文官政治認知是否與行政中立的價值衝突？以2008年台灣政府文官調查為例

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(1)“Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 文官政治認知是否與行政中立的價值衝突？以 2008 年台灣政府文官調查為例+ Are Political Understandings of the Bureaucrats Incompatible with Weberian Model of Administrative Neutrality? A Case Study of the TBGS, 2008. By. 王光旭*. Guang-Xu Wang Assistant Professor in Public Policy and Management Dept. of Public Administration and Management National University of Tainan Tainan, Taiwan TEL: +886-6-2133111#954 E-Mail: [email protected]. +. 論文發表於 2010 年「循證調查與文官制度研究：理論與實務」學術研討會，2010 年 12 月 18 日，台北；國立政治大學公共行政學系主辦。本文感謝資料分析過程中台南大學行政管理學系胡蘭沁副教授與台南大學教育經營與管理研究所黃建皓先生的諮詢與協助，然文責仍由作者自負。 * 國立台南大學行政管理學系助理教授，聯絡方式：[email protected]。 65.

(2) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 文官政治認知是否與行政中立的價值衝突？以 2008 年台灣政府文官調查為例. Are Political Understandings of the Bureaucrats Incompatible with Weberian Model of Administrative Neutrality? A Case Study of the TBGS, 2008. 〈摘要〉本研究基於循證研究（evidence-based research）的立場，意圖從 2008 年台灣文官調查的資料，以價值衝突的角度，透過探索性因素分析、皮爾森積差相關分析與結構方程模型等方法，檢視台灣文官行政行為中是否存在政治認知與行政中立行為的價值競逐與衝突。根據分析結果，本研究的模式與研究假設均獲得資料的支持：全台灣的文官系統，特別是委任的文官，其偏差的政治認知對其行政中立的行為有直接且負面的影響效果。最後，本研究根據研究結果提出未來研究的建議。. 關鍵字：行政中立、民主治理、政治認知、政治與行政二分. 66.

(3) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 理想：「行政中立此一概念是植基於政府的系統內去區隔政治服務與行政服務者的可能性，並將公共服務去政治化。」1 -Gerald E. Caiden, 1996: 22 現實：「歷史已經明鑒黨派性與人為偏差對政府內的人員配置具有極大影響，中立價值若要實踐必須先審慎考量中立與公平性實踐的問題，然而在現實中，中立價值卻很少被實踐…而且不幸的是，根本沒有人可以在現實的政府運作中，特別是民主的體制，去準確的舉證出現存或曾經存在過政治與行政不相互衝突的例子。」2 -Gerald E. Caiden, 1996: 24, 37. 壹、前言自公共行政理論發韌以來，如何建立一個兼具效率與效能的官僚體系，並讓官僚體系向人民與民選官員負責任，從而實踐民主治理（democratic governance），一直是公共行政學界的一個大哉問。這個大哉問從 Woodrow Wilson（1887）倡議政治與行政二分（the dichotomy of politics and administration）脈絡伊始，「行憲比制憲更困難」3的認知，便指涉了如何能順利地讓「國家意志能夠透過獨立、穩定且負責任的行政官僚被完整地執行」是一個繁複的政治工程。換言之，一個國家要達到民主治理的目標，應該要有兩種政治制度運作上的配合，一為民主的憲政體制（constitutionalism）；二為穩定的文官制度（civil service），兩者缺一不可，過於強調任何一項制度、忽視另外一項制度，都可能會造成治理的反效果（關中，2009）。 Woodrow Wilson 雖然喚起了近代學者對於公共行政研究的注意力，但其觀點同樣也為公共行政領域帶來了百年的困擾，至今為止仍是美國行政學界最重要的議題之一（Fry and Nigro, 1998），也不時地引爆了政治與行政兩者間在理論與實務上的範圍、界限、主導性的學科認同危機。然而美國所經歷的一個世紀有關政治與行政二分的論戰已經清楚顯示，兩者之間在實務上根本無法清楚地劃定界線（Huber, 2007），也引發了諸多如官僚自主性（bureaucratic autonomy; Huber and. 1. 原文如下：The idea of neutrality is based on the possibility of separating political from administrative (public service) careers in government and the politicization of the public service (Caiden, 1996: 22)。 2 原文如下：History has been in great favour of partisanship and partiality in staffing government politics. Certain unusual or exceptional conditions are required before neutrality or impartiality can even be contemplated….Unfortunately, nobody has been able to demonstrate precisely that any such dichotomy existed in the real world of government, centrality not in democratic regimes (Caiden, 1996: 24, 37)。 3 原文如下：It is getting to be harder to run a constitution than to frame one (Wilson, 1887）。 67.

(4) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. Shipan, 2002）與官僚控制（political control of bureaucracy; Frederickson and Smith, 2003; 陳敦源，2009）的疑慮與研究的需求。從現實的角度來說，無論是在從事政治或行政工作的人，觀念上均無法清楚劃分，在決策的規劃與執行過程當中，政治的意識型態與行政行為也無法清楚地劃清界限，導致在行政行為上有諸多不中立的疑慮。 Waldo（1952: 102）認為民主行政的核心問題，就是要調和對民主的渴望與專業權威的需求。其觀點很明確地點出了民主行政在價值與實踐上可能產生的衝突：專業的權威與民主的渴望這兩種價值都是民眾享受民主政治果實必要的存在，然而兩種價值共存卻也呈現出一種難以融合的弔詭。換言之，專業官僚給民主治理造成了一個兩難的困境︰一個強而有力、獨立、非政治化的官僚體制是 Weber 的理想型官僚制所追求的目標，但弔詭的是，理性官僚的存在是一個民主國家維持正常運作不可缺少的東西，其對民主的實踐卻又可能會產生潛在的威脅。由於同樣的原因，民主也給專業官僚造成了一個兩難的困境︰在目前政黨政治這種缺乏連貫性的民主機制下，官僚體制既被要求具有自主性又要處於從屬地位，在同一時刻內既要達成非政治化的效率又被要求傾聽民眾需求，這樣一來就使民主和官僚政治之間形成了一種充滿了麻煩的共生關係，或者說是一種似是而非的自相矛盾的關係︰官僚體制對民主的達成來說是必需的存在，而同時它對於民主又是一個經常性緊張、摩擦以及衝突的來源（吳友明，1998）。民主政治與行政官僚是民主國家政治制度運轉的兩大基石，為了達成民主政治的理想，一方面需要透過專業官僚的管理做為實踐的基礎，但卻又不能讓這種實踐傷害民主政治的運作。為了讓負責任的民主政治與有效率的官僚體制共存，歷史上已發展出許多繁複的管理概念，以作為行政改革的基礎，其中「行政中立」（administrative neutrality）的建立與實踐，便是最具代表性的概念之一。從文官制度的立場出發，行政中立包含了如何從內控的行政倫理，以及外控的制度性機制，建立起以去政治化（unpoliticisation）為目的官僚責任的基礎（Caiden, 1996: 22）；而從系統性的角度，民主政治的達成，與如何控制官僚自主性過於膨脹的能力息息相關。一言以蔽之，便是如何透過制度設計讓文官能夠超越政治（above politics; Miller, 2000），並勇於具體實踐「中立知能」（neutral competence）的價值理念，藉以調和政治與行政間可能產生的模糊與衝突。具體而言，立法院於 2009 年 5 月 19 日三讀通過的《公務人員行政中立法》，便是協助文官在未來能面對並解決政治與行政衝突的制度平台。隨著民主化與政黨政治的成形，行政中立從概念的探討到制度的建立與實踐，是台灣近十餘年來朝野密切關注的行政改革理念，對於台灣政府體制長遠發展的影響不容小覷。然而即使此一議題的探討日益重要，關於行政中立的實證性研究仍然少見。本文以下將從探究文官中立的立場出發，並意圖從 2008 年台灣文官調查的資料，以價值衝突的角度，透過探索性因素分析、皮爾森積差相關分析與結構方程模型等方法，檢視台灣文官行政行為中是否存在政治認知與行政中立行為間的價值競逐與衝突，最後根據分析的結果提出結論與建議。 68.

(5) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 貳、文獻檢閱一、歷史脈絡：政治與行政的價值衝突與意涵任何一種思想或主張，均是當時社會現象的具體反映，行政中立的概念也不例外。關於行政中立此一概念學理上的探討，與西方民主政治的發展密不可分，一般咸認肇始於 Woodrow Wilson 於 1887 年所發表的〈行政的研究〉（the Study of Administration）一文提出的「政治與行政」分立的主張，此一主張也不時地引爆了百年來行政學作為一獨立學科的立場、範圍與認同危機的辯論。不論政治行政兩分在現實的政治場景中是否成立，也不論政府是否僅需要關注在政治的適當範圍之外（administration lies outside the proper sphere of politics），這個百年爭議對於行政中立概念的發展與實踐，卻具有劃時代的重要意義。為何 Wilson 會積極主張行政問題並非政治問題？並強調行政人員必須政治中立？其中一個原因是反映了十九世紀中期後，美國的文官改革者對「分贓」（spoils）政治的不滿與憤怒。由於美國各級政府的政治恩惠任命（patronage appointment）導致貪污、缺乏效率及分贓型的政客出現，1850 年甚至有著名的史學家認為美國聯邦政府充斥著「垃圾」（refuse）人物（彭錦鵬，2002：93），行政人員的政治立場模糊干擾了美國政府運作上的理性與效率。也就是說，文官本身的政治認知也污染了文官本身的行政行為，造成文官行政行為上不公義的可能。事實上，對於聯邦公務員必須保持政治中立的觀念，最早可以溯及十九世紀初美國總統 Jefferson 於 1802 年發佈了一項關於「聯邦雇員政治中立」的通告（Shafrttz et. al., 1986），要求聯邦雇員信守政治上的中立。這個公告顯示了 Jefferson 對聯邦公務員當時影響選舉結果的憤怒與不滿，並促成聯邦政府開始正視文官的政治傾向對國家機器運作的傷害。然在 1883 年《潘得頓法》（the Pendleton Act，或稱文官法）通過之前，政黨分贓制與政治庇護制一直是美國政府選擇聯邦雇員的主要形式。因此，Jefferson 在 1802 年提出聯邦雇員在政治上必須保持政治中立的要求，對於當時的社會環境是具有某種程度的理想主義色彩。 1883 年《潘得頓法》的頒佈與實施，使得美國聯邦政府從前期政府人事管理比較混亂的人治狀態，向具有現代法治意義的管理機制邁進。具體的實踐除了要求聯邦政府文官必須經過公開競爭考試原則進入文官系統，並在文官的考核、晉升堅持功績制（merit system）的原則之外，另外一個重要的內容就是要求文官在政治上保持中立，不能讓文官政治的立場與意識對本身的行政行為有負面的影響。換言之，《潘得頓法》不僅在聯邦政府建立了功績制的原則，且通過了文官制度委員會所頒佈的法律，從法治上進一步的限制了文官參加政治活動，進而使文官能在政治上保持中立。而 Wilson 於 1887 年所發表〈行政的研究〉一文對 69.

(6) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 於政治必須抽離於文官體系之外的主張，也反映了其對於文官改革訴求的支持。後續 Frank Goodnow, Luther Guilck, Leonard D. White, W. F. Willoughby 等學者，承繼了政治與行政分立的原則，並在此基礎上主張建立中立或公平的永業文官制度，確保文官的能力、專業與理性，並引導了以效率為核心價值的行政倫理與實務的發展（Sayre, 1985: 102）。此外，文官獨立於政治之外的法制工作，在英國也呈現了類似的發展，但由於英國內閣制的政治傳統，對於文官系統的設計，並不要求如美國般透過政治與行政二分，將政務人員與事務人員區隔的方式，而是建議透過永業、專業官僚精神的建立，使文官能中立且專業的回應政治首長的領導，並堅信透過文官忠誠性（loyalty）的建立與不涉入政黨活動的制度設計，無論任何政黨取得政權，文官均能有效地連結政治回應與行政效率的需求。首先，在 1854 年由英國國會議員 Stanfford Northcote 與 Charles Trevelyan 所提出的《常任文官組織報告》（Report on the Organisation of the Permanent Civil Service），被視為是英國文官體系奠基的文件（Greenaway, 2004；陳敦源，2009）。這份文件認為英國政府無法在缺乏永業而有效率文官的協助下繼續運作，主張應該要破除透過恩惠制的任用方式進入文官體系，並改以考試的方式選用公務人才，將文官體系建立成一個統一晉用的公共人事系統。再者，1918 年由 Haldane of Cloan 所領導的《政府體制委員會報告》（Report on the Machinery of Government Committee），更再一次地確認功績制的文官任用體系，並倡議把高階文官定位成部長身邊「不可分割之建議者」（advisors with indivisible relationship with the Ministers; Richard, 1997: 236；陳敦源，2009：256）。制度性地透過功績制的任用、升遷與永業來隔絕政治任命人員的影響，並保護文官在國家政策的決策過程中能不受干擾地表達客觀的政策建議。無論是美國的總統制或是英國的內閣制，現代文官系統的建立均隱含了對政治中立價值（neutral value）的要求，也就是要求文官不得因為政治的立場而影響公共利益的實踐，亦避免了文官的專業性被政治系統與自己本身的政治意識干擾的可能性。倘若過於單獨擁抱中立性的價值，文官系統太過「自立」於政治系統的影響之外，也會對民主治理的運作造成傷害。4英美等西方國家，是民主政治（希臘）發展在先，尚未建立起以功績制為基礎的文官制度（羅馬）前，施行的是分贓制、恩庇制等造成黨政不分、文官參差不齊、政黨輪替前後政府運作紊亂的問題。透過對永業文官系統與行政中立價值的建立與法制化，即使政治與行政兩者在是否能透過人為的割裂而實現，以及官僚自主性過強所導致的官僚政治. 4. 這裡指涉了官僚可能會產生同時被要求落實無專業責任（professional responsibility）與民主回應（democratic responsibility）兩個價值的衝突，而調和此兩價值，確保民主治理運作的機制要倚靠良好的官僚控制機制，這也是行政中立價值是否能有效維持的要素之一。一般而言，對於官僚控制的議題，從理論上可以區隔為外部控制（Finer, 1941）與內部控制（Friedrich, 1940）。從外部控制的角度而言，文官必須要服從民選的官員，才能體現責任政治的價值，避免政治權力遭到濫用。然內部控制主張從培訓與社會化的過程，來培養並強化文官職業價值觀，並防止公務員出現倫理越軌的行為。 70.

(7) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 現象，存在著理論與現實上的爭議，然英、美兩國在後續在文官制度上的調整，擺脫了兩世紀以前政治與行政角色糾纏不清的困擾，這種「先希臘後羅馬」的制度設計與鞏固，卻也是行政理論發展史中不爭的事實與成就。. 二、變項定義、關係的探討與研究架構行政中立簡單而言就是為了在行政行為中排除政治立場可能的干擾，也是促成官僚責任的基礎之一（Caiden, 1996: 22），但現實上來說，從行政中立的角度要達成官僚責任卻有理論與實務上的弔詭（王光旭，2010）。從英、美民主政治與對專業文官需求的發展路徑來說，雖然政府職位的分配是掌握政治權力的重要手段，過度強調民主政治下政務人員的管理需求，認為政府應當由選舉的勝利者所組成，才能符合責任政治的要求。此舉可能會引發分贓制的弊端，導致政治與行政相互干擾，造成政策規劃與執行黨意重於民意。然過度強調文官的永業性與專業性，忽視了民選政府在治理上的正當性，官僚體系將因為過度地強調自主性的管理結構，而導致官僚政治的膨脹。台灣民主化後政黨政治的競爭與對民意的妥協，更易使得政治領導與官僚的專業自主呈現價值的衝突。換言之，行政中立的實踐可能會陷入同時被要求落實專業責任（professional responsibility）與民主回應（democratic responsibility）兩個衝突價值的困境（value dilemma; Rourke, 1997: 186），實踐上的難題，也促使了公共行政的研究者想一探價值衝突與行政中立能力的弔詭。進一步言之，陳敦源（2009：47）引用了 Herbert Kaufman（1956）文官改革價值競逐的觀點，認為文官維持行政中立的價值衝突，必須平衡回應性（responsiveness）、課責（accountability）以及責任（responsibility） 5 等三個面向，也就是要同時考量公共利益與專業責任。在實務上，這卻產生了諸多的困難與狀況。比如說：我們假定政治上司掌握違反或順服公共利益政策的選擇權，政治上司的政策意向若符合公共利益，且文官向上級負責與有無專業責任之間沒有任何倫理價值上的衝突，政務與事務的關係相對單純，文官聽從長官命令所反映出對於行政中立中課責性價值的遵守，將有助於民主治理機制的落實。然而倘若政治官員的政策意向是為了討好選民端出政策牛肉，6僅為了黨派的選舉利益強行推動，面對政治上司缺乏理性的政策作為，文官的行政中立能力就必須被展現在維持公共利益的能力並勇於拒絕政治上司的要求。也就是說，面對與政治任命人員偏差的政策意識與規劃方向，文官是否有任何的制度誘因來堅守中立，維持政策的理性與專業性，抗拒政治上司不合理的要求？從《公務人員. 5. Kaumann(1956)的原文的三個價直指涉的是：代表性（representativeness）、政務領導（executive leadership）與中立能力（neutral competence），對照而言代表性即是民主回應性價值，政務領導就是課責價值，而中立能力是責任價值。 6 例如充斥各地的蚊子館就是一例。 71.

(8) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 保障法》第十七條7的規定，頗能成為讓文官在政治上司權力不當使用的可能之下，免除相關政治責任的指導原則，使國家免於陷入脫序與動亂。進言之，從制度設計上的誘因來看，行政中立實踐的前景可期，無論政治領導的決策是否符合公共利益，切實遵守制度化的中立規範確實讓文官可以規避政治責任，保障自身權益，也有助於穩定國家秩序。歸納言之，從民主政治的角度來說，若我們要給行政中立下一個定義，其必須滿足以下兩個條件：一、服膺政治任命人員的領導，忠誠執行上級所交付的任務，向上級負責任（課責性與責任性）；二、謹守公共利益的原則，負起專業的責任，不受到個人黨派背景或政治偏見的影響，並適時回應民眾的需求（回應性與責任性）。在向上級負責與專業責任之間沒有立場與價值的衝突時，行政中立純粹就是聽從上級命令，忠實地去反映政治領導的政策，依據行政法令執行職務，反映的是課責性的價值。但若政治上司的命令有違公益，而且其政策立場與民眾利益發生衝突的時候，官僚也必須有勇於任事的誘因結構，才能真正落實行政中立，反映的是回應性的價值。也就是說，行政中立包含了多元的價值觀念，當課責性與回應性產生衝突的時候，回應性價值的位階的實踐應該高於課責性，反映的是維護公益的能力。台灣文官中立法的實施，便是要給予文官制度化的政治資源來維持其中立的知能。從本文所要驗證的研究問題，倘若文官在政治的認知上是傾向於黨派或政務領導利益，或是在政治素養上有違民眾的公益，就代表與行政中立的價值相互衝突，會影響文官維持其行政中立的態度與能力。從循證調查（evidence-based survey）的角度觀之，任何理論的假設都必須落實到經驗研究的層次，才能提出可信的研究成果與建議，並對實際的行政運作產生助益。就前述學理上的推論，文官本身的政治態度、政治價值與認知，以及與政治任命人員之間的立場與互動，都會影響到行政中立能力中回應性、課責以及責任三個價值的平衡，進而造成政策執行的偏差，對公共利益造成傷害。在經驗研究的累積上，也有類似驗證行政菁英的政治認知與行政改革、行政倫理價值或政策執行間關係的研究（Aerbach, Putnam and Rockman, 1981; Gregory, 1991; Huber, 2007; 陳敦源、呂佳螢，2009）。研究成果大多說明行政菁英的政治態度與認知，會對政府機關的方案選擇或改革走向呈現重大的影響（Aerbach, Putnam and Rockman, 1981; Gregory, 1991; Huber, 2007; Maranto and Skelley, 1992; 陳敦源、呂佳螢，2009）。就行政中立的三大價值而言，我們也可以假設文官本身的政治態度與認知，可能會對行政中立的價值與行為產生影響。也就是說，在研究理論架構的建立上，本文提出以文官的政治認知為前置變項，行政中立行為是結果變項之結構方程模式，並將此結構方程模式架構如圖一所示。其中，潛在的自變項為文官的政治認知，主要以有政治偏好（X1）、專業責任（X2）、政治素養（X3），以及與上司政策立場的差異（X4）來表示，而潛在的依變項為文官的行 7. 公務人員對於長官監督範圍內所發之命令有服從義務，如認為該命令違法，應負報告之義務；該管長官如認其命令並未違法，而以書面下達時，公務人員即應服從；其因此所生之責任，由該長官負之。但其命令有違反刑事法律者，公務人員無服從之義務。前項情形，該管長官非以書面下達命令者，公務人員得請求其以書面為之，該管長官拒絕時，視為撤回其命令。 72.

(9) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 政中立行為，主要以回應性（Y1）、課責（Y2）與責任（Y3）來表示。 H：文官的政治認知（個人政治偏好、專業責任認知、政治素養、與政務上司立場的一致性）對其行政中立行為（回應性、課責與責任）具有直接影響效果。. X1 政治偏好. X2 專業責任. Y1 回應性. H 政治認知. 行政中立. Y2 課責. X3 政治素養. Y3 責任. X4 政策立場. 圖一、結構方程模式圖資料來源：作者自繪. 參、研究方法本研究的目的在於驗證文官的政治態度與認知（個人政治偏好、專業責任認知、與政務上司立場的一致性以及政治素養）與文官本身的行政中立行為（回應性、課責與責任）的關連性模式。在分析結構上，本研究以上述的七個因素作為模式的潛在變數，然後以結構方程模式（Structural Equation Models; SEM）探討七個潛在變數之間的因果關係。在模式的分析上，分成兩個階段進行。首先，藉由探索性的因素分析（exploratory factor analysis）確定原始量表的因素結構與信效度，並找出適合本研究的因素。繼之，在進行第二個步驟之前，資料先依據 Kishton 與 Widaman（1994）及 Cattell 與 Burdsal（1975）等學者認可之項目包裹化（item parceling）的方式求得各因子結構總分平均來代表各觀察變項（轉引自黃方銘，2004），再以 SPSS 軟體，求取各觀察變項之共變數矩陣。最後，以 Amos 統計套裝軟體進行線性結構方程模式的參數估計，適配度考驗與模式確認，藉以驗證本研究的假設。 73.

(10) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 一、研究樣本本論文所使用資料，是 2008 年台灣政府文官調查的資料。文官調查是一種對統治精英的集體經驗探索，過去統治精英的研究過度集中於政治人物，相對而言忽略了文官系統，然而一國治理績效的關鍵主要是在文官系統，此項調查的目的便是要瞭解台灣的文官體系對重要民主治理議題的看法，並為往後官僚行為的循證研究奠定堅實的基礎。本調查是以全國的文官為母體，主要的對象是中央政府機關各部會、各縣市政府，以及各鄉鎮市公所的公務人員，並排除國軍、警察單位、國營事業、公立醫院與公立學校人員，在 2007 年底符合該調查目的的公務人力研究母體共計 130,559 人。在抽樣的過程中，依據政府層級（中央與地方政府）與官等（簡任簡派、薦任薦派、委任委派，以下簡稱簡任、薦任與委任）兩個分層，採取分層隨機抽樣的方式分配受訪樣本，中央與地方應抽取人員比例為 52.5%：47.5%；官等比例為 6.2%：54.9%：38.9%。再者，此一調查考量到訪問失敗的可能性，參考了洪永泰（2005）所提出的膨脹樣本（或擴充樣本的概念），事先將總抽樣人數按比例膨脹為預定樣本有效樣本數 2000 人的四倍，並以其比例於各層次中抽出對應樣本數而組成的所有受訪樣本（蕭乃沂等，2008；蔡秀涓、王千文，2008；陳敦源、呂佳瑩，2009）。 2008 年台灣政府文官調查於 2007 年 12 月底進行前測後，於 2008 年 1 月 24 日至 3 月 14 日進行正式施測，在施測過程中，該調查訪員共計接觸的受訪者共計 3,042 人，最後的成功樣本為 1,962 人，有效樣本回收率為 64.5%。至於成功樣本的基本資料變項的分佈，請參閱下表一。表一、基本資料描述統計基本資料變項性別男女主管別主管非主管年齡 20 歲以下 21-30 歲 31-40 歲 41-50 歲 51-60 歲 61 歲以上政黨認同泛綠泛藍其他資料來源：作者整理. 次數. 百分比 1106 856 396 1565 0 88 536 759 477 97 267 968 668. 74. 56.4% 43.6% 20.2% 79.8% 0.0% 4.5% 27.4% 38.8% 24.4% 5.0% 13.6% 49.3% 37.1%.

(11) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 二、研究工具本研究使用的資料來自於 2008 年台灣政府文官調查，此一調查的主要目的在於瞭解台灣的文官在態度與行為上的研究，問卷量表的起源，依據陳敦源與呂佳瑩（2009）文章，主要是來自於 Aberbach, Putman 與 Rockman 等人在 1981 年所出版的《西方民主社會中的官僚與政治人物》（Bureaucrats and Politics in Western Democracy）一書當中，對於常任文官與政治人物的態度與行為所做的實證調查，並參考了 Gregory（1991）以澳洲坎培拉市與紐西蘭威靈頓市高階文官對於政治與文官關係與角色認知的跨國研究，還有黃東益（2005）參考 Gregory （1991）所建構用以分析 1999 年台灣高階公共管理者的政治態度，整個問卷的設計大致上可以區分為政治容忍度（index for tolerance; ITP）、方案承諾（index of programmatic commitment; IPC）、菁英主義（index of elitism; EI）與對憲政傳統的尊重（traditional constitutionality, TC）。8 本文在資料分析上先根據問卷設計的結構，從政治容忍度、方案承諾、菁英主義與對憲政傳統的尊重挑選出適當的題項進行探索性的因素分析，並依照主成分分析（principal component analysis）與斜交轉軸（oblique rotation）的方式，從當中抽繹出本研究所要使用的分析工具，並在刪除掉特徵值較差的題項後，重新去建構符合資料結構與本研究理論的態度測量量表，並依據理論與建構的題組意涵去重新命名相關因素，得出結果如表二與表三所示。首先，就自變項而言，自變項的題項皆選自 Likert 六點量表的題組，這部分的題項測量的是文官的政治態度與認知，並將每一項觀察指標和題目分為六種程度，分別給予 6、5、4、3、2、1 的分數（6：非常同意；5：同意；4：有點同意；3：有點不同意；2：不同意；1：非常不同意），這些題組中參雜了正向題與負向題，此一因素分析的 KMO 值（.764***）高於判定可接受標準的 0.6，並達統計上的顯著水準，表示因素分析的結果可以被接受；再者，透過斜交轉軸的萃取方法，採 Kaiser（1974）所主張的標準，一共淬取出四個特徵值（eigenvalue）大於 1，且擷取的因素所包含的題項多於 2 題者，做為判斷的依據，並將之分別命名為因素一：「有政治偏好」（X1）、因素二：「無專業責任」（X2）、因素三：「無政治素養」（X3）、因素四：「政策立場」（X4），雖然在 Cronbach α的檢測上，僅有因素一達到 0.7 的接受標準，在信度的適配度上可能較為不良，但由於這些解釋構面均有理論上的意涵，故將其他 Cronbach α低的構面均保留下來，並依照理論的觀點，將所有的題項轉向成分數愈高的時候，表示文官政治的認知愈傾 8. 政治容忍度指標在瞭解文官對於政治人物和政治有關的一般性的認知態度；方案承諾意指在關於政策的決策制訂與執行的過程中，所採取正向或反向的態度，例如：積極的目標導向態度（goalseeking），或是瞞混過去的消極態度（muddlers’ through）；菁英主義指涉的題組為有關文官的政治公平意向，以及支持公民參與政府事務的程度，也可以說是民主敏感度（democratic sensibility）的測量；憲政傳統尊重主要在測量文官對於憲法中有關服從政治領導之傳統與義務，以及是否應該堅守中立的態度與認知（以上皆轉引自陳敦源、呂佳瑩（2009））。 75.

(12) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 向黨派與政客利益，或在政治素養上愈不符合公益，這四個因素總計可以解釋總變異量的 51.814%。表二、自變項因素分析結果（KMO=.764***）因素. 題目. 解釋. 因素. 變異量. 負荷量. 22.500. .781. 有政. V81 雖然幾個政黨在我國政治扮演重要角色，但他們經常造成政治衝突。. 治偏. V82 假使能減少政治人物在政策過程中的影響力，而增加行政部門專家的. 好. 影響力，政府行政效能應可大大提高。. (X1). V79 在我國政策形成過程中，往往太過偏重政治人物及政黨的利益。. .718. V76 政務人員干預行政機關所負責的事務，是我國行政運作的一項隱憂。. .552. 信度 .700. .778. 無專. V26 有效率地利用政府資源，比特定政策的成效來得重要。. 業責. V27 公務人員的工作應該依據法令規章行事，而不是讓他們自己判斷。. .671. 任. V25 在具有政治爭議的政策中，公務人員應避免選擇極端立場的方案。. .665. (X2). V28 政府部門的政策評估做得不夠好，以致無法瞭解政策執行的成效。. .537. 無政. V80 在我國的政治過程中，民間團體的影響往往是負面的。. 治素. V78 政策制定過程中，專業及技術的考量應重於政治的考慮。. -.674. 養. V75 一般而言，為公共政策品質把關的是民選的政治人物，不是公務人員。. .527. 11.212. 10.039. .691. .684. .533. .368. (X3) V46 當政務人員的政策方向與事務人員有所不同時，事務人員在執行上會政策. 變得比較被動。. 立場. V45 政務人員推動的許多政策，只是為了要減少事後被民眾究責，而不是. (X4). 真為民謀福。 V44 當政務人員將政策失敗的責任歸給事務人員時，事務人員的工作態度. 8.063. .806 .748 .673. 會變得比較消極。. 資料來源：作者整理再者，就依變項的探索性因素分析而言，依變項的題組皆選自問卷中 Likert 五點量表的題組，這些五點的題項測量的是文官的行政行為，每一項觀察指標和題目均分為五種程度，分別給予 5、4、3、2、1 的分數（5：從未遇過這種狀況； 4：從不會這樣做；3：偶而這樣做；2：經常這樣做；1：總是這樣做），題組中也參雜了正向題與負向題，此一因素分析的 KMO 值（.780***）高於判定可接受標準的 0.6，並達統計上的顯著水準，表示問卷資料適合進行因素分析；再者，與自變項一樣，透過主成分分析與斜交轉軸的萃取方法，採 Kaiser（1974）所主張的標準，以特徵值大於 1，且擷取的因素所包含的題項多於 2 題者，做為擷取因素判斷的依據，一共淬取出四個因素，並參照陳敦源與呂佳瑩（2008）的命名與解釋邏輯9，將原本包含於官僚回應性、課責與責任概念的題項分別命名為因素一：「非黨派行為」（Y1）、因素二：「有公共責任」（Y2）、因素三：「非順服行 9. 本研究在非黨派行為、非順服行為與公益優先三個因素構面與陳敦源、呂佳瑩（2008）的分析結果一致，但命名與方向並不一致。 76. .643.

(13) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 為」（Y3）、因素四：「公益優先」（Y4）。在 Cronbach α的檢測上，僅有因素三沒有達到 0.7 的標準，因素的適配度與一致性較自變項的構面優良，然而由於此一解釋因素具有理論上的意涵，故也將其因素保留下來。為何本研究與陳敦源和呂佳瑩（2009）在因素上的命名與方向不同？前述論及，文官的中立行為至少包含兩種面向，一為是否能有效的反映並執行政治任命人員的政策，最明顯的要求就是依法行政與課責性，二為是否在行政行為上以公共利益為依歸，也就是說除了依法行政之外，還要有維護公共利益的道德良知與勇氣，也就是回應性。但兩者之間可能會因為政治任命人員政策偏好是否符合公共利益，而導致文官在聽命令與有回應性的中立價值間產生衝突。本研究在確定依變項因素的命名與題項的方向時，將維護公共利益的價值擺在比聽命令更高的位階，也就是說，當政治上司違反公益的時候，文官應該要有 Say No 的勇氣與行動，而不是僅是聽從上司命令，助紂為虐。據此，本研究依照理論的觀點，將所有的題項轉向成分數愈高的時候，在態度上以實踐公共利益的價值為題項方向的依歸，代表的是愈重視民眾的利益就愈能反映出行政中立的價值，這樣的命名與轉換方向的好處，就是在變項的分析與解釋上比較具有一致性，均是以考量公共利益的狀況得分較高。據此，原本在陳敦源與呂佳瑩（2009）的因素為順服行為的（對政治首長的課責性），在本研究改換方向變成非順服行為，而原本的無名行為（以首長的政策立場為優先）則轉換方向變成公益優先。總的來說，這四個因素總計可以解釋行政中立總變異量的 65.361%。表三、依變項因素分析結果（KMO=.780***）因素. 題目. 解釋. 因素. 變異量. 負荷量. 30.585. .803. 非黨. V66 當我對民眾提供服務時，會視當事人的政治立場而有所不同。. 派行. V64 當我向主管提出建議時，我會受到自己政治立場的影響。. .795. 為. V65 當我向主管提出建議時，我會受到主管政治立場的影響。. .794. (Y1). V67 我在作內部管理措施的決定時，會將當事人的政治立場列入考量。. .782. 公共. V72 我會為政策（或業務）的成敗負責。. 責任. V73 我會負擔政策（或業務）程序上的責任。. .916. (Y2). V71 在我所負責的政策（或業務），我會爭取更多公開討論的機會。. .678. 非順. V63 當主管推動一項合法但與公共利益相衝突的政策，我會順從他的指示。 10.384. .740. 服行. V62 當主管推動的政策與我的專業意見不同，我會依照他的偏好提供意見。. .736. 為. V61 不論主管交代什麼，我只會執行那些程序上合法的政策。. -.590. 15.841. .930. 信度 .813. .807. .498. (Y3) 公益. V69 我會在沒有主管授權的情況之下對外就公務議題發言。. 優先. V70 當主管推動合法但與公益衝突的政策，我會透露給受影響個人或團體。. .828. (Y4). V68 我會試圖向外界透露那些程序上有瑕疵的政策決定。. .784. 資料來源：作者整理. 77. 8.551. -.829. .763.

(14) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 根據以上對於分析工具的整理，依據因素分析後的題項與資料結構，本研究可將原本的研究假設與架構修正如下：. H：文官政治認知的偏差程度（個人有政治偏好、無專業責任認知、與政務上司政策立場的一致性以及無政治素養）對其行政中立行為（非黨派行為、公共責任、非順服行為與公益優先）具有直接、負向影響效果。. X1 有政治偏好. X2 無專業責任. Y1 非黨派行為. H (-) 政治認知偏差. 行政中立. X3 無政治素養. Y2 公共責任. Y3 非順服行為. Y4 公益優先. X4 政策立場. 圖二、修正後結構方程模式圖資料來源：作者自繪. 肆、分析與討論由於進行樣本資料分佈之偏態與峰度尚在可接受的範圍，因此以最大概似估計法（Maximum Likelihood, ML）進行參數估計，以及理論模式與觀察資料的適配度考驗。本文依據 Bagozzi 與 Yi（1988）的建議，從整體模式適配標準評鑑以及模式中潛在變項之間的效果來檢證結構方程模式（轉引自余民寧，2006）。本研究在自、依變項所使用題項的描述統計分佈（未轉向）也請參閱附錄一。在進行結構方程模式的分析之前，為避免違反結構方程模式的假定，本研究也先將原本 N=1,962 人的樣本扣除掉遺漏值、不清楚或拒答的樣本，最後得出的樣本為 N=1,897，並以 N=1,897 的資料進行分析。 78.

(15) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 一、皮爾森（Pearson）相關分析表四為各觀察變項的平均數、標準差、相關係數與資料分配的情形。學者建議要進行最大概似估計法對於參數的估計，必須建立在觀察變項符合常態分配此一假定上（Joreskog and Sorbom, 1993）。因此，本研究在使用 AMOS 進行參數估計前，先以 SPSS 統計套裝軟體進行資料檢核。從觀察資料之偏態與峰度予以檢驗本研究的觀察變項是否符合常態分配之假定。Kline（1998）指出，當偏態絕對值小於 3.0，峰度絕對值小於 10.0 時，可視為符合常態分配。由表四可知，本研究八個觀察變項無論是偏態或峰度均在範圍值之內，故本研究各觀察變項資料符合常態分配之假定，因此可採用最大概似估計法進行模式之參數估計與模式適配度考驗。就相關係數而言，每個自變項在統計上僅與某些依變項具有顯著但不強烈的相關性，而就自變項與依變項各個構面之間雖均達統計上的顯著，但根據其相關係數強弱而言，並沒有造成共線性（collinearity）的疑慮，顯示構面之間具有良好的區隔性，故可以繼續進行模式適配程度的檢驗。表四、各觀察變項的平均數、標準差、相關係數與資料分配（N=1,897） X1. X2. X3. X4. Y1. Y2. Y3. Y4. 政治認知偏差 X1. 1.000. X2. .305**. 1.000. X3 -.192** -.104**. 1.000. X4. .415**. .169** -.097**. 1.000. Y1. .005. .069**. -.037. Y2. .075**. Y3. -.007. .024. .024. Y4. .071**. -.012. -.039. 平均數. 20.003. 20.063. 12.573. 13.528. 16.692. 9.804. 10.478. 7.950. 標準差. 2.464. 2.216. 1.887. 2.240. 2.353. 3.373. 1.868. 1.137. 偏態. -.436. -.722. -.356. -.400. -.675. -.764. .089. .956. 峰度. .217. 1.909. -.021. .958. 1.409. -.381. .091. 1.977. 行政中立 .082**. .033 -.063**. 1.000. .005 -.122** -.054*. .298**. .108** -.391**. 資料來源：作者整理（*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001）. 79. 1.000 -.056*. 1.000. .173** -.236**. 1.000.

(16) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 二、理論模式之適配度考驗模式適配度考驗之目的乃是要從各方面來評量理論模型是否能解釋實際觀察所得的資料（Anderson and Gerbing, 1988）。本研究以文官「政治認知」與「行政中立」探討兩者之間的線性結構模式之適配度，在模型適配度的檢驗上以基本適配度評鑑與整體模式適配度（overall model fit）來評量假設模式。首先，基本適配度在皮爾森積差相關中已經避免了自、依變項共線性的疑慮，在潛在變項間因素分析之參數估計值可知，標準化的所有估計值皆無負的誤差變異，所有估計值的誤差變異皆達顯著水準，換言之，從基本適配度顯示基本的適配標準達理想的評鑑結果，可以繼續進行整體模式適配度的分析。整體模式適配度在評量整個模式與觀察資料的適配程度，亦即評量模式的外在品質（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005：312）。根據 Hair、Anderson、 Tatham 與 Black（1998）的建議，整體模式適配度考驗應包含絕對適配度（measures of absolute fit ）、增值適配度（ incremental fit measures）、精簡適配度（parsimonious fit measures）三方面的評量。絕對適配度在評量理論模式可以預測觀察資料之共變數矩陣或相關矩陣的程度；增值適配度是理論模式和基準模式比較的結果；精簡適配度在評估理論模式的精簡程度。茲將結果整理如表五並分別說明如下：（一）絕對適配度考驗部分本研究假設的理論模式與觀察資料整體適配度卡方檢定χ2＝80.173，df＝19， χ2/df＝4.220，N＝1,897，p＜.001，達顯著水準，表示觀察所得之共變數矩陣與理論上的共變數矩陣均等的假設被拒絕，即本研究假設的理論模式與觀察資料不適配。不過，由於卡方值對樣本數相當敏感，常隨著樣本數而波動，當樣本數愈大時，χ2會急遽上升，進而達到顯著水準，導致理論模式遭到拒絕（Joreskog and Sorbom, 1993）。因此，本研究必須參酌其他適配度指標（RMSEA、GFI、AGFI、 NFI、NNFI等）來評鑑模式與觀察資料的適配度。本研究所得之RMSEA值為 0.041，小於0.05的嚴格標準，顯示了本研究的結構模型與觀察值之間適配度良好（Hair, et al., 1998）。本研究的GFI 與AGFI 指數分別為0.990與0.980，也符合學者認為0.9之標準（Baggozzi and Yi, 1988），顯示本研究之模式能解釋極高的變異與共變量。. 80.

(17) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. （二）增值適配度部分五項與基準模式比較而得的適配度指數NFI、RFI、IFI、NNFI、CFI依序為 0.938、0.908、0.952、0.928、0.951，皆大於0.9的標準（Hair, et al., 1998），顯見若從增值適配度的角度觀之，各項的指標均顯示這個結構方程模型的適配度屬於合適的模型。（三）精簡適配度部分本研究以PGFI 、PNFI 、PCFI 、與CAIC 為精簡適配度的指標，所得之PGFI、 PNFI、PCFI依序為0.522、0.636、0.646，皆大於0.5的標準（陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，2005：363）。所得的AIC 值為114.173，比獨立模式AIC的1301.997 要小，符合理論模式的AIC 必須小於獨立模式的AIC值之標準（Joreskog and Sorbom, 1993）。此外，所得的CAIC值為225.489，比飽和模式CAIC值307.729 與獨立模式CAIC值1354.382要小，亦符合理論模式的CAIC 必須小於獨立模式的 CAIC 之標準（Joreskog and Sorbom, 1993）。綜合以上，顯示本研究之模式與觀察資料的整體模式適配度大致達到理想標準，且為一精簡模式。. 81.

(18) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 表五、整體模式配適標準指標（一）絕對適配度考驗 χ2 χ2/df RMSEA GFI AGFI （二）增值適配度考驗 NFI RFI IFI NNFI CFI （三）精簡適配度考驗 PGFI PNFI PCFI Model CAIC Saturated CAIC Independence CAIC 殘差分析 SRMR 資料來源：作者整理. 標準. 模式結果. 介於1-3 至少<0.1，最好<0.05 >0.90 >0.90. 80.173 80.173/19 0.041 0.990 0.980. >0.90 >0.90 >0.90 >0.90 >0.90. 0.938 0.908 0.952 0.928 0.951. >0.05 >0.05 >0.05. 0.522 0.636 0.646 225.489 307.729 1354.382. MCAIC<SCAIC<ICAIC. <0.05. 0.000. 三、模式各潛在變項間效果在檢驗整體模式之適配度後，為了瞭解潛在變項間的結構關係，尚須比較各潛在變項間的效果，亦即探討政治認知偏差與行政中立行為因素相同時能解釋實際觀察所得資料的程度。以下將分析結果加入路徑係數形成「政治認知偏差與行政中立因素結構圖」，如圖三所示，而因素結構的參數估計值則整理如表六加以對照說明之。根據圖三與表六，從觀察面向的誤差變異量檢視，政治認知偏差四個面向的因素負荷量分別為：有政治偏好 X1（.850）、無專業責任 X2（-.358）、無政治素養 X3（.227）、政策立場 X4（.488），而這四個觀察變項誤差變異量依序為：有政治偏好 X1（.277）、無專業責任 X2（.872）、無政治素養 X3（.948）、政策立場 X4（.948），從潛在變項的解釋力來看，亦即政治認知偏差可以解釋這四個觀察變項的變異量為：72.3%、12.8%、5.2%、23.8%，可見在自變項中，有政治偏 82.

(19) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 好為最佳的觀察變項，遠高於其他變項。另一方面，行政中立此一構面四個面向的因素負荷量分別為：非黨派行為 Y1（.659）、公共責任 Y2（-.218）、非順服行為 Y3（.421）、公益優先（-.599），而這四個觀察變項誤差變異量也依序為：非黨派行為 Y1（.566）、公共責任 Y2（.952）、非順服行為 Y3（.823）、公益優先（.641），亦即行政中立可以解釋這四個觀察變項的變異量為：43.4%、4.8%、17.7%、 35.9%%，可見在結果變項中，非黨派行為為最佳的觀察指標，而公益優先為次佳的觀察指標。 .995 .277. X1 有政治偏好. .850***. .659***. -.218**. * X2 無專業責任. 政治認知偏差. .227***. .948. .566. -.073*. -.358**. .872. Y1 非黨派行為. 行政中立. Y2 公共責任. *. .952. .421***. Y3 非順服行為. X3 無政治素養. .823. .-599** .488***. *. .762. X4 政策立場. Y4 公益優先. .641. 圖三、政治認知偏差與行政中立因素結構圖資料來源：作者自繪（*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001）這裡所謂的公益優先，就是前述在文獻檢閱部分所討論的是否在規劃與執行公共政策立場的考量上會以公益為先，即使公益為先的行政行為可能會有違官僚依法行政的要求。在實務上的運作來說，依法行政與公益優先雖然均是中立能力的一環，但卻可能產生衝突，也會導致政策執行的複雜性。比如說：若政務上司要推動合乎法律與程序的政策，卻不符合公共利益時，強調公益優先的行政中立能力，便與強調依法行政的中立能力相衝突。但本研究是將公益的價值放置到比依法行政更高的位階來考量題項的方向，故在因素分析的時候，便將此一構面解釋為以公益為主分數較多的方向。因此，在因果關係上，就會呈現當政治認知愈偏差的時候，其行政行為就愈不以公益為優先的結果。從自變項與依變項的總體結構模式檢視，在 95%信賴水準的標準下，政治認知的偏差程度會對行政中立行為產生負向且顯著的效果（效果值為-.073），分析結果支持本研究的假設 H：文官政治認知的偏差程度（個人有政治偏好、無專業責任認知、無政治素養以及政策立場）對其行政中立行為（非黨派行為、公共責任、非順服行為與公益優先）具有直接、負向影響效果。也就是說，當文官的政 83.

(20) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 治認知在尊重公共利益的政治素養愈差，而政治的態度上愈傾向以政黨或政務官私人的利益為主，其不利於維持行政中立行為（大眾公益），反而更容易造成行政上的不中立，雖然直接影響的效果不大，但此一結構模式驗證了台灣文官的政治認知與行政中立確實具有價值衝突的情形。表六、潛在變數與潛在變數間的參數估計值未標準化參數估計值. 標準化參數. t值. 估計值. R2. 殘差. 整體. -.103. -.2141*. -.073. .005. .995. X1. 1.919. 9.802***. .850. .723. .277. X2. -.726. -11.746***. -.358. .128. .872. X3. .393. 8.083***. .227. .052. .948. X4. 1.000. .488. .238. .762. Y1. 1.000. .659. .434. .566. Y2. -.475. -6.924***. -.218. .048. .952. Y3. .507. 11.181***. .421. .177. .823. Y4. -.439. -11.420***. -.599. .359. .641. 資料來源：作者整理（*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001）. 四、以背景變項區隔的理論模式潛在變項間效果結構方程模式可用來處理潛在變項之間具有因果關係的假設，潛在變項通常包含多個觀察變項，而觀察變項均必須為連續變數，換言之，結構方程模式並無法處理類別變項，因此往往忽略了個人的背景變項可能產生的差異。為了使資料呈現出更有理論與實務參考意涵的分析，並想要瞭解不同群體之間的差異，本研究以文官服務單位的政府層級，以及文官現職的職等為標準，透過選擇觀察值的方式將資料拆解成中央（N=987）與地方（N=910），以及簡任（N=115）、薦任（N=1,024）和委任（N=758）等五個原始資料檔，並分別以這五個檔案進行結構方程模式的分析，來測量不同政府層級（中央政府與地方政府），不同的現職職等（簡任、薦任與委任）的群體在政治認知的偏差與行政中立行為的因果關係上是否有所差異。進言之，無論從理論或實務上來檢視，本研究均認為文官的不同的背景面對的政治與行政環境均不相同，不同群體所得之觀察資料在模式的因果關係結構上可能有所不同，本研究將進一步驗證之。. 84.

(21) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 政府層級. 政治認. -.055. 知偏差. 行政中立. 政治認知偏差. 政治認. 0.57. 知偏差. 行政中立. 行政中立. 地方. 中央. 現職職等. -.069. 政治認. -.055. 知偏差. 簡任. 行政中立. 薦任. 政治認. -.145*. 知偏差. 委任. 圖四、依據背景變項區隔的結構方程模型資料來源：作者自繪（*p＜.05 **p＜.01 ***p＜.001）如圖四所示，根據上述分析結果，僅有低階的委任文官（-.145*, P<0.05）在統計上具有負向且顯著的效果，故圖形上以實線表示之，其他無論中央或地方，或是屬於高階文官的簡任，或中階文官的薦任，均無法達到統計上的顯著性，表示無法用政治認知偏差來解釋具有這些背景文官的行政中立行為，故圖形上以虛線表示之。換言之，在所有背景的類別變項之中，僅有委任的低階文官的政治認知偏差會負向的去影響行政中立行為。也就是說，當政治的認知愈偏向以政黨或政務官的利益傾向，或政治的素養愈差的時候，委任文官的行政行為會愈不中立，表示在低階文官中確實存在著政治認知與行政中立的價值衝突。從絕對適配度、增值適配度、精簡適配度三個指標來考量此一結構方程模型，大致均達到理想標準，顯示了這個結構方程模型的適配度屬於合適的模型。. 85. 行政中立.

(22) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 至於為何僅有委任的低階文官具有統計上的顯著性，這可能的原因是因為低階的文官在政策過程中較有機會直接接觸民眾，有些低階文官在自己的業務範圍內也有著極高的裁量權。一方面在面對民眾上，可能因為在遇到好欺負的公民時就端起鐵衙門的晚娘面孔，聲稱一切依法行政，但其表現的行為卻不符合行政中立的原則；另一方面，在面對長官或政治壓力上，因為其職等的位階較低，在面對來自長官的壓力或其他政治人物的壓力的時候，便會較容易無法承受，倘若上司的政策立場違反公益或法令，或是政治人物的關說實際違反了行政的程序與合法性，更容易因為考量自己在公部門內職涯升遷的問題，面對長官壓力便大開方便之門，違反行政中立的原則。而在政治或黨派的立場上，低階文官並不像高階文官時常接觸政府政務高層，高階文官對於自己本身政治立場與意向的表達較為敏感，也不容易輕易顯露其政治立場，因為高階公務人員的行政行為可能在實際的政策運作上具有極高的影響力，也要面對更多更複雜的政策環境，必須更有智慧去解決價值干擾的問題，現實上可能較不輕易表達自己的政治意向，但低階的公務人員由於處理的都是細瑣、執行層次的公共事務，行政業務範圍牽涉敏感性政治性議題的狀況可能較少，與一般民眾直接接觸的過程中，可能相對而言在顯露自己的政治意向上便較不敏感，容易誠實顯露出自己的政治傾向或態度。但整體來說，以上的解釋都僅是根據經驗法則的臆測，實際的影響因素為何仍需要更進一步的分析與探索。. 86.

(23) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 伍、結論與建議「行政行為上政治認知與官僚認知的截然二分根本完全與現實不符」 10。 - Gregory A. Huber (2007: 1) 「民主行政理論的核心問題……就是要調和人們對民主的渴望與對權威的需求。」11 - Dwight Waldo（1952: 102）依據民主國家的經驗，一個真正的民主國家不僅僅只有民主的選舉與民選的政府，還要有具備民主素養的官僚組織，也就是以功績制為基礎的文官制度。十九世紀以來，行政中立一直是改革的理想，也是針對分贓政治的反動。伴隨著行政與政治二分價值觀的發展，行政中立制度的確立，一方面可以維持行政效率與政治回應間治理需求的平衡，而文官系統的政治中立，也有利於文官系統與政黨政治間的良性互動，並有益於民主政治的健全發展。然而對於文官系統行政中立的研究，過去大多停留在規範性的探討上，鮮少有根據循證調查的觀點所進行的研究成果，即使行政中立、文官倫理價值等概念在公共行政的教科書一直是必要的篇章，有助於建立文官的行為價值，但理論與實務間的對話仍然缺乏，也無法從經驗研究的角度，確實地指出行政中立在實踐上可能的問題，提出有效的政策建議。本研究為了填補此一研究的缺口，企圖透過 2008 年台灣政府文官調查資料庫探討文官的政治認知與行政中立行為是否產生衝突。在文官政治認知的分析構面上，本研究透過探索性因素分析萃取出有政治偏好、無專業責任、無政治素養以及政策立場等四個因素，為了符合理論探討的面向，本研究將四個因素的方向修正為得分愈高反而愈容易受到黨派與政務上司的影響，政治素養較差，用以代表政治認知上受到政治立場影響的分析構面。此外，在行政中立行為的分析構面中，本研究也依照回應性價值比課責性價值高的位階，透過探索性因素分析萃取出非黨派行為、公共責任、非順服行為與公益優先等四個因素，並將行政中立行為的四個因素當成測量結果變項的指標，藉以探討文官偏差的政治認知是否會與行政中立的行為產生衝突。茲將假設驗證的結果整理成表七，並將意涵說明如下：從表七可知，在全體文官（N=1,897）為分析樣本的結構方程模型中，潛在變項之間效果達到了統計的顯著性。也就是說，自變項文官政治認知的偏差對行政中立行為有統計上負面且直接的影響效果，從模式適配度的角度觀之，此一模型在各項判定指標上也獲得統計上的驗證，顯示此模式適配的情況不錯。換言之，在 10. 原文如下：The stark dichotomy between political and bureaucratic understandings of administrative behaviours is a false one (Huber, 2007: 1). 11 原文如下：The central problem of democratic administration theory, as of all democratic political theory, is how to reconcile the desire for democracy with the demands of authority（Waldo, 1952）。 87.

(24) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 台灣的文官體系中，若政治的認知上愈傾向認同黨派的政治利益或是政治素養愈低，在行政行為上就會愈不中立，此分析結果驗證了本研究的研究假設，文官偏差的政治認知與行政行為間確實會產生價值衝突的狀況。由於結構方程模型無法控制背景變項，為了進一步瞭解個人變項的不同可能產生的差異，本研究進一步將全體文官的結構方程模型根據中央、地方、簡任、薦任、委任等五個不同的身份別的文官類組進行探討，結果發現僅有職等上最低階的委任文官具有統計上負向顯著的影響效果，其他的身份類別在統計上均沒有顯著意義。也就是說，在台灣的低階文官，會發生政治認知上的偏差與行政中立價值與行為上衝突，值得更進一步的探究委任文官產生價值衝突的原因。表七、不同模型結構方程式的驗證彙整模型全體文官中央文官地方文官簡任文官薦任文官委任文官資料來源：作者整理. 結果變數：行政中立－* －－＋－－*. 此外，若要探究哪些因素最能夠解釋政治認知偏差與行政中立的構面，無論在全體文官或是委任文官的分析結果，均顯示出在政治認知偏差的部分，有政治偏好為最佳的觀察指標，其因素內的四個題項代表的意涵為文官是否認為在政策過程中對於政治因素的考慮應該比專業的考慮重要，也就是在政治的意識型態上具有偏差的意向；而在行政中立行為的部分，非黨派行為是最佳的觀察指標，公益優先為次佳的觀察指標。非黨派行為的題項包含了文官在實際的行政運作與政策建議上，是否不會受到黨派與政治立場的影響。也就是說，在全台灣的文官體系，特別是委任的低階文官，若在政策過程當中對於政治因素的考慮比專業的考慮還重要的時候，其行政行為就會愈偏向其黨派、政治上司與政治立場，愈無法維持行政上的中立。而所謂的公益優先，就是前述在文獻檢閱部分所討論的是否在公共政策立場的考量上會以民眾的公益為先，即使公益為先的行為可能會有違官僚依法行政的要求。在實務上的運作來說，依法行政與公益優先雖然均是中立能力的一環，但卻可能產生衝突，也會導致政策執行的複雜性。因此若具體要協助文官具備維繫行政中立的知能，在政治上司的立場傾向公益的時候，要思考如何讓文官能聽從上司的命令，具體實踐上司所交付的任務，但倘若政治上司的政策立場與公共利益相衝突的時候，便要考量如何在制度設計上，協助文官於行政與政策過程中，有誘因與能力去隔絕來自於政治的侵擾與黨派的影響。據此，我國在 2009 年將《公務人員行政中立法》法制化，已為文官制度的現代化工程邁開一大步，彰顯了維護常任文官尊嚴、保障常任文官不受政治干預，並建立公務 88.

(25) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 人員行政法律規範的決心。從本研究統計的結果觀之，文官的政治偏好最容易對行政中立行為有負面影響，《公務人員行政中立法》的實施或許有助於文官隔絕來自政治與黨派的干擾，對行政中立的維持有正面的助益。綜合上述，本研究已經具體回答了所欲回答的研究問題，結構方程模式的適配度與潛在變項間的效果，獲得了資料的支持。然而，雖然模式達到統計上的顯著水準，適配度也良好，但解釋的變異量並不高，可能的原因有二：第一、由於結構方程模型並無法控制個人背景變項，或許控制背景變項（如年齡、教育、主管或非主管職位、區域別）可以解釋大部分的變異，這需要再用其他的統計方法更進一步的檢驗；第二、由於大部分測量文官政治認知與行政行為的題項涉及較為敏感的議題，而題項的設計又在正向題中混雜了許多的負向題，可能會使受訪者答題的困難度增高，或產生隱藏真實答案的答題行為，導致答題的內在一致性偏低，造成有些因素的信度值偏低，也可能因此沖淡了解釋的效果。以上，皆是本研究所面臨的研究限制，未來研究上，本研究也建議可以再針對這些可能的問題去做更為細緻的分析與探索。總的來說，行政中立的實踐，是以不受政治的干預為前提，然政治與行政是否能截然二分，如同本文與本節的前揭語，無論在理論或實務上都令人質疑。換個角度想，治理環境的複雜化，涉入的利害關係日益多元，行政中立的法制化也可能為官僚的行政行為與責任承擔提供了投機的機會與藉口，變成文官逃避行政責任的保護傘。行政中立有其付諸實現的價值，然行政中立與現代的民主價值之間，卻存在有相當程度的弔詭性，兩者間既要相輔相成卻又經常矛盾衝突。在民主制度中實踐行政中立也必須承擔風險，因此 Waldo（1952: 102）才言民主行政的實踐必須調和人民對民主的渴望與權威的需求。台灣雖然在行政中立文化的制度建設上，已跨出成功的第一步，然未來仍可預見還有諸多挑戰尚待克服，值得學界與實務界進一步去探究與深思。. 89.

(26) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 參考書目一、中文部分王光旭，（2010），〈行政中立的過去、現在與未來〉，《T & D 飛訊》，107 期。全文連結： http://www.nacs.gov.tw/NcsiWebFileDocuments/96f6016a52c3660bbfbef9d83ce e165f.pdf，日期：2010 年 12 月 11 日。余民寧，（2006），《潛在變項模式：SIMPLS 的應用》，台北：高等教育。吳友明譯，E.-H. Eva 原著，（1998），《官僚政治與民主》，台北：桂冠。洪永泰，（2005），〈台灣地區各種抽樣調查各種母體定義、抽樣底冊與涵概率的比較〉，《調查研究》，18：9-44。陳敦源，（2009），《民主治理：公共行政與民主政治的制度性調和》，五南，台北。陳敦源、呂佳螢，（2009），〈政治與行政的二分與重整？台灣文官態度與行為的實證分析〉，發表於 2009 年台灣公共行政暨公共事務系所聯合會（TASPAA）年會「全球化下新公共管理的趨勢與挑戰-理論與實踐」，高雄：中山大學公共事務管理研究所主辦。陳正昌、程炳林、陳新豐、劉子鍵，（2005），《多變量分析方法－統計軟體應用》，台北：五南。黃方銘，（2004），《結構方程模式在教育資料應用之研究》，台北：五南。彭錦鵬，（2002），〈政治行政之虛擬份際：由「兩分說」到「理想型」〉，《政治科學論叢》，16：89-118。楊戊龍，（2009），〈公務人員行政中立法評論〉，《國家菁英季刊》，5（3）： 99-112。蔡秀涓、王千文，（2008），〈研究架構、議題選取與問卷設計：民主治理系絡之台灣政府文官調查〉，發表於「2008 年台灣政治學會年會暨學術研討會」，南投：國立暨南大學公共行政暨政策學系主辦。蕭乃沂、黃東益、陳敦源、呂佳螢，（2008），〈台灣文官意見調查的挑戰與反思– 以「2008 年台灣民主治理機制鞏固之研究」為例〉，中央研究院第八屆「調查研究方法與應用」國際學術研討會，台北：中央研究院。關中，（2009），〈文官制度與民主行政：從文官中立談起〉，發表於 2009 年 10 月 24 日「行政民主與都會永續治理」學術研討會專題演講，南投：國立暨南大學主辦。全文連結：http://www.exam.gov.tw/public/Data/011317491671.pdf，日期：2010 年 12 月 11 日。. 90.

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(29) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference. 附錄一自依變項題項描述統計一、自變數題項描述統計因素. 題目. （1）非常同意 V81 雖然幾個政黨在我國 584 政治扮演重要角色，但他們 29.8％. （2）同意. （4）有點不同意 49 2.5％. （5）不同意. 903 46.1％. （3）有點同意 396 20.2％. 有效樣本數. 22 1.1％. （6）非常不同意 6 0.3％. 954 48.6％. 271 13.8％. 37 1.9％. 12 0.6％. 4 0.2％. 1961 99.9％. 1.85. 908 46.3％. 316 16.1％. 40 2.0％. 14 0.7％. 5 0.3％. 1961 99.9％. 1.89. 845 43.2％. 567 29.0％. 109 5.6％. 46 2.4％. 5 0.3％. 1955 99.6％. 2.29. 1039 53.2％. 274 14.0％. 54 2.8％. 26 1.3％. 5 0.3％. 1954 99.6％. 1.96. 916 46.8％. 227 11.6％. 139 7.1％. 27 1.4％. 7 0.4％. 1957 99.7％. 1.99. 959 49.0％. 136 6.9％. 18 0.9％. 15 0.8％. 9 0.5％. 1958 99.8％. 1.71. 960 49.2％. 527 27.0％. 110 5.6％. 33 1.7％. 5 0.3％. 1952 99.5％. 2.28. 265 13.5％. 538 27.5％. 710 36.3％. 347 17.7％. 42 2.1％. 1956 99.7％. 3.59. 668 34.1％. 917 46.8％. 210 10.7％. 74 3.8％. 65 3.3％. 26 1.3％. 1960 99.9％. 1.99. 82 4.2％. 292 14.9％. 267 13.6％. 478 24.4％. 650 33.1％. 192 9.8％. 1961 99.9％. 3.97. 1960 99.9％. 平均數 2.00. 經常造成政治衝突。. 683 在政策過程中的影響力，而 34.8％ V82 假使能減少政治人物. 有政治偏好 (X1). 增加行政部門專家的影響力，政府行政效能應可大大提高。. 678 中，往往太過偏重政治人物 34.6％ V79 在我國政策形成過程及政黨的利益。. 383 關所負責的事務，是我國行 19.6％ V76 政務人員干預行政機政運作的一項隱憂。. 556 源，比特定政策的成效來得 28.5％ V26 有效率的利用政府資重要。. 無專業責任 (X2). 641 依據法令規章行事，而不是 32.8％ V27 公務人員的工作應該讓他們自己判斷。 V25 在具有政治爭議的政. 821 策中，公務人員應避免選擇 41.9％極端立場的方案。. 317 做得不夠好，以致無法瞭解 16.2％ V28 政府部門的政策評估政策執行的成效。. 54 中，民間團體的影響往往是 2.8％ V80 在我國的政治過程. 無政治素養 (X3). 負面的。 V78 政策制定過程中，專業及技術的考量應重於政治的考慮。 V75 一般而言，為公共政策品質把關的是民選的政治人物，不是公務人員。 93.

(30) “Evidence-based Survey and Bureaucratic System: Theory and Practice” Conference V46 當政務人員的政策方向與事務人員有所不同. 251 12.9％. 政策時，事務人員在執行上會變立場得比較被動。 (X4) V45 政務人員推動的許多. 162 政策，只是為了要減少事後 8.4％. 930 47.9％. 591 30.5％. 110 5.7％. 51 2.6％. 7 0.4％. 1940 98.9％. 2.38. 479 24.7％. 591 30.5％. 478 24.7％. 202 10.4％. 27 1.4％. 1939 98.8％. 3.08. 987 50.9％. 369 19.0％. 48 2.5％. 24 1.2％. 5 0.3％. 1940 98.9％. 2.03. 被民眾究責，而不是真為民謀福。 V44 當政務人員將政策失敗的責任歸給事務人員. 507 26.1％. 時，事務人員的工作態度會變得比較消極。. 二、依變數題項描述統計因素. 題目. （1）總是會這樣做. （2）經常這樣做. （3）偶爾這樣做. （4）從不會這樣做. （5）從未遇過這種情況. 有效樣本數. 平均數. 55 2.8％. 298 15.2％. 873 44.5％. 721 36.8％. 1960 99.9％. 4.14. 10 時，我會受到自己政治立 0.5％. 32 1.6％. 163 8.3％. 1053 53.7％. 703 35.8％. 1961 99.9％. 4.23. 非黨場的影響。派行 V66 當我對民眾提供服務 8 為時，會視當事人的政治立 0.4％ (Y1) 場而有所不同。. 42 2.1％. 146 7.4％. 1141 58.2％. 623 31.8％. 1960 99.9％. 4.19. 40 2.0％. 182 9.3％. 1123 57.4％. 602 30.8％. 1956 99.7％. 4.16. 430 21.9％. 812 41.4％. 246 12.6％. 58 3.0％. 413 21.1％. 1959 99.8％. 2.60. 474 24.2％. 868 44.3％. 224 11.4％. 46 2.3％. 348 17.8％. 1960 99.9％. 2.45. 543 27.7％. 694 35.4％. 192 9.8％. 423 21.6％. 1959 99.8％. 3.14. V65 當我向主管提出建議. 13 時，我會受到主管政治立 0.7％場的影響。 V64 當我向主管提出建議. V67 我在作內部管理措施. 9 的決定時，會將當事人的 0.5％政治立場列入考量。 V72 我會為政策（或業務）的成敗負責。. 公共責任. V73 我會負擔政策（或業. (Y2). V71 在我所負責的政策. 務）程序上的責任。. 107 （或業務），我會爭取更 5.5％多公開討論的機會。. 94.

文官政治認知是否與行政中立的價值衝突？ 以2008年台灣政府文官調查為例

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