政治刻板印象与腐败感知之间的关系研究——基于实验设计的发现

摘 要

十八大以来，xx积极开展党风廉政建设。中央纪委监察部加大腐败案件的查办督办力度，重点查处政治问题和经济问题交织的腐败案件。近年来，我国反腐败工作取得良好成效，2019年全国纪检监察机关共立案审查调查61.9万件。但是，公众对国家腐败程度的感知程度受到多个因素的影响，其中包括心理层面的因素，如刻板印象。大量研究表明，政治刻板印象会对公众的个人认知、判断及行为产生影响。同时，已有研究表明我国公众存在着“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象，更加倾向于信任中央XX。但较少研究关注该刻板印象对于公众腐败感知的影响。

本文通过实验研究，采用问卷调查的方式，在被试者无意识的情况下，启动实验组的被试者的“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象，并调查被试者对我国反腐败工作有效性评价和满意度等，以探究刻板印象对于被试者腐败感知的影响。接着，本文对两组数据进行了单因素分析。结果表明，实验组和对照组的公众腐败感知程度系数具有显著性的组间差异，在排除了其他因素影响的情况下，进一步证明差异是由刻板印象导致的。为了进一步探究影响的方向和程度，本文建立了OLS回归模型。实证结果表明，公众腐败感知程度和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关。对此，本文尝试做出解释，认为公众对于XX的廉洁程度可能存在着一定的心理预期，当阅读有关XX反腐败工作成效的材料之后，可能认为事实和心理预期值不符合，因此感到失望，从而降低对整个事物的评价。

　关键词：政治刻板印象；腐败感知；实验设计

一、引言

　　（一）研究背景

十八大以来，xx积极开展党风廉政建设，以阻遏腐败的蔓延。中央纪委监察部加大了腐败案件的查办督办力度，重点查处政治问题和经济问题交织的腐败案件，并取得较好成效。2019年，全国纪检监察机关共立案审查调查61.9万件，给予党纪政务处分58.7万人；在政策感召下，全国约1.03万人主动投案，其中，中管干部5人、省管干部119人。此外，xx全面推进反腐倡廉制度建设，相继出台《中共中央八项规定》、《党政机关国内公务接待管理规定》、《严禁干部用公款互相宴请、赠送节礼、违规消费》等制度，成为反腐败工作重要基础。

腐败本质是公共权力的异化，XX公职人员的腐败行为会损害人民群众的利益，引发公众对XX不满与质疑，进而对我国XX公信力和合法性造成严重威胁。已有研究表明，腐败会削弱公众对XX的信任。Jonas Linde（2012）通过研究瑞典公民对腐败的看法与对民主制度的支持，发现公众对腐败的看法对民主系统的支持度有很大的影响[1]。同样，Eric（2006）等人研究腐败对于亚洲民主国家政治制度的影响以及腐败与组织信任之间的关系，发现腐败削弱了信任感，同时，公众对组织的不信任促使他们认为组织存在严重的腐败问题[2]。但是，也有不少研究指出，腐败定罪信息对XX公信力会有正面影响。腐败定罪数量反映了检察官的能力和国家反腐败努力[3]，而反腐败的努力有助于国家重建公众对XX的信任[4]。因此，腐败定罪信息不会XX公信力产生直接负面影响，并能够帮助XX在3、4年后重获公众信任[5]。因此，腐败案件查处信息会一定程度上影响公众政治态度与认知，进而对XX合法性和公信力产生影响。如何有效向公众传递xx反腐坚定信念与决心，提升公众对党和XX的信任度与支持度，维护党的合法性地位与执政基础，是xx和XX重要的任务。

在我国，已有研究发现公众对于省级和中央XX的政治信任感不同，存在XX信任差序格局（李连江，2004）。而产生信任差序格局的原因可能是公众潜意识内存在腐败的刻板印象。已有学者通过心理学实验，证明了“地方XX比中央XX更腐败”的固有观念可能在社会各阶层普遍存在，公众更倾向于认为中央XX是廉洁的，地方XX是腐败的，这其中存在着一个无意识的刻板印象[6]。同样，有研究发现，腐败信息对于公众对中央XX信任感影响更小[7]。在心理学研究范畴，刻板印象相关的实验研究已相对成熟，大量研究表明，刻板印象会对公众归因行为、认知态度产生影响，并造成决策偏差[13-18]。因此，“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象可能会对于公众的政治态度与认知产生影响，从而影响公众对XX工作的评价，进而影响地方XX公信力与政治合法性，导致XX无法进行有效治理。本文将深入研究“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象对公众政治认知的影响，探究在该刻板印象影响下，公众对信息的解读过程。

　（二）研究意义

　　1.现实意义

由于存在着无意识的“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象，公众更难对地方XX产生信任感。政治信任对于地方XX治理，政策执行等起到很重要的作用，人们对于地方XX不信任容易导致地方XX的合法性遭到质疑，从而导致地方XX治理效率低，政策执行效果差等，影响地方社会稳定性。而且，研究发现，刻板印象是可以有意识消除的，因此，可以通过识别公众决策判断过程中的刻板印象的影响，并让公众意识到该效应的影响，有意识地进行训练，消除刻板印象带来的消极影响，更加理性地做决策[8]。同时，本研究结果也可以帮助XX在制定相关政策和宣传策略过程中，考虑到该政治刻板印象的存在，并采取适当的策略，减少该因素对政策执行的影响，从而提高政策的执行效率。因此，研究“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象对于公众政治态度与认知形成的影响机制，能够帮助XX识别公众腐败感知的影响因素，从而调整反腐宣传策略，提升公众对XX的信任度与支持度，维护党的执政基础与合法性。

　2.理论意义

已有的文献中，不少学者已发现公众存在着政治信任的差序格局，公众对于中央XX更加信任，更倾向于认为“中央廉洁、地方腐败”，存在着无意识的刻板印象。但现有的文献并未探究“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象对公众政治态度与认知形成的影响机制。本研究通过实验法，检验了该刻板印象对于公众政治态度与认知形成的影响，进一步探究了公众腐败感知的形成过程。

　（二）研究内容及方法

本研究采用实验研究方法，设定因变量为公众对XX腐败情况的感知与判断，自变量为是否启动“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象。本实验开始前，先将被试者随机分为两个不同的组，分别为实验组和对照组。每组随机指派约40-50名样本。其中，对照组，不启动“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象；实验组，启动“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象。本研究首先通过询问被试者对于中央XX/地方XX（实验组）或者民间团体/国际组织（对照组）的信任程度，以激发被实验者潜意识内的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象。然后，给被试者展示一段有关全国纪检监察机关反腐败工作绩效的文字材料，以检测被试者是否会因为“中央廉洁、地方腐败”刻板印象的启动而改变对同一则信息的解读。为了控制其他因素的影响，两组被试者所阅读的材料为同一组材料，以保证两组实验结果的差异是由刺激条件所引发的。阅读材料的文字表述如下：统计数据显示，2019年全国纪检监察机关立案审查调查61.9万件，党纪政务处分58.7万人，涉嫌犯罪移送检察机关2.1万人。被试者阅读完该材料后，将被要求回答一系列问题，包括对我国反腐败工作有效性和满意度评价，以及对我国腐败严重情况变化的判断。通过询问这些问题，本文获得被试者对于XX腐败的感知情况。本研究预期假设为启动“中央廉洁、地方腐败”腐败的刻板印象后，公众对XX腐败的感知程度会改变，更倾向于认为我国反腐工作是有效的，并感到满意。

本论文的结构如下。第一部分，本文对过往有关于刻板印象的心理学理论以及政治刻板印象对公众的判断和行为影响的文献资料进行梳理和归纳，得出本文的主要假设。第二部分，本文介绍了实验设计和数据搜集过程，特别是如何启动公众内隐的政治刻板印象。第三部分，介绍实证分析的结果。第四部分，本文将介绍研究结论及政策建议。

　二、文献综述

本部分将围绕三个方面对过往的文献资料进行梳理和归纳，并在此基础上得出本文的研究假设。第一部分是心理学层面的刻板印象概念及相关理论的梳理，根据目前较为成熟的研究理论，刻板印象会对后续信息加工产生影响。第二部分，梳理了与政治刻板印象的影响相关的实证研究，发现政治刻板印象会对公众认知态度形成、决策行为等产生影响。第三部分，本文针对我国特有的政治感知现象的相关研究进行梳理，目前已有的研究表明，证明了我国公众对于中央和地方XX存在着信任差序格局以及“中央廉洁、地方腐败”刻板印象。通过梳理和归纳以上的文献研究，本文得出了总体假设，即认为现存于公众潜意识中的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象会对公众的政治态度及政治认知产生影响，如对国家反腐败工作效果的评价与判断，以及目前我国XX腐败的感知态度。

　（一）刻板印象概念及相关理论

刻板印象的概念最早由Lippman（1922）在《公共舆论》中提出，一般指人们对某一特定的群体带有相对固定的观念或期望，形成了固定的印象，并对决策产生影响[9]。随后，X学者埃德蒙·菲尔普斯（1972）在《X经济评论》提出了统计性歧视理论。他认为在个体信息难以获取或者获取成本比较高的时候，人们会以个体所属类别的普遍性特征作为评价和决策的标准，即人们会将群体的典型特征作为该群体每个个体的特征。Grant和Holmes通过实验研究，发现被试者在对爱尔兰人和中国人形成整体印象之后，更倾向于用爱尔兰人刻板印象描述爱尔兰被试者，用中国人刻板印象描述中国被试者，而忽略个体特征，因此表明，刻板印象是一个将群体典型印象加之于个体身上，而忽视个体间差异的认知过程，在公众社会认知中起着重要作用[10]。同样，Shih等人（1999）也证明了公众存在着用群体典型特征评判个体的认知倾向。他们招募了46名X亚裔女大学生进行心理实验，将所有被试者随机分为了两组，分别向两组被试者强调“亚裔”和“女性”的身份，接着让被试者进行数学测试。实验结果表明强调“亚裔”身份的被试者数学成绩更高，因此，证明了人们存在着“亚裔数学好，女性数学不好”的刻板印象，且该刻板印象对人们产生了心理暗示[11]。目前心理学范畴上，关于刻板印象的研究理论已较为成熟，根据现有研究，刻板印象相关的研究理论主要分为三个方向，分别为心理动力学方向、社会文化方向和认知方向。其中，认知方向相关理论认为刻板印象是连接某个社会群体与一系列抽象概念的知识结构，能够引导公众后续的信息加工和处理，从而影响公众的判断能力[20]。

综合而言，刻板印象可认为是一种以群体特征评判个体，而忽略个体的特质性差异的认知方式。公众在对某一特定对象或群体产生固定的印象之后，更加倾向于用该固定印象评价群体里各个体。而且，这种认识方式往往是无意识的。因此，当公众对地方XX腐败产生刻板印象后，公众更倾向于运用该刻板印象去影响其政治态度与认知的形成，而且是无意识的。

（二）政治刻板印象影响个体的政治态度和认知

已有研究表明，无意识的刻板印象对公众的判断与行为产生影响。首先，刻板印象会对个体的判断和决策产生影响。Graham and Lowery（2004）研究了无意识种族刻板印象对于法官判决的影响，其通过激活被试者对非裔X人的刻板印象，发现被激活的刻板印象对被试者之后进行的一个完全无关的任务中的判断与行为产生了影响，进一步分析得出刻板印象会引发人们对犯罪者行为原因的归因，而这种特定归因会使得他们更加严厉地对待非裔X人犯罪者[12]。Anduiza等人（2013）也探究了在面对候选人的腐败丑闻时候，党派偏见是否影响选民的选举决定。研究结果表明，对于政党的政治意识不高的选民，当腐败丑闻涉及到他们所处的政党的时候，他们会给予更多的宽容，即党派偏见会降低腐败在选举中受到惩罚的程度，但随着政治意识的提高，这种偏见的影响会消失[13]。同样，Mendelberg（1997）选用霍顿案作为材料，研究该案件是否会激活白人的种族偏见，并对解决种族不平等的意愿产生影响，实验结果表明，公众在接收霍顿案的信息后被激活白人的种族偏见，而不是对犯罪的担忧。在被激活种族偏见之后，公众更倾向于反对旨在解决种族不平等问题的政策[14]。Valentino（2002）则通过在政治广告中插入不易察觉的种族信息，以检验被试者是否会被激发种族偏见，从而影响他们对政治候选人的偏好。研究结果表明，种族暗示会启动公众的种族偏见。而且，当竞选活动强调与黑人有关的政策时，即强化负面的刻板印象的时候，种族偏见对公众判断的影响会加强[15]。

其次，刻板印象会影响公众的社会感知，如对XX腐败的感知。Barnes等人（2016）通过实验设计，检验了三个关于女性的刻板印象（认为女性更加道德和诚实、认为女性是政治局外人、认为女性更加厌恶风险）对于公众认为女性警官减少腐败的怀疑的影响，结果发现“女性是政治局外人以及女性对风险容忍度更低”的刻板印象令公众认为增加女性警官能够减少警局的腐败行为[16]，因此，增加女性警官的比例，能够提升公众对警局的信任。

此外，刻板印象也会对公众的归因或归责行为产生影响。Malhotra等人（2008）研究了党派信息对公众归责行为的影响，实验结果表明，公众更倾向于使用党派身份信息对不同公职人员进行归责，以及是评估候选人和公共政策，例如，民主党的受访者表现出了更为明显的党派偏见，他们更倾向于将主要责任归咎于共和党身份的公职人员[17]。

从上述研究，可以发现大多数研究采用实验设计的研究方法，验证了无意识的刻板印象对公众的归因行为、感知、决策行为的影响。因此，可以假设公众对地方XX腐败的刻板印象也会对公众政治态度与认知形成过程产生影响，从而影响个人对XX的评价，且该影响是无意识的。

　（三）“中央廉洁、地方腐败”刻板印象的存在

在我国，公众更倾向于认为中央XX是廉洁的，地方XX是腐败的，这其中存在着一个无意识的刻板印象。已有的研究发现有力支持了此观点。李连江通过研究公众对于XX信任感，发现在中国XX存在差序XX信任，即公众对于中央XX信任程度更高，对于省级地方XX信任感相对较低，而对于县级基层XX则更加不信任[18]。其对农村村民进行调研与访谈，发现大多数人对于中央XX的信任感高于地方XX，而且大多数人认为中央XX的出发点都是好的，但是不相信中央XX的执行能力，从而导致公众容易以中央的名义去反抗地方XX官员[19]。公众对中央、地方XX的差序信任验证了公众对中央、地方XX也存在着不同的腐败感知，公众更加倾向于相信中央XX是廉洁的。同样，吴进进等人采用年平均腐败立案率作为衡量地方XX腐败水平的指标，通过构建多层线性模型，发现省级腐败状况通过影响公众的腐败感知，显著降低了公众对地方XX的信任感，但是对于中央XX未产生显著影响[7]。该现象可能的解释是公众无意识的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象对其腐败感知形成产生了影响。为此，李佳源等人通过内隐联想测验（IAT）探究公众腐败感知的来源，实验结果表明公众存在内隐社会认知，即被试者倾向于将地方XX与腐败联系在一起，将中央XX与廉洁联系在一起。而且，该刻板印象并非样本中任何社会经济群体所独有，可能是一个普遍现象[6]。由此，现有的研究结果表明，在我国，公众存在着无意识的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象，认为中央XX是廉洁的代表，而地方XX则更加容易腐败，因此他们对中央XX更加信任。

由于刻板印象在心理学研究范畴已经是较为成熟的概念，现已有大量文献关注于刻板印象对人感知和行为的影响，形成了较为成熟的研究方法及理论。但是，对于我国独特存在的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象，目前还未有学者研究该刻板印象对公众政治态度与认知影响机制。现有研究仅识别了公众存在着该政治刻板印象，但是未对其背后产生的原因以及是它对公众行为和决策产生的影响进行探究。本文将重点关注“中央廉洁、地方腐败”刻板印象对公众腐败感知的影响过程，探究该刻板印象是否影响公众处理信息过程，即在启动公众“中央廉洁、地方腐败”刻板印象之后，在面对有关腐败的信息的时候，个人评价是否发生改变。

根据以往的研究结果，公众存在“中央廉洁、地方腐败”刻板印象是一个普遍的现象。政治刻板印象会对公众的社会感知、个体判断与决策以及归责行为产生影响。因此，本文认为公众在被激发“中央廉洁、地方腐败”刻板印象之后，会存在着认为中央XX廉洁、信任度高的潜意识，在阅读中央反腐败工作成效的文字材料后，可能会认为中央XX为反腐败工作做出很多的努力，因此他们对于我国反腐败工作的有效性评价和满意度都会有所提高，更倾向于认为我国腐败严重程度有所改善。基于以上分析，本文提出以下假设：

假设1：公众在被激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，更倾向于对中央反腐败工作做出积极评价

假设1a：公众在被激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，更倾向于认为中央反腐败工作很有效

假设1b：公众在被激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，更倾向于对中央反腐败工作感到很满意

假设1c：公众在被激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，更倾向于认为我国腐败严重程度降低

　二、实验研究

　　（一）被试对象

本次实验的对象均为中国居民，对国内XX和腐败情况有一定的了解。本次实验采用问卷调查的方式进行，总共指派112名被试者填写问卷，其中，收回有效问卷100份，问卷有效率为89.3%。有效样本中，共有男性样本39人，女性样本61人，男性样本与女性样本占比约为4:6。有效样本的年龄范围覆盖18周岁以下至60岁以上，其中，大部分样本为18-25周岁，占总样本的64%。有效样本的工作单位覆盖国企、事业单位、私企等，54%的有效样本为全日制学生。在政治面貌方面，有效样本中共青团员和中共党员占比超过70%，其余为群众，民主党派样本仅占1%。在学历方面，88%的有效样本为大学本科及以上。有效样本中，22%为农村户口。更多关于样本的详细信息可参考表3-1。

表3-1 样本分布概况

（二）实验设计

为了检验“中央廉洁，地方腐败”的政治刻板印象对于公众的腐败认知态度的影响，本文随机指派112名被试者进行调查实验。在实验开始前，本研究设计两份问卷，分别为AB卷。两份问卷除了启动刻板印象所需的问题外，其余部分的问题均一致。实验开始的时候，所有被试者被随机分配到两个实验组的其中之一。两个实验组分别为实验组和对照组，其中，实验组的被试者会被激活“中央廉洁，地方腐败”的刻板印象，对照组不做任何处理。接着，被试者将被要求在阅读一段关于国家纪检委反腐成效的文字材料，文字材料的表述如下：统计数据显示，2019年全国纪检监察机关立案审查调查61.9万件，党纪政务处分58.7万人，涉嫌犯罪移送检察机关2.1万人。紧接着，被试者将要求对我国目前的反腐败工作的有效性和满意度进行打分（最有效/满意为10分，最不有效/满意为1分），并对目前国内腐败严重程度是否发生变化进行评价（腐败现象减少了很多/腐败现象减少了一些/没有变化/腐败现象增加了一些/腐败现象增加了很多）。

（三）结果变量

本次实验的主要因变量是公众对于我国腐败情况的认知态度，通过调查公众对目前我国反腐败工作效果的评价与判断进行测量。在问卷设计中，本研究设置了三个问题，代表了三个态度变量，分别为公众对我国目前反腐败工作有效性的评价、公众对我国目前反腐败工作的满意度以及公众对我国目前腐败严重程度变化的感知程度。这三个变量从不同的角度测量公众对我国腐败情况的整体感知程度。第一问题主要是衡量公众对于我国反腐败工作有效性的评价，被试者会被问及“您认为当前的反腐败工作是否有效”，要求对此进行打分，最低分为1分（非常无效），最高分为10分（非常有效）。第二个问题是考察公众对目前我国反腐败工作的满意度，被试者会被问及“您对当前的反腐败工作满意吗”，同样地，要求对此进行打分，分值范围为1-10分，1分为非常不满意。最后一个问题的目的是衡量公众对我国XX腐败严重程度变化的感知情况，被试者会被问及“过去两年来，您认为我们国家的腐败严重程度是否发生改变”，六个回答选项分别是“腐败现象减少了很多、腐败现象减少了一些、没有变化、腐败现象增加了一些、腐败现象增加了很多”，分别编码为-2、-1、0、1、2。三个问题从三个角度衡量了公众整体的腐败感知这一抽象概念，能够更好地保障问卷调查结果具有一定的可参考性。在随后的问卷数据处理中，本文通过因子分析提取出三个问题的主成分，并据此计算出各个样本的因子得分，以作为最终的因变量。

（四）自变量

本研究的自变量为公众潜意识内的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象。在问卷设计中，本研究通过设置AB卷，启用不同的问题，来控制被试者是否被激发此政治刻板印象。A卷设计为“您对于中央XX/地方XX的信任程度怎么样”，B卷设计为“您对于民间团体/国际组织的信任程度怎么样”，两个问题的四个回答选项均分别为“完全信任、比较信任、比较不信任、完全不信任”。本研究通过询问被试者对地方XX以及中央XX的信任程度，在被试者无意识的状态下，激发他们潜在的“中央廉洁、地方腐败”刻板印象。另外，为了掩盖实验的目的性，增加实验的准确性和有效性，在这一节的问卷设计中，笔者加入了询问被试者目前的幸福程度的问题，以模糊实验的目的。同时，笔者在实验开始前，告知被试者实验目的为调查公众的社会认知态度，以防被试者推测出本实验的目的与方式，从而影响回答的结果，最终影响实验的有效性与准确度。

（五）控制变量

考虑到公众对于XX腐败的感知程度不仅受到政治刻板印象的影响，还会受到多种因素的影响，比如说，中共党员会更倾向于相信党和XX的工作，刻板印象的影响可能会被个人的身份属性意识削弱。同样，不同年龄的被试者所拥有的阅历也不一样，刻板印象对他们判断的影响可能也会存在不同。为了更准确地衡量公众“中央廉洁、地方腐败”刻板印象单个因素对于公众政治认知的影响，本研究通过加入其他的控制变量，如人口特征信息，控制其他因素对因变量的影响。其中，人口特征信息包括了性别、年龄、工作单位、政治面貌、最高学历、户口类型、个人全年总收入。

　三、实证分析

　　（一）数据预处理

在样本问卷搜集完成后，本研究首先对样本数据进行了预处理，由于问卷设置的限制，所搜集的数据中不存在缺失值。同样，经过检查，数据不存在异常值，因此保留原有的所有数据。接着，本文将被试者对我国反腐败工作的有效性和满意度的打分结果（1-10分）以及对我国腐败严重程度变化的感知情况（分类变量的选项编号1-6）进行标准化，使得这三项数据的数值范围均为0到1。在自变量的处理上，本文将启动了“中央廉洁、地方腐败”刻板印象的样本编号为1，未启动此刻板印象的编号为0。同样地，对于剩下的控制变量，如性别、年龄、最高学历及政治面貌等人口特征信息，也均对这些问题的选项进行有序编码。其中，性别、户口类型为0-1变量，年龄、最高学历、政治面貌、工作单位及个人去年总收入均为分类变量。

（二）因子分析

在问卷调查中，本文从反腐工作的有效性、满意度以及腐败严重程度的变化三个角度去衡量公众的腐败感知态度。因此，在这小节，本文尝试通过因子分析从三个维度中提取出主要成分，作为衡量公众的腐败感知态度的结果变量。本小节的分析均通过SPSS 21.0完成。

因子分析要求原有变量之间具有较强的相关性，如果相关性较低，则无法从中综合出能够反映原有变量共同特征的少数公共因子变量。因此，本文首先采取 KMO 样本测度和 Bartlett 球体检验法对数据进行检验，判断其是否适合做因子分析。当KMO 值越接近于 1，越适合做因子分析。KMO 和 Bartlett检验结果如下表4-1所示。

由表4-1可知，KMO 值为 0.625，大于阈值0.5，变量之间存在相关性，适合做因子分析。巴特利球体检验的显著性水平为 0.000，小于给定显著性水平 0.001，拒绝“相关系数为单位阵”假设，变量之间存在相关性，适合做因子分析。由此，实验数据均通过KMO 和 Bartlett 检验，可以进行下一步分析。

接着，本文采用主成分分析方法，从原始信息中提取出主要因子，并根据主要因子的特征值进行排序，最后绘制出碎石图。分析结果如下表4-2和图4-1所示。

表4-2因子解释总方差

提取方法：主成分分析

　　图4-1 碎石图

从以上分析结果可以得出，提取1个因子能够有效解释78.331%的信息，且该因子的特征值大于1，因此，选择提取1个因子是最合适的。

接着，本文得出成分得分系数矩阵，如下表4-3所示。由此，我们可以计算出每个样本的因子得分作为每个样本的公众腐败感知系数得分，进行下一步的单因素分析和回归分析。得分计算公式如下：因子1 =（0.405）* Q1 +（0.395）* Q2 +（0.326）* Q3。表4-4将展示部分样本的公众腐败感知系数得分。

表4-3 成份得分系数矩阵

表4-4部分样本公众腐败感知系数得分

注：有效性评价、满意度评价、严重程度变化评价数据均经过标准化处理

（三）均衡性检验

在实验研究中，研究者应当注意排除其他因素对实验结果的干扰，遵循平衡性原则，即实验组和对照组除了处理因素外，其他影响实验结果变量的因素都应该保持一致，以保障实验组和对照组的实验结果具有可比性。随机化过程是实验研究必要的前提条件，只有满足了随机化的条件，才能进行假设检验的统计推断。因此，随机化的效果往往会对实验的结果产生影响，若实验没有达到随机化的效果，统计推断的结果可能就不准确。特别是在样本量较小的情况下，即便进行了随机化的分组处理，也可能出现组间其他因素不平衡的问题。

为了检验实验是否实现随机化，本文对实验组和对照组进行了均衡性检验。首先，本研究将是否启动政治刻板印象（treatment）作为因变量，并将其他的人口特征信息作为自变量，构建二元Logit回归模型，检验实验组和对照组的其他人口特征信息变量是否和启动政治刻板印象具有较强的相关性。其中，二元Logit回归模型结果如下表4-5所示。从表4-5中，我们可以看到，性别（X1）、年龄（X2）、工作单位（X3）、政治面貌（X4）、户口类型（X6）和个人全年总收入（X7）的P值均大于0.1，说明这些变量在90%的显著性水平下与因变量的相关性并不显著，即验证了这些影响因素均满足了均衡性原则。但是，回归结果显示，最高学历（X5）的P值为0.085，小于0.1，说明在90%的显著性水平下，与因变量的相关性较为显著，在95%的显著性水平下，则与因变量的相关性不显著，也就说明这个影响因素未能较好地满足均衡性条件。在下一步的回归分析中，我们应当将该变量作为控制变量，纳入到回归模型当中，以控制其他因素对结果变量的影响。

表4-5Logit回归模型结果

（四）单因素分析

为了初步判断实验组和对照组的公众腐败感知系数是否具有显著差别，本研究对两组的实验结果进行了单因素分析，以检验组间是否存在差别。由于在上一节，本研究已经进行均衡性检验，其他的影响因素均不具有组间显著的差距，排除了其他因素对结果变量影响的可能性，如果公众腐败感知总系数存在组间显著性差异，那么就可以初步证明“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象对公众的腐败感知程度产生了一定的影响。由于本研究的问卷样本总数量为100，样本量较小，因此，本文选择运用ANOVA单因素分析对两组数据（经过标准化后整合的公众腐败感知总系数）进行差异性分析，以检验假设1。

由于进行ANOVA单因素分析检验需要满足方差相等的前提条件，本研究首先对两组数据进行方差齐次性检验，检验结果如下表4-6所示。从表4-6中，我们可以看到，Levene显著性检验的结果为0.077，大于0.05，说明在95%的显著性水平下，无法拒绝原假设，即两组数据的方差具有其次性，满足进行ANOVA单因素分析的前提条件，可以进行下一步的分析检验。

接着，本研究对两组数据进行了ANOVA单因素分析，分析的结果如下表4-7所示。从表4-7中，我们可以看到，ANOVA显著性为0.000，小于0.01，说明两组数据在99%的显著性水平下，具有显著性的差异。这也就说明实验组和对照组的公众腐败感知程度系数具有显著性的组间差异。在排除了其他因素影响的可能性的情况下，我们可以进一步证明实验组和对照组的公众腐败感知程度系数的组间差异是由“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象导致的。因此，实证分析结果证明了 “中央廉洁、地方腐败”刻板印象会对公众的腐败感知程度和认知情况产生影响。

表4-6方差齐次性检验结果

表4-7ANOVA单因素分析结果

（五）回归分析

　　1.建立模型

在上一节中，本研究通过ANOVA单因素分析证明了在控制其他因素影响的可能性的情况下，实验组和对照组的公众腐败感知程度系数存在着显著性的差异。为了进一步探究“中央廉洁、地方腐败”刻板印象对公众腐败感知和认知的影响方向和程度，本文进行了回归分析，构建了回归分析模型，以验证本研究的假设1，即公众在被激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，更倾向于对中央反腐败工作做出积极评价。其中，因变量为公众腐败感知总系数，即上文经过标准化处理后取均值所得到的数据。自变量为是否启动“中央廉洁、地方腐败”刻板印象，启动刻板印象取1，不启动刻板印象取0。在进行均衡性分析检验中，被试者的最高学历因素的显著性在90%的显著性水平下，与结果变量的相关性较强，因此在本节的回归分析中，将被试者的最高学历作为控制变量，纳入到回归模型之中进行回归分析。由于因变量为连续变量，自变量为0-1变量，其他控制变量为分类变量，本文采用OLS回归模型。根据本文前述假设H1，运用回归分析，建立OLS回归模型如下：

CORRUP=α+β1 STEREO+β2 CONTROL+ε （1）

在上述模型中，CORRUP为结果变量，表示公众的腐败感知程度，是连续变量；STEREO为自变量，表示被试者是否被启动“中央廉洁、地方腐败”刻板印象，为0-1变量；CONTROL为控制变量，即上述提及的被试者的最高学历情况，为分类变量；ε表示随机干扰项。α、β1 、β2均为回归系数。根据前述理论假设，β1系数将显著为正，即当被试者在无意识中被启动“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象后，更倾向于对中央反腐败工作做出积极评价。

接着，为了分别检验“中央廉洁、地方腐败”刻板印象对于公众对我国反腐工作有效性评价、公众对我国反腐工作满意度评价以及公众对我国腐败严重程度判断的影响，即假设1a、假设1b、假设1c，本文分别建立OLS回归模型如下：

EFFECT=α+β3STEREO+β4CONTROL+ε （2）

SATISFI=α+β5STEREO+β6CONTROL+ε （3）

SERIOU=α+β7 STEREO+β8CONTROL+ε （4）

同样，在上述模型中，EFFECT、SATISFI和SERIOU均为结果变量，分别表示公众对我国反腐工作有效性评价、公众对我国反腐工作满意度评价以及公众对我国腐败严重程度判断，是连续变量；STEREO为自变量，表示被试者是否被启动“中央廉洁、地方腐败”刻板印象，为0-1变量；CONTROL为控制变量，即上述提及的被试者的最高学历情况，为分类变量；ε表示随机干扰项。α、β3 、β4、β5 、β6、β7 、β8均为回归系数。根据前述理论假设，β3 、β5 、β7系数均将显著为正，即当被试者在无意识中被启动“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象后，其对于我国腐败工作的评价和满意度将会提高，更倾向于认为我国腐败严重程度得到很好地改善。

　2.回归结果

本文运用stata15.0软件，将STEREO和CONTROL设置为dummy变量，根据上述OLS回归模型，对实验数据进行分析。假设1回归结果如表4-8所示。从回归结果可以看出，STEREO的P值为0.000，在99%的显著性水平下，公众腐败感知程度和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关，实证分析结果的方向与本文预期假设方向相反。说明当公众在无意识状态下，被启动“中央廉洁、地方腐败”刻板印象后，他们对于我国腐败情况的感知程度会改变，而且更倾向于降低对我国反腐败工作的有效性和满意度评价，更倾向于认为我国腐败严重程度并未改善。而对于控制变量，各个分类的P值均大于0.8，说明对公众腐败感知程度的影响并不显著。

表4-8假设1回归结果

为了进一步检验假设1a、假设1b、假设1c，本文运用stata15.0软件，将EFFECT、SATISFI和SERIOU和CONTROL设置为dummy变量，根据上述OLS回归模型，对实验数据进行分析。假设1a、假设1b、假设1c回归结果如表4-9所示。从回归结果可以看出，EFFECT的P值为0.000，在99%的显著性水平下，公众对我国反腐工作有效性评价和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关，说明激活之后，公众对我国反腐工作有效性评价降低；SATISFI的P值为0.000，在99%的显著性水平下，公众对我国反腐工作满意度评价和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关，说明激活之后，公众对我国反腐工作满意度降低；SERIOU的P值为0.000，在99%的显著性水平下，公众对我国腐败严重程度判断和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关，说明激活之后，公众认为我国腐败严重程度并未改善。实证分析结果的符号方向均与预期假设相反。

表4-9假设1a、假设1b、假设1c回归结果

3.实证结果分析

由于实证分析结果与本文预期假设的方向相反，在本小节本文将尝试对该现象进行解释。本文认为公众对我国反腐败工作及腐败情况的评价与判断可能受到心理预期的影响。市场营销学中的“预期满意理论”认为，消费者在购买产品之后，对产品的满意度取决于购买预期实现的程度，如果产品效用达到或者超出消费者购买前的心理预期，那么消费者会对产品产生满意感，但如果产品效用无法达到消费者购买前的心理预期，那么消费者就会对产品产生不满意感，而且产品效用距离消费者心理预期越远，产生的不满意感越强烈。同样地，受到XX廉洁形象宣传的影响，公众对于XX的廉洁程度可能存在着一定的心理预期，且该预期值较高，当他们阅读有关XX反腐败工作成效的文字材料之后，可能会更多关注于腐败案件的数量，认为现有事实和心理预期值不符合，因此，他们会感到失望，从而降低他们对整个事物的评价。

　结论

十八大以来，xx积极开展党风廉政建设。中央纪委监察部加大了腐败案件的查办督办力度，重点查处政治问题和经济问题交织的腐败案件。近年来，我国反腐败工作取得良好成效，2019年全国纪检监察机关共立案审查调查61.9万件。但是，公众对国家腐败程度的感知程度受到多个因素的影响，其中也包括心理层面的因素，例如刻板印象。刻板印象一般是指公众更倾向于将某个特定群体和某个抽象特征联系起来，从而改变他们对该群体的认知状况。大量研究表明，政治刻板印象会对公众的个人认知、判断以及归责行为产生影响。公众在被启动政治刻板印象之后，其认知结构和判断能力将会被改变。同时，已有研究表明我国公众存在着“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象，更加倾向于信任中央XX，而不信任地方XX。但是尚未有学者去探究该刻板印象对于公众腐败感知和判断的影响。

本文通过设计实验，指派112名被试者参与实验，并将全部被试者通过抛硬币随机化的方式分为实验组和对照组。然后，采用问卷调查的方式，通过询问实验组被试者对于中央XX和地方XX的信任度，在被试者无意识的情况下，启动实验组的被试者的“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象，而对于对照组的被试者则不启动刻板印象。接着，调查两组被试者对我国反腐败工作有效性和满意度的评价，以及我国腐败严重程度变化的判断，以探究刻板印象对于被试者腐败感知的影响。最后，本文对两组数据进行了单因素分析，结果表明，实验组和对照组的公众腐败感知程度系数具有显著性的组间差异，在排除了其他因素影响的可能性的情况下，进一步证明实验组和对照组的公众腐败感知程度系数的组间差异是由“中央廉洁、地方腐败”的刻板印象导致的。为了进一步探究影响的方向和程度，本文构建OLS回归分析模型，对实验数据进行分析。实证结果表明，公众腐败感知程度和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关。接着，本文分别对有效性评价、满意度评价及腐败严重程度变化判断三个指标分别构建OLS回归模型，检验刻板印象对于这三个方面评价的影响，结果表明，三者均和是否激活“中央廉洁、地方腐败”刻板印象呈现显著负相关。因此，我们可以得出结论，“中央廉洁、地方腐败”刻板印象会对公众腐败感知程度产生影响，且影响更倾向于是负面的，公众可能会更倾向于降低对我国反腐工作有效性和满意度的评价，也更倾向于认为我国腐败严重程度并未改善。对于此研究发现，本文尝试做出解释，认为公众可能是受到“心理预期”的影响。公众对于XX的廉洁程度可能存在着一定的心理预期，当他们阅读有关XX反腐败工作成效的文字材料之后，可能会更多关注于腐败案件的数量，认为现有事实和心理预期值不符合，因此，他们会感到失望，从而降低他们对整个事物的评价。

基于以上实证结果，本文认为地方XX应当XX信息透明度，办事流程透明化，并建立相关的制度，方便公众进行监督。国家反腐败的宣传工作中可以更加注重向观众传递地方XX反腐败工作的成效，增加廉洁的地方XX官员个人宣传报道。通过这些措施，减少该刻板印象对于公众感知和判断的影响。

　参考文献

[1]Jonas Linde,Gissur Ó Erlingsson. The Eroding Effect of Corruption on System Support in S weden[J]. Governance,2013,26(4).

[2]Eric C. C. Chang,Yun-han Chu. Corruption and Trust: Exceptionalism in Asian Democracies?[J]. Eric C. C. Chang;Yun-han Chu,2006,68(2).

[3]Alt, J. E., & Lassen, D. D. (2014). Enforcement and public corruption: Evidence from the American states. Journal of Law, Economics, & Organization, 30, 306-338.

[4]Guo, X. (2014). Controlling corruption in the party: China’s Central Discipline Inspection Commission. The China Quarterly, 219, 597-624.

政治刻板印象与腐败感知之间的关系研究——基于实验设计的发现

价格 ¥9.90 发布时间 2023年8月10日

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