个体特征、社会结构与清廉感知的性别差异——基于2016年度全国廉情调查的数据分析

倪星 熊晶

一、引言

近些年来，中国持续保持惩治腐败高压态势，取得了令人瞩目的成绩。2019年1至11月，中央纪委国家监委立案审查调查中管干部42人，给予党纪政务处分40人。①去年1月至11月立案审查调查中管干部42人持续保持惩治腐败高压态势［EB/OL］.http：//www.ccdi.gov.cn/toutiao/202001/t20200104_207148.html，2020-01-04.全国纪检监察机关2019年共立案61.9万件，处分58.7万人，其中处分省部级干部41人，厅局级干部0.4万人，县处级干部2.4万人，乡科级干部8.5万人，一般干部9.8万人，农村、企业等其他人员37.7万人。②2019年全国纪检监察机关处分58.7万人 省部级干部41人［EB/OL］.http：//yn.people.com.cn/GB/n2/2020/0117/c378440-33724181.html，2020-01-17.在腐败案件中，女性往往以官员、官员家属、官员情人等身份卷入贪腐丑闻，引起社会高度关注［1］。

在高压反腐败的背景下，社会公众对政府清廉情况评价的差异及其测量方式、影响因素等成为廉政研究领域中的一个热点议题，产生了大量研究文献，这些文献大多是从宏观政治经济文化、反腐败绩效、媒介信息渠道以及公众内部社会阶层等角度展开研究。然而，不同性别之间的清廉感知是否存在差异，是什么原因导致了这些差异，目前尚缺乏充分的讨论。社会性别是以生物性别差异为基础的社会关系的构成要素，是表示权力关系的一种方式［2］。女性由于在社会关系中与男性所处社会位置的不同，被赋予了不同的社会地位与角色期待，由此产生了不同的社会认知与社会期待。女性对政府清廉情况的主观评价，即女性的清廉感知，是衡量整个社会公众清廉感知的重要尺度。探究女性与男性的清廉感知差异及其背后的因果机制，具有重要的理论意义和政策价值。

本文基于全国范围大样本调查数据进行实证分析，探讨公众清廉感知中的社会性别差异。具体而言，本文将力图回答以下问题：女性与男性对政府清廉度的评价是否存在显著差异？性别之间的哪些个体特征和社会结构因素影响了其清廉感知？具体的影响机制是什么？

二、文献综述与研究假设

（一）文献综述

现有文献指出，公众清廉感知与其腐败容忍度、反腐败满意度和腐败接触经历等有显著关联［3］。政治信任与公众接触腐败信息的媒体类别也会对公众个体的清廉感知度产生影响［4-6］。其中，腐败容忍度体现的是人们对腐败的认知、接受程度和反腐败的意愿。一般情况下，腐败容忍度高的人，更容易无视腐败甚至参与腐败［7］，对一些较模糊的腐败行为更容易接受，更有可能感知到较高的清廉水平。与之相反，腐败容忍度低的人，对腐败行为的接受度较低，更有可能感知到较低的清廉水平［8］。反腐败满意度受政府反腐败力度与公众获取反腐败信息渠道的影响，政府加大反腐败力度并不一定能够提升公众的反腐败满意度，但反腐败满意度与公众的清廉感知度之间呈显著的正相关关系［9］。公众对政府反腐败工作越满意，其清廉感知度也越高。公众获取信息的机制包括直接信息机制与间接信息机制。其中，亲身经历所获取的腐败信息属于直接信息机制范畴，通过媒体获取腐败信息的机制为间接信息机制。有研究表明，公众个人的腐败经历与公众的清廉感知存在显著负相关关系。与有行贿经历和被索贿经历的公众相比，没有这些经历的公众清廉感知度更高［9-10］，有过腐败经历的个体会更倾向于认为政府是腐败的［11］。获取腐败信息的媒体可进一步分为官方媒体和非官方媒体。政府通过官方媒体宣传反腐败信息对大多数公众产生影响，能够显著提高公众的清廉感知度［12-13］。公众通过非官方媒体获取腐败信息，则会显著降低公众的清廉感知度，甚至会抵消官方媒体所带来的积极效果［14］。

性别对公众清廉感知度的影响，也在一些研究中被探讨，研究者们大多认为性别与公众清廉感知度之间存在显著相关关系［9，11，15］。但是，在这些研究中性别是和年龄、受教育水平、政治面貌等人口统计学变量一起被视作为控制变量的，性别对公众清廉感知度的影响机制缺乏独立、系统的讨论。本文利用全国范围的调查数据，首先对公众社会性别与清廉感知之间的关系进行分析，然后从政治信任度、风险规避意识、工作性质、社会地位、获取信息的渠道差异等角度，探讨个体特征与社会结构影响其清廉感知的内在机制。

（二）研究假设

“女性清廉论”主张女性比男性更加清廉，表现在女性较之男性对腐败的包容度更低［16-17］、女性更不易参与腐败［16，18］，并且女性对腐败行为持更加抵触的态度［19］。有学者通过分析跨国数据发现，在女性参与公共事务比例高的国家，该国的清廉水平也更高［20-21］。同时，女性比男性更倾向于认为政府是清廉的［22-23］。不同性别对待腐败的态度和行为，以及对政府清廉水平的评价存在差异。据此，我们提出以下假设：

假设1：在其他条件不变的情况下，性别对公众的清廉感知存在显著影响，女性的整体清廉感知度高于男性。

“女性清廉论”的支持者认为，女性本身即是一种更加公平和清廉的性别［16］。从女性个体特征来看，女性较之男性往往拥有更高的伦理标杆和行为标准，更具利他主义和公德心，对公共利益也更加关心［24］，对政府的信任程度也更高。相关研究结果显示，政治信任与清廉感知呈显著正相关关系［25］。据此，我们提出以下假设：

假设2.1：在其他条件不变的情况下，女性的政治信任度较之男性更高，女性的清廉感知度也更高。

当今世界普遍存在着性别不平等现象，系统性歧视使得女性的处境相对于男性更脆弱，女性违背规则更容易招致惩罚，使得女性更倾向于遵守社会规则［26］。因此，女性对风险更加敏感，也更倾向于规避风险［26-27］。清廉感知度一般是通过问卷调查的方式来测量公众对政府清廉水平的主观态度。由于女性的风险规避意识更强，在被问及政府是否清廉这类敏感问题时，往往更倾向于给予积极评价。据此，我们提出以下假设：

假设2.2：在其他条件不变的情况下，女性的风险规避意识较之男性更高，女性的清廉感知度也更高。

对女性而言，社会结构中存在的机会和受到的制约与男性不同。女性往往被赋予了更多不同于男性的期待角色，如女性承担着更多的家庭角色，尤其是在家庭事务和儿童教育方面，这减少了女性参与到竞争性市场或公共事务中的时间与机会，女性被雇佣的概率更小。这使得女性往往更容易被排斥在腐败利益共享的“老男孩社会网络（Old Boy Network）”之外［28］。女性通过工作直接接触腐败的机会更少。据此，我们提出以下假设：

假设3.1：在其他条件不变的情况下，女性在体制内工作的比例较之男性更低，女性的清廉感知度也更高。

阶层认同是个体对自身阶层地位的感知［29］，女性的客观社会地位并不能完全代表其主观阶层认同。主观性社会阶层认同除了受客观因素影响外，还受到个体特征、社会结构性因素和环境因素的影响。有实证数据分析表明，女性的阶层认同程度，即女性对自身社会地位的评价高于男性［30］。而公众的主客观社会地位与其社会政治态度之间具有显著相关性。与客观社会地位相比，主观社会地位的认同更直接关联于其社会政治态度［31-32］。一些学者基于中国社会状况综合调查（CGSS）不同年份数据的分析，认为自己处于社会中层的公众会更加倾向于认为当前国家的各项制度是公平的，对当地政府各项工作的满意度和信任水平也相对更高［33-34］。据此，我们提出以下假设：

假设3.2：在其他条件不变的情况下，女性对自身社会地位的评价高于男性，女性的清廉感知度也更高。

研究文献指出，女性参与政治生活的兴趣往往较低，在使用互联网的过程中，女性更倾向于将其作为沟通交流的工具，而非获取信息的有效渠道［35］。女性往往更倾向于通过官方媒体的宣传获取相关信息。而官方媒体会对大多数公众产生影响，左右他们对政府的腐败程度和普遍度的认知［12］，显著提高公众的清廉感知程度［13］。 据此，我们提出以下假设：

假设3.3：在其他条件不变的情况下，女性通过官方媒体获取腐败信息的比例较之男性更高，女性的清廉感知度也更高。

根据以上研究假设，本文的分析框架如图1。

图1 本文的分析框架

三、数据来源与变量测量

（一）数据来源

本文使用的数据来源于中山大学廉政与治理研究中心主持的2016年全国廉情评估调查。为全面了解我国公众对各级政府的清廉感知和反腐败工作评价等方面的情况，中山大学廉政与治理研究中心从2013年开始，每年年底采用分层抽样方法，在全国各地居民中运用随机抽样的方式进行电话访问调查。2016年，该中心完成对全国共计47483位公众的电话访问，内容涵盖公众对各级政府清廉情况的评价、公众对政府的信任度、获取腐败信息的渠道以及工作性质、所处社会阶层地位的自我评价等。

（二）变量测量

1.被解释变量。清廉感知度。本文的被解释变量为公众对各级政府清廉情况的评价。在调查问卷中，分别询问了被调查者对中央与其所居住的省（自治区、直辖市）、市（地区、盟）、县（区）党政机关腐败程度的评价。对于该问题的回答，分别将“非常腐败”“比较腐败”“一般”“不太腐败”“非常不腐败”赋值为“1”“2”“3”“4”“5”，“拒答”和“不了解”则处理为缺失值，以此测量公众对各级政府的清廉感知度，并通过计算公众对各级政府清廉感知度的加权平均值形成公众整体清廉感知度。数值越高，表示公众对政府清廉情况的评价越高。

2.解释变量。性别。本文的核心解释变量为公众的性别。在调查问卷中，分别询问并记录了每位被调查者的性别，将女性赋值为“1”，男性赋值为“0”，该变量为虚拟变量。

政治信任度。在调查问卷中，询问了被调查者对党政机关的信任程度。分别将“完全不信任”“不太信任”“一般”“比较信任”“非常信任”赋值为“1”“2”“3”“4”“5”，“拒答”和“不了解”则处理为缺失值，以此测量公众对政府的信任程度。数值越大，表示公众对政府的信任度越高。

风险规避意识。在调查问卷中，询问了被调查者在发现腐败行为或腐败线索时影响其决定是否举报的因素，包括：“举报方式是否便利”“举报是否有用”“举报者（您）的信息是否得到保密”“腐败是否与您或您的亲友利益直接相关”“举报者是否会受到打击报复”和“其他”。受访者选择“举报者（您）的信息是否得到保密”或“举报者是否会受到打击报复”时，我们判定该受访者的风险规避意识较强，赋值为“1”；选择其他选项判定为风险规避意识较弱，赋值为“0”，该变量为虚拟变量。

工作性质。在调查问卷中，询问了被调查者的工作单位，将“党政机关”“事业单位”“国有企业”的工作视为“体制内工作”，赋值为“1”；将其他选项视为“非体制内工作”，赋值为“0”，作为参照组。该变量为虚拟变量。

社会地位。在调查问卷中，要求被调查者就自己属于所居住城市的社会地位进行自评，根据评价结果，分别将“下层”“中下层”“中层”“中上层”“上层”赋值为“1”“2”“3”“4”“5”，“拒答”和“不了解”则处理为缺失值。数值越高，表示该被调查者认为自己的社会地位越高。

获取腐败消息的信息渠道。问卷中询问了被调查者获取腐败信息的主要渠道，包括官方媒体报道和非官方媒体报道。将官方媒体报道赋值为“1”，非官方媒体报道赋值为“0”，该变量为虚拟变量。

3.控制变量。由于受教育程度、收入水平、政治面貌、年龄、户籍类型和居住地等可能影响公众的清廉感知度，我们将其均列为控制变量。其中，居住地、户籍类型均处理为虚拟变量，“1”分别表示“城市”和“城镇常住户口”，“0”分别表示“农村”和“农业户口”；将政治面貌处理为类别变量，参照组为“党员”。受教育年限则根据被访者回答的学历情况分别赋值为相应的受教育年限数。年龄以实际回答年龄为准。各变量的描述性统计分析结果见表1。

如表1所示，公众对中央政府、省级政府、市级政府、县级政府清廉感知度的平均值分别为2.90、2.84、2.90、2.91，整体清廉感知度为2.64。在被调查对象中，女性所占比例为41%。在图2中，可以直观地看出不同性别的清廉感知水平不同，女性受访者与男性受访者对各级政府的清廉感知度以及整体清廉感知度评价均存在差异。如图3所示，女性的政治信任度为3.68，高于男性的3.58；女性的风险规避意识也更强。如图4所示，女性在体制内工作的比例为19%，男性的比例为26%。图5显示的是女性与男性对自身社会地位的评价，有64%的女性受访者认为自身属于所居住城市的中层及中层以上，其中认为自身处于中层的女性受访者占52%。在男性受访者中，89%认为自身属于所居住城市的中层及中层以下，其中认为自身处于中层、中下层、下层的比例分别为38%、27%、24%。与男性相比，女性的主观社会地位评价更高。在获取腐败信息的渠道上，女性与男性也存在差异。如图6所示，52%的女性通过官方媒体获取腐败信息，而男性中有58%是通过非官方媒体获取腐败信息。

表1 变量描述表

图2 女性与男性的清廉感知差异

图3 女性与男性政治信任与风险规避意识的差异

图4 女性与男性工作性质的差异

图5 女性与男性对自身社会地位评价的差异

图6 女性与男性获取腐败信息的媒体渠道差异

四、数据分析

本文首先采用一元回归的方法，探究性别与清廉感知度的相关关系；然后通过多元回归，分析政治信任、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道等因素对清廉感知度的影响；最后构建SEM结构方程模型，分析以上各因素在性别对清廉感知度的影响中的间接效应，并得出性别对清廉感知度影响的总效应。

首先，将性别作为解释变量，清廉感知度作为被解释变量，进行一元回归分析，得到的结果如表2所示。

表2 性别与清廉感知度的一元回归分析结果

从表2中的数据可以看出，性别与清廉感知度之间具有显著的相关性。与男性相比，女性对省级政府、市级政府及县级政府的清廉感知度均更高，且女性的清廉感知度随着政府层级的降低而提高。在中央政府模型中，与女性相比，男性的清廉感知水平则相对更高。在整体模型中，女性整体清廉感知度更高。

其次，进一步将其他解释变量放入回归模型中进行多元回归分析，得到的结果如表3所示。

在表3中，各个模型的Wald检验结果均在0.001水平上显著，说明模型中各个解释变量在总体上是有效的。VIF（方差膨胀因子）均小于3，说明各变量之间不存在严重的多重共线性问题。Pseudo R2均大于0.15，表明模型的拟合度较好。在各级政府模型中，性别与清廉感知度呈显著相关关系。在整体模型中，女性的整体清廉感知度较之男性更高。在各级政府模型中，女性对省、市、县级政府清廉情况的评价比男性高，但在中央政府模型中女性的清廉感知度比男性低。这说明假设1的绝大部分内容可以得到验证。有趣的是，女性与男性对不同层级政府的清廉感知存在差序格局，其原因可能与地区经济发展水平和公众的政治态度相关［36］，具体机制有待进一步研究。

表3中的回归结果显示，在各级政府模型与整体模型中，政治信任度与清廉感知度之间均显著正相关，即政治信任度越高，清廉感知度也越高。在整体模型中，风险规避意识与清廉感知度之间存在相关性；在各级政府模型中，风险规避意识与清廉感知度之间不存在相关性。这说明风险规避意识与清廉感知度之间的相关关系不太稳定。与非体制内工作相比，体制内工作与清廉感知度之间具有显著相关关系。与自我社会阶层评价为下层的公众相比，自评为中下层、中层、中上层的公众对各级政府的清廉感知水平显著更高，这一结果在各级政府模型与整体模型中均得到体现。获取信息的渠道与清廉感知度之间也存在显著相关性，与通过非官方媒体获取腐败信息的公众相比，通过官方媒体获取腐败信息的公众清廉感知度显著更高。

在控制变量中，年龄与收入因素的影响并不显著。在政治面貌方面，与党员群体相比，共青团员和群众的清廉感知度更低。在居住地方面，城镇居民对所在地市级政府和县级政府的清廉感知水平更高。在户籍类型方面，农村户口的公众对地市级政府和县级政府的清廉感知水平更高。

表3 性别与公众清廉感知度的OLS回归分析结果

Standard errors in parentheses，***p ＜0．01，**p ＜0．05，*p ＜0．1

最后，本文选择整体模型中可能对公众整体清廉感知度产生影响的因素，包括政治信任、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道，进一步探究其如何影响性别与清廉感知度之间的关系。为方便分析，此处将社会地位视作连续变量。根据图7的路径分析和表4的SEM结构方程模型结果，可以发现：性别与公众的政治信任度、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道之间存在显著相关性，政治信任度、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道显著地影响清廉感知度。与男性相比，女性的政治信任度更高，相应的清廉感知度也更高，假设2.1得到验证。女性的风险规避意识更强，相应的清廉感知度也更高，假设2.2得到验证。女性在体制内工作的比例更低，相应的清廉感知度也更低，假设3.1得到验证。不同性别的公众对于自身社会地位的评价不同，女性相较于男性更倾向于认为自己处于较高的社会地位，相应的清廉感知水平也更高，假设3.2得到验证。与通过非官方媒体获取腐败信息相比，女性更倾向于通过官方媒体获取腐败信息，相应的清廉感知度也更高，假设3.3得到验证。

如表4所示，性别对清廉感知度的直接效应为0.083，性别通过政治信任、风险规避意识、社会地位、工作性质、信息渠道对清廉感知度的间接效应分别为0.0228、0.0032、0.0345、0.0011、0.0106，性别对清廉感知度的总体影响为0.1552。

图7 性别影响清廉感知度的路径

表4 性别对清廉感知度影响的路径回归系数

五、结论

基于2016年度全国廉情调查数据，本文通过实证分析发现，公众的性别与其清廉感知度之间存在显著相关关系，女性较之男性的整体清廉感知度更高。与男性相比，女性对各级地方政府的清廉评价更高，且存在差序格局。公众的政治信任、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道对清廉感知度有显著影响。性别对清廉感知度的影响不仅有直接效应，还通过政治信任、风险规避意识、社会地位、工作性质和信息渠道引起间接效应，性别对清廉感知度的总体影响为0.1552。具体而言，女性的政治信任度在整体上高于男性，女性的清廉感知度也高于男性；女性的风险感知意识更强，其清廉感知度也较高。女性对自我社会地位的评价总体较高，相应的对政府清廉水平的评价也更高；与男性相比，女性在体制内工作的比例较低，其清廉感知度也较高。女性更倾向于通过官方媒体获取腐败信息，其清廉感知度也相应更高。

在理论上，本文揭示了不同性别特征下的清廉感知差异及其影响机制，推动了性别与腐败方面的知识积累。在实践上，本文的发现有利于针对性地宣传反腐败成果，提升公众对政府清廉水平的评价。当然，本文对清廉感知度、政治信任度和社会地位的测量采用的是主观评价方法，未来可考虑引入更加客观、多元的方法进行更加精准的测量。本文所讨论的个体特征与社会结构可能没有完全涵盖相关影响因素，也有待于在未来的研究中加以补充和完善。