互联网使用何以影响公众的环境治理满意度？——基于环境问责调节的政府环保形象中介效应分析

苏毓淞 汤峰

一、导言

坚持以人民为中心是我国政府环境治理工作领域中的内在要求。随着中国特色社会主义进入新时代，高质量发展成为主线，加强生态环境建设成为高质量发展的题中应有之义。同时党的十九届五中全会把“以人民为中心，坚持新发展理念”作为社会主义事业建设的重要方略①第46 次《中国互联网络发展状况统计报告》（全文），http://www.gov.cn/xinwen/2020-09/29/content_5548176.htm.，这对国家治理相关环节中重视公众意见有重要指示。不仅如此，自新公共管理运动后，政府绩效评估“满意度模式”在学理上的价值日益彰显，并为学界广泛认同（范柏乃、金洁，2016；刘淑妍、王欢明，2013；倪星、李佳源，2010）。因此，对公众环境治理满意度的研究极具理论和现实意义。

然而，公众满意度与政府的客观治理绩效并不完全一致（李文彬、沈涵、李雅婷，2019）。例如，一项关于政府公共服务与公众满意度的经典研究，研究者通过在美国亚拉巴马州的塔城随机抽取当地16 个学区、538 位居民的样本，用电话访谈形式调查了公众对城市警察服务评价。研究结果显示：警察回应时间和出警次数等相对客观的服务情况与公众对警察服务的主观评价间并不相关（Brown,K.,&Coulter,P.,1983）。围绕环境治理，学者亦发现，政府环保客观绩效的提升并不必然提升公众环境治理满意度，满意度存在鲜明的群体性差异（汤峰等，2021；唐啸等，2020）。基于此，诸多研究尝试从客观环境绩效以外的视角去解析公众对政府环境治理满意度的差异。特别是，网络在中国政治社会中的作用日益凸显。截至2020年6月，中国互联网用户达9.4 亿，互联网普及率高达67%①第46 次《中国互联网络发展状况统计报告》（全文），http://www.gov.cn/xinwen/2020-09/29/content_5548176.htm.，互联网使用不断得到环境治理领域关注。因而，相关研究借助“互联网使用”去解释公众对政府环境治理满意度的差异（汤峰等，2021；苏振华、黄外斌，2015；周全、汤书昆，2017）。

不过，互联网使用与公众环境治理满意度间关系仍莫衷一是。促进论认为互联网提升公众的知识水平、促进其对政府的支持和积极评价；而抑制论则强调互联网传播更多元的信息和价值，降低了使用互联网的公众对政府满意度。就中国具体实践而言，互联网使用对公众环境治理满意度有何效果？对此问题有待实证数据加以检验。不宁唯是，相关研究就互联网使用之于满意度作用机理的系统讨论也有待充实，内在机制仍不甚清晰。此外，涉及机制的解释主要侧重于传播学的因素和理论视角，对政治性因素的关注明显不足。中国的环境治理工作是自上而下的国家主导模式，环境保护往往被视为一项政治任务，我国各级政府是环境治理过程中的责任主体（苏毓淞、孟天广，2016；吴建南等，2016;Liu,et al.,2012）。互联网使用的影响过程理应深受政治因素影响。因而，解析互联网使用的作用机理，尚需从政治的逻辑对政府相关因素详加考察。

基于此，本文将首先对互联网使用和中国公众环境治理满意度的关系进行实证检验，然后主要基于政治逻辑，尝试从政府环保形象和环境问责的角度去澄清互联网使用的作用机制。本研究有助深化对我国环境治理模式的理解，透析公众评价政府绩效背后的治理意蕴。同时，本研究在视角上转向政治逻辑，进一步完善对新媒体使用影响政府治理评价的学理解释。

二、文献综述与研究假设

（一）互联网使用与环境治理满意度

新闻媒介在现代政治中愈发重要。有学者断言，现今政治早已步入媒介时代，倘若不能正视政治过程中的媒介作用，便难以真正理解政治活动（施从美、江亚洲，2017）。就环境治理领域，媒介为公众获取环境信息提供渠道，将政治体系与公众紧密联系起来（叶杰，2019）。新闻媒介通过选择传播表达方式以呈现环境议题重要性，引导公众对环境问题关注（Howarth,2012）。不过，学界早期并未对“互联网使用影响满意度”进行专门研究。对“新闻媒介与公众评价政府间关系”等有关议题的讨论在一定程度上涉及对此问题的回答。

新闻媒介对公众评价政府绩效有何作用？学界形成了三种主要的解释模式，即媒体抑制论、媒体良性循环论和媒体中性论（胡荣、庄思薇，2017;卢春龙、严挺，2015）。以迈克尔·罗宾逊（Michael J.Robinson）为代表的“媒体抑制论”认为，新闻媒体传播导致公众对政府负向的评价。原因在于，电视等新闻媒介倾向于曝光政治人物和政治过程等方面的负面消息，公众对政治参与的热情和信任受到抑制，降低了他们对政府的评价（Robinson，1976；O’Keefe，1980）。不同于“媒体抑制论”看法，以皮帕·诺里斯（Pippa Norris）、李·贝克尔（Lee Becker）和查尔斯·惠特尼（Charles Whitney）等为代表的“媒体良性论”学派则认为，新闻媒介有助社会公众对政府形成积极的评价（Becker &Whitney,1980;Norris,2000）。针对上述两种解释分歧，“媒介中性论”指出新闻媒体仅是政治资讯的传送纽带，报道内容在性质上的负面性会影响公众对政府负向评价，而非新闻媒介本身（胡荣、庄思薇，2017）。尽管，媒介与公众评价政府间关系相对复杂，不同学派在新闻媒介是否影响公众对政府评价的具体作用解释上尚存争议。不过，学界基本共识是：新闻媒介影响社会公众对政府态度和绩效的评价（卢春龙、严挺，2015）。

随着社会经济发展，互联网不断普及。学界逐渐意识到，以互联网为代表的新媒体与传统媒体在公众评价政府绩效的影响上截然不同（Bennett,et al.,1999）。针对互联网使用对政府绩效评价的作用，既有新闻媒介作用的一般性解释仍影响对互联网发挥何种作用的认识。对此问题，形成了两种代表性观点。其一，对互联网持乐观积极态度的学者认为，互联网丰富公众的政治知识，为其参与政治拓展渠道，提升公众政治支持，有助对政府工作产生更好评价（Boulianne ,2009;Stoycheff &Nisbet,2014）。其二，对互联网持怀疑态度的学者则强调，互联网传播媒介缺乏对信息的过滤和筛查机制，传统媒介领域存在的“把关人”角色在网络传播中有所缺失（Williams &Carpini,2004）。同时，作为“受众主导型”的互联网传播媒介对公众话语权较重视（卢春龙、严挺，2015）。因而，多元化的批判性信息更可能在网上大规模传播，公众接触到此类信息后容易对政府相关工作产生相对负面的评价（Im,el al.,2014）。上述截然相反的观点自然引发我们思考，在中国特定语境下，互联网使用对公众评价政府环保工作有何影响？互联网使用起到促进还是抑制作用？

以互联网为代表的新媒体广泛使用改变了中国传统的信息传播模式（王正祥，2009）。相关研究发现，公众对互联网的使用会影响其对政府工作的态度和满意度评价（张明新、刘伟，2014）。环境治理领域的实证研究指出，相比传统媒介，互联网使用降低了中国公众对政府环境治理满意度的评价（汤峰等，2021；苏振华、黄外斌，2015）。因此，我们推测互联网使用抑制了公众对政府环保绩效评价。由此得出：

H1：互联网的抑制效应。公众频繁使用互联网，将降低其对政府环境治理工作满意度的评价。

（二）政府环保形象对环境治理满意度影响

在中国，为何互联网使用对公众环境治理满意度产生抑制作用？传播学领域，“媒介使用之于公众对政府评价作用机制”形成的媒介偏向论、媒介决定论和媒介场景论固然有一定解释力，对抽象上理解该问题有所启发。不过，这并非专门针对互联网抑制作用的内在机制分析。不同媒介对政府治理绩效的评价甚至会产生截然相反的效果（Bennett,et al.,1999）。既有新闻媒介的一般性解释，可能并不完全适用于对互联网作用机制的具体分析。

而直接涉及对“互联网与环境治理满意度”的讨论中，大都仅从实证角度对两者关系加以论证，鲜有从理论上对互联网抑制性作用的内在机制深入分析。此外，有关互联网抑制作用机制的研究中，主要依赖传播学相关因素进行解释，忽视政治性因素。国家主导的治理模式构成了中国环境治理工作的基本特征。环境不再简单地理解为经济问题，而是一项关键的政治问题，已成为中国理论界和实践界的普遍共识（陈吉宁，2017）。如果不能正视“国家主导”这一基本底色，仅借助传播学理论、未能从政治学相关因素去解释互联网抑制性作用的机制，将难以真正把握中国特定背景下公众环境治理满意度差异的内在逻辑。因而，本文基于政治逻辑，尝试用政府环保形象去揭开互联网抑制作用背后隐藏的因果链条。

所谓“政府环保形象”是指政府在环境保护上的立场、态度和行为的综合体现，以及公众对这种外在体现的感知并形成的主观印象，是主客观相结合的产物。其内涵非常广泛，包括政府对环境治理是否重视，是否依法等（汤峰等，2021）。已有研究便指出，公众对政府绩效满意度评价除受到客观绩效影响外，还深受公众的情绪和政府形象等因素的影响（范柏乃、金洁，2016；Brown，2007）。因而，我们有理由相信，政府环保形象可能在互联网使用的抑制作用过程中承担着重要角色。

1.政府环保形象与环境治理满意度

良好的政府形象可以促进公众对政府环境治理工作满意度的正向评价。环境治理并非一朝一夕便能完成，当政府树立起良好的环保形象并为公众感知，社会公众便会认可政府在环保上的决心和努力，并对政府在未来改善客观环境质量充满信心（汤峰等，2021）。民众对政府环境治理绩效的评价不再局限于眼前，而是放之长远。丁煌的研究指出，良好的政府形象能够提升政策的执行效率，容易获得公众对政府的积极评价（丁煌，2002）。范柏乃等人（2016）的实证研究也揭示出，政府形象对公众评价政府的相关工作间存在正向关系。由此，我们认为政府环保形象能够促进公众环境治理满意度的提升，据此提出：

H2A：政府环保形象增益作用。良好的政府环保形象能提高公众对环境治理满意度的评价。

2.互联网使用与政府环保形象

互联网使用影响公众对政府环保形象的感知。由于互联网媒介上的信息传播缺乏“把关人”，加之国家对传统媒体监管模式在互联网传播中很难奏效，网络上易大规模流传政府在环境领域的负面消息。因而，公众更可能接触到来自全国的环保负面信息，对政府当前的环境治理工作产生强烈批判意识和不满情绪。在此情况下，公众将注意力主要集中到现实的环境污染问题上，易忽视当地政府在环保领域塑造的良好态度和立场，弱化对本地良好政府环保形象的感知。当公众对政府在未来改善环境质量的努力和决心关注较少，加之来自全国环境污染负面信息的催化，将降低其对政府环保形象的评价。由此提出以下假设：

H2B：互联网弱化形象效应。互联网使用越频繁的公众，对政府环保形象的评价越低。

综合H2A和H2B，政府环保形象在互联网使用抑制性作用的过程中起到中介作用。一方面，互联网使用影响公众对政府环保形象的判断。另一方面，政府通过多种方式塑造良好的环保形象，有助提升公众对政府环境治理工作的信任，使其对未来环境客观质量的改善充满信心，对政府环境治理满意度产生更高的评价。由此得出以下综合H2：

H2：政府环保形象的中介作用。政府环保形象在互联网使用之于公众环境治理满意的抑制作用中起到中介效应。即互联网使用弱化了公众对良好政府环保形象的感知，进而降低了其对政府环境治理工作的满意度。

（三）环保问责对环境治理满意度的调节作用

作为国家主导的环境治理模式，中国政府在环保工作中发挥的作用极为关键。不过，政府组织内部存在不同的等级，且我国不同层级政府在环境治理中的行为偏好可能并不完全一致。中央政府出台了《环境保护法》《环境保护督察条例》等多部法律法规，以推动地方加快落实环境治理的主体责任（史丹等，2020）。具有中国特色环境保护管理制度的中央环保督察制度由此诞生（贺茫、陈彪，2020），来自中央和上级政府的环境问责成为规范地方环境保护工作不可或缺的重要推动力。理解中国环境治理过程，不应忽视自上而下环境问责的作用。

以往研究强调，在中国的单一制体制背景下，以中央和上级政府的环保督察为主要手段的环保问责是激发地方政府积极推动环境治理的外在动力，从而提升环境治理的客观绩效。例如，吴建南等人（2016）利用中国31 个省级行政区2004-2011年间的面板数据研究发现，自上而下的环保考核显著提升了地方环境污染治理的客观效果。郑思齐等人（2014）对全国86 个重点城市的面板数据研究同样发现，环保考核目前已成为官员晋升的重要指标，在此激励模式影响下地方环境质量有了显著改善。因而，我们有理由相信，环境问责与公众评价政府环保绩效间存在正向联系。即公众越是认为地方政府的环境失职行为会受到上级问责，越可能对政府环境治理工作形成较高评价。基于此，自然衍生出一个新问题，自上而下的环境问责是否影响政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用？

经验上，中国公众与我国地方政府联系最为密切，其对政府的抽象性理解往往源于对地方政府的具体接触。相对而言，政府环保形象主要来自公众对地方政府的感知。既有研究指出，当地方政府出现环境治理失范行为未能及时更正时，会降低公众对政府的评价，甚至诱发环境群体性事件的爆发（刘细良、刘秀秀，2013）。而自上而下的环境问责能够对地方环境行为进行规范性约束。若公众对地方政府环保形象评价不佳，那么通过自上而下的环境问责能一定程度重塑公众对政府环境治理工作的信心，削弱因环保形象不佳对公众满意度造成的负面影响。据此合理推断，环境问责正向调节政府环保形象对公众环境治理满意度的正向作用，不过这一假设尚未得到实证数据的检验。由此提出以下假设：

H3：环境问责与政府环保形象间存在调节作用。自上而下的环境问责能正向调节政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用。即公众认为环境问责可能性越强，政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用的效果将不断递增。

（四）本文研究的基本框架

本文通过对政府环保形象和环境问责的考察，从理论上揭示了互联网使用与公众环境治理满意度关系的内在作用机制。互联网使用对公众环境治理满意度存在抑制作用，而政府环保形象在互联网使用的抑制作用过程中起到中介作用。其作用逻辑在于，互联网使用弱化了公众对政府环保形象的感知，而政府环保形象对公众环境治理满意度存在增益作用，同时环境问责对环保形象增益作用发挥正向调节效应。相关变量间逻辑关系见图1。

图1 互联网使用对公众环境治理满意度的作用逻辑

三、数据、变量和方法

（一）数据来源

本文采用的数据主要来自中国综合社会调查（CGSS2015）,由中国人民大学中国调查与数据中心实施完成。该调查采用多阶分层概率抽样设计，调查点覆盖了中国内地28 个省级行政单位（不包含港、澳、台、新疆、西藏和海南），CGSS2015 全部样本量为10968，本文根据研究需要从中选取相关变量进行分析。因研究使用的F 模块只涉及1/3 样本，以下分析和推论仅在此基础上进行操作。

（二）变量定义和操作

1.因变量

公众的环境治理满意度是本研究的因变量。对其测量源于CGSS2015 问卷中“您对政府在下列工作方面的表现是否满意呢（环境保护）”,选项有“非常满意”“满意”“一般”“不满意”和“非常不满意”，赋值分别为1-5。为了研究方便，将原有的选项赋值进行反向调整。

2.自变量

互联网使用是本文研究的自变量，对其测量根据问卷“过去一年，您对以下媒体的使用情况是——互联网（包括手机上网）”进行测量。其选项为“从不”“很少”“有时”“经常”“非常频繁”，原始赋值分别为1-5。

3.中介变量——政府环保形象

政府环保形象将借鉴已有的研究，从政府对环境治理的重视程度和依法处理两个角度进行衡量（汤峰等，2021）。CGSS2015 问卷中询问了受访者如下两个问题。问题1“如果在您家附近有一家企业违反规定排放废气或污水，严重损害居民健康。如果向有关部门举报这件事，政府会如何处理”，其选项分别为“政府根本就不会派人来调查处理”“政府会派人来调查处理，但会拖很久”“政府会派人来调查处理，但不会很快”“政府很快会派人来调查处理”“政府会立即派人来调查处理”，赋值分别为“1-5”。问题2“您认为在以下各个方面的社会治理工作中，依法办事的水平如何—环境污染的治理”，选项为“非常低”“比较低”“一般”“比较高”“非常高”，赋值为“1-5”。政府环保形象的测量得分将基于上述2 道题的结果进行加总，分数越高表明政府环保形象越良好。

4.调节变量——环境问责

对环境问责的测量将采用主观评价方式，即公众是否认为地方政府的环境失职行为会被上级问责。根据CGSS2015 问卷中问题F253，“下列领导人员的行为，如果违反法律，有重大决策失误，您认为他们是否会被问责？——政府领导片面追求产值，对企业排污疏于监管，造成环境恶化？”选项为“很少”“有时”“基本上”“通常”和“总是”，赋值分别为“1-5”，赋值越高，表明公众更可能认为地方政府因环境问题会被上级问责。

5.控制变量

为研究的科学严谨，在借鉴已有研究基础上以及考虑到数据的可获得性，本研究将加入相关控制变量。既有研究认为诸如性别、年龄、收入等人口经济特征可能会对公众评价政府环境治理的满意度造成影响（汤峰等，2021；史丹等，2020；吴建南等，2016）。因此，在分析中相继加入（1）性别，女性=0，男性=1；（2）年龄，即受访者在接受调查时的周岁数；（3）户口类型，农业户口=1，非农业户口=0（包括蓝印户口、居民户口等）；（4）城乡区域，城市=1，农村=0；（5）民族，汉族=1，少数民族=0；（6）婚姻状况，已婚=1（包括再婚有配偶、分居未离婚等），其他婚姻状况=0；（7）宗教信仰，有宗教信仰=1，无宗教信仰=0；（8）受教育程度为定类变量，包括未受教育=1，小学=2，初中=3，高中职教育（包括高中、中专、职校等）=4，高等教育（本科及研究生以上）=5；（9）个人总收入，取对数形式（原始值加1 后再取对数）。同时，根据相关研究建议（汤峰等，2021；郑思齐等，2013），本研究还继续加入个体的心理评价等因素。（10）公众对健康情况的自我感知，取值为1-5 的定序变量，数值越大，说明居民对自我的健康状况评价越高；（11）公众的社会信任，取值为1-5 的定序变量，数值越大，说明信任程度越高；（12）公众对社会公平的评价，取值为1-5的定序变量。数值越大，说明居民对社会公平的感知越高。

所有变量剔除了缺失值（详见表1 变量的描述性统计），为了方便进行回归系数的比较，除教育以外的其他的非二元变量均进行标准化处理，即减去变量的均值并除以2 倍变量的标准误（Gelman,2008）。

表1 主要变量的描述性统计

（三）模型方法

1.互联网使用的抑制作用模型

因本文研究因变量数据类型上属于定序型，理论上应用定序模型进行分析。不过因变量取值范围为1-5，一共包含5 类，只要回归方程设定没有问题，使用普通最小二乘方法进行回归，其结果与定序模型分析具有一致性。因而，为研究便利，我们采用普通最小二乘法回归（OLS）分析。其基本估计模型为：

其中，X 代表性别、年龄、受教育程度等一系列可能影响公众对政府环境治理满意度的控制变量，而为残差项。

2.政府环保形象的中介作用模型

为检验政府环保形象的中介作用，根据已有研究的建议（Baron,et al.,1986），在模型（1）基础上建构以下中介作用模型：

其中模型（2）表示互联网使用对政府环保形象的弱化效应。而模型（3）表示政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用。若中介变量存在，则应该显著，在控制前提下，系数显著，γ1β1表示政府环保形象这一中介变量对政府环境治理满意度的中介效应。

3.环境问责的调节作用

若环境问责对政府环保形象增益作用起到调节作用，则在模型（3）的基础上加入环境问责变量，以及环境问责和政府环保形象的交互项，得到以下模型：

我们使用了STAN 软件②Stan Development Team.RStan:the R interface to Stan.R package version 2.21.2.2020.http://mcstan.org/.和R 语言中的rstanarm 包③Goodrich B,Gabry J,Ali I &Brilleman S.rstanarm:Bayesian applied regression modeling via Stan.R package version 2.21.1 2020.https://mc-stan.org/rstanarm.进行以下数据分析。每个模型均进行10 链2000 次MCMC 的迭代，保证了模型的收敛，所有参数值均在1.0（Gelman,2008），每个模型仅保留10000 次MCMC 迭代的结果进行数据分析与结果呈现。

四、实证分析结果

本研究将首先检验互联网是否对中国公众环境治理满意度的评价存在抑制作用，然后进一步检验政府环保形象的中介效应是否存在。在中介效应的检验中，先分析互联网使用对政府环保形象的弱化作用，再检验政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用。最后，实证分析环境问责是否对政府环保形象的增益作用发挥调节效应。

（一）互联网对公众环境治理满意度的抑制作用

图2 呈现了互联网使用对公众环境治理满意度影响的回归结果以及内在机制：政府环保形象中介作用的回归分析。模型中各变量的方差膨胀系数（VIF）均小于3，排除了多重共线性问题。模型1 在控制相关变量和省级固定效应后，互联网使用的回归系数为-0.09，具有统计显著性（95%置信区间不包含0），这表明互联网使用会降低公众对于政府环境治理的满意度；具体来说，比较相同的两个群体（其他控制变量相同的情况下），公众对互联网使用的频次提高1 个级别，他们对于政府环境治理满意度平均将下降0.09 单位。由此说明，互联网使用越频繁的公众越可能对政府环境治理工作产生较低的评价，即互联网使用对满意度存在抑制作用，支持了H1。

图2 互联网使用抑制作用以及政府环保形象中介效应的回归分析

（二）政府环保形象中介作用的检验

对于政府环保形象中介作用的检验，将分为两步进行。第一步，以互联网为因变量，考察互联网使用对政府环保形象的中介效果。第二步以公众环境治理满意度为因变量，将政府环保形象（中介变量）、互联网使用以及其他控制变量放入模型中，考察互联网使用和政府环保形象对公众环境治理满意度的直接效应。

模型2 呈现了互联网使用对政府环保形象的模型估计结果。其作用系数为-0.10，具有统计显著性；说明互联网使用越频繁的公众越不容易对政府环保形象产生良好的感知；具体来说，比较相同的两个群体（其他控制变量相同的情况下），公众互联网使用的频次每提升1个级别，公众对于政府环保形象的感知平均将下降0.10 个单位，H2B成立，即互联网使用弱化了政府环保形象。

图3 政府环保形象中介效应图示

模型3 放入核心自变量、中介变量和相关控制变量。结果表明，政府环保形象对公众环境治理满意度的回归系数为0.30，具有统计显著性，支持了H2A。即良好的政府环保形象对于环境治理工作的满意度存在增益作用，随着公众感知到政府环保形象越良好，他们对于政府环境治理工作的评价就更高。

H2A、H2B通过统计检验，连带着支持了H2；即政府环保形象在互联网使用的抑制作用过程中发挥部分中介作用。根据已有研究的建议（温忠麟、叶宝娟，2014a），根据模型4 和表2 可进一步计算政府环保形象的中介效应占总效应的比重为35.97%；换言之，政府环保形象作为中介变量，它对于互联网使用和政府环保治理满意度的关系的占比约36%。

表2 中介效应检验

图5 被环境问责调节的中介效应

具体到现实生活，公众使用互联网越频繁，其更容易获取到来自全国的环境污染负面消息，可能弱化对本地政府积极营造的良好政府环保形象感知。在本地政府环保形象不佳的情况下，将进一步恶化公众对政府环境治理绩效的评价。而一旦公众感知到政府环保形象的优良水平较高，就可能获得对政府环境治理工作的更高评价。因而，互联网使用对公众环境治理满意度的影响机制，通过互联网使用影响公众对政府环保形象的感知，进而影响公众环境治理满意度。

（三）环境问责的调节效应检验

根据前文所述，政府环保形象对公众环境治理满意度增益作用机理较为复杂，还可能受到自上而下对于环境治理不力问责的调节作用。根据温忠麟等人（2014b）研究建议，本文采用逐步法对环境问责的调节效应进行检验。

图4 是对含有调节变量的中介效应回归检验结果。模型5 对公众环境治理满意度回归，模型中含有互联网使用（核心解释变量）、环境问责（调节变量）和相关控制变量。首先，互联网使用对于环境满意度的系数仍然为负，且具有统计显著性，进一步验证了前文对互联网使用的抑制性作用发现。模型6 对政府环保形象做回归分析，模型中含有互联网使用、环境问责和相关控制变量，互联网使用的回归系数仍然为负且具有统计显著性。模型7 呈现了中介变量—政府环保形象对公众环境治理满意度的回归结果，结果显示政府环保形象对公众环境治理满意度的影响效果为正向，且具有统计显著性。模型8 在模型7 的基础上加入了环境问责与政府环保形象的交互项。回归结果显示，政府环保形象对公众环境治理满意度的回归系数为0.30，且具有统计显著性；交互项的回归系数为-0.06，仅在0.1 的水平上具有统计显著性。

图4 含有环境问责调节作用的中介作用回归分析

根据图6 可知，当政府环保形象良好时，环境问责水平的提升对政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用几乎没有影响，其作用曲线的斜率几乎没有变化；而政府环保形象不佳时，提升环境问责的水平，政府环保形象对满意度的影响将显著增强。具体到现实而言，当公众感知到的政府环保形象越好，同时其认为自上而下的环境问责更可能发生时，对政府环保治理满意度的评价并没有显著影响；而当公众感知到的政府环保形象越差，其越是认为上级政府可能对环境问责，公众环境治理满意度的评价会更高。由此支持了H3；环境问责正向调节政府环保形象对公众环境治理满意度的影响。不过，环境问责的调节作用仅在政府环保形象较差时使用，在政府环保形象良好时没有影响。

图6 环境问责调节环保形象作用图示

综上，互联网使用对公众环境治理满意度起到抑制性作用，在此作用过程中含有调节效应（环境问责）的中介作用（政府环保形象）通过了检验。具体来说，在互联网使用抑制性作用中，政府环保形象起到中介作用，其对公众环境治理满意度起到增益作用。当政府环保形象越良好，公众对环境治理工作的评价越高。互联网使用弱化公众对政府环保形象良好程度的感知，进而通过环保形象影响对公众环境治理满意度评价。此外，政府环保形象对公众环境治理满意度的增益作用还会受到自上而下环境问责的正向调节作用，这种调节作用仅适用于政府环保形象不佳时。

（四）异质性分析

我国长期实行的城乡二元结构导致乡村地区的公共服务质量与城镇差异巨大，此外，不同群体在教育、社会地位等方面千差万别，也可能影响其对社会和政府服务的评价，在研究中对不同群体的环境治理满意度不能等量齐观。因此，有必要进一步考察互联网使用作用于环境治理满意度的群体差异。

具体来说，根据实证分析的结果，受访者居住地状况和公平感知影响公众对政府环保形象的感知，并且均显著影响公众对政府环境治理的满意度评价。由此可知，相比农村地区，居住在城市的公众对政府环保形象的良好程度感知更低。可能的原因是，长期以来城市是我国工业最集中地区，过于注重经济发展、而环境污染问题相对严峻，致使政府在环境治理领域的形象不佳，从而导致满意度评价低（汤峰等，2021）。另一方面，可能是城市居民在经济和社会地位、教育程度均高于农村，因而批判精神更强，导致其对环境治理满意度的评价低。此外，相比其他社会群体，社会公平感更强的公众，更容易对政府形成积极评价，因而感知到的政府环保形象的良好程度更高，对政府环境治理工作的评价更高。

（五）稳健性检验

本文将对因采用的OLS 回归模型可能使估计结果产生偏差的担忧进行稳健性检验，具体来说，我们采用有序Logistic 回归模型对中介作用和调节效应的部分模型进行稳健性检验。

表3 是利用有序Logistic 回归模型对相关模型进行稳健性检验的回归结果（囿于篇幅，仅呈现核心变量部分）。其中，模型9 利用估计互联网使用对公众环境治理满意度的影响。回归结果显示，互联网使用对于环保满意度的影响与前节分析保持一致，因而假设1 互联网抑制性作用通过了稳健性检验。模型10 中，政府环保形象对公众环境治理满意度的回归系数为正，且具有统计显著性，也与OLS 回归结果一致。模型11 在模型10 基础上进一步加入互联网使用变量，互联网使用的回归系数仍然具有统计显著性，中介变量——政府环保形象仍与模型4 保持一致。模型12 在模型11 的基础上加入了政府环保形象与环境问责的交互项，对环境问责的调节作用进行检验。根据模型13可知，交互项为-0.19，由于定序回归模型的交互项系数不能直接进行统计显著性的解读（Ai&Norton，2003），我们采用可视化的方式直观地观察这两个变量的交互项对于环境满意度的影响。具体来说，我们将在公众环境治理满意度的不同取值情况下，环境问责对政府环保形象之于环境治理满意度作用过程的预测概率图，详见图7。

表3 有序Logistic回归模型的稳健性检验结果

图7 定序回归下环境问责调节作用图示

根据图7 可知，在环境治理满意度低的情况下（满意度为非常不满意和不满意），当政府环保形象不佳，随着环境问责水平提升，公众对满意度不佳的评价概率直线下降；而政府环保形象良好时，环境问责水平提升，对公众评价环境治理较低满意度的概率几乎没有影响。而在满意度较高（包括一般、满意和非常满意）情况下，当政府环保形象不佳，随着环境问责水平提升，公众对环境治理较高满意度的评价概率将显著上升，而政府环保形象良好时，不论环境问责有何变化，公众对相应满意度做出评级的概率没有变化。由此说明，环境问责存在正向调节作用，不过这种调节作用仅在政府环保形象不佳时才成立，与用OLS 模型估计的调节作用结论相一致。因而，有环境问责调节作用的政府环保形象的中介作用通过了稳健性检验。综上，结果表明本文研究的核心结论较为可靠。

五、结论与讨论

用公众满意度来评估政府治理绩效已成为学界普遍的做法，否则易造成公共价值丧失和扭曲（范柏乃、金洁，2016；刘淑妍、王欢明，2013；周志忍，2007）。而且，在中国特色社会主义的伟大实践中，始终坚持以人民为中心，是中国取得巨大发展成就的成功之道。当前国家越来越重视环境保护，并且用公众环境治理满意度来衡量环境治理工作，均是坚持人民立场的内在政治要求。此外，伴随信息传播步入大数据时代，互联网媒介在中国社会的影响力渐隆。相关研究用互联网使用来解释公众环境治理满意度的差异，以往研究多从传播学的相关机理分析，对互联网作用机制系统讨论较少。然而，中国的环境治理是国家主导模式，环保是政治任务，也是对以人民为中心的具体实践（史丹等，2020；陈吉宁，2017）。本文紧扣中国环境治理的实践，基于公众主观评价模式，从政府环保形象和环境问责入手，实证检验了互联网使用对公众环境治理满意度作用过程中存在的有调节的中介作用。

本文研究发现的主要结论如下，第一，对中国的环境治理实践而言，互联网使用会降低公众环境治理满意度的评价，即互联网使用对满意度存在抑制作用。第二，政府环保形象能够提升公众环境治理满意度，其在互联网使用抑制性作用过程中起到中介作用。互联网使用负向影响政府环保形象，进而影响对公众环境治理满意度的评价。第三，环境问责正向调节政府环保形象对满意度增益作用过程，这种效应在政府环保形象不佳时起作用。当政府环保形象较差时，公众感知自上而下环境问责的可能性不断提升，其作出较低满意度评价的可能性将降低，而作出较高满意度评价的概率提高。不过，这种效果在政府环保形象良好时几乎不产生作用。通过稳健性检验也进一步验证了本文的发现。此外，互联网使用对公众环境治理满意度的影响存在鲜明的群体性差异。相比农村地区，城市居民的满意度较低。其次，相比其他群体，社会公平感加强的公众对满意度的评价较高。基于政治的逻辑，本文澄清了中国具体情境下互联网使用的治理意蕴。利用有调节的中介模型，文章从理论上丰富了互联网使用对公众环境治理满意度抑制作用的内在机理认识，同时希望对理解互联网影响政府其他领域工作评价的作用过程有所理论启示。事实上，公众对政府评价关系到公共政策的执行效果（丁煌，2006；Hetherington,1998）。理论上，公众满意度的提升有助政府环境工作更好地开展，公众对政府认可时能提升政策执行效率、减少执行阻力。本文解析公众环境治理满意度作用过程对中国环境治理的具体实践具有重要现实意义。

特别是在数字治理转型的时代，本研究蕴含的政策启示在于，首先，针对互联网使用的抑制性作用，在未来应不断完善相关制度和技术手段，规范网络信息传递，加强对网络谣言的监管，净化互联网生态。其次，中国特色社会主义建设在坚持以人民为中心，加大客观环境治理力度的同时，还要注重对政府自身环保形象的建设。例如，各级政府可以通过微信公众号、微博、官方网页等多种手段加强对自身环保形象的宣传。此外，鉴于自上而下的环境问责能够发挥调节作用，在未来中央和各级政府仍应加大对辖区内环境污染的问责力度，使环境问责进一步常态化、制度化。本研究的发现亦能为环境问责的实践开展提供一定的政策依据。最后，对群体异质性的分析表明，政府应采取多项措施促进社会公平、维护社会正义，不断推动民生建设，有助于增强公众的社会公平感知，最终实现公众环境治理满意度的提升。总之应通过多种方式，不断改善我国客观环境治理，实现公众环境治理满意度提升，最终促进新时代高质量发展。

当然，本文研究也存在一定的不足之处。首先，囿于数据来源和研究主题，本文对“互联网使用”变量的分析仅仅考虑了媒介的使用频率，而未能分析互联网使用接触信息的内容类型和平台。理论上，网络上不同类型的信息对公众评价政府的效果存在差别（胡荣、庄思薇，2017）。例如，对传统媒介内容的研究便发现娱乐性新闻降低公众对政府评价，而政治性新闻能够提升公众的政治认同（周全、汤书昆，2017；Aarts &Semetko,2013）；此外，互联网接触到海外媒体将显著降低公众对政府评价（张明新、刘伟，2014），互联网上不同政治属性媒介对公众评价政府的影响也可能不同。不过CGSS 数据库中未能涉及互联网使用接触内容的类型和来源属性。就公众使用互联网接触到信息内容的不同类型对满意度影响，可以在未来的研究中详加讨论。其次，由于数据类型所限，本文并没有采用目前社会科学领域前沿的因果中介模型，仅在传统中介作用意义上展开分析。当然，我们在理论上进行了较为严谨的论证，因而对研究结论的可靠性仍有信心。毋庸置疑，有关互联网使用对公众环境治理满意度的作用是一个极复杂的过程。本文主要基于政治逻辑，一定程度上揭示了相应的作用机制，未来还有待研究方法和理论不断完善，进一步深化对互联网作用的因果机制解释。