公共服务流程再造的决定因素浙江实证

公共服务流程再造的决定因素：浙江实证徐 蕾 李靖华摘要 : 公共服务变革是一个从“大政府小服务”到“小政府大服务”的再造演进的进程。行政服务中心是承担这一历史使命的重要载体。 本文以行政服务中 心的前沿实践为基础，通 过对浙江 57 家中心 1009 个部门窗口负责人的问卷调查， 探究了公共服务流程再造的决定因 素。首先，给出相关研究背景和综述；其次， 提出研究的概念模型和基本假设；第三，对模型 结果进行了讨论； 第四，分析了 政策和管理启示； 最后，给出研究局限和研究展望。 研究表明， 目前公共服务流 程再造的最主要决定因素是中心和部门领导的企业家素质， 其次电子政府的 推进 也起到积极的作用， 但制度和策略的因素影响不大。 因此， 进一步的体制改革和 法规 理顺势在必行。关键词 : 流程再造；公共服务创新；行政服务中心；多层线性模型(HLM )； 浙江Power of BusinessProcessReengineering in Public Service: Empirical study fromZhejiang China XU Lei, LI Jing-huaAbstract ： Public service innovation is an evolution process from“ Large government andsmall service ”to “ Small government and large service”. Administration service centers(ASC) is one of the institute of public service reform. In 2006 we made a questionnaire study to Zhejiang ASC, which including 1006 samples. Firstly, A review is given; Secondly, concept model and assumptions are provided; Thirdly, we provide the study methodology, including variables design, sample and data collection, reliability and validity, and model establishment, etc. Fourthly, result discuss is taken. Fifthly, policy and managementhint are probed; Finally, we present the limits and further directions. The conclusion is that domination power of business process reengineering in public service is the entrepreneurship spirit of ASC and traditional bureau, and information technology. So，deeper institute innovation and legal system is necessary.Key words ： Business process reengineering (BPR); Public service innovation;Administration service centers (ASC); Hierarchical linear modeling (HLM); Zhejiang province1 背景和综述1.1 行政服务中心发展研究背景公共服务流程再造是政府根据公民对公共服务的实际需要， 结合公共服务领 域的实际特 点和信息技术的应用状况， 对政府公共服务部门按照总体服务流程优 化的原则进行的组织结 构和业务流程的重新设计。 其目的是达到更高层次的顾客 满意度、更大的服务灵活性和更具 个性化和人性化的服务效果， 并同时获得政府 公共服务提供能力在速度、 效率和准确性等方 面的实质性提升。 行政服务中心是 承担这一历史使命的重要载体。目前行政服务中心的突出问题是中心管理权限和职责不到位、 无法有效协调 部门利益与 中心变革的矛盾。 表现为三种基本关系未理顺： 原部门与派出人员间 的关系，联合办公机构 与各窗口人员间的关系， 以及联合办公机构与原部门间的 关系 (杨树人， 2002 )。即原服务部 门进驻不到位、授权不到位、窗口人员配备 不到位，一站式服务无法深入推进。 究其变革层 面的原因， 主要是行政审批制度 改革的横向和纵向的不协调。横向不协调表现为，中心的设 立缺少合法性基础， 行政审批制度改革没有与行政管理体制改革、 财政管理体制改革、 投资 管理体制 改革、机构编制改革很好结合，中心建设“孤军挺进” 。纵向不协政调表现为，行 审批制度改革未实现上下联动，是“自下而上”的推进, 实践中 , 没有统一的规范 , 地方各行其是， 缺乏全国的和长远的规划和制度保证。1.2 公共服务流程再造的成功因素 随着公共服务流程再造研究的深入，其经验教训获得系统总结， Linden(1994 )、Caudle (1995 )和 Taylor 等 (1996 )分别从微观操作角度、 策略角度 和战略角度作出系 统研究。 Linden (1994 )认为公共组织再造的原则包括：围绕结果 (顾客、产品、过程 )而非职能进行组织，在源头处一次获取信息，把后阶段的信息反馈到前阶段，几个过程并举代替顺序操作，确保“关键路径”的持续 畅通，以及首先工作过程再造 然后才能自动化等。 Caudle (1995 )认为成功因素 包括：较好地理解流程再造， 从一个对组织绩效重要的小型项目开始， 通过人员 配置建立资 深管理者对再造项目的归属和责任(ownership ) ，调整组织结构以提 升对流程管理的支持， 建立对流程管理的测评程序， 开发支持流程再造的人力资 源战略，建立支持流程再造的信息资源管理战略和技术框架， 获得顶层和中心的 支持以实现集成，建立 有良好训练的、一专多能的专家团队并促使其良好运作， 等。 Taylor 等 （1996 ）认为成功因素 包括：公共政策的战略性考虑、高层管理 者的积极支持、项目开发的演进管理、以及对利益相 关者的充分关注。此外，公 共服务流程再造也往往与电子政府建设紧密联系。2 研究框架2.1 模型行政服务中心工作的推进， 是一个流程再造不断深化的过程。 但目前中心对 职能部门只 是代管制。 中心更多地依靠地方政府首脑的重视、 中心首脑的资历和 威信、协调会议制度、 甚 至窗口人员间非正式交流等非正式的影响力因素实现其 运作。结合对浙江行政服务中心的深入 调研和理论分析， 确立分析场景的主要变 量策略、企业家素质、信息化；由于中心和窗 口影响因素的明显层次性，研 究采用多层线性模型 （HLM 方法。模型构建见图 1 。首先，由于行政服务中心法律地位不明确， 往往需要借助中心主任的资历和影响力 （包括向上的、 左右的和向下的 ） 才能有效开展工作， 是“人治”而非“法 治” （ 李靖华，2007 ）。 还有公共部门的企业家战略再造（ Osborne, Gaebler, 1992； Osborne, Plastrik,1997）， 以及流程再造的长期性、艰难性和人为性 （ Hammer,Champy2, 003） ，中心领导的“企业家素质”是中心流程再造成功的首 要因素。其次，行政服务中心是满足政府和市场主体双方对制度需求的短期均衡的最 佳结合点， 是有效改进和补充原有制度的一种派生制度（韩立达， 2003 ）。因此 它虽然是统领的、 但又是并列的、 附加的， 中心发展的远见和战略规划关系到公 共服务改革的成效，也影响中心在未来公共服务体系中的定位。 还有公共政策的 战略性考虑（ Taylor 等， 1996 ）和流程再造的战略规划性（Hammer, Champy,2003 ），战略规划和推进策略成为流程再造的现实影响因素。同时，基于In ternet的低成本沟通是信息技术对公共服务前台所带来的最大便利（Taylor等，1996 ）。后台基于信息技术运用的深层次部门业务数据整合， 即一表式数据的实现，是 一站式公共服务的数据基础（王浣尘， 2003 ）。此外， 流程再造理论也强调了信息技术的支撑 （enable ）作用（ Hammer,Champy,2003 ）， 因此信 息化是中心流程再造的工具层影响因素。图1公共服务流程再造影响因素模型和假设注：图中的+,表示两变量之间的正相关关系，或对变量关系起强化作用。中心流程再造现状，表示某中心所有窗口的平均流程再造现状，即该中心所有窗口流程再造现状的截距。折线箭头表示对窗口“企业家 1 -窗口流程再造现状”之间的正向关系起作用。2.2 研究假设模型的上、下半部分分别表现了中心层面和窗口层面的自变量与因变量之间的关系，模型左边是两层面的自变量，右边是作为因变量的流程再造现状。首先提出层次分析的基准模型：假设1 （模型1，即零模型）：考虑不含任何预测变量的两层面模型，流程再造现状在中心层面上存在显著变异，即各中心的流程再造现状存在显著差异。某种程度上说，中心运作是“人治”而非“法治”。中心和部配合（窗往往的体现在中心领导与部门窗口领导的默契上，体现在中心领导的魄力、部门窗口领导的开明度，以及两者间的信任等方面。从流程再造具体操作的角度 看，中心领导和部门领导又往往是再造团队的核心。 不同中心的流程再造绩效会 因此表现出较大差异。因此提出了假设：假设2 （模型2）:各中心的流程再造现状存在显著差异，且中心层面的企业家素质变量对中心的流程再造现状（即该中心所有窗口流程再造现状的截距）有正向影响。同一中心内不同的窗口、不同的流程再造项目，也会因企业家素质表现出 较大的差异。此 时主要的影响因素在领导。 因此将部门原有的审批活动集中到中 心后，在部门领导的配合下， 可以切实做到“项目进中心、骨干进中心、授权进中心。”因此，我们提出以下假设：假设 3 （模型 3 ）：窗口层面的企业家素质变量对窗口的流程再造现状有正向影响， 且企业家 1 与窗口流程再造现状之间的关系在中心层面存在差异， 即 各中心“企业家流程再造 现状”的关系存在显著差异。事实上，中心层面的企业家素质与窗口层面的企业家素质并不是简单适应 的关系，他们往往是动态互动的。 以及中心总体的企业家素质和合作氛围会对具 体的流程再 造项目产生积极影响。结合假设 2 和假设 3，我们提出以下假设：假设 4a （模型 4a ）:在模型 2、3 的基础上，中心层面的企业家素质变量对中心的流程再造现状（即该中心所有窗口流程再造现状的截距）有正向的影响， 并且会对窗口的“企业家 1流程再造现状”之间的正相关关系起强化作用。在公共服务变革中，信息技术对业务流程再造起到很大的推动作用。一是 通过计算机网 络、 综合数据库和多媒体等 Intranet 和 Internet 等技术手段， 将 分散于各部门的信息资源连 接和汇集起来， 实现信息的及时传递与共享， 并支持 并行工作方式。 二是通过信息网络， 组 织能同时连续地对各部门串行、 并行的各 项业务活动进行协调，及时对各项业务活动进行评 价和修改 （如工作流管理） ，从而避免传统组织要到最后阶段才对各项活动成果进行综合、 评 价的弊端， 节省 了成本与时间。因此我们提出了以下假设 :假设 4b （模型 4b ）:在存在中心企业家素质变量影响的情况下，同时，中心层面的信息化变量对中心的流程再造现状（即该中心所有窗口流程再造现状 的截距）有正向的影响，并且 会对窗口层面的“企业家 1 流程再造现状”之间 的正相关关系起强化作用。公共服务流程再造是一个复杂的社会过程，需要长远的规划和慎密的策略。 如建立资深 管理者对再造项目的支持、 从一个对组织绩效重要的小型项目开始、 建立有良好训练的一专多 能的专家团队、对再造所带来的绩效改进进行连续测 定，等。因此我们提出了以下假设：假设 5（模型 5）：在模型 1 、 3 的基础上，中心层面的策略变量对中心的流程再造现状（即该中心所有窗口流程再造现状的截距）有正向的影响，并且会 对窗口层面的“企业家 1 流程再造现状”之间的正相关关系起强化作用。3 方法3.1 变量设计基于模型和假设， 我们面向窗口负责人设计发放了调查问卷。 问卷主要内容 分为窗口概况、企业家素质、策略、信息化、中心组织、部门组织、窗口人员、克特量表问题，以及开放式问题等。外部环境等方面的 7 级李通过 SPSS 软件对因变量和自变量分别进行因子分析， 经过最大方差旋转后 , 将各问项按因子负荷归类，得到文中所用的 4 个因子（潜变量）3.2 样本和数据搜集 在浙江省发改委的大力支持下， 2006 年 9 月发放问卷共 1600 份 （ 80 家中心）， 实际回收有效问卷 1009 份，覆盖 57 家中心。 57 家中心的分布为地区级中 心 6 家、区县市级中心 51 家，各地区均有中心填写；样本中心成立时间为 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，超过 浙江行政服务中心的一半。 答卷窗口规模多数较小， 授权程度不一。 窗口性质为部门专门成 立的审批处室进 驻占作答数的 18.8 ，业务处室整建制进驻有 16.4 ，部门在中心的审批窗 口（但非专门性审批处室） 有 31.0 ，业务处室接件前台有 16.2 ，中介和咨询 窗口有 1.2 ， 其他占 16.3 。并联审批牵头单位 （窗口）占作作答数的 10.8 ， 并联审批参与单位（窗 口）有 30.1 ，无并联审批事项有 59.1 。 窗口层面数据来源于窗口负责人填写的 1009 份 问卷，中心层面数据由各中心窗 口数据平均而来，所用变量为经过最大方差旋转后的因子（潜 变量） ，所有数据 均为标准分数。研究使用 SPSS12.0 坐基本统计分析、因子分析等；采用 HLM6.0 作为多层线性建模工具。3.3 样本信度和效度检验首先对样本信度进行分析，窗口层面 1009 个样本总信度为 0 .949 ，中心层 面的总信度 为 0.959 ，分组信度如表 1 所示，均大于 0.7 ，表明指标具有基本可 接受的内部一致性。 其次 分别对窗口层面和中心层面数据进行样本效度分析， 对 外生显变量 A1A8 、 B1B12 、 C1C6 、 D1D4 、 E1E4 、 F1F2 、 G1 G2 、 H1H2 、 I1I2 联合进行因子分析， 结果如 表1 ；在窗口层面和中心层面分别对内生显变量 J1J6 进行因子分析，结果如表 2,除了窗口层 面 B1、B2、B3、B5、B9 项外，各 题项载荷系数均大于 0.5 。窗口层面和中心层面数据的 KMO 值分别为 0.938 和 0.814 ，均大于 0.7 ；且两次巴特利特球体检验均显著。 故样本具有区分效度。表 1 问卷自变量的信度和效度检验0.5150.5620.5970.5930.7880.8040.8160.813因子分析结果中心层面数据题项及Cronbacha 系数因子分结果0.7060.8100.8190.8280.8540.8240.8620.8620.6050.416B2.审批流程优化具有清晰的0.6410.417B3.审批流程优化获得资深主0.6060.511B4.绩效考核体系据审批流程0.767窗口层面数据题项及Cronbacha 系数企业家(0.959)A1 中心主管具有丰富的知识和经验A2.中心主管具有很强的影响力A3 .中心主管具有很强的创造力A4.中心主管具有很强的判断力A5.我部门主管具有丰富的知识经验A6.我部门主管具有很强的影响力A7.我部门主管具有很强的创造力A8.我部门主管具有很强的判断力策略(0.903)B1 .审批流程优化具有长远的规划B2 .审批流程优化具有清晰的近期目标B3.审批流程优化获得资深主管的支持B4 .绩效考核体系据审批流程优化调整企业家(0.977)A1 .中心主管具有丰富的知识 和经验A2.中心主管具有很强的影响力A3 .中心主管具有很强的创造力A4.中心主管具有很强的判断力A5 .部门主管具有丰富的知识 经验A6.部门主管大都有很强的影响力A7 .部门主管大都有很强的创造力A8.部门主管大都有很强的判断力策略(0.966)B1.审批流程优化具有长远的规划近期目标管的支持优化调整窗口层面数据题项及因子分中心层面数据题项及因子分Cronbacha 系数析Cronbacha 系数析结果结果B5 .审批流程优化充分考虑公0.368B5.审批流程优化充分考虑公0.664众的需要众的需要B6.审批流程优化充分考虑部0.543B6.审批流程优化充分考虑部0.822、一 j 曲1、一 j 曲丨门需要门需要B7.审批流程优化充分考虑窗0.656B7.审批流程优化充分考虑窗0.855口人需要口人需要B8.审批流程优化负责人选择0.612B8.审批流程优化负责人选择0.810丿恰当恰当B9.审批流程优化采用分步实0.776B9.审批流程优化采用分步实0.829施策略施策略B10.审批流程优化试验性局0.822B10.审批流程优化试验性局0.815部试点部试点B11.审批流程优化由跨部门0.807B11.审批流程优化由跨部门0.794小组推动小组推动B12.审批流程优化针对关键0.691B12.审批流程优化针对关键0.772流程展开流程展开信息化(0.843)信息化(0.908)C1我局内部局域网运作状况0.706C1.大部分部门内部局域网运0.755良好作良好C2我局办公自动化系统运作0.749C2大多部门办公自动化系统0.729状况良好运作良好C3我局的外网网站运作状况0.572C3大部分部门外网网站运作0.684良好良好C4中心内部局域网运作状况0.738C4.中心内部局域网运作良好0.790良好C5中心的联网审批系统运作0.723C5.中心的联网审批系统运作0.712窗口层面数据题项及因子分中心层面数据题项及因子分Cronbacha 系数析Cronbacha 系数析结果结果状况良好良好C6.中心的外网网站运作状况C6.中心的外网网站运作良好良好0.7080.685注：1、因子分析采用方差最大旋转，因子分析结果将不同列的较大负载因子系数组合在一列中。2、其他变量的结果省略，包括中心组织、部门组织、窗口人员、外部环境等方面。表2问卷因变量的信度和效度检验窗口层面数据题项及Cron bacha系数1因子分析结果中心层面数据题项及Cronbacta系数1因子分析结果流程再造现状（0.815）流程再造现状（0.864）J1流程围绕顾客组织和设计0.75J1流程围绕顾客组织和设计10.757J2服务对象只需接触一个窗口0.72J2服务对象只需接触一个窗口0.809人员9人员J3服务对象只需填写一次表格0.72J3服务对象只需填写一次表格50.734J4审批中不同窗口间信息反馈和0.80J4审批中不同窗口间信息反馈和0.795父流充分及时2父流充分及时J5经常将原来的顺序操作做并0.63J5经常将原来的顺序操作做并0.737联操作5联操作J6能保证审批中“关键路线”0.73J6能保证审批中“关键路线”0.811的畅通4的畅通说明：在多层线性模型的实际计算中，中心流程再造现状表示某中心所有窗口这里的中心 层面数据题的平均流程再造现状， 用该中心所有窗口流程再造现状的截距表示。项并未参与计算，但给出信效度检验。4 结果首先建立不含任何变量的零模型。如表 3 ，流程再造现状的中心效能、窗口 效能方差成 分分别为 0.05271 、 0.94798 ，中心效能 占总 效能比例为 0.05271/ （ 0.05271+ 0.94798 ）= 5.2674%5% ，即流程再造差异的 5.2674% 可由中 心因素解释， 说明流程再造现状在中心层 面存在变异， 即各中心的流程再造现状 存在显著差异，适合多层线性模型研究，验证假设 1 。为探究中心变量的影响程度，建立不含窗口层面变量的模型2。结果显示，中心层面上，企业家变量与中心流程再造现状（即窗口流程再造现状的截距 B0 ） 间的相关系数 G01 为 0.175395 ，且 T 值（ 4.214 ）显著，与假设 2 一致。 且中 心效能方差成 分由模型 1 的 0.05271 减少为 0.02874 ，解释了 45.4752% ，说明中 心因素对流程再造现状的 影响效能中有 45.4752% 可以被中心层面的企业家变量 所解释。接着建立不含第二层变量的模型 3 。结果显示：窗口的“企业家1 流程再造现状”斜率 （B1 ）=“企业家一流程再造现状”（G1斜率+ “企业家 1流程再造现状”斜率方差成分（ U1 ） = 0.238060 + 0.02387 = 0.26193说明窗口流程再造现状和窗口层面的企业家 1 变量呈现正相关；同时窗口的“企业家1 流程再造现状”斜率（B1 ）的截距，即中心“企业家一流程再造现状”斜率（G10的 T 值（6.404 ）显著，说明窗口层面的“企业家 1流程再造 现状”之间的关系在中心层面 存在差异，即各中心“企业家流程再造现状”的 关系存在显著差异，验证假设 3。且窗口效 能方成分差由模型 1 的 0.94798 减少 为 0.88558 ，解释了 6.5824% ，说明窗口因素对流程再 造现状的影响效能中有 6.5824% 可被窗口的企业家 1 变量所解释。为探索中心对窗口的“企业家 1流程再造现状”关系的影响，建立包含中 心层面和窗 口层面变量的模型4a。结果显示，企业家变量与中心流程再造现状（即窗口流程再造现状的截距B0）的相关系数（G01）为0.114359 ，且T值（2.720）显著；而企业家变量对窗口的“企 业家 1-流程再造现状”的斜率（ B1 ）无显著 影响，其 T 值仅为 0.327 ，假设 4a 的后半部分未 验证。且中心效能方差成分由 模型 3 的 0.03719 减少为 0.02819 ，解释比例为 24.2% 。但同时，“企业家1 流 程再造现状”斜率（U1 ）的P值仅为0.031，小于0.05，说明尚存在其他因素 的 作用。4b 。结果显示，企业家在模型 4a 基础上加入中心的信息化变量，建立模型变量和信息化变量与中心的流程再造现状（即窗口流程再造现状的截距B0 ）相关系数分别为为0.117466和0.106093，且T值分别为3.010和3.105 ；企业家 变量变量对于窗 口“企业家1-流程再造现状”的斜率（B1）没有显著影响，其T值仅为0.340,而信息化变量对 于窗口 “企业家1 流程再造现状”的斜率（B1）有显著影响，T值为1.974，假设4b的后 半部分也验证。且中心效能方差成分由模型4a的0.05080减少为0.01518，“企业家1-流程再造现状”斜率（U1 ）方 差成分由0.02750减少为0.02030，分别被解释了 46.1511%和 26.1818%。且中 心效能（U0 ）和“企业家1-流程再造现状”斜率（U1 ）的P值分别为0.086 和0.049，说明在此基础上，中心层面因素对中心流程再造现状和“企业家1 流程再造现状”的解释空间已很小。在假设1和3基础上提出假设5。结果显示，中心层面策略变量与中心的流程再造现状（即窗口流程再造现状的截距B0）的相关系数（G01）为0.139982，T值为3.883，验证了假设5的前半部分；但策略对窗口“企业家1 流程再造现状”关系的强化作用不明显，T值仅为0.525，假设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 减少到0.01926，解释了 48.2119%=表3模型1-5的参数估计结果模型1的结果随机部分方差成分2 XP值中心效能（U0-0.05271112.992730.000窗口效能（R0.94798分析基于以下模型：窗口层面：流程再造现状二 B0 + R中心层面：B0 = G00 + U0模型2的结果固定成分估计值标准误T值截距2 (G00)0.0052870.038056企业家（G01 ）0.1753950.0416204.214随机成分方差成分X 2P值中心效能（U0）0.0287485.751930.008窗口效能（R）0.94752分析基于以下模型：窗口层面：流程再造现状-B0 + R中心层面：BO = G00 + G01* 企业家）+ U0模型3的结果固定成分估计值标准误T值截距2 (G00)-0.0046900.039356企业家-流程再造现状斜0.2380600.0371756.404率（G10）随机成分方差成分X 2P值中心效能（U0）0.0371991.488140.004企业家1-流程再造现状0.0238778.352690.039斜率（U1）窗口效能（R）0.88558分析基于以下模型：窗口层面：流程再造现状=B0 + B1j*(企业家1） + R中心层面：B0 = G00 + U0B1 = G10 + U1模型4a的结果固定成分估计值标准误T值截距2 (G00)-0.0007700.038055企业家-流程再造现状斜0.1143590.0420442.720率（G01）斜率（G10）0.2175520.039222企业家（G11）0.0128870.0393970.327随机成分方差成分X 2P值中心效能（U0）0.0281979.819210.025企业家1-流程再造现状0.0275078.397460.031斜率（U1 ）窗口效能（R）0.88410-分析基于以下模型：窗口层面：流程再造现状 =B0 + B1j* （企业家1） + R中心层面：B0 = G00 + G01*（企业家）+ U0 B1 = G10 +G11* （企业家）+ U1模型4b的结果固定成分估计值标准误T值截距2 (G00)-0.0030020.032543企业家-流程再造现状斜0.1174660.0390223.010率（G01）信息化-流程再造现状斜0.1060930.0341703.105率（G02）斜率（G10）0.2117300.037514企业家（G11）0.0127520.0375330.340信息化（G12）0.0768350.0389141.974随机成分方差成分X 2P值中心效能（U0）0.0151870.974490.086企业家1-流程再造现状0.0203074.554820.049斜率（U1）窗口效能（R）0.88664分析基于以下模型：窗口层面:流程再造现状=B0 + B1j*(企业家 1)+ R中心层面：B0 = G00 + G01*（企业家）+ G02*（信息化）+U0B1 = G10 + G11* 企业家）+ G12* （信息化）+ U1模型5的结果固定成分估计值标准误策略-流程再造现状斜率（G01）0.1399820.0360483.883斜率（G10）0.2398900.036601策略（G11）0.0187060.0356480.525随机成分方差成分X 2P值中心效能（U0）0.0192674.964000.055企业家1-流程再造现状0.0221778.574560.030斜率（U1）窗口效能（R）0.88762分析基于以下模型：窗口层面：流程再造现状 =B0 + B1j* （企业家1） + R中心层面：B0 = G00 + G01*（策略）+ U0 B1 = G10 +G11* （策略）+ U15结论与实践结果表明，在中心层面，流程再造的主导影响因素是中心和部门主管的企业家素质、及各中心的信息化程度，这两者的配合力度决定中心流程再造的现状；同时，中心的策略对中心流程再造现状也具有相当影响。在窗口层面，窗口流程再造的现状主要由该窗口主管的企业家素质决定。相对而言，中心对窗口的直接影响还比较薄弱，尤其是对窗口“企业家仁流程再造现状”正相关关系的强化 作用不够明显，中心的企业家素质和策略都对其没有显著影响，只有信息化程度 对其具有较大的影响。从长远看，公共服务流程再造是一个从“大政府小服务”到“小政府大服务”的演据实过程。证结果，企业家素质作用重大、信息化 作用其次、再造策略作用尚不显著，大致反映了目前的 阶段特征。为此，现阶段政府应做好以下几方面的工作。一是利用现有企业家素质和信息化应用优势加快中心与部门的融合。如加快推进部门单一的行政许可科的建立。随着提升并联审批实效的深入，部门内部的流程梳理和权力整合提上议事日程。浙江象山全部部门已实现行政许可科的设立和进驻。再如增大中心与部门间的人员沟通和流动，特别是领导人的流动。各窗口工作人员间的日常交流也是并 联审批和流程 再造的必要保证。如宁波经济发展服务中心运用定餐的机会增进了工作人员之间的交流。此外，中心与部门间的人员流动，有助于相关人员的换位、将心比心，也开始为中心建设所采用二是明确行政服务中心的公共服务改革定位， 为长远的流程再造战略制定创 造条件。从“条条块 块”的角度说，目前没有一个当然的行政服务中心业务主管 部门。作为审批制度改革的直接承担者和体 现者， 行政服务中心要摆脱目前这种 “无权的管有权的、 无法的管有法的” 的尴尬局必面须，明确单 一的政府序列定 位。作为过渡性措施，可以大力扩充省审改办编制和加强其人员配备，将“审批 制度改 革办公室”更名为“行政审批管理办公室” ，使其成为非临时实的体常性设机性构、。 一部分人员应该 从省级各专业职能部门永久性抽调补充。 这样才能 建立长效的监督管理机制。三是大力进行制度改革间、法规体系内的协调和梳理，为“企业家素质”减 负。随着三轮审改的深 入， 公共服务流程再造已经进入攻坚阶段， 目前有两大障 碍亟需突破， 一是机构编制的限制， 二是法 律法规的不协调。 机构编制改革也几 乎与审批制度改革在同步进行， 但两者之间并没有实质性的协调。 事实上， 作为 公共管理改革的两个有机组成部分， 理顺职能与调整机构是相关的， 如在实施内 设机构 行政许可职能归并中， 本意在于职能部门内部权力和事项的理顺， 但就其 组织形式的变革行政许 可科的设立，需要编委（编办）的大力支持。而法规 间冲突在实际运作中造成了很大的困惑。 往往会出 现并联审批中两项审批互为前 置、或多项审批间形成链环前置的悖论。造成中心和牵头部门协调的极大 困难。 相关法律部门应展开专项研究，对此提出具体的处理原则或细则。如超时默许， 中心必须得到专 业职能部门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务中心为例， 研究了公共服务流程再造的影响因素， 得到的结 论基本验证了假设。 研 究中存在以下不足之处： 一是模型设计主要基于写实的思 路，因此一些深层次的关系没有涉及， 例如本 研究的直接因变量是流程再造现状， 并未涉及流程再造的绩效以及流程再造现状与绩效之间的相互作用； 二是虽然研 究方法上采用了多层线性模型，样本容量也达到了大样本标准（ 1000 个），但是 模型的一 些检验效度 （尤其是效度检验） 不是很理想， 从而影响了结论的可推广 性；三是在某些细节变量设计 上也有考虑不足之处。公共服务流程再造可以进一步借鉴国外新公共管理和企业管理理论的研究 结果，就以下议题展开深入研究： 政府中企业家精神发挥作用的条件分析， 电子 政府与审批制度改革的 互动机制， 公共服务创新的采纳和扩散， 公共服务流程再 造的利益相关者视角分析， 公共服务流程再 造的博弈论分析， 公共服务再造绩效 的内外部评价； 以及现实的： 行政许可科制度的政治法律理论依 据， 依法行政与 便民效率的协调，省级行政服务中心 （行政审批管理办公室 ）的作用，中心与部 门间领导 流动制度，等。参考文献1 CCTA, BPR in the Public Sector: An Overview of Business Process Re-engineeringM, London: HMSO, 19942 Dawes, S. 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