公共服務流程再造的決定因素浙江實證

1、公共服務流程再造的決定因素：浙江實證徐蕾李靖華摘要:公共服務變革是一個從“大政府小服務”到“小政府大服務”的再造演進的進程。行政服務中心是承擔這一歷史使命的重要載體。本文以行政服務中心的前沿實踐為基礎，通過對浙江57家中心1009個部門窗口負責人的問卷調查，探究了公共服務流程再造的決定因素。首先，給出相關研究背景和綜述；其次，提出研究的概念模型和基本假設；第三，對模型結果進行了討論；第四，分析了政策和管理啟示；最后，給出研究局限和研究展望。研究表明，目前公共服務流程再造的最主要決定因素是中心和部門領導的企業(yè)家素質，其次電子政府的推進也起到積極的作用，但制度和策略的因素影響不大。因此，進一步的體

2、制改革和法規(guī)理順勢在必行。關鍵詞:流程再造；公共服務創(chuàng)新；行政服務中心；多層線性模型(HLM)；浙江PowerofBusinessProcessReengineeringinPublicService:EmpiricalstudyfromZhejiangChinaXULei,LIJing-huaAbstract：Publicserviceinnovationisanevolutionprocessfrom“Largegovernmentandsmallservice”to“Smallgovernmentandlargeservice”.Administrationservicecenters(

3、ASC)isoneoftheinstituteofpublicservicereform.In2006wemadeaquestionnairestudytoZhejiangASC,whichincluding1006samples.Firstly,Areviewisgiven;Secondly,conceptmodelandassumptionsareprovided;Thirdly,weprovidethestudymethodology,includingvariablesdesign,sampleanddatacollection,reliabilityandvalidity,andmo

4、delestablishment,etc.Fourthly,resultdiscussistaken.Fifthly,policyandmanagementhintareprobed;Finally,wepresentthelimitsandfurtherdirections.TheconclusionisthatdominationpowerofbusinessprocessreengineeringinpublicserviceistheentrepreneurshipspiritofASCandtraditionalbureau,andinformationtechnology.So，d

5、eeperinstituteinnovationandlegalsystemisnecessary.Keywords：Businessprocessreengineering(BPR);Publicserviceinnovation;Administrationservicecenters(ASC);Hierarchicallinearmodeling(HLM);Zhejiangprovince背景和綜述行政服務中心發(fā)展研究背景公共服務流程再造是政府根據(jù)公民對公共服務的實際需要，結合公共服務領域的實際特點和信息技術的應用狀況，對政府公共服務部門按照總體服務流程優(yōu)化的原則進行的組織結構和業(yè)務流程

6、的重新設計。其目的是達到更高層次的顧客滿意度、更大的服務靈活性和更具個性化和人性化的服務效果，并同時獲得政府公共服務提供能力在速度、效率和準確性等方面的實質性提升。行政服務中心是承擔這一歷史使命的重要載體。目前行政服務中心的突出問題是中心管理權限和職責不到位、無法有效協(xié)調部門利益與中心變革的矛盾。表現(xiàn)為三種基本關系未理順：原部門與派出人員間的關系，聯(lián)合辦公機構與各窗口人員間的關系，以及聯(lián)合辦公機構與原部門間的關系(楊樹人，2002)。即原服務部門進駐不到位、授權不到位、窗口人員配備不到位，一站式服務無法深入推進。究其變革層面的原因，主要是行政審批制度改革的橫向和縱向的不協(xié)調。橫向不協(xié)調表現(xiàn)為，

7、中心的設立缺少合法性基礎，行政審批制度改革沒有與行政管理體制改革、財政管理體制改革、投資管理體制改革、機構編制改革很好結合，中心建設“孤軍挺進”?？v向不協(xié)調表現(xiàn)為，行政審批制度改革未實現(xiàn)上下聯(lián)動，是“自下而上”的推進,實踐中,沒有統(tǒng)一的規(guī)范,地方各行其是，缺乏全國的和長遠的規(guī)劃和制度保證。公共服務流程再造的成功因素隨著公共服務流程再造研究的深入，其經(jīng)驗教訓獲得系統(tǒng)總結，Linden(1994)、Caudle(1995)和Taylor等(1996)分別從微觀操作角度、策略角度和戰(zhàn)略角度作出系統(tǒng)研究。Linden(1994)認為公共組織再造的原則包括：圍繞結果(顧客、產(chǎn)品、過程)而非職能進行組織，

8、在源頭處一次獲取信息，把后階段的信息反饋到前階段，幾個過程并舉代替順序操作，確?！瓣P鍵路徑”的持續(xù)暢通，以及首先工作過程再造然后才能自動化等。Caudle(1995)認為成功因素包括：較好地理解流程再造，從一個對組織績效重要的小型項目開始，通過人員配置建立資深管理者對再造項目的歸屬和責任(ownership)，調整組織結構以提升對流程管理的支持，建立對流程管理的測評程序，開發(fā)支持流程再造的人力資源戰(zhàn)略，建立支持流程再造的信息資源管理戰(zhàn)略和技術框架，獲得頂層和中心的支持以實現(xiàn)集成，建立有良好訓練的、一專多能的專家團隊并促使其良好運作，等。Taylor等（1996）認為成功因素包括：公共政策的戰(zhàn)略

9、性考慮、高層管理者的積極支持、項目開發(fā)的演進管理、以及對利益相關者的充分關注。此外，公共服務流程再造也往往與電子政府建設緊密聯(lián)系。研究框架模型行政服務中心工作的推進，是一個流程再造不斷深化的過程。但目前中心對職能部門只是代管制。中心更多地依靠地方政府首腦的重視、中心首腦的資歷和威信、協(xié)調會議制度、甚至窗口人員間非正式交流等非正式的影響力因素實現(xiàn)其運作。結合對浙江行政服務中心的深入調研和理論分析，確立分析場景的主要變量策略、企業(yè)家素質、信息化；由于中心和窗口影響因素的明顯層次性，研究采用多層線性模型（HLM方法。模型構建見圖1。首先，由于行政服務中心法律地位不明確，往往需要借助中心主任的資歷和影

10、響力（包括向上的、左右的和向下的）才能有效開展工作，是“人治”而非“法治”（李靖華，2007）。還有公共部門的企業(yè)家戰(zhàn)略再造（Osborne,Gaebler,1992；Osborne,Plastrik,1997），以及流程再造的長期性、艱難性和人為性（Hammer,Champy2,003），中心領導的“企業(yè)家素質”是中心流程再造成功的首要因素。其次，行政服務中心是滿足政府和市場主體雙方對制度需求的短期均衡的最佳結合點，是有效改進和補充原有制度的一種派生制度（韓立達，2003）。因此它雖然是統(tǒng)領的、但又是并列的、附加的，中心發(fā)展的遠見和戰(zhàn)略規(guī)劃關系到公共服務改革的成效，也影響中心在未來公共服務體

11、系中的定位。還有公共政策的戰(zhàn)略性考慮（Taylor等，1996）和流程再造的戰(zhàn)略規(guī)劃性（Hammer,Champy,2003），戰(zhàn)略規(guī)劃和推進策略成為流程再造的現(xiàn)實影響因素。同時，基于Internet的低成本溝通是信息技術對公共服務前臺所帶來的最大便利（Taylor等，1996）。后臺基于信息技術運用的深層次部門業(yè)務數(shù)據(jù)整合，即一表式數(shù)據(jù)的實現(xiàn)，是一站式公共服務的數(shù)據(jù)基礎（王浣塵，2003）。此外，流程再造理論也強調了信息技術的支撐（enable）作用（Hammer,Champy,2003），因此信息化是中心流程再造的工具層影響因素。圖1公共服務流程再造影響因素模型和假設注：圖中的十,表示兩變

12、M之間的正相關關系，或對變M關系起強化作用。中心流程再造現(xiàn)狀，表示莫中心所有窗口的平均流程再造現(xiàn)狀，即該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距。折線箭頭表示對窗口“企業(yè)家1-窗口流程再造現(xiàn)狀”之間的正向關系起作用。研究假設模型的上、下半部分分別表現(xiàn)了中心層面和窗口層面的自變M與因變M之間的關系，模型左邊是兩層面的自變右邊是作為因變M的流程再造現(xiàn)狀。首先提出層次分析的基準模型：假設1（模型1,即零模型）：考慮不含任何預測變M的兩層面模型，流程再造現(xiàn)狀在中心層面上存在顯著變異，即各中心的流程再造現(xiàn)狀存在顯著差異。莫種程度上說，中心運作是“人治”而非“法治”。中心和醐臉面曲征的體現(xiàn)在中心領導與部門窗口領導的

13、默契上，體現(xiàn)在中心領導的魄力、部門窗口領導的開明度，以及兩者間的信任等方面。從流程再造具體操作的角度看，中心領導和部門領導又往往是再造團隊的核心。不同中心的流程再造績效會因此表現(xiàn)出較大差異。因此提出了假設：假設2（模型2）:各中心的流程再造現(xiàn)狀存在顯著差異，且中心層面的企業(yè)家素質變M對中心的流程再造現(xiàn)狀（即該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距）有正向影響。同一中心內(nèi)不同的窗口、不同的流程再造項目，也會因企業(yè)家素質表現(xiàn)出較大的差異。此時主要的影響因素在領導。因此將部門原有的審批活動集中到中心后，在部門領導的配合下，可以切實做到“項目進中心、骨干進中心、授權進中心?！币虼?，我們提出以下假設：假設3（模

14、型3）：窗口層面的企業(yè)家素質變量對窗口的流程再造現(xiàn)狀有正向影響，且企業(yè)家1與窗口流程再造現(xiàn)狀之間的關系在中心層面存在差異，即各中心“企業(yè)家流程再造現(xiàn)狀”的關系存在顯著差異。事實上，中心層面的企業(yè)家素質與窗口層面的企業(yè)家素質并不是簡單適應的關系，他們往往是動態(tài)互動的。以及中心總體的企業(yè)家素質和合作氛圍會對具體的流程再造項目產(chǎn)生積極影響。結合假設2和假設3，我們提出以下假設：假設4a（模型4a）:在模型2、3的基礎上，中心層面的企業(yè)家素質變量對中心的流程再造現(xiàn)狀（即該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距）有正向的影響，并且會對窗口的“企業(yè)家流程再造現(xiàn)狀”之間的正相關關系起強化作用。在公共服務變革中，信息

15、技術對業(yè)務流程再造起到很大的推動作用。一是通過計算機網(wǎng)絡、綜合數(shù)據(jù)庫和多媒體等Intranet和Internet等技術手段，將分散于各部門的信息資源連接和匯集起來，實現(xiàn)信息的及時傳遞與共享，并支持并行工作方式。二是通過信息網(wǎng)絡，組織能同時連續(xù)地對各部門串行、并行的各項業(yè)務活動進行協(xié)調，及時對各項業(yè)務活動進行評價和修改（如工作流管理），從而避免傳統(tǒng)組織要到最后階段才對各項活動成果進行綜合、評價的弊端，節(jié)省了成本與時間。因此我們提出了以下假設:假設4b（模型4b）:在存在中心企業(yè)家素質變量影響的情況下，同時，中心層面的信息化變量對中心的流程再造現(xiàn)狀（即該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距）有正向的影響

16、，并且會對窗口層面的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”之間的正相關關系起強化作用。公共服務流程再造是一個復雜的社會過程，需要長遠的規(guī)劃和慎密的策略。如建立資深管理者對再造項目的支持、從一個對組織績效重要的小型項目開始、建立有良好訓練的一專多能的專家團隊、對再造所帶來的績效改進進行連續(xù)測定，等。因此我們提出了以下假設：假設5（模型5）：在模型1、3的基礎上，中心層面的策略變量對中心的流程再造現(xiàn)狀（即該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距）有正向的影響，并且會對窗口層面的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”之間的正相關關系起強化作用。方法變量設計基于模型和假設，我們面向窗口負責人設計發(fā)放了調查問卷。問卷主要內(nèi)容分為窗口概況、

17、企業(yè)家素質、策略、信息化、中心組織、部門組織、窗口人員、外部環(huán)境等方面的7級李克特量表問題，以及開放式問題等。通過SPSS軟件對因變M和自變M分別進行因子分析，經(jīng)過最大方差旋轉后,將各問項按因子負荷歸類，得到文中所用的4個因子（潛變量）樣本和數(shù)據(jù)搜集在浙江省發(fā)改委的大力支持下，2006年9月發(fā)放問卷共1600份（80家中心），實際回收有效問卷1009份，覆蓋57家中心。57家中心的分布為地區(qū)級中心6家、區(qū)縣市級中心51家，各地區(qū)均有中心填寫；樣本中心成立時間為200016家，2001年16家，2002年16家，2003年3家，2004年3家，2005年1家，2006年1家，超過浙江行政服務中心

18、的一半。答卷窗口規(guī)模多數(shù)較小，授權程度不一。窗口性質為部門專門成立的審批處室進駐占作答數(shù)的18.8，業(yè)務處室整建制進駐有16.4，部門在中心的審批窗口（但非專門性審批處室）有31.0，業(yè)務處室接件前臺有16.2，中介和咨詢窗口有1.2，其他占16.3。并聯(lián)審批牽頭單位（窗口）占作作答數(shù)的10.8，并聯(lián)審批參與單位（窗口）有30.1，無并聯(lián)審批事項有59.1。窗口層面數(shù)據(jù)來源于窗口負責人填寫的1009份問卷，中心層面數(shù)據(jù)由各中心窗口數(shù)據(jù)平均而來，所用變量為經(jīng)過最大方差旋轉后的因子（潛變量），所有數(shù)據(jù)均為標準分數(shù)。研究使用SPSS12.0坐基本統(tǒng)計分析、因子分析等；采用HLM6.0作為多層線性建模

19、工具。樣本信度和效度檢驗首先對樣本信度進行分析，窗口層面1009個樣本總信度為0.949，中心層面的總信度為0.959，分組信度如表1所示，均大于0.7，表明指標具有基本可接受的內(nèi)部一致性。其次分別對窗口層面和中心層面數(shù)據(jù)進行樣本效度分析，對外生顯變量A1A8、B1B12、C1C6、D1D4、E1E4、F1F2、G1G2、H1H2、I1I2聯(lián)合進行因子分析，結果如表1；在窗口層面和中心層面分別對內(nèi)生顯變量J1J6進行因子分析，結果如表2,除了窗口層面B1、B2、B3、B5、B9項外，各題項載荷系數(shù)均大于0.5。窗口層面和中心層面數(shù)據(jù)的KMO值分別為0.938和0.814，均大于0.7；且兩次巴

20、特利特球體檢驗均顯著。故樣本具有區(qū)分效度。表1問卷自變量的信度和效度檢驗窗口層面數(shù)據(jù)題項及Cronbacha系數(shù)企業(yè)家（0.959）A1.中心主管具有豐富的知識和經(jīng)驗A2.中心主管具有很強的影響力A3.中心主管具有很強的創(chuàng)造力A4.中心主管具有很強的判斷力A5.我部門主管具有豐富的知識經(jīng)驗A6.我部門主管具有很強的影響力A7.我部門主管具有很強的創(chuàng)造力A8.我部門主管具有很強的判斷力策略（0.903）.審批流程優(yōu)化具有長遠的規(guī)劃.審批流程優(yōu)化具有清晰的近期目標.審批流程優(yōu)化獲得資深主管的支持.績效考核體系據(jù)審批流程優(yōu)化調整0.5150.5620.5970.5930.7880.8040.8160

21、.8130.3750.4160.4170.511Cronbacha系數(shù)企業(yè)家（0.977）A1.中心主管具有豐富的知識和經(jīng)驗A2.中心主管具有很強的影響A3.中心主管具有很強的創(chuàng)造A4.中心主管具有很強的判斷A5.部門主管具有豐富的知識經(jīng)驗A6.部門主管大都有很強的影響力A7.部門主管大都有很強的創(chuàng)造力A8.部門主管大都有很強的判斷力策略(0.966)B1.審批流程優(yōu)化具有長遠的規(guī)劃B2.審批流程優(yōu)化具有清晰的近期目標B3.審批流程優(yōu)化獲得資深主管的支持B4.績效考核體系據(jù)審批流程優(yōu)化調整因子分析結果0.7060.8100.8190.8280.8540.8240.8620.8620.6050.

22、6410.6060.767結果.B5.審批流程優(yōu)化充分考慮公0.368B5.審批流程優(yōu)化充分考慮公，的需要眾的需要B6.審批流程優(yōu)化充分考慮部0.543B6.審批流程優(yōu)化充分考慮部、一j曲1、一J曲門需要門需要B7.審批流程優(yōu)化充分考慮窗0.656B7.審批流程優(yōu)化充分考慮窗口人需要口人需要B8.審批流程優(yōu)化負責人選擇0.612B8.審批流程優(yōu)化負責人選擇恰當恰當B9.審批流程優(yōu)化采用分步實0.776B9.審批流程優(yōu)化采用分步實,策略施策略B10.審批流程優(yōu)化試驗性局0.822B10.審批流程優(yōu)化試驗性局小試點部試點B11.審批流程優(yōu)化由跨部門0.807B11.審批流程優(yōu)化由跨部門、組推動小組

23、推動B12.審批流程優(yōu)化針對關鍵0.691B12.審批流程優(yōu)化針對關鍵流程展開流程展開信息化(0.843)信息化(0.908)C1我局內(nèi)部局域網(wǎng)運作狀況0.706C1.大部分部門內(nèi)部局域網(wǎng)運良好作良好C2我局辦公自動化系統(tǒng)運作0.749C2大多部門辦公自動化系統(tǒng)大況良好運作良好C3我局的外網(wǎng)網(wǎng)站運作狀況0.572C3大部分部門外網(wǎng)網(wǎng)站運作良好良好C4中心內(nèi)部局域網(wǎng)運作狀況0.738C4.中心內(nèi)部局域網(wǎng)運作良好良好C5中心的聯(lián)網(wǎng)審批系統(tǒng)運作0.723C5.中心的聯(lián)網(wǎng)審批系統(tǒng)運作Cronbacha系數(shù)析Cronbacha系數(shù)析0.6640.8220.8550.8100.8290.8150.7940

24、.7720.7550.7290.6840.7900.712Cronbacha 系數(shù)良好C6.中心的外網(wǎng)網(wǎng)站運作良好0.685Cronbacha系數(shù)析OU-狀況良好C6.中心的外網(wǎng)網(wǎng)站運作狀況良好0.708注：1、因子分析采用方差最大旋轉，因子分析結果將不同列的較大負載因子系數(shù)組合在一列中。2、其他變M的結果省略，包括中心組織、部門組織、窗口人員、外部環(huán)境等方面。表2問卷因變M的信度和效度檢驗窗口層面數(shù)據(jù)題項及Cronbach1因子中心層面數(shù)據(jù)題項及Cronbact1因子a系數(shù)分析a系數(shù)分析結結果果流程再造現(xiàn)狀(0.815)流程再造現(xiàn)狀(0.864)J1流程圍繞顧客組織和設計0.75J1流程圍繞

25、顧客組織和設計10.757J2服務對象只需接觸一個窗口0.72J2服務對象只需接觸一個窗口0.809人員9人員J3服務對象只需填寫一次表格0.72J3服務對象只需填寫一次表格50.734J4審批中不同窗口間信息反饋和0.80J4審批中不同窗口間信息反饋和0.795交流充分及時2交流充分及時J5經(jīng)常將原來的順序操作做并0.63J5經(jīng)常將原來的順序操作做并0.737聯(lián)操作5聯(lián)操作J6能保證審批中“關鍵路線”0.73J6能保證審批中“關鍵路線”0.811的暢通4的暢通說明：在多層線性模型的實際計算中，中心流程再造現(xiàn)狀表示莫中心所有窗口的平均流程再造現(xiàn)狀，用該中心所有窗口流程再造現(xiàn)狀的截距表示。這里的

26、中心層面數(shù)據(jù)題項并未參與計算，但給出信效度檢驗。結果首先建立不含任何變量的零模型。如表3，流程再造現(xiàn)狀的中心效能、窗口效能方差成 TOC o 1-5 h z 分分別為0.05271、0.94798，中心效能占總效能比例為0.05271/（0.05271+0.94798）=5.2674%5%，即流程再造差異的5.2674%可由中心因素解釋，說明流程再造現(xiàn)狀在中心層面存在變異，即各中心的流程再造現(xiàn)狀存在顯著差異，適合多層線性模型研究，驗證假設1。為探究中心變量的影響程度，建立不含窗口層面變量的模型2。結果顯示，中心層面上，企業(yè)家變量與中心流程再造現(xiàn)狀（即窗口流程再造現(xiàn)狀的截距B0）間的相關系數(shù)G0

27、1為0.175395，且T值（4.214）顯著，與假設2一致。且中心效能方差成分由模型1的0.05271減少為0.02874，解釋了45.4752%，說明中心因素對流程再造現(xiàn)狀的影響效能中有45.4752%可以被中心層面的企業(yè)家變量所解釋。接著建立不含第二層變量的模型3。結果顯示：窗口的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”斜率（B1）=企業(yè)家一流程再造現(xiàn)狀”（G104率+“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”斜率方差成分（U1）=0.238060+0.02387=0.26193說明窗口流程再造現(xiàn)狀和窗口層面的企業(yè)家1變量呈現(xiàn)正相關；同時窗口的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”斜率（B1）的截距，即中心“企業(yè)家流程再造現(xiàn)狀”斜率（

28、G10的T值（6.404）顯著，說明窗口層面的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”之間的關系在中心層面存在差異，即各中心“企業(yè)家流程再造現(xiàn)狀”的關系存在顯著差異，驗證假設3。且窗口效能方成分差由模型1的0.94798減少為0.88558，解釋了6.5824%，說明窗口因素對流程再造現(xiàn)狀的影響效能中有6.5824%可被窗口的企業(yè)家1變量所解釋。為探索中心對窗口的“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”關系的影響，建立包含中心層面和窗口層面變量的模型4a。結果顯示，企業(yè)家變量與中心流程再造現(xiàn)狀（即窗口流程再造現(xiàn)狀的截距B0）的相關系數(shù)（G01）為0.114359，且T值（2.720）顯著；而企業(yè)家變量對窗口的“企業(yè)家1-流程

29、再造現(xiàn)狀”的斜率（B1）無顯著影響，其T值僅為0.327，假設4a的后半部分未驗證。且中心效能方差成分由模型3的0.03719減少為0.02819，解釋比例為24.2%。但同時，“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”斜率（U1）的P值僅為0.031，小于0.05，說明尚存在其他因素的作用。4b 。結果顯示，企業(yè)家在模型4a基礎上加入中心的信息化變量，建立模型變M和信息化變M與中心的流程再造現(xiàn)狀（即窗口流程再造現(xiàn)狀的截距B0）相關系數(shù)分別為為0.117466和0.106093，且T值分別為3.010和3.105；企業(yè)家變M變M對于窗口“企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀”的斜率（B1）沒有顯著影響，其T值僅為0.340，

30、而信息化變M對于窗口“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”的斜率（B1）有顯著影響，T值為1.974,假設4b的后半部分也驗證。且中心效能方差成分由模型4a的0.05080減少為0.01518,“企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀”斜率（U1）方差成分由0.02750減少為0.02030,分別被解釋了46.1511%和26.1818%。且中心效能（U0）和“企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀”斜率（U1）的P值分別為0.086和0.049,說明在此基礎上，中心層面因素對中心流程再造現(xiàn)狀和“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”的解釋空間已很小。在假設1和3基礎上提出假設5。結果顯示，中心層面策略變M與中心的流程再造現(xiàn)狀（即窗口流程再造現(xiàn)狀的截距B

31、0）的相關系數(shù)（G01）為0.139982,T值為3.883,驗證了假設5的前半部分；但策略對窗口“企業(yè)家1流程再造現(xiàn)狀”關系的強化作用不明顯，T值僅為0.525，假設5的后半部分不成立；且中心效能方差成分由模型3的0.03719減少到0.01926,解釋了48.2119%=表3模型1-5的參數(shù)估計結果模型1的結果隨機部分方差成分2XP值中心效能（U0-0.05271112.992730.000窗口效能（R0.94798分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀二B0+R中心層面：B0=G00+U0模型2的結果固定成分估計值標準誤截距2（G00）0.0052870.038056 TOC o 1-

32、5 h z 企業(yè)家（G01）0.1753950.0416204.214隨機成分方差成分X2P值中心效能（U0）0.0287485.751930.008窗口效能（R）0.94752一一分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀-B0+R中心層面：BO=G00+G01*企業(yè)家）+U0模型3的結果固定成分估計值標準誤T值 TOC o 1-5 h z 截距2（G00）-0.0046900.039356一企業(yè)家-流程再造現(xiàn)狀斜0.2380600.0371756.404率（G10）隨機成分方差成分X2P值中心效能（U0）0.0371991.488140.004企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀0.0238778.352

33、690.039斜率（U1）窗口效能（R）0.88558一一分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀=B0+B1j*（企業(yè)家1）+R中心層面：B0=G00+U0B1=G10+U1模型4a的結果固定成分估計值標準誤T值截距2(G00)-0.0007700.038055企業(yè)家-流程再造現(xiàn)狀斜0.1143590.0420442.720率(G01)斜率（G10）0.2175520.039222企業(yè)家（G11）0.0128870.0393970.327隨機成分方差成分X2P值中心效能（U0）0.0281979.819210.025企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀0.0275078.397460.031斜率（U1）窗

34、口效能（R）0.88410-分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀=B0+B1j*（企業(yè)家1）+R中心層面：B0=G00+G01*（企業(yè)家）+U0B1=G10+G11*（企業(yè)家）+U1模型4b的結果固定成分估計值標準誤T值截距2（G00）-0.0030020.032543企業(yè)家-流程再造現(xiàn)狀斜0.1174660.0390223.010率（G01）信息化-流程再造現(xiàn)狀斜0.1060930.0341703.105率（G02）斜率（G10）0.2117300.037514企業(yè)家（G11）0.0127520.0375330.340信息化（G12）0.0768350.0389141.974隨機成分方差

35、成分X2P值中心效能（U0）0.0151870.974490.086企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀0.0203074.554820.049斜率（U1）窗口效能（R）0.88664一分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀=B0+B1j*（企業(yè)家1）+R中心層面：B0=G00+G01*（企業(yè)家）+G02*（信息化）+U0B1=G10+G11*企業(yè)家）+G12*（信息化）+U1模型5的結果固定成分估計值標準誤截距2(G0O)-0.0048910.035160策略-流程再造現(xiàn)狀斜率（G01）0.1399820.0360483.883斜率（G10）0.2398900.036601策略（G11）0.018706

36、0.0356480.525隨機成分方差成分X2P值中心效能（U0）0.0192674.964000.055企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀0.0221778.574560.030斜率（U1）窗口效能（R）0.88762一分析基于以下模型：窗口層面：流程再造現(xiàn)狀=B0+B1j*（企業(yè)家1）+R中心層面：B0=G00+G01*（策略）+U0B1=G10+G11*（策略）+U15結論與實踐結果表明，在中心層面，流程再造的主導影響因素是中心和部門主管的企業(yè)家素質、及各中心的信息化程度，這兩者的配合力度決定中心流程再造的現(xiàn)狀；同時，中心的策略對中心流程再造現(xiàn)狀也具有相當影響。在窗口層面，窗口流程再造的現(xiàn)狀主要由該

37、窗口主管的企業(yè)家素質決定。相對而言，中心對窗口的宜接影響還比較薄弱，尤其是對窗口“企業(yè)家1-流程再造現(xiàn)狀”正相關關系的強化作用不夠明顯，中心的企業(yè)家素質和策略都對其沒有顯著影響，只有信息化程度對其具有較大的影響。從長遠看，公共服務流程再造是一個從“大政府小服務”到“小政府大服務”岷岫過程。證結果，企業(yè)家素質作用重大、信息化作用其次、再造策略作用尚不顯著，大致反映了目前的階段特征。為此，現(xiàn)階段政府應做好以下幾方面的工作。一是利用現(xiàn)有企業(yè)家素質和信息化應用優(yōu)勢，加快中心與部門的融合。如加快推進部門單一的行政許可科的建立。隨著提升并聯(lián)審批實效的深入，部門內(nèi)部的流程梳理和權力整合提上議事日程。浙江象山

38、全部部門已實現(xiàn)行政許可科的設立和進駐。再如增大中心與部門間的人員溝通和流動，特別是領導人的流動。各窗口工作人員間的日常交流也是并聯(lián)審批和流程再造的必要保證。如寧波經(jīng)濟發(fā)展服務中心運用定餐的機會增進了工作人員之間的交流。止匕外，中心與部門間的人員流動，有助于相關人員的換位、將心比心，也開始為中心建設所采用二是明確行政服務中心的公共服務改革定位，為長遠的流程再造戰(zhàn)略制定創(chuàng)造條件。從“條條塊塊”的角度說，目前沒有一個當然的行政服務中心業(yè)務主管部門。作為審批制度改革的直接承擔者和體現(xiàn)者，行政服務中心要擺脫目前這種“無權的管有權的、無法的管有法的”的尷尬局面，必須明確單一的政府序列定位。作為過渡性措施，

39、可以大力擴充省審改辦編制和加強其人員配備，將“審批制度改革辦公室”更名為“行政審批管理辦公室”實體性機構。一部分人員應該從省級各專業(yè)職能部門永久性抽調補充。這樣才能建立長效的監(jiān)督管理機制。三是大力進行制度改革間、法規(guī)體系內(nèi)的協(xié)調和梳理，為“企業(yè)家素質”減負。隨著三輪審改的深入，公共服務流程再造已經(jīng)進入攻堅階段，目前有兩大障礙亟需突破，一是機構編制的限制，二是法律法規(guī)的不協(xié)調。機構編制改革也幾乎與審批制度改革在同步進行，但兩者之間并沒有實質性的協(xié)調。事實上，作為公共管理改革的兩個有機組成部分，理順職能與調整機構是相關的，如在實施內(nèi)設機構行政許可職能歸并中，本意在于職能部門內(nèi)部權力和事項的理順，但

40、就其組織形式的變革行政許可科的設立，需要編委（編辦）的大力支持。而法規(guī)間沖突在實際運作中造成了很大的困惑。往往會出現(xiàn)并聯(lián)審批中兩項審批互為前置、或多項審批間形成鏈環(huán)前置的悖論。造成中心和牽頭部門協(xié)調的極大困難。相關法律部門應展開專項研究，對此提出具體的處理原則或細則。如超時默許，中心必須得到專業(yè)職能部門的委托才能在法律上加以操作，等。7局限和研究展望本文以行政服務中心為例，研究了公共服務流程再造的影響因素，得到的結論基本驗證了假設。研究中存在以下不足之處：一是模型設計主要基于寫實的思路，因此一些深層次的關系沒有涉及，例如本研究的直接因變量是流程再造現(xiàn)狀，并未涉及流程再造的績效以及流程再造現(xiàn)狀與

41、績效之間的相互作用；二是雖然研究方法上采用了多層線性模型，樣本容量也達到了大樣本標準（1000個），但是模型的一些檢驗效度（尤其是效度檢驗）不是很理想，從而影響了結論的可推廣性；三是在某些細節(jié)變量設計上也有考慮不足之處。公共服務流程再造可以進一步借鑒國外新公共管理和企業(yè)管理理論的研究結果，就以下議題展開深入研究：政府中企業(yè)家精神發(fā)揮作用的條件分析，電子政府與審批制度改革的互動機制，公共服務創(chuàng)新的采納和擴散，公共服務流程再造的利益相關者視角分析，公共服務流程再造的博弈論分析，公共服務再造績效的內(nèi)外部評價；以及現(xiàn)實的：行政許可科制度的政治法律理論依據(jù)，依法行政與便民效率的協(xié)調，省級行政服務中心（行

42、政審批管理辦公室）的作用，中心與部門間領導流動制度，等。參考文獻CCTA,BPRinthePublicSector:AnOverviewofBusinessProcessRe-engineeringM,London:HMSO,1994Dawes,S.S.,P.A.Bloniarz,K.L.Kelly,P.D.Fletcher,SomeAssemblyRequired:BuildingaDigitalGovernmentforthe21stCenturyR,CenterforTechnologyinGovernment,UniversityatAlbany,SUNY,March1999Caudl

43、e,S.L.,ReengineeringforResults:KeystoSuccessfromGovernmentExperienceM,Wahington,DC:NationalAcademyofPublicAdministration,1995Taylor,J.,C.Bellamy,C.Raab,W.H.Dutton,M.Peltu,InnovationinPublicServiceDeliveryA,inWilliamH.Dutton,MalcolmPeltu(eds.)InformationandCommunicationTechnologies:VisionsandRealitiesC,Oxford,1996,265-282Pardo,T.A.,H.J.J.Scholl,WalkingAtoptheCliffs:AvoidingFailureandReducingRiskinLarge-scaleE-