公民为何参与公共服务的共同生产——基于社会治安服务的实证研究

陈俊杰 张勇杰

（中国人民大学 公共管理学院，北京 100872）

一、引言

作为一类在消费上近似具有非排他、非竞争特性的事物，公共服务（有时也归入公共物品）最初被认为只能由政府负责提供，不存在私人性供给的可能。然而就西方国家近几十年的行政改革历程来看，公共服务的供给方式已发生了巨大转变，即从单一的政府供给到市场供给、再到共同生产。在传统公共行政时期，政府几乎垄断了公共服务职能，服务产出的效率和质量往往取决于公共组织本身。之后随着新公共管理浪潮的兴起，公共服务的市场化和私有化成为主流，出现了诸如合同外包、凭单制、特许经营等新形式。尽管新公共管理较传统公共行政更强调顾客导向，但仍将公民当作被动的服务消费者，忽视了公民的主体价值。而时下流行的“共同生产”，正是一种将公民参与和公共服务供给有机结合的模式，让公民在享用服务的同时参与到服务生产过程中。

共同生产（Coproduction/Co-production）概念诞生自奥斯特罗姆夫妇等人关于城市警察服务的研究，得益于这些学者的努力，公民作为社会治安“共同生产者”的角色得到了普遍认可。[1][2][3]在西方国家，社会治安服务起初奉行以政府为主导的专业化模式，即便是主张政府干预最小化的古典自由主义经济学，也承认维护社会治安是“守夜人”政府的必要功能。不过从20世纪中后期以来，由于安全需求暴涨和财政预算削减等缘故，警察机构不得不转向市场和社区寻求支持，尤其是依靠公民参与邻里守望、道路巡逻等行动来控制犯罪。无独有偶，这种共同生产理念事实上已在我国的治安实践中得到了长期贯彻，同专群结合、群防群治的工作方式内在一致。虽然有关共同生产的学术讨论发轫于西方，但其与中国情境下的社会治安服务高度契合，具有一定的理论适用性。

因此，本文将聚焦于社会治安服务领域，利用来自A市X区的调查数据实证性地探究公民的共同生产行为，以期为公共服务供给侧改革、社会治理创新乃至发扬新时代“枫桥经验”等提供借鉴。核心研究问题如下：公民为何参与公共服务的共同生产？换言之，影响公民参与共同生产的因素有哪些？

二、文献综述与研究假设

（一）文献综述

共同生产作为一个学术性概念的历史不算久远，其萌芽最早可追溯至二十世纪六七十年代，并通过埃莉诺·奥斯特罗姆等人组织的印第安纳大学“政治理论与政策分析”工作坊被人们熟知。[4][5]早期对共同生产的理解主要有两种：一种认为只要涉及普通公众和直接受益者的积极参与，任何类型的公共服务都可以被纳入共同生产的范畴；[6]另一种则区分了出于交换需求的常规生产者（Regular producer）和出于消费需求的消费生产者（Consumer producer），共同生产意味着后者介入前者的生产活动。[7]两种观点在根本上并不冲突，都强调公民在消费公共服务的同时可以兼具生产性角色。埃莉诺·奥斯特罗姆曾将共同生产总结为：“用于物品或服务生产的投入来自不‘在’同一组织中的主体，包括政府机构等常规生产者和顾客……常规生产者是否作为唯一生产者，同时取决于物品或服务自身的性质和促使他者参与的激励。”[8]常规生产者通常指公共服务机构或其委托的专业提供商，对此基本没有异议。至于消费生产者一侧，除顾客（Client）和用户（User）外，还有公民（Citizen）、志愿者（Volunteer）乃至社区（Community）等不同提法。[9][10]随着研究的深入，共同生产逐步超越了狭义的共同提供（Co-delivery）、全面辐射决策（Co-commissioning）、设计（Co-design）、评估（Co-assessment）等环节。[11][12]

共同生产边界的不断拓展大大丰富了其内涵，但也加剧了概念的模糊化，使得迄今尚无一致接受的定义。其中一个关键分歧在于，能否将志愿者视为共同生产者？或者说志愿服务是否等同于共同生产？反对方强调志愿者不是纯粹的服务受益者，并且共同生产有时是强制性的。[13]但更多人主张共同生产以志愿精神为前提，“志愿者”同样可以是“顾客”和“公民”。[14][15]志愿服务的本质既是具有利他性的道德行为，更是一项集体性的生产活动。[16]而依据投入-分配关系来看，典型的共同生产可划分为三个层次：个体（Individual）共同生产既有俘获性的也有志愿性的，收益主要归个体；团体（Group）共同生产主要涉及志愿行为，收益由个体和团体一起享有；集体（Collective）共同生产指不论投入来自个体还是团体，收益都将由集体共同享有。[17]因此，本文所关注的共同生产是指作为消费者的公民以集体形式志愿参与到公共服务的生产环节中，与常规生产者一道完成服务供给的过程。该定义的核心要素包括：主体必须涵盖公民，排除纯粹的组织间协作关系；公民为泛指，融“志愿者”“顾客”和“公民”等身份为一体；形式限于集体性活动，不包括纯粹的私人行为；行动基础是公民的志愿精神，不涉及强制性要求。

从国外文献来看，共同生产研究与实践有着紧密联系，表现出鲜明的实证取向。首先，在研究范围上，除了前文提及的社会治安服务，共同生产还被广泛应用于医疗健康、[18]就业激活、[19]儿童教育、[20]养老照料、[21]环境保护[22]以及电子政务[23]等领域。其次，在研究内容上，主要探究了影响公民参与的因素，下文的研究假设部分对此有详细介绍。至于共同生产的结果和影响，目前的经验证据稍显不足。[24][25]再次，在研究方法上，使用质性资料的案例研究占据了主流，基于调查和实验的量化研究虽逐渐增多，但规模仍远逊于前者。[26][27]最后，在研究情境上，学者们重点关注美国、荷兰、澳大利亚、英国等发达国家，甚少有基于发展中国家背景的研究。[28][29]而从国内文献来看，共同生产（或翻译为“合作生产”“合供”）已日趋成为前沿热点，但主要集中于理论层面的梳理。譬如，对共同生产概念发展和价值嬗变的介绍，以及与合作治理、合作型政府等理论的比较。[30][31][32][33][34]在实证层面上，相关研究结合了居家养老、[35]共享经济、[36]廉政建设、[37]图书馆服务[38]等主题，但整体数量还比较稀少。这类经验研究多为案例性质，量化分析十分匮乏，当前仅有一项关于城市共享单车治理的研究运用了定量方法。[39]

本文的贡献和创新性体现在三处：（1）首次将社会治安服务这一经典场景引入本土的共同生产研究中，增添了国内文献的多样性；（2）利用大样本数据对公民的共同生产行为进行了定量分析，继续推进国内文献的实证性转型；（3）基于中国情境检验了相关理论假设，进一步扩展共同生产在西方发达社会之外的应用前景。

（二）研究假设

1.动机因素

公民的共同生产行为一般会以某种甚至多种动机为前提，这些动机可能是自我中心式的（Self-centered），或者是以共同体为中心的（Community-centered），主要包括外在型、内在型、社会型和表达型等四类。[40][41][42][43]

外在型（Extrinsic）或物质型（Material）动机指公民参与共同生产是为了获取直接的、有形的回报，如金钱或作为共同生产结果的物品和服务。外在型动机预设了参与者的自利倾向，将共同生产的底层逻辑视为“交换”，与传统的经济理性人假设有相似之处。

H1：若个人具有外在型动机，则其共同生产投入将增加。

即使共同生产者是自利的，单纯的物质回报也不能完全解释其受到的激励。相对于外在型动机，内在型（Intrinsic）动机涉及自我实现的需求，如自尊、自控、自我认同等；社会型（Sociality）或团结型（Solidary）动机则涉及与他人的联系，从而增进社会交往、团体归属感以及因被他人善待而获得的愉悦感等。

H2：若个人具有内在型动机，则其共同生产投入将增加。

H3：若个人具有社会型动机，则其共同生产投入将增加。

然而共同生产并非总是出于自利的目的，参与者会关心其所在的组织或社区的群体收益。这类表达型（Expressive）或规范型（Normative）动机，与利他主义和人道主义的价值观密不可分，涉及道德规范、市民精神、社区承诺等。

H4：若个人具有表达型动机，则其共同生产投入将增加。

文献中曾出现过另外一些动机因素，如：避免惩罚或制裁（Sanction），但本文所定义的共同生产仅限于志愿途径，不带有强制性要求；公共服务动机（Public service motivation）或公民义务（Civic duty），因内容贴近于表达型动机，故未重复考虑；自我效能感（Self-efficacy），有时会被归入内在型动机，但本文认为有必要将之单独列出。

2.能力因素

与动机同等关键的因素是公民参与的能力，即能够用于共同生产的资源，最典型的如个人的社会经济地位和对新技术的运用。

通用性的能力或资源往往反映在收入状况和受教育程度上，许多研究都将这类变量纳入分析中。事实证明社会经济地位确实存在显著影响，因为共同生产并不是无成本、无门槛的，处于相对优势的群体自然拥有更充足的金钱或智力资源用于此类活动。[44][45]

H5：若个人具有更高的收入水平，则其共同生产投入将增加。

H6：若个人具有更高的受教育水平，则其共同生产投入将增加。

公民的参与程度还同其掌握的专门资源有关，特别是共同生产所需的信息、知识、技能、设备等。有田野实验提出，为公民提供额外的信息资料和辅助工具也许会带动共同生产行为。[46]而在数字时代，信息通信技术（ICT）的发展极大地改变了共同生产过程中的资源交互方式，如新媒体平台的使用便强力促进了专业信息交换和社交情感支持。[47][48]

H7：若个人具有更多的新媒体使用，则其共同生产投入将增加。

3.感知因素

公民对于共同生产经历的心理感知同样会影响其投入水平，体现为公民对所处现状的主观评价，包括自我效能感和绩效满意度。

一项横跨英、法、德、丹麦和捷克等五国的大型调查，揭示了自我效能感对共同生产的催化具有积极意义，之后在澳大利亚、威尔士等地所复刻的调查项目再次佐证了这点。[49][50][51][52]自我效能感可分为外部效能感（External efficacy）和内部效能感（Internal efficacy）：前者指公民关于共同生产能否真正影响服务供给效果的感受；后者指公民关于共同生产工作是简单还是困难，以及对自身能力是否足以胜任的评判。[53][54][55]

H8：若个人具有更高的外部效能感，则其共同生产投入将增加。

H9：若个人具有更高的内部效能感，则其共同生产投入将增加。

前述的几项调查研究也讨论到绩效满意度与共同生产之间的关系，一般来说如果公民对现有的公共服务绩效感到满意，就更乐于同公共服务机构进行合作，为共同生产付出努力。

H10：若个人具有更高的绩效满意度，则其共同生产投入将增加。

相关文献亦谈到了容易度（Ease）和信任（Trust），但任务的容易度很难有绝对客观的标准，需借助参与者的内部效能感来间接度量；而公民的政府信任构成复杂，需要有系统性的测量。况且它们尚未在实证中被有力证实，因而暂不考虑。至于需求重要度（Salience），由于社会治安有别于教育、医疗等个体化差异较强烈的领域，可预见公民对社会治安服务的需求具有普遍性。

4.其他因素

透过动机、能力和感知等因素，引发公民参与共同生产的机制已得到较充分的解释。为了使分析更加完整，本文尝试控制其他类型的因素，包括年龄、性别、住房产权、受害经历和保障条件。

年龄是常规的人口统计学变量，通常认为老年人有更多的空闲时间来参与社会活动。[56]性别也是微观研究中常见的控制变量，有研究显示女性的共同生产参与程度要高于男性。[57]住房产权说明公民加大在当地的“投资”，进而强化同社区间的联系，所以有产权者较租赁者更可能参与共同生产。[58]而过往的受害经历会导致受害者更渴望完善的安全服务，促使他们参与社区的犯罪预防行动。[59]此外，本文认为还应该关注公共部门为共同生产所提供的配套保障。

H11：若个人具有更高的年龄，则其共同生产投入将增加。

H12：若个人性别为女性，则其共同生产投入将增加。

H13：若个人具有当地住房产权，则其共同生产投入将增加。

H14：若个人具有过往受害经历，则其共同生产投入将增加。

H15：若个人具有更好的保障条件，则其共同生产投入将增加。

三、数据与方法

（一）数据来源

本文数据来源于一项实地问卷调查，受访对象为A市X区平安志愿者，时间为2019年12月—2020年1月。A市是我国的一个超大规模城市，X区则位于该市中心地带，以广泛开展且卓有成效的平安志愿服务实践而闻名，具有悠久的社会治安共同生产历史。为减小样本选择偏误，问卷发放兼顾线下和线上两种渠道。线下发放得到了社区居委会的协助，由社区工作人员随机寻找社区中的平安志愿者来填写纸质问卷。范围覆盖X区全部15个街道、259个社区，每个社区按要求至少完成4份问卷，总回收量为1158份。作为补充，基于第三方线上平台发放电子问卷，总回收量为127份。最终，合计回收问卷1270份，其中有效问卷1187份。样本的来源地区主要与行政区划和人口规模相挂钩，间接反映了当地民众参与问卷调查的热情。①受访者以女性和老年人居多，受教育水平和收入水平集中在中低区间。样本分布情况见表1。

表1 样本分布情况

（二）变量测量

1.因变量

本文使用的因变量有两个：一是“服务时长”，二是“未来意愿”。相较而言，服务时长侧重于实际发生的共同生产行为；未来意愿则显露了预期的共同生产倾向。两者结合，能够比较全面地衡量公民在共同生产中的投入程度。

服务时长是指受访者过去一年（2019年）平均每月参与平安志愿服务的时间，来自两个问题：“您今年每月参与平安志愿服务约几次”和“每次约几个小时”。把每月服务次数和每次服务时间相乘得到原始的服务时长，然后再将原始数值取自然对数，计算出最终的变量值。

未来意愿来自“您未来是否愿意继续参与平安志愿服务”一题，选项共分七档，赋值为1～7。由于对数化处理的效果有限，因此依旧保留该变量的原始数值，近似视为连续变量。

2.自变量

对动机因素的测量来自“您参与志愿服务的主要原因是什么”一题，选项设置借鉴了社会心理学中经典的志愿功能清单（VFI），将动机归纳为六种。[60]受访者最多可选择三项，若超过三项则此题作废。之后将所有选项处理为虚拟变量，若该项被勾选即赋值为1，反之为0。具体选项如下：一是“能为个人简历添彩”（职业）；二是“周围的许多人都参与了”（社交）；三是“希望能为社区多做贡献”（价值观）；四是“能使自己感到被需要”（自我认同）；五是“能收获一些新的知识或技能”（自我提升）；六是“能有效缓解自身的烦恼”（自我保护）。其中，前三项分别对应“外在型动机”“社会型动机”和“表达型动机”；后三项均牵涉“内在型动机”，但因子分析结果不理想，综合考量后以第四项“自我认同”来代表内在型动机。②

反映能力因素的变量有“收入水平”“受教育水平”和“新媒体使用”三个。收入水平衡量的是受访者过去一年（2019年）的个人总收入情况，选项共分六档，赋值为1～6。在受教育水平上，对问卷中的初始选项进行合并，处理为虚拟变量。若受访者选择了“大专”“本科”或“研究生及以上”等项，即视为其接受过高等教育，赋值为1，反之为0。新媒体使用来自两个问题：“您平时是否会关注‘XC大妈’微信公众号上发布的信息”和“您平时是否会关注志愿服务平台上发布的信息”。两题选项都分作五档，赋值为1～5。由于两题具有很高的内部一致性（Pearson相关系数=0.711，Cronbach'sα系数=0.830），因此将其分值相加再取平均数。

反映感知因素的变量有“外部效能感”“内部效能感”和“绩效满意度”三个。外部效能感来自“您认为志愿者是否在‘平安XC’建设中起到了重要作用”一题；内部效能感来自“您是否能够轻松完成所负责的任务”一题；绩效满意度来自“您认为A市目前的治安状况如何”一题。三题选项都分作五档，赋值1～5。

3.控制变量

本文使用的控制变量有五个，包括“年龄”“女性”“住房产权”“受害经历”和“保障条件”。在控制年龄的基础上，加入了年龄的平方项，以探究年龄和因变量之间是否存在非线性关系。女性为虚拟变量，若为女性赋值为1，男性赋值为0。住房产权和受害经历也处理为虚拟变量，若符合要求赋值为1，反之为0。保障条件来自两个问题：“您最希望获得哪些类型的保障”和“您曾获得过哪些类型的保障”，选项囊括九种类型：服装设备、岗位培训、人身保险、健康检查、心理疏导、文体娱乐、荣誉表彰、物资慰问、金钱补贴。第一题限选三项而第二题不做限制，然后将答案进行匹配，若某选项在两道题中都被选择即赋值为1，然后将所有选项的分值加总。此外，本文还基于样本来源控制了地区固定效应（见表2）。

表2 变量汇总

（三）模型设定

由于本文数据为截面性质，且所选变量基本聚焦于个体层面，因此选择以普通最小二乘法（OLS）为基准模型。所有回归模型使用的都是聚类稳健标准误，以消除潜在的异方差问题。模型设定如下：

其中，Coproduction代表共同生产投入（服务时长和未来意愿）；β0为常数项；Motivation代表动机因素（外在型、内在型、社会型和表达型）；Ability代表能力因素（收入水平、受教育水平和新媒体使用）；Perception代表感知因素（外部效能感、内部效能感和绩效满意度）；Control代表控制变量（年龄、年龄平方、女性、住房产权、受害经历和保障条件）；ε为误差项。

四、实证结果

（一）描述性统计

在回答“为何参与”之前，先就社会治安服务共同生产的表现形式做一介绍。问卷中设置了“您曾参与过以下哪些类型的活动”一题，受访者可根据自身情况任意勾选一项或多项。数据显示，受访者最常参与的共同生产活动为治安联合巡逻、邻里守望互助、法制知识宣传和交通文明劝导；其次是矛盾纠纷化解、地铁站点执勤和灾害隐患排查；至于特殊人群防控、信息线索收集、突发应急救援、食药安全监督以及其他类型活动的普及度相对较低（见图1）。由于本文定义的共同生产主要指志愿服务途径下的集体性活动，因此排除了纯粹的私人行为，如为自家购买防盗锁、警报器、监控器等防护装置。

图1 共同生产活动类型的条形图

接下来，实证分析的重点放在本文的核心研究问题上，即影响公民参与共同生产的因素有哪些。首先，是对模型中变量的描述性统计（见表3）。从因变量来看，服务时长的原始值从最低的0.5到最高的216不等，呈严重右偏态，表示共同生产投入在样本群体中确有明显分化；未来意愿的得分整体偏高且离散程度小，呈严重左偏态，表明受访者普遍持有继续参与共同生产的态度。③从自变量来看，在动机方面，内在型动机和表达型动机的出现频率要远高于外在型动机和社会型动机；在能力方面，收入水平整体处于中偏下的位置，具有高等教育经历者约占四成，新媒体使用程度较高；在感知方面，得分均处于高位，表明受访者对于自我效能感和社会治安服务现状较为满意。从控制变量看，样本覆盖了从青年到老年的各个年龄层，但以老年人居多；女性受访者接近六成，符合女性更活跃于社区事务的现实情况；拥有当地住房产权者约占六成；曾遭受过侵害者的比例很低，不足一成；保障条件大概处于中等水平。

表3 变量描述

其次，本文对所有变量进行了相关性检验，限于篇幅此处只呈现因变量和自变量间的相关关系（见表4）。结果显示，自变量大多与因变量显著相关。鉴于部分自变量之间也存在显著的相关关系，为了避免可能存在的多重共线性，本文还做了方差膨胀因子（VIF）检验。结果显示，平均方差膨胀因子值为5.60，未超过公认的警戒值，有理由认为回归模型不存在严重的共线性问题。

表4 相关性检验

（二）回归分析

1.主回归结果

主回归结果包含四个模型，其中模型一和模型三只加入自变量，模型二和模型四进一步控制了其他变量和地区固定效应（见表5）。

表5 主回归结果

模型一和模型二针对服务时长。结果表明外在型动机和新媒体使用会显著增加服务时长，H1、H7成立。社会型动机和收入水平产生相反效果，H3、H5不成立。在控制变量方面，年龄与服务时长存在正相关，H11成立。

模型三和模型四针对未来意愿。此时，新媒体使用依然对因变量有正向作用，H7成立。随着外部效能感和内部效能感的增加，未来意愿也会相应提高，H8、H9成立。

2.分组回归结果

为探究群体间的异质性，本文尝试将全体样本划分为老年组和非老年组。若受访者的年龄达到60岁及以上，归入老年组，其余归入非老年组。组间均值t检验表明，两组的平均共同生产投入水平确有差异，老年组的服务时长和未来意愿均显著高于非老年组（见表6）。因此，又分别针对老年组样本和非老年组样本进行了回归分析。分组回归结果包含四个模型，其中模型一和模型三基于老年组样本，模型二和模型四基于非老年组样本，全部模型都加入了控制变量和地区固定效应（见表7）。

表6 组间均值差异检验

表7 分组回归结果

模型一和模型二针对服务时长。在老年组中，外在型动机、表达型动机和新媒体使用对服务时长有着积极影响，H1、H4、H7成立。社会型动机和收入水平与之相反，H3、H5不成立。在非老年组中，社会型动机、收入水平和绩效满意度之于服务时长的负向作用更加突出，H3、H5、H10不成立。

模型三和模型四针对未来意愿。在老年组中，服务时长会因外部效能感、内部效能感以及保障条件的提升而增加，H8、H9、H15成立。在非老年组中，新媒体使用和外部效能感的增加对未来意愿具有促进效果，H7、H8成立。而若受访者具有高等教育经历，则会有边际性的抑制效果，H6不成立。

3.稳健性检验

为确保回归结果的稳健性，本文还用“参与范围”代替“服务时长”、用“高参与意愿”代替“未来意愿”，重新测量共同生产投入水平。

参与范围来自“您曾参与过以下哪些类型的活动”一题，在描述性统计部分曾有介绍。每一选项都被处理为虚拟形式，若被选择赋值为1，反之为0。然后加总所有选项，计算出新变量的值。服务时长关注了共同生产的强度，参与范围则侧重于共同生产的广度，从不同侧面展现了公民的投入程度。基于OLS回归，建立了以参与范围作为因变量的三个模型（见表8）。模型一对应全体样本，其中对因变量有显著正向影响的是外在型动机、表达型动机、受教育水平、新媒体使用、外部效能感和保障条件，H1、H4、H6、H7、H8、H15成立。模型二对应老年组样本，表达型动机、新媒体使用和外部效能感依然发挥着积极影响，H4、H7、H8成立；收入水平、绩效满意度和性别也有类似效应，H5、H10、H12成立；年龄则与因变量存在微弱的倒U型关系，H11不成立。模型三对应非老年组样本，结果与前两个模型部分相似，H1、H7、H15成立；但收入水平的提高会导致服务时长的下降，H5不成立。

表8 稳健性检验（一）

鉴于未来意愿的左偏态分布特征，直接纳入回归模型或多或少存在缺陷。因此，对未来意愿做虚拟化处理，仅区分相对意义上的高意愿和中低意愿。若受访者在原题中选择了“愿意”（原值为6）和“非常愿意”（原值为7）两项，即视为高意愿者并赋值为1，反之为0。由于新产生的虚拟变量不适宜OLS回归，因而采用Logit回归，建立了以“高参与意愿”作为因变量的三个模型（见表9）。模型一对应全体样本，结果表明外部效能感更能促成受访者的高参与意愿，H8成立。模型二对应老年组样本，外部效能感和内部效能感都有助于带来更高的参与意愿，H8、H9成立；但高收入水平却抑制了高参与意愿，H5不成立。模型三对应非老年组样本，依旧是外部效能感起到显著的积极影响，H8成立。

表9 稳健性检验（二）

（三）结果汇总

通过主回归、分组回归及相应的稳健性检验，一共建立起十二个包含完整变量的模型，初步检验了本文提出的研究假设（见表10）。从中可以清楚看出，最显著影响共同生产投入的变量为外部效能感、新媒体使用、收入水平和外在型动机，而社会型动机、表达型动机、受教育水平、内部效能感、绩效满意度以及保障条件、年龄、性别等也对共同生产投入有一定影响。至于内在型动机、住房产权和受害经历，则与共同生产投入无明显关联。

表10 假设检验结果汇总

五、影响公民参与的因素：动机、能力与感知

实证分析部分证明动机、能力和感知等因素对于公民参与确有实质影响，与共同生产研究领域的经典文献形成呼应。基于此，本文希望就“公民为何参与公共服务的共同生产”进行深入探讨，揭示相关影响因素的作用机理。

（一）动机面向：多维的行动激励

动机揭示了公民的行为目的，也流露出公民对共同生产收益的预期，实质上是一个“想不想”参与的问题。由于本文关注的是集体性共同生产，收益具有非排他性或排他的成本很高，不可避免地触及集体行动困境。如何激发潜在参与者的热情、减少搭便车现象，是现实中必须解决的难题。

在经济理性人的假定下，诱发共同生产行为的最直接动力便是有形的物质报酬，如公民义务参与社区巡逻或向警察机构提供犯罪线索，无疑是为了获得更安全的生活环境。但鉴于公民对良好社会治安有着普遍需求，所以本文在测量外在型动机时采用了更具象的表述——“为个人简历添彩”，这在典型的志愿服务动机研究中往往与职业发展相联系。结果表明，外在型动机确实促进了共同生产投入（非老年组的参与范围和老年组的服务时长），且不同年龄组对“回报”的理解有所区别。中青年群体更偏向于扩展参与的多样性，从而有利于丰富个人履历，为求职或晋升等提供帮助。老年群体一般没有职业发展的考虑，他们的外在型动机在于伴随共同生产而来的“声誉”。一位较高龄的志愿团队负责人就表示：“自从开始组织活动，那我可是出名了”。虽然老年人的参与广度可能因身体素质、知识技能等受到制约，外在型动机依然会促使其在有限的活动类型中投入更多精力和时间。

尽管外在型动机扮演了重要角色，既有文献也明确指出共同生产者具有非外在的动机，诸如内在型、社会型和表现型等。针对内在型动机，检验结果显示其对共同生产并无显著影响，但这有悖于作者直观的感性认识。基于个案来看，一些积极参与服务的志愿者都表现出强烈的内在型动机，如收获成就感、调节情绪等。该现象之所以未能推及大样本中，大概是由测量误差引起的。首先，内在型动机的意涵较为丰富，测量时难以完全反映这些内容。问卷中涉及的三个题项分别指向了自我实现、自我提升和自我保护等方面，然而随后的因子分析没有满足统计学意义上的有效性要求。经过权衡，只得以选择频率最高的“自我实现”来测量内在型动机。其次，有学者利用自我效能感来代指内在型动机，本文也证明了自我效能感能够增加共同生产投入。但本文不认可将二者等同的做法，故将自我效能感归入感知因素。

社会型动机意味着公民出于社交需求参与共同生产，以取得加入某个社会网络的资格，或巩固原有的成员身份。据此可假设公民具有社会型动机，那么共同生产投入将会上升。经检验，社会型动机的确影响了个人的共同生产投入，但作用方向与设想中的相违背。该情形说明基于社会型动机的参与或许只是短暂的从众行为，类似于“既然他人都这么做，我也应该照办”的想法。本文对社会型动机的测量，恰是来自“周围的许多人都参与了”一项，暗含了随大流心理的成分。部分参与者的目标仅是被团体接纳为“我们”中的一员，属于浅尝辄止的参与举动，因此社会型动机不仅没有使他们继续扩大投入，甚至相比于其他人反而造成了服务时长的下降。从理想角度来说，对社会型动机的讨论尚需结合更完整的社会资本概念，在社会网络以外还包含社会信任、互惠关系等维度，之后的研究可依此改进测量方法。

无论是外在型、内在型还是社会型动机，其实都是不同形态的利己动机，即试图通过参与共同生产来获得私人收益。与此同时，共同生产并非纯粹地以自我为中心，定然带有利他的色彩。况且本文将共同生产界定为志愿参与途径下的公共服务提供方式，天然就与志愿精神、利他主义等紧密相关。以共同体为中心的表达型动机代表着鲜明的集体价值导向，如此本文便设置了“希望能为社区多做贡献”的题项来衡量表达型动机，将共同生产与社区福祉相联系。实证结果同假设一致，表达型动机对共同生产确有积极影响，且多发生在老年组中。老年志愿者们大都生于斯、长于斯，对当地有着很深的感情，愿意为之奉献余热。青年人尤其是后迁入者的社区情结则相对不明显，减弱了表达型动机的感召力。总之，除作为服务供给手段的工具价值，共同生产还承载着社会纽带、公民品格、道德承诺等规范价值。

（二）能力面向：开放的行动空间

如果说动机是最强力、展露主观意愿的影响因素，那么公民的能力和资源便是共同生产所倚靠的客观基础，实质上是一个“能不能”参与的问题。维持共同生产的高效运转有赖于各方参与者不断投入资源，更遑论共同生产倡议本是一类“元公共品”，牵扯到二阶成本负担。

就消费生产者一侧来看，公民付出的资源一般是时间或金钱，也包括某些知识、技能等。正因共同生产是有成本的，公民在参与时需要跨越隐藏的门槛，导致只有特定群体能够加入其中并分享收益。这种现象使共同生产遭受了严厉的道德批判，即共同生产成为部分人群的特权，造成社会公平状况的持续恶化。倘若共同生产真的是“少数人的游戏”，可以预计高能力者将相应投入更多。本文以常用的收入水平和受教育水平来衡量个人能力，但得出的结论与假设情形有所出入。一方面，收入水平的增长几乎没有带来共同生产投入的提高，相反还起到了抑制作用，在非老年组中尤为突出；另一方面，高学历有时能增加共同生产投入，但在非老年组中也存在负相关的例子。

以往研究表明，处于相对劣势的群体通常有更高的公共服务依赖度，所以社会经济地位对共同生产的影响或不显著，或作用方向相反。[61][62]本文同样发现资源富裕程度没有构成绝对的进入门槛，共同生产可以是开放性的，而非只是高能力者的“俱乐部”。当然，由于接受问卷调查的志愿者主要参与时间密集型活动，如治安巡逻、邻里守望、交通劝导等，有可能使收入和学历等因素的贡献被低估。对中青年人而言，他们在经济和教育方面较老年人具备一定优势，不过他们往往忙于本职工作而缺乏必需的闲暇时间，因此参与共同生产的程度反而较低。

公民面临的某些能力制约是可以被克服的，特别是随着信息通信技术（ICT）的普及，借助新媒体平台来优化资源互动结构已十分常见。许多志愿者日渐习惯在智能终端设备上接收相关信息，如微信、微博和志愿云系统等。以微信为例，由X区政法委平安办运营的官方公众号“XC大妈”于2015年开通，承载着线上融媒的重要功用。志愿者们一方面通过微信公众号知晓服务项目的最新进展，另一方面也通过微信群来组织和协调活动。理论上新媒体的应用有助于提高信息的即时性和可及性，所以本文将公民在共同生产中使用关联新媒体的频率纳入模型，并证实了前述猜想。新媒体使用对共同生产投入的影响完全是正面的，且显著次数在所有变量中名列前茅。

该结果背后潜藏的机理，是新媒体能够降低信息结合成本，实现信息在参与者间的充分流通和便捷获取。这既增强了公民的实际参与能力（赋能效应），还拓宽了宣传的触及面和吸引力（扩散效应）。考虑到代际间的数字鸿沟，新媒体使用之于老年组和非老年组的意义不尽相同。前者原有的信息渠道相对单一，因而新媒体可方便其吸收更多共同生产所需的资讯和知识，达成赋能的效果进而增加服务时长和参与范围；后者本来就熟练掌握数字产品的操作技巧，因而新媒体主要是加深其对共同生产活动的理解，引起他们的兴趣并提升未来参与意愿。最后不得不提的是变量测量中存在的内生性风险，即不是由新媒体使用带动了共同生产投入，而是因为参与了志愿服务才更频繁地去关注相关讯息，后续有必要采取调查实验、田野实验等方法来消除这种逆向因果。

（三）感知面向：适时的行动反馈

感知因素在共同生产中起着反馈-调节的功能，映射了公民对自身投入“有无意义”的考量。笼统地讲，动机与感知都带有主观色彩，是个人心理活动的写照。但二者不应混为一谈，动机更倾向于是共同生产的前置因素，感知则发生在共同生产的过程之中。

从前文的假设可以看出，自我效能感之于共同生产的重要意义已有不少经验证据支撑。但是这些研究所测量的效能感，准确地说应称作政治效能感（Political self-efficacy），即关于普通公民能否为现实政治和社会带来改变的信念。政治效能感反应的是抽象意义上的社会态度，并不直接与共同生产发生联系。因而本文选择以细分后的外部效能感和内部效能感来辅助分析，回归结果符合理论预期。首先，外部效能感是最能显著激发共同生产投入的变量，在所有样本类型中皆有体现。假如受访者认为平安志愿服务为当地社会治安做出了贡献，其未来的参与意愿将随之提高。其次，内部效能感也发挥了显著的积极作用，多出现在全体和老年组样本中。若受访者认为所承担的任务是可以被轻松完成的，以后就更愿意保持投入。该变量在非老年组中不显著，原因在于他们很少会觉得本文情景中涉及的共同生产活动是困难的。

通过比较动机、能力和感知三类因素，不难发现前两类因素在针对未来意愿的模型中均不显著，此时起关键影响的是自我效能感。由此可见，公民的投入程度不是既定的，会因参与过程中得到的反馈而产生动态变化。共同生产的志愿性和民主性给予参与者适时调整决策的余地，不止有默认的“忠诚”（Loyalty），更保留了“发声”（Voice）的权利和面临糟糕局面时“退出”（Exit）的自由。而另一些时候，共同生产也许是服务供给中不可或缺的环节，自我效能感在强制参与的背景下是否生效仍然存疑，但这不在本文的讨论范围之内。

除了自我效能感，公民对公共服务状况的评价也被认为是共同生产的一大诱发因素。一般说来，高水平的服务供给能增进公民对常规生产者的信任感，消除一贯的怀疑心态。凭借公民与公共机构或专业提供商间的良好关系，有望催生双方在公共服务生产领域的深度合作。源于这一推断，本文假设共同生产投入会随绩效满意度的提高而增加，但仅受到老年组样本的微弱支持。相悖的情形一样出现在老年组中，即高绩效满意度非但没有起到促进作用，反而降低了服务时长。尽管这不足以说明老年人对公共服务的绩效更敏感，但值得将来从服务均等化或公平性等角度挖掘成因。而研究假设虽未完全成立，其间隐含的逻辑却不令人费解，意指尚有另一种传导机制。先前就有研究指出，较高的满意度会使公民安于现状，从而没有足够的动力去扩大投入；反之公民对公共服务绩效感到不满，则会有通过共同生产来补足短板的强烈愿望。[63]

比如，当公民认为目前的社会治安条件无法保障自身安全，便更乐意参加事关社区预防犯罪的活动。因此共同生产不但是追求更优质服务的“锦上添花”，还是缓和绩效赤字的“雪中送炭”。至于绩效满意度与公民参与的相关性到底为正或负，大体取决于共同生产的内容和类别。倘使常规生产者基本取代了公民的角色，绩效满意度的上升就容易减少公民参与；如二者是互补的，高满意度或许能促成公民增大投入。具体到社会治安服务，公民日常从事的义务巡逻、线索搜集等在本质上都可由警察机构全盘负责，但公民的共同生产行为与专业警务工作之间确有相互强化的潜力，于是绩效满意度自然可能包含了双向影响。不过以上论述只局限在社会治安服务的范畴，如有机会还需在其他性质的公共服务领域进行交叉验证。

六、结论

围绕公民参与共同生产的影响因素这一核心研究问题，本文在梳理已有文献的基础上提炼了四类研究假设，并利用有关社会治安服务的调查数据进行检验。实证结果表明：（1）在动机方面，外在型动机和表达型动机会显著增加共同生产投入，社会型动机恰恰相反；（2）在能力方面，新媒体使用对共同生产投入有显著的积极影响，收入水平通常起到抑制作用，受教育水平则兼有正向和负向效应；（3）在感知方面，外部效能感和内部效能感的提升能促进共同生产，而绩效满意度与共同生产投入间同时存在正相关和负相关；（4）关于其他因素，如年龄、性别和保障条件等也产生了一些影响。简而言之，动机因素提供了多维的行动激励，能力因素塑造了开放的行动空间，感知因素保证了适时的行动反馈，一同回应了“公民为何参与”的命题。

基于上述发现，本文认为在下一步的共同生产实践中，应做到：（1）综合考量差异化的个体需求，建立与之相符的动员机制，如通过居民会议等集体活动来加强社区凝聚力，并且确保参与者的合理收益得到兑现；（2）努力降低乃至消除隐性门槛，保障进入渠道畅通，一方面要动员高能力者为公共服务质量的改进提供支持，另一方面也要鼓励暂时处于相对劣势的群体做出力所能及的贡献；（3）着力优化共同生产过程中的个人体验，重视心理调节的影响，如提升参与的自我效能感，向公民宣传现有服务的亮点或坦率指出不足；（4）关注老年和非老年群体、男性和女性间的差异，特别是扩大中青年和男性的参与，平衡共同生产中的年龄和性别结构。

本文的不足之处和展望方向表现在以下三个方面：（1）在分析层次上，重点关注微观层面，没有考虑制度安排或文化传统等中观、宏观背景，之后的研究可适当加入一些外部变量；（2）在样本选择上，受制于现实条件未能做到完全随机抽样，且存在共同来源偏差的风险，以后应加强抽样和数据采集的科学性以降低系统误差；（3）在定量方法上，没有采用精密的因果推断技术，未彻底消除截面数据普遍存在的内生性问题，未来可尝试开展追踪调查或引入前沿的实验方法。

注释：

①有极少部分受访者的现居住地已搬迁到X区之外，但他们仍不时回到原社区从事服务，因此被保留在全体样本中。

②基于主成分法的因子分析结果显示，被提取因子的荷载量为0.453，KMO检验值为0.517，不适宜采用因子分析；而在“自我认同”“自我提升”和“自我保护”三项中，选择后两项者相对较少，因此“自我认同”项更具有代表性。

③需要说明的是，作者在问卷中对“未来意愿”一题设置了干预条件，但这一调查实验不在本文的讨论范围之内。涉及该变量的模型，只选用了未接受干预的样本。