□李文彬 盧琳靜

[華南理工大學 廣州 510641]

引言

問責一直被視為規(guī)范政府管理和提升政府績效的有效手段。中共十八大以來，黨中央堅持全面從嚴治黨、強化監(jiān)督和問責，明確強調(diào)各級黨政干部要做到“有權(quán)必有責、用權(quán)受監(jiān)督、失職要問責”，將強化問責提升到了前所未有的高度。經(jīng)過多年的發(fā)展，我國也逐漸形成行政問責、政治問責、黨內(nèi)問責三位一體的問責體系。然而，關(guān)于加強問責的實際效果，學界的觀點涇渭分明。一種觀點認為，強化問責可以增強政府官員的責任感，提升政府的回應(yīng)力，進而提高政府績效；另一種觀點則指出，問責和避責為一體兩面，高壓態(tài)勢下的問責也會導致官員避責和不作為，反而損害政府的創(chuàng)新活力和服務(wù)績效。因此，強化問責是否及如何對政府績效產(chǎn)生影響，仍有待進一步檢驗。目前，國內(nèi)學界圍繞問責效果的研究主要采用微觀個案評估的方式，缺乏基于全國宏觀數(shù)據(jù)和立足因果機制的檢驗。中共十八大以來，黨中央實施全面從嚴治黨、推行強化問責對政府形成的外生沖擊剛好構(gòu)成了自然實驗，不僅為在全國范圍的宏觀層面揭示其影響政府績效的因果邏輯提供了機會，也為檢驗強化問責對政府績效的影響提供新的證據(jù)，更有助于拓展現(xiàn)有理論對兩者關(guān)系的解釋。

一、文獻回顧與問題提出

關(guān)于問責與政府績效的關(guān)系，新公共管理運動的基本主張是，加強問責將導致更高的績效[1～2]。然而，也有研究表明，問責與績效的關(guān)系充斥著矛盾性和復(fù)雜性：問責的后果并不確定，難以把握其積極或消極的可能性[3]。這種復(fù)雜關(guān)系，將直接引發(fā)問責對政府績效產(chǎn)生不同甚至相反的影響，并使得學界的研究呈現(xiàn)問責“有效派”和“無效派”兩種觀點。

“有效派”認為，問責制因其塑造的規(guī)范性和傳導的強制性壓力能夠有效提升政府績效。問責機制是政府保持和改善政府績效的最重要手段之一[4]，Anderso指出，問責制強化了民主治理中的責任性與透明性，進而能夠提升整個社會的治理效能[5]。Dubnic和Frederickson認為，精心設(shè)計的基于績效測量的問責制原則上可以提高治理質(zhì)量，從而改善公共部門實現(xiàn)其目標的前景[6]。Han考察應(yīng)用于政策實施過程的問責機制時發(fā)現(xiàn)，美國聯(lián)邦機構(gòu)的三種問責機制同時對機構(gòu)績效產(chǎn)生了積極影響[7]。Choi等學者也提出，更強的問責制為組織帶來了更理想的結(jié)果，特別是法律問責與所有機構(gòu)中的大多數(shù)績效變量都呈正相關(guān)[8]。Brewer和Walker則指出，問責通過保證行政過程的規(guī)范性、開放性和對利益相關(guān)者的回應(yīng)性，來提升公共服務(wù)績效[9]?？梢?，這些研究揭示，問責制度有效提升了公共政策實施和公共服務(wù)供給績效。然而，“無效派”則指出，問責削弱了組織的靈活度和創(chuàng)新性且與避責伴生，進而導致組織績效的損失。Bozeman認為，強加給公共組織的一系列復(fù)雜規(guī)則、法規(guī)和程序通常會失靈并使組織運行僵化守舊，將對其績效產(chǎn)生負面影響[10]。Schillemans等指出，問責制消耗了行政人員的精力和分散其注意力并導致目標錯位，引發(fā)了一系列適得其反的官僚行為進而可能損害組織績效[11]。倪星強調(diào)，問責的強度塑造著政府官員行為，當避責策略有效時，高強度的問責可能導致更為激烈的避責行為[12]。陳漢宣和高潔的案例研究也發(fā)現(xiàn)，加強問責會阻礙政府績效提升，目標責任制的推行會導致重視短期問責而輕視長期政府能力建設(shè)問題[13]。因此，兩派關(guān)于問責是否提升政府績效的觀點可謂涇渭分明，兩者的關(guān)系有待進一步檢驗。

綜合上述研究“盲人摸象”般的不同結(jié)果，可能的原因是研究者各自“摸”到了問責對政府績效產(chǎn)生影響的不同側(cè)面，如一方面是在實施問責的起始階段由于問責客體“不敢頂風作案”或尚未發(fā)現(xiàn)避責策略而使問責對政府績效產(chǎn)生正面影響，另一方面是嚴苛問責導致組織創(chuàng)新活力下降、問責與避責的共生、實施問責中后期階段問責對象的“機會主義”避責策略等因素導致問責被消解甚至損害績效，第三種可能就是有的研究使用個案來探尋問責的影響，而不同個案的屬性又會對揭示兩者的因果關(guān)系形成干擾?？傊?，關(guān)于問責影響政府績效的因果關(guān)系，需要使用范圍更廣的宏觀數(shù)據(jù)和因果機制更為明晰的方法予以驗證。這也是本文的研究目的所在。中共十八大后的第一年，即以2013年為時間點，黨中央圍繞全面從嚴治黨實施了一系列的措施和活動，如強化反腐倡廉、啟動十八屆中央委員會首輪巡視、發(fā)布黨內(nèi)法規(guī)、開展“反四風”等，具體如圖1所示。這構(gòu)成了強化黨政官員的法律、政治、行政、倫理責任意識和負責行為的組合拳，也成為高懸在官員頭上的問責“達摩克利斯之劍”，強化了對官員行為和作風的失責、失范、失德的約束。因此，這一自然實驗為在宏觀層面檢驗強化問責對政府績效的影響及其路徑提供了機會。

圖1 2013年中央全面從嚴治黨以強化問責的主要事件

二、強化問責影響政府績效的路徑假設(shè)

問責是現(xiàn)代國家治理中的重要制度設(shè)計，隱含著提升政府績效的訴求。問責的含義至少包括回應(yīng)和強制兩個基本維度，回應(yīng)代表“問責對象有義務(wù)告知和解釋他們正在做什么”，而強制則代表問責對象需要為不當行為承擔強制性的懲罰[14]。因此，對問責廣義理解是指符合這兩重維度要求的責任追究形式，如行政問責、積極問責等概念[15]。對此，本文所指的強化問責并非指向某項針對具體行政事項或行為的問責制度的實施，而是指2013年黨中央實行的強化黨政領(lǐng)導干部廉潔自律、工作實績、工作作風的一系列舉措所形塑的綜合問責環(huán)境的變化。這一變化改變了權(quán)力運行的諸多條件，在很大程度上重新塑造了政府履職的行為特征。從理論上說，這一制度環(huán)境的變化可以促進政府行為的公平性、回應(yīng)性、服務(wù)性和規(guī)范性進而對政府績效結(jié)果產(chǎn)生影響。具體假設(shè)路徑詳見圖2。

圖2 2013年中央全面從嚴治黨、強化問責對政府績效影響路徑圖

首先是公平性機制。公平正義是社會的首要價值[16]，也是問責制的主要捍衛(wèi)對象和政府績效的重要內(nèi)涵。實行問責的目的涵蓋績效、公平和公正[6]。確保官員干部不以權(quán)謀私，對待群眾一視同仁、不偏私，以及在住房、教育、醫(yī)療等公共資源分配領(lǐng)域的公平性，往往是問責的主戰(zhàn)場。如“八項規(guī)定”中明確要求切實改進工作作風，減少特權(quán)現(xiàn)象；在“六項禁令”中嚴禁官員違反規(guī)定收送禮品、禮金、有價證券等任何影響公正執(zhí)行公務(wù)的物品。其次是服務(wù)性機制。秉持專業(yè)、良好的服務(wù)態(tài)度，為公民提供優(yōu)質(zhì)公共產(chǎn)品和服務(wù)，是政府績效的核心要求。行政問責制源于專業(yè)精神、專業(yè)知識和道德標準，希望通過應(yīng)用專業(yè)知識和解決問題的方法來為公眾利益服務(wù)[17]。中央在“反四風”中明確要求，反對形式主義，著重解決工作不實的問題；反對官僚主義，著重解決在人民群眾利益上不維護、不作為的問題?？梢?，問責是強化服務(wù)性以提升政府績效的有效途徑。再次是回應(yīng)性機制。政府回應(yīng)的及時性和有效性，是行政問責的主要維度和政府績效的重要內(nèi)容。而提升政府的回應(yīng)性更是績效問責和政府績效目標的應(yīng)有之意。高強度的行政問責和高強度的民眾問責下更容易驅(qū)動官員的有效回應(yīng)行為[18]。在2013年全黨上下開展的黨的群眾路線教育實踐活動中，中央要求各級領(lǐng)導干部著力解決人民群眾反映強烈的突出問題，突出了在維護人民群眾最關(guān)心最直接最現(xiàn)實的利益問題上失職失責問題的問責，提高政府回應(yīng)公眾訴求的及時性、有效性，最終提升政府績效。最后，規(guī)范性機制。規(guī)范性強調(diào)政府權(quán)力的邊界，問責以責任控制的方式減少官員的濫權(quán)、越權(quán)等不規(guī)范行為。規(guī)范性是政府履職增效的前提，強化問責可以通過規(guī)范權(quán)力運行來確?？冃Мa(chǎn)出、減少績效摩擦和損失以及獲得公民認同來提高政府績效?！吨泄仓醒腙P(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》提出，推行地方各級政府及其工作部門權(quán)力清單制度，依法公開權(quán)力運行流程，明晰政府權(quán)力的界限，增強依法行政的規(guī)范性。因此，通過對2013年黨中央強化問責這一時間斷點政府權(quán)力運用規(guī)范性、公平性、回應(yīng)性和服務(wù)性所產(chǎn)生的政民互動過程體驗的前后比較，可以有效識別強化問責是否循這四條路徑顯著影響公眾對政府績效的評價。

三、變量、數(shù)據(jù)與方法

（一）變量測量與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)源自2010年、2012年、2014年和2016年持續(xù)四期的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies, CFPS）對全國16歲及以上的成年人調(diào)查中獲得的追蹤數(shù)據(jù)。該調(diào)查為全國性調(diào)查，采用內(nèi)隱分層（Implicit Stratification）方法抽取的多階段概率樣本，覆蓋25個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）、162個縣（市、區(qū)），調(diào)查對象包含樣本家庭中的全部家庭成員。在成人數(shù)據(jù)庫中，2010～2016年平均每期樣本量約為38 000。CFPS的追蹤數(shù)據(jù)為本研究提供了大量的數(shù)據(jù)點，增加了數(shù)據(jù)的自由度并降低了解釋變量間的共線性程度，因此能夠提高計量模型估計的有效性。在數(shù)據(jù)處理過程中，刪除了沒有連續(xù)四期受訪的樣本，并對缺失數(shù)據(jù)采用臨近點的線性趨勢方法和均值法進行填補。最后得到每期用于實證分析的9 117個樣本，四期共36 468個觀測值。各個變量設(shè)置及其具體含義見表1。

表1 變量及其含義

1. 結(jié)果變量。本文的結(jié)果變量為政府績效。在政府績效評價實踐中，存在著重視成本效益分析和量化數(shù)據(jù)的客觀測量和強調(diào)公眾主觀評價兩種基本模式[19]。公眾對政府工作表現(xiàn)的評價體現(xiàn)了政府有效滿足社會、市場需求和公眾心理預(yù)期的程度，反映了以公民為中心的政府績效評價導向[20]。本文關(guān)于政府績效的測量內(nèi)容并非是針對某一政府的具體行為或政策（項目）結(jié)果的微觀判斷，而是公眾對本地縣（市、區(qū)）政府工作表現(xiàn)的總體評價，采用從“1”（很差）到“5”（有很大成績）的五級李克特量表。

2. 自變量。自變量即處理變量。中共十八大后黨中央實施全面從嚴治黨，開創(chuàng)了我國強化問責的新局面。本文以2013年為時間斷點，代表實施強化問責的時點。相應(yīng)地，2013年之前取值為0，2013年之后取值為1。

3. 中介變量。中介變量分別為政府工作人員與公眾互動行為的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性。這四個變量反映了政府與公民之間的日常接觸和互動過程，而接觸評價是影響公眾主觀評價的最穩(wěn)定因素[21]。因此，可以選取政民互動的過程體驗作為公眾對政府工作績效總體評價的中介變量。CFPS問卷收集了調(diào)查樣本關(guān)于這些變量的切身體驗數(shù)據(jù)。

4. 控制變量。以往的研究發(fā)現(xiàn)，公眾對政府績效的評價會受到人口和經(jīng)濟社會特征、心理狀態(tài)的影響，因此本文控制變量包括個人的性別、年齡、學歷、收入以及相對社會地位、生活滿意度和健康狀況[22～25]。此外，反腐敗也會影響公眾對政府績效的評價[26]，因此本文將公眾對政府的廉政評價列為控制變量。

（二）描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2報告了各變量的均值、標準差、最大和最小值，以及在強化問責前后的均值。可見，政民互動行為的公平性、回應(yīng)性、服務(wù)性和規(guī)范性，以及公眾對政府績效評價的均值在實施強化問責后得到提高，強化問責可能起到了提升政府績效的作用，不過其可靠性仍有待后續(xù)的檢驗。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（三）模型估計與方法

本文運用斷點回歸方法檢驗政府績效在黨的十八大實施全面從嚴治黨強化問責的2013年之后是否有向上跳躍。斷點回歸（Regression Discontinuity）分析方法近似于隨機試驗，同時也可以對其設(shè)計的有效性進行檢驗，從而為檢驗變量的因果關(guān)系提供可能性。其基本思想就是在外生變化環(huán)境中尋找合適的配置變量，使因變量發(fā)生“跳躍”，但不直接影響因變量與其他變量的關(guān)系[27]。本文借鑒部分學者的研究，以政策制度實施的時間為斷點，以時間作為配置變量來評估政策效應(yīng)[28～29]。如能觀察到政府績效在2013年前后發(fā)生顯著跳躍，就可將這種變化歸因于強化問責的施行。由于在斷點后的問責政策實施是確定性的，因此本文根據(jù)Imbens和Lemieux[30]采用的局部實驗效應(yīng)的估計方法，構(gòu)造斷點回歸模型：

Assessi,t是本文的結(jié)果變量，表示第t年第i個公眾對政府績效的評價，代表政府績效；t是年份，c是斷點2013年，當t≥2013 時 ，虛擬變量Di,t=1否則Di,t=0 ；k是表示控制變量的序號，如Xk,t為第k個控制變量在t年的值；∝、β、δ、γ、μk均為系數(shù)，其中 δ為政策系數(shù)；εi,t為隨機擾動項。當t=c時，此模型就可以轉(zhuǎn)換成OLS回歸模型，來初步檢驗強化問責是否會對政府績效產(chǎn)生顯著影響。

四、實證結(jié)果

（一）OLS基準模型

首先，本文使用OLS回歸，將強化問責設(shè)置為二分處理變量（2013年以前年份為0，2013年以后年份為1）來評估強化問責對政府績效的影響。結(jié)果見表3。如（1）（2）列所示，無論是否加入控制變量，強化問責均顯著提升了政府績效；而在（3）（4）列控制了時間固定效應(yīng)之后，結(jié)果也表明強化問責對政府績效產(chǎn)生顯著的提升作用。不過，OLS模型可能會忽視變量內(nèi)生性問題，并導致估計的結(jié)果出現(xiàn)偏差。另外，其他影響公眾政府績效評價的因素也可能隨著問責的變化而發(fā)生變化，例如社會經(jīng)濟發(fā)展帶來的個人收入、社會地位、生活滿意度等因素?？梢姡绻麅H依靠OLS模型則無法將強化問責的凈效果準確評估出來，因果機制仍有待檢驗。因此，本文需要進一步使用斷點回歸模型解決變量內(nèi)生性問題，并評估強化問責的政策效應(yīng)。

表3 強化問責對政府績效影響的OLS回歸結(jié)果

（二）斷點回歸模型

為更可靠地評估強化問責對政府績效的影響，此處采用斷點回歸的非參數(shù)方法來進行估計分析。首先，借助圖形來初步判斷結(jié)果變量與配置變量之間的關(guān)系。對配置變量進行去中心化處理之后，如圖3和圖4所示，無論是進行線性擬合還是二次擬合，政府績效在2013年強化問責前后存在明顯的跳躍，跳躍幅度在0.3左右，初步說明實施強化問責在一定程度上通過某種機制提高了政府績效。雖然圖形為強化問責與政府績效提升之間的因果關(guān)系提供了部分證據(jù)，但還不能確定具體的影響程度以及顯著性。同時，在進行估計之前，仍需要對斷點回歸模型進行有效性檢驗，以判斷其是否滿足模型的假設(shè)條件。

圖3 線性擬合結(jié)果

圖4 二次型擬合結(jié)果

1. 有效性檢驗

（1）配置變量不受人為操縱的檢驗

即檢驗斷點附近是否存在操縱配置變量的問題，也就是檢驗配置變量在斷點處是否連續(xù)。如果存在人為控制配置變量的情況，則會在斷點左右導致明顯的個體分布差異，系數(shù)估計值就會出現(xiàn)偏差。有學者認為，如果采用時間作為配置變量則無法人為操縱[27～28]。本文亦以時間作為配置變量，調(diào)查樣本無法對其進行操縱。同時，此處使用rdcont命令檢驗斷點兩側(cè)的配置變量密度函數(shù)的連續(xù)性。斷點回歸在2013年處的樣本非隨機檢驗的 p值為0.791 ，不能拒絕原假設(shè)，表明配置變量密度函數(shù)在臨界值處是連續(xù)函數(shù)。因此，模型的配置變量不存在人為干預(yù)，滿足模型的隨機性假設(shè)，通過了配置變量不受人為操縱的檢驗。

（2）局部平滑性的檢驗

局部平滑性就是檢驗控制變量是否在斷點處連續(xù)。本文采用李衛(wèi)兵、劉生龍等學者[31～32]使用的方法來檢驗控制變量的連續(xù)性。即使用局部線性回歸的方法，將控制變量代替斷點回歸模型中的結(jié)果變量進行回歸分析。由表4可知，控制變量在斷點處的變化并不顯著，斷點效應(yīng)系數(shù)較小且遠低于均值，因此不會干擾本文的斷點回歸估計。

表4 斷點回歸模型的控制變量連續(xù)性檢驗

2. 斷點回歸估計

通過了有效性檢驗后，可以認為斷點回歸模型適用于本次的研究，使用強化問責作為自然實驗并采用斷點回歸估計去考察其對政府績效的影響是有效的。本文使用stata軟件的rd斷點估計命令來檢驗中共十八大后的2013年中央實施的強化問責對政府績效的影響。此處使用Imbens和Kalyanaraman提出的MSE方法來計算出此次斷點回歸的最優(yōu)帶寬為3.341。如表5所示，強化問責的實施顯著提高了政府績效，且加入控制變量后系數(shù)仍然顯著，有無控制變量的政策效應(yīng)相差不大。前文圖1顯示因變量在斷點前后存在跳躍的初步發(fā)現(xiàn)，得到斷點回歸模型結(jié)果的證實。因此，OLS模型和斷點回歸模型的結(jié)果均表明，強化問責促使政府績效水平得到提升，但呈現(xiàn)先升后降的倒U型趨勢。

表5 強化問責影響下政府績效的斷點回歸估計

3. 穩(wěn)健性檢驗

（1）不同帶寬下的斷點回歸

斷點回歸中所選帶寬的大小會影響到斷點回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和有效性。一般認為，帶寬越小，斷點附近的各種因素就越相似，跳躍的識別就越準確，但也可能導致樣本大量損失而估計失敗。因此，本文基于樣本量與最優(yōu)帶寬考慮，分別使用最優(yōu)帶寬的50%、200%作為帶寬對模型進行回歸，來檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果如表6所示。使用0.5倍最優(yōu)帶寬進行斷點回歸，強化問責對政府績效的積極影響在有控制變量情況下顯著；使用2倍最優(yōu)帶寬進行回歸，無論是否有控制變量，政策效應(yīng)依然顯著。由于有控制變量的情況更貼近現(xiàn)實情況，此時的系數(shù)均顯著，與之前得到的結(jié)論一致，說明斷點回歸模型是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗：改變帶寬的斷點回歸結(jié)果

（2）斷點的安慰劑檢驗

在2013年前后，我國也出臺了一些規(guī)范官員行為、改進干部工作作風的規(guī)章制度，這些制度有可能對政府績效造成影響，因此需要設(shè)置偽斷點進行安慰劑檢驗。如果在其他制度實施節(jié)點里，結(jié)果變量也出現(xiàn)了明顯的跳躍，就說明原來的斷點回歸模型得到的結(jié)論并不可靠。本文在原政策斷點年份前后各取一個假定的斷點，即 2012年和 2014 年進行斷點回歸分析。結(jié)果顯示，改變斷點位置以后，無論是否有控制變量，回歸結(jié)果均不顯著，證明了本文的結(jié)論具有穩(wěn)健性，如表7 所示。

表7 穩(wěn)健性檢驗：偽斷點回歸

4. 異質(zhì)性檢驗

（1）不同地區(qū)省份的異質(zhì)性分析

考慮到不同地區(qū)的政府對于強化問責的敏感度不同，可能有著不同的績效水平。為了更可靠地檢驗本文的觀點，限于數(shù)據(jù)庫只開放省級編碼，本文將樣本按省份進行異質(zhì)性分析。我國東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平比較高，與中西部地區(qū)相比對政策制度的執(zhí)行情況并不一致，因而強化問責對不同地區(qū)的政府績效的影響可能具有差異。按照國家發(fā)改委的解釋，東部地區(qū)是指較早實行沿海開放政策的東部沿海省市，包括了北京市、天津市、河北省、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、遼寧省、海南省、上海市、浙江省、江蘇省、福建省和山東省。將東部與中西部地區(qū)進行分樣本斷點回歸，結(jié)果如表8的（1）～（4）列所示?；貧w結(jié)果顯示，在有控制變量的情況下，強化問責對東部和中西部地區(qū)政府績效的效應(yīng)均為顯著，而且對東部地區(qū)的作用更為明顯。這可能是因為東部地區(qū)有著更高水平的公共服務(wù)和更多的公共管理人才，對問責制度的執(zhí)行效率更高，因而強化問責對政府績效的影響更大。

表8 樣本的地區(qū)異質(zhì)性檢驗

（2）不同學歷樣本的異質(zhì)性分析

在以公眾的主觀評價作為政府績效的測量中，公眾的受教育程度顯著影響績效評價結(jié)果[33]。不同的知識水平會帶來差異化的個體認知，不同知識水平的個體在績效信息的收集、識別、分析等方面表現(xiàn)出不同的能力, 對政策環(huán)境的變化和實際服務(wù)質(zhì)量的感知也不一樣, 進而不同學歷的公眾在強化問責的影響下可能作出不同的績效評價。根據(jù)收集到的數(shù)據(jù)，將所有樣本劃分為高中及以上學歷和高中以下學歷，然后分別進行斷點回歸估計。結(jié)果顯示，對具有高中及以上學歷的公眾而言，強化問責對其績效評價的提高作用要小于高中以下學歷的居民，即強化問責對學歷較低公眾的績效評價的正面影響更大，如表9所示?？赡艿脑蚴?，學歷越高的公民對政府的期望值也更高、獲取績效信息的能力也更強，因此更傾向于對政府績效作出更審慎的評價。

表9 樣本的學歷異質(zhì)性檢驗

（3）不同收入樣本的異質(zhì)性分析

公眾對政府績效的評價收到收入水平的影響[34]。按照CFPS問卷中的收入劃分區(qū)間，以年收入5萬元作為分界點，將所有樣本劃分為稅后年收入5萬元及以下和5萬元以上的樣本分別進行斷點回歸估計。結(jié)果顯示，強化問責對較低收入者的政府績效評價的影響顯著高于較高收入者。在無控制變量的情況下，較低收入者的政府績效評價因強化問責而提升的幅度大約是較高收入者的1.7倍，而且在有控制變量的情況下強化問責對后者的效應(yīng)在統(tǒng)計上并不顯著，如表10所示?？赡艿脑蚴?，較低收入的群體會因政府質(zhì)量的提高而產(chǎn)生更高水平的幸福感受[35]，從而傾向于對政府績效給予更高的評價。

表10 樣本的收入異質(zhì)性檢驗

5. 作用機制檢驗

構(gòu)建中介效應(yīng)模型，以檢驗政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性是否在強化問責與公眾對政府工作績效的總體評價之間發(fā)揮中介作用。根據(jù)Baron和Kenny[36]提出的中介效應(yīng)模型和檢驗程序，本文研究的中介效應(yīng)需要滿足三個條件：首先，政府績效在2013年的斷點前后有顯著跳躍，通過方程（1）評估，以測量強化問責對政府績效的總效應(yīng)。其次，公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性四個中介變量在斷點前后也需要有顯著跳躍，代表強化問責對四個中介變量的作用效果，具體操作為將方程（1）的因變量分別改為四個中介變量。最后，政府績效與四個中介變量分別存在顯著相關(guān)關(guān)系，具體中介效應(yīng)計量模型如式（2）所示：

Assess2為此方程的結(jié)果變量，反映政府績效；d為虛擬變量，強化問責前為0，強化問責之后為1； Mediatorn依次為中介變量政民互動的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性，n=1,2,3,4；X2代表控制變量； φ 為控制d之后，中介變量對結(jié)果變量的作用效果； ?1是控制中介變量后，強化問責實施對政府績效的直接效應(yīng)； π是待估計的參數(shù)， ε2為隨機擾動項。

檢驗結(jié)果如下：（1）表5的回歸結(jié)果驗證了強化問責可以顯著提升政府績效，斷點回歸系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，滿足中介效應(yīng)檢驗的第一個條件。（2）對四個中介變量分別作斷點回歸的圖形分析，從圖5到圖8可以看出，無論是公平性、服務(wù)性還是回應(yīng)性和規(guī)范性，在95%置信區(qū)間水平下均發(fā)生了顯著的跳躍。同時，模型結(jié)果顯示，強化問責改善了公眾對政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性的體驗感，回歸系數(shù)顯著為正，中介效應(yīng)檢驗的第二個條件得以成立，詳見表11。（3）運用OLS模型檢驗政府績效與政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性、規(guī)范性的關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示，四個變量對政府績效的影響系數(shù)分別在1%的置信水平下顯著為正，說明政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性、規(guī)范性顯著正向影響公眾對政府工作績效的總體評價，詳見表12。同時通過以上三個步驟的檢驗，可以證明四個變量在強化問責對政府績效的影響發(fā)揮了中介作用，即強化問責的實施可以通過改善公眾對政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性、規(guī)范性體驗感來提升公眾對政府績效的總體評價。

圖5 強化問責對政民互動公平性的影響

圖6 強化問責對政民互動服務(wù)性的影響

圖7 強化問責對政民互動回應(yīng)性的影響

圖8 強化問責對政民互動規(guī)范性的影響

表11 強化問責對中介變量影響的斷點回歸估計

表12 強化問責對政府績效影響機制的OLS檢驗

五、總結(jié)與討論

本文使用CFPS連續(xù)四期的成人追蹤數(shù)據(jù)，基于中共十八大后黨中央實施全面從嚴治黨、強化問責的自然實驗，采用斷點回歸方法嘗試在宏觀上進一步檢驗加強問責對提升政府績效的影響，形成以下研究結(jié)論：第一，實施強化問責在短期內(nèi)顯著提高了政府績效水平。斷點回歸模型通過了有效性檢驗，并且在改變了帶寬、選擇偽斷點之后的回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。進一步的異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，強化問責對東部地區(qū)政府的績效影響更大，并對學歷低或收入低的群體的政府績效評價產(chǎn)生更大的影響。第二，強化問責通過政民互動過程的公平性、服務(wù)性、回應(yīng)性和規(guī)范性這四個中介變量對政府績效產(chǎn)生影響。中介效應(yīng)模型檢驗結(jié)果顯示，這四個變量的中介作用效應(yīng)顯著。第三，強化問責對政府績效的影響力呈現(xiàn)倒U型的發(fā)展趨勢。圖1形象地反映了這一趨勢。數(shù)據(jù)統(tǒng)計也發(fā)現(xiàn)，在實施強化問責后，公眾對政府績效評價的均值在2014年上升到3.74，比2012年（均值為3.52）提高了6.25%；然而，2016年則下降至3.55，基本上恢復(fù)至2012年的水平。這說明，強化問責初期對提升政府績效發(fā)揮了立竿見影的短期效應(yīng)，但隨著時間的推延，其作用逐步弱化并難以持續(xù)。究其可能的原因，一是問責與避責并非二元對立，而是相伴而生、互動一體的“一幣兩面”[37]，問責的不斷強化驅(qū)使官員的行為走向“避責”，兩者相互觸發(fā)甚至可能相互抵消最終不斷消解問責的效力；二是運動式治理的問責風暴，可能強化機會主義的行政作風并最終形成問責制的短暫生命周期[38]；三是問責制度本身可能存在全過程問責缺失、重政治方法輕管理技術(shù)的缺陷[39]。另外，問責制度及其實施存在的“一刀切”“泛化”“運動化”問題，導致問責對象在問責過程中產(chǎn)生問責疲憊與問責規(guī)避心理和問責緩沖及問責對沖的應(yīng)對策略，從而逐漸消減強化問責對政府績效的積極作用?？傃灾疚幕谧匀粚嶒灧治霭l(fā)現(xiàn)的倒U型趨勢有效回應(yīng)了學界關(guān)于問責“有效”抑或“無效”的爭論：強化問責在實施初期顯著提高了政府績效水平，這與問責“有效派”的觀點相一致；但隨著時間的推延，問責對提升政府績效的影響趨于下降甚至消失，這與問責“無效派”的觀點相吻合。可見，兩派關(guān)于問責效果討論發(fā)生爭議的原因可能是各自關(guān)注了問責發(fā)生的不同時間階段。因此，本文立足全國宏觀數(shù)據(jù)和基于自然實驗的分析，為這一爭議的成因提供了初步的解釋，以及為理解強化問責對政府績效的影響提供了時效視角。為打破強化問責提升政府績效的“時差”（時效差別），強化問責的同時應(yīng)該配套賦能、容錯和構(gòu)建動態(tài)問責的機制，關(guān)注問責的時間效應(yīng)，針對問責對象的機會主義行為動態(tài)調(diào)整問責方式方法和控制好問責的時間節(jié)奏，持續(xù)發(fā)揮問責效力。

本文研究在時間長度和數(shù)據(jù)全面性存在不足。本文追蹤的時間只是反映了強化問責前后六年間縣級政府績效的變化，還需要更長時間的數(shù)據(jù)才能更好地呈現(xiàn)問責的長遠和持續(xù)影響；同時，囿于疫情期間難以獲取CFPS調(diào)查的縣級政府的名稱并匹配客觀績效數(shù)據(jù)，本文僅采用公眾評價的角度來測量政府績效，具有一定的主觀性。另外，影響政府績效的因素有很多，其與政策的協(xié)同度可能會影響強化問責的效應(yīng)，本文難以一一囊括。因此，未來的研究可立足更長時期、綜合反映政府績效的主客觀數(shù)據(jù)，整合更多的影響政府績效的變量因素，來進一步檢驗強化問責對政府績效的長遠和可持續(xù)影響。