腐敗治理對民眾政治信任的影響分析
——一個準自然實驗

張要要

（南京警察學院 治安學院，江蘇 南京 210023）

一、引言

腐敗作為一種社會政治現象，不僅危害著社會公平、正義，還侵蝕政府治理效能，它被視為經濟社會發展的最大障礙。黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央從黨和國家生死存亡的高度，以重拳反腐為全面從嚴治黨破局，推動全面從嚴治黨向縱深發展。據統計，黨的十八大以來,中共中央紀委共立案審查省軍級以上黨員干部及其他中管干部440 余人，其中廳局級干部8900 余人，縣處級干部6.3萬人，涉嫌犯罪被移送司法機關處理5.8 萬人。反腐敗斗爭取得壓倒性勝利并全面鞏固［1］。

黨風廉政建設和反腐敗工作對中國社會政治生活的各個方面都產生了重大而深遠的影響。在這一特殊背景下，來自政治學、社會學和經濟學等諸多學科的學者圍繞著此次從嚴反腐的背景、發生機制和社會政治效應展開了廣泛討論。在關注腐敗治理效應的文獻中，有不少研究檢驗了反腐敗對經濟增長［2］65、公司治理優化［3］、企業經營績效［4］等宏觀社會經濟層面的效用；也有部分研究從微觀個體入手考察了新一輪反腐倡廉工作對居民幸福感［5］、清廉感知［6］和政府績效評價［7］等社會政治態度的影響。其中腐敗懲治對民眾政治信任的影響也被一些研究所關注，如有研究考察了反腐敗結構偏好和規模偏好對民眾政治信任的影響［8］，也有研究注意到“打大老虎”和民眾對高層政治人物信任的關系［9］501。相關結論多是指出腐敗治理顯著提高了民眾政治信任。然而，也有一些研究認為反腐敗提高了民眾腐敗感知，進而對政治信任產生了顯著負向影響［10］。總體來看，既有的針對特定年份或區域截面數據的研究囿于傳統最小二乘法回歸估計，難以緩解由樣本偏差和遺漏變量帶來的內生性問題，并未能提供腐敗治理是否可以增進或降低民眾政治信任的直接證據，特別是缺少黨的十八大前后腐敗治理對民眾政治信任的政策效應評估。

基于上述考慮，本文使用2012年和2014年中國家庭追蹤調查（CFPS）這一全國代表性大樣本微觀數據，并利用黨的十八大后各省份反腐政策執行的效果差異這一外生政策沖擊構造準自然實驗，運用雙重差分模型（Differences-in-Differences，DID）檢驗腐敗治理對民眾政治信任的政策效應。同時，本文以居民收入水平作為分組依據，將居民分為高收入群體和低收入群體，考察腐敗治理對民眾政治信任的群體性差異。精確地評估腐敗治理對民眾政治信任的影響不僅有助于從學理上理解宏觀社會政治經濟環境下個體社會政治價值感知的變動邏輯，而且有助于從實務層面切實評估腐敗治理的社會效應，為探索以增強民眾政治信任為渠道的政權合法性、穩定性建設提供學理參考。

本文的邊際貢獻可能體現在以下三個方面：第一，與本文關系最為緊密的文獻是那些考察民眾腐敗感知、腐敗規模對民眾政治信任影響的文獻，但既有研究多是基于截面數據的分析，計量模型中的內生性未能得到較好解決，可能會造成研究結果偏誤。為了克服這一問題，本文以黨的十八大以來各省份的反腐敗力度構造準自然實驗，采用雙重差分模型檢驗腐敗治理對民眾政治信任的政策效應，增強了研究結論的因果推斷。第二，本文從理論和文獻出發，系統梳理了腐敗治理作用于政治信任的潛在邏輯鏈條，并利用準自然實驗設計，為已有研究提供了中國情境下的經驗證據。第三，本文將經濟收入因素置于腐敗治理與政治信任的分析路徑中，比較了腐敗治理對政治信任在不同收入水平下的效果差異，豐富了政治信任組群差異領域的文獻。

二、文獻回顧與理論分析

（一）文獻回顧

政治信任（Trust in Government）是公民與政治系統之間的一種互動，是民眾基于理性判斷、文化感知和心理預期等對政治體制、公共政策、政府機構及其工作人員行為的信任評價［11］。自20 世紀70年代在美國政治學界興起以來，國內外學者圍繞著政治信任的概念、源起及結果效應展開了大量研究，在尋找政治信任來源和機制的文獻中形成了兩種代表性的解釋路徑。一是以理性選擇理論為基礎的經濟學解釋，即理性選擇路徑；二是以社會學和社會心理學為基礎的文化理論解釋，也即社會文化路徑。其中理性選擇路徑認為，政治信任是民眾基于經濟學邏輯對政府治理績效評估的結果，民眾是否信任以及信任的程度主要取決于政府績效產出。如果政府體系運轉良善，能夠滿足民眾對政治績效的期望，那么民眾的政治信任將產生并不斷增強。與理性選擇路徑強調政府行為對政治信任的影響不同，社會文化路徑的解釋則是脫離政治內部體系運作的狹隘視域，將個體的社會化經歷、價值觀和社會資本等更為宏大的社會文化因素納入政治信任的生成機制中。社會文化路徑的解釋強調，政治信任蘊涵于社會系統之中，其來源于公民既定的社會生活經歷和文化觀念，比如價值觀和早期社會化過程對個體政治信任的形塑有重要影響［12］。結合政治實踐和理論分析可以看出，無論是政治體系內部的制度績效還是政治體系外的社會文化因素都會在一定程度上作用于民眾的政治信任。

在理性選擇與社會文化兩條解釋路徑的支撐下，學界關于政治信任的研究取得了豐碩成果。研究發現，個體特征（包括年齡、性別、政治身份、教育程度和收入水平等）、文化觀念（包括普遍信任、威權主義觀念等）和社會行為（如正式與非正式參與）等微觀層面因素以及國家經濟發展水平、政府財政能力和政治績效（腐敗嚴重性、政府信息的公開透明以及特定政治事件的發生）等宏觀社會經濟因素都顯著影響了民眾的政治信任［13］，這為理解政治信任的內在結構、特征提供了重要鋪墊。值得注意的是，在政府績效這個文獻中，絕大多數文獻強調了政府績效對民眾政治信任的正向作用，即高質量的政府績效能夠顯著提升民眾政治信任。

那么，腐敗治理作為政府績效中的核心組成部分，是否提高了民眾的政治信任？從已有成果來看，相關研究結論尚未達成一致。如果說腐敗行為產生的不公正感和質疑情緒對民眾政治信任具有腐蝕效應，那么反腐敗自然會增進民眾政治信任，這是諸多持腐敗治理對政治信任有積極影響學者的看法，也即政府反腐敗工作能夠顯著提高民眾的政治信任。基于網絡平臺留言板數據的分析發現，以打“老虎”為代表的強烈反腐顯著增強了公眾對高層領導人的信任［9］511。

不過，事情還有另外一面。也有一些研究認為，腐敗治理并未改善民眾的政治信任，甚至還可能會產生負向影響。比如，利用33個國家的數據分析發現，政府反腐對民眾的社會信任有積極效應，但對政治信任的影響微弱［14］。對此，一種可能的解釋是，現今民眾通過網絡獲取信息已極為普遍，在互聯網放大效應的作用下，反腐敗信息的頻繁曝光沖擊民眾對官員腐敗承受能力的底線，且民眾往往僅關注腐敗案件而對腐敗案件的處置了解相對較少，這會增加民眾對政府的不信任程度［15］。

縱觀既有文獻，學者們普遍認為腐敗治理對民眾政治信任有影響，但在研究結論上存在較大差異。究其原因，可能有以下兩點：第一，多數研究采用OLS 回歸估計，無法解決由樣本選擇偏差和遺漏變量帶來的內生性問題，所得出的估計結果可能有偏差。第二，針對某一年份截面數據的分析難以體現出腐敗治理對政治信任影響的復雜效應，所以研究結論的解釋力不足。而且收集自網絡或某一區域的小樣本數據也降低了研究結論的外推效度。因此，既有研究未能提供腐敗治理對民眾政治信任是否具有顯著影響或是作用方向的直接證據。此外，既有研究也未能就腐敗治理與政治信任的邏輯鏈條進行系統梳理，對腐敗治理與政治信任二者間群體性差異的檢驗也鮮有涉及。鑒于此，本文利用黨的十八大后各省份反腐政策執行的效果差異這一外生政策沖擊，構造準自然實驗設計，再利用雙重差分模型來評估腐敗治理對政治信任的政策效應，增強研究結論的因果推斷效力，以期對現有腐敗治理和政治信任領域的文獻進行有益的補充和完善。

（二）理論分析與研究假說

通過對已有理論與文獻的梳理，本文認為腐敗治理可能通過以下四種渠道影響到民眾的政治信任。

首先，腐敗治理通過影響經濟增長，進而影響民眾政治信任。在制度經濟學家看來，制度是推動經濟增長的內驅動力，良善、有序的政府運轉機制是推動經濟增長的重要制度。腐敗治理是政府制度的基礎性維度，從腐敗治理視角來認識政府行為對經濟發展的作用具有特殊價值。基于理論模型與實證檢驗的大量研究，反腐工作對經濟增長有顯著的正向效應。通過持續性反腐可以降低不良經營者的尋租收益，提高國內外投資者的信心，從而促進經濟的穩步增長［2］68。特別是有研究證實，黨的十八大以來的重拳反腐不僅沒有影響經濟增長，反而有利于長期的經濟社會穩定發展［16］。另一方面，無論是基于主觀感知還是客觀衡量的經濟績效都是解釋我國民眾政治信任的重要來源［17］。由此，依據現有文獻積累，本文認為腐敗治理通過經濟增長再影響到民眾政治信任的渠道可能是成立的。

其次，腐敗治理通過縮小收入分配差距，促進社會正義和公平，進而增加民眾政治信任。來自拉美地區的經驗證據表明，政府腐敗使得政府稅收和財政的支出結構發生扭曲，并造成優勢階層地位固化，社會階層維持在低水平流動，從而擴大地區收入分配結果的不平等［18］。加強腐敗治理則可以縮小民眾收入分配過程和結果上的差距，緩解因政府腐敗衍生而來的居民社會福利相對剝奪感過高的問題，進而再有效改善民眾對政府的信任程度。此外，腐敗治理可以增強政治、行政體系運作的公開透明度，強化對民眾人身財產權利的有效保護，營造社會正義公平的環境，最終增強民眾的政治信任。

再次，腐敗治理通過滿足民眾對反腐敗的期許，影響民眾政治信任。當腐敗問題在社會變得愈發嚴重之時，它會降低居民對政府的信任水平。但與此同時，民眾也會對政府的反腐敗行為抱有更大期許。如果此時的政府決心加強反腐工作，有效提升腐敗治理績效，則可以滿足民眾對反腐敗斗爭的訴求和期望，在心理感知上便可以獲得更大的滿足感以及對政府反腐倡廉工作的認可度，進而有助于增強民眾的政治信任。

最后，腐敗治理通過影響財政支出行為及效率，進而增強民眾政治信任。政府財政支出領域中的腐敗機會和風險存在顯著差異。比如有證據就顯示，與基礎教育和公共衛生等社會性公共服務項目相比，腐敗對基礎設施投資規模擴張有顯著的正向作用［19］。因為在基礎設施和城市建設上的投資活動更可能給潛在的競標人創造“尋租”空間和腐敗機會。另一方面，也有研究表明，財政支出行為及結構可以對民眾政治信任產生顯著影響。通過將財政支出區分為再分配支出和發展性支出進行考察，游宇和張光（2015）的研究發現，加強地方財政的再分配支出能夠有效增強民眾的政治信任，而發展性支出對公共政治信任則呈現為削弱效應［20］。于是據此邏輯鏈條便可以認為，透過腐敗治理可以優化公共服務領域的財政支出效率，保障公共服務供給的品質，增強民眾的政治信任。

基于上述理論分析可以發現，腐敗治理可能通過多種渠道影響民眾政治信任。同時，在中國情境下，部分作用渠道也已得到初步支持。于是提出本文的第一個假說。

假說1：腐敗治理能夠有效提高民眾政治信任。

收入是理解民眾社會政治態度的關鍵因素，不同收入水平居民的政治價值感知存在顯著差異。腐敗治理對民眾政治信任的影響也可能會受到居民收入水平的影響而產生明顯差異。

首先，需求層次理論指出，不同收入群體需求存在明顯不同。對低收入群體而言，更多需要經濟收入、公共服務供給等物質性利益，這是低收入者建構價值觀念和行動實踐的內驅動力。與之不同，高收入者的物質性需求相對較低，對某些抽象的價值理念則有著更多的關注和追求。有研究就發現，不同收入群體對政府行為的評判標準明顯不同，低收入群體在意的是政府發展所帶來的經濟績效、公共服務質量等現實需要的滿足與否，而高收入群體則是在意各種政府行為背后所折射出的制度程序或價值理念［21］596。反腐敗對促進經濟增長、縮小社會不平等的作用已被較多研究所證實［2］67。基于邊際效應遞減的規律，腐敗治理產生的社會經濟效應有助于增加居民收入，滿足低收入群體的物質性需求，但對已經處于優勢地位的高收入群體的增進效用則較低，故而腐敗治理對民眾政治信任的作用可能更多地體現在低收入群體中。

其次，在物質資源分配中處于劣勢地位的低收入群體傾向于把收入水平較低歸咎于政府腐敗，他們認為經濟資源被集中到既得利益群體中，難以享受公平的社會資源分配。如果政府加強腐敗治理工作，則可以滿足民眾對反腐敗斗爭的期望，在心理感知上也可能獲得更大的滿足感以及對政府反腐倡廉工作的認可，進而衍生出更多的政治信任。依循于此，可以認為與低收入群體不同，高收入群體已經擁有較好的資源分配條件和結果，對政府腐敗治理的需求相對較弱，因而在高收入群體中，政府的腐敗治理工作對政治信任的影響可能微乎其微。基于上述兩種邏輯，提出本文的第二個假說。

假說2：腐敗治理對民眾政治信任的影響存在群體差異性，即相較于高收入群體，腐敗治理對提高低收入群體政治信任的效應更大。

三、研究設計

（一）數據來源

本文所使用的微觀數據來自于由北京大學中國社會科學調查中心實施的2012年和2014年兩期中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）數據，并在此基礎上構建了平衡面板數據庫。CFPS2012和CFPS2014基線調查根據三階段不等概率的整群抽樣設計共同覆蓋了全國28 個省級行政單位，樣本地區代表了全國95%的總人口，具有數據代表性、普適性較強和質量高的特點，獲得了學界的廣泛使用。之所以選擇CFPS2012和CFPS2014數據，一方面是因該調查內容涵蓋受訪者的人口統計學特征、家庭經濟狀況和政府態度等諸多內容，均詢問了受訪者對政治信任的評價；另一方面是兩期調查恰好處于十八屆中央第一輪巡視前后，符合準自然實驗設計對政策期限的要求，較好地滿足本文研究主題的需要。CFPS2012和CFPS2014原始數據中分別有35719 和37147 個受訪者信息，在進行數據合并以及剔除關鍵變量缺失的樣本后，得到用于本文分析的觀測值共有46620個。

（二）估計策略

黨的十八大后發起的新一輪從嚴反腐中，各省級行政單位的反腐力度存在著明顯差異，這可以被視為理想的準自然實驗，用以檢驗反腐這一外生政策的社會政治效應。為此，本文通過雙重差分模型設計，估計腐敗治理對民眾政治信任的處理效應。雙重差分模型也被稱為倍差法，是計量經濟學的一種重要方法，近年來被廣泛應用于各類政策評估的經驗研究之中。其核心邏輯是通過對政策實施前后實驗組和控制組之間的差異比較，構造出反映政策效果的雙重差分統計量。在本文中，由于反腐敗政策是外生的，可以在較大程度上說明樣本是隨機地分配到上述實驗組和控制組之中的，因此便可以解決不隨時間變化的選擇性偏差問題，同時多期面板數據也可以緩解由遺漏變量帶來的內生性問題，故而利用雙重差分模型進行評估具有顯著優勢，能夠有效提升研究結論的因果推斷。

應用雙重差分模型需要甄別出實驗組與控制組樣本，從而為估計兩組樣本在政策實施前后的變化量提供基礎。黨的十八大以來的反腐敗斗爭在各省份的力度差異使得實驗組和控制組的區分成為可能。參照既有研究的構建思路，本文在網絡上系統搜集了2012年11月14日到2015年5月1日之間各省級紀檢監察機關和檢察院公布的18360 條公職人員貪污、賄賂、瀆職的案件信息①這一數據為作者依據網絡搜集，自行整理而來。之所以將時間截止日設定為2015年5月1日，是因為CFPS2014的面訪樣本雖于2014年11月結束，但電話追訪和異地追蹤的樣本調查一直持續到2015年5月才最終結束。，并以此計算了各省的平均值（約為656條），將其作為全國平均反腐力度的測度。本文將14個高于這一平均值的省份設定為實驗組，編碼為1，表示樣本省份的反腐敗斗爭力度更大，而將低于平均值的省份設定為控制組，編碼為0。此外，DID 模型還需設定政策實施的前期和后期，以黨的十八大為關鍵節點，本文將CFPS2014年數據編碼為1，把2012年11月14日之前受訪的CFPS2012年數據編碼為0。綜上，本文根據DID 模型思想，設定如下回歸決定方程評估腐敗治理對民眾政治信任的影響，方程的表達式為：

在式（1）中，i 和t 分別代表省份和時期，Poltrustit是i 省個體在t 時期的政治信任水平。Treated（實驗組）為虛擬變量，如 果省份i 在樣本區間內受到反腐敗政策更大的影響則取值為1，否則為0，β1是其對應的系數。Time（政策期）為虛擬變量，CFPS2014數據取值為1，2012年11月14日之前的CFPS 數據為0，β2是其對應的系數，代表控制組個體政治信任在政策效應前后的變化量。Treatedi*Timet為兩個虛擬變量的交互項，其對應系數為β3，指示著腐敗治理的政策效應，也就是本文關注的核心倍差項（實驗組* 政策期）。如果β3＞0，則說明腐敗治理有助于增強特定省份民眾的政治信任，反之則表示腐敗治理對民眾政治信任產生了抑制效應。γit是一組隨時間變動，并可能會影響個體政治信任的控制變量。εit為隨機誤差項。

（三）變量的定義

政治信任是一個多維度概念，包含政府信任、制度信任、干部信任和政策信任等多方面內容。本文將從政府信任和干部信任兩個方面衡量民眾的政治信任，這也是既有研究測量政治信任的常見做法。CFPS2012和CFPS2014均詢問了受訪者對地方政府的評價，題目是“對本縣市政府的評價”，回答的選項分別有，1表示“有很大成績”，2表示“有一定成績”，3表示“沒有多大成績”，4表示“沒有成績”，5表示“比之前更糟了”。為便于理解，本文進行了反向編碼，即受訪者回答的分值越高，表示對政府評價越好。對干部信任的測量是根據“您對干部的信任程度如何”這一題目來進行的，回答的選項賦予分值0～10，分別表示“非常不信任”到“非常信任”，分值越大，代表受訪者對干部的信任程度越高。

此外，為使研究結果更為可靠，本文在穩健性檢驗部分再將政府信任和干部信任分別處理為二分類變量。在政府信任的測量中，將回答大于等于3的樣本編碼為1，代表高政府信任；否則編碼為0，表示低政府信任。類似地，把對干部信任回答大于等于5的樣本編碼為1，代表高干部信任；否則編碼為0，表示低干部信任。

基于已有研究成果，本文還選擇了一些控制變量，包括：年齡（受訪者在2012年和2014年受訪時的周歲）、性別（男=1，女=0）、戶籍狀態（農村=1，城市=0）、教育程度（教育階段，1～8）、婚姻狀態（已婚=1，未婚=0）、政治面貌（中共黨員=1，非中共黨員=0）、工作情況（有工作=1，無工作=0）、家庭社會經濟地位（1～5，分別代表“很低”到“很高”）和個人收入水平（取自然對數，若為0，則加1后再取自然對數）等個體特征變量。此外，本文還控制住個體的心理及行為變量，體現為主要個體的社會信任（信任=1，不信任=0）和政府不公正經歷遭遇，包括“受到政府干部不公”“與政府干部發生沖突”和“到政府辦事時受到不合理的拖延、推諉”三道題，回答選項有，1代表“親身經歷過”，2代表“見到過此類事情，但沒有親身經歷過”，3代表“沒有見到過類似事情”。數據處理時，利用主成分因子分析（Principal Component Factors），并采用最大差分方法（Orthogonal Varimax）進行旋轉后得到一個公因子，表示受訪者的政府不公正遭遇。變量的描述性統計結果報告見表1。結果表明，實驗組中的樣本受訪者對政府信任和干部信任的評價分別為0.61和0.50，而控制組的這一數值分別為0.59 和0.47，意味著相比于控制組，腐敗治理力度更大的省份民眾的政治信任更高。

表1 描述性統計結果

四、實證分析

（一）基準回歸結果

本文所考察的政府信任和干部信任屬于有序離散變量，一般情況是利用有序概率模型進行檢驗，但在計量經濟學中，如果可以保證回歸模型設定的準確性，傳統最小二乘估計法可以實現與有序概率模型類似的估計效力，顯著性和參數的估計方向也趨于一致。故本文借鑒已有研究的做法，采用線性OLS 回歸進行基準模型檢驗。

表2顯示了腐敗治理對民眾政治信任的平均處理效應，其中列（1）～（3）為被解釋變量政府信任的估計結果，列（4）～（6）為被解釋變量干部信任的估計結果。列（1）僅納入政策效應，列（2）和（3）再依次納入省級固定效應和個體層面控制變量，估計結果表明代表政策效應的倍差項（實驗組* 政策期）對政府信任的影響始終顯著為正。這意味著在實驗組所指示的涉及官員的立案次數高于全國平均水平的省份中，民眾的政府信任獲得顯著提升。在考慮了省份固定效應以及個體差異的影響后，模型的擬合優度明顯增加，說明模型的整體解釋力更強。同理，在列（4）～（6）中，先納入代表政策效應的倍差項（實驗組* 政策期），再依次納入省級固定效應和個體層面的控制變量，倍差項（實驗組*政策期）對干部信任的影響也是顯著為正，說明反腐敗政策在實驗組中顯著提高了民眾的干部信任。列（4）～（6）的R2也由0.005增加至0.119，模型的整體解釋力得到顯著提高。綜上所述，腐敗治理對民眾的政治信任存在顯著正向影響，在反腐敗強度高于全國平均水平的省份中，民眾政治信任的提升顯著大于其他省份，因此本文的研究假說1得以證實。

表2 腐敗治理對民眾政治信任的平均處理效應

在控制變量方面，估計結果與現有文獻的結論基本一致。相比于女性，男性對干部信任明顯更低。年齡在1%統計水平上對政府信任和干部信任有顯著正向影響，這可能與年齡增長帶來的個體社會政治經歷豐富有關。與城市居民相比，農村居民的干部信任感明顯更高。教育程度對政府信任和干部信任均在1%統計水平上有顯著影響，但系數方向相反，教育程度對政府信任有顯著正向作用，這可能是由于教育增加了個體對政府運作過程的認識，更傾向于對總體政府保持較高信心。與之不同，在教育啟蒙主義效應下，個體與政府工作人員的接觸、互動更可能從一種批判視角出發，對具體層面的政府工作進行評價，而這種不滿可能會聚焦于對干部的信任評價，故而受教育程度會對干部信任產生負面作用。與已婚民眾相比，未婚民眾的政府信任和干部信任明顯更高。黨員身份在1%統計水平上對政府信任和干部信任有顯著正向影響，可能是多數黨員對政府運作實踐有著更為清晰的認知，往往也有著更多的信心。與沒有工作的人相比，擁有工作個體的政府信任和干部信任明顯更高。家庭社會經濟地位對政府信任和干部信任在1%統計水平上有顯著正向影響。收入水平在1%統計水平上對干部信任有顯著負向影響，收入水平越高越傾向于不信任政府干部。社會信任和政府不公正經歷遭遇均在1%統計水平上有顯著正向作用，個體的社會信任感越強以及與政府打交道過程中的不公正經歷遭遇越少，越可能保持對政府及其干部的信任。

（二）穩健性檢驗

1.政策的平行趨勢檢驗。本文通過政策實施前后實驗組和控制組省份的統計特征來檢驗本研究中雙重差分設計的平行趨勢是否成立。表3的平行趨勢檢驗結果表明，在被解釋變量政府信任上，顯著的統計差異出現在政策后期。雖然干部信任在政策前期已經比較顯著，但是經過進一步對比分析發現，政策后期的實驗組干部信任受到較大影響，但對控制組的影響卻相對較小。由此，上述檢驗結果能夠在一定程度上表明本文樣本的平行趨勢假定得到滿足，即可以認為對普通民眾而言，黨的十八大后的反腐敗政策在各省份間的執行差異形成了一種外生的政策沖擊，這為本文使用雙重差分模型評估腐敗治理對民眾政治信任的影響提供了重要支持。

表3 政策的平行趨勢檢驗

2.替換被解釋變量。為使基準模型回歸結果更為可靠，本文通過替換被解釋變量進行穩健性檢驗。根據前文所述，在這里將有序變量政府信任和干部信任重新編碼為虛擬變量，再應用DID 模型進行檢驗，結果見表4所示。在政府信任方面，列（1）僅納入政策效應，列（2）和（3）再依次納入省級固定效應和個體控制變量，結果表明，倍差項（實驗組* 政策期）始終在5%統計水平顯著正向作用于民眾政府信任，模型擬合效果也更好。類似地，列（4）僅考慮政策效應對干部信任的影響，列（5）和（6）再依次納入省級固定效應和個體控制變量。結果顯示，倍差項（實驗組*政策期）始終在1%統計水平對干部信任有顯著正向作用。通過替換被解釋變量的穩健結果表明，前文基準模型檢驗的結論依然成立。

表4 腐敗治理與政治信任：二分類變量的估計結果

3.安慰劑檢驗。為排除其他不可觀測因素對本文研究結論的干擾，即黨的十八大之后其他政策或不可觀測的隨機因素作用。本文借鑒Abadie 和Gardeazabal（2003）的經典做法［22］，通過構造反事實事件的方法進行安慰劑檢驗來驗證基準結果的穩健性。此處安慰劑檢驗的核心思想是若其他不可觀測的隨機因素對被解釋變量造成的影響與實際的政策實施效應不相關，那么借助于安慰劑所構造的反事實事件便自然不會對被解釋變量產生任何影響；反之，若反事實事件對被解釋變量的顯著影響仍舊存在，便說明有其他不可觀測的隨機因素對被解釋變量產生了影響。為此，本文從樣本中隨機抽取實驗組，以隨機性的外生沖擊方式進行安慰劑檢驗。具體來說，本文從28 個樣本省份中隨機抽取10 個省份作為“虛假”的實驗組，剩余其他省份則歸入“虛假”的控制組中。利用這一方式構造分組，可以保證實驗組中的樣本是隨機生成的，因此安慰劑檢驗中“虛假”分組的虛擬變量與政策前后期時間虛擬變量的交互項在理論上便不會對模型的被解釋變量產生顯著作用，即在沒有顯著遺漏變量偏差的情況下，安慰劑檢驗中處理變量的回歸系數不會顯著異于0。同時，考慮到其他小概率事件可能造成的干擾，也為提高檢驗的識別能力，本文將隨機的沖擊過程重復進行500 次模擬回歸。圖1顯示了被解釋變量政府信任和干部信任的模擬回歸結果。結果發現，估計系數都在0 附近，近似于正態分布。由此，本文可以有信心推斷“虛假”實驗組對政治信任不具備顯著影響，驗證了不可觀測的隨機因素幾乎不會對本文的估計結果產生影響，進而保證基準結果的可靠性。

圖1 安慰劑檢驗結果

（三）腐敗治理對民眾政治信任影響的群體差異分析

為驗證研究假說2，即腐敗治理對民眾政治信任的影響與居民收入水平相關。本文圍繞居民收入水平這一核心因素，采用主客觀測量法兩種策略對樣本進行分群，再利用DID 模型估計腐敗治理對民眾政治信任的政策效應，結果見表5所示。首先，根據被訪者收入水平進行客觀測量，將其分為高收入組和低收入組兩個等量子樣本。結果顯示，腐敗治理顯著提高了低收入群體的政府信任和干部信任，對高收入群體的政府信任和干部信任影響并不顯著。其次，利用受訪者對社會貧富差距的主觀感知，將樣本劃分為高貧富差距感知組和低貧富差距感知組兩個子樣本①CFPS2012和CFPS2014數據詢問了受訪者對“中國貧富差距嚴重程度”的評價，回答選項賦值0～10 代表“不嚴重”到“非常嚴重”。本文的區分策略是將回答5及以上的樣本歸為高貧富差距感知組，反之則歸為低貧富差距感知組。。結果顯示，腐敗治理顯著提升高貧富差距感知居民的政府信任和干部信任，但對低貧富差距感知居民的政府信任和干部信任的影響并不顯著，由此本文的研究假說2得到驗證。

表5 腐敗治理對政府信任的影響：分群估計的結果

上述結果表明，腐敗治理對民眾的政治信任影響確實存在群體性差異，在反腐力度高于全國平均水平的省份，低收入群體的政治信任獲得了顯著提升。Helliwell 和Huang（2008）基于跨國數據發現，政府質量對不同發展程度國家民眾生活滿意度的影響存在顯著差異，在發展中國家的樣本組中，政府治理對民眾生活滿意度有顯著正向影響，但在發達國家樣本組這一影響便不存在［21］610。類似地，基于中國綜合社會調查（CGSS）數據的實證檢驗也發現，政府治理對公眾幸福感的影響僅在低收入群體中顯著［23］。究其實質，本文的組群差異結論與Helliwell 和 Huang（2008）以 及 陳 剛 和 李 樹（2012）的研究具有較高的一致性，均強調了收入因素在其中發揮的邊際遞減效應。無論是本文所關注的腐敗治理還是更為廣泛的政府質量所帶來的社會經濟效應都偏重于物質性，這可以較好地滿足低收入群體的需求，但難以契合高收入群體的非物質性需要。來自國外的經驗證據表明，對發達富裕國家民眾而言，更多需要的是對人身和財產的保障以及滿足合法有序的公共參與渠道等非物質性需求［24］。因此，這意味著增加高收入群體的政治信任，還需要依靠政治、行政體制改革，從而滿足高收入群體對政治參與、政府信息公開等抽象的非物質性需求。

五、結論與啟示

黨廉則政清，政清則國興。黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央重拳反腐，將全面從嚴治黨擺在治國理政的突出位置，反腐敗斗爭取得壓倒性勝利并全面鞏固。腐敗治理不僅對構建權力運行的法治秩序，優化社會資源配置，緩解社會財富懸殊和階層分化等具有特殊意義，也在微觀層面對民眾的社會政治價值感知產生了不可忽視的影響。

本文基于CFPS2012和CFPS2014兩期平衡面板數據，以黨的十八大以來各省份反腐力度差異這一政策外生沖擊，構造準自然實驗設計，系統評估了腐敗治理對民眾政治信任的影響。基于雙重差分模型的因果識別策略，研究發現：第一，腐敗治理能夠顯著增強民眾的政治信任，在反腐敗力度高于全國平均水平的省份，民眾政治信任在政策實施后得到顯著增強，且增加幅度高于其他省份。第二，分群樣本檢驗發現，腐敗治理顯著增強了低收入群體的政治信任，但對高收入群體政治信任的影響并不顯著。

反腐敗斗爭績效可能是影響中國民眾政治信任的主要來源之一。因此，各級政府必須高度重視反腐倡廉工作，堅定不移推進反腐敗斗爭。首先，在制度建設上，構建不敢腐的懲戒機制、不能腐的防范機制、不易腐的保障機制。其次，通過反腐敗斗爭能夠顯著增強低收入群體的政治信任，但在高收入群體中這一作用卻是十分微弱的，這意味著腐敗治理可能縮小低收入群體和高收入群體的政治信任差異，使得民眾的社會政治態度更為集中。最后，增強高收入群體的政治信任可能還需要通過持續深化政治、行政體制改革，建立健全權力運行制約和監督體系，保障公民合法權利來完成。在民主化、法治化的社會環境中，提高政府信息的透明度，為民眾政治參與搭建渠道，從而滿足高收入群體的非物質性需求，最終提升高收入群體的政治信任。