林撫星，張廷君

（福建師范大學(xué) 政治發(fā)展與地方治理研究中心公共管理學(xué)院，福建 福州 350100）

一、問題提出

建言行為是組織成員為了改變組織當(dāng)前的工作狀況，主動、自愿同其他成員表達建設(shè)性建議的角色外行為。它有助于組織及時發(fā)現(xiàn)、認識當(dāng)前存在的問題，糾正工作中的錯誤，促進組織決策的科學(xué)化。然而，在壓力層層傳導(dǎo)、任務(wù)壓緊壓實以及過度強調(diào)工作留痕的工作環(huán)境下，公務(wù)員為規(guī)避責(zé)任對公共組織發(fā)展中存在的問題往往不愿意敞開講、照實說，即便是領(lǐng)導(dǎo)主動征求組織成員的意見時，大部分成員也會選擇沉默或者說些無關(guān)痛癢的建議敷衍了事，這樣一來就容易滋生出公務(wù)員不擔(dān)當(dāng)、不作為等懶政現(xiàn)象和問題。在這種情況下，公共組織就無法在第一時間內(nèi)及時發(fā)現(xiàn)并處理當(dāng)前組織發(fā)展過程中存在的問題，避免潛在問題的發(fā)生，同時，也很大程度上影響了決策的質(zhì)量，不利于決策的科學(xué)化、民主化。建言行為對公共組織的重要性和公共組織成員對建言行為的各種顧慮間產(chǎn)生了矛盾，成為當(dāng)前政府部門變革創(chuàng)新的一大阻力。

由于懶政怠政、為官不為等現(xiàn)象的存在，黨的十九屆四中全會強調(diào)應(yīng)鼓勵廣大干部群體積極建言資政、勇于擔(dān)當(dāng)作為。通過提出自己對組織和他人的建議，推動組織改進管理方式等，促進組織成員共同進步，讓政府部門更好地履行職能，為廣大人民服務(wù)。在這一背景下，近年來，建言行為研究在公共管理，尤其是公共部門人力資源管理研究領(lǐng)域大量涌現(xiàn)。針對公務(wù)員建言行為的研究成為一種新的趨勢，在政府部門中，激勵公務(wù)員進行自主、有效的建言是十分必要的。本研究以公務(wù)員為研究對象，試圖對建言行為的促進機制進行中國情境下的研究，旨在揭開強制性公民行為與建言行為之間的關(guān)系，并分析公共服務(wù)動機對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，以期為促進公務(wù)員建言行為提供對策建議。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

強制性公民行為的概念最早由學(xué)者Vigoda-Gadot 提出，他將強制性公民行為定義為組織成員迫于主體、客體及環(huán)境的壓力，而不得不實施的非自發(fā)性公民行為[1]。目前，學(xué)界已有許多研究者針對強制性公民行為和建言行為（沉默行為）二者間的關(guān)系展開探究，提出了各自的觀點。有學(xué)者認為員工沉默是消極反生產(chǎn)行為的一種重要形式，員工因強制性公民行為而產(chǎn)生的負面情緒越多，其道德疏離程度越高，進而將采取回避或消極的應(yīng)對策略（即沉默行為）[2]。隨后的研究進一步引入了中介變量，研究發(fā)現(xiàn)，強制性公民行為與員工沉默呈正相關(guān)，情緒衰竭在其中起完全中介的作用[3]。此外，也有學(xué)者在強制性公民行為與建言行為關(guān)系的研究中引入了相關(guān)理論。例如，學(xué)者趙紅丹和江葦在自我決定理論、工作要求-資源模型的基礎(chǔ)上，研究了組織公民壓力與個體對組織的異議之間的作用機制。他們提出公民壓力能夠負向影響組織成員的向上異議，正向影響組織成員的側(cè)向異議[4]。這對后續(xù)學(xué)者們開展相關(guān)領(lǐng)域的研究起到了一定的啟示作用。學(xué)者陳婕進一步分析了組織公民壓力與建言行為的關(guān)系，探討了自我效能感、組織支持感的調(diào)節(jié)作用，研究利用SPSS 22.0 統(tǒng)計軟件建立雙調(diào)節(jié)模型，進一步豐富了強制性公民行為與建言行為的關(guān)系模型[5]。以上對強制性公民行為與建言行為關(guān)系的探討大多圍繞企業(yè)員工展開，而在實際工作中，我們也可以看到公務(wù)員群體同樣正面臨著層層傳導(dǎo)的壓力和額外增加的各種各樣的任務(wù)安排，“五加二”“白加黑”已然是當(dāng)下公務(wù)員工作的常態(tài)。這種被迫為組織奉獻的氛圍不僅不能調(diào)動廣大公務(wù)員群體的積極性，反而會影響整個部門甚至單位的工作產(chǎn)出，降低公務(wù)員建言的積極性。資源保存理論也能較好地解釋這一現(xiàn)象，根據(jù)資源保存理論，人們?yōu)榱藨?yīng)對工作壓力，將消耗已有的資源，進而造成資源的流失。在這種情況下，人們將優(yōu)先考慮保護已有的資源，從而減少資源的付出[6]。同樣地，在強制性公民行為所反映的壓力傳導(dǎo)機制下，個體將消耗自身資源，在工作上付出更多的資源，在自身資源稀缺時，為了留住已有的資源，個體將會減少資源的付出，相應(yīng)地減少組織公民行為，如建言行為。綜上，我們不難看出，組織的強制性公民行為往往會挫傷員工建言的積極性，對建言行為的兩個維度，即促進性建言行為和抑制性建言行為都將產(chǎn)生消極影響。據(jù)此，研究提出如下假設(shè)：

H1：強制性公民行為對建言行為具有顯著的負向影響。

H2：強制性公民行為對促進性建言行為具有顯著的負向影響。

H3：強制性公民行為對抑制性建言行為具有顯著的負向影響。

隨著公共部門內(nèi)部工作環(huán)境的變化，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)公共服務(wù)動機代表著一個人的信仰、價值觀以及立場，能夠?qū)M織成員服務(wù)公眾的舉動產(chǎn)生影響，因此也能夠在心理層面上影響一個人的建言行為的實施。有學(xué)者對此進行調(diào)查研究并發(fā)現(xiàn)，員工的公共服務(wù)動機與建言行為之間具有正向相關(guān)關(guān)系[7]。此后，陸續(xù)有學(xué)者將公共服務(wù)動機作為中介變量或前因變量納入理論模型中。其中，最有代表性的是學(xué)者譚新雨、汪艷霞和紀乃文、李學(xué)佳的研究。前者通過獲取國內(nèi)城市不同政府系統(tǒng)的二階段配對研究數(shù)據(jù)并進行分析發(fā)現(xiàn)，公共服務(wù)動機在服務(wù)型領(lǐng)導(dǎo)和公務(wù)員建言行為二者關(guān)系中起到中介作用，擁有較高公共服務(wù)動機的公務(wù)員更愿意為獻身公共服務(wù)事業(yè)而犧牲個人的利益，他們能夠自愿承擔(dān)建言行為所帶來的風(fēng)險[8]。后者則以企業(yè)員工為調(diào)查對象，探討了企業(yè)員工所持有的不同的建言動機對建言行為各維度產(chǎn)生的影響，同時探討個人與環(huán)境因素對二者關(guān)系的干擾作用，研究發(fā)現(xiàn)，在員工擁有高水平的情感性組織承諾或面臨高水平公民行為壓力時，利社會動機將對支持性建言與挑戰(zhàn)性建言產(chǎn)生正向影響；反之則產(chǎn)生顯著的負向影響[9]。這也印證了工作要求-資源模型中提出的觀點，即當(dāng)員工面對高工作要求、高工作資源的情況時，他們會將此視為一項挑戰(zhàn)，從而自愿加大工作投入，工作態(tài)度和工作行為將更加積極；而當(dāng)員工面對高工作要求、低工作資源的情況時，他們的工作積極性將受到一定程度的打擊，工作態(tài)度和工作行為也將變得消極[10]。由此可以推知，當(dāng)面對強制性公民行為時，擁有較高公共服務(wù)動機的公務(wù)員將采取積極的應(yīng)對措施，以更好地平衡工作資源，這種情況下，強制性公民行為對建言行為的負面影響將有所減弱。而擁有較低公共服務(wù)動機的公務(wù)員將感到乏力，并產(chǎn)生一定程度的消極工作態(tài)度，不能有效地平衡工作資源，甚至可能因此而懷疑自己在組織中的存在價值，從而更傾向于保持沉默，強制性公民行為對建言行為的負面影響將增強。因此，研究提出如下假設(shè)：

H4：公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對建言行為的影響越弱。

H5：公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與促進性建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對促進性建言行為的影響越弱。

H6：公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與抑制性建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對抑制性建言行為的影響越弱。

綜合上述學(xué)者的研究，我們沿用學(xué)者Liang J、Farh C、Farh J L 在中國情境下編制的量表，將建言行為劃分為促進性建言行為和抑制性建言行為兩個維度，以此作為研究的因變量[11]。研究的自變量為強制性公民行為，調(diào)節(jié)變量為公共服務(wù)動機。此外，除了上述解釋變量外，建言行為還會受到個人背景變量的影響，如婚姻狀況、個人收入、任公職的年資、任現(xiàn)職的年資、周工作時間等。研究在分析中對這些變量進行了控制，構(gòu)建出如圖1 所示的理論模型。

圖1：研究理論模型圖

三、研究方法

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本特征

研究采用問卷調(diào)查法，采取多階段復(fù)合抽樣方法進行數(shù)據(jù)收集，以福建省內(nèi)公務(wù)員為調(diào)查對象。首先，采用分層抽樣方法，將福建省劃分為閩東（福州、莆田、寧德）、閩西北（南平、三明、龍巖）、閩南（廈門、漳州、泉州）三個區(qū)域，按三個地區(qū)的人口數(shù)量進行配比，確定每個地區(qū)的總樣本量，其中，閩東地區(qū)樣本總量為215，閩西北地區(qū)樣本總量為107，閩南地區(qū)樣本總量為83。其次，由于福建省公務(wù)員人數(shù)和名單的不可獲取性，因此最后階段選取滾雪球抽樣的方法，擴大調(diào)查范圍，獲取調(diào)查樣本，共發(fā)送問卷666 份，回收有效問卷405 份，有效回收率60.81%。從工作單位分布上看，樣本涵蓋了中央垂直管理、省直、市直、區(qū)（縣）、鄉(xiāng)鎮(zhèn)各級行政機關(guān)工作人員，在工作單位職能屬性方面，也基本覆蓋了政府系統(tǒng)、黨群系統(tǒng)、人大、政協(xié)系統(tǒng)、司法系統(tǒng)、中央垂直管理系統(tǒng)、群團組織等多部門工作人員。從職務(wù)類型分布上看，研究主要調(diào)查了非領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)和領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)（含科級、處級）公務(wù)員。樣本基本特征具體如下：

從個人特征上來看，在405 份有效樣本中，男性占比54.1%，女性占比45.9%?；橐鰻顩r方面，被調(diào)查者中已婚群體較多，占比63.7%，而單身群體則占到了36.3%。在年齡方面，被調(diào)查者中年齡最小的是23 歲，年齡最大的是58 歲，樣本平均年齡為33 歲，其中，29 歲及以下的群體占比34.3%，30-39歲的群體占比52.6%，40-49 歲的群體占比7.9%，50 歲及以上的群體占比5.2%。

從職業(yè)特征上來看，在個人月平均收入上，被調(diào)查者的薪資水平相對集中在2501-4000 元及4001-6000 元兩個區(qū)間，分別占比34.6%和37.8%。另外，有15.8%的被調(diào)查者月平均收入為6001-8000元，月平均收入為8001-10000 元、10001 元及以上的公務(wù)員均占總體的9.4%；有2.5%的公務(wù)員薪資水平在2500 元及以下。在周工作時間方面，被調(diào)查者的平均周工作時間為48.8 小時，周工作時間最短的為30 小時，而最長的達120 小時。在工齡方面，被調(diào)查者平均進入公務(wù)員隊伍工作的年限為8.6年，其中最長的達40年，平均任公職的年資在3年及以下的占比23.2%，4-7年的占比34.1%，8年及以上的占比42.7%，超過半數(shù)的被調(diào)查者服務(wù)公職的年限在六年及以上。在被調(diào)查群體中，平均任現(xiàn)職的年資為3.8年，其中最長的達27年，平均任現(xiàn)職的年資3年及以下的占比60.0%，4-7年的占比27.9%，8年及以上的占比12.1%，六成的被調(diào)查者平均任現(xiàn)職的年資在3年及以下。

（二）核心變量測量

研究在強制性公民行為的測量上采用了學(xué)者Vigoda-Gadot 開發(fā)的五題項量表，這也是相關(guān)研究中應(yīng)用最為廣泛的量表之一[12]。研究將英文版的量表翻譯成中文，并結(jié)合公務(wù)員工作的實際情況，對部分題項做了修改和完善。樣題如下：“義務(wù)加班加點是我們單位的工作常態(tài)”。所有題項都使用李克特量表的形式作答，結(jié)合調(diào)查需要設(shè)置了“非常不符合、不太符合、比較符合、非常符合”四個選項，分別賦值1-4 分。分值越高，強制性公民行為越嚴重。同時，采用探索性因素分析法對強制性公民行為量表的5個題項進行了分類和效度檢驗，經(jīng)探索，共提取了1個因子。整體的Cronbach’s Alpha信度系數(shù)達0.849，該量表內(nèi)部一致性較高，具有較高的信效度。

在建言行為的測量上，學(xué)者Liang J、Farh C 和Farh J L 開發(fā)的二維度量表更適用于中國學(xué)者的建言行為研究，同時在學(xué)者們的實證研究中得到廣泛驗證，因此本研究擬采用此量表測量建言行為[11]。結(jié)合公務(wù)員工作實際，研究選擇了“我會為改善單位的運作提出建設(shè)性建議”等5 個題項用以測量建言行為，所有題項都使用李克特量表的形式作答，設(shè)置了“非常不符合、不太符合、比較符合、非常符合”四個選項，分別賦值1-4 分。分值越高，建言行為越活躍。量表整體的Cronbach’s Alpha 信度系數(shù)達0.873，該量表內(nèi)部一致性較高，具有較高的信效度。

在公共服務(wù)動機的測量上，學(xué)界目前較為廣泛使用的量表為學(xué)者Vandenabeele和Wouter在學(xué)者Perry J L 研究基礎(chǔ)上開發(fā)的五維度測量量表[13]。學(xué)者張廷君結(jié)合中國情境，對這套量表的相關(guān)題項進行了綜合改良，將公共服務(wù)動機的測量維度劃分為參與公共政策制定的意愿、對公共利益的認同、自我犧牲精神、民主治理意識四個維度，共計16 個題項[14]。研究沿用此套量表，量表所有題項都使用李克特量表的形式作答，設(shè)置了“非常不符合、不太符合、比較符合、非常符合”四個選項，分別賦值1-4 分。分值越高，公共服務(wù)動機越強。量表整體的Cronbach’s Alpha 信度系數(shù)達0.899，該量表內(nèi)部一致性較高，具有較高的信效度。

四、研究結(jié)果與分析

（一）基本描述性統(tǒng)計

為了解公務(wù)員建言行為水平的現(xiàn)實情況，研究對建言行為這一變量及其各維度做了描述性統(tǒng)計分析，分析結(jié)果表明，公務(wù)員建言行為總體的均值為2.68，最小值為1，最大值為4，相較而言，促進性建言行為的均值則會略高一點，平均值達到2.78，最小值為1，最大值為4。抑制性建言行為的均值為2.53，最小值為1，最大值為4。這說明，公務(wù)員目前的建言行為處于中等水平，還有待于進一步提升，與此同時，促進性建言行為水平相對較高，大部分公務(wù)員更傾向于在改善組織發(fā)展現(xiàn)狀等方面提出創(chuàng)新性想法及相應(yīng)的創(chuàng)造性解決方案。與促進性建言行為水平相比，抑制性建言行為水平相對較低，大部分公務(wù)員對于單位或同事在工作中存在的問題不敢直接指出或勸阻。公務(wù)員建言行為的具體描述統(tǒng)計結(jié)果如表1 所示。

表1：公務(wù)員建言行為的描述統(tǒng)計信息

（二）強制性公民行為、公共服務(wù)動機對公務(wù)員建言行為的影響分析

研究選取OLS 線性回歸分析方法，通過判斷回歸模型的標準化系數(shù)（β）、顯著性檢驗（p）來驗證強制性公民行為、公共服務(wù)動機對公務(wù)員建言行為的影響。線性回歸模型的因變量為建言行為，包括促進性建言行為和抑制性建言行為兩個維度。線性回歸模型的自變量為強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機，強制性公民行為、公共服務(wù)動機均采用量表總體均值來表示，控制變量為婚姻狀況、個人收入、任公職的年資、任現(xiàn)職的年資、周工作時間等個人背景變量。借鑒Hayes（2017）的研究，為了讓回歸模型系數(shù)更能夠被解釋，研究對調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ椭械淖宰兞亢驼{(diào)節(jié)變量做了中心化處理，交互項也由中心化處理后的變量乘積產(chǎn)生[15]。

表2：強制性公民行為、公共服務(wù)動機對建言行為的回歸分析

研究采用進入回歸法（Enter）建立y1、y2 兩個模型，兩個模型的因變量為建言行為，經(jīng)檢驗，模型整體均具有統(tǒng)計顯著性（p < 0.001）。就模型y1 而言，F(xiàn) 統(tǒng)計值為4.965，R2值為0.059，調(diào)整后的R2值為0.047，這表明所選取的控制變量可以解釋因變量建言行為變異量的4.7%。而在模型y2 中，加入了自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機，此時F 統(tǒng)計值為60.654，R2值為0.551，調(diào)整后的R2值為0.542，這表明加入自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機后，可以解釋因變量建言行為變異量的54.2%。

從標準化回歸系數(shù)來看，在模型y2 中，任現(xiàn)職年資對建言行為水平則具有顯著的負向影響（Beta=-0.105，p < 0.05），任現(xiàn)職的時間越長，公務(wù)員建言行為水平越低，公務(wù)員為組織發(fā)展建言獻策的水平會隨著在同一崗位工作時間的增長而下降。周工作時間對建言行為的正向影響同樣具有統(tǒng)計顯著性（Beta=0.119，p < 0.01），周工作時間越長的公務(wù)員建言的積極性往往也越高，也就是說，在工作上愿意付出更多時間的公務(wù)員對組織的投入程度也越高，更愿意表達自己對組織發(fā)展的創(chuàng)新性想法和意見。另外，自變量強制性公民行為對公務(wù)員建言行為具有顯著的負向影響，即強制性公民行為水平越高，建言行為水平越低（Beta=-0.572，p < 0.001）。因此，假設(shè)H1 得以證實。交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機的系數(shù)為負數(shù)，且具有顯著性，這表明公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對建言行為的影響越弱（Beta=-0.074，p < 0.05）。因此，假設(shè)H4 得以證實。強制性公民行為、公共服務(wù)動機對建言行為的回歸分析具體結(jié)果詳見表2。

研究采用進入回歸法（Enter）建立y3、y4 兩個模型，進一步分析強制性公民行為、公共服務(wù)動機對公務(wù)員促進性建言行為的影響，兩個模型的因變量為促進性建言行為，自變量、控制變量與y1、y2模型保持一致。經(jīng)檢驗，兩個模型整體均具有統(tǒng)計顯著性（p < 0.001）。就模型y3 而言，F(xiàn) 統(tǒng)計值為4.190，R2值為0.050，調(diào)整后的R2值為0.038，這表明所選取的控制變量可以解釋因變量促進性建言行為變異量的3.8%。而在模型y4 中，加入了自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機，此時F 統(tǒng)計值為52.614，R2值為0.515，調(diào)整后的R2值為0.505，這表明加入自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機后，可以解釋因變量促進性建言行為變異量的50.5%。

從標準化回歸系數(shù)來看，在模型y4 中，自變量強制性公民行為對公務(wù)員促進性建言行為具有顯著的負向影響，即強制性公民行為水平越高，促進性建言行為水平越低（Beta=-0.532，p < 0.001）。因此，假設(shè)H2 得以證實。交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機的系數(shù)為負數(shù)，且具有顯著性，這表明公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與促進性建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對促進性建言行為的影響越弱（Beta=-0.086，p < 0.05）。因此，假設(shè)H5 得以證實。強制性公民行為、公共服務(wù)動機對促進性建言行為的回歸分析具體結(jié)果詳見表3。

表3：強制性公民行為、公共服務(wù)動機對促進性建言行為的回歸分析

研究采用進入回歸法（Enter）建立y5、y6 兩個模型，兩個模型的因變量為抑制性建言行為，經(jīng)檢驗，兩個模型整體均具有統(tǒng)計顯著性（p < 0.001）。就模型y5 而言，F(xiàn) 統(tǒng)計值為3.851，R2值為0.046，調(diào)整后的R2值為0.034，這表明所選取的控制變量可以解釋因變量抑制性建言行為變異量的3.4%。而在模型y6 中，加入了自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機，此時F 統(tǒng)計值為28.573，R2值為0.366，調(diào)整后的R2值為0.353，這表明加入自變量強制性公民行為、公共服務(wù)動機、交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機后，可以解釋因變量抑制性建言行為變異量的35.3%。

從標準化回歸系數(shù)來看，在模型y6 中，任現(xiàn)職年資對抑制性建言行為水平則具有顯著的負向影響（Beta=-0.107，p < 0.05），任現(xiàn)職的時間越長，公務(wù)員抑制性建言行為水平越低。另外，自變量強制性公民行為對公務(wù)員抑制性建言行為具有顯著的負向影響，即強制性公民行為水平越高，抑制性建言行為水平越低（Beta=-0.489，p < 0.001）。因此，假設(shè)H3 得以證實。交互項強制性公民行為×公共服務(wù)動機的系數(shù)為負數(shù)，且具有顯著性，這表明公共服務(wù)動機負向調(diào)節(jié)強制性公民行為與抑制性建言行為的關(guān)系，即公共服務(wù)動機越強，強制性公民行為對抑制性建言行為的影響越弱（Beta=-0.074，p < 0.05）。因此，假設(shè)H6 得以證實。強制性公民行為、公共服務(wù)動機對抑制性建言行為的回歸分析具體結(jié)果詳見表4。

表4：強制性公民行為、公共服務(wù)動機對抑制性建言行為的回歸分析

五、結(jié)論與政策啟示

（一）結(jié)論與討論

研究在對公務(wù)員建言行為現(xiàn)狀進行分析時發(fā)現(xiàn)，公務(wù)員建言行為總體的均值為2.68，處于中上水平，其中促進性建言行為的均值略高于抑制性建言行為。這說明公務(wù)員更愿意為了提升單位工作績效、改善單位整體運作而提出創(chuàng)新性想法或新的工作思路，但在指出有損單位利益的工作實踐中的問題、事件或其他同事的行為方面的積極性較低。這可能與兩種建言行為所帶來的風(fēng)險有關(guān)，促進性建言行為只是對組織現(xiàn)狀的改善提供建設(shè)性意見，即便最后并未實現(xiàn)預(yù)期的目標，這種行為也較少受到領(lǐng)導(dǎo)的批評和責(zé)備。而抑制性建言行為則是直接指出單位中明顯的或暗藏的工作流程、規(guī)則、程序、政策等存在的問題，以期在問題出現(xiàn)的早期加以解決，避免未來產(chǎn)生更大的危害。因此，相較于以勸說行為為中心的促進性建言行為，抑制性建言行為可能會帶來人際關(guān)系沖突，影響到和同事、和領(lǐng)導(dǎo)的和諧相處，出于多方面綜合考量，公務(wù)員可能會減少其抑制性建言行為。

另外，研究結(jié)果顯示，總體上而言，強制性公民行為對公務(wù)員建言行為具有顯著的負向影響，也就是說強制性公民行為越強，公務(wù)員建言行為水平越低。與此同時，強制性公民行為對建言行為兩個維度的影響也具有顯著性，即隨著強制性公民行為水平的升高，公務(wù)員促進性建言行為和抑制性建言行為水平都會隨之下降。這可能是由多方面原因造成的：第一，根據(jù)資源保存理論，人們在面臨工作壓力時，會消耗自身已有的資源，從而造成了資源的流失，在這樣的情形下，人們往往會優(yōu)先考慮保護已有的資源，從而減少資源的付出[6]?？梢酝浦?，在強制性公民行為所反映的壓力傳導(dǎo)機制下，個體將消耗自身資源，在工作上付出更多的資源，也許會消耗大量的精力和體力，在自身資源不足時，為了保存現(xiàn)有的資源，個體將傾向于減少資源的付出，相應(yīng)地減少組織公民行為，如建言行為，在工作上表現(xiàn)出消極的態(tài)度，這是個體在面對壓力時的一種正常反應(yīng)。當(dāng)單位或上級領(lǐng)導(dǎo)要求從事更多的角色外行為時，公務(wù)員極有可能產(chǎn)生焦慮或是抵觸的情緒，展現(xiàn)出消極的工作行為，減少可能給自己帶來風(fēng)險的建言行為。第二，大多數(shù)中國公務(wù)員為了維護和上級領(lǐng)導(dǎo)的關(guān)系，往往都會采取回避或是消極應(yīng)對的方式來代替攻擊性行為，從而緩解職場壓力。他們在領(lǐng)導(dǎo)面前不會主動建言，或怕接近上級領(lǐng)導(dǎo)會產(chǎn)生“溜須拍馬之嫌”，或是出于自我防衛(wèi)的目的，生怕上提出的意見不當(dāng)而導(dǎo)致自己在上級領(lǐng)導(dǎo)面前留下不好的印象，或因領(lǐng)導(dǎo)所實施的強制性公民行為而產(chǎn)生心理間隙等，不愿意與領(lǐng)導(dǎo)產(chǎn)生直接沖突。第三，公務(wù)員故意隱瞞與工作相關(guān)的意見還可能是出于報復(fù)性動機，即對組織或領(lǐng)導(dǎo)要求實施的強制性公民行為的一種抵抗和反駁。組織或領(lǐng)導(dǎo)強制要求公務(wù)員從事角色外行為，使加班加點、義務(wù)勞動成為體制內(nèi)的常態(tài)，這種現(xiàn)象將帶來一系列不良影響，極易使公務(wù)員產(chǎn)生抵觸情緒，也因此對組織或領(lǐng)導(dǎo)采取排斥或是抵抗的行為，尋機向上級領(lǐng)導(dǎo)發(fā)難，不聽從上級的指示和安排，在工作過程中遇到可能有害組織發(fā)展的行為也不會主動提出，而是采取故意隱瞞的態(tài)度，將自己置身事外。

從多元回歸分析結(jié)果來看，公共服務(wù)動機對強制性公民行為與公務(wù)員建言行為之間的關(guān)系起到負向調(diào)節(jié)作用，也就是說，當(dāng)公務(wù)員自身的公共服務(wù)動機越強時，強制性公民行為對建言行為的負向影響越弱。同樣地，這樣的負向調(diào)節(jié)作用也存在于強制性公民行為與促進性建言行為、強制性公民行為與抑制性建言行為的關(guān)系中。從理論層面上看，工作要求-資源模型提出，工作要求與工作資源能夠產(chǎn)生交互影響，工作資源能夠有效調(diào)節(jié)和緩沖工作要求對一個人產(chǎn)生的消極影響。而當(dāng)工作資源匱乏時，高工作要求可能會使個體無力調(diào)節(jié)自身感受到的壓力，從而展現(xiàn)出消極的工作態(tài)度和工作行為[16]。公共服務(wù)動機作為一種重要的工作資源，也能夠緩解高工作要求帶來的壓力。當(dāng)公共服務(wù)動機水平較高時，面對高強制性公民行為，公務(wù)員仍可以做出促進性建言或抑制性建言；當(dāng)公共服務(wù)動機水平較低時，同樣面對高強制性公民行為，公務(wù)員可能會產(chǎn)生顧慮和消極態(tài)度，在建言行為實施方面的積極性不高。這一方面是由于擁有較高公共服務(wù)動機的公務(wù)員往往熱衷于參與公共政策制定，利用好為組織建言獻策的機會，為公共政策制定、公共利益實現(xiàn)以及組織更好的發(fā)展積極建言。另一方面，擁有較高公共服務(wù)動機的公務(wù)員自我犧牲意識也比較強，他們愿意主動承擔(dān)為公共政策制定、公共利益實現(xiàn)以及組織更好的發(fā)展積極建言的過程中可能遭受的風(fēng)險，不惜為了所在群體的利益而犧牲自己的利益，這樣一來，可以減輕其實施建言行為的顧慮，從而更積極參與建言活動。

（二）政策啟示

要想提升公務(wù)員建言行為水平就需要減少組織實施的強制性公民行為，同時自主培育公務(wù)員的公共服務(wù)動機，以此進一步提升公務(wù)員群體實施建言行為的積極性。

首先，消除建言的制度障礙。當(dāng)前，許多單位都存在著績效考核指標設(shè)計不合理等一系列制度問題，單位為了自身利益，強迫公務(wù)員群體實施公民行為，出現(xiàn)“被加班”等現(xiàn)象，加劇了強制性公民行為的發(fā)生，構(gòu)成了建言的制度障礙。因此，在當(dāng)下公務(wù)員績效考核指標體系建立的過程中，應(yīng)當(dāng)適當(dāng)精簡相關(guān)指標，減少不必要的考核，更不能以加班為指標進行績效考核，以此減少強制性公民行為，減輕組織成員的壓力，進一步消除公務(wù)員建言的制度障礙，提升公務(wù)員建言的積極性。

其次，培育建言的組織文化。為了促進公務(wù)員建言水平的提升，各級政府部門應(yīng)從多方面培育公務(wù)員的公共服務(wù)動機，使其為公務(wù)員的價值觀念等帶來潛移默化的影響。例如在單位內(nèi)部開展公務(wù)員先進事跡評選活動，樹立模范典型。同時，深入挖掘這些模范人物的典型事跡并進行宣傳報道和大力推廣，讓公務(wù)員群體切身感受身邊的正能量，自覺向評選出的典型人物學(xué)習(xí)，提高自身的公共服務(wù)動機，以更好地發(fā)揚積極建言精神，營造敢擔(dān)當(dāng)善作為的良好氛圍。但在評選先進事跡時，也應(yīng)當(dāng)完善相應(yīng)配套機制建設(shè)，建言行為的發(fā)生不可以和公務(wù)員的薪酬、晉升等制度相掛鉤。否則，公務(wù)員將可能出于其他動機，表現(xiàn)出虛假的建言行為，甚至加劇了強制性公民行為的發(fā)生。

最后，建立建言的激勵機制。一方面要建立建言的反饋機制和獎勵機制，組織應(yīng)對公務(wù)員所提出的意見和建議進行整理和歸納，科學(xué)分析所提建議的可行性，結(jié)合當(dāng)前工作實際做出回應(yīng)，并建立相應(yīng)的獎勵機制，提升公務(wù)員建言的成就感。另一方面要建立完善的容錯糾錯激勵機制，明確可以容許出錯的建言類型，將容錯和糾錯有機結(jié)合，這將是未來政府部門開展工作的難點和重點。