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，黨中央推行全面從嚴(yán)治黨、強化反腐倡廉，營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。保護生態(tài)環(huán)境，建設(shè)美麗中國，鑄造生態(tài)文明是黨中央在新時代的重大戰(zhàn)略部署。但是，目前我國生態(tài)環(huán)境保護任務(wù)依然艱巨，政府的環(huán)境保護和污染治理工作績效以及公眾對生態(tài)環(huán)境的滿意度仍然有待強化。在生態(tài)環(huán)境保護領(lǐng)域推進反腐倡廉，為建設(shè)生態(tài)文明保駕護航，確保我國的天更藍、水更清，是提升環(huán)境保護工作績效和公眾對生態(tài)環(huán)境滿意度的重要抓手。

早在2011年，時任環(huán)境保護部部長周生賢在中央紀(jì)委對環(huán)境保護部懲防體系建設(shè)工作檢查動員匯報會上就指出，要把反腐倡廉建設(shè)融入環(huán)境保護事業(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、同檢查，以反腐倡廉建設(shè)的實際成效維護人民群眾環(huán)境權(quán)益。近年來，反腐行動持續(xù)深入生態(tài)環(huán)保系統(tǒng)，執(zhí)法部門重拳打擊環(huán)保腐敗行為。例如，曾任環(huán)境保護部副部長的張力軍因受賄獲刑，被稱為黨的十八大以來環(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、弘揚廉潔的作用，也有助于提高政府的工作績效和公眾對政府工作的滿意度。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值取向和根本標(biāo)準(zhǔn)，群眾意見是一把最好的尺子”[1]。因此，揭示反腐倡廉對提高生態(tài)環(huán)境公眾滿意度(以下簡稱生態(tài)環(huán)境滿意度)的作用及其機理，對于更好發(fā)揮反腐倡廉在提升生態(tài)環(huán)境滿意度中的作用，無疑具有重要研究意義。

二、文獻綜述與問題提出

從文獻回顧發(fā)現(xiàn)，對反腐倡廉的社會影響的研究主要集中在公眾對政府的信任度和滿意度兩個議題，對生態(tài)環(huán)境滿意度的影響因素研究則從個人、政府環(huán)?？冃Ъ捌浣Y(jié)合和輿論維度展開論述。

首先，反腐倡廉對政府信任的影響。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。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公眾對政府的信任[2]；腐敗感知與我國公眾的政治信任呈顯著負相關(guān)[3]。因此，強化反腐倡廉力度可以有效提升公眾對政府的信任。研究發(fā)現(xiàn)，公眾對政府反腐敗力度的感知將顯著提高政治信任[4]，黨的十八大以來從嚴(yán)反腐顯著提升了中國公眾的政治信心[5]。這是因為，反腐敗可以通過提高公眾對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政府公信力的提高[7]。對韓國、蒙古、泰國和菲律賓四個國家的案例研究也發(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。即反腐敗對政府信任的影響是未知的，并具有時間滯后效應(yīng)[9]；而當(dāng)反腐敗揭露了大量政府腐敗細節(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]，并對政治信任產(chǎn)生負面影響[11]?？梢?，反腐敗對公眾政府信任的影響仍存在爭議，有待深入研究。

其次，反腐倡廉對政府滿意度的影響?？偟膩碚f，官員腐敗將帶來公眾對政府滿意度的下滑，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公共服務(wù)的總體滿意度[13]。如黨的十八大以來的從嚴(yán)反腐態(tài)勢對公眾滿意度產(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)在機理，反腐敗不僅可以直接提高公眾對政府的滿意度，還能通過幸福感間接提升公眾滿意度[16]；反腐倡廉增強了公眾對政府的清廉感知，使其更相信政府的公共價值承諾與履行，進而提高其對政府的滿意度[17]。綜合來看，國內(nèi)外的研究結(jié)果顯示，反腐倡廉可以有效提升公眾對政府工作的滿意度。

最后，生態(tài)環(huán)境滿意度的影響因素研究。一是個人因素。公眾的社會公平和社會信任感知及其環(huán)保行為正向影響其對政府環(huán)保工作的滿意度，而其環(huán)保知識則負向影響環(huán)保滿意度[18]；公眾的環(huán)境滿意度與其環(huán)境負責(zé)行為之間呈正相關(guān)關(guān)系[19]。二是政府環(huán)?？冃б蛩亍ｏ嬘盟|(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環(huán)境治理工作效能的顯著正向影響[21]。三是公眾個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]，無論是環(huán)保問責(zé)力度還是環(huán)境治理法治化水平都對環(huán)境治理滿意度具有顯著正向影響，公眾參與過程和結(jié)果的有效性也會顯著提升環(huán)境治理滿意度[23]。四是新聞媒體的影響。傳統(tǒng)媒介(報紙、雜志、廣播、電視)使用與公眾對政府環(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)使用的影響則相反[24]。

可見，學(xué)界關(guān)于反腐倡廉對公眾政府信任的影響尚存在爭議，兩者的關(guān)系有待進一步確認；而普遍認為反腐倡廉可以提升公眾對政府的滿意度，但其內(nèi)在機理有待進一步揭示。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某個具體政府工作領(lǐng)域的公眾滿意度的影響，宏觀結(jié)論對具體領(lǐng)域的適用性也有待檢驗。因此，這就為本文預(yù)留了研究問題：反腐倡廉如何提升公眾對生態(tài)環(huán)境的滿意度？對這一問題的研究，不僅在理論層面可以檢驗現(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)境滿意度的邏輯機理，以更好地發(fā)揮反腐倡廉對提升生態(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)

文獻回顧發(fā)現(xiàn)，反腐倡廉可以通過增強公職人員的工作規(guī)范性、效率性、回應(yīng)性和公平性，來提升公眾對政府的滿意度。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)保工作績效，進而提升公眾對當(dāng)?shù)卣h(huán)境治理工作的滿意度。同時，當(dāng)政府強化反腐并樹立清正廉潔的形象時，公眾將更關(guān)注政府在環(huán)境治理過程中的態(tài)度和價值取向而非短期結(jié)果，其對政府的環(huán)境治理工作也將形成更高的滿意度。基于此，提出假設(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)期望失驗理論，公眾滿意度是實際績效與心理期望的差值(失驗)。而心理期望分為實證期望和規(guī)范期望，前者指向公眾對政府實際表現(xiàn)將是如何的預(yù)期，后者則是指公眾對于政府表現(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，代表著公民的價值愿望和需求，對滿意度的影響更大。規(guī)范期望的內(nèi)涵反映了利益相關(guān)者對“什么是可取或有價值”的認知[27]，實質(zhì)上是對政府廉潔、公開等公共價值的訴求，因而具有更強的穩(wěn)定性?？梢?，強化反腐倡廉可以滿足公眾的規(guī)范期望，從而提升期望失驗水平進而提高公眾滿意度。因此，在反腐倡廉的影響下，政府的環(huán)?？冃由羁痰赜绊懝姷纳鷳B(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)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的影響，即在同等的環(huán)?？冃较拢绞菑娀锤牡貐^(qū)，其生態(tài)環(huán)境滿意度越高。

良好的公共服務(wù)有助于增強公眾對政府的信任，較高的政府績效也是政治合法性和政府信任的重要來源。研究發(fā)現(xiàn)，政府績效水平直接影響公眾對政府的信任[28]。政府績效水平通過展示政府能力和履行公共服務(wù)承諾來贏得公眾的信任，而加強政府作風(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信踐諾的形象來強化政府環(huán)保績效對政府信任的正向影響。同時，公眾對政府信任、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]。針對上海市的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府信任對城市公眾環(huán)境滿意度具有顯著正向影響[30]。因此，提高政府環(huán)?？冃?，能夠通過增強政府信任來提升生態(tài)環(huán)境滿意度?；诖耍岢黾僭O(shè)：

H3：反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？冃φ湃蔚挠绊懀湃卧诃h(huán)?？冃д蝻@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)來源

本文基于中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所發(fā)布的2017年中國社會狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，簡稱CSS)數(shù)據(jù)。這是一項全國的大型連續(xù)性抽樣調(diào)查項目。調(diào)查采用概率抽樣的入戶訪問方式，覆蓋了全國31個省、自治區(qū)、直轄市，每次調(diào)查訪問7 000到10 000個家庭，萬余名年滿18周歲及以上的城鄉(xiāng)居民。在樣本篩選的過程中，本文刪除了研究變量所對應(yīng)題項回答“不知道”“不清楚”“不好說”和“不適用”等樣本，最終得到有效樣本4 964份。

(三)變量及測量

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)查問卷中公眾對生態(tài)環(huán)境狀況的滿意度評價。滿意度采用10點計分，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)?？冃АｊP(guān)于反腐倡廉和政府環(huán)保工作績效的測量，存在客觀測量和主觀測量兩種方式：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)，后者則對公眾對反腐倡廉和政府環(huán)保工作表現(xiàn)進行主觀評價。前者側(cè)重反映政府“做了什么”(產(chǎn)出)，后者側(cè)重公眾認為政府“做得怎么樣”(效果)。為凸顯公眾導(dǎo)向，本文采用主觀評價數(shù)據(jù)來測量反腐倡廉和政府環(huán)?？冃?。數(shù)據(jù)選取問卷中公眾對反腐倡廉和政府環(huán)保工作表現(xiàn)的評價，1分代表“很不好”，4分代表“很好”，數(shù)值越高代表受訪者認為反腐倡廉和政府環(huán)?？冃г胶谩Ｍ瑫r，反腐倡廉也作為調(diào)節(jié)變量，間接影響政府環(huán)?？冃c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)保績效通過政府信任對生態(tài)環(huán)境滿意度產(chǎn)生一定影響。以調(diào)查問卷中公眾對黨政干部、區(qū)縣政府、鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的信任程度來測量政府信任，采用4點計分，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，本文通過因子分析測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，本文選取個人的性別、收入、年齡、學(xué)歷、網(wǎng)絡(luò)使用、社會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“平時上網(wǎng)”賦值1，“不上網(wǎng)”賦值0；社會公平感是公眾對社會公平狀況的總體評價，采用從“1”(非常不公平)到“4”(非常公平)的四級李克特量表；政府回應(yīng)則是公眾對政府“有服務(wù)意識，能及時回應(yīng)百姓的訴求”的評價，采用從“1”(很不好)到“4”(很好)的四級李克特量表。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計結(jié)果

表1報告了各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最大值和最小值。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，公眾對生態(tài)環(huán)境的滿意度均值為6.25分(10分制)，對政府環(huán)?？冃Ш头锤脑u價均值分別為2.70分和2.62分(均為4分制)?？梢?，公眾對政府環(huán)?？冃Ш头锤约吧鷳B(tài)環(huán)境滿意度均處于“一般”向“比較好”過渡的狀態(tài)。

表1 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

在公眾對生態(tài)環(huán)境滿意度的評分中，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到六成，這說明多數(shù)公眾對生態(tài)環(huán)境持正面評價。

在公眾對地方政府環(huán)保績效的評價中，等級為“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，評價“比較好”的被訪者占比最高，63.3%的被訪者對政府環(huán)?？冃С终嬖u價，這表明地方政府環(huán)保工作得到了多數(shù)公眾的肯定。

在公眾對地方政府反腐倡廉的評價中，等級為“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，評價“比較好”的被訪者比例最高，有6成的被訪者對政府反腐倡廉持正面評價，這表明該項工作也得到了多數(shù)公眾的肯定。

關(guān)于政府信任的測量，本文采用因子分析的方法進行求值。在對政府信任進行因子分析前，首先，對測量政府信任的3個指標(biāo)變量進行先行檢驗。Bartlett’s檢驗p值為 0.000，說明各指標(biāo)之間是顯著相關(guān)的。KMO檢驗值為0.7，Cronbach’sα信度檢驗系數(shù)為 0.86，均在可以接受的范圍內(nèi)，說明可以使用這3個指標(biāo)變量進行因子分析。其次，此處使用探索性因子分析來確定這3個指標(biāo)所能測量出的因子個數(shù)。運用主軸因子法(pf)、迭代主軸因子法(ipf)得到的3個因子中，都只有因子1的特征值大于 1(分別為1.95、2.07)，可以保留，說明這3個指標(biāo)變量確實只能測度出唯一的一個公因子——政府信任。然后，再對因子模型進行驗證性分析，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)都說明了所構(gòu)建的模型擬合度較好。同時，3個指標(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)。上述驗證性因子分析的檢驗結(jié)果都證明，政府信任測量模型可以用于后續(xù)的測量和實證研究。最后，根據(jù)模型的因子載荷系數(shù)計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)，政府信任因子值達到取值范圍最大值的60%。

受訪者的人口與經(jīng)濟特征如表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2萬元以下的比例最高，為60.3%；其次是在2～5萬元的區(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%。

在公眾對社會公平的評價中，社會公平感均值為2.75分(4分制)。其中，認為社會“比較公平”的比例最高，達到62.8%，這反映公眾認為社會總體上為比較公平。

在公眾對政府回應(yīng)性的評價中，被訪者對地方政府“有服務(wù)意識，能及時回應(yīng)百姓的訴求”的評分均值為2.59分(4分制)。其中，等級為“很好”“比較好”“不太好”“很不好”的比例是11.8%、45.7%、32.2%和10.3%。可見，接近一半的被訪者(42.5%)對政府回應(yīng)性持負面評價，政府對公眾訴求的回應(yīng)性有待提高。

(二)共同方法偏差檢驗

由于本文所有變量數(shù)據(jù)均通過CSS2017的調(diào)查問卷獲得，所以可能會產(chǎn)生共同方法偏差問題。因此，本文利用Harman的單因素檢驗方法對樣本數(shù)據(jù)進行未旋轉(zhuǎn)因子分析。結(jié)果共提取了4個特征值大于1的因子，累計能解釋63.73%的方差，其中第一個因子解釋力度為23.25%，小于40%，說明樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

(三)回歸模型結(jié)果

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

首先，以反腐倡廉為自變量，以公眾對生態(tài)環(huán)境的滿意度為因變量，建立回歸模型，采用OLS法進行檢驗。結(jié)果如表3模型(1)所示，在控制了公眾個人特征、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得到驗證。

表3 反腐倡廉的影響和政府信任中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

其次，檢驗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行檢驗，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)?？冃д蝻@著影響生態(tài)環(huán)境滿意度(β=0.396，p<0.001),即環(huán)?？冃г礁撸妼ι鷳B(tài)環(huán)境的滿意度也會越高。第二，模型(4)結(jié)果顯示，政府環(huán)?？冃姷恼湃尉哂姓蝾A(yù)測作用(β=0.300，p<0.001)。即政府環(huán)?？冃г胶?，公眾對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)?？冃У幕貧w系數(shù)同樣顯著 (β=0.343，p<0.001)，且小于模型(2)中的環(huán)保績效回歸系數(shù) (β=0.396)，意味著政府環(huán)保績效對公眾生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，部分地通過影響公眾對政府的信任而實現(xiàn)。

近年來，由于Sobel檢驗法和Bootstrap檢驗法的檢驗效力更高、結(jié)果更準(zhǔn)確越來越受到推崇，因此本文使用這兩種方法繼續(xù)驗證政府信任的中介效應(yīng)作為對逐步回歸法不足的彌補，以提高結(jié)果的可信度。結(jié)果如表4所示，Sobel檢驗間接效應(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檢驗結(jié)果

進一步采用Bootstrap檢驗方法對樣本進行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)?？冃Ш蜕鷳B(tài)環(huán)境滿意度中起到部分中介作用，說明中介效應(yīng)假設(shè)成立。

表5 政府信任中介效應(yīng)Bootstrap檢驗結(jié)果

2. 反腐倡廉的調(diào)節(jié)作用

利用SPSS的process插件對反腐倡廉的調(diào)節(jié)作用模型進行檢驗。圖1中，基于“環(huán)?？冃?政府信任-生態(tài)環(huán)境滿意度”的中介模型，首先檢驗反腐倡廉在環(huán)?？冃ι鷳B(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)?？冃c反腐倡廉的乘積項對生態(tài)環(huán)境滿意度的預(yù)測作用顯著，反腐倡廉增強了環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的直接影響；同時，環(huán)?？冃c反腐倡廉的乘積項對政府信任的預(yù)測作用也顯著，說明反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)?？冃φ湃蔚挠绊?，進而間接提升生態(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)檢驗結(jié)果

為進一步檢驗反腐倡廉對環(huán)?？冃У恼{(diào)節(jié)作用，將反腐倡廉水平按正負一個標(biāo)準(zhǔn)差分為低(M-1SD)、中(M)、高(M+1SD)三組，采用簡單斜率分析來顯示其調(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，環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的影響隨之加強，說明反腐倡廉顯著強化了環(huán)保績效對生態(tài)環(huán)境滿意度的正面影響。

圖2 反腐倡廉在環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度影響中的調(diào)節(jié)作用

在反腐倡廉對環(huán)保績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，環(huán)?？冃φ湃尉哂姓蝾A(yù)測作用；而隨著反腐倡廉水平的提高，環(huán)保績效對政府信任的正向預(yù)測作用也隨之增強。

圖3 反腐倡廉在環(huán)保績效對政府信任影響中的調(diào)節(jié)作用

進一步，利用 Bootstrap 抽樣(Sample=5 000)和95%的置信區(qū)間以檢驗有中介的調(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。具體來說，隨著反腐倡廉水平的提高，環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的直接影響逐漸增強，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)逐漸增強的趨勢。這意味著，反腐倡廉工作做得越好，環(huán)?？冃φ湃蔚恼蛴绊懢驮酱?，環(huán)?？冃ㄟ^政府信任對生態(tài)環(huán)境滿意度的間接影響也相應(yīng)增強，假設(shè)H3得到驗證，具體結(jié)果如表7所示。

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

(四)穩(wěn)健性檢驗

前文使用了CSS2017年的橫截面數(shù)據(jù)進行實證檢驗，為檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，此處利用CSS2015年的數(shù)據(jù)代入模型進行檢驗。同時，放寬對政府信任的測量條件，采取公眾對黨政干部、警察、法官三類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)查問卷，因此需要檢驗共同方法偏差問題。從Harman的單因素檢驗結(jié)果中共提取了2個特征值大于1的因子，累計能解釋49.29%的方差，其中第一個因子解釋力度為29.13%，小于40%，說明新的樣本數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

首先，對反腐倡廉影響生態(tài)環(huán)境滿意度的直接效應(yīng)以及“環(huán)保績效-政府信任-生態(tài)環(huán)境滿意度”的中介效應(yīng)進行檢驗。估計結(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)?？冃А⒄湃我诧@著正向影響公眾的生態(tài)環(huán)境滿意度；同時，環(huán)保績效還對公眾的政府信任具有正向預(yù)測作用，初步證明存在中介效應(yīng)。

表8 政府信任中介效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

繼而運用Sobel和Bootstrap方法再次檢驗政府信任中介效應(yīng)，如表9所示，兩種方法檢驗間接效應(yīng)均為顯著，由此可知政府信任在環(huán)?？冃Ш蜕鷳B(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檢驗結(jié)果

其次，進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。結(jié)果顯示，環(huán)?？冃c反腐倡廉的乘積項對生態(tài)環(huán)境滿意度、政府信任的正向預(yù)測作用仍然顯著，說明反腐倡廉不僅正向調(diào)節(jié)政府環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的直接影響，也正向調(diào)節(jié)環(huán)?？冃ㄟ^政府信任發(fā)揮對生態(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)健性檢驗結(jié)果

進一步，利用 Bootstrap 抽樣(Sample=5 000)和95%的置信區(qū)間以檢驗調(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?，運用CSSS2015年數(shù)據(jù)的檢驗結(jié)果仍然符合假設(shè)預(yù)期，與前文研究結(jié)論相一致，由此說明本文實證結(jié)果具備穩(wěn)健性。

(五)內(nèi)生性檢驗

由于反腐倡廉工作涉及范圍廣、內(nèi)容復(fù)雜，本文的測量指標(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)生性問題。由于控制變量可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，本文選擇問卷中公眾對我國貪污腐敗問題嚴(yán)重性的認知作為反腐倡廉的工具變量，認為貪污腐敗問題“屬于”我國當(dāng)前最重大社會問題的賦值0，“不屬于”的賦值1。公眾對這一問題的認知反映了其對我國貪污腐敗問題性質(zhì)的判斷，進而會影響其對反腐倡廉工作表現(xiàn)的評價。同時，公眾對貪污腐敗問題嚴(yán)重性的認知并不會對其生態(tài)環(huán)境滿意度產(chǎn)生直接影響，具有較強的外生性。本文在驗證變量內(nèi)生性問題時借鑒倪鵬飛等[33]學(xué)者的研究采用兩階段最小二乘法實施檢驗。

首先，通過Durbin-Wu-Hausman(DWH)方法檢驗是否存在內(nèi)生性問題。結(jié)果如表12所示，DWH檢驗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行估計是必要的。其次，驗證選取的工具變量是否合理。對模型進行弱工具變量檢驗所得的F值為175.08，遠大于經(jīng)驗值10，這說明不存在弱工具變量問題。再次，第一階段模型中反腐倡廉工具變量的估計系數(shù)在1%水平顯著為正，即公眾對貪污腐敗問題的認知顯著正向影響其對反腐倡廉工作的評價，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)論得到再次驗證。

表12 內(nèi)生性檢驗與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。其具體機制是，反腐倡廉可以在環(huán)境保護工作中發(fā)揮以廉促效、以廉增信、以廉賦能和以廉為公的作用，強化環(huán)?？冃c政府信任對生態(tài)環(huán)境滿意度的影響力，進而提高生態(tài)環(huán)境滿意度。

首先，在控制了個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，其對提高生態(tài)環(huán)境滿意度的作用也越大。這是因為，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，夯實政府承擔(dān)環(huán)境保護和污染治理的責(zé)任，不斷滿足公眾對環(huán)境保護的需求，進而提升生態(tài)環(huán)境滿意度。為進一步提升生態(tài)環(huán)境滿意度，各級紀(jì)委和監(jiān)察委應(yīng)該以加大反腐倡廉為抓手，增強各項環(huán)境保護和污染綜合治理工作的規(guī)范性、回應(yīng)性和針對性，著重監(jiān)察環(huán)境保護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)境保護政策執(zhí)行的庸、懶、散、亂現(xiàn)象，強化地方政府對中央環(huán)保政策規(guī)定的執(zhí)行力，提升公眾對環(huán)境保護工作的獲得感和認同度。

其次，反腐倡廉正向調(diào)節(jié)環(huán)保績效對生態(tài)環(huán)境滿意度的影響，即在同等環(huán)?？冃较?，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)境滿意度是其對生態(tài)環(huán)境的期望與環(huán)?？冃竭M行比較的結(jié)果；期望和績效之間的差異，則被稱為失驗。當(dāng)績效大于期望時，產(chǎn)生正向失驗；當(dāng)績效小于期望時，產(chǎn)生負向失驗。失驗與滿意度正相關(guān)，即正向失驗(超出預(yù)期)產(chǎn)生高滿意度，而負向失驗(未達到預(yù)期)則引發(fā)低滿意度。公眾的期望包括實證期望和規(guī)范期望，前者指向政府的環(huán)?？冃?，后者則指向政府的公共價值關(guān)懷，兩者共同作用于公眾環(huán)境滿意度。規(guī)范期望屬于更堅定的信念范疇，是人們不愿意改變的價值訴求[34]。學(xué)界關(guān)于期望失驗的檢驗與應(yīng)用偏重于實證期望，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)用場景，間接檢驗了規(guī)范期望生態(tài)環(huán)境對滿意度的正向影響，即隨著反腐倡廉的深入，代表公眾公共價值關(guān)懷的規(guī)范性期望得到滿足，進而強化了環(huán)保績效水平對生態(tài)環(huán)境滿意度的影響力。為此，地方政府在持續(xù)加強環(huán)境污染治理，努力提升環(huán)境保護績效和改善環(huán)境質(zhì)量的同時，應(yīng)該借助反腐倡廉強化政府廉潔奉公、公平公正的公共價值形象塑造，通過良好政府形象正向影響公眾對公共服務(wù)的評價[35]，不斷滿足公眾的實證性和規(guī)范期望，從而強化環(huán)保績效對生態(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)保績效對公眾政府信任的影響，進而間接提升生態(tài)環(huán)境滿意度。這是因為，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題會破壞這一種契約關(guān)系，從而降低公民對政府的評價[36]。公眾對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；而反腐倡廉強化作風(fēng)建設(shè)，則為政府誠信提供有力保證。因此，隨著反腐倡廉的推進，環(huán)?？冃φ湃蔚挠绊懥σ驳玫皆鰪姡M而強化政府信任對提升生態(tài)環(huán)境滿意度的作用。可見，為進一步提升生態(tài)環(huán)境滿意度，紀(jì)檢監(jiān)察機關(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“雷聲大、雨點小”和污染治理“高高舉起、輕輕放下”的各種失信作風(fēng)，強化地方政府對中央環(huán)保政策的執(zhí)行力，解決污染治理的歷史欠賬問題，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)境保護和污染治理的誠信度。

總之，本文的研究證實了反腐倡廉不僅直接正向顯著影響生態(tài)環(huán)境滿意度，還可以通過符合公眾規(guī)范期望正向強化政府環(huán)?？冃ι鷳B(tài)環(huán)境滿意度的影響，以及借助政府誠信作風(fēng)建設(shè)正向強化政府環(huán)?？冃φ湃蔚挠绊?，進而提高生態(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)來更清晰呈現(xiàn)變量之間的因果關(guān)系；囿于縣級政府的環(huán)保客觀數(shù)據(jù)公開不足，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更清晰地呈現(xiàn)變量的因果關(guān)系。