腐败治理对民众政治信任的影响分析——一个准自然实验

张要要

（南京警察学院 治安学院，江苏 南京 210023）

一、引言

腐败作为一种社会政治现象，不仅危害着社会公平、正义，还侵蚀政府治理效能，它被视为经济社会发展的最大障碍。党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央从党和国家生死存亡的高度，以重拳反腐为全面从严治党破局，推动全面从严治党向纵深发展。据统计，党的十八大以来,中共中央纪委共立案审查省军级以上党员干部及其他中管干部440 余人，其中厅局级干部8900 余人，县处级干部6.3万人，涉嫌犯罪被移送司法机关处理5.8 万人。反腐败斗争取得压倒性胜利并全面巩固［1］。

党风廉政建设和反腐败工作对中国社会政治生活的各个方面都产生了重大而深远的影响。在这一特殊背景下，来自政治学、社会学和经济学等诸多学科的学者围绕着此次从严反腐的背景、发生机制和社会政治效应展开了广泛讨论。在关注腐败治理效应的文献中，有不少研究检验了反腐败对经济增长［2］65、公司治理优化［3］、企业经营绩效［4］等宏观社会经济层面的效用；也有部分研究从微观个体入手考察了新一轮反腐倡廉工作对居民幸福感［5］、清廉感知［6］和政府绩效评价［7］等社会政治态度的影响。其中腐败惩治对民众政治信任的影响也被一些研究所关注，如有研究考察了反腐败结构偏好和规模偏好对民众政治信任的影响［8］，也有研究注意到“打大老虎”和民众对高层政治人物信任的关系［9］501。相关结论多是指出腐败治理显著提高了民众政治信任。然而，也有一些研究认为反腐败提高了民众腐败感知，进而对政治信任产生了显著负向影响［10］。总体来看，既有的针对特定年份或区域截面数据的研究囿于传统最小二乘法回归估计，难以缓解由样本偏差和遗漏变量带来的内生性问题，并未能提供腐败治理是否可以增进或降低民众政治信任的直接证据，特别是缺少党的十八大前后腐败治理对民众政治信任的政策效应评估。

基于上述考虑，本文使用2012年和2014年中国家庭追踪调查（CFPS）这一全国代表性大样本微观数据，并利用党的十八大后各省份反腐政策执行的效果差异这一外生政策冲击构造准自然实验，运用双重差分模型（Differences-in-Differences，DID）检验腐败治理对民众政治信任的政策效应。同时，本文以居民收入水平作为分组依据，将居民分为高收入群体和低收入群体，考察腐败治理对民众政治信任的群体性差异。精确地评估腐败治理对民众政治信任的影响不仅有助于从学理上理解宏观社会政治经济环境下个体社会政治价值感知的变动逻辑，而且有助于从实务层面切实评估腐败治理的社会效应，为探索以增强民众政治信任为渠道的政权合法性、稳定性建设提供学理参考。

本文的边际贡献可能体现在以下三个方面：第一，与本文关系最为紧密的文献是那些考察民众腐败感知、腐败规模对民众政治信任影响的文献，但既有研究多是基于截面数据的分析，计量模型中的内生性未能得到较好解决，可能会造成研究结果偏误。为了克服这一问题，本文以党的十八大以来各省份的反腐败力度构造准自然实验，采用双重差分模型检验腐败治理对民众政治信任的政策效应，增强了研究结论的因果推断。第二，本文从理论和文献出发，系统梳理了腐败治理作用于政治信任的潜在逻辑链条，并利用准自然实验设计，为已有研究提供了中国情境下的经验证据。第三，本文将经济收入因素置于腐败治理与政治信任的分析路径中，比较了腐败治理对政治信任在不同收入水平下的效果差异，丰富了政治信任组群差异领域的文献。

二、文献回顾与理论分析

（一）文献回顾

政治信任（Trust in Government）是公民与政治系统之间的一种互动，是民众基于理性判断、文化感知和心理预期等对政治体制、公共政策、政府机构及其工作人员行为的信任评价［11］。自20 世纪70年代在美国政治学界兴起以来，国内外学者围绕着政治信任的概念、源起及结果效应展开了大量研究，在寻找政治信任来源和机制的文献中形成了两种代表性的解释路径。一是以理性选择理论为基础的经济学解释，即理性选择路径；二是以社会学和社会心理学为基础的文化理论解释，也即社会文化路径。其中理性选择路径认为，政治信任是民众基于经济学逻辑对政府治理绩效评估的结果，民众是否信任以及信任的程度主要取决于政府绩效产出。如果政府体系运转良善，能够满足民众对政治绩效的期望，那么民众的政治信任将产生并不断增强。与理性选择路径强调政府行为对政治信任的影响不同，社会文化路径的解释则是脱离政治内部体系运作的狭隘视域，将个体的社会化经历、价值观和社会资本等更为宏大的社会文化因素纳入政治信任的生成机制中。社会文化路径的解释强调，政治信任蕴涵于社会系统之中，其来源于公民既定的社会生活经历和文化观念，比如价值观和早期社会化过程对个体政治信任的形塑有重要影响［12］。结合政治实践和理论分析可以看出，无论是政治体系内部的制度绩效还是政治体系外的社会文化因素都会在一定程度上作用于民众的政治信任。

在理性选择与社会文化两条解释路径的支撑下，学界关于政治信任的研究取得了丰硕成果。研究发现，个体特征（包括年龄、性别、政治身份、教育程度和收入水平等）、文化观念（包括普遍信任、威权主义观念等）和社会行为（如正式与非正式参与）等微观层面因素以及国家经济发展水平、政府财政能力和政治绩效（腐败严重性、政府信息的公开透明以及特定政治事件的发生）等宏观社会经济因素都显著影响了民众的政治信任［13］，这为理解政治信任的内在结构、特征提供了重要铺垫。值得注意的是，在政府绩效这个文献中，绝大多数文献强调了政府绩效对民众政治信任的正向作用，即高质量的政府绩效能够显著提升民众政治信任。

那么，腐败治理作为政府绩效中的核心组成部分，是否提高了民众的政治信任？从已有成果来看，相关研究结论尚未达成一致。如果说腐败行为产生的不公正感和质疑情绪对民众政治信任具有腐蚀效应，那么反腐败自然会增进民众政治信任，这是诸多持腐败治理对政治信任有积极影响学者的看法，也即政府反腐败工作能够显著提高民众的政治信任。基于网络平台留言板数据的分析发现，以打“老虎”为代表的强烈反腐显著增强了公众对高层领导人的信任［9］511。

不过，事情还有另外一面。也有一些研究认为，腐败治理并未改善民众的政治信任，甚至还可能会产生负向影响。比如，利用33个国家的数据分析发现，政府反腐对民众的社会信任有积极效应，但对政治信任的影响微弱［14］。对此，一种可能的解释是，现今民众通过网络获取信息已极为普遍，在互联网放大效应的作用下，反腐败信息的频繁曝光冲击民众对官员腐败承受能力的底线，且民众往往仅关注腐败案件而对腐败案件的处置了解相对较少，这会增加民众对政府的不信任程度［15］。

纵观既有文献，学者们普遍认为腐败治理对民众政治信任有影响，但在研究结论上存在较大差异。究其原因，可能有以下两点：第一，多数研究采用OLS 回归估计，无法解决由样本选择偏差和遗漏变量带来的内生性问题，所得出的估计结果可能有偏差。第二，针对某一年份截面数据的分析难以体现出腐败治理对政治信任影响的复杂效应，所以研究结论的解释力不足。而且收集自网络或某一区域的小样本数据也降低了研究结论的外推效度。因此，既有研究未能提供腐败治理对民众政治信任是否具有显著影响或是作用方向的直接证据。此外，既有研究也未能就腐败治理与政治信任的逻辑链条进行系统梳理，对腐败治理与政治信任二者间群体性差异的检验也鲜有涉及。鉴于此，本文利用党的十八大后各省份反腐政策执行的效果差异这一外生政策冲击，构造准自然实验设计，再利用双重差分模型来评估腐败治理对政治信任的政策效应，增强研究结论的因果推断效力，以期对现有腐败治理和政治信任领域的文献进行有益的补充和完善。

（二）理论分析与研究假说

通过对已有理论与文献的梳理，本文认为腐败治理可能通过以下四种渠道影响到民众的政治信任。

首先，腐败治理通过影响经济增长，进而影响民众政治信任。在制度经济学家看来，制度是推动经济增长的内驱动力，良善、有序的政府运转机制是推动经济增长的重要制度。腐败治理是政府制度的基础性维度，从腐败治理视角来认识政府行为对经济发展的作用具有特殊价值。基于理论模型与实证检验的大量研究，反腐工作对经济增长有显著的正向效应。通过持续性反腐可以降低不良经营者的寻租收益，提高国内外投资者的信心，从而促进经济的稳步增长［2］68。特别是有研究证实，党的十八大以来的重拳反腐不仅没有影响经济增长，反而有利于长期的经济社会稳定发展［16］。另一方面，无论是基于主观感知还是客观衡量的经济绩效都是解释我国民众政治信任的重要来源［17］。由此，依据现有文献积累，本文认为腐败治理通过经济增长再影响到民众政治信任的渠道可能是成立的。

其次，腐败治理通过缩小收入分配差距，促进社会正义和公平，进而增加民众政治信任。来自拉美地区的经验证据表明，政府腐败使得政府税收和财政的支出结构发生扭曲，并造成优势阶层地位固化，社会阶层维持在低水平流动，从而扩大地区收入分配结果的不平等［18］。加强腐败治理则可以缩小民众收入分配过程和结果上的差距，缓解因政府腐败衍生而来的居民社会福利相对剥夺感过高的问题，进而再有效改善民众对政府的信任程度。此外，腐败治理可以增强政治、行政体系运作的公开透明度，强化对民众人身财产权利的有效保护，营造社会正义公平的环境，最终增强民众的政治信任。

再次，腐败治理通过满足民众对反腐败的期许，影响民众政治信任。当腐败问题在社会变得愈发严重之时，它会降低居民对政府的信任水平。但与此同时，民众也会对政府的反腐败行为抱有更大期许。如果此时的政府决心加强反腐工作，有效提升腐败治理绩效，则可以满足民众对反腐败斗争的诉求和期望，在心理感知上便可以获得更大的满足感以及对政府反腐倡廉工作的认可度，进而有助于增强民众的政治信任。

最后，腐败治理通过影响财政支出行为及效率，进而增强民众政治信任。政府财政支出领域中的腐败机会和风险存在显著差异。比如有证据就显示，与基础教育和公共卫生等社会性公共服务项目相比，腐败对基础设施投资规模扩张有显著的正向作用［19］。因为在基础设施和城市建设上的投资活动更可能给潜在的竞标人创造“寻租”空间和腐败机会。另一方面，也有研究表明，财政支出行为及结构可以对民众政治信任产生显著影响。通过将财政支出区分为再分配支出和发展性支出进行考察，游宇和张光（2015）的研究发现，加强地方财政的再分配支出能够有效增强民众的政治信任，而发展性支出对公共政治信任则呈现为削弱效应［20］。于是据此逻辑链条便可以认为，透过腐败治理可以优化公共服务领域的财政支出效率，保障公共服务供给的品质，增强民众的政治信任。

基于上述理论分析可以发现，腐败治理可能通过多种渠道影响民众政治信任。同时，在中国情境下，部分作用渠道也已得到初步支持。于是提出本文的第一个假说。

假说1：腐败治理能够有效提高民众政治信任。

收入是理解民众社会政治态度的关键因素，不同收入水平居民的政治价值感知存在显著差异。腐败治理对民众政治信任的影响也可能会受到居民收入水平的影响而产生明显差异。

首先，需求层次理论指出，不同收入群体需求存在明显不同。对低收入群体而言，更多需要经济收入、公共服务供给等物质性利益，这是低收入者建构价值观念和行动实践的内驱动力。与之不同，高收入者的物质性需求相对较低，对某些抽象的价值理念则有着更多的关注和追求。有研究就发现，不同收入群体对政府行为的评判标准明显不同，低收入群体在意的是政府发展所带来的经济绩效、公共服务质量等现实需要的满足与否，而高收入群体则是在意各种政府行为背后所折射出的制度程序或价值理念［21］596。反腐败对促进经济增长、缩小社会不平等的作用已被较多研究所证实［2］67。基于边际效应递减的规律，腐败治理产生的社会经济效应有助于增加居民收入，满足低收入群体的物质性需求，但对已经处于优势地位的高收入群体的增进效用则较低，故而腐败治理对民众政治信任的作用可能更多地体现在低收入群体中。

其次，在物质资源分配中处于劣势地位的低收入群体倾向于把收入水平较低归咎于政府腐败，他们认为经济资源被集中到既得利益群体中，难以享受公平的社会资源分配。如果政府加强腐败治理工作，则可以满足民众对反腐败斗争的期望，在心理感知上也可能获得更大的满足感以及对政府反腐倡廉工作的认可，进而衍生出更多的政治信任。依循于此，可以认为与低收入群体不同，高收入群体已经拥有较好的资源分配条件和结果，对政府腐败治理的需求相对较弱，因而在高收入群体中，政府的腐败治理工作对政治信任的影响可能微乎其微。基于上述两种逻辑，提出本文的第二个假说。

假说2：腐败治理对民众政治信任的影响存在群体差异性，即相较于高收入群体，腐败治理对提高低收入群体政治信任的效应更大。

三、研究设计

（一）数据来源

本文所使用的微观数据来自于由北京大学中国社会科学调查中心实施的2012年和2014年两期中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）数据，并在此基础上构建了平衡面板数据库。CFPS2012和CFPS2014基线调查根据三阶段不等概率的整群抽样设计共同覆盖了全国28 个省级行政单位，样本地区代表了全国95%的总人口，具有数据代表性、普适性较强和质量高的特点，获得了学界的广泛使用。之所以选择CFPS2012和CFPS2014数据，一方面是因该调查内容涵盖受访者的人口统计学特征、家庭经济状况和政府态度等诸多内容，均询问了受访者对政治信任的评价；另一方面是两期调查恰好处于十八届中央第一轮巡视前后，符合准自然实验设计对政策期限的要求，较好地满足本文研究主题的需要。CFPS2012和CFPS2014原始数据中分别有35719 和37147 个受访者信息，在进行数据合并以及剔除关键变量缺失的样本后，得到用于本文分析的观测值共有46620个。

（二）估计策略

党的十八大后发起的新一轮从严反腐中，各省级行政单位的反腐力度存在着明显差异，这可以被视为理想的准自然实验，用以检验反腐这一外生政策的社会政治效应。为此，本文通过双重差分模型设计，估计腐败治理对民众政治信任的处理效应。双重差分模型也被称为倍差法，是计量经济学的一种重要方法，近年来被广泛应用于各类政策评估的经验研究之中。其核心逻辑是通过对政策实施前后实验组和控制组之间的差异比较，构造出反映政策效果的双重差分统计量。在本文中，由于反腐败政策是外生的，可以在较大程度上说明样本是随机地分配到上述实验组和控制组之中的，因此便可以解决不随时间变化的选择性偏差问题，同时多期面板数据也可以缓解由遗漏变量带来的内生性问题，故而利用双重差分模型进行评估具有显著优势，能够有效提升研究结论的因果推断。

应用双重差分模型需要甄别出实验组与控制组样本，从而为估计两组样本在政策实施前后的变化量提供基础。党的十八大以来的反腐败斗争在各省份的力度差异使得实验组和控制组的区分成为可能。参照既有研究的构建思路，本文在网络上系统搜集了2012年11月14日到2015年5月1日之间各省级纪检监察机关和检察院公布的18360 条公职人员贪污、贿赂、渎职的案件信息①这一数据为作者依据网络搜集，自行整理而来。之所以将时间截止日设定为2015年5月1日，是因为CFPS2014的面访样本虽于2014年11月结束，但电话追访和异地追踪的样本调查一直持续到2015年5月才最终结束。，并以此计算了各省的平均值（约为656条），将其作为全国平均反腐力度的测度。本文将14个高于这一平均值的省份设定为实验组，编码为1，表示样本省份的反腐败斗争力度更大，而将低于平均值的省份设定为控制组，编码为0。此外，DID 模型还需设定政策实施的前期和后期，以党的十八大为关键节点，本文将CFPS2014年数据编码为1，把2012年11月14日之前受访的CFPS2012年数据编码为0。综上，本文根据DID 模型思想，设定如下回归决定方程评估腐败治理对民众政治信任的影响，方程的表达式为：

在式（1）中，i 和t 分别代表省份和时期，Poltrustit是i 省个体在t 时期的政治信任水平。Treated（实验组）为虚拟变量，如 果省份i 在样本区间内受到反腐败政策更大的影响则取值为1，否则为0，β1是其对应的系数。Time（政策期）为虚拟变量，CFPS2014数据取值为1，2012年11月14日之前的CFPS 数据为0，β2是其对应的系数，代表控制组个体政治信任在政策效应前后的变化量。Treatedi*Timet为两个虚拟变量的交互项，其对应系数为β3，指示着腐败治理的政策效应，也就是本文关注的核心倍差项（实验组* 政策期）。如果β3＞0，则说明腐败治理有助于增强特定省份民众的政治信任，反之则表示腐败治理对民众政治信任产生了抑制效应。γit是一组随时间变动，并可能会影响个体政治信任的控制变量。εit为随机误差项。

（三）变量的定义

政治信任是一个多维度概念，包含政府信任、制度信任、干部信任和政策信任等多方面内容。本文将从政府信任和干部信任两个方面衡量民众的政治信任，这也是既有研究测量政治信任的常见做法。CFPS2012和CFPS2014均询问了受访者对地方政府的评价，题目是“对本县市政府的评价”，回答的选项分别有，1表示“有很大成绩”，2表示“有一定成绩”，3表示“没有多大成绩”，4表示“没有成绩”，5表示“比之前更糟了”。为便于理解，本文进行了反向编码，即受访者回答的分值越高，表示对政府评价越好。对干部信任的测量是根据“您对干部的信任程度如何”这一题目来进行的，回答的选项赋予分值0～10，分别表示“非常不信任”到“非常信任”，分值越大，代表受访者对干部的信任程度越高。

此外，为使研究结果更为可靠，本文在稳健性检验部分再将政府信任和干部信任分别处理为二分类变量。在政府信任的测量中，将回答大于等于3的样本编码为1，代表高政府信任；否则编码为0，表示低政府信任。类似地，把对干部信任回答大于等于5的样本编码为1，代表高干部信任；否则编码为0，表示低干部信任。

基于已有研究成果，本文还选择了一些控制变量，包括：年龄（受访者在2012年和2014年受访时的周岁）、性别（男=1，女=0）、户籍状态（农村=1，城市=0）、教育程度（教育阶段，1～8）、婚姻状态（已婚=1，未婚=0）、政治面貌（中共党员=1，非中共党员=0）、工作情况（有工作=1，无工作=0）、家庭社会经济地位（1～5，分别代表“很低”到“很高”）和个人收入水平（取自然对数，若为0，则加1后再取自然对数）等个体特征变量。此外，本文还控制住个体的心理及行为变量，体现为主要个体的社会信任（信任=1，不信任=0）和政府不公正经历遭遇，包括“受到政府干部不公”“与政府干部发生冲突”和“到政府办事时受到不合理的拖延、推诿”三道题，回答选项有，1代表“亲身经历过”，2代表“见到过此类事情，但没有亲身经历过”，3代表“没有见到过类似事情”。数据处理时，利用主成分因子分析（Principal Component Factors），并采用最大差分方法（Orthogonal Varimax）进行旋转后得到一个公因子，表示受访者的政府不公正遭遇。变量的描述性统计结果报告见表1。结果表明，实验组中的样本受访者对政府信任和干部信任的评价分别为0.61和0.50，而控制组的这一数值分别为0.59 和0.47，意味着相比于控制组，腐败治理力度更大的省份民众的政治信任更高。

表1 描述性统计结果

四、实证分析

（一）基准回归结果

本文所考察的政府信任和干部信任属于有序离散变量，一般情况是利用有序概率模型进行检验，但在计量经济学中，如果可以保证回归模型设定的准确性，传统最小二乘估计法可以实现与有序概率模型类似的估计效力，显著性和参数的估计方向也趋于一致。故本文借鉴已有研究的做法，采用线性OLS 回归进行基准模型检验。

表2显示了腐败治理对民众政治信任的平均处理效应，其中列（1）～（3）为被解释变量政府信任的估计结果，列（4）～（6）为被解释变量干部信任的估计结果。列（1）仅纳入政策效应，列（2）和（3）再依次纳入省级固定效应和个体层面控制变量，估计结果表明代表政策效应的倍差项（实验组* 政策期）对政府信任的影响始终显著为正。这意味着在实验组所指示的涉及官员的立案次数高于全国平均水平的省份中，民众的政府信任获得显著提升。在考虑了省份固定效应以及个体差异的影响后，模型的拟合优度明显增加，说明模型的整体解释力更强。同理，在列（4）～（6）中，先纳入代表政策效应的倍差项（实验组* 政策期），再依次纳入省级固定效应和个体层面的控制变量，倍差项（实验组*政策期）对干部信任的影响也是显著为正，说明反腐败政策在实验组中显著提高了民众的干部信任。列（4）～（6）的R2也由0.005增加至0.119，模型的整体解释力得到显著提高。综上所述，腐败治理对民众的政治信任存在显著正向影响，在反腐败强度高于全国平均水平的省份中，民众政治信任的提升显著大于其他省份，因此本文的研究假说1得以证实。

表2 腐败治理对民众政治信任的平均处理效应

在控制变量方面，估计结果与现有文献的结论基本一致。相比于女性，男性对干部信任明显更低。年龄在1%统计水平上对政府信任和干部信任有显著正向影响，这可能与年龄增长带来的个体社会政治经历丰富有关。与城市居民相比，农村居民的干部信任感明显更高。教育程度对政府信任和干部信任均在1%统计水平上有显著影响，但系数方向相反，教育程度对政府信任有显著正向作用，这可能是由于教育增加了个体对政府运作过程的认识，更倾向于对总体政府保持较高信心。与之不同，在教育启蒙主义效应下，个体与政府工作人员的接触、互动更可能从一种批判视角出发，对具体层面的政府工作进行评价，而这种不满可能会聚焦于对干部的信任评价，故而受教育程度会对干部信任产生负面作用。与已婚民众相比，未婚民众的政府信任和干部信任明显更高。党员身份在1%统计水平上对政府信任和干部信任有显著正向影响，可能是多数党员对政府运作实践有着更为清晰的认知，往往也有着更多的信心。与没有工作的人相比，拥有工作个体的政府信任和干部信任明显更高。家庭社会经济地位对政府信任和干部信任在1%统计水平上有显著正向影响。收入水平在1%统计水平上对干部信任有显著负向影响，收入水平越高越倾向于不信任政府干部。社会信任和政府不公正经历遭遇均在1%统计水平上有显著正向作用，个体的社会信任感越强以及与政府打交道过程中的不公正经历遭遇越少，越可能保持对政府及其干部的信任。

（二）稳健性检验

1.政策的平行趋势检验。本文通过政策实施前后实验组和控制组省份的统计特征来检验本研究中双重差分设计的平行趋势是否成立。表3的平行趋势检验结果表明，在被解释变量政府信任上，显著的统计差异出现在政策后期。虽然干部信任在政策前期已经比较显著，但是经过进一步对比分析发现，政策后期的实验组干部信任受到较大影响，但对控制组的影响却相对较小。由此，上述检验结果能够在一定程度上表明本文样本的平行趋势假定得到满足，即可以认为对普通民众而言，党的十八大后的反腐败政策在各省份间的执行差异形成了一种外生的政策冲击，这为本文使用双重差分模型评估腐败治理对民众政治信任的影响提供了重要支持。

表3 政策的平行趋势检验

2.替换被解释变量。为使基准模型回归结果更为可靠，本文通过替换被解释变量进行稳健性检验。根据前文所述，在这里将有序变量政府信任和干部信任重新编码为虚拟变量，再应用DID 模型进行检验，结果见表4所示。在政府信任方面，列（1）仅纳入政策效应，列（2）和（3）再依次纳入省级固定效应和个体控制变量，结果表明，倍差项（实验组* 政策期）始终在5%统计水平显著正向作用于民众政府信任，模型拟合效果也更好。类似地，列（4）仅考虑政策效应对干部信任的影响，列（5）和（6）再依次纳入省级固定效应和个体控制变量。结果显示，倍差项（实验组*政策期）始终在1%统计水平对干部信任有显著正向作用。通过替换被解释变量的稳健结果表明，前文基准模型检验的结论依然成立。

表4 腐败治理与政治信任：二分类变量的估计结果

3.安慰剂检验。为排除其他不可观测因素对本文研究结论的干扰，即党的十八大之后其他政策或不可观测的随机因素作用。本文借鉴Abadie 和Gardeazabal（2003）的经典做法［22］，通过构造反事实事件的方法进行安慰剂检验来验证基准结果的稳健性。此处安慰剂检验的核心思想是若其他不可观测的随机因素对被解释变量造成的影响与实际的政策实施效应不相关，那么借助于安慰剂所构造的反事实事件便自然不会对被解释变量产生任何影响；反之，若反事实事件对被解释变量的显著影响仍旧存在，便说明有其他不可观测的随机因素对被解释变量产生了影响。为此，本文从样本中随机抽取实验组，以随机性的外生冲击方式进行安慰剂检验。具体来说，本文从28 个样本省份中随机抽取10 个省份作为“虚假”的实验组，剩余其他省份则归入“虚假”的控制组中。利用这一方式构造分组，可以保证实验组中的样本是随机生成的，因此安慰剂检验中“虚假”分组的虚拟变量与政策前后期时间虚拟变量的交互项在理论上便不会对模型的被解释变量产生显著作用，即在没有显著遗漏变量偏差的情况下，安慰剂检验中处理变量的回归系数不会显著异于0。同时，考虑到其他小概率事件可能造成的干扰，也为提高检验的识别能力，本文将随机的冲击过程重复进行500 次模拟回归。图1显示了被解释变量政府信任和干部信任的模拟回归结果。结果发现，估计系数都在0 附近，近似于正态分布。由此，本文可以有信心推断“虚假”实验组对政治信任不具备显著影响，验证了不可观测的随机因素几乎不会对本文的估计结果产生影响，进而保证基准结果的可靠性。

图1 安慰剂检验结果

（三）腐败治理对民众政治信任影响的群体差异分析

为验证研究假说2，即腐败治理对民众政治信任的影响与居民收入水平相关。本文围绕居民收入水平这一核心因素，采用主客观测量法两种策略对样本进行分群，再利用DID 模型估计腐败治理对民众政治信任的政策效应，结果见表5所示。首先，根据被访者收入水平进行客观测量，将其分为高收入组和低收入组两个等量子样本。结果显示，腐败治理显著提高了低收入群体的政府信任和干部信任，对高收入群体的政府信任和干部信任影响并不显著。其次，利用受访者对社会贫富差距的主观感知，将样本划分为高贫富差距感知组和低贫富差距感知组两个子样本①CFPS2012和CFPS2014数据询问了受访者对“中国贫富差距严重程度”的评价，回答选项赋值0～10 代表“不严重”到“非常严重”。本文的区分策略是将回答5及以上的样本归为高贫富差距感知组，反之则归为低贫富差距感知组。。结果显示，腐败治理显著提升高贫富差距感知居民的政府信任和干部信任，但对低贫富差距感知居民的政府信任和干部信任的影响并不显著，由此本文的研究假说2得到验证。

表5 腐败治理对政府信任的影响：分群估计的结果

上述结果表明，腐败治理对民众的政治信任影响确实存在群体性差异，在反腐力度高于全国平均水平的省份，低收入群体的政治信任获得了显著提升。Helliwell 和Huang（2008）基于跨国数据发现，政府质量对不同发展程度国家民众生活满意度的影响存在显著差异，在发展中国家的样本组中，政府治理对民众生活满意度有显著正向影响，但在发达国家样本组这一影响便不存在［21］610。类似地，基于中国综合社会调查（CGSS）数据的实证检验也发现，政府治理对公众幸福感的影响仅在低收入群体中显著［23］。究其实质，本文的组群差异结论与Helliwell 和 Huang（2008）以 及 陈 刚 和 李 树（2012）的研究具有较高的一致性，均强调了收入因素在其中发挥的边际递减效应。无论是本文所关注的腐败治理还是更为广泛的政府质量所带来的社会经济效应都偏重于物质性，这可以较好地满足低收入群体的需求，但难以契合高收入群体的非物质性需要。来自国外的经验证据表明，对发达富裕国家民众而言，更多需要的是对人身和财产的保障以及满足合法有序的公共参与渠道等非物质性需求［24］。因此，这意味着增加高收入群体的政治信任，还需要依靠政治、行政体制改革，从而满足高收入群体对政治参与、政府信息公开等抽象的非物质性需求。

五、结论与启示

党廉则政清，政清则国兴。党的十八大以来，以习近平同志为核心的党中央重拳反腐，将全面从严治党摆在治国理政的突出位置，反腐败斗争取得压倒性胜利并全面巩固。腐败治理不仅对构建权力运行的法治秩序，优化社会资源配置，缓解社会财富悬殊和阶层分化等具有特殊意义，也在微观层面对民众的社会政治价值感知产生了不可忽视的影响。

本文基于CFPS2012和CFPS2014两期平衡面板数据，以党的十八大以来各省份反腐力度差异这一政策外生冲击，构造准自然实验设计，系统评估了腐败治理对民众政治信任的影响。基于双重差分模型的因果识别策略，研究发现：第一，腐败治理能够显著增强民众的政治信任，在反腐败力度高于全国平均水平的省份，民众政治信任在政策实施后得到显著增强，且增加幅度高于其他省份。第二，分群样本检验发现，腐败治理显著增强了低收入群体的政治信任，但对高收入群体政治信任的影响并不显著。

反腐败斗争绩效可能是影响中国民众政治信任的主要来源之一。因此，各级政府必须高度重视反腐倡廉工作，坚定不移推进反腐败斗争。首先，在制度建设上，构建不敢腐的惩戒机制、不能腐的防范机制、不易腐的保障机制。其次，通过反腐败斗争能够显著增强低收入群体的政治信任，但在高收入群体中这一作用却是十分微弱的，这意味着腐败治理可能缩小低收入群体和高收入群体的政治信任差异，使得民众的社会政治态度更为集中。最后，增强高收入群体的政治信任可能还需要通过持续深化政治、行政体制改革，建立健全权力运行制约和监督体系，保障公民合法权利来完成。在民主化、法治化的社会环境中，提高政府信息的透明度，为民众政治参与搭建渠道，从而满足高收入群体的非物质性需求，最终提升高收入群体的政治信任。