一、研究背景

政治参与作为我国政治建设的一大重要议题，在当今社会有着举足轻重的地位。习近平总书记在党的二十大报告中强调，“我们要健全人民当家作主制度体系，扩大人民有序政治参与”^[1]。党的二十届三中全会通过的《中共中央关于进一步全面深化改革 推进中国式现代化的决定》更是强调，要“坚持党的领导、人民当家作主、依法治国有机统一，推动人民当家作主制度更加健全”，要“把人民当家作主具体、现实体现到国家政治生活和社会生活各方面”^[2]。有序政治参与，即制度化政治参与，是指人民通过各类符合法律规定与政策规定的方式参加公共政治生活，并影响政治体系的构成、运行方式、运行规则和政策过程的行为^[3]。这不仅是中国特色社会主义民主政治的重要组成部分，是对中国特色社会主义政治发展道路的有益探索，更彰显出中国发展全过程人民民主的显著优势。

近年来，通过畅通民主渠道、健全基层选举机制等途径，我国在宏观层面对于促进制度化政治参与进行不懈探索并取得了显著成效。但让人民积极主动进行制度化政治参与，除了要自上而下进行机制完善以外，同样应关注在微观层面影响人民政治参与的因素。主观感受与认知评价是微观的政治心理层面值得考量的因素，对参与政治活动的意愿有着重要影响。而清廉感知作为人民对于政府及其公职人员清廉水平进行的主观性评价，反映了人民对于政府腐败与否的心理感受。腐败的政府形象会破坏政府系统的公信力，侵蚀人民对于国家系统的信任和期许。反过来，反腐倡廉不仅在实质上能保证“人民政权为人民”这一初衷，更在人民的心理感受上通过提升清廉感知拉近党和政府与人民的距离，以此增强政府的公信力与民主政治的合法性和可信度，进而成为促进人民积极参与政治生活的重要基础。因此，如何把握现阶段人民的清廉感知与制度化政治参与现状与水平，探究清廉感知的具体作用路径，进而促进公民有序政治参与、推动我国社会主义民主政治建设进程，成为在个体层面上值得探讨的现实问题。

基于此，本研究以计划行为理论作为理论支撑，依托“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称CSS)样本数据开展实证研究，对当前我国的公民清廉感知、政府信任与政治参与的现状水平与相互关系进行研究探索。从个体对于环境产生的感知出发，研究个体的心理途径及试图作用于环境的行为倾向，拓宽了政治参与的研究领域，补充了对于政治参与的路径构建，是一种在学理上的新尝试，为政治参与的有关研究提供新的观察视角。

二、文献综述及假设提出

计划行为理论(TPB)强调个人行为是一种有预谋行为，而非无意识的冲动行为，行为意向是由知觉行为控制所决定的，说明个人的行动既受其心理感知评价的影响，又受其意识评估的影响^[4]。从心理行为学角度看，人们的心理感知和个人的行动是紧密联系在一起的，行为是由行为意向所直接影响的，而行为意向来源于行为态度和主观规范，行为态度和主观规范是行为信念和规范信念决定的。个体感知到环境对行为控制的程度能够充分预测行为意向。人们对外界现象及事物的印象会转化为个体心理活动，改变个体对于外界的评估，影响其行为态度与知觉行为控制，进而作用于其行为意向并产生实际行为。也就是说，人民的清廉感知水平能够成为一种“经验”，关联其对参与政治的行为积极性与对可能面临阻碍的预期，进而影响其实际是否做出政治参与行为。这一理论为本文的研究方向与主旨提供了理论依据与支持，使得本研究能够在理论框架下被理解，并基于主观评价的清廉感知与政府信任对于政治参与行为的作用路径展开分析。

近年来，学术界围绕清廉感知与政治参与、政府信任与政治参与、政府信任的中介作用等内容进行了相对广泛的研究，取得了一定的学术成果。

(一) 清廉感知与政治参与

许多学者认为，贪腐行为会削弱人民群众的参政议政热情，妨碍民主进程。例如，Man Chojin等通过对韩国国民议会选举投票结果的分析发现，人民对于政府腐败行为的负面认知，将会对人民的政治参与行为造成负面的影响^[5]。关于腐败和民主之间的联系，很多学者都有过深入的探讨，并指出两者之间既有直接的联系，也有间接的联系，更有线性联系和非线性联系。根据Treisman D.的跨国数据调查结果，西方所谓的“民主制度”可以有效地遏制腐败现象^[6]。Sandholtz W.和Koetzle W.的研究表明，越是薄弱的“民主制度”越容易导致腐败^[7]。Montinola G. R.和Jackman R. W.对不同国家的相关数据进行了分析，得出结论：民主与腐败并不是单纯的线性关系，从不同的发展阶段来看，民主与腐败之间存在着一种倒U型的关系^[8]。李辉以亚非拉美等为例进行实证分析，结果表明：民主化水平愈高，人民的腐败感知越高；另一方面，民主对个人的主观经济状况以及对腐败感知有调节作用^[9]。事实上，西方的所谓“民主制度”只是一种形式上的“投票民主”，难以触及人民民主的本质属性。

上述研究主要是在宏观层面剖析清廉和国家民主程度的关系，但相较之下，落到微观层面，直接研究个体的清廉感知对于个体政治参与行为的影响的有关研究相对较少。清廉感知的降低可能导致人民丧失参与积极性、破坏民主、造成社会不公等消极影响^[10]。一项反腐败调查研究发现，人民的腐败感知会通过影响腐败容忍度间接作用于参与意愿^[11]。欧洲社会调查数据显示，公众对政府官员的腐败感知与其政治参与之间存在着显著的负性关系^[12]。官员的腐败感知会对投票选举参与产生负面作用^[13]。其余的大部分研究多以农村为背景，以探讨清廉感知对政治参与的影响。在中国乡村地区，村民对政府官员的腐败感知和政治满意度影响其选举参与，“村官”腐败现象严重影响了村民的政治参与热情，是导致村民参政不积极的重要因素^[14]。腐败感知大大降低了政府满意度，并且使村民不愿参加选举。此外，政府满意度对腐败感知与村民选举参与的关系有调节作用^[15]。当村民的整体腐败感知程度较高时，其政治参与意愿较低，其中对村委会的腐败感知则会对其政治参与意愿产生较大的作用。另外，透明度作为影响人民清廉感知的因素之一，有研究发现，政治选举信息越透明，人民实际参加选举的概率就越大^[16]。

基于此，本文提出研究假设：

人民清廉感知正向影响其制度性政治参与行为，清廉感知越高，制度性政治参与的可能性越大(H1)。

(二) 政府信任与政治参与

研究认为，公众对政府的信任水平与其政治参与之间存在着较强的相关性。孙昕认为，在中国，农民对乡镇党委和政府的信任水平是农户能否参加村委选举的关键^[17]，农民对乡镇党委和政府的高信任水平，会使其更倾向于参加村委选举^[18]。政府信任对政治参与、投票行为、政府满意度以及政策创新具有重要影响^[19]。政治信任显著提升了人民响应政府号召的积极性，也让人民主动参与各类政治生活^[20]，对政治参与产生积极的作用。换言之，对政府的信任度越高，人民就越愿意参加投票。易承志的研究结果表明，提升村、居委会的选举参与程度，可以通过提升政府信任度来实现^[21]；段雪辉通过分析社会发展与社会建设相关数据，证明政府信任是制度性政治参与的一大重要影响因素^[22]。以上诸多研究证实了政府信任能够有效预测并显著影响制度性政治参与，政府信任对促进制度性政治参与有积极的作用。

据此，本文提出研究假设：

公民的政府信任程度正向影响其制度性政治参与行为，政府信任程度越高，制度性参与可能性越大(H2)。

(三) 政府信任的中介作用

信任是一种重要的社会资本，在公共民主参与中发挥举足轻重的作用。由于政府长期积累的良好形象与良好经历，人民会对其产生较高的信任程度。在多个国家进行的调研发现，腐败是对政府信任的天然威胁，其直接后果是破坏政府形象、弱化政府权威、降低政府公信力，甚至进一步引发人民的冲突倾向^[23]。以亚洲样本调查发现，腐败感知可以明显地减少对政府的信任程度^[24]。在日本、韩国，腐败感知明显增强了人民对政府工作的不信任度，并使人民对政府工作感到不满^[25]；Villoria等以西班牙的数据为基础，认为公共部门的腐败行为会对公共部门的社会信用产生一定的影响，且腐败感知与政府和制度的公信力成反比^[26]。倪星认为，政府的形象与公信力会被贪腐的现象侵蚀，并降低公民对政府的信任。低清廉感知会大大降低公民对政府和民主制度的信任水平^[27]。

清廉感知对个人的政治态度和行为起重要作用^[13]，能够通过综合的认知与考量影响政府信任，并反映在参与的信心与政策成本上^[28]，进而对政治参与意愿产生影响^[29]。若人民有低水平的清廉感知，即认为政府是腐败的，便会对政府工作乃至民主体制产生怀疑，进而对其造成负面的心理影响，并对其政治参与活动有负面效果。李辉在亚非拉美等国的调查证实，在成熟的民主体制下，腐败可以通过社会怀疑感的增加，影响到特定个体政治态度，并在社会文化中形成猜疑的气氛，从而导致人民失去对政府的信心，对其执政能力提出质疑，导致民主体制下社会凝聚力的崩溃，从而导致人们从政治活动中抽身而退^[9]。McManus-Czbinska C等人对荷兰的选举调查进行分析研究发现，人民对政府的信任程度与其对官员的腐败感知密切相关，高腐败感知度拉低了人民对政府的信任程度，并对民主选举造成负面影响^[30]。Clausen B等人研究发现，随着人们心目中政府的腐败程度不断提高，人们对于政府的信心不断下降。进行进一步的研究后还发现，当人们对政府的信任程度不断下降时，人们的政治参与会受到负面的影响^[31]。也就是说，腐败感知通过影响公众对政府的信任水平，减少了政治参与度。

据此, 本文提出研究假设:

清廉感知正向影响政府信任，清廉感知水平越高，整体政府信任程度越高(H3)。

政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用(H4)。

在政府信任方面，不少学者发现我国存在着差序政府信任问题。李连江的研究表明，多数人认为中央与地方有显著的区别，并且他们对上级政府的信任多于对下级政府的信任^[32]。于建嵘发现，政府层级越低，公众对其信任水平越低，央地之间存在显著的信任水平差异^[33]。

结合中国社会状况综合调查问卷对中央、区县、地方政府信任程度的题项设置，本研究进一步在假设4的基础上提出有关各级政府信任的研究假设：

中央政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用(H4.1)；

区县政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用(H4.2)；

乡镇政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用(H4.3)。

三、研究设计与方法 (一) 数据来源

本研究使用的数据来源于“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称CSS)，是中国社会科学院社会学研究所发起的一项全国范围内的大型连续性抽样调查项目，目的是了解人民的就业、工作和生活情况，以及对当前一些社会问题的看法。在保证能够准确覆盖本文所涉及变量的前提下，本研究选取了CSS2021调查数据作为本文的数据来源。该项目经过科学严格的多阶段混合抽样，抽取分布在全国31个省级行政区(自治区、直辖市)中的151个县(市、区)下属的604个村(居)委会，完成居民问卷量10 268份。经过数据清洗，本研究最终得到有效样本6 356份。

(二) 变量选取与操作化 1. 因变量

本文的因变量是制度化政治参与程度，取自CSS2021问卷的H2a、H3b与H5a题项及所涉及的跳转题项。通过对其进行筛选与重新编码后，将所有行为对应的得分加总后进行测量。具体编码及赋值过程如下。

H2a题项为“最近2年，您是否参与过下列事情？(多选)”，将各个选项重新编码，选中某选项则将其编码为“1”，未选中则编码为“0”。同时，根据过往的研究对于制度性政治参与与非制度性政治参与的概念予以区分，筛选出“4.利用专业知识参与公共政策、公共事务论证会”，“6.出席政府部门组织的有关公共政策的听证会”，“8.参加所在村居/单位的重大决策讨论”三个选项为制度性政治参与，成为本研究因变量的维度之三。

H3b题项为“在村/居委会最近一次选举中，您投票了吗？”；H3b所涉及的跳转题项有“H4.您是否愿意参加下一次社区居委会/村委会选举？”。为保证调查数据得到充分且合理的利用，笔者将“H3b：投过票”和“H3b：没投过→H4：愿意参与”这两种情况编码为“1”；将“H3b：没投过→H4：不愿意参与”编码为“0”；剔除“H3b：没有投票资格”情况所在样本。H3b、H4题项编码如图 1所示。

H5a题项为“在2015—2016年间县/县级市/区一级的人大代表选举中，您投过票吗？”，将“投过票”编码为“1”，“没投过”编码为“0”，剔除“没有投票资格”，“当时不在此地居住”，“[不记得了]”三种情况所在样本。

将H3b与H5a题项所包含的行为经过上述编码过程提炼出后，归为政治参与行为的维度之二，与H2a三个题项一并成为制度化政治参与的测量维度，共有五项。将五项得分加和，生成一个取值在0~5的新变量，也就是本研究的因变量“制度化政治参与”。取值越高，表明被调查者的制度化政治参与程度越高，如表 1所示。

2. 自变量

自变量为清廉感知，使用G3a题项“您认为政府下列工作做得好不好？”的06题“廉洁奉公，惩治腐败”测量。题项原编码为“不好说=-1、很不好=1、不太好=2、比较好=3、非常好=4”，将此题项重新赋值，则题项成为用李克特5点正向计分，将“很不好、不太好、不好说、比较好、非常好”分别编码为1~5，得分越高代表被调查者的清廉感知越高(表 2)。

3. 中介变量

中介变量为政府信任，选用问卷中的“F1a.请问，您信任下列机构吗?”问题下的三个题项“01.中央政府、02.区县政府、03.乡镇政府”来测量。此题包含题项的原编码为“不好说=-1、很不信任=1、不太信任=2、比较信任=3、非常信任=4”。将选项重新编码，采用李克特5点正向计分，为“很不信任=1、不太信任=2、不好说=3(原-1)、比较信任=4(原3)、非常信任=5(原4)”，并将对政府信任的评分加总，得到一个取值在3~15之间的新变量，即本文的中介变量“政府信任”。得分越高表示被调查者对政府的信任程度越高(表 2)。政府信任量表的克隆巴赫系数为0.757。

4. 控制变量

本文将性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍六个基本的人口学变量作为控制变量。具体操作情况见表 3。

四、实证研究结果及分析 (一) 变量的描述性统计分析 1. 总体变量特征

表 4为研究对象的基本人口学特征情况，包括性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍六方面。可以看出，调查样本能够覆盖主要群体，具有较强的代表性。

2. 制度性政治参与情况

对制度性政治参与的有关行为进行描述性统计，结果如表 5所示。

在制度性政治参与方面，情况并不乐观，各项制度化行为的人民参与率皆不高，除“在村/居委会最近一次选举中投票”外，其余四项的参与比例均未超过10%。参与比例最高的为“在县/县级市/区一级的人大代表选举中投票”，为20%。但其高比例很大程度上是由于本研究将“H3b：最近一次未参与→H4：愿意在下次选举中参与”编码为“参与”。也就是说，极有可能发生的情况是，人民虽然有较高的参与意愿，但由于制度化政治参与的信息不全面、渠道不畅通或时间、地点等条件有限制，无法在实际中进行制度化政治参与。另外，也有可能由于长久以来的观念习惯，民主意识未能真正深入人心，“政治离普通人很远”的想法降低或阻碍了制度化政治参与行为。

3. 清廉感知情况

人民对于政府清廉感知的情况如表 6所示。结果显示，我国公众对于政府的清廉程度整体评价是积极和正面的。有过半数的被调查者选择了“比较好”，也就是对政府在廉洁奉公、惩治腐败方面的工作表示认可。选择“非常好”的被调查者比例居第二位。

4. 政府信任情况

公众对于各级政府的信任水平及政府信任总值如表 7所示。从具体数据来看，公众对于各级政府的信任程度均集中在“比较信任”和“非常信任”两个层次，总体得分为12.21分(总体得分为三项得分加和)，尤其是在对中央政府的信任程度上，有高达68.2%的被调查者选择了“非常信任”这一最高的信任层次。这说明现阶段我国政府信任的“差序格局”仍然存在，人民对中央政府的信任程度处于较高层级，均值为4.59，区县政府信任则为3.93，乡镇政府信任仅为3.69。随着行政层级的降低，人民的政府信任感也随之降低，与西方国家的倒金字塔结构恰好相反^[34]。

(二) 对主要变量的相关分析

采用Pearson相关分析法，将性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍等作为控制变量后，三个主要变量的Pearson相关分析结果如表 8所示。清廉感知与政治参与呈显著正相关(r=0.045，p＜0.001)，清廉感知与政府信任呈显著正相关(r=0.421，p＜0.001)，政府信任与政治参与呈显著正相关(r=0.079，p＜0.001)。因此，有必要通过回归分析进一步验证各变量间的关系。

(三) 人口统计学变量上的差异分析

为比较不同人群在政治参与、清廉感知与政府信任方面的差异，本研究运用独立样本T检验与单因素方差分析法，对性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍几个主要人口学变量进行检验。分析结果如表 9—表 12所示。(1)在性别方面，男性的政治参与程度、中央政府信任水平显著高于女性，女性的乡镇政府信任水平显著高于男性，在清廉感知水平、总体政府信任与区县政府信任上未呈现显著差异；(2)在民族方面，非汉族的政治参与程度与各级政府信任水平均高于汉族，在清廉感知上未呈现显著差异；(3)在城乡户籍方面，城市户口的清廉感知水平与各级政府信任水平均显著高于农村户口，在政治参与方面未呈现显著差异；(4)在年龄方面，高年龄人群呈现相对更高的政治参与水平与对中央政府的信任，18~29岁群体有更高的清廉感知水平与区县、乡镇政府信任水平；(5)在受教育程度方面，清廉感知水平与政府信任程度呈现随学历升高的趋势，在政治参与上未呈现显著差异；(6)政治面貌方面，共产党员的政治参与、清廉感知与各级政府信任水平均显著高于群众，共青团员的清廉感知与各级政府信任水平显著高于群众，而政治参与水平显著低于民主党派及群众。

(四) 清廉感知与政治参与的主效应检验

由上述研究可知，清廉感知与政治参与呈显著正相关(r=0.045，p＜0.001)，因此进一步采用层次回归分析法检验清廉感知对制度性政治参与的影响。以制度性政治参与为因变量，在回归分析第一层设置控制变量，即将性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍放到回归分析的第一层(M1)；其次将自变量清廉感知放到第二层进行回归(M2)。

分析结果如表 13所示：对比M2与M1，在已设置控制变量的基础上，加入自变量清廉感知后，清廉感知对政治参与有显著影响(β=0.043，p＜0.001)，F值在0.001水平上显著。结果表明，自变量清廉感知对政治参与的影响是显著的，人民的清廉感知程度越高，其制度性政治参与行为越多。

据此，本研究假设1得证，即公民清廉感知正向影响其制度性政治参与行为，清廉感知越高，制度性政治参与的可能性越大。

(五) 政府信任的中介效应检验

在中介效应的检验上，本文首先采用Baron和Kenny提出的逐步回归法，步骤如下：(1)检验自变量(清廉感知)对因变量(制度性政治参与)是否有显著影响，如有，进行下一步；(2)检验自变量(清廉感知)对中介变量(政府信任)是否有显著影响，如有，进行下一步；(3)将自变量(清廉感知)与中介变量(政府信任)同时放入回归方程，检验两者对因变量(制度性政治参与)是否有显著影响。若两者的系数均显著，则该中介为部分中介；若自变量系数不显著，而中介变量系数显著，则该中介为完全中介。检验结果如表 14所示。

第一步由模型4进行检验，可知清廉感知显著正向影响政治参与(β=0.043，p＜0.001)，因此，假设1成立，即“公民清廉感知正向影响其制度性政治参与行为，清廉感知越高，制度性政治参与的可能性越大”。

第二步由模型2进行检验，可知自变量清廉感知显著正向影响中介变量政府信任(β=0.417，p＜0.001)，因此，假设3成立，即“清廉感知正向影响整体政府信任，清廉感知水平越高，整体政府信任程度越高”。

模型5表明，政府信任对制度性政治参与有显著正向影响(β=-0.930，p＜0.001)，因此，假设2成立，即“公民的政府信任程度正向影响其政治参与行为，政府信任程度越高，政治参与可能性越大”。

第三步由模型6进行检验。模型6在模型4的基础上加入了政府信任这一中介变量。清廉感知对制度性政治参与的影响由显著变为不显著(加入中介变量前，β=0.043，p＜0.001；加入中介变量后，β=0.014，p>0.05)，且政府信任对制度性政治参与影响的回归系数显著(β=0.072，p＜0.001)，F值在0.001水平上显著，由此假设4得证，即“政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用”，同时，政府信任为完全中介。

上述逐步回归法是在中介效应检验中较传统的做法，其局限性近年来受到了质疑与批评。为进一步保证本文研究结果的科学性，本研究补充使用Bootstrapping法，同时进一步分解政府信任这一中介变量的构成，分析人民对各级政府的信任程度对中介变量的影响。

本研究运用SPSS中的Process插件实现Bootstrapping的检验。在设定过程中，选择模型库中的模型4，设置自变量(清廉感知)、中介变量(政府信任)、因变量(制度性政治参与)及控制变量(性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍)，将“Bootstrap sample”设为5 000，代表随机抽样5 000次，置信区间选择95%。检验结果如表 15所示。

由表 15可知，清廉感知对制度性政治参与的直接效应不显著(效应值c’=0.009，p=0.296＞0.05，95%CI=[-0.008，0.026]，包含0)，其间接效应，即清廉感知通过政府信任这一中介变量作用于制度性政治参与的影响显著(效应值a*b=0.020，95%CI=[0.013，0.027]，不包含0)。综上可以得出，政府信任完全中介清廉感知对制度性政治参与的关系。据此，本研究所提出的假设4再次得证，即“政府信任在清廉感知与制度性政治参与的关系中起中介作用”。

为进一步探索政府信任的具体构成作为中介变量的影响，本研究将政府信任还原为中央、区县、乡镇政府信任，检验并行三重中介模型是否成立。同样运用Bootstrapping进行检验，选择模型库中的模型4，分别将自变量(清廉感知)、中介变量(中央政府信任M1、区县政府信任M2、乡镇政府信任M3)、因变量(制度性政治参与)以及控制变量(性别、年龄、受教育程度、民族、政治面貌、城乡户籍)选入对应框内，将“Bootstrap sample”设为5 000，代表随机抽样5 000次，置信区间选择95%，结果如表 16所示。

由表 16可知，在清廉感知对于政治参与的影响上，直接效应呈现结果不显著(效应值c’=0.011，p=0.204>0.05，95%CI=[-0.006，0.029]，包含0)；在间接效应方面，中央政府信任的中介作用显著(效应值a₁*b₁=0.005，95%CI=[0.002，0.008]，不包含0)，区县政府信任(效应值a₂*b₂=0.005，95%CI=[-0.002，0.017]，包含0)，与乡镇政府信任(效应值a₃*b₃=0.005，95%CI=[-0.004，0.015]，包含0)的中介作用不显著，假设4.1成立，即“中央政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用”，而假设4.2“区县政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用”与假设4.3“乡镇政府信任在清廉感知与政治参与中起中介作用”不成立。据此，可以认为在清廉感知对制度性政治参与的影响中，政府信任起完全中介作用，且中央政府信任为政府信任的主要中介效应来源。

五、研究结论与对策建议 (一) 研究结论

本文实证考察清廉感知对于制度性政治参与的影响，验证人民对政府的清廉感知及其对于制度性政治参与的影响，并进一步分析政府信任的中介效应，探究影响政府信任的主要因素。

1. 现状及差异分析结果

结论有三：(1)制度性政治参与方面，整体参与率较低，大多不超过10%，在性别、民族、年龄、政治面貌方面存在显著差异；(2)清廉感知方面，整体评价较高，得分为3.71分，在城乡户籍、年龄、受教育程度、政治面貌方面存在显著差异；(3)政府信任方面，总体信任水平较高，在性别、年龄、民族、城乡户籍、受教育程度、政治面貌方面都存在显著差异。

2. 假设检验结果

结果显示：清廉感知对制度性政治参与有着显著正向影响(H1)；清廉感知显著正向影响政府信任(H3)；政府信任显著正向影响政治参与(H2)；政府信任在清廉感知与政治参与的关系中起中介作用(H4)，且展现出完全中介效应。其主要作用逻辑符合计划行为理论的理论框架。(1)人民的清廉感知水平是政府的行为作风等在人民心中的映射，是一种由周围环境信息引起的“刺激”。(2)廉洁政府能够塑造起人民心中可靠有为、重视民意的政府形象，一个清廉的政府形象能够构建人民接触政府、接触政治的正向的心理基础，让人民在对政府、政治的有关事件上产生积极的态度。(3)由我国政府传达出的反腐倡廉的决心使得人民能够产生对政府的信任感，使得人民在考量制度性参与政治时，会认为自己的声音能够被听到，并使自己从参与政治中获益，从而产生行动的意愿。更进一步地，在外部条件充分的情况下，参与政治的意愿能够转化为实际上做出制度性政治参与的行为。

3. 在政府信任对清廉感知与政治参与的中介效应中，中央政府信任起主要作用

研究结论有四：(1)反腐倡廉的决心、新闻多从中央领导人的讲话中传达出来，代表中央政府这一层级，与已有研究发现的我国在人民政府信任上存在的层级性分化倾向^[35]相结合，加强了“央强地弱”的差序信任格局。(2)人民日常接触的是基层政府，而目前基层腐败尚未被完全消除，基层腐败才是人民接触的腐败，是眼中可见、心中可感的腐败，就算有正向的反腐案例报道，也与人民的自身感受存在落差，这就使得信任的差序格局进一步被强化。(3)在反腐成效的宣传上，由中央小组进行领导的成功反腐事迹更易于被官方的、有较大影响力的新闻媒体大规模报道，地方主导的反腐事迹难以得到广泛宣传，可能使得央地信任水平产生较大差异。(4)从报道出的反腐案例中，可以看出基层腐败的扎根较深、固化较重，以至于只能由中央督查组来到地方进行查处，2023年大火的《狂飙》电视剧剧情便是以此为背景展开，其典型性可见一斑。这就加大了政府信任差序格局存在的可能性，使得在清廉感知对于制度性政治参与的作用路径中，仅有中央政府信任程度能够对其产生完全中介作用。

(二) 对策建议

基于前文的研究可知，制度性政治参与是民主政治生活的重要来源，对于政府决策的科学化、政治生活的现代化均有着重要的意义。制度性政治参与会受到渠道、信息等外部因素的多种影响，而清廉感知作为个体对于政府形象的评价体现于对工作作风的直接感受，通过改变个体对于中央政府的信任程度，可对制度化政治参与产生重要的影响。因此，从本研究发现的影响路径来看，要扩大公民有序政治参与，首先需要建设更为便捷通畅的政治参与渠道，引导公民在实践中加强制度化政治参与，并从打击贪污腐败、塑造廉洁奉公的政府形象出发，提升对政府的信任程度，从而推进我国的民主政治建设。

1. 拓宽参与渠道，提升参与效能

畅通政治参与渠道不仅能够提升居民政治参与水平，还能够提升政治参与的广度和深度。居民理性的利益要求可以推动一个国家的稳定发展，如果能通过对政治参与的通道进行畅通，就可以发挥出极大的激励人民政治参与积极性的效果，以此方式来提升政治参与的主体广泛性和结果有效性，以促进政策从制定到实施落地的一系列过程中效能的提升，最终达到预期的效果。为此，要从拓宽公民的参与途径、创新公民的参与模式、加强和完善民主制度和机制建设等方面入手，促进我国公民的有序政治参与。

在制度性政治参与过程中，区县、乡镇政府要提高意识，切实保障居民所拥有的民主权利，从人民的角度去处理人民所面对的问题，使人民的政治参与不至于流于形式。政府应当着力加强开展民主评议、促进政务信息公开，鼓励群众积极、自主参与国家和社会事务管理；在重要问题的商议及基层选举投票等过程中给予人民更多的发言权和选择权，提高人民的参政议政积极性，建立政府与人民之间良好的互动关系。

作为政治参与的另一重要方式，非制度性政治参与虽然拓宽了人民群众进行政治参与、表达利益诉求的渠道(如向政府部门反映意见，向报刊、电台、网络论坛等媒体反映社会问题，参加线上、线下集体性维权行动等)，但也存在着一些的不利因素，如冲突性相对较高、参与程序不规范、问题解决不及时等。正因如此，在政治参与过程中，政府应积极、及时引导人民群众以理性合法的形式和程序化、秩序化的途径，对自身的利益诉求进行合理的表达。另外，政府也应尽早建立健全回应机制，使得公民的此类政治参与活动能够得到即时的回应。政府应主动公开信息，维持与人民群众的良性沟通，让人民能够了解公共事务进展，通过公开化、制度化的渠道，保证群众能够自由、有序地对自己的意见和建议进行表达。将信息公开机制作为一座桥梁，能够促进人民对政府的理解与了解，使政府与人民的关系更为紧密。

2. 提升政治素养，增进公众了解

提高公众对于制度化政治参与的了解，可以通过以下几种方式：(1)通过法律法规的宣传和普及，增强群众的参政意识，增强群众的参政能力。要加强对社区的宣传，并综合运用政府、媒体等多种途径，让社区中的居民对我们的政治体制有更深的理解，让他们意识到自己在社会中的主体地位，从而提升他们的政治参与意愿，更好地发挥他们的民主权力。(2)提高人民的文化素质、政治知识及政治参与技巧，以防止由于缺乏相关知识及技巧而造成的对参与的排斥及忽视。要想实现这一目标，就必须提升人民的政治参与能力，提升政治认识，加强政治参与的认同感和归属感，使人民可以有序地进行参与活动。充分调动人民的参政热情，提高人民的综合素质，因此，国家应该加强对人民群众的财政支持，加速改进教育的软硬性条件，与此同时，还应该积极地推动构建起一套完善的职业教育和培训制度，从而使人民文化水平得到更大的提高。通过多渠道、多层次的教育和训练，从根本上提升人民的政治素养和文化素养，进而提升人民的民主观念，让人民群众能够更好地运用有效的方法进行政治参与。(3)要积极让党员起到示范引领的作用。在建设我国社会主义民主政治的过程中，共产党员起着至关重要的作用，因此必须提高党员的政治参与素质，并在此基础上不断提高其政治参与水平。

3. 打击贪污腐败，宣扬反腐成效

提高清廉感知，要在反腐上做出成效，并利用各种方式治理腐败。首先，从机构、体制改革开始，强化对纪委和监察部门的横向问责体系建设，对在体制内公务人员进行经常性的纪律检查，防止贪官污吏因为任人唯亲而被包庇。其次，从法律上讲，要建立反腐的法律和制度，严格执行各项规章制度，对贪污贿赂等违法犯罪活动进行严肃的惩处，通过法律和制度的手段约束当权者的权力，加大处罚力度，提高违法犯罪的成本。再次，在监察制度的构建方面，要监督权力的运行，把权利关进制度的笼子里。要对贪污案件进行公示性的、公开性的解释，并在监察制度中引入人民群众的监察，确保人民群众对贪污案件举报渠道的通畅。最后，提高人民风险抵御能力，加强政治表达、维护政治利益，保障自身的合法权益不受侵害。

反腐倡廉，不仅要“反”，更要“倡”。人民清廉认知的主要源泉就是媒体报道，对清廉感知产生极大的影响效果。因此，要加强新闻媒介对反腐案件的宣传，不仅要严格避免信息的失真传播，更要对反腐新闻进行丰富、精准地个性化投放^[36]，通过客观、全面但又能让人民群众有兴趣对廉政文化进行了解的方式，引导人民积极的反腐心理，着手进行清廉感知管理。

另外，地方反腐案例的宣传要更为注重真实客观，贴近生活。由于基层政府与人民群众密切接触，同时又是政府执行链条中的最后一环，报道稍有偏离就会与人民切身经历有落差，或与中央精神产生差距，致使人民的疏离感与被剥夺感增强，对地方政府信任产生破坏^[37]。因此在宣传地方反腐事迹时，务必呈现详实客观的资料信息，紧贴民生。

通过打击腐败现象、全面宣扬反腐成效，提升公众的清廉感知，能够在自我革命的伟大实践中牢牢树立党和国家的良好形象，增强政府的公信力，提升公民的清廉感知水平。

4. 加强形象塑造，提升公信力水平

政府公信力是政府通过行政行为赢得公众信任的能力，显示了政府对社会公众的凝聚力和感召力，整个社会在有公信力政府的引导下，会形成一种和谐有序的社会氛围，构建起良好的社会秩序。

提升政府的公信力要通过以下几点来改进：(1)以多种平台媒介的建设为依托，推进政务信息公开透明化。信任来源于了解，公开透明的信息数据能够促进政民互动，进而增强政府信任^[38]，因此保障人民知情权与监督权是促进政府信任水平提升一大重要方向。推进政府信息公开是互联网时代下提升我国政府公信力的必然要求。政府只有站在人民的立场，思考人民的思考，关心人民的关心，才能确保政民关系的强可持续性。以电子政务平台、融媒体、数字技术等各类新技术手段为依托，将与公众切身利益最相关的信息及时、准确公示，并提高回应性，及时处理公众诉求，以此根本上提升人民对政府的满意度。(2)提升政府的公共危机事件处理能力。在公共危机的应对上，应加快对公共危机管理机制的建设，按照危机发生的前、中、后三大时间节点进行相应的危机管理，其中最为重要的是尽快疏导公众可能存在的恐慌，详细阐明危机事件的真实情况，以免造成社会秩序的混乱。而针对网络谣言，政府应以最快速度出面澄清，打通人民与政府之间的沟通壁垒，建立起双向沟通渠道，以有温度、有真情的沟通策略，塑造一个负责任、有担当的政府形象，从而提升人民对政府的信任水平^[39]。

六、进一步研究与讨论

通过以上研究，笔者认为如下问题值得继续探讨。

首先，清廉感知对制度性政治参与有显著正向影响，但并不能直接作用于制度性政治参与，而是通过中央政府信任这一变量的完全中介效应影响制度性政治参与。这一结果符合本文的理论框架，即计划行为理论。清廉感知(自变量)作为个体的一种主观规范，体现了进行接触政府这一行为时所感受到的社会压力，人民对政府的清廉感知程度越高，在做出接触政府的有关行为时感受到的压力越小。其影响体现在人民对于政府态度的积极与否，即政府信任程度(中介变量)的高低，并进一步作用于行为意向，在本文中体现为制度性政治参与(因变量)。

其次，政府信任存在着差序格局，即存在“人民对中央政府信任程度最高，对区县、乡镇政府信任程度依次降低”的趋势。其可能原因是：(1)在接触到的信息方面，由于地域影响，随着政府层级的降低，非官方流传的不利于政府信任的信息可能增加，如小道消息，更可能存在真假参半的情况。而对于大部分人民群众来说，所接触的与中央政府有关的信息多来源于官方媒体，相对更具有权威性与真实性，信息来源在一定程度上影响了政府信任的差序^[40]。(2)已有的研究发现，人民与政府的接触频率升高、程度更为深入，其接触的与基层政府相关的负面事件也相对更多，由归因理论可知，当进行外部归因时，会将负面事件的发生归结为有关政府的能力不足，进而影响其对政府的客观公正评价^[41]。

最后，从已被验证成立的假设4看来，整体政府信任完全中介于清廉感知对制度性政治参与的影响。作为构成整体政府信任这一变量的一部分，中央政府信任也得出了相同的结论。然而，构成整体政府信任的乡镇、区县政府信任对清廉感知对政治参与的间接效应则显示不显著。笔者推测，由于问卷题项限制，清廉感知未区分政府层级。但由于反腐事件通常发生在地方一级，而反腐这一行为的发起方通常为中央政府，因而提到“廉洁奉公，惩治腐败”时，其评价的主体更多是针对于中央政府，也因此，仅有中央政府信任作为清廉感知与制度性参与的中介变量时，假设能够成立，而对于区县、乡镇政府则不成立。在后续的研究中，可以考虑将清廉感知与政府信任各层级的水平进行综合考量。