景框架等管理方法有效引導個體認知和行為，使其符合政府政策的要求(張書維和李紓，2018)。但是，現階段行為公共管理學的研究仍然不足。受限于特定的國家、社會、文化以及制度環(huán)境，一些研究結論的外部效度需要在多文化背景下進行進一步評估(張書維和郭晟豪，2021)。

（三）“行為人”視角下的避責邏輯與協同治理

在“行為人”視角下，基層官員的協同治理行為是理性和非理性因素共同作用的結果(Bell，1982；Golman et al. ，2017)。理性因素包括問責風險，問責風險是問責概率與問責后果的乘積，在危化品監(jiān)管情境中，問責概率指的是基層官員因為出現危化品監(jiān)管事故被問責的概率，問責后果指的是基層官員所承受的懲罰力度。一般來說，危化品監(jiān)管情境中協同治理的問責后果輕微，但被問責的概率較高。而不作為的問責后果極其嚴重，但被問責的概率較低。在不作為的問責后果非常嚴重的情況下，理性的個人將選擇協同治理以分散問責風險。但是，在風險決策情境下，人并非完全理性的。過度自信的認知偏差將導致其對負面影響較大的小可能性事件的發(fā)生感知概率要小于客觀實際的概率，例如，來自多文化背景的數據均顯示，個體總是低估自己出車禍的概率(Yamagishi，1997；高楠等，2019)。因此，在危化品監(jiān)管這一特定情境下，過度自信的個體可能會忽略被撤職這一小概率且問責后果嚴重事件的可能性，低估不作為的問責風險，拒絕協同治理，選擇不作為(黃志華等，2011；劉建民等，2016)。

同時，官員的避責邏輯本身就意味著官員不愿意主動行動。在危化品監(jiān)管中，官員的協同治理決策也意味著需要承擔相應的責任和問責。考慮到個人的過度自信認知偏差本身傾向于忽略不作為的問責風險，避責邏輯越強的官員越不愿意主動承擔責任，避免做出協同治理決策。基于此，本文提出假設：

H1：基層官員的避責邏輯與其協同治理行為之間呈現負相關。

協同治理的行政問責風險將影響基層官員的協同治理行為，但是二者之間的影響關系仍需要進一步探索。不斷向下傳導的壓力和基層部門本身能力有限之間的矛盾是引發(fā)基層官員問責風險的主要原因之一。為了提高政績，一些上級部門和領導對基層工作有拔苗助長心態(tài)，通過督查等方式向基層部門施加壓力(邢振江，2018；盛明科和陳廷棟，2019)。同時，我國基層政府肩負著大量的公共服務職能，但是資源有限、力量薄弱，難以應對上級傳導的責任壓力(崔晶，2022)。一些研究發(fā)現，基層政府采取協同治理策略可以有效分散和降低問責風險，因此行政問責對協同治理行為是正向影響關系( Stoker，1998；Brinkerhoff，2002；Emerson and Nabatchi，2015)。但是，也有一些研究揭示兩者之間并不一定是正向的線性影響關系，可能是曲線關系(李曉飛，2019；葉娟麗和周澤龍，2022)。

在訪談過程中，筆者發(fā)現行政問責與協同治理是倒 U 形關系的證據：

以前，各執(zhí)法部門互相爭管轄權的事情時有發(fā)生，甚至會出現多個部門互相爭權奪利的情況。例如，今天某一部門在這塊地“插牌子”(主要指政府部門在這個區(qū)域掛上自己部門的牌子彰顯自己擁有該區(qū)域的執(zhí)法管轄權)，過幾天另外一個部門來拔掉之后又插上自己的“牌子”。各部門都覺得和其他部門合作十分麻煩，為了維護自身部門利益，并不愿意和其他部門溝通合作。然而奇怪的是，問責壓力大了之后，大家卻都不搶了，都愿意讓大家參與到管理之中。近些年，自從M灣區(qū)發(fā)生了重大危化品事故，很多人被組織懲罰，問責壓力變得極大，大家都想脫離關系，實際上這個區(qū)域徹底變成“三不管”地帶。(訪談編號：H0521b)

對訪談資料分析發(fā)現，基層官員做決策的時候需要考慮協同治理的協調溝通成本，這一因素將直接影響其協同治理的行為意愿。實踐中，選擇協同治理就意味著需要與其他部門進行一系列溝通協調工作，這些工作會耗費大量精力。除此之外，由于部門利益沖突，協同治理過程中不可避免地需要放棄一些本部門利益，比如本部門對相關企業(yè)的監(jiān)管權力或地方政府領導對本部門的重視程度。這意味著，當行政問責的后果不太嚴重且出現概率較低時，基層官員會綜合考慮協調治理的問責風險和協調溝通成本。采取協同治理需要付出不菲的協調溝通成本，然而對自身未來可能面臨較低的問責風險和分散責任的幫助卻相對較少。在此情況下，協同治理的協調溝通成本大于協同收益，基層官員時常存在“多一事不如少一事”的心態(tài)，并不傾向于協同治理，更可能選擇不作為；當問責風險上升到中等水平時，雖然選擇協同治理的協調溝通成本仍然不菲，但是協同對分散自身問責風險的幫助相對較大，因此官員選擇協同治理的可能性將提高；當問責風險較高時，基層官員選擇協同治理不僅僅需要承擔協調溝通成本，還面臨較高問責風險。與不作為的低協調溝通成本、低問責風險等特點相比，選擇協同治理的認知成本更高，導致基層官員很可能選擇不作為。基于此，本文提出假設：

H2：問責風險與協同治理行為呈現倒 U 形關系。

基層官員的避責邏輯和其心理壓力正相關。同時，追求危化品風險管理績效和避責的雙重目標可能引發(fā)基層官員的心理壓力。以往 M灣區(qū)管理實踐顯示，危化品監(jiān)管事故將引發(fā)官員問責。相較于避責邏輯比較弱的官員來說，避責邏輯較強的官員對問責風險最小化的極端追求可能導致其心理壓力普遍較大。

基層官員的心理壓力負向影響其協同治理行為。認知和行為密切相關(Loomes and Sugden，1982；Crawford and Ostrom，1995)。在危機情境下，對個體行為的影響主要來源于危機情境的不確定性和應對策略選擇帶來的心理壓力(Nazir et al. ，2012)。心理壓力可能導致個體出現與非危機環(huán)境下不一樣的行為(Kinston and Rosser，1974；Loewenstein，1988)。比如，個體心理壓力較大時，其注意力變得十分有限，可能忽略一些關鍵信息，造成個體對關鍵信息的把握能力以及理性決策能力下降，最終引發(fā)非理性決策。問責風險應當促進基層官員采取協同治理行為，但是心理壓力可能導致其采取非理性行為，降低協同治理意愿。綜上，心理壓力可能促使基層官員做出有限理性決策，不愿采取協同治理行為。基于此，本文提出假設：

H3：心理壓力對基層官員避責邏輯與協同治理行為的關系發(fā)揮負向中介效應。

本文分析框架如圖 1 所示。

參考已有研究和實證資料，本文將以下因素作為控制變量納入回歸方程。

從事危化品監(jiān)管的年限。一方面，一些研究指出，相關行業(yè)經驗可以提升個體的風險感知能力，促使其采取合理行為應對風險(Kickul et al. ，2009)。另一方面，一些研究發(fā)現，長期浸潤在特定風險中的工作人員更容易低估風險，疏于采取合理措施規(guī)避風險(劉建民等，2016)。訪談資料顯示，兩種情況在現實中都有一定的體現。

問責經歷。一些研究通過對中國不同地區(qū)“十一五”節(jié)能政策執(zhí)行效果的分析發(fā)現，被問責過的地區(qū)的官員更容易感受到較大的政治壓力，這種壓力會負面影響基層官員的政策執(zhí)行行為(梅賜琪和劉志林，2012)。

公共服務動機。基層官員決策時會權衡個人利益和公共利益，雖然他們希望盡量同時避免兩種損失，但是強公共服務動機的個體更愿意去維護公共利益而不是個人利益(Taylor，2007)。所以，當二者沖突時，較強公共服務動機的個體更可能承擔更大的問責風險以換取公共利益。在訪談過程中，本文也發(fā)現了相關證據:

之前有個口岸部門負責人的公共服務動機非常強烈，推動了口岸部門之間的信息共享監(jiān)管平臺，特別是初步建立了一套具有前瞻性的能夠實現監(jiān)管風險降低的系統，也愿意組織各部門與當地政府、企業(yè)和港口公司開展合作交流，這是十分少見的。自從他走了之后，換了個不是那么愿意主動作為，也沒什么“公心”的領導，更專注于自身，就沒那么積極地推動這個事情，造成這個事情直接荒廢了。(訪談編號:D0423a)

性別。一些研究發(fā)現，相比女性官員，男性官員更不愿意做出討好問責主體的行為。比如，男性候選人較少在公開場合討好選民(Dolan and Kropf，2004)。心理學上的一些實驗結果也表明，女性更加厭惡風險，這種風險偏好特征也會影響個人的風險決策(楊繼平和鄭建君，2009;王光榮和朱凡鈺，2013)。

受教育水平。一些研究指出，受教育水平會影響個人的認知水平和其對風險的判斷能力(何燕等，2015)，這也被心理學界廣泛證實(Evans et al. ，2019)。

三、研究設計

本文采取定量和定性相結合的混合研究方法：本文以在M灣區(qū)14個月的調研工作為基礎建構理論框架與研究假設。依托于M灣區(qū)的真實案例，本研究設計了情景實驗調查問卷。對問卷數據進行定量分析，以直觀的方式反映變量之間的非線性關系和中介效應等影響關系，并以此檢驗研究假設、回應研究問題。

（一）研究方法

本研究采用情景實驗(vignette experiment)方法搜集官員決策過程數據。情景實驗的方法論基礎如下：允許研究者操控自變量，將被試置于可能面臨的不同場景下進行決策，以此驗證關鍵因素對被試的影響效果;將不可觀測的、跟隨個體變化的變量所導致的隨機效應納入模型，控制了其對個體決策的影響(Rossi et al. ，1974;覃冬和李超平，2020)。現階段，公共管理研究也在引入該方法來研究公眾政策偏好、基層官員決策的影響因素等議題(Aguinis and Bradley，2014)。

情景實驗方法有以下特點。其一，要求被試在多場景下進行決策，用個人決策結果呈現個人偏好特征。在實驗操作過程中，研究者需要充分考慮由不同自變量不同水平的條件集組成的多個場景，使被試在每個場景下進行決策。如果實際案例場景共包含 x₁ ~ x_n 個關鍵自變量，第 i 個自變量共有 j 種取值，記為 n_ij，這些關鍵自變量會對個人選擇產生影響。那么，研究者將構造 n_1j×n_2j×…n_ij個場景讓同一個受訪者進行重復決策，并比較在不同條件組合下個人的決策差異，明確自變量對個人選擇的影響，來揭示其偏好(Steiner et al. ，2016)。其二，情景實驗方法充分考慮了現實決策場景和決策過程，可以揭示個人決策的現實情況和連續(xù)過程(覃冬和李超平，2020)。比如，考慮到個人會有各種偏好，情景實驗方法可以在每個場景中設置行為意向選擇題，記錄其選擇偏好，并非只有同意和不同意兩種選擇。其三，決策是個過程，其中一系列認知因素會影響最終的決策，比如個人對場景風險的認知和決策情緒等因素(Steiner et al. ，2016)。情景實驗方法可以測量決策過程中的認知因素，比如在某一個場景中加入針對個人認知和情緒的測量題目，從而揭示認知因素在決策過程中的作用。

情景實驗方法適用于本研究：第一，通過本方法，研究者可以控制危化品監(jiān)管場景中的關鍵變量的取值，并以此對比同一個體在面臨不同問責風險和心理壓力時的決策差異；第二，在實際場景中，我們難以測量基層官員決策時的心理狀態(tài)，而情景實驗可以測量決策過程中的認知變量，并用以揭示決策過程；第三，為了保持官員形象，真實場景下官員可能不愿意暴露自己的避責動機，而使用情景實驗方法可以降低社會期許對被試的干擾，讓被試充分暴露避責動機。

本文從 M 灣區(qū)法律法規(guī)、辦公系統上的文件、半結構化訪談、工作記錄和會議記錄等多方面獲取案例資料，并以此設計情景問卷。其中，法律法規(guī)資料可以準確呈現政府機構職能的變化，并有助于追溯案例的發(fā)展歷史。辦公系統上的文件、工作記錄和會議記錄包含近一個階段全部可記錄的政府機構日常工作信息，可以補充和佐證訪談資料。半結構化訪談可以呈現官員群體的日常工作狀態(tài)和采取協同治理行為的決策細節(jié)，對情景案例的設計有很大幫助。為了保障訪談對象個體特征的多樣性，最終確定訪談人數為 12 人(見表 1)。

（二）實驗流程

情景實驗流程如下。

第一步，測量被試的避責邏輯和公共服務動機(見表 2)，收集個人信息。避責邏輯使用五分量表測量，從 1 到 5 打分，得分越高避責邏輯越強；性別，男性記為 1，女性記為 0；年齡，30 歲及以下記為 1，31~35 歲記為 2，36~45 歲記為 3，46 歲及以上記為 4；學歷，由于博士數量較少(1 人)，博士或碩士記為 1，本科及以下記為 0；級別，處級及以上記為 1，科級及以下記為 0；危化品從業(yè)經驗按實際從業(yè)年限編碼；問責經歷，被問責過的地區(qū)記為 0，未被問責過的地區(qū)記為 1。

第二步，向被試傳達背景信息。首先，讓被試清晰地認識到自己的身份是 A 口岸監(jiān)管部門科室負責人(正科級，主持科室全面工作并負責決策)。其次，讓被試充分理解決策情景：現在是臺風天氣，海上風浪較大，載有大量危險化學品的船舶不靠泊和靠泊都有可能產生問責風險。具體背景信息如下。

您的情況：您是某一口岸 A 監(jiān)管部門的負責人，主持全面工作并負責決策。

具體情況：近階段海上風浪較大，轄區(qū)內載有某一危險化學品的船舶滯留在海上。解決方案有兩個：第一，等待風浪平靜再讓船舶靠泊，但因氣溫較高，船上危險化學品自燃引發(fā)事故的概率為1%，事故后果是您會被撤職；第二，允許船舶靠泊，但后果是您有一定概率(10%、20%、50%)被記過(兩年內不允許晉升)。

第三步，測量被試心理壓力和協同治理行為意愿。要求其分別在靠泊記過問責風險為 10%、20%、50%的情況下，匯報心理壓力和協同治理行為意愿。具體題目如下。

作為負責人，您需要在 30 分鐘內做出決策，您感受到的心理壓力如何? (1~5 打分)

如果可以尋求其他口岸部門協作幫助靠泊，您的意愿如何?(1~5 打分)

（三）數據收集

本研究對被試有一定要求，需要被試理解口岸的工作規(guī)則，并且對海上的危化品船舶靠岸可能帶來的風險有清晰認識。為保障研究效度，本文選取口岸部門工作人員作為樣本。

調查時間為 2021 年 3—9 月，采取紙質版問卷和電子版問卷相結合的方式發(fā)放問卷，共回收 589 份有效問卷。為了保證數據質量，本文用紙質版問卷進行了預測試，分析被試是否能夠對不同情景的問責風險做出準確判斷。91 份預測試問卷的分析結果表明，被試能夠準確判斷不同情景下的問責風險。正式調研階段，本文發(fā)放紙質版問卷 433 份，回收 367 份，回收率 84. 76%，去除填寫不完整的問卷 30 份，回收有效紙質版問卷 337 份，有效回收率為 77. 83%。紙質版問卷均由研究者發(fā)放、回收，要求被試現場作答。電子版問卷回收 263 份，去除填答重復的無效問卷 11 份，回收有效電子問卷 252 份。

（四）回歸模型

本調查需要對被試進行重復測量(repeated measures)。若直接對重復測量的數據進行 OLS 回歸，同一被試的多次觀測值之間存在較強的相關性，模型的殘差并不獨立，違反了傳統回歸模型的基本假設，估計結果會出現偏差。在估計自變量對因變量的影響時，如果某一因素僅對估計方程的斜率產生影響，那么這個因素對于因變量的影響是固定效應；如果某一因素的水平是隨機選取的，此因素將影響估計模型擬合曲線的截距，該變量對估計模型的影響是隨機效應。由于問卷對同一個對象進行重復測量，某一個觀測值可能受到來自個體間的遺漏變量、一些無法觀測的變量等隨機因素和情景變量等固定因素的雙重影響(王濟川等，2008)。為了避免重復測量數據結構的影響，一些研究表明，可以使用隨機效應模型通過模型殘差的設定將隨機因素和固定因素對因變量帶來的影響分別呈現(Rabe-Hesketh and Skrondal，2008)。鑒于此，本文將采用隨機效應模型分析數據，并構建如下回歸方程：

其中，cogoverance代表因變量協同治理，avoidance 代表自變量避責邏輯，i 表示被試編號，j 表示問責風險情境,取值為1、2、3。β₀和β₁ 分別為截距和系數，∏為控制變量的系數矩陣（加粗表示為控制變量矩陣）。隨機效應的殘差記為 ζ_j，固定效應的殘差記為 ε_ij。

為了檢驗心理壓力的中介效應，根據溫忠麟和葉寶娟(2014) 中介效應檢驗方法，建構如下中介效應模型：

其中，pressure 為心理壓力，i 表示被試編號，j 表示問責風險情境，取值為 1、2、3，e₁、e₂、e₃為回歸殘差。為了避免等式過于復雜以及與方法無關的殘差項，上述右側回歸等式均省略了控制變量、回歸殘差。如果 β₁ 、β₂ 和 β₃ 均顯著，則存在中介效應，且 β^′₁不顯著為完全中介效應，β^′₁顯著為不完全中介效應；β^′₁與 β₂× β₃ 同號則為正向中介效應,與 β₂× β₃ 異號則為負向中介效應。

四、分析結果

（一）統計性描述

變量的描述性統計見表3。本研究 589 名被試的特征如下：男性 411 人，女性178 人；30 歲及以下 26人，31~35 歲 259 人，36 ~ 45 歲 52 人，46 歲及以上 18 人；本科412 人，碩士 176 人，博士 1 人；危化品從業(yè)經驗 1 ~ 3 年 309 人，4 ~ 5 年 176 人，5年以上 104 人；處級及以上 81 人，科級及以下 508 人。實際中，公務員副處級及以上公務員占比近 10%，與樣本數據所顯示的占比較為接近，符合我國公務員群體的基本特征。總體上，研究所采取的樣本整體分布和實際一致，具有一定代表性。

基層官員的避責邏輯平均得分為 3. 47，基層官員整體呈現出一定的避責傾向；公共服務動機的均值為 3. 67，可見在決策時基層官員同時看重公共利益；問責經歷的均值為 0. 69，表明大部分被試的工作單位曾經承受過問責，整體來說危化品監(jiān)管部門屬于問責風險高發(fā)區(qū)。

表 4 中的 M1 模型回歸結果顯示，在控制了其他變量的基礎上，避責邏輯對協同治理具有顯著的負向影響(β = -0. 097，p<0. 01)，假設 H1 通過檢驗。M2 回歸模型包含問責風險的二次項，結果顯示問責風險二次項的系數顯著為負( β = -31.95，p<0.01)，問責風險的系數顯著且為正(β = 19. 82，p<0. 01)，數據結果說明問責風險與協同治理呈倒 U 形關系，假設 H2 通過檢驗。

(二)回歸分析結果

表4中的中介效應模型分析結果顯示，β₁= -0.097、β₂= 0.079 和β₃= 0.0248均顯著(p<0.05)，且β^′₁= -0.116(p<0. 01)與β₂?β₃ 異號，心理壓力為負向中介效應。為了進一步驗證中介機制，本文采取了Sobel-Goodman中介效應檢驗，結果顯示，總效應通過了檢驗(p<0.05)，直接效應(p<0.01)和間接效應(p<0. 05)均通過檢驗(見表5)。 假設 H3 通過驗證，心理壓力對避責邏輯與個體協同治理行為的關系呈現負向中介效應。

本文假設驗證結果如表 6 所示。

五、結論與討論

本研究以 M 灣區(qū)危化品監(jiān)管作為情景案例，搜集 589 名來自全國 25 個省（自治區(qū)、直轄市）口岸監(jiān)管部門工作人員的問卷實驗數據，分析基層官員的避責邏輯、問責風險和心理壓力對協同治理行為的影響。研究發(fā)現，基層官員的避責邏輯與其協同治理行為之間負相關；問責風險與協同治理行為呈現倒 U 形關系；心理壓力對避責邏輯與個體協同治理行為之間關系呈現負向中介效應。本研究從：“行為人”角度對避責邏輯、問責風險與協同治理等相關研究爭論進行了理論解釋與實證檢驗，理論貢獻如下。

第一，本文研究發(fā)現，相對于“理性人”視角，“行為人”視角可以更好地解釋官員的危機應對行為。其中，心理壓力的中介作用十分顯著，這與既有對于心理壓力作用的研究相符(Kinston and Rosser，1974；Loewenstein，1988)。在行政問責壓力下，基層官員是有限理性的個體，事故問責風險誘發(fā)了基層官員的心理壓力，風險情境下的個體更有可能被過度自信的認知偏差影響，從而對問責后果嚴重但是發(fā)生概率較低的問責風險視而不見，選擇不作為。研究結果揭示了心理壓力等認知因素在決策過程中的作用，擴展了影響基層官員決策因素的研究范圍，引發(fā)后續(xù)研究對非理性的認知因素的關注。這一結論彌補了“理性人”研究的不足(Krimsky and Golding，1992；胡鞍鋼和杭承政，2018)。基層官員不僅僅是“理性人”，同時也是”行為人”，個體行為是理性與非理性因素共同作用的結果(Simon，1986；呂小康等，2018)。

第二，本研究發(fā)現行政問責風險與協同治理是倒 U 形曲線關系，即適度的行政問責將促進基層官員采取協同治理行為，過低和過高水平的行政問責都可能導致低水平的協同治理行為。這一發(fā)現回應了問責風險對協同治理的影響如何的理論爭論(Stoker，1998；Brinkerhoff，2002；Emerson and Nabatchi，2015)。本文進一步揭示了問責風險和協同治理的影響機制。一方面，較低的問責風險導致基層官員低估規(guī)避問責風險的重要性，過于看重協同治理的協調溝通成本。抱著“多一事不如少一事”的心態(tài)，他們將較少采取協同治理行為。另一方面，當問責風險較高時，行政問責壓力和協調溝通成本大于協同治理行為所帶來的分散責任的收益，基層官員可能形成“多干多錯”的認知，拒絕協同治理。

本文的研究發(fā)現提供了以下政策啟示。一方面，上級部門應積極采取措施降低基層官員的心理壓力和避責邏輯水平，減少其對基層官員協同治理行為的影響。要求基層官員“事事追求成功”是一種不符合實際的心理期待，容易導致基層官員產生心理壓力和“多干多錯”的避責邏輯。為了激勵基層官員的工作積極性，應推進公務員隊伍容錯糾錯機制的建設，保證行政問責權力運行程序的公開透明，保障被問責官員申訴與救濟的權利，從而降低基層公務員的心理壓力水平，減輕避責邏輯對協同治理的負面影響。另一方面，我們應充分重視基層官員協同治理行為的個體差異性。不同基層官員對同一問責方式的感知具有較大差異，因此基層官員并不能完全按照上級預期進行決策。上級領導需要及時對基層官員的危機決策提供培訓、指導，避免其做出損害公共利益的行為。

本研究還存在以下不足。第一，本研究只關注心理壓力的作用，對于其他認知因素的關注相對不足，后續(xù)研究將關注其他認知因素在決策過程中的作用。第二，樣本代表性有限。本文選擇從事危化品監(jiān)管的基層公務員作為樣本，揭示基層官員的行為規(guī)律。研究結論可能存在外部效度不足的問題。在將來的研究中，可納入在其他部門工作的基層公務員作為樣本進行分析，增強結論的解釋力度。（為編輯便利，參考文獻未能呈現）