李文彬，盧琳靜

(華南理工大學(xué) 公共管理學(xué)院，廣東 廣州 510640)

一、引 言

黨的十八大以來(lái)，黨中央推行全面從嚴(yán)治黨、強(qiáng)化反腐倡廉，營(yíng)造清正廉明的政治生態(tài)，以提升黨員干部的廉潔作風(fēng)、責(zé)任擔(dān)當(dāng)和工作效果，提高人民群眾的獲得感和滿意度。保護(hù)生態(tài)環(huán)境，建設(shè)美麗中國(guó)，鑄造生態(tài)文明是黨中央在新時(shí)代的重大戰(zhàn)略部署。但是，目前我國(guó)生態(tài)環(huán)境保護(hù)任務(wù)依然艱巨，政府的環(huán)境保護(hù)和污染治理工作績(jī)效以及公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境的滿意度仍然有待強(qiáng)化。在生態(tài)環(huán)境保護(hù)領(lǐng)域推進(jìn)反腐倡廉，為建設(shè)生態(tài)文明保駕護(hù)航，確保我國(guó)的天更藍(lán)、水更清，是提升環(huán)境保護(hù)工作績(jī)效和公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的重要抓手。

早在2011年，時(shí)任環(huán)境保護(hù)部部長(zhǎng)周生賢在中央紀(jì)委對(duì)環(huán)境保護(hù)部懲防體系建設(shè)工作檢查動(dòng)員匯報(bào)會(huì)上就指出，要把反腐倡廉建設(shè)融入環(huán)境保護(hù)事業(yè)發(fā)展的大局，將反腐倡廉建設(shè)與環(huán)保業(yè)務(wù)工作同部署、同落實(shí)、同檢查，以反腐倡廉建設(shè)的實(shí)際成效維護(hù)人民群眾環(huán)境權(quán)益。近年來(lái)，反腐行動(dòng)持續(xù)深入生態(tài)環(huán)保系統(tǒng)，執(zhí)法部門(mén)重拳打擊環(huán)保腐敗行為。例如，曾任環(huán)境保護(hù)部副部長(zhǎng)的張力軍因受賄獲刑，被稱為黨的十八大以來(lái)環(huán)保系統(tǒng)落馬的最大“老虎”；其后，河南省、安徽省和甘肅省相繼有環(huán)保廳官員因腐敗落馬。反腐倡廉不僅發(fā)揮著懲治腐敗、弘揚(yáng)廉潔的作用，也有助于提高政府的工作績(jī)效和公眾對(duì)政府工作的滿意度。金杯、銀杯都不如口碑，“讓群眾滿意是我們黨做好一切工作的價(jià)值取向和根本標(biāo)準(zhǔn)，群眾意見(jiàn)是一把最好的尺子”[1]。因此，揭示反腐倡廉對(duì)提高生態(tài)環(huán)境公眾滿意度(以下簡(jiǎn)稱生態(tài)環(huán)境滿意度)的作用及其機(jī)理，對(duì)于更好發(fā)揮反腐倡廉在提升生態(tài)環(huán)境滿意度中的作用，無(wú)疑具有重要研究意義。

二、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題提出

從文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，對(duì)反腐倡廉的社會(huì)影響的研究主要集中在公眾對(duì)政府的信任度和滿意度兩個(gè)議題，對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響因素研究則從個(gè)人、政府環(huán)?？?jī)效及其結(jié)合和輿論維度展開(kāi)論述。

首先，反腐倡廉對(duì)政府信任的影響。關(guān)于這一研究議題，學(xué)界存在反腐“增信”和“減信”兩種截然相反的觀點(diǎn)。一是反腐“增信”觀。即反腐敗可以有效增加公眾的政府信任。如腐敗等越軌行為侵蝕著中國(guó)公眾對(duì)政府的信任[2]；腐敗感知與我國(guó)公眾的政治信任呈顯著負(fù)相關(guān)[3]。因此，強(qiáng)化反腐倡廉力度可以有效提升公眾對(duì)政府的信任。研究發(fā)現(xiàn)，公眾對(duì)政府反腐敗力度的感知將顯著提高政治信任[4]，黨的十八大以來(lái)從嚴(yán)反腐顯著提升了中國(guó)公眾的政治信心[5]。這是因?yàn)?，反腐敗可以通過(guò)提高公眾對(duì)政府清廉感知的方式提升政治信任[6]，公眾的清廉感知繼而促進(jìn)政府公信力的提高[7]。對(duì)韓國(guó)、蒙古、泰國(guó)和菲律賓四個(gè)國(guó)家的案例研究也發(fā)現(xiàn)，反腐敗能夠有效提升公眾的政治信任[8]。二是反腐“減信”觀。即反腐敗對(duì)政府信任的影響是未知的，并具有時(shí)間滯后效應(yīng)[9]；而當(dāng)反腐敗揭露了大量政府腐敗細(xì)節(jié)后，特別是經(jīng)網(wǎng)絡(luò)發(fā)酵和傳播，將成為制度信任的成本[10]，并對(duì)政治信任產(chǎn)生負(fù)面影響[11]?？梢?jiàn)，反腐敗對(duì)公眾政府信任的影響仍存在爭(zhēng)議，有待深入研究。

其次，反腐倡廉對(duì)政府滿意度的影響。總的來(lái)說(shuō)，官員腐敗將帶來(lái)公眾對(duì)政府滿意度的下滑，而嚴(yán)懲腐敗、清正廉潔的政府形象則會(huì)提升公眾滿意度[12]；公職人員的廉潔程度與反腐力度顯著正向影響公眾對(duì)公共服務(wù)的總體滿意度[13]。如黨的十八大以來(lái)的從嚴(yán)反腐態(tài)勢(shì)對(duì)公眾滿意度產(chǎn)生了較大影響[14]；反腐敗顯著提升了公眾對(duì)縣區(qū)政府工作表現(xiàn)的滿意度，反腐力度越大則公眾滿意度提升的幅度就越大[15]。而關(guān)于反腐倡廉影響公眾滿意度的內(nèi)在機(jī)理，反腐敗不僅可以直接提高公眾對(duì)政府的滿意度，還能通過(guò)幸福感間接提升公眾滿意度[16]；反腐倡廉增強(qiáng)了公眾對(duì)政府的清廉感知，使其更相信政府的公共價(jià)值承諾與履行，進(jìn)而提高其對(duì)政府的滿意度[17]。綜合來(lái)看，國(guó)內(nèi)外的研究結(jié)果顯示，反腐倡廉可以有效提升公眾對(duì)政府工作的滿意度。

最后，生態(tài)環(huán)境滿意度的影響因素研究。一是個(gè)人因素。公眾的社會(huì)公平和社會(huì)信任感知及其環(huán)保行為正向影響其對(duì)政府環(huán)保工作的滿意度，而其環(huán)保知識(shí)則負(fù)向影響環(huán)保滿意度[18]；公眾的環(huán)境滿意度與其環(huán)境負(fù)責(zé)行為之間呈正相關(guān)關(guān)系[19]。二是政府環(huán)?？?jī)效因素。飲用水水質(zhì)、空氣質(zhì)量、生活垃圾的處理方式及綠化配套情況等4項(xiàng)指標(biāo)是影響村鎮(zhèn)環(huán)境滿意度的最主要因素[20]，農(nóng)村人居環(huán)境治理滿意度受到政府各項(xiàng)環(huán)境治理工作效能的顯著正向影響[21]。三是公眾個(gè)體和政府的雙重因素。公眾立法參與、政府回應(yīng)與政府環(huán)境治理滿意度具有顯著正相關(guān)關(guān)系[22]，無(wú)論是環(huán)保問(wèn)責(zé)力度還是環(huán)境治理法治化水平都對(duì)環(huán)境治理滿意度具有顯著正向影響，公眾參與過(guò)程和結(jié)果的有效性也會(huì)顯著提升環(huán)境治理滿意度[23]。四是新聞媒體的影響。傳統(tǒng)媒介(報(bào)紙、雜志、廣播、電視)使用與公眾對(duì)政府環(huán)境治理的滿意度顯著正相關(guān)，而新媒介(互聯(lián)網(wǎng)和手機(jī))使用的影響則相反[24]。

可見(jiàn)，學(xué)界關(guān)于反腐倡廉對(duì)公眾政府信任的影響尚存在爭(zhēng)議，兩者的關(guān)系有待進(jìn)一步確認(rèn)；而普遍認(rèn)為反腐倡廉可以提升公眾對(duì)政府的滿意度，但其內(nèi)在機(jī)理有待進(jìn)一步揭示。另外，現(xiàn)有結(jié)論主要是基于宏觀研究作出，尚未切入反腐倡廉對(duì)某個(gè)具體政府工作領(lǐng)域的公眾滿意度的影響，宏觀結(jié)論對(duì)具體領(lǐng)域的適用性也有待檢驗(yàn)。因此，這就為本文預(yù)留了研究問(wèn)題：反腐倡廉如何提升公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境的滿意度？對(duì)這一問(wèn)題的研究，不僅在理論層面可以檢驗(yàn)現(xiàn)有關(guān)于反腐倡廉影響公眾滿意度的結(jié)論在環(huán)境領(lǐng)域的適用性，也可以在實(shí)踐層面清晰揭示反腐倡廉助力提高生態(tài)環(huán)境滿意度的邏輯機(jī)理，以更好地發(fā)揮反腐倡廉對(duì)提升生態(tài)環(huán)境滿意度的作用。

三、理論假設(shè)、數(shù)據(jù)與變量

(一)理論假設(shè)

文獻(xiàn)回顧發(fā)現(xiàn)，反腐倡廉可以通過(guò)增強(qiáng)公職人員的工作規(guī)范性、效率性、回應(yīng)性和公平性，來(lái)提升公眾對(duì)政府的滿意度。具體到環(huán)境領(lǐng)域，如果政府的環(huán)境治理工作缺乏有效的監(jiān)督，發(fā)生懶政怠政和貪污腐敗等現(xiàn)象，勢(shì)必引發(fā)公眾的不滿。而反腐倡廉則能夠有效規(guī)范地方政府的環(huán)保行政行為，減少污染庇護(hù)和環(huán)保亂作為現(xiàn)象的發(fā)生[25]，促使政府有效地回應(yīng)群眾合理正當(dāng)?shù)沫h(huán)保訴求，提高執(zhí)法的規(guī)范性和環(huán)保工作績(jī)效，進(jìn)而提升公眾對(duì)當(dāng)?shù)卣h(huán)境治理工作的滿意度。同時(shí)，當(dāng)政府強(qiáng)化反腐并樹(shù)立清正廉潔的形象時(shí)，公眾將更關(guān)注政府在環(huán)境治理過(guò)程中的態(tài)度和價(jià)值取向而非短期結(jié)果，其對(duì)政府的環(huán)境治理工作也將形成更高的滿意度?；诖耍岢黾僭O(shè)：

H1：反腐倡廉正向顯著影響公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度。

根據(jù)期望失驗(yàn)理論，公眾滿意度是實(shí)際績(jī)效與心理期望的差值(失驗(yàn))。而心理期望分為實(shí)證期望和規(guī)范期望，前者指向公眾對(duì)政府實(shí)際表現(xiàn)將是如何的預(yù)期，后者則是指公眾對(duì)于政府表現(xiàn)應(yīng)該如何的預(yù)期[26]。其中，規(guī)范期望發(fā)生在最高的層次上，代表著公民的價(jià)值愿望和需求，對(duì)滿意度的影響更大。規(guī)范期望的內(nèi)涵反映了利益相關(guān)者對(duì)“什么是可取或有價(jià)值”的認(rèn)知[27]，實(shí)質(zhì)上是對(duì)政府廉潔、公開(kāi)等公共價(jià)值的訴求，因而具有更強(qiáng)的穩(wěn)定性。可見(jiàn)，強(qiáng)化反腐倡廉可以滿足公眾的規(guī)范期望，從而提升期望失驗(yàn)水平進(jìn)而提高公眾滿意度。因此，在反腐倡廉的影響下，政府的環(huán)?？?jī)效將會(huì)更加深刻地影響公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度?；诖?，提出假設(shè)：

H2：反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，即在同等的環(huán)?？?jī)效水平下，越是強(qiáng)化反腐倡廉的地區(qū)，其生態(tài)環(huán)境滿意度越高。

良好的公共服務(wù)有助于增強(qiáng)公眾對(duì)政府的信任，較高的政府績(jī)效也是政治合法性和政府信任的重要來(lái)源。研究發(fā)現(xiàn)，政府績(jī)效水平直接影響公眾對(duì)政府的信任[28]。政府績(jī)效水平通過(guò)展示政府能力和履行公共服務(wù)承諾來(lái)贏得公眾的信任，而加強(qiáng)政府作風(fēng)建設(shè)一直是反腐倡廉的重要組成部分，可以倒逼政府塑造誠(chéng)信踐諾的形象來(lái)強(qiáng)化政府環(huán)保績(jī)效對(duì)政府信任的正向影響。同時(shí)，公眾對(duì)政府信任、生態(tài)環(huán)境質(zhì)量都是積極影響公眾環(huán)境滿意度的因素[29]。針對(duì)上海市的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府信任對(duì)城市公眾環(huán)境滿意度具有顯著正向影響[30]。因此，提高政府環(huán)?？?jī)效，能夠通過(guò)增強(qiáng)政府信任來(lái)提升生態(tài)環(huán)境滿意度。基于此，提出假設(shè)：

H3：反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)保績(jī)效對(duì)政府信任的影響，政府信任在環(huán)保績(jī)效正向顯著影響生態(tài)環(huán)境滿意度中發(fā)揮中介作用。具體路徑見(jiàn)圖1。

圖1 反腐倡廉提升生態(tài)環(huán)境滿意度的理論框架

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文基于中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)學(xué)研究所發(fā)布的2017年中國(guó)社會(huì)狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，簡(jiǎn)稱CSS)數(shù)據(jù)。這是一項(xiàng)全國(guó)的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項(xiàng)目。調(diào)查采用概率抽樣的入戶訪問(wèn)方式，覆蓋了全國(guó)31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市，每次調(diào)查訪問(wèn)7 000到10 000個(gè)家庭，萬(wàn)余名年滿18周歲及以上的城鄉(xiāng)居民。在樣本篩選的過(guò)程中，本文刪除了研究變量所對(duì)應(yīng)題項(xiàng)回答“不知道”“不清楚”“不好說(shuō)”和“不適用”等樣本，最終得到有效樣本4 964份。

(三)變量及測(cè)量

1. 因變量

本文的因變量是公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度。數(shù)據(jù)選取CSS2017調(diào)查問(wèn)卷中公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境狀況的滿意度評(píng)價(jià)。滿意度采用10點(diǎn)計(jì)分，1分代表“非常不滿意”，10分代表“非常滿意”，分值越高表示受訪者對(duì)生態(tài)環(huán)境狀況的滿意度越高。

2. 自變量和調(diào)節(jié)變量

本文的自變量為反腐倡廉和政府環(huán)?？?jī)效。關(guān)于反腐倡廉和政府環(huán)保工作績(jī)效的測(cè)量，存在客觀測(cè)量和主觀測(cè)量?jī)煞N方式：前者使用貪污腐敗案件查處率、空氣質(zhì)量綜合指數(shù)等客觀指標(biāo)，后者則對(duì)公眾對(duì)反腐倡廉和政府環(huán)保工作表現(xiàn)進(jìn)行主觀評(píng)價(jià)。前者側(cè)重反映政府“做了什么”(產(chǎn)出)，后者側(cè)重公眾認(rèn)為政府“做得怎么樣”(效果)。為凸顯公眾導(dǎo)向，本文采用主觀評(píng)價(jià)數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)量反腐倡廉和政府環(huán)?？?jī)效。數(shù)據(jù)選取問(wèn)卷中公眾對(duì)反腐倡廉和政府環(huán)保工作表現(xiàn)的評(píng)價(jià)，1分代表“很不好”，4分代表“很好”，數(shù)值越高代表受訪者認(rèn)為反腐倡廉和政府環(huán)?？?jī)效越好。同時(shí)，反腐倡廉也作為調(diào)節(jié)變量，間接影響政府環(huán)?？?jī)效與生態(tài)環(huán)境滿意度的關(guān)系。

3. 中介變量

本文的中介變量是政府信任。政府環(huán)?？?jī)效通過(guò)政府信任對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度產(chǎn)生一定影響。以調(diào)查問(wèn)卷中公眾對(duì)黨政干部、區(qū)縣政府、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的信任程度來(lái)測(cè)量政府信任，采用4點(diǎn)計(jì)分，1分代表“完全不信任”，4分代表“非常信任”，數(shù)值越高表示信任度越高。另外，本文通過(guò)因子分析測(cè)量出政府信任的具體數(shù)值。

4. 控制變量

已有研究發(fā)現(xiàn)，某些人口特征、社會(huì)和政府因素可能作用于生態(tài)環(huán)境滿意度，因此，本文選取個(gè)人的性別、收入、年齡、學(xué)歷、網(wǎng)絡(luò)使用、社會(huì)公平感以及政府回應(yīng)作為控制變量[31]。性別為“男”賦值1，“女”賦值2；學(xué)歷是“高中以下”賦值0，“高中及以上”賦值1；收入取對(duì)數(shù)；年齡的數(shù)值為調(diào)查數(shù)據(jù)原始值；網(wǎng)絡(luò)使用方面，對(duì)“平時(shí)上網(wǎng)”賦值1，“不上網(wǎng)”賦值0；社會(huì)公平感是公眾對(duì)社會(huì)公平狀況的總體評(píng)價(jià)，采用從“1”(非常不公平)到“4”(非常公平)的四級(jí)李克特量表；政府回應(yīng)則是公眾對(duì)政府“有服務(wù)意識(shí)，能及時(shí)回應(yīng)百姓的訴求”的評(píng)價(jià)，采用從“1”(很不好)到“4”(很好)的四級(jí)李克特量表。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1報(bào)告了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境的滿意度均值為6.25分(10分制)，對(duì)政府環(huán)?？?jī)效和反腐倡廉的評(píng)價(jià)均值分別為2.70分和2.62分(均為4分制)?？梢?jiàn)，公眾對(duì)政府環(huán)?？?jī)效和反腐倡廉以及生態(tài)環(huán)境滿意度均處于“一般”向“比較好”過(guò)渡的狀態(tài)。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的評(píng)分中，得分為5分的被訪者比例最多，占20.1%；其次是8分(17.8%)和10分(12.5%)；2分最少，僅有3.3%。6分以上的被訪者比例達(dá)到六成，這說(shuō)明多數(shù)公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境持正面評(píng)價(jià)。

在公眾對(duì)地方政府環(huán)保績(jī)效的評(píng)價(jià)中，等級(jí)為“很好”“比較好”“不太好”“很不好”的比例分別是16.1%、47.2%、27.2%和9.5%。其中，評(píng)價(jià)“比較好”的被訪者占比最高，63.3%的被訪者對(duì)政府環(huán)?？?jī)效持正面評(píng)價(jià)，這表明地方政府環(huán)保工作得到了多數(shù)公眾的肯定。

在公眾對(duì)地方政府反腐倡廉的評(píng)價(jià)中，等級(jí)為“很好”“比較好”“不太好”“很不好”的比例分別是13.6%、46.8%、28%和11.6%。其中，評(píng)價(jià)“比較好”的被訪者比例最高，有6成的被訪者對(duì)政府反腐倡廉持正面評(píng)價(jià)，這表明該項(xiàng)工作也得到了多數(shù)公眾的肯定。

關(guān)于政府信任的測(cè)量，本文采用因子分析的方法進(jìn)行求值。在對(duì)政府信任進(jìn)行因子分析前，首先，對(duì)測(cè)量政府信任的3個(gè)指標(biāo)變量進(jìn)行先行檢驗(yàn)。Bartlett’s檢驗(yàn)p值為 0.000，說(shuō)明各指標(biāo)之間是顯著相關(guān)的。KMO檢驗(yàn)值為0.7，Cronbach’sα信度檢驗(yàn)系數(shù)為 0.86，均在可以接受的范圍內(nèi)，說(shuō)明可以使用這3個(gè)指標(biāo)變量進(jìn)行因子分析。其次，此處使用探索性因子分析來(lái)確定這3個(gè)指標(biāo)所能測(cè)量出的因子個(gè)數(shù)。運(yùn)用主軸因子法(pf)、迭代主軸因子法(ipf)得到的3個(gè)因子中，都只有因子1的特征值大于 1(分別為1.95、2.07)，可以保留，說(shuō)明這3個(gè)指標(biāo)變量確實(shí)只能測(cè)度出唯一的一個(gè)公因子——政府信任。然后，再對(duì)因子模型進(jìn)行驗(yàn)證性分析，模型的比較擬合指數(shù)CFI為0.98，TLI為0.97，近似誤差均方根RMSEA為0.034，標(biāo)準(zhǔn)化殘差均方根指數(shù)SRMR為0.03，模型總體擬合優(yōu)度CD為0.86，這些指標(biāo)都說(shuō)明了所構(gòu)建的模型擬合度較好。同時(shí)，3個(gè)指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)均大于 0.7(p<0.001)，表明高度相關(guān)。其信度系數(shù)ρ為0.95，也符合既定標(biāo)準(zhǔn)。上述驗(yàn)證性因子分析的檢驗(yàn)結(jié)果都證明，政府信任測(cè)量模型可以用于后續(xù)的測(cè)量和實(shí)證研究。最后，根據(jù)模型的因子載荷系數(shù)計(jì)算得到政府信任的因子值平均為7.18，加權(quán)因子值的取值范圍為(3，12)，政府信任因子值達(dá)到取值范圍最大值的60%。

受訪者的人口與經(jīng)濟(jì)特征如表2所示。在性別方面，男、女性比例分別為47.2%和52.8%。在年齡方面，被訪者多數(shù)處在18～45歲(48.9%)的區(qū)間。在收入方面，被訪者的年收入在2萬(wàn)元以下的比例最高，為60.3%；其次是在2～5萬(wàn)元的區(qū)間，為22.8%。在學(xué)歷方面，65%的被訪者學(xué)歷在高中以下。

表2 樣本的性別、年齡、收入和學(xué)歷分布情況

在公眾的網(wǎng)絡(luò)使用方面，“平時(shí)上網(wǎng)”的被訪者占多數(shù)，比例為51.3%，而“不上網(wǎng)”的比例為48.7%。

在公眾對(duì)社會(huì)公平的評(píng)價(jià)中，社會(huì)公平感均值為2.75分(4分制)。其中，認(rèn)為社會(huì)“比較公平”的比例最高，達(dá)到62.8%，這反映公眾認(rèn)為社會(huì)總體上為比較公平。

在公眾對(duì)政府回應(yīng)性的評(píng)價(jià)中，被訪者對(duì)地方政府“有服務(wù)意識(shí)，能及時(shí)回應(yīng)百姓的訴求”的評(píng)分均值為2.59分(4分制)。其中，等級(jí)為“很好”“比較好”“不太好”“很不好”的比例是11.8%、45.7%、32.2%和10.3%?？梢?jiàn)，接近一半的被訪者(42.5%)對(duì)政府回應(yīng)性持負(fù)面評(píng)價(jià)，政府對(duì)公眾訴求的回應(yīng)性有待提高。

(二)共同方法偏差檢驗(yàn)

由于本文所有變量數(shù)據(jù)均通過(guò)CSS2017的調(diào)查問(wèn)卷獲得，所以可能會(huì)產(chǎn)生共同方法偏差問(wèn)題。因此，本文利用Harman的單因素檢驗(yàn)方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行未旋轉(zhuǎn)因子分析。結(jié)果共提取了4個(gè)特征值大于1的因子，累計(jì)能解釋63.73%的方差，其中第一個(gè)因子解釋力度為23.25%，小于40%，說(shuō)明樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

(三)回歸模型結(jié)果

1. 反腐倡廉對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響和政府信任的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，以反腐倡廉為自變量，以公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境的滿意度為因變量，建立回歸模型，采用OLS法進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表3模型(1)所示，在控制了公眾個(gè)人特征、政府回應(yīng)等變量后，反腐倡廉顯著正向影響生態(tài)環(huán)境滿意度(β=0.190，p<0.001)。這說(shuō)明，反腐倡廉力度越大，越有可能提高生態(tài)環(huán)境滿意度。假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表3 反腐倡廉的影響和政府信任中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

其次，檢驗(yàn)政府信任的中介效應(yīng)。采用Baron等[32]提出的逐步回歸方法的步驟進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3的模型(2)～(4)所示。第一，模型(2)結(jié)果顯示，政府環(huán)?？?jī)效正向顯著影響生態(tài)環(huán)境滿意度(β=0.396，p<0.001),即環(huán)?？?jī)效越高，公眾對(duì)生態(tài)環(huán)境的滿意度也會(huì)越高。第二，模型(4)結(jié)果顯示，政府環(huán)保績(jī)效對(duì)公眾的政府信任具有正向預(yù)測(cè)作用(β=0.300，p<0.001)。即政府環(huán)?？?jī)效越好，公眾對(duì)政府的信任度也越高。第三，模型(3)在模型(2)的基礎(chǔ)上加入了中介變量政府信任，結(jié)果顯示，公眾對(duì)政府的信任度越高，其生態(tài)環(huán)境滿意度也越高(β=0.177，p<0.001)；環(huán)保績(jī)效的回歸系數(shù)同樣顯著 (β=0.343，p<0.001)，且小于模型(2)中的環(huán)保績(jī)效回歸系數(shù) (β=0.396)，意味著政府環(huán)?？?jī)效對(duì)公眾生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，部分地通過(guò)影響公眾對(duì)政府的信任而實(shí)現(xiàn)。

近年來(lái)，由于Sobel檢驗(yàn)法和Bootstrap檢驗(yàn)法的檢驗(yàn)效力更高、結(jié)果更準(zhǔn)確越來(lái)越受到推崇，因此本文使用這兩種方法繼續(xù)驗(yàn)證政府信任的中介效應(yīng)作為對(duì)逐步回歸法不足的彌補(bǔ)，以提高結(jié)果的可信度。結(jié)果如表4所示，Sobel檢驗(yàn)間接效應(yīng)顯著，效應(yīng)值為0.053，中介效應(yīng)占總效應(yīng)比例為13.38%，檢驗(yàn)結(jié)果與逐步回歸法結(jié)果一致。

表4 政府信任中介效應(yīng)Sobel檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步采用Bootstrap檢驗(yàn)方法對(duì)樣本進(jìn)行5 000次的重復(fù)抽樣，結(jié)果如表5所示，所得的效應(yīng)值與Sobel檢驗(yàn)一致，且間接效應(yīng)值置信區(qū)間不包含0。這意味著政府信任在環(huán)?？?jī)效和生態(tài)環(huán)境滿意度中起到部分中介作用，說(shuō)明中介效應(yīng)假設(shè)成立。

表5 政府信任中介效應(yīng)Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

2. 反腐倡廉的調(diào)節(jié)作用

利用SPSS的process插件對(duì)反腐倡廉的調(diào)節(jié)作用模型進(jìn)行檢驗(yàn)。圖1中，基于“環(huán)保績(jī)效-政府信任-生態(tài)環(huán)境滿意度”的中介模型，首先檢驗(yàn)反腐倡廉在環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的直接效應(yīng)(路徑①)的調(diào)節(jié)作用，其次檢驗(yàn)反腐倡廉在間接效應(yīng)前半段(路徑②)的調(diào)節(jié)作用。

將反腐倡廉納入模型后，結(jié)果顯示，環(huán)保績(jī)效與反腐倡廉的乘積項(xiàng)對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的預(yù)測(cè)作用顯著，反腐倡廉增強(qiáng)了環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的直接影響；同時(shí)，環(huán)保績(jī)效與反腐倡廉的乘積項(xiàng)對(duì)政府信任的預(yù)測(cè)作用也顯著，說(shuō)明反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任的影響，進(jìn)而間接提升生態(tài)環(huán)境滿意度。如表6所示。

表6 反腐倡廉的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

為進(jìn)一步檢驗(yàn)反腐倡廉對(duì)環(huán)保績(jī)效的調(diào)節(jié)作用，將反腐倡廉水平按正負(fù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差分為低(M-1SD)、中(M)、高(M+1SD)三組，采用簡(jiǎn)單斜率分析來(lái)顯示其調(diào)節(jié)作用。結(jié)果如圖2所示。當(dāng)反腐倡廉水平逐漸由較低(M-1SD)向較高水平提升(M+1SD)時(shí)，環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響隨之加強(qiáng)，說(shuō)明反腐倡廉顯著強(qiáng)化了環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的正面影響。

圖2 反腐倡廉在環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度影響中的調(diào)節(jié)作用

在反腐倡廉對(duì)環(huán)?？?jī)效影響政府信任的調(diào)節(jié)作用方面，如圖3所示，反腐倡廉水平較低時(shí)，環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任具有正向預(yù)測(cè)作用；而隨著反腐倡廉水平的提高，環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任的正向預(yù)測(cè)作用也隨之增強(qiáng)。

圖3 反腐倡廉在環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任影響中的調(diào)節(jié)作用

進(jìn)一步，利用 Bootstrap 抽樣(Sample=5 000)和95%的置信區(qū)間以檢驗(yàn)有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否成立。在低、中、高三組反腐倡廉水平下，路徑①直接效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果的95%置信區(qū)間均不包含0，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。具體來(lái)說(shuō)，隨著反腐倡廉水平的提高，環(huán)保績(jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的直接影響逐漸增強(qiáng)，假設(shè)H2成立。在路徑②中，在低、中、高三組反腐倡廉水平下，間接效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的95%置信區(qū)間均不包含0，調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。結(jié)果顯示，隨著反腐倡廉水平的提高，間接效應(yīng)值均為顯著，并且呈現(xiàn)逐漸增強(qiáng)的趨勢(shì)。這意味著，反腐倡廉工作做得越好，環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任的正向影響就越大，環(huán)保績(jī)效通過(guò)政府信任對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的間接影響也相應(yīng)增強(qiáng)，假設(shè)H3得到驗(yàn)證，具體結(jié)果如表7所示。

表7 反腐倡廉調(diào)節(jié)效應(yīng)Bootstrap 檢驗(yàn)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文使用了CSS2017年的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，此處利用CSS2015年的數(shù)據(jù)代入模型進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)，放寬對(duì)政府信任的測(cè)量條件，采取公眾對(duì)黨政干部、警察、法官三類(lèi)公職人員的信任度總和作為政府信任的指標(biāo)變量。由于CSS2015年的數(shù)據(jù)也是源自同一張調(diào)查問(wèn)卷，因此需要檢驗(yàn)共同方法偏差問(wèn)題。從Harman的單因素檢驗(yàn)結(jié)果中共提取了2個(gè)特征值大于1的因子，累計(jì)能解釋49.29%的方差，其中第一個(gè)因子解釋力度為29.13%，小于40%，說(shuō)明新的樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

首先，對(duì)反腐倡廉影響生態(tài)環(huán)境滿意度的直接效應(yīng)以及“環(huán)?？?jī)效-政府信任-生態(tài)環(huán)境滿意度”的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果如表8所示，反腐倡廉仍然顯著正向影響生態(tài)環(huán)境滿意度。環(huán)?？?jī)效、政府信任也顯著正向影響公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度；同時(shí)，環(huán)?？?jī)效還對(duì)公眾的政府信任具有正向預(yù)測(cè)作用，初步證明存在中介效應(yīng)。

表8 政府信任中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

繼而運(yùn)用Sobel和Bootstrap方法再次檢驗(yàn)政府信任中介效應(yīng)，如表9所示，兩種方法檢驗(yàn)間接效應(yīng)均為顯著，由此可知政府信任在環(huán)?？?jī)效和生態(tài)環(huán)境滿意度中起到的部分中介作用依然成立。

表9 政府信任中介效應(yīng)Sobel和Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

其次，進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，環(huán)保績(jī)效與反腐倡廉的乘積項(xiàng)對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度、政府信任的正向預(yù)測(cè)作用仍然顯著，說(shuō)明反腐倡廉不僅正向調(diào)節(jié)政府環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的直接影響，也正向調(diào)節(jié)環(huán)?？?jī)效通過(guò)政府信任發(fā)揮對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的間接影響,如表10所示。

表10 調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步，利用 Bootstrap 抽樣(Sample=5 000)和95%的置信區(qū)間以檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)是否成立。結(jié)果如表11所示，在低、中、高三組反腐倡廉水平下，路徑①直接效應(yīng)、路徑②間接效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果的95%置信區(qū)間均不包含0，調(diào)節(jié)效應(yīng)仍然顯著?？梢?jiàn)，運(yùn)用CSSS2015年數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果仍然符合假設(shè)預(yù)期，與前文研究結(jié)論相一致，由此說(shuō)明本文實(shí)證結(jié)果具備穩(wěn)健性。

(五)內(nèi)生性檢驗(yàn)

由于反腐倡廉工作涉及范圍廣、內(nèi)容復(fù)雜，本文的測(cè)量指標(biāo)難以全面覆蓋，反腐倡廉與生態(tài)環(huán)境滿意度之間可能存在遺漏變量、互為因果而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。由于控制變量可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問(wèn)題，本文選擇問(wèn)卷中公眾對(duì)我國(guó)貪污腐敗問(wèn)題嚴(yán)重性的認(rèn)知作為反腐倡廉的工具變量，認(rèn)為貪污腐敗問(wèn)題“屬于”我國(guó)當(dāng)前最重大社會(huì)問(wèn)題的賦值0，“不屬于”的賦值1。公眾對(duì)這一問(wèn)題的認(rèn)知反映了其對(duì)我國(guó)貪污腐敗問(wèn)題性質(zhì)的判斷，進(jìn)而會(huì)影響其對(duì)反腐倡廉工作表現(xiàn)的評(píng)價(jià)。同時(shí)，公眾對(duì)貪污腐敗問(wèn)題嚴(yán)重性的認(rèn)知并不會(huì)對(duì)其生態(tài)環(huán)境滿意度產(chǎn)生直接影響，具有較強(qiáng)的外生性。本文在驗(yàn)證變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題時(shí)借鑒倪鵬飛等[33]學(xué)者的研究采用兩階段最小二乘法實(shí)施檢驗(yàn)。

首先，通過(guò)Durbin-Wu-Hausman(DWH)方法檢驗(yàn)是否存在內(nèi)生性問(wèn)題。結(jié)果如表12所示，DWH檢驗(yàn)P值在5%水平下，拒絕了不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，意味著使用工具變量法進(jìn)行估計(jì)是必要的。其次，驗(yàn)證選取的工具變量是否合理。對(duì)模型進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)所得的F值為175.08，遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)值10，這說(shuō)明不存在弱工具變量問(wèn)題。再次，第一階段模型中反腐倡廉工具變量的估計(jì)系數(shù)在1%水平顯著為正，即公眾對(duì)貪污腐敗問(wèn)題的認(rèn)知顯著正向影響其對(duì)反腐倡廉工作的評(píng)價(jià)，工具變量與內(nèi)生解釋變量具有相關(guān)性。最后，第二階段模型結(jié)果顯示，在引入工具變量控制內(nèi)生性后，反腐倡廉仍然顯著正向影響生態(tài)環(huán)境公眾滿意度。因此，本文的研究結(jié)論得到再次驗(yàn)證。

表12 內(nèi)生性檢驗(yàn)與2SLS回歸結(jié)果

續(xù)表

五、結(jié)論與啟示

反腐倡廉在提升公眾生態(tài)環(huán)境滿意度中扮演重要角色。其具體機(jī)制是，反腐倡廉可以在環(huán)境保護(hù)工作中發(fā)揮以廉促效、以廉增信、以廉賦能和以廉為公的作用，強(qiáng)化環(huán)保績(jī)效與政府信任對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響力，進(jìn)而提高生態(tài)環(huán)境滿意度。

首先，在控制了個(gè)體特征變量和政府回應(yīng)變量后，反腐倡廉顯著正向影響生態(tài)環(huán)境滿意度，亦即反腐倡廉工作做得越好，其對(duì)提高生態(tài)環(huán)境滿意度的作用也越大。這是因?yàn)?，反腐倡廉可以有效提升政府環(huán)保工作的規(guī)范性和回應(yīng)性，夯實(shí)政府承擔(dān)環(huán)境保護(hù)和污染治理的責(zé)任，不斷滿足公眾對(duì)環(huán)境保護(hù)的需求，進(jìn)而提升生態(tài)環(huán)境滿意度。為進(jìn)一步提升生態(tài)環(huán)境滿意度，各級(jí)紀(jì)委和監(jiān)察委應(yīng)該以加大反腐倡廉為抓手，增強(qiáng)各項(xiàng)環(huán)境保護(hù)和污染綜合治理工作的規(guī)范性、回應(yīng)性和針對(duì)性，著重監(jiān)察環(huán)境保護(hù)和污染治理工作中的不作為、亂作為以及各種懶政、惡政行為，精準(zhǔn)治理環(huán)境保護(hù)政策執(zhí)行的庸、懶、散、亂現(xiàn)象，強(qiáng)化地方政府對(duì)中央環(huán)保政策規(guī)定的執(zhí)行力，提升公眾對(duì)環(huán)境保護(hù)工作的獲得感和認(rèn)同度。

其次，反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，即在同等環(huán)保績(jī)效水平下，反腐倡廉力度越大的地區(qū)的生態(tài)環(huán)境滿意度越高。這與期望失驗(yàn)理論密切相關(guān)。根據(jù)該理論，公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度是其對(duì)生態(tài)環(huán)境的期望與環(huán)?？?jī)效水平進(jìn)行比較的結(jié)果；期望和績(jī)效之間的差異，則被稱為失驗(yàn)。當(dāng)績(jī)效大于期望時(shí)，產(chǎn)生正向失驗(yàn)；當(dāng)績(jī)效小于期望時(shí)，產(chǎn)生負(fù)向失驗(yàn)。失驗(yàn)與滿意度正相關(guān)，即正向失驗(yàn)(超出預(yù)期)產(chǎn)生高滿意度，而負(fù)向失驗(yàn)(未達(dá)到預(yù)期)則引發(fā)低滿意度。公眾的期望包括實(shí)證期望和規(guī)范期望，前者指向政府的環(huán)保績(jī)效水平，后者則指向政府的公共價(jià)值關(guān)懷，兩者共同作用于公眾環(huán)境滿意度。規(guī)范期望屬于更堅(jiān)定的信念范疇，是人們不愿意改變的價(jià)值訴求[34]。學(xué)界關(guān)于期望失驗(yàn)的檢驗(yàn)與應(yīng)用偏重于實(shí)證期望，而規(guī)范期望則較為薄弱。本文立足反腐倡廉與生態(tài)環(huán)境滿意度的應(yīng)用場(chǎng)景，間接檢驗(yàn)了規(guī)范期望生態(tài)環(huán)境對(duì)滿意度的正向影響，即隨著反腐倡廉的深入，代表公眾公共價(jià)值關(guān)懷的規(guī)范性期望得到滿足，進(jìn)而強(qiáng)化了環(huán)?？?jī)效水平對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響力。為此，地方政府在持續(xù)加強(qiáng)環(huán)境污染治理，努力提升環(huán)境保護(hù)績(jī)效和改善環(huán)境質(zhì)量的同時(shí)，應(yīng)該借助反腐倡廉強(qiáng)化政府廉潔奉公、公平公正的公共價(jià)值形象塑造，通過(guò)良好政府形象正向影響公眾對(duì)公共服務(wù)的評(píng)價(jià)[35]，不斷滿足公眾的實(shí)證性和規(guī)范期望，從而強(qiáng)化環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響力。

最后，反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？?jī)效對(duì)公眾政府信任的影響，進(jìn)而間接提升生態(tài)環(huán)境滿意度。這是因?yàn)?，政府與公民之間的關(guān)系是一種契約關(guān)系，而政府工作人員的腐敗問(wèn)題會(huì)破壞這一種契約關(guān)系，從而降低公民對(duì)政府的評(píng)價(jià)[36]。公眾對(duì)政府履行契約和承諾的信任，是政府信任的重要內(nèi)容之一；而反腐倡廉強(qiáng)化作風(fēng)建設(shè)，則為政府誠(chéng)信提供有力保證。因此，隨著反腐倡廉的推進(jìn)，環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任的影響力也得到增強(qiáng)，進(jìn)而強(qiáng)化政府信任對(duì)提升生態(tài)環(huán)境滿意度的作用?？梢?jiàn)，為進(jìn)一步提升生態(tài)環(huán)境滿意度，紀(jì)檢監(jiān)察機(jī)關(guān)應(yīng)該以反腐倡廉為抓手，大力整頓地方政府在環(huán)境保護(hù)“雷聲大、雨點(diǎn)小”和污染治理“高高舉起、輕輕放下”的各種失信作風(fēng)，強(qiáng)化地方政府對(duì)中央環(huán)保政策的執(zhí)行力，解決污染治理的歷史欠賬問(wèn)題，塑造政府的環(huán)保政令言出必行、行必果的良好形象，提高政府在環(huán)境保護(hù)和污染治理的誠(chéng)信度。

總之，本文的研究證實(shí)了反腐倡廉不僅直接正向顯著影響生態(tài)環(huán)境滿意度，還可以通過(guò)符合公眾規(guī)范期望正向強(qiáng)化政府環(huán)?？?jī)效對(duì)生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，以及借助政府誠(chéng)信作風(fēng)建設(shè)正向強(qiáng)化政府環(huán)?？?jī)效對(duì)政府信任的影響，進(jìn)而提高生態(tài)環(huán)境滿意度。但本文只有截面數(shù)據(jù)，缺少面板數(shù)據(jù)來(lái)更清晰呈現(xiàn)變量之間的因果關(guān)系；囿于縣級(jí)政府的環(huán)保客觀數(shù)據(jù)公開(kāi)不足，本文所獲取的均為主觀數(shù)據(jù)，形式較為單一；內(nèi)生性檢驗(yàn)所采用的工具變量也為主觀數(shù)據(jù)，與自變量數(shù)據(jù)具有同質(zhì)的局限性。如果數(shù)據(jù)允許，后續(xù)研究可以收集面板數(shù)據(jù)或?qū)⒅骺陀^數(shù)據(jù)相匹配，采用雙層回歸模型來(lái)更清晰地呈現(xiàn)變量的因果關(guān)系。