台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究—以個人∕組織配適度作為調節變項

全文

(1)‧公共行政學報‧ 第四十三期〈研究論文〉民101年9月頁91-126 國立政治大學公共行政學系. 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究 . —以個人∕組織配適度作為調節變項吳宗憲 ** 《摘要》一般民眾的印象，總認為我國公務員缺乏同理心以及自我犧牲的精神，因而使得政府的服務效能低落，也因此，執政者認為只要公務員具有「聞聲救苦」的精神，政府效能問題便可迎刃而解。本研究以公共服務動機量表為工具，針對台南市政府文官進行調查後發現，我國文官似乎並不如民眾所認知的缺乏公共服務熱忱，相反地，多數文官具有高度的公共服務動機，並且，高公共服務動機帶來了較高的工作滿意度以及工作努力意願。然而，經本文整理國外文獻之後也發現，公共服務動機並非完全對組織帶來正面的效果，具高度公共服務動機的文官，在其個人目標與組織目標不相符的情況下，會產生包括「另類代理人問題」及「降低努力」等兩種方向的負面行為，惟經台南市政府文官的實證調查發現，經驗上並未產生文獻中所提及的兩種負面影響。投稿日期：100 年 11 月 15 日；接受刊登日期；101 年 8 月 30 日。 . **. 作者非常感謝兩位匿名審查人所提供的寶貴審查意見，惟文責仍由作者自負。作者同時感謝國科會在本研究案經費上的補助（NSC 99-2410-H-024-014-MY2）。吳宗憲為國立台南大學行政管理系副教授，e-mail: wuchuanghsien@gmail.com。 ‧91‧.

(2) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. [關鍵詞]：公共服務動機、個人∕組織配適度、工作努力意願、代理人理論、工作滿意度. 壹、前言公務員在上班時間打混摸魚，是媒體最喜歡報導的題材之一，公務員溜班買衣服（魏祿卿，2006）、上班打電動（葉奉達，2010），玩臉書（李姿慧、王家俊， 2009）早就不是新聞、甚至還有練桌球、1 練瑜珈，2 賭博（黃村杉，2010）等，渠等消極不作為而侵害人民權益的情節，甚至成為電影「不能沒有你」3 的素材，對於公務員的譏諷與訕笑，已是市井小民的日常談話題材之一，將公務員描述成缺乏「公共服務熱忱」的米蟲，已司空見慣，也因此，馬英九總統曾在 2009 年元旦公開表示，期待每位公務員要有觀世音菩薩「聞聲救苦」的慈悲心，幫助人民解決問題，「依法行政」不能作為保守卸責的藉口，只要是法所不禁，公務員應該積極為民興利，為民造福，前人事行政局長陳清秀進而表示，未來公務員是否有傾聽人民心聲，擬納入考核項目（唐佩君，2009）。然而，與我民眾直覺迥然相異的，西方學界透過實證研究發現，絕大多數的文官，之所以從事公共事務，而非進入私部門任職，乃因其較高的「公共服務動機」（Houston, 2000; Coursey, Brudney, Littlepage, & Perry, 2011; Liu, Hui, Hu, Yang, & Yu, 2011; Bright, 2007; Wright & Christensen, 2010; Lewis & Frank, 2002），這種調查結果，似乎與民眾對我國文官的看法有些落差。也因此，究竟我國公務員是否真如民眾所認知的缺乏同理心，服務熱忱低落，抑或只是民眾的普遍誤解？這便構成本研究的研究動機之一。. 1. 2. 3. 中國時報（2009）。公務員上班練桌球縣際桌球賽奪冠軍，2009 年 7 月 6 日，取自： http://video.chinatimes.com/video-cate-cnt.aspx?cid=4&nid=10957。蘋果即時（2009）。「不影響公務」，公務員翹班練瑜伽，2009 年 7 月 6 日，取自： http://tw.nextmedia.com/rnews/article/SecID/105/art_id/55438/IssueID/20110728/page/5。「不能沒有你」是導演戴立忍編劇、導演的一部電影，該電影取材於 2003 年一則社會新聞，主角是一位喪偶的單親爸爸，因各單位公務員推諉責任導致四處求助無門，在徹底失望時，最後抱女兒欲跳天橋的社會事件。. ‧92‧.

(3) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 研究動機之二，即便我國文官具有高度公共服務動機，但是否便真能提高其工作認知與表現呢？外國文獻對其間的正向相關性的實證分析並不算強韌，因此筆者擬透過台南市政府文官的實證調查，對此論點進行驗證。與此議題密切相關的第三個問題是，若文官並不如民眾所認知缺乏公共服務動機，則表示具有公共服務動機的文官，可能因某些因素而使得工作結果不如預期，致使民眾普遍觀感不佳。因此本研究進一步欲了解的是，在目前的相關理論及實證文獻中，有什麼因素能解釋具公共服務動機的文官卻造成工作結果不如預期的情況？又我國文官是否呈現這些相關理論及實證文獻描述的負面困境呢？公共服務動機相關研究指出，具該種動機的文官，一般而言的確對工作滿意度以及工作努力意願正面的影響（Naff & Crum, 1999; Leisink & Steijn, 2009），但另外如 Gailmard 及 Patty（2007）、Gailmard（2010）、Bright（2007）、Wright 和 Pandey（2008）等學者卻指出，上述研究有過度樂觀的傾向，這些研究忽視了，公共服務動機的存在，在組織∕個人目標配適度的調節下，4 似乎也會對公部門存在兩種恰好相反方向的負面效果。第一類負面效果是，具有公共服務動機的文官，若其高度認同組織的目標，則會對渠所認同的價值展現出過度的表現，例如：認同「小政府」意識型態的文官，若恰好其工作的機構主導削減國家預算及組織精簡，則其將全力推動該政策，而不去顧慮到實際應支出的政務及人力需求，相反地，認同「大政府」意識型態的文官，若恰好其工作機構主導社福工作，渠等則可能設法浮編社會福利支出，忽略政府財政困窘的事實，這類文官的存在，造成了「另類代理人問題」而踰越了民主制度中公民授予權限的界線。另外一個方向的第二類負面效果則是，當組織目標無法與文官價值配合時，這些具有高度公共服務動機的文官，反向產生工作滿意度及工作努力意願極為低落的問題，甚至產生組織當中的負面行為，例如，若某文官具反同性戀傾向，或反對死刑的信仰，其所服務的政府單位卻要求渠等執行性別平等教育或執行死刑政策時，其對工作價值的矛盾衝突，不言可喻，低工作滿意度及對工作的抽離實不難預見。許多學者都表示，依賴「理念」而形成的政策衝突，在後現代國家特別明顯， Sharp（2005: 6）和 Rosdil（1991: 81）便認為，在各民主國家陸續邁入「後工業世紀」（postindustrial era）之後，來自社會角色、市民素質、家庭形式的變化，使得 4. 本文中所指的個人∕組織配適度，指的是補充（supplementary）關係，測量的是個人與組織間的價值目標類似的程度，更詳盡的解釋，於本研究文獻檢閱處，有更詳細的說明。 ‧93‧.

(4) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 傳統與非傳統的社會價值產生更大的裂縫，自認為「道德」的一方，會將政策的另一方視為「罪惡政治」（The Politics of Sin），並「希望透過政府力量，將自身的價值觀強加到其他人身上」（Meier, 1994: 4）。而台灣正邁向後工業世紀，未來各項公共政策的運作，將愈發涉入更多文官個人的價值判斷，具有公共服務動機的文官，在個人價值與組織價值相同時，會產生什麼組織行為？價值不同時，又將會產生什麼組織行為？是否文官只要如馬總統所言具有「聞聲救苦」、「積極為民興利」的精神，政策問題便能迎刃而解？值此之際，討論文官公共服務動機對其組織行為的影響，以及討論這些影響在組織∕目標適配度的調節下，會產生什麼變化，格外有意義，此構成本研究第三個動機。以下第一部份將介紹「公共服務動機」的概念，並就公共服務動機與組織目標適配度，如何影響工作滿意度及工作努力意願，檢閱相關文獻並推導出將驗證的幾個假設；第二部份一方面使用統計方法來描述我國文官公共服務精神的現況，另方面也對欲檢定之假設進行驗證，所發現的結果將在第四部份進行討論，最後，本研究將提出政策建議，並分析未來可研究之方向。本研究有三項貢獻：一、透過實證研究調查我國文官的公共服務動機狀況；二、彙整文獻並透過調查以了解文官的「公共服務動機」、「組織目標配適度」與其「組織行為」之間的關係；三、提出可行的政策建議，並提醒政府應注意來自於文官高公共服務動機所產生的負作用。. 貳、文獻檢閱一、公共服務動機理論的緣起公共選擇理論所假定的「官僚自利動機」向來就是個爭議的焦點，反對這項假定者，如 Frederickson 與 Hart（1985）便認為公共服務存在富有利他的愛國精神與道德情操，文官必須維護政體價值，使公民能夠實現其基本價值；Dilulio（1994）也認為，這種假定難以描述事實上存在官僚結構中勤奮工作、默默奉獻及甘於自我犧牲的「有原則的代理人」（principled agents）的行為。然而，雖以往的文獻或多或少會論及文官的利他動機，但首次提出「公共服務動機」（ public service motivation）此概念者，始於 Rainey（1982）一篇比較公私部門員工行為的實證研究，渠發現激勵公私部門員工的動機是不同的，因此將此激勵公部門員工的動機稱. ‧94‧.

(5) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 之為「公共服務動機」。然而彼時此議題並未受到學界關注，直至 1990 年 Perry 與 Wise（1990）才正式明確提出公共服務動機之概念，嗣後並發展出公共服務動機量表（Perry, 1996），此後，在學者競相努力研究後，公共服務動機才成為公共行政學界的「大哉問」（big question）（Vandenabeele, 2008: 143），尖銳辯論與爭議正式展開。. 二、公共服務動機的意涵及其影響目前學界有四個較常使用的公共服務動機定義。Perry 與 Wise（1990: 368）定義其為「是一種個人傾向，以回應一些主要或獨有地針對公共制度及組織所引起的動機」，強調個人行動的誘因，只有公共事務才能滿足；另外，著眼於公共服務動機的效能，Rainey 與 Steinbauer（1999: 20）將之定義為：「一種服務社會、國家、民族或人類的一般性、利他性動機」，而 Brewer 與 Selden（1998: 417）的定義與前者類似，定義公共服務動機為：「誘使個人表現出有意義的公共、社區以及社會服務的某種動機性力量」，與第一種定義不同的是，後兩者不再將公共服務動機侷限於公部門當中；最後一個定義來自於 Vandenabeele（2007: 545），認為公共服務動機是「超越自利以及組織利益，而考慮到更廣泛政治體利益的信仰、價值以及態度，它能夠促使個人採取適當行動」。廣泛地說，公共服務動機是「利組織型」的動機，因此與組織心理學、組織行為學所研究的「利他主義」、「親社會動機」等所關心的是屬同一範疇，然而，更細微地看，公共服務動機與其他這些概念，在範圍上是有差異的，利他主義或親社會動機指的是「對他人需求的考慮」（Piliavin & Charng, 1990: 30）或「增進他人利益的渴望」（Grant, 2008: 49），其客體範疇較為廣泛，但「公共服務動機」指涉的客體則較為明確，專指個人透過「政府或其他公共部門，為民眾提供公共服務」的願望（Perry & Charng, 2010: 682）。承上所述，公共服務動機基本上是利他主義或親社會動機導向的，因此從直觀上並不難猜測到，具有公共服務動機者較偏好透過各種途徑來參與各種公共事務，經驗研究便發現，具公共服務動機者較傾向進入政府服務（Coursey et al, 2011; Liu et al, 2011; Bright, 2007; Wright & Christensen, 2010; Lewis & Frank, 2002），對於非營利組織或政府部門的工作，具有較高的組織認同與承諾（Moynihan & Pandey, 2007; Taylor, 2008）。除組織層次上的分析，高度公共服務動機者在其工作層次上的分析，亦是學者所關注的焦點，除了工作滿意度（Naff & Crum, 1999）、工作努. ‧95‧.

(6) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 力意願（Leisink & Steijn, 2009）外，工作績效（Alonso & Gregory, 2001; Bright, 2007; Naff & Crum, 1999; Leisink & Steijn, 2009）也都有所討論。. 三、公共服務動機與工作滿意度及工作努力意願的關係因本研究原計畫探討者，係組織層次上的認同，是否對具高公共服務動機之文官的工作層次上的變項產生調節作用，因而在擇取依變項時，乃自工作層次上的變項進行思索，其中包括工作滿意度、工作努力意願以及工作績效，都是可選擇的變項。然而，由於工作績效測度之困難，考量研究本身資源的限制，僅選擇文官工作滿意度以及工作努力意願作為本研究之依變項。由於公共服務動機只是個人特質，這項特質需在組織運作中，才能發現其對工作層次變項的影響力，前文已提及，具有公共服務特質之員工，較傾向進入公部門服務，而經驗研究另證實，通常公部門文官比私部門職員更傾向以工作的內在報酬為價值取向（Houston, 2006; Rainey, 1982; Grewson, 1997），因此，吾人並不難理解，具有較高公共服務特質者，在政府部門服務過程當中，能夠得到較高的工作價值感，並強化其工作意願，相對的，具有較低公共服務特質者，亦不難理解其負面的表現。從反面來看，學界尚提出「排擠效應」理論，來分析具有公共服務動機的個人，若進入講求功利價值的私人公司，或渠所服務之組織，錯用外在誘因機制，忽略內在誘因，則會發生「外在工作報酬削弱、排擠個人內在動機」的困境，也就是說，如果具有公共服務動機之文官，發現渠等對公眾的奉獻服務，被政府論斤秤兩功利地計算，則其將產生負面的工作感受以及表現，形塑出「犬儒工作團隊」（workforce of cynics）（Moynihan, 2010）。簡言之，具有高度公共服務動機之職員，相較於低度公共服務動機者，在政府部門的工作當中，會有較佳的工作感受以及工作態度，為了測量工作感受以及工作表現，本文將使用學界已慣用之「工作滿意度」以及「工作努力意願」予以命名並進行測量。「工作滿意度」是組織研究當中最常出現的議題之一（Rainey, 1997），代表員工對於工作本身的正面評價（Locke, 1976），而影響工作滿意度的因素一般分為「效用主義理由」以及「人道主義利益」兩部分（Liu, Tang, & Zhu, 2008; Liu & Tang, 2011），此即前段所述「外在報酬」與「內在報酬」之概念，而根據前文之論點，則高度公共服務動機之文官，必然較為重視「人道主義利益」之「精神內在. ‧96‧.

(7) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 報酬」，此類價值在政府部門服務中較能獲致，故高度公共服務動機之文官，其工作滿意度亦應較高。揆諸實證研究，雖然有許多公共服務動機影響文官行為的文獻。然而，「公共服務動機與「工作滿意度」相關性的研究卻不多見（Naff & Crum, 1999），並且學者對兩者間是否呈現正向關係，亦有爭論（Bright, 2007: 150），此外，「公共服務動機」影響「工作努力意願」的實證研究亦極少見，雖然直覺上不難理解兩者之間的正向關係，但直至晚近在 Leisink 和 Steijn（2009）的研究中才有統計實證，透過結構方程模型，證明高公共服務動機也能提高文官的工作努力意願。既然相關實證研究並不多見，透過國內實證資料予以驗證，似有其價值。為能了解國內文官是否呈現國外文獻所描述的現象，筆者提出以下假設：假設 1：台南市政府文官的公共服務動機對於工作滿意度有正面的影響。假設 2：台南市政府文官的公共服務動機對於工作努力意願有正面的影響。. 四、個人∕組織配適度對於公共服務動機和工作工作滿意度及工作努力意願關係之調節如前所述，雖一般直覺認為，具高公共服務動機的文官，對工作滿意度及工作努力意願有正面的影響，並也有實證研究證明之，但仍有極少數學者不討喜地指出，不該神話公共服務動機的效果，認為公共服務動機的存在，在文官個人目標認同感的調節效果下，實際上有可能對公部門存在某種負面效果。有關文官過度努力對組織造成的負面影響的研究，過去，Downs（1967）便曾以「狂熱者」（Zealots）來描述充滿高度理想性的文官，公共事務的決策對渠等具有高度的吸引力，即便沒有足夠的經濟誘因，他們也會積極投入公共事務中，因此會有過度產出的問題（Niskanen, 1975）。但是，這些文獻所討論者，係過度熱衷工作者所會產生的脫軌行為，而非討論文官個人的目標認同，對於高公共服務動機者所產生的效果。此一議題，直至 Gailmard（2010）一文，方有較深刻的討論，渠在文章中指出，文官之所以高度投入政府的公共服務，不只因「參與公共事務」能夠得滿足其「公共服務動機」，文官對於組織及政策之認同與否也扮演很重要的角色。若是具有公共服務動機的文官，不認同該組織的目標，則文官會產生工作滿意度低落的現象（Gailmard, 2010），甚至會產生「揭弊」等負向的行動（Brewer &. ‧97‧.

(8) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. Selden, 1998），反之，若是文官認同該組織目標，則具有公共服務動機的文官，會更積極任事（Gailmard, 2010），但作者也指出，文官的高度投入未必產生好處，有時，文官代理人會憑藉自己的專業遊說委託人，產生 Crank 和 Caldero （2000）所描述的「高尚型腐敗」問題—文官因為同情心而私心自用的違規情事。這些正、負向的問題，學者便稱為另類形式的「代理人問題」與「道德危機」（Gailmard & Patty, 2007; Gailmard, 2010），也因此渠等主張應透過「過程契約」方式，包括：行政程序法（McCubbins, Noll, & Weingast, 1987）機制、立法監督機制（Gailmard, 2009）、管制審查（Wiseman, 2009）、強化政務官控制權（Lewis, 2008）來控制文官踰越權限的問題。但若從實證研究的角度觀之，在上述論述中，只有反面行為的部份觀點，受到經驗研究的檢視，例如：Bright（2007）及 Wright 與 Pandey（2008）的實證研究中，便以「個人∕組織配適度」用以測量前文所提及的「目標認同程度」概念，並以之作為調節變項，發現公共服務動機與工作滿意等變數之間的正向關係，若排除組織∕個人價值配適度的影響，公共服務動機的確會產生負向的工作滿意度，但是，正面的「過度產出」等「另類代理人問題」部份，截至目前為止，尚未有經驗研究予以驗證，也因此，本文擬對此一縫隙進行補強。為能測量文官目標認同，本研究將延用「個人∕組織配適度」的問卷來進行測量，以之作為調節變數，用來分析公共服務動機是否會因文官目標認知的不同，而對工作滿意度以及工作努力意願產生強化或減弱的效果。根據文獻的論述，本研究認為，雖然公共服務動機會對工作滿意度及工作努力意願產生正向的效果，但是在文官個人∕組織配適度的調節下，其條件性效果如下：在配適度高時，會使得高公共服務動機對工作滿意度及工作努力意願產生正面影響；相反地，在配適度低時，高公共服務動機反而對工作滿意度及工作努力意願產生負面影響。因此，筆者提出以下假設：假設 3：文官的個人∕組織配適度會對公共服務動機影響工作滿意度的方向產生調節效果。並且，與組織配適度高的文官，其公共服務動機越高，會產生正向的工作滿意度，但與組織配適度低的文官，其公共服務動機越高，反而產生負向的工作滿意度。假設 4：文官的個人∕組織配適度會對公共服務動機影響工作努力意願的方向產生調節效果。並且，與組織配適度高的文官，其公共服務動機越 ‧98‧.

(9) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 高，會產生正向的工作努力意願，但與組織配適度低的文官，其公共服務動機越高，反而破壞其工作努力意願。. 五、個人∕組織配適度與工作滿意度及工作努力意願的關係個人∕組織配適度（Person-organization fit, P-O Fit）這個變項，指的是個人及組織間的一致性（目標、價值、文化、需求、利益等）。通常，個人和組織可以透過兩個方式達成高度的配適度，一種是補充（supplementary）關係，另一種是互補關係（complementary），前者指個人和組織之間的價值非常接近，因個人認同該價值而產生工作意願；後者則是指雖然雙方價值不相同，但因具有比較利益，可以互為對方所用（Kristof, 1996; Muchinsky & Monahan, 1987）。由於本研究係根據文獻來形成假設，根據文獻的理論內涵，焦點是個人對組織目標認同，是否對公共服務動機與工作滿意度及工作努力意願的關係產生調節作用，因此，本文中所指的個人∕組織配適度，指的是補充關係，測量的是個人與組織間的價值目標類似的程度，而非互補關係。個人∕組織配適度和個人工作態度之間的正向關係，在許多文獻當中均有提及，Bretz 與 Judge（1994）以實證研究證明配適度高的員工，會有較高的工作績效、工作滿意度較高，也更有可能被組織所獎勵，Verquer、Beehr 與 Wagner （2003）及 Kristof-Brown、Zimmerman 與 Johnson（2005）也都有相同的發現。本研究重點係欲測量文官公共服務動機對工作滿意度及工作努力意願的關係，是否會因其個人∕組織配適度而產生調節作用，因此，分析重點原限於了解文官公共服務動機與個人∕組織配適度的交互作用項是否對依變項產生影響即可，惟因欲測量兩者間的關係，必須有效排除文官公共服務動機與個人∕組織配適度兩個個別的自變項對依變項產生的影響，才能突顯出交互作用項的影響力高低（文後將進行更清楚的說明），因此，在統計分析的設計上，必須思考個人∕組織配適度是否對依變項產生影響之情形。其實，若過往理論上並未顯現個人∕組織配適度對工作滿意度及工作努力意願有正向關係，則欲了解交互關係項之影響力的統計分析時，未必如此強調排除個人 ∕組織配適度對工作滿意度及工作努力意願有正向關係，然而，既然已有許多文獻說明個人∕組織配適度和個人工作態度之間的正向關係，本研究進行統計分析時，須特別關注其所產生之效果，若其對依變項有影響力，需將之排除，才能更明確了解交互作用變項之效果。. ‧99‧.

(10) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 參、研究設計一、研究架構根據前文所提之研究假設，謹將所欲驗證之研究架構繪製如下圖：5. 個人∕組織配適度. 工作滿意度公共服務動機工作努力意願圖一本文研究架構資料來源：本研究. 二、變項及測量工具（一）公共服務動機目前最多研究者使用的是 Perry（1996）所發展的量表，該量表是以 Knoke 與 Wright-Isak（1982）提出的「理性（rational）」、「規範（norm-based）」、「情 5. 一般研究設計習慣是，測量多個自變項對單一依變項的關係，欲了解眾多不同自變項對於某依變項之影響強弱，惟本研究主角係公共服務動機，其欲了解者，係公共服務動機此自變項對於官僚的影響，而工作滿意度與工作努力程度，可被視為官僚內在與外在的兩個面向，常被認為具一致性，但本研究欲證明或許公共服務動機對兩者的影響強度並不相同，故採取較少見的研究架構，設計了一個自變項影響兩個依變項的研究。. ‧100‧.

(11) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 感（affective）」三個動機面向來建構公共服務動機，之後再根據三個面向發展出「對公共政策之關注度（attractive to public policy making）」、「公共利益及公民責任的承諾（ commitment to the public interest and civil duty ）」、「同情心（compassion）」以及「自我犧牲（self-sacrifice）」等四個因素廿四個題目的測量工具。（相關內容如附錄一）由於公共服務動機問卷並無中文本，本研究係重新翻譯 Perry（1996）的量表後進行調查，故仍須對公共服務動機問卷翻譯版進行因素分析與信度分析。因素分析係採用「主成分分析法」（principle components analysis），做為因素選取與計算方法。另本研究假設因素間相互獨立，以「直交轉軸法」（orthogonal rotations）驗證參數，一般在研究者有特定的理論作為支持時，直交法是最佳的策略，可將所有變數在同一個因素的負荷量平方的變異量達到最大，如此能達到簡單因素結構的目的，對於因素結構的解釋較為容易，概念較為清晰（邱皓政，2000：15-11）。因素分析結果發現，公共服務動機的四個主要因素受到確認，四因素再經由信度分析，得出 Cronbach α 的信度係數，四因素 α 值均高於 0.6，如附錄二。. （二）工作滿意度為了衡量工作滿意度，本研究參考了許多公共行政研究中工作滿意度的量表，發現文官工作滿意度的量表都集中在測量內在非金錢誘因的特質，包括成就感、專業發展性、工作本身的意義等（Deleon & Taher, 1996; Ellickson, 2002; Wright & Davis, 2003）。本研究也根據這樣的精神，設計了五個題項的量表，用來衡量文官對於成就感、得到認可、責任負擔、意義感以及未來的發展。經因素分析後發現題項均屬於同一個構面，Cronbach α 的信度係數為 .918，如附錄二。. （三）工作努力意願本研究當中所欲測量的工作努力意願之題項，係參考 Gould-Williams（2003）及 Leisink 和 Steijn（2009）在研究中所使用的題目翻譯而成。共有七個題項來測量工作努力意願，與前文使用相同方式進行因素分析後發現，七題項均屬於同一個構面，Cronbach α 的信度係數為 .785，如附錄二。. （四）個人∕組織配適度測量個人∕組織配適度有直接及間接的兩種方法，間接的方式方法是測驗員工的個人特質，然後再分析是否與組織的特質相符（Kristof-Brown et al, 2005），直. ‧101‧.

(12) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 接的方法則是在問卷上直接詢問渠等對組織目標的直接感受。已經有許多研究證明（Kristof-Brown et al, 2005; Verquer et al, 2003），直接法較間接法更能測得有效度的結果，故本研究採直接測量法。另外，如前文所強調的，本研究當中所欲測量的個人∕組織目標配適度，是指「補充」關係，強調的是個人與組織間的價值目標類似與否。根據既有的文獻（Kristof, 1996; O’Reilly & Chatman, 1986），本研究以四個題項來測量個人∕組織配適度，與前文使用相同方式進行因素分析後發現，四題項均屬於同一個構面，Cronbach α 的信度係數為 .858，如附錄二。. （五）控制變項本研究除根據一般文官行為研究之慣例，將性別（分男性、女性兩組）、年齡（分成 30 歲以下、31-40 歲、41-50 歲、50-60 歲、60 歲以上五組）、學歷（分高中以下、大學、大學以上三組）、薪資（分 3 萬元以下、3 萬至 5 萬、5 萬至 7 萬、7 萬以上四組）、官等（分簡任、薦任、委任三組）、年資（分 5 年以下、6 至 10 年、11 至 15 年、16-20 年、20-25 年、26 年以上六組）放入控制變項以外，為能有更細緻之了解，本研究另亦將職務（分主管與非主管兩組）、工作性質（分業務與幕僚兩組）、所屬單位之等級（分一級單位、一級機關、二級機關三組）、升格前所屬單位（分台南市、台南縣以及其他縣市三組）等，亦併入控制變項之範圍，在控制變項之涵蓋面較廣的分析下，能使自變項、依變項與調節變項之間的關係，更加準確。. 三、問卷調查與分析（一）抽樣過程在抽樣程序上，為達成全市一般行政機關正式編制公務人員的代表性，顧及業務特殊性而未納入警消人員與公立學校老師，乃透過台南市政府公務人力資料庫篩選得出名冊共 5,047 人，並以市府的一級單位∕一級機關∕二級機關，以及簡∕薦 ∕委兩個層次予以分層抽樣。須特別強調的是，由於台南市政府適逢台南縣市合併升格，因此本系統當中的公務員，其身份可能包括原屬台南市與台南縣的文官，以及升格後由其他縣市調任者。根據統計公式（Dillman, 2000: 206），在本研究母體規模 5,047 人的情況下，欲達 95% 信賴水準，在正負 5% 抽樣誤差下，抽樣數應達 357 人。在得出應抽樣人數後，本研究前揭兩個層次的界定條件計算後，得其母體各層的比例，再以欲達 ‧102‧.

(13) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 成的有效樣本數 357 人據以計算各分層應達成的預定有效樣本數。為防止問卷調查失敗的可能，本研究參考洪永泰（2004）所提出的膨脹樣本概念，事先將抽樣人數膨脹為預定有效樣本數的 1.2 倍，並按比例於各分層中配置對應樣本數。最後得出應抽取的膨脹樣本人數。本研究根據膨脹樣本數進行抽樣後，得到應抽樣人數共 431 人，筆者再根據官等及單位位階作為抽樣基準，以 SPSS 軟體中隨機抽樣方式，由母體名冊中根據應抽人數抽取足額數，最後向被抽取之文官發放問卷，最後回收的份數達到 375 份，回收率逾 87%，由於部分分層回收份數超出各分層配置對應樣本數，因此筆者對回收超出需要樣本數之分層，再次進行隨機抽樣，取得預定有效樣本數 357 份，再進行後續統計，如此方不至於在進行推論母體時產生偏誤。. （二）資料分析本研究回收問卷各題統計偏態值小於 2，峰度小於 7，符合多元常態性分配，適用迴歸分析（Kline, 2005）。因本研究所欲了解的，是以個人∕組織目標配適度作為調節變項所進行的「條件分析」（conditional analysis）6（李沛良，1988：225）。故本研究以慣常用來分析調節作用的「調節作用迴歸分析」（moderated regression analysis）（吳明隆， 2011：17-21）來處理資料，調節作用迴歸的重點是，尋找調節變項是否對原來自變項與依變項之間的關係產生了影響，然而，在實際的政策運作中，影響依變項的因素中，除了自變項以及自變項與調節變項的交互作用變項外，也可能會產生調節變項直接影響依變項的情形，因此，若欲知道單純的交互關係變項（即調節作用變項）對依變項的影響，必須透過統計的方式，將自變項以及條件變項兩者對依變項的直接影響排除，才能得知調節變項的影響強度。另外要說明的是，為能更清楚了解公共服務動機、個人∕組織配適度以及交互關係對於工作滿意度以及工作努力意願間的強度關係，本文將分三階層進行迴歸。第一階層將以公共服務動機作為自變項，分析是否公共服務動機對工作滿意度及工作努力意願產生了影響。第二階層及第三階層，則持續放入個人∕組織配適度以及交互作用項，俾了解在控制了公共服務動機以及個人∕組織配適度之後，交互作用項所發揮的作用。 6. 條件分析又稱為標明（specification）模型，其精神欲了解在不同情況下 X 與 Y 的關係是否會有不同。 ‧103‧.

(14) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 再來要注意的是，由於上述三項動機有可能因為文官的個人基本人口變項的干擾，而影響到其與工作滿意度以及工作努力意願之間的關係，故本研究亦將上述基本人口變項作為控制變項，同時放入前述三階層的迴歸分析當中，藉以去除多元共線性的問題。. 肆、研究結果一、公共服務動機在各種文官特質下之差異組成本次調查填答文官之各項基本特質組成（包括性別、年齡、職務等）及公共服務動機平均數如表一。其中文官的公共服務動機狀況，基本上均呈現甚高的趨勢，在 22 題項加總之後，台南市政府整體文官得到 85.0028 分，平均每題得分為 3.86 分，等於是平均每題的回覆都超過普通（3 分），而接近同意（4 分）。而在各項不同人口特質的文官，其公共服務動機的得分，詳述於表一最後一列，由表中得知，即便年齡 21-30 歲組其公共服務動機最低，亦仍有到 80.70 分的平均數，其中年齡 51-60 歲組其公共服務動機最高，甚至達到 89.4789 分。由此可見，文官普遍的公共服務動機維持在中高水準之上。表一調查樣本的組成（總數=357）項目台南市政府整體文官男性別女遺漏值 21-30 31-40 41-50 年齡 51-60 61 歲以上遺漏值高中（職）大專學歷研究所以上遺漏值 ‧104‧. 數目 357 177 179 1 30 91 162 71 3 3 21 275 60 15. 比例（%）公共服務動機加總平均數 100 85.0028 49.6 84.6591 50.1 85.3314 0.3 8.4 80.7000 25.5 81.6932 45.4 85.6125 19.9 89.4789 0.8 86.6667 0.8 5.9 82.1000 77.0 84.9963 16.8 86.0333 4.2 -.

(15) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 表一調查樣本的組成（總數=357）（續）項目 0-29,999 元 30,000-49,999 元月收入 50,000-69,999 元 70,000-元遺漏值簡任薦任官職等委任遺漏值 1-5 年 6-10 年 11-15 年政府工作年資 16-20 年 20-25 年 25 年以上遺漏值主管職職務非主管職遺漏值幕僚工作工作特性業務工作遺漏值原台南市原台南縣升格前所屬單位其他單位遺漏值市府一級單位市府一級機關所屬單位市府二級機關遺漏值. 數目 11 170 141 31 4 8 209 140 0 72 62 54 82 42 42 3 78 279 0 84 266 3 95 237 18 2 24 115 236 0. 比例（%）公共服務動機加總平均數 3.1 80.9091 47.6 84.3114 39.5 86.1151 8.7 85.6129 1.1 2.2 85.6250 58.5 85.2367 39.2 84.6131 0 20.2 82.2113 17.4 82.4754 15.1 86.7222 23.0 85.1750 11.8 86.1220 11.8 89.5000 0.8 21.8 87.3846 78.2 84.3248 0 23.5 84.4881 74.5 85.0766 0.8 26.6 86.8830 66.4 84.3120 5.1 82.4444 0.6 6.6 82.5238 30.7 84.9238 62.7 85.2699 0 -. 資料來源：作者自行繪製. ‧105‧.

(16) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 二、公共服務動機、個人∕組織目標配適度對工作滿意度及工作努力意願的影響根據前文的研究設計，為了驗證假設 1 和假設 3，統計分析原則上需分兩階段進行，第一階段以階層迴歸的方式，先在第一階層將文官的個人基本人口變項（包括年齡、性別、學歷、年資、職等、職務性質等）及公共服務動機放入自變項、第二階層再繼續放入個人∕組織配適度、最後第三階層則放入交互作用項，依變項則放入工作滿意度。若交互作用達顯著，則在第二階段則以個人∕組織配適度作為分析條件，分別在高、中、低配適度的狀況下，了解公共服務動機與工作滿意度的關係是否有所不同。另外，驗證假設 2 及假設 4 的方法與前述方法大同小異，僅需將依變項置入工作努力意願即可。. （一）公共服務動機、個人∕組織目標配適度對工作滿意度的影響從表二的調節作用迴歸分析摘要表中得知以下重點：首先，在三個階層均放入各種文官基本人口特質之後，並以逐步迴歸方式進行分析後，各人口變數中，只有職務性質（業務類），對於工作滿意度產生影響。但相較於公共服務動機以及個人∕組織配適度，其影響力不大，並且呈現負面的影響。在第一階層當中，由於是將文官各項人口特質與公共服務動機共同進行逐步迴歸，因而系統先後產生兩個模式，第一個模式產生影響力最高者，為單純公共服務動機對工作滿意度的影響，第二個模式才是公共服務動機與職務性質對工作滿意度的共同影響。其中，第一個模式可解釋工作滿意度 13.2% 的變異量，由於 β 值為正，表示在不考量職務性質影響下，公共服務動機越高，對文官工作滿意度越高。再來，第二個模式可解釋工作滿意度 14.7% 的變異量，其中，職務性質之 β 值為負，公共服務動機之 β 值為正，表示業務性質之職務，其工作滿意度較幕僚性質為低，而公共服務動機越高，對文官工作滿意度越高。在第二階層當中，進一步將文官各項人口特質與公共服務動機、個人∕組織配適度等自變項，再進行逐步迴歸，結果發現，第二階層模型可解釋工作滿意度立即提昇至 65.0% 的變異量（變動量較模式二提升 50.2%），第二階層逐步迴歸分析發現影響工作滿意度者，仍然有職務性質、公共服務動機，並新加入了個人∕組織配適度。其標準化迴歸係數的 β 值分別為 -.081（職務性質），.078（公共服務動 ‧106‧.

(17) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 機）以及 .768（個人∕組織配適度），其中，職務性質之 β 值為負，公共服務動機以及個人∕組織配適度之 β 值為正，表示業務性質之職務，其工作滿意度較幕僚性質為低，而公共服務動機越高及個人∕組織配適度越高，對文官工作滿意度越高。但其影響強度，個人∕組織配適度高於公共服務動機，高於業務性質。在第三階層當中，進一步將文官各項人口特質與公共服務動機、個人∕組織配適度，以及公共服務動機與個人∕組織配適度的交互作用等自變項，再進行逐步迴歸，結果發現，第三階層模型可解釋工作滿意度並未明顯提升，仍維持 65.0% 的變異量（變動量較階層二提升 0.1%），亦即第三階層逐步迴歸分析，發現影響工作滿意度者，仍然只有職務性質、公共服務動機、個人∕組織配適度，交互作用項並未發揮影響力。其標準化迴歸係數的 β 值分別為 -.079（職務性質），.075（公共服務動機），.755（個人∕組織配適度）以及 -.029（交互作用），其中，職務性質之 β 值為負，公共服務動機以及個人∕組織配適度之 β 值為正，表示業務性質之職務，其工作滿意度較幕僚性質為低，而公共服務動機越高及個人∕組織配適度越高，對文官工作滿意度越高。但其影響強度，個人∕組織配適度高於公共服務動機，高於業務性質。而交互作用變項並未達到顯著水準。因此，假設 1 得到證實，但假設 3 並未得到證實。由於交互作用並未對工作滿意度產生效果，因此不需再以「調節作用迴歸分析的事後比較」進行第二階段的條件分析。表二公共服務動機、個人∕組織配適度及兩者交互關係對工作滿意度之影響迴歸分析表變項. 工作努力意願第一階層迴歸模式一 Beta. 性質（業務）公共服務動機. t值. .367 7.264. 第二階層迴歸. 模式二. 顯著水準 Beta. .000. t值. 顯著水準. -.129 -2.562 .011 .371 7.394 .000. 個人∕組織配適度. Beta. t值. 顯著水準 Beta. .152（.147） .017 30.103*** 6.566**. 顯著水準. -.079 -2.458 .014 .075 2.143 .033. .768 22.060 .000. .775 21.617 .000 -.029. .135（.132） .135 52.771*** 52.771***. t值. -.081 -2.512 .012 .078 2.236 .026. 交互作用項 R²（調整後 R²） R² F值 F 值. 第三階層迴歸. .653（.650） .502 211.209*** 486.660***. -.871 .384. .654（.650） .001 158.483*** .759. 註：*代表 P<.1，雙尾檢定；**代表 P<.05，雙尾檢定；***代表 P<.01，雙尾檢定。資料來源：作者自行繪製. ‧107‧.

(18) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. （二）公共服務動機、個人∕組織目標配適度對工作努力程度的影響從表三的調節作用迴歸分析摘要表中得知以下重點：首先，在三個階層均放入各種文官基本人口特質之後，並以逐步迴歸方式進行分析後，各人口變數中，有職務性質（幕僚類）、性別（男性）、官等（委任），對於工作努力意願產生影響。但相較於公共服務動機以及個人∕組織配適度，其影響力較小，其中性別（男性）與官等（委任）還呈現負面的影響。在第一階層當中，由於是將文官各項人口特質與公共服務動機共同進行逐步迴歸，因而系統先後產生四個模式，第一個模式產生影響力最高者，為單純公共服務動機對工作努力意願的影響，第二到四個模式，則將影響力高低，依職務性質（幕僚）、性別（男性）、官等（委任）分別納入計算。其中，第一個模式可解釋工作努力意願 44.2% 的變異量，標準化迴歸係數的 β 值為 .665，由於 β 值為正，表示在不考量人口特質影響下，公共服務動機越高，其工作努力意願越高。再來，隨著人口變數的加入，第二到第四個模式，可解釋工作努力意願的變異量持續增加，以第四個模式為最大，其可解釋工作努力意願 48.6% 的變異量，標準化迴歸係數的 β 值分別為 -.105（委任官等），-.121（男性性別），.138（幕僚職務性質）以及 .660（公共服務動機），其中，委任官等、男性性別之 β 值為負，幕僚職務性質與公共服務動機之 β 值為正，表示官等較低之職務以及男性文官，相較於官等較高之職務以及女性文官，其工作努力意願較低，而幕僚職務工作與公共服務動機較高者，其工作努力意願較高。在第二階層當中，進一步將文官各項人口特質與公共服務動機、個人∕組織配適度等自變項，再進行逐步迴歸，結果發現，第二階層模型可解釋工作滿意度小幅度提昇至 53.2% 的變異量（變動量較模式二提升 0.45%），第二階層逐步迴歸分析發現影響文官工作努力意願者，仍然有委任官等、男性性別、幕僚職務性質以及公共服務動機，並新加入了個人∕組織配適度。其標準化迴歸係數的 β 值分別為 -.120（委任官等），-.132（男性性別），.122（幕僚職務性質）以及 .571（公共服務動機）以及 .231（個人∕組織配適度），其中，委任官等、男性性別之 β 值為負，幕僚職務性質與公共服務動機以及個人∕組織配適度之 β 值為正，表示官等較低之職務以及男性文官，相較於官等較高之職務以及女性文官，其工作努力意願較低，而幕僚職務工作、公共服務動機以及個人∕組織配適度較高者，其工作努力意願較高。然而，公共服務動機較個人∕組織配適度對於工作努力意願之影響，前者尚高於後者。 ‧108‧.

(19) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 在第三階層當中，進一步將文官各項人口特質與公共服務動機、個人∕組織配適度，以及公共服務動機與個人∕組織配適度的交互作用等自變項，再進行逐步迴歸，結果發現，第三階層模型可解釋工作努力意願之程度，仍維持 53.2% 的變異量（變動量為 00.0%），第三階層逐步迴歸分析，發現影響工作努力意願者，仍然只有委任官等、男性性別、幕僚職務性質、公共服務動機以及個人∕組織配適度，交互作用項並未發揮影響力。其標準化迴歸係數的 β 值分別為 -.120（委任官等），-.132（男性性別），.121（幕僚職務性質），.570（公共服務動機），.234 （個人∕組織配適度）以及 .010（交互作用項），其中，委任官等、男性性別之 β 值為負，幕僚職務性質與公共服務動機以及個人∕組織配適度之 β 值為正，表示官等較低之職務以及男性文官，相較於官等較高之職務以及女性文官，其工作努力意願較低，而幕僚職務工作、公共服務動機以及個人∕組織配適度較高者，其工作努力意願較高，而公共服務動機較個人∕組織配適度對於工作努力意願之影響，前者尚高於後者。但是，交互作用變項並未達到顯著水準。因此，假設 2 得到證實，但假設 4 並未得到證實。由於交互作用並未對工作努力意願產生效果，因此不需再以「調節作用迴歸分析的事後比較」進行第二階段的條件分析。. ‧109‧.

(20) ‧110‧. t值. .156. 顯著 Beta 水準. 顯著水準. -.098. Beta. 3.925 .000 .150. t值. 模式二顯著水準 t值. 顯著水準. Beta. t值. 顯著水準. -.105 -2.598 .010 -.120 -3.122 .002. Beta. 模式四. 第二階層迴歸. 3.800 .000 .138. 3.509 .001 .122. 3.220 .001. 2.484 .013 -.121 -3.017 .003 -.132 -3.440 .001. t值. 模式三. 工作努力意願. 148.194***. 269.568***. 269.568***. F 值. 6.173**. 102.361***. .010. .476（.476）. 資料來源：作者自行繪製. 註：*代表 P<.1，雙尾檢定；**代表 P<.05，雙尾檢定；***代表 P<.01，雙尾檢定。. 15.402***. .024. .466（.466）. .442. .442（.442）. 6.750**. 79.764***. .010. .486（.486）. 5.702 .000. 32.518***. 76.283***. .045. .532（.532）. .231. .665 16.419 .000 .669 16.849 .000 .664 16.845 .000 .660 16.865 .000 .571 14.092 .000. Beta. 模式一. 第一階層迴歸. R² F值. R²（調整後 R²）. 交互作用項. 個人∕組織配適度. 公共服務動機. 性質（幕僚）. 性別（男性）. 官等（委任）. 變項. t值. 顯著水準. 3.202 .001. .257 .797. .010. .066. 63.404***. .000. .532（.532）. 5.595 .000. .234. .570 13.996 .000. .121. -.132 -3.415 .001. -.120 -3.088 .002. Beta. 第三階層迴歸. 表三公共服務動機、個人∕組織配適度及兩者交互關係對工作努力意願之影響迴歸分析表. ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月.

(21) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 三、影響文官工作滿意度及工作努力意願之變項的差異本研究將各項文官人口變項作為控制變項，併同文官公共服務動機、文官個人 ∕組織配適度，以及公共服務動機及個人∕組織配適度之交互作用，共同進行多元迴歸分析，其結果如前述，已達驗證假設 1.2.3.4. 的效果。此外，根據本研究所發現的資訊（整理如表四），另亦有相當值得探究的發現，筆者謹進一步闡述如後。表四影響文官工作滿意度及努力意願之變項對照表變項. 文官工作滿意度影響效果文官工作努力意願影響效果 V（幕僚性質）. -.120. 控制變項性別. V（男性）. -.032. 官等. V（委任）. .121. 職務性質. 公共服務動機自變項個人∕組織配適度. V（業務）. -.079. V. .075. V. .570. V. .775. V. .234. 交互作用項資料來源：作者自行繪製. 由表四的比較中，可更清楚發現，影響文官工作滿意度與工作努力意願變項之效果，是有差異的。在自變項方面，文官的公共服務動機對於其工作努力意願較強，但對工作滿意度影響力較弱，這表示，若政府能有效提高文官的公共服務動機，雖未必能大幅度提高其工作滿意度，但卻能有效提升其工作努力意願。另一方面，若政府透過職務的調整，將文官調整到所認同的組織當中，雖可有效提高其對工作的滿意度，但卻未必能夠提高其工作努力的意願。由此可見，我國的文官在組織與其個人認知的目標有落差的狀況之下，雖然會對工作產生不滿，但只要文官的公共服務動機較強，其工作努力意願仍高。至於為何「公共服務動機」與「組織目標認同」，會對文官的「滿意度」及「努力意願」產生強弱差異的效果?筆者認為此乃出於兩自變項涉及的是層次不同的文官動機，公共服務動機乃是對獻身於公部門的動機，而組織目標認同則是對於某一特定部門的偏好，因而具有公共服務動機之文官，則不論其是否認同特定組織，只要是公部門之業務，渠均有高度努力之動機，而對組織目標之認同，則僅只與文官個人在特定組織中是否感覺到滿意有關。. ‧111‧.

(22) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 在控制變項方面，當同時放入文官人口變項與公共服務動機、個人∕組織配適度以及相互作用項之後，影響文官工作滿意度者，只有職務性質（負責業務性質工作者較幕僚工作為低）一項，但影響文官工作努力意願者，則有職務性質（負責幕僚性質工作者較業務工作為高）、性別（男性工作努力意願較低）及官等（委任官等者努力意願為低）等三項。顯示文官個人的各項特質，對工作滿意度的影響，不如對工作努力意願為明顯，也就是說，若欲提供文官工作努力意願，有更多文官人口特質之項目應予關心，應進一步關心為何男性文官、基層文官以及業務性質之文官，其工作努力意願較低，思考如何透過各項行政措施予以改進。當中唯一同時影響工作滿意度以及工作努力意願之控制變項，為職務的性質，表示台南市政府當中擔任業務工作性質與幕僚工作性質者，對工作的看法有高度的差異性，究應何以致之，可更深入探討之。. 伍、結語一、研究發現（一）台南市政府文官具有頗高的公共服務動機本研究的第一個研究目的，是希望能了解公務員真如民眾所認知，是缺乏公共服務熱忱的米蟲嗎？經本研究實證發現，雖然並非所有的台南市政府之公務員都有高度的公共服務動機，然而，除了文官某些特質（如年齡層在 21-30 歲間、年資較淺、升格前屬於台南縣政府）造成了比較低的公共服務動機外，整體文官的公共服務動機仍可達 85.0028 分，平均每題得分為 3.86 分，故以國外普遍採用 Perry 的量表來衡量時，台南市政府文官的公共服務動機是頗高的，可見得社會大眾可能對文官存在相當程度的誤解。. （二）公共服務動機似可克服低工作滿意度及工作努力意願低落的問題本研究經由實證資料亦發現，公共服務動機可以提高文官的工作滿意度及工作努力意願。無怪乎許多學者主張以各種內在誘因，例如：領導（Miller, 1992; Dull, 2009）、責任感（Perry, 2000; Schwartz, 1983），信任規範（Miller & Whitford, 2002）來取代「物質報償」的外在誘因機制，在克服理性選擇理論學者所擔憂的. ‧112‧.

(23) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 「代理人問題」7 上會更為有效，這些內在誘因，包括提振「公共服務動機」，毋須另外準備一筆龐大的俸給或酬金，便成為克服低工作滿意度及工作努力意願的好方法之一（Leisink & Steijn, 2009; Langbein, 2010; Moynihan, 2010）。. （三）我國文官的公共服務動機似不會產生另類「代理人問題」一般來說，吾人對於文官高度的工作努力意願均採樂觀看待，然而，正如本研究文獻檢閱當中所提及的，若是文官因為目標的認同（或不認同），而產生的過高（低）工作努力意願，很有可能會踰越了公民的授權界線或政府的期待，或許會產生另類的「代理人問題」（Gailmard & Patty, 2007; Gailmard, 2010; Crank & Caldero, Bright, 2007）。因此，公共服務動機便像是一把兩面刃，過猶不及均非良策。然而，此一效果在本次文官的調查中並未發現，文官個人∕組織配適度並未如預期，和公共服務動機產生交互效果來影響工作滿意度及工作努力意願。這項研究結果，對 Gailmard（2010）所推導之理論提出了經驗的否證，也對 Bright（2007）的實證結果提出反證案例。就前者經驗否證而言，因本研究逕自以「個人∕組織配適度」量表作為測度文官目標認同之工具，因而之所以未如其理論所預期，可能來自於測量工具的設計偏差，但就後者反證案例而言，本研究發現在同樣工具的度量之下，我國之實證調查結果與美國調查結果不同，似在度量工具之外，有更值得探討之原因。筆者認為，原因或許來自於東西方文官的性格差異，我國文官向來對於組織權威的「順服」性格，匿名以及服從的文官特質，或許可以解釋若干原因。. （四）公共服務動機影響工作努力意願的程度較目標配適度更強在去除了交互作用的效果後，單就公共服務動機與目標配適度這兩個變項來比較，前者影響工作努力意願的強度較後者來得強，也就是說，具高度公共服務動機的文官，雖然個人與組織的目標牴觸，會使其工作滿意度降低，但仍然會服從組織 7. 傳統的「委託-代理人理論」（principal-Agent theory）假設文官是理性自利的，因此會追求個人利益的極大化，在資訊不對稱（informantion asymmetric）的優勢下，會產生「逆向選擇」（adverse selection）與「道德危機」（moral Hazard）的代理人問題，理性選擇途徑學者通常以最低「交易成本」（transaction cost）為原則，思考如何透過設計交易機制（mechanism）來控制代理人，因而需視資訊獲得的可能性高低，來決定以結果契約（result-contract）或者過程契約（process-contract）的機制來控制代理人，白話地說，在容易獲得官僚工作資訊時，透過層級節制控制較為有效，但若不易獲得其工作資訊，則採取績效俸給或績效獎金制度更能達到減少成本的效果。相關內容可見公共選擇理論著作，如：Horn (1995), Mueller (1989), Eggertsson (1990) 等。 ‧113‧.

(24) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 的權威命令，維持其工作努力意願。從這個角度而言，高度公共服務動機的文官，並不會因為其目的與組織相異，而減少其努力的強度，從正向來說，在高公共服務動機文官的努力下，組織的目標可以有效達成，但從負面來看，若政策目標是有問題的，具公共服務動機的文官亦不會根據自身認知而產生質疑，仍然全力推動政策，反倒加乘了政策的負面結果。. 二、政策建議（一）人事政策似亦應將公共服務動機納入考量公共管理學派之主張，儼然成為當代的顯學，契約外包、民營化、內部競爭機制等主張非但喊得漫天價響，也實際落實在公部門的運作上，例如：在人事政策上，行政院於民國九十一年起開始辦理「績效獎金制度」，雖實施經年後，決定不再賡續實施，但其原因係「受限於人事費逐年刪減」，且人事行政局決定「鑑於績效管理係當前各國政府之管理趨勢，且對各機關施政績效提升頗具助益，爰本制度中之績效管理制度納入本院研究發展考核委員會之施政績效管理制度辦理」（人事行政局，2006），可知公共管理學派的理念，仍然主導政府改革的發展。然而，本研究發現，欲提升文官的工作努力意願，公共服務動機的提升，亦能扮演重要的角色，故亦應納入政府設計激勵措施之考量。. （二）設計人事機制提升文官公共服務動機雖提昇公共服務動機的措施也應受重視，但揆諸政策，有關提昇公共服務動機的政策措施，並未受到應有的關注。因此，筆者由公共服務動機理論的角度，建議幾項未來可努力的人事政策調整方向： 1. 改革目前國家考試所採取的單純筆試，以人格測驗、情境測驗及實務演練等多元考試形式，透過性格及情境反應的測試，較能甄拔出具有公共服務動機之文官。 2. 文官考績法，除將工作表現納入考評以外，亦可將個人核心價值納入考績計算的範圍，以拔擢具有公共服務動機之文官。 3. 人事單位可透過調查了解公共服務動機較低者為哪一類的文官，再針對性地對該類文官提出增進動機的措施。 4. 在公共服務動機之因素中，參與決策的動機佔有相當比重，若能仿傚英國快速陞遷制度，建立以增加文官決策機會為目的之高級文官團，似可激勵具較 ‧114‧.

(25) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 高公共服務動機之文官。 5. 凡是有礙文官公共服務動機的工作環境，包括組織成員的不信任、組織中的繁文縟節、威權領導模式等，都應該進行調整（Moynihan & Pandey, 2007; Kim, 2004; Samantrai, 1992）。惟須注意的是，公共服務動機的提升，能增加工作努力的意願，然而對工作滿足感並未能有同樣服務的提升，若欲使文官能久安其位，更要設法調和文官個人與組織的目標。. 三、未來研究建議（一）公共服務動機量表應測量「動機」而非「價值」本研究認為，文官的公共服務動機會因「個人∕組織配適度」而有變化，這個論點的前提是，公共服務動機當中所著重的「動機」，與個人∕組織配適度當中所著重的「價值」，是兩個不同的變項，然而，在實際測量公共服務「動機」的量表中，常常是以測量「價值」來代替「動機」，因而，雖然可測出名為「動機」變項的數值，但這些值卻也代表了某些「價值」的偏好程度（Maesschalck, Wal, & Huberts, 2008）。因此，若欲測量出與「價值」變項不相同的「動機」變項，必須使擁有相同程度「公共服務動機」的個人，不論其持有何種價值，都能測出相同程度的數值。舉例而言，主張以「新公共管理」價值來進行政府改革的文官，只要其投入公共事務的意願足夠高，其在「公共服務動機」量表上，應該與主張以「新公共服務」價值進行政府改革的文官一樣高。因此，不論文官抱持的是 Beck 與 Bozeman（2007）所主張的新公共管理價值或新公共服務價值，甚至是 Van Der Huberts、Heuvel 與 Kolthoff（2006）所主張的政府應具有的 13 種價值中的任何一種，都不應該讓價值的類型影響了動機的測度。若以此標準來分析 Perry（1996）的量表，將會發現其缺陷之處。首先，該量表誤將某些特定價值作為動機，例如：「同情心」構面的題項裡，其中對「公共方案的支出」的態度，便是測量其左、右派的意識形態，該項目得分高者視為高公共服務動機，但其實也是贊成左派「大政府」主張的立場（Lewis, 2010），因此，筆者認為未來研究可針對公共服務動機量表進行測試，了解該量表與哪些公共價值更為接近，而與哪些公共價值較為疏遠，之後再思考如何能使該量表克服各種價值的影響，而僅測得更純粹的「公共服務動機」（Maesschalck et al, 2008），此外，在量表的發展上，有另一個值得考量的問題，由於美國之社會氛圍較為功利，因此若 ‧115‧.

(26) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 其文官能抵抗社會氛圍而呈現較高程度的公共服務動機，其結果會較令人驚艷，但華人社會傳統上便傾向利他價值，文官在填答時，是否受「預期心理」的影響而使問卷效度受影響，實值後續研究者探究。因而，本文所稱文官「公共服務動機」較高的測度結論，容有保留之空間，未來發展量表時須考量東西方文化價值不同而更深入思考。屆時再以該量表來分析公共服務動機、個人∕組織配適度與工作努力意願之間的關係，得出來的結論會更具可信度。. （二）從應然到實然：為何政府系統不重視文官的公共服務動機？前文所討論的重點，均是政府「應該」如何管理高公共服務動機的文官，使政策能運作得更加順利。但筆者認為，為何「實際」上政府並未重視高公共服務動機的文官，來提升政府的效率，也是一個值得討論的重要議題。否則空有公共服務動機的理性分析，卻無視各種促進措施無法實施的政治因素，仍然徒呼負負。對這個問題，有些學者主張，由於公民或者政務人員，意識到具有公共服務動機的文官，可能會因專業知識及過度熱衷政治的態度，透過自身的政策建議權或執行權力，威脅到民主程序或民選政治人物的統治基礎，因此，在「政治」應該統治「行政」的假定下，刻意忽略文官存在公共服務動機的事實（Moynihan, 2010），寧願選擇較無效果的績效俸給制度，也不願以培養或增加文官的「公共服務動機」作為增進行政效率的工具（Langbein, 2010），但這種因政務人員自利而刻意避免授予文官自主性的觀點，卻與 Kiewit 與 McCubbins（1991）等人所提出的「政黨棄權假說」（party abdication hypothesis）（政黨因自利而授予文官裁量權）大相逕庭，上述兩種對立觀點，應如何整合尚待後續研究者進行研究。. 參考書目行政院人事行政局（2006）。有關 96 年起行政機關績效獎金及績效管理制度相關事宜。2006 年 12 月 29 日，取自：http://web.cpa.gov.tw/ct.asp?xItem=1745 &CtNode=233&mp=1。李沛良（1988）。社會研究的統計分析。台北：巨流出版社。李姿慧、王家俊（2009）。監理所內玩 Facebook 公務員上班忙「種菜」，「開心農場」遊戲夯民罵：工作太閒氣死人，2009 年 9 月 20 日，取自： http://tw.nextmedia.com/applenews/article/art_id/31955762/IssueID/20090920。. ‧116‧.

(27) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. 吳明隆（2009）。SPSS 操作與應用：問卷統計分析實務。台北：五南書局。吳明隆（2011）。SPSS 統計應用學習實務。台北：易習出版社。邱皓政（2000）。社會與行為科學的量化研究與統計分析。台北：五南出版社。洪永泰（2004）。原始樣本、替代樣本、與追蹤樣本的比較：「2001 年台灣選舉與民主化調查研究」訪問失敗問題的探討。選舉研究，10（2），37-58。唐佩君（2009）。總統盼公務員聞聲救苦，人事局擬納入考核，2009 年 1 月 1 日，取自：http://www.taiwannews.com.tw/etn/news_content.php?id=826642。黃村杉（2010）。北縣／清潔隊員聚賭，記過扣獎金，2010 年 5 月 8 日，取自： http://www.nownews.com/2010/05/08/11459-2600890.htm#ixzz1Z8LtTm00。葉奉達（2010）。喪偶心情差？直擊公務員上班打電玩，2010 年 5 月 20 日，取自：http://www.tvbs.com.tw/news/news_list.asp?no=blue20100520191011。魏祿卿（2006）。公務員上班結伴逛攤位. 摸魚被抓包聲稱路過，2006 年 3 月 9. 日，取自：http://news.ebc.net.tw/apps/index.htm。 Alonso, P., & B. L. Gregory (2001). Public service motivation and job performance: Evidence from the federal sector. American Review of Public Administration, 31(4), 363-380. Beck, J. T., & B. Bozeman (2007). Public Values: An inventory. Administration & Society, 39(3), 354-381. Bretz, R. D., & T. A. Judge (1994). Person-organization fit and the theory of work adjustment: Implications for satisfaction, tenure, and career success. Journal of Vocational Behavior, 44, 32-54. Brewer, G. A., & S. C. Selden (1998). Whistle-blowers in the Federal civil service: New Evidence of the Public Service Ethic. Journal of Public Administration Research and Theory, 8(3), 413-439. Bright, L. (2007). Does person-organization fit mediate the relationship between public service motivation and the job performance of public employees? Review of Public Personnel Administration, 27(4), 361-379. Coursey, D., J. L. Brudney, L. Littlepage, & J. L. Perry (2011). Does public service motivation matter in volunteering domain choices? A test of functional theory. Review of Public Personnel Administration, 31(1), 48-66. Crank, J. P., & M. A. Caldero (2000). Police ethics: The corruption of noble cause. Cincinati, OH: Anderson. Crewson, P. E. (1997). Public-service motivation: building empirical evidence of incidence and effect. Journal of Public Administration Research and Theory, ‧117‧.

(28) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. 7(4), 499-518. DeLeon, L., & W. Taher (1996). Expectations and job satisfaction of local-government professionals. American Review of Public Administration, 26(4), 401-416. Dillman, D. A. (2000). Mail and internet surveys: The tailored design method. New York: John Wiley & Sons. Dilulio, J. D. (1994). Principled agents: The cultural bases of behavior in a federal government bureaucracy. Journal of Public administration Research and Theory, 4(3), 277-318. Downs, A. (1967). Inside bureaucracy. Boston: Little, Brown and Company. Dull, M. (2009). Results-model reform leadership: Questions of credible commitment. Journal of Public Administration Research and Theory, 19(2), 255-284. Eggertsson, T. (1990). Economic behavior and institution. New York: Cambridge University Press. Ellickson, M. C. (2002). Determinants of job satisfaction of municipal government employees. Public service, 1987-1994. American Review of Public Administration, 34(2), 199-222. Frederickson, H. G., & D. K. Hart (1985). The public service and the patriotism of benevolence. Public Administration Review, 45(5), 547-53. Gailmard, S., & J. Patty (2007). Slackers and zealots: Civil service, discretion, and bureaucratic expertise. American Journal of Political Science, 51(4), 873-889. Gailmard, S. (2009). Discretion rather than rules: Choice of instruments to constrain bureaucratic policy-making. Political Analysis, 17(1), 25-44. Gailmard, S. (2010). Politics, principal-agent problems, and public service motivation. International Public Management Journal, 13(1), 35-45. Gould-Williams, J. (2003). The important of HR. Practices and workplace trust in achiving superior performance: A study of public-section organizations. International Journal of Human Resource Management, 14(1), 28-54. Grant, M. (2008). Does intrinsic motivation fuel the prosocial fire? Motivational synergy in predicting persistence, performance, and productivity. Journal of Applied Psychology, 93(1), 48-58. Hair, J. F., B. Black, B. Babin, R. E. Anderson, & R. L. Tatham (1988). Multivariate data analysis. New York: Macmillan. Horn, M. J. (1995). The political economy of public administration. New York: Cambridge Press. Houston, D. T. (2000). Public-service motivation: A multivariate test. Journal of Public. ‧118‧.

(29) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. Administration Research and Theory, 10(4), 713-727. Houston, D. T. (2006). “Walk the walk” of public service motivation: public emplyees and charitable gifts of time, blood, and money, Journal of Public Administration Research and Theory, 16(1), 67-86. Kiewiet, D. R., & M. D. McCubbins. (1991). The logic of delegation: Congressional parties and the appropriations process. Chicago: University of Chicago Press. Kim, S. (2004). Factors affection state government information technology employee turn over intentions. American Review of Public Administration, 35(2), 137-156. Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural equation modeling (2nd Ed.). New York: Guilford. Knoke, D., & C. Wright-Isak (1982). Individual motives and organizational incentive systems. Research in the Sociology of Organizations, 1, 209-254. Kristof, A. L. (1996). Person-organization fit: An integrative review of its conceptualizations, measurement, and implications. Personnel Psychology, 49(1), 1-49. Kristof-Brown, A. L., R. D. Zimmerman, & E. C. Johnson (2005). Consequences of individuals’ fit at work: A meta-analysis of person-job, person-organization, person-group, and person-supervisor fit. Personnel Psychology, 58(2), 281342. Langbein, L. (2010). Economics, public service motivation, and pay for performance: Complements or substitutes? International Public Management Journal, 13(1), 9-23. Leisink, P., & B. Steijn (2009). Public service motivation and job performance of public sector employees in the Netherlands. International Review of Administrative Sciences, 75 (1), 35-52. Lewis, D. E. (2008). The politics of presidential appointments. Princeton. NJ: Princeton University Press. Lewis, D. E. (2010). Measurement and public service motivation: new insights, old questions. International Public Management Journal, 13(1), 46-55. Lewis, G. B., & S. A. Frank (2002). Who wants to work for government? Public Administration Review, 62(4), 395-404. Liu, B., C. Hui, J. Hu, W. Yang, & X. Yu (2011). How well can public service motivation connect with occupational intention? International Review of Administrative Sciences, 77(1), 191-211. Liu, B., & N. Tang (2011). Does the love of money moderate the relationship between. ‧119‧.

(30) ‧公共行政學報‧ 第四十三期民101年9月. public service motivation and job satisfaction? The case of Chinese professionals in the public sector. Public Administrative Review, 71(5), 718727. Liu, B., N. Tang, & X. Zhu (2008). Public service motivation and job satisfaction in China: An investigation of generalisability and instrumentality. International Journal of Manpower, 29(8), 684-699. Locke, E. A. (1976). The nature and causes of job satisfaction. In M. D. Dunnette (Ed.), Handbook of industrial and organizational psycholog (pp. 1319-1328). Chicago: Rand Mc Nally. Maesschalck, J., Z. V. Wal, L. Huberts (2008). Public service motivation and ethical conduct. In J. L. Perry, & A. Hondeghem (Eds.), Managerial dilemma: The political economy of hierarchy (pp. 157-176). Oxford: Oxford University Press. McCubbins, M., R. Noll, & B. Weingast (1987). Administrative procedures as instruments of political control. Journal of Law, Economics, and Organization, 3(2), 265-300. Meier, K. J. (1994). The politics of sin. New York: M. W. Sharpe. Miller, G. J. (1992). Managerial dilemma: the political economy of hierarchy. New York: Cambridge University Press. Miller, G. J., & A. B. Whitford (2002). Trust and incentives in principal-agent negotiations. Journal of Theoretical Politics, 14(2), 231-267. Moynihan, D. P. (2010). A workforce of cynics? The effects of contemporary reforms on public service motivation. Internatiobal Public Management Journal, 13(1), 24-34. Moynihan, D. P. & S. K. Pandey (2007). The role of organizations in fostering public service motivation. Public Administration Review, 67(1), 40-53. Mueller, D. C. (1989). Public choice II. New York: Cambridge Press. Muchinsky, P. M., & C. J. Monohan (1987). What is person-environment congruence? Supplementary versus complementary models of fit. Journal of Vocational Behavior, 31, 268-277. Naff, K. C., & J. Crum (1999). Working for America: Does public service motivation make a difference? Review of Public Personnel Administration, 19(4), 5-16. Niskanen, W. A. (1975). Bureaucrats and politicians. Journal of Law and Economics, 18(3), 617-643. O’Reilly, C. A., & J. Chatman (1986). Organization commitment and psychological. ‧120‧.

(31) 台南市政府文官公共服務動機與工作滿意、工作努力意願之實證研究. attachment: The influences of compliance, identification, internalization on prosocial behavior. Journal of Applied Psychology, 71(3), 492-499. Perry, J., & L. R. Wise (1990). The motivational bases of public service. Public Administration Review, 50(3), 367-373. Perry, J. L. (1996). Measuring public service: An assessment of construct reliability and validity. Journal of Public Administration Research and Theory, 6(1), 5-23. Perry, J. L. (2000). Bringing society in: Toward a theory of public-service motivation. Journal of Public Administration Research and Theory, 10(4), 471-488. Piliavin, J. A., & H. Charng (1990). Altruism: A review of recent theory and research. Annual Review of Sociology, 16, 27-65. Rainey, H. G. (1982). Reward preferences among public and private managers: In searching of the service ethic. American Review of Public Administration, 16(4), 288-302. Rainey, H. G. (1997). Understanding and managing public organizations (2nd Ed.). San Francisco, CA: Jossey-Bass. Rainey, H. G., & P. Steinbauer (1999). Galloping elephants: Developing elements of a theory of effective government organizations. Journal of Public Administration Research and Theory, 9(1), 1-32. Rosdil, D. (1991). The context of radical populism in U.S. cities: a comparative analysis. Journal of Urban Affairs, 13(1), 77-96. Samantrai, K. (1992). Factors in decision to leave: Retaining social workers with MSWs in public child welfare. Social Work, 37(5), 454-458. Schwartz, H. S. (1983). A theory of deontic work motivation. Journal of Applied Behavioral Science, 19(2), 203-214. Sharp, E. B. (2005). Morality politics in American cities. Lawrence: University Press of Kansas. Taylor, J. (2008). Organizational influences, public service motivation and work outcomes: An Australian study. International Public Management Journal, 11(1), 67-88. Vandenabeele, W. (2007). Towards a public administration theory of public service motivation. Public Management Review, 9(4), 545-556. Vandenabeele, W. (2008). Development of a public service motivation measurement scale: corroborating and extending perry’s measurement instrument. International Public Management Journal, 11(1), 143-167. Van Der, W. Z., L. Huberts, H. V. Heuvel, & E. Kolthoff (2006). Central values of. ‧121‧.