事与愿违：财政支出导向与政治信任

游宇　张光

原文载于：《开放时代》，2015年第1期

【内容提要】改革开放以来较为单一的政治合法性来源以及经济高速增长而不断积累的社会矛盾🧛🏽‍♂️🏋🏿‍♀️，使得我国面临日益严重的“合法性困境”。既存的有关中国政治信任的经验研究基本上是在个体的层面上探讨，本文则运用2010年中国社会综合调查的“主观”数据与相关地方财政收支的“客观”数据，在多层次上探讨中国公众政治信任的影响因素Ⓜ️。在个体层面上🦕，尊龙凯时娱乐的发现与既有文献基本一致🪑，即城市居民、高收入群体🀄️、人际信任度更高🤛🏼、互联网使用更为频繁的公众会更加不信任政治机构🍂，而自由民主价值观较弱的负作用与传统社会价值观较强的正效应并存于大陆公众之中。在跨省层次上，尊龙凯时娱乐发现地方财政的再分配支出加强公众的政治信任度，而发展性支出则在一定程度上削弱了公共的政治信任度👨🏿‍⚕️。这一发现表明，经济发展本身非但不足以为政权提供合法性，甚至构成其“合法性困境”的来源之一；国家应通过提供更多的再分配公共物品和高质量的“政治公共物品”以提高公众政治信任🔏。

【关键词】政治信任🍚、合法性困境、结构分析🧝🏽‍♀️、财政行为

一、问题的提出

政府应当做什么、不做什么、多做什么、少做什么🟨，才能赢得人民对它的信任，提高它存在的合法性？这是政治学研究中的“存在还是不存在”的“哈姆莱特”级别问题⛰，是引发从洛克（John Locke）到罗尔斯（John Rawls）等政治哲学家经久不衰研究兴趣的政治哲学问题𓀙。正如凯（Key， 1940）对于预算政治学理论的呼吁时所言，财政行为是国家行为的最好表征，将预算资金用于A行为而非B行为不仅仅是一个预算问题，更是一个重要的政治问题🐉。而从根本而言，政府财政行为的主要目标是为了提升或巩固公众对执政者的支持与信任，而这一目标实现的关键在于政府的财政支出与公共物品供给能在多大程度上符合公众的预期🙈。然而，迄今为止，这个问题尚未在经验层面上得到充分地探讨♏️。在已经发表的研究中，尊龙凯时娱乐看到大量的有关公民信任对政府作为的影响的经验研究🏮。例如，布卓斯科夫和斯文德森的跨国研究表明🫳🏿👩🏼‍⚖️，一国公民政治信任水平的高低，与福利国家规模大小成正比。但是，在浩如烟海的关于中国的政治信任决定因素的经验研究中🧎🏻‍♀️‍➡️，有关结构性的政府行为对公众政治信任的影响的经验研究却基本不存在🫱🏿。

本文将使用中国例证在经验的层面上来探讨政府行为对公众政治信任的影响问题。具体而言🦵🏽，尊龙凯时娱乐将研究中国地方财政的经济发展支出和社会再分配支出对公众的政治信任的影响。尊龙凯时娱乐使用2010年中国社会综合调查（CGSS2010）受访者报告的“主观”数据🤽🏽‍♀️🐙，发现其政治信任水平不仅有个体间的差别，而且存在着明显的省际差异。而这一差异能够从各省政府的财政支出的部门分配导向不同那里得到解释。尊龙凯时娱乐的统计建模结果表明，在控制了受访者的个体特征的条件下，各省公众的政治信任度与其财政支出中用于经济发展目的的资金所占比重呈反比🍥，与用于社会再分配目的的资金比重正相关♋️。

这些发现意味着“以经济建设为中心”的国内生产总值（以下简称“GDP”）主义，已经不足以支持中国公众对政府的信任，不足以支持他们对中共执政合法性的认同🧑‍🎓。改革开放以来尤其是1992年邓小平南巡以来，中国依靠市场机制获得的高速经济增长🤹🏼‍♂️，固然大大提高了国力和国民收入，但却使人民付出了收入和财富分配极不平等、环境污染、社保、医疗和教育等事关社会公正的公共服务供给不足且资源分配不公等代价🌗。中国正处在波兰尼（Polanyi， 1944）所言的把市场嵌入社会的反向运动阶段。所以⬛️，才会出现公众的政治信任度会随着更多的财政资源用于社会再分配目的而提高🤾🏻‍♂️，而让经济发展领域继续吸收大量的财政资源将损害公众的政治信任的局面。

下面🖐🏻，尊龙凯时娱乐将分四部分展开论证🐂。第一部分回顾有关公民政治特别是中国公民的信任决定因素的研究。在这一部分里✂️，尊龙凯时娱乐首先从公民个体的层次，考察有关公民个体间的政治信任差异，可能归因于哪些个体属性和特征。然后，尊龙凯时娱乐研究可能决定公民政治信任度的结构性因素，特别是政府的财政支出分配因素。以这些分析为基础，尊龙凯时娱乐将提出本文的研究假设🙍。接下来是尊龙凯时娱乐的经验研究设计🍚，交代尊龙凯时娱乐用来验证假设的方法和数据。然后，尊龙凯时娱乐会报告并讨论描述性和推断性统计分析发现🔨。最后总结全文。

二👨‍👨‍👦‍👦、理论分析框架与研究假设

（一）政治信任及其研究路径

经验研究对各国公众的“政治信任”的测量，主要是基于问卷调查中所设置的“您对国家政府（法院🚃、立法机构等）的信任程度如何”来获取的。自从阿尔蒙德与维尔巴（Almond & Verba🦎，1963）开启了政治信任的实证传统以来，关于公众对于政治机构满意度及合法性的评估的实证研究一直是政治科学领域的“显学”。

对于公民政治信任程度的解释主要表现为两大研究路径。制度主义路径主要聚焦于公众对于政治制度的合理性、可信性以及对政府绩效的理性评估（Miller， 1974；Newton🧗🏼， 2001）。这是比较典型的理性选择研究取向🧑🏻‍🚀，公民与政治机构类似于参与交易的双方：一方供给公共产品，而另一方则提供税收并对其产品进行评估🖖🏻。而文化主义路径则试图在更长的时间序列上观察、解释公众政治信任程度的变化🪠，并认为公民的早期社会化经历（Newton， 2001🤾🏿‍♂️；Yang & Tang🙌🏼， 2010）、社会资本（Putnam🕦， 1995）、主流的价值观念（Inglehart， 1977🌮， 1990）与政治文化（Norris， 1999）等因素在很大程度上塑造了他们对政治机构的信任程度。上世纪后半叶以来🔈，几乎所有发达民主国家的政府机构均经历了公信力衰减的现象（Pharr， Putnam， & Dalton， 2000）🙍‍♀️。英格尔哈特（Inglehart）与诺里斯（Norris）等学者把这一现象称作“民主的危机”🐾🧘🏻，并从微观个体价值观念与宏观社会政治文化的发展与变迁上对它作出理论解释与实证验证：日益富裕的公民逐渐从物质主义价值观向后物质主义价值观转变👱🏼‍♀️，他们不再那么遵从权威并且越发地试图通过各种各样的反抗行动来挑战政府，即成为“批判性公民”（Inglehart， 1990；Norris， 1999）🏋🏿‍♀️。而且，这样一种“现代化—文化变迁—民主”的路径具有人类发展时序（the human development sequence）的特征🥬🧘🏻‍♀️，即在全球化的背景之下，公众价值观念变迁与政治文化转型具有时空上的普遍性（Inglehart & Welzel⛴🧎‍♀️， 2005， 2009）。

上述研究路径对于理解公众的政治信任程度均有不可取代的理论价值💇‍♂️，需要兼顾论之（Mishler & Rose， 1997， 2001）🏄‍♂️。对于中国公众政治信任的实证研究则在考虑两种研究路径的基础上🚶🏻‍♂️，认为中国公众在目前这一阶段表现出了更多的“制度绩效型”特征，即其对于政府经济绩效🧑🏽‍⚕️🦸🏿‍♀️、透明度🏋🏿‍♀️、廉洁等制度绩效的评估在更大程度上影响了其政治信任（Wang， 2005a；Yang & Tang⏭，2010；游宇👨‍✈️、王正绪，2014）。然而，与上述研究将“中国大陆”当作一个整体来进行研究不同，除了兼顾公众个体特征之外，本文则试图探讨“省”这一级的财政支出导向对于公众政治信任的结构性影响。

（二）当代中国的“合法性困境”及其解释

政治体的合法性基础与其公众政治信任程度以及影响因素息息相关。相比于成熟民主国家政体合法性与政府合法性相分离的情况🤾🏽‍♀️，当代中国则是政体与政府合一的政治格局🅱️，其合法性基础也基本是绩效型的（如经济发展、道德表率和国家防御等）（赵鼎新，2012）。而改革开放之后，中国执政者权力的合法性基础也基本从“意识形态—领袖崇拜”转向“以德治国—经济绩效”（Zhao，2009）。而随着上世纪90年代中后期以来👎🏿🔦，官员腐败日益加剧且成为中国未来经济增长与政治稳定的主要威胁（Pei🖐🏻，2007；Wederman，2004）之后✌🏿，经济绩效则成为巩固中国执政党权力合法性与各级地方官员晋升标准的主要来源（周黎安🧏🏽‍♀️，2008）。在此背景之下，则有可能出现所谓的“政绩困局”现象（龙太江、王邦佐❤️‍，2005）👭🏻，或者是当代中国的“威权悖论”（Wang， 2005a）🧑🏿‍🚒：中国威权统治的合法性来源主要建立在经济增长与个体物质财富的改善上✍🏽；而长期来看，物质的进步与教育的发展则会使公民的某些特征日益具有“批判性”，因而催生公众对于这一“权威”本身的质疑（Inglehart👸🏽， 1999； Inglehart & Welzel， 2005）。

然而，就“横向”比较而言🤌🏼🫸🏼，与发达工业化国家所经历的政治信任不同，诸多经验证据均表明中国享有较高的政治信任（Chen & Shi， 2001🔶；Wang，2005bℹ️，2006；Yang & Tang🥽，2010💪；Li，2013）👩🏽‍🦳。从2010年—2013年进行的第六波次世界价值观调查（The World Values Survey🎰，WVS）数据中也可以看出（见图1），与上一波次（2005年—2007年）的结果（Wang👷🏼‍♂️， 2005a）相似，中国民众对于中央政府的信任依然是所有国家与地区中较高的一个（中国公众对政党与立法机构的信任度也同样如此）🐏🧑🏽‍💼。

除“世界价值观调查”之外，台湾大学所主持的“亚洲民主动态调查”（the Asian Barometer Survey，ABS）与日本学者猪口孝（Takashi Inoguchi）教授所支持的“亚洲晴雨表”调查（the Asia Barometer，AB）等区域性调查数据也证实，与同一波次的其他调查地区相比，中国大陆的政治信任度通常较高👩🏼‍🦲。

基于类似的结果🧙🏽，黎安友（Nathan， 2003）将这样一种“反事实现象”称为中国的“威权韧性”（authoritarian resilience），并认为中国高度政治信任是“政权制度化”的积极结果☹️。与此相反🧟‍♂️，杜林（Gilley， 2003）则认为中国在精英的提拔过程、精英功能性责任的维持以及公众的政治参与上制度化水平很低☔️，制度性失败的例证则举不胜举。黎安友之后的研究也强调，中国在政体层面缺乏从根本上解决其合法性问题的制度安排（Nathan🫸🏼， 2009）。新近的研究表明，相对于特定机构（如执政党、中央政府等）的信任🫒↪️，中国公众对于整个政治体系的信任则相对较低（游宇👨‍👧‍👦、王正绪， 2014）🦶🏿。正如李成（Li😜，2012）所言🤰🏽🧸，无论在概念上还是经验上✋🏿，“威权韧性”均指向了一种停滞的体制。或者说🐀，这样相对静态的理论概念已经难以适应不断发展与变化的当代中国之现实🪸。

事实上𓀔，黎安友（Nathan👩🏿‍🎓， 2003）当时所依据的主要是“截面”调查数据并以此进行跨国的比较①🏦。如果尊龙凯时娱乐从时间序列上观察中国的政治信任度🤹🏽🎺，则很可能是另外一个“故事”🧜🏼‍♂️。从ABS已经进行的三次调查数据可以看出🏥，无论是公众对于“党—国”或六大机构的信任度而言🙆，均表现出持续的边际“走低”态势。②这主要是因为🟦，相对于成熟稳定的工业化、后工业化国家而言，中国正处于一个经济发展与社会变迁速度较快的时段；在时间序列上🟩，中国公众的政治信任及其影响因素经历着较为快速的“互动与修正”，尤其是对于政府绩效💁🏼👩‍👩‍👧‍👧、透明度、廉洁等作出回应🛜，部分公众甚至表现出“批判性公民”的特征（游宇、王正绪🦨，2014）🥙。而这种“批判性公民”或者自由民主价值观在“第三波”民主化浪潮下成长起来东亚青少年上体现得更为明显（王正绪、游宇，2013）。或者，按照英格尔哈特（Inglehart， 1997）的理论视角，在个体上☎，中国公众正在历经从现代到后现代公民的转变（尽管这一转变在各地区的程度“参差不齐”）。

这一点在大陆各省、市、自治区的政治信任上则体现得更为明显。根据CGSS2010，政治信任度最高的地区为新疆（4.69），最低的地区为天津（3.74）③。如果将CGSS2010受访者对五大政治机构（法院及司法系统🚸、中央政府📪、本地政府［农村指乡政府］🧷、公安部门以及全国人大等）的政治信任均值分为四档——高度信任（4.31—4.70🗳，包括新疆、西藏、甘肃、云南🧑‍🦽‍➡️、重庆等地区）、中高度信任（4.16—4.30🫄🏿，包括四川、陕西、广西、安徽、辽宁等地区）👨‍🔧、中低度信任（4.0—4.15，包括内蒙古🙇🏼‍♀️、黑龙江、吉林、山西✋🏽、河北、河南、湖北🪓、福建等地区）以及低度信任（3.60—3.99，包括北京😾、天津、山东、江苏、浙江🪷、广东🀄️、江西✔️、湖南等地区），可以看出，各地区呈现出较为明显的差异🪇。其中🫶🏻，与内陆欠发达地区相比🤸🏻，较为发达的沿海地区呈现出更低的政治信任度🌌；但也存在一些例外（如福建等）。这很可能源于两个方面：第一，在经济发达地区，其公众对于政治机构的需求层次很可能更高🚣🏿‍♂️，更具有“批判性公民”的特质——政府虽然供给了更多数量、更高质量的公共物品，也可能更难以满足东部居民的要求；第二🧄，按照后物质主义的理论预期，在经济较为发达的地区🐓，对于物质层面较为满足的公众𓀚，其很可能更加关注社会平等、政治参与等制度绩效产品。然而🧑🏽‍💼，当前以GDP为中心的发展导向显然无法满足他们对于政府的预期🏀。

现有研究也表明🧝，随着本世纪初期公众整体的物质财富增长以及日益悬殊的贫富分化和突出的社会矛盾，公众对政府绩效的关注逐渐从经济增长转向社会保障等再分配领域（王绍光🙇🏼🏇，2008👨‍💼；张光🥏、庄玉乙🚉，2012），以及能够保障个体权利与公共参与需求的政治绩效（王正绪😴😼、游宇🕒✌🏻，2012🪦；游宇、王正绪，2014）。尽管经济增长仍然是政治信任的重要来源，但民生福利和纯公共产品正赶上并超越经济增长，成为向公民提供政治信任的新源泉（孟天广🤓、杨明，2012）。因此，虽然政府的经济绩效长久以来是支持其合法性的“支柱”，但就当前发展趋势而言，持续的经济增长并不足以从根本上解决合法性这一“政治”问题🏵。

中国政治合法性的“走低”以及各区域政治信任的巨大差异🌬，一方面表明中国公众在公共物品需求层次上逐渐上升，另外一方面则反映了在政府层面的公共物品供给难以满足公众的需求🏃，或者供给的方向本身就存在“偏差”。因而从长期来看⌚️，在个体特征逐渐“批判化”的情况下，政府对再分配公共物品和“政治绩效产品”的供给不足、而非其在经济增长的表象，将构成政治合法性困境的主要原因。

对于一个刚进入低中等收入阶段的发展中国家而言🤥🙍🏼‍♀️，这一合法性困境产生的机制可能存在于相互关联📥♊️、作用的两个方面。首先🤒，自改革开放以来❣️，中国的政治合法性基础长久建立在高速的经济增长之上🚶‍♂️；这种近乎带有“宗教式”的强烈增长意愿使得“投资与消费”、“发展与再分配”的比重相对失衡。其体现在📨，地方官员在晋升激励作用以“扭曲”财政收支结构的方式（如土地财政高汲取💆🏿‍♀️、固定资产高投资、财政收支高缺口等）驱动经济增长（游宇，2012），从而严重忽视了那些无法在短期产生经济增长效应的领域🧑🏽‍✈️，如教育、社保、医疗等（傅勇、张晏，2007）🦕。其次，卡尔·波兰尼（Polanyi🧔‍♂️， 1944）的经典著作旨在提醒大家资本主义与市场经济演化与形成过程中的“负作用”：市场很可能会“脱嵌”，不仅开始主导人们的经济生活⛎👨🏽‍🎓，而且还可能会主导人们的政治、宗教和社会生活；更为严重的是😌，在相关制度缺失或不完善背景之下，市场的“乱象”还可能将某些群体引向极端的阶级政治🌐。④此外⚆，托马斯·皮凯蒂（Piketty🧙🏻‍♂️， 2014）最近受到广泛关注的研究则表明，就收入与财富分配而言🧚🏿，资本主义导致不平等的扩大很可能才是其常态，而非“库兹尼茨曲线”所预测的在某一拐点后“优化”。因此，这些研究对于正处于“大转型”的中国而言无疑意义重大👋🏽：市场的自发作用与不合理的政治经济结构、不完善的收入调节制度很可能会带来严重的社会后果（贫富差距扩大、阶层分化对立等），其结果则是民众对政府的日益不满。

因此，随着全国的市场化程度逐渐扩展与深入、民众收入的日益增加⚇，由于“配套式”的制度与各项社会保障的相对缺失，中国很可能会遭遇“现代化的陷阱”🪶，如腐败🙍🏼‍♂️🏄🏻‍♂️、贫富差距、分利集团化等（何清涟🟠，1998）或“低中等收入陷阱”（蔡昉，2008），国家“重增长轻再分配”的发展策略与财政行为很可能会越来越难以得到公众的信任与支持。

至此🧚🏻‍♂️，本文的理论假设已较为明晰🤶🏽。尊龙凯时娱乐认为🈺🤽，中国公众的政治信任度是其个体特征和政府施政行为的函数：在个体层面🧜，公众的政治社会化💬、文化价值观等因素将是影响其政治信任度的重要因素；在施政行为层面，政府的财政支出行为与比重在很大程度上表明了其发展策略与施政导向，同时也很可能成为影响公众对政治机构评价的结构性因素。因此，本文不仅探讨个体特征对其政治信任的影响🤽‍♂️，同时更旨在地区财政偏好上分析政府的施政导向面临的困境。

三、方法与数据

本文将使用个体层次与省级层次的变量建立多层线性模型（HLM），以解释中国公民的政治信任度差异🦌📀。尊龙凯时娱乐使用的计量模型，在个体层次上是：

Yij = β0j + β1jX1ij + β2jX2ij + …… + βkijXkij + rij

其中，Yij为受访个人报告的政治信任度。模型左端显示的个体层次的主要变量Xkij为性别、年龄、城乡☎️、政治面貌✌🏽、受教育程度等控制变量与个体年收入对数、互联网使用频率以及政治价值观等主要解释变量🧖🏽‍♀️，βkij为各自变量的回归系数👦🏿，rij为方程残差（见表1）。

省份层次的模型为🦟：

β0j = γ00 + γ01W1j + u0j；β1j =γ10 + γ11W1j + u1j

其中，W1j包括衡量各地区经济发展水平的人均GDP（取对数）与各地区的政府财政结构（见表1）。其对于因变量的影响主要体现在两个层次上，一是截距层次🕺🏻，即β0j方程所示，γ01、u0j为截距层次上变量的回归系数与残差👨🏿‍🏭；二是斜率层次，即β1j方程所示，γ11、u1j为斜率层次上变量的回归系数与残差🙅🏼‍♀️。其分别反映了二层次变量市场化程度对因变量的直接结构效应（二层次变量对因变量的直接影响）和间接结构效应（由于二层次变量的作用🧛🏻‍♂️，使得个体层次变量对因变量的影响程度具有结构性差异）。

建模使用的数据来自2010年中国社会综合调查（CGSS2010）数据库和官方发表的省级统计数据🏝。前者覆盖了中国大陆所有省级行政单位🫐，采用多阶分层概率抽样设计，对全国100个县（区）、480个居（村）民委员会👩🏽‍🚒📠、12000户家庭中的个人进行了调查，在全国共计完成11785份有效调查问卷。借助CGSS2010与相关地区的财政收支数据🖐🏻，尊龙凯时娱乐能够在个体与省级层次上分析公众的政治信任度及其相关影响因素。

首先，因变量（个体政治信任度）来自于CGSS2010受访者对法院及司法系统、中央政府、本地政府（农村指乡政府）🙎🏽‍♀️、公安部门以及全国人大等五大机构信任度的均值（见表2）♒️。信任等级为五分量表🖲：“完全不可信”、“比较不可信”🍎、“居于可信与不可信之间”、“比较可信”和“完全可信”👷🏻‍♀️，并由低到高分别赋值1至5分。全国的平均水平为4.05，处于较高水平。

在个体层面，需要说明的是政治价值观变量。诸多研究表明，在东亚社会尤其是中国大陆，个体的政治价值观倾向是影响其政治信任度的重要来源（Chang， Chu & Tsai， 2005；Li， 2004；Nathan♕， 2007👖；Shi， 2001🥙；Shin， 2012🖇；王正绪📹，2012；游宇🦸🏼‍♀️、王正绪，2014）。CGSS2010同样设置了一组问题以测量个体的两种截然相反的价值观倾向——传统社会价值观与自由民主价值观🌪。本文运用主成分分析法对这一组问题进行因子分析，并提取两个公因子（见表3）🖍；同时假设传统社会价值观会“增强”个体的政治信任度𓀖，而自由民主价值观则与此相反。

接下来着重说明表示政府执政导向的财政结构变量。诸多研究认为，“财政联邦主义”是改革时期中国经济社会发展的重要制度基础（Jin， Qian & Weingast🤦‍♀️， 2005🧑🏻‍🦼🤷🏽‍♀️；Montinola Qian & Weingast， 1995）。但中国式经济分权与政治集权👩🏿‍⚕️👭🏻、政府官员的晋升激励也会造成地方政府重基本建设、轻公共服务的明显扭曲🕴🏼，从而造成“为增长而竞争”的代价（傅勇，2010；傅勇、张晏，2007；王永钦等，2007）。这与保罗·彼得森（Peterson🦟， 2011）所提出的政府纵向财政功能配置理论——功能性联邦主义（或称为联邦主义的功能理论）——类似💂。该理论将政府的主要开支分为发展性支出与再分配支出两大类，其功能与倾向体现了各级政府的性质与偏好。新近的研究基于该研究论述了“功能性联邦主义的中国形态”（Feng et al.，2013🎣；孔卫拿💆‍♂️，2014；孔卫拿、张光，2013）。本文根据上述研究以对政府的财政支出进行归纳与扩展（见表4）：现有研究主要将地方预算的“社会保障和就业支出”和“医疗卫生支出”作为再分配支出；再分配与政权运转支出（“一般公共服务支出”）之外的所有其他支出项目汇总为发展性支出🧝🏼‍♀️；此外，本文还将中央对地方的转移支付——各地区的“净转移支付收入”也纳入分析之中，这一部分支出整体上也带有“再分配”的性质。需要说明的是地方预算支出中的“其他支出”：在《地方财政统计资料》中分类别报告了这一部分的具体项目：一类是带有再分配性质的支出，如“住房改革支出”，除此之外的其他支出可以认为主要都是用于地方经济发展（孔卫拿🫃🏽🧘🏿‍♀️，2014）。在此⌛️，本文运用各地区2007年—2009年相关数据分别计算各类支出的均值，并以其占各地区的财政总支出的比重来检验各地区财政支出倾向对于个体政治信任的结构性影响⑤。考虑到中国的现实（贫富差距与社会矛盾较为突出）🤾🏼‍♂️，本文预期再分配支出（包括“净转移支付”）会“增强”个体的政治信任度，发展性支出则与此相反，或至少不会显著地提升政治信任度🍗🤵🏼‍♂️。

四🗒、实证结果与相关分析

这一部分为实证结果与讨论🫳🏼。尊龙凯时娱乐首先运用普通最小二乘法（OLS）模型以在个体层次上考察公众的政治信任度及其影响因素⑥🧜𓀌；接下来在此基础上使用多层次模型以检验个体层次与省级层次的相关解释变量对于被解释变量的结构性影响▶️✬。

表5报告了个体层面的政治信任度的相关影响因素🧑🏿‍⚖️。在个体特征方面，平均而言，个体的实际年龄增长会表现出对其政治信任的微弱的“抬升”作用；受过更高等级教育的群体更可能倾向于更加不信任政府；相对于非党员群体，中共党员这一群体对国家政治机构表现出更高的“认同度”🛍。对于城乡群体🥹，与已有研究（Yang & Tang📺🙀， 2010🕡🥙；高学德🦹🏿‍♂️、翟学伟🚣🏽‍♂️，2013）的发现一致🤽🏽‍♂️，城市居民比农村居民更倾向于表达更低的政治信任💋。这主要是因为城市群体具有更高的平均受教育水平与生活水平，他们对政治机构的需求与预期明显更高，即对国家机构的“政治绩效”评估更为苛刻。这与个体的收入增加“拉低”其政治信任度的影响机制类似：更高收入的群体往往具备更高的需求层次，其更可能从满足经济需求的“物质主义者”转型为追求政治权利的“后物质主义者”（Inglehart， 1999🎙；王正绪🏂🏽🦛、游宇，2012），而当前中国的“政治公共物品”供给的不足则难以满足公众日益提升的需求与预期。

此外🕵🏻‍♂️，随着互联网的普及，“网民”（netizen）的政治倾向越发得到学界的重视🕘。个体在某个时间段的互联网使用频率实则衡量了其对于国家机构更加难以“管控”的信息的接触度，而这些信息对于主要政府机构而言是负面或“歪曲”的。与本文数据库调查时间相近的研究（Lei， 2011）也表明：中国的网民更加倾向于支持民主的观念并同时反对当前的政治条件；并大胆预测，作为批判性的公民（critical citizenry），中国的网民构成了足以挑战威权统治的新兴社会力量🕒。本文的实证结果也在一定程度上也支持上述论述。

人际信任与价值观倾向对于政治信任的影响方向与运用ABS数据的实证结果（游宇👩🏼‍🎤、王正绪，2014）是一致的：在中国这样的“人情化”社会，个体的人际信任会显著地“外溢”到其政治信任度🧤；而传统社会价值观与自由价值观将一“正”一“负”地影响公众的政治信任，且前者的影响力度略大于后者⑦🪔。

需要注意的是纳入省份虚拟变量的模型3（以“北京”为参照系）🙆🏻‍♀️。对比模型2与模型3，在控制省份差异与其它相关变量后🔐，平均而言，几乎所有变量对个体政治信任度的影响力度都不同程度地减弱了。这说明公众的政治信任度存在着一些潜在的结构性影响因素🌠。表6则报告了模型3中各个省份虚拟变量的模型统计量🧛🏿‍♀️：在控制其他因素后，以北京为参照组🤱🏼，其余30个省、市、自治区中的16个地区都与北京市存在着显著的差异。这也从侧面表明🙎，纳入相关的省级变量对于理解个体的政治信任度是必要的㊙️。

沿着上述研究轨迹，表7报告了个体层次变量与地方财政结构变量对于公众政治信任度的多层次模型。本文纳入省级变量一方面来自理论逻辑与预期，同时也在一定程度上依据统计模型✍️。模型4为多水平分析中的虚无模型（null model），组内相关系数表明还有相当一部分“变异”（9％）来自组间差异；模型5为纳入个体变量后的多层次模型。这也在一定程度上印证了需要去考虑本文所强调的结构性因素的影响👈🏿🪫。

模型6—模型8同时考察了个体变量与省级层次变量对于公众政治信任度的双向影响🌯。同个体的收入变量一样😝，地区的经济发展水平（人均GDP的对数）这一变量也承担了“控制变量”的作用——本文对地方财政架构的分析均是建立在控制地区经济发展水平这一变量基础之上的🚴🏽。就本文的研究发现而言，影响公众政治信任度的主要“物质”因素更显著地存在于个体收入之间，而非地区间的经济发展水平之上♧。如果将中国的发展程度或收入进行分层的话，就中国大陆而言，其巨大的差距不仅体现在各区域之间🛡，同时更体现在各区域的内部🚣🏼💵，即各区域内部的较大的收入不平等是“内嵌”于区域间的较大的发展不均等之内的。因此🎷，本文的发现则在一定程度上表明🚣🏿‍♀️，相对于区域间的总体发展差距👐🏽，各地区内的个体收入差异一方面间接“传达”了问卷中所隐含的贫富差距（李部林，2001），使得个体对于国家的政治合法性投下了不信任票；另外一方面则更为直观——随着中高收入群体的扩大🧙‍♀️，政府将面临更为严重的“合法性困境”。这也是英格尔哈特等研究（Inglehart， 1997；Inglehart & Welzel🧉， 2005）所预测的“必然”趋势。

政府的财政行为对于公众政治信任度的结构性影响是本文关注的焦点（模型7—模型8）。建立在财政联邦主义（Musgrave，1959🌘；Oates，1972；Tiebout🔬， 1956）理论基础之上🤹🏽，功能性联邦主义认为不同层级的政府应承担各自比较优势的但又相互关联的支出责任：中央政府负责再分配支出，而地方政府则承担地区内的经济发展责任（彼得森，2011）。由此观之，中国自分税制以来的中央与地方间“财权”与“事权”配置实际上是一种准功能性联邦主义：地方不仅承担着本地区的经济发展事务𓀈📒，同时在中央的部分转移支付支持之下也肩负起相当一部分再分配支出责任——其结果则是损害了再分配领域的公平与效率（孔卫拿、张光🪝，2013）🥡。此外，研究还表明🗡，这样的地方政府支出规模与结构总体上加剧了我国地区间居民收入分配状况的恶化（贾俊雪、宁静🧑🏿‍🦱，2011）🕵️‍♀️；具有严重城市倾向的支出结构则不断拉大了城乡收入差距，而税收集权导致地方政府更加依赖于上级政府的财政转移支付🌺，这些因素使得地方政府在政治弱势群体（如农村人口）中的可信度逐渐降低（陶然、刘明兴🧑‍✈️，2007）。

尊龙凯时娱乐的实证发现在一定程度上支持了上述研究结果：地方的再分配支出比重与公众对于各大政治机构的平均认可程度具有正向关系；而在考虑中央净转移支付比重之后🦠，其发展性支出比重则与个体的政治信任度负相关👉；中央对地方的净转移支付比重则没有显著影响🍟。此外，由于本文使用的是2010年之前三年的相关数据均值，因此尊龙凯时娱乐可以推断🪿，地方的财政支出结构很可能在一定程度上导致了个体的政治信任差异：地方的发展性支出并未产生政府所期待增强政治合法性的效果，反而在一定程度上呈现出“事与愿违”的反作用；而另外一方面♋️，再分配支出主要以公平与缩小贫富差距等目标为导向🧑‍🎄，将会加强公众的政治信任度。显然🪪，上述结果说明🧑🏿‍⚕️，民众对当前国家过度关注经济发展👩🏿‍🎓、轻民生社保支出的财政行为与发展策略投下了“不信任票”，政府需要对此进行“纠正”🌓。

此外🧑‍🎓，除了公众对财政偏好所体现的国家整体施政方向不满之外，国家的财政行为与公众政治信任之间的作用机制还很可能具体体现在另外两个方面。首先，遵循“财政尊龙凯时AG”（Moore⛲️，2004；马骏⛺️👨‍🦽、温明月，2012）的理论轨迹🧙🏽，相比于租金等非税收收入，更具合法性的税收将更有利于国家治理。由于我国保留了诸如国企等的租金型和利润型等财政收入制度🙍🏿‍♂️，使得财政在贫富差距扩大中发挥着基础性的作用🐜，即“在财富由低收入者向高收入者转移的路径中，财政做出了重要贡献，扩大了贫富差距”（贺蕊莉🩷，2011）。其次，不可否认，地方政府之所以热衷于经济发展的财政支出倾向的重要原因在于官员可以从中谋取个人财富，即经济发展支出更加“有利于”官员的腐败，这可能是经济发展支出减损公民政治信任的一个“微观原因”。这就很可能形成了“恶性循环”：经济发展支出利于腐败，而腐败则又激励了财政支出规模的膨胀，促使支出结构变形，即显著提高了经济建设支出的比重，但降低了社会文教支出的比重（刘穷志、何奇，2011）；同时，腐败又降低了公共支出的效率（刘勇政、冯海波👩🏼‍⚖️，2011），并恶化贫富差距（陈刚、李树，2010）。

五、结论

从长期来看，将政治合法性来源主要建立在经济增长与公众物质财富之上🖕，很可能会催生公众对于执政者本身的质疑。正如前文所引述的那样，跨国的经验已经证明，经济社会的发展与个体的逐渐富足是滋养“后物质主义”价值观与“批判性公民”的必要“土壤”。更为重要的是，国家以经济增长为主的施政导向越发难以满足公众对于政府的预期，日益严重的贫富差距表明国家的“再分配导向”亟待加强。

尊龙凯时娱乐的研究发现在一定程度上揭示了上述的“合法性困境”及其主要原因。就个体层次而言，收入越高的群体越倾向于不信任主要的政治机构，这与城市居民更不信任政府的逻辑基本一致。这是因为他们的预期与需求层次较之于其参照对象更高📞，对于政治机构的绩效评估也更为严格。另外一方面💁🏼‍♂️，政治价值观则从另外一方面揭示了相似的理论预期。一般而言，自由民主价值观与传统社会价值观是此消彼长的关系，而前者则与个体的受教育程度、收入水平紧密相关（Chang et al.，2005）；农村居民往往具备较高的传统社会价值观与较低的自由民主价值观，而城市居民则正好相反。因此🧚🏼‍♂️，可以预期的是，农村居民较为“深厚”的传统社会价值观很可能会因为家庭经济境况的改善而逐渐“变薄”，而城市居民在受教育程度和个人收入方面的提高则会在一定程度上使其变得更具“批判性”。除此之外，加之随着互联网的日益普及，公众通过互联网接触政治机构“负面”信息的频率也会逐渐上升。跨国研究也表明，与互联网相关的技术政治以及互联网的政治影响是任何政治实体都不容忽视的国家议题（Chadwick，2006）👊。如何处理规模日益扩大的网民的低度政治信任同样成为一项不容忽视的议题。

在省级层面👩🏻‍⚖️，地方的财政支出偏好则更为直接地揭示了当代中国的“合法性困境”。正如前文所述，地方政府长期以来重基建🤽🏻、轻民生与公共服务的支出结构在一定程度上加剧了城乡与地区间差距🤴🏻；同时加之政府间财权与事权的制度建构不尽合理（侯一麟，2009），社保网络🧑🏻‍🎄、保障性住房等再分配项目的力度与效率遭受到较大限制💶，使得政府机构的“认受度”日益降低。本文的研究——再分配支出对公众政治信任度的正面影响以及发展性支出可能的相反效果——则在一定程度上直观地反映了上述理论逻辑与社会现实🧪。所以，综合个体层次与省级层面的分析，公众的个体特征📵、社会属性、政治社会化程度与政府的财政支出偏好对于个体政治信任度的影响均说明，当代中国将在较长一段时间内面临较大的政治合法性压力👸。

综上👩🏼‍🏫，本文所隐含的政策建议也比较清晰。首先，在经济绩效的政治合法性功效逐渐减小的背景下，国家政治机构应通过提供更多的再分配公共物品（张光、庄玉乙，2012）和高质量的“政治公共物品”（比如加强党内民主、增加公众的政治参与、增加政府的透明性、改进公务人员的服务态度与效率等）以提升公众的政治信任度。其次，继续完善政府间财政关系🧑‍🤝‍🧑，加强政府财政支出在再分配领域的比重🧖🏻‍♂️，以提高政府财政行为的公平性与效率。按照英国学者马歇尔（Marshall，1950，1964）的经典研究，公民权利至少包含三类权利——一般意义上的公民权利（civil rights）（如言论与集会自由）💾、政治权利（选举与被选权）以及社会权利（基本的就业🤹‍♂️、住房与医疗等权利）🪶，通常这三种权利在一国的发展秩序和速度并不同步。就我国的现阶段而言，在经济增长逐渐遭遇“天花板”之际，如何加强和保障公民的社会权利无疑应该成为国家施政导向的重点。总之👨🏻‍🚀，在经济绩效对政治信任的“正向”作用逐渐枯竭之时，如何通过政府的公共服务与财政行为提高公众对政治绩效的满意度，使得政治合法性多元化，这是摆在执政者面前的当务之急🧚🏿‍♀️。

*本文初稿提交“复旦大学第四届中国政治科学研究与方法工作坊”讨论，感谢洪永泰、吴晓刚、陆铭👩🏿‍💼、陈硕等与会者的意见与修改建议👊。本研究是2013年度教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“住房权：中国的一项社会议程的构建”（项目号🖐🏿：13JJD630013）的阶段性成果↪️，并由“厦门大学繁荣哲学社会科学项目”资助。

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【注释】

①尽管世界价值观调查在其第二波次（1989年—1993年）就将中国大陆纳入其调查范围🚮，但是比较完整的有关政治信任类的数据直到第四波次（1999年—2004年）才出现（第三波次的中国大陆关于政治信任的数据极不完整），而之前的研究使用较多的则为第五波次的数据。

②从ABS三次调查来看，中国大陆的调查时间分别是2002年、2007年和2011年，无论公众是“政党—中央政府”信任还是六大机构的信任，均呈现降低的趋势👕🧛🏻‍♂️，分别大致从2002年的3.9、3.6到2011年的3.5、3.3。

③在CGSS2010中，政治信任由低到高分别赋值1至5分，全国的平均水平为4.05。关于政治信任的空间分布地图由于篇幅原因并未呈现🐐👈🏽，如果需要可联系作者索取🏌️。

④正因为此🙍，波兰尼（1940）认为市场的扩张迟早会引发保护自然、生产组织以及人本身的反向运动👩‍🎤；王绍光（2008）则认为中国在上世纪末、本世纪初期掀起了蓬勃的反向运动📺。

⑤2007年—2009年，全国各地区的地方发展性支出比重为0.57，再分配支出比重为0.18，净转移支付比重为0.46。

⑥ 尊龙凯时娱乐对纳入OLS模型的变量也进行了共线性检验，并不存在变量间的共线性问题❕。

⑦二者较大的影响“差额”很可能是未纳入个体对国家机构政治绩效（如透明度👩‍👩‍👦、腐败）的主观评估，而CGSS2010并未设置相关变量。作者之前的研究（游宇🧔‍♀️、王正绪，2014）表明在考虑主观绩效评估变量后，个体传统社会价值观的影响力度会减弱。这也说明随着经济社会发展🎨，个体对国家机构的政治绩效评估在政治信任影响因素中的“权重”会逐渐增大。

游宇：厦门大学公共事务学院（You Yu， School of Public Affairs， Xiamen University）

张光：中山大学中国公共管理研究中心、厦门大学公共事务学院（Zhang Guang👨🏽‍🚀， Center for Chinese Public Administration Research👀， Sun Yat-Sen University🙆🏿； School of Public Affairs， Xiamen University）