雷麗霞，張應(yīng)良，劉魏

村莊特征、民主治理對村級公共品供給的影響研究——基于IAD框架的理論與實證分析

雷麗霞1,2，張應(yīng)良1，劉魏3

（1.西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400700；2.重慶三峽學院 工商管理學院 404020；3.重慶工商大學 經(jīng)濟學院，重慶 400067）

借助IAD理論框架，將村莊特征分為物質(zhì)屬性、共同體屬性、規(guī)則三個維度，基于CLDS2016數(shù)據(jù)，用熵權(quán)TOPSIS法對村級公共品整體供給水平、供給結(jié)構(gòu)分別進行量化，運用有序probit模型實證檢驗村莊特征、民主治理對村級公共品供給的影響。研究發(fā)現(xiàn)：村內(nèi)宗族異質(zhì)性越低、平均受教育水平越高、人口規(guī)模越大、人均農(nóng)業(yè)用地面積越多，越有利于村級公共品整體供給，也有利于村級非生產(chǎn)性公共品的供給；人口規(guī)模越大、村莊距離縣城越遠，越有利于村級生產(chǎn)性公共品的供給，行政村中自然村數(shù)量對村級生產(chǎn)性公共品的供給產(chǎn)生負向影響；民主治理更有利于村級非生產(chǎn)性公共品的供給，且在村內(nèi)平均受教育水平、村莊人口規(guī)模影響公共品供給的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)。

村莊特征；民主治理；IAD框架；公共品供給

一、問題的提出

優(yōu)化農(nóng)村公共品供給，是推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的重要抓手。自2000年農(nóng)業(yè)稅費改革、2006年全面取消農(nóng)業(yè)稅以來，完全依靠農(nóng)民自籌經(jīng)費解決村級公共品供給的體系不復存在。為解決農(nóng)業(yè)生產(chǎn)生活中的公共品供給問題，國家出臺了一事一議財政獎補政策，并加大對農(nóng)村的轉(zhuǎn)移支付。但自上而下的政策供給，很難與農(nóng)民分散化、多樣化的公共品需求相對接，造成大面積的項目落地“最后一公里”難題[1-3]。公共品供給的“最后一公里”難題在于鄉(xiāng)村內(nèi)部治理的有效性問題，鄉(xiāng)村內(nèi)部治理失效醞釀著農(nóng)村公共品供給的“內(nèi)卷化”危機[4]。

關(guān)于村級公共品供給的影響因素，學界從不同的維度進行了研究。已有研究表明，成員異質(zhì)性影響既定區(qū)域內(nèi)公共品投入[5-8]。鄉(xiāng)村宗族的存在有利于加強村民集體行動能力，并克服村莊公共品供給中的道德風險問題[9]，兩家均衡型、高寡占型的宗族結(jié)構(gòu)均能提高村莊公共品供給水平[10]。外出務(wù)工增強村民對農(nóng)村生活相關(guān)公共品的偏好，弱化對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)公共品的參與意愿[11]。此外，鄉(xiāng)村場域中的文化，例如表達型鄉(xiāng)土情結(jié)[12]、作為地方文化的“鄉(xiāng)土知識和民間權(quán)威”是農(nóng)村公共品供給中不可或缺的輔助性力量[13]。另外，外部的政府政策支持[14]、作為鄉(xiāng)村內(nèi)部正式制度的民主治理[15]，在提高村莊公共品供給質(zhì)量的過程中發(fā)揮著重要作用。

現(xiàn)有研究從成員特征、基層治理等視角，分析了我國農(nóng)村公共品供給中的主要影響因素和影響機制。但沒有對作為公共品供給“最后一公里”場域的鄉(xiāng)村社會進行解剖，難以回答農(nóng)村公共品供給的“最后一公里”困境在“村內(nèi)戶外”的村級場域中是怎樣生成的。鄉(xiāng)村社會已經(jīng)發(fā)生改變，現(xiàn)代性在逐漸瓦解原來以“血緣、地緣”為聯(lián)系的村莊關(guān)聯(lián)[1]，村莊呈現(xiàn)出“半熟人化”傾向。村莊場域特征的變化會影響鄉(xiāng)村治理的手段和效率，進而嵌入到村級公共品的供給機制中。那么，村莊特征如何影響村級公共品供給？村莊的治理機制如何被村莊特征影響，進而影響村級公共品供給？這些問題的回答有助于厘清村莊場域中的公共品供給機制，也是解決農(nóng)村公共品供給“最后一公里”難題的重要前提。本文試圖基于村莊場域視角，就村莊特征、村莊治理機制對村級公共品供給的影響進行分析，為當前相關(guān)政策的實施提供參考依據(jù)。

二、理論分析與研究框架

1．理論分析

村級公共品具有消費的非競爭性、效用的不可分性等特點，這也決定了其特殊的供給機制。首先，村級公共品供給是在既定村莊場域范圍內(nèi)發(fā)生的集體行動。奧爾森集體行動理論指出具有共同利益的群體并非必然產(chǎn)生集體理性行為，除非一個集團中的人數(shù)很少，或者存在某些強制手段、措施以使個人按照群體的共同利益行事。奧爾森集體行動理論發(fā)揮作用的前提是“沒有強制力存在”，而農(nóng)業(yè)稅費改革后，政府以“財政獎補”“農(nóng)業(yè)項目補貼”等制度介入，改變了村莊內(nèi)部公共品供給無強制力存在的集體行動狀態(tài)?，F(xiàn)階段的農(nóng)村公共品供給既需要村莊內(nèi)部的合作能力，也需要村集體具備以組織形式承接外部資源的能力。其次，村級公共品供給受到村莊特征的制約。根據(jù)公共選擇理論，公共物品的生產(chǎn)是成員進行交易獲取利益的行動。村級公共品供給是村域范圍內(nèi)集體成員互動的結(jié)果，既受村莊特征等環(huán)境要素的影響，也因內(nèi)部成員的集體行為而變化。因此，分析村級公共品供給就不得不將分析單元劃到村莊層面。

埃莉諾·奧斯特羅姆在奧爾森集體行動的邏輯基礎(chǔ)上，將制度分析融入集體行動中，考察個人如何在制度情景的約束中實現(xiàn)利益最大化，并提出了制度分析與發(fā)展(IAD)的研究框架。該框架有助于確認制度分析中需考慮的要素以及它們之間的關(guān)系。IAD框架由外部變量、行動舞臺、評價結(jié)果三部分構(gòu)成[16]。行動舞臺包含行動者和行動情景，行動者是指單一的個體或者是作為共同行動起作用的群體；行動情景是影響主體行為過程的結(jié)構(gòu)。在行動舞臺內(nèi)部，行動者根據(jù)自己面臨的約束條件、激勵而互動。外部變量是指行動舞臺的外部影響因素，包括：生物物理屬性/物質(zhì)屬性、共同體屬性和規(guī)則。其中規(guī)則包括七組規(guī)則：邊界規(guī)則、位置規(guī)則、選擇規(guī)則、信息規(guī)則、聚合規(guī)則、報酬規(guī)則、范圍規(guī)則；物質(zhì)屬性是資源本身的屬性，例如資源的性質(zhì)、規(guī)模等；共同體屬性主要是指社群屬性，例如社群中成員的偏好、成員的資源分配情況。

IAD框架以一套一般性概念框架來理解制度的多樣性，已經(jīng)影響了眾多問題的分析思路。例如，利用該框架去解釋封閉性公共池塘資源的治理[17]、流域生態(tài)補償?shù)膽?yīng)用規(guī)則[18]、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施管護行為[19]。IAD框架也是一個相互嵌套的復雜框架系統(tǒng)，學者可以根據(jù)自己的研究需要進行多層次分析，也可以在該框架下就研究的問題進行情景化拓展，來考察行動情景內(nèi)的行為與結(jié)果。鑒于上述村級公共品供給機制中的行為要素、環(huán)境要素特性，本研究引入IAD框架，并對其進行操作化應(yīng)用。在關(guān)注農(nóng)村公共品供給的同時，旨在將影響村級公共品供給的環(huán)境要素和行為要素納入同一框架中進行研究。

2．研究框架

基于上述分析，本文以IAD框架為基礎(chǔ)，區(qū)分影響村級公共品供給的因素，提出致力于研究村級公共品供給微觀機制的研究框架（圖1）。該框架中，村級公共品供給主要受到兩個層次的影響，一是既定村域范圍內(nèi)，所包括的物質(zhì)屬性、共同體屬性、規(guī)則等外部變量，即上述分析中所提出的環(huán)境要素；二是村莊內(nèi)部成員互動的行動情景，即上述分析中所指出的行為要素。

圖1　村級公共品供給的IAD分析框架

首先，就外部變量來看（圖1），物質(zhì)屬性影響行動舞臺中行動者的激勵、約束條件和互動，物質(zhì)屬性主要表現(xiàn)為村莊的資源稟賦情況，例如農(nóng)業(yè)用地面積。共同體屬性也稱為社群屬性，包括行動者的共同理解水平、社群中成員偏好以及成員中資源分配情況等。共同體屬性在既定村域范圍內(nèi)體現(xiàn)為村莊的人口特征，例如整體受教育程度、人口規(guī)模等。規(guī)則是群體內(nèi)成員共同遵守的規(guī)定，能夠約束成員行為[20]。宗族作為一種基于血緣和地緣的“權(quán)力文化網(wǎng)絡(luò)”，暗含著鄉(xiāng)村社會中群體的共同理解和行為規(guī)范，影響行動舞臺中的行動情景。因此，宗族結(jié)構(gòu)是體現(xiàn)規(guī)則的合適變量。物質(zhì)屬性、共同體屬性和規(guī)則是村莊特征不同維度的闡述。為便于分析，本文將物質(zhì)屬性、共同體屬性和規(guī)則統(tǒng)稱為村莊特征。

其次，IAD框架中的行動舞臺由行動者和行動情景構(gòu)成，行動情景是行動者維護自身權(quán)益、采取決策和行動的過程。就村級公共品供給而言，行動者是全體成員，而行動情景體現(xiàn)為村集體成員參與公共品供給的相關(guān)事務(wù)。村集體成員能否參與村級公共品供給的相關(guān)事務(wù)，與村莊民主治理水平直接相關(guān)[15]。原因在于，依據(jù)農(nóng)村基層民主自治的要求，村集體成員需要就村級公共品供給表達需求，進行民主決策、民主管理、民主監(jiān)督，公開公共品供給相關(guān)村務(wù)、政務(wù)信息。上述分析表明村集體成員的行動情景，一定程度上以村莊民主治理情況體現(xiàn)。因此，本研究框架中將行動者和行動情景概括為村莊民主治理。

此外，外部變量和行動舞臺共同影響行動結(jié)果，在本研究框架中，體現(xiàn)為村級公共品供給水平。上述分析框架已對村級公共品供給的微觀機制進行了具體化情景拓展，厘清了影響村級公共品供給的兩大主要因素：村莊特征和民主治理，并將村莊特征分為物質(zhì)屬性、共同體屬性、規(guī)則三個維度。因此，后續(xù)研究中，本文主要探討村莊特征和民主治理對村級公共品供給的影響。

三、研究設(shè)計

1．數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2016年中國勞動力動態(tài)追蹤調(diào)查（以下簡稱CLDS2016）。CLDS2016全國基線調(diào)查分為社區(qū)、家庭和個人三個部分，其樣本覆蓋全國29個省、直轄市和自治區(qū)（除港澳臺、西藏、海南）。本研究選取的數(shù)據(jù)包括農(nóng)村戶籍的家庭問卷7973份、行政村問卷224份。經(jīng)過樣本篩選，數(shù)據(jù)合并，并對核心變量缺失的樣本進行剔除，最終得到有效家庭問卷7126份，行政村問卷203份。

2．村級公共品供給水平測量

（1）村級公共品整體供給水平。學界常用公共品供給水平來度量公共品供給情況，度量方法有三種。第一，用財政支出規(guī)模代替公共品供給的支出規(guī)模，以此來衡量公共品供給水平[21]；第二，用公共產(chǎn)品總數(shù)量來衡量公共品供給水平[10]；第三，用熵權(quán)TOPSIS法對公共品供給水平進行衡量[22]。熵權(quán)TOPSIS法依據(jù)指標的變異程度確定各指標的權(quán)重，有助于消除變動因素的影響，使得公共品供給評價結(jié)果更具科學性。因此，本文擬采用熵權(quán)TOPSIS法衡量村級公共品供給水平。此外，由于研究涉及的村莊數(shù)量達203個，為便于更好地分析，本文對依據(jù)熵權(quán)TOPSIS法計算得到的各村莊公共品供給水平評分進行處理。具體處理方式如下：依據(jù)村莊公共品供給評分結(jié)果，按照5等均分，分為5個等級。處在最高評分區(qū)間的村莊，其公共品供給水平賦值為5；處在第二高位評分區(qū)間的村莊，其公共品供給水平賦值為4；處于其他評分區(qū)間的村莊，以此類推，按照公共品供給水平所處評分區(qū)間從高到低，分別賦值為3、2、1。

（2）村級公共品供給結(jié)構(gòu)。農(nóng)村公共產(chǎn)品供給結(jié)構(gòu)是指構(gòu)成農(nóng)村公共產(chǎn)品的各組成部分，包括供給主體結(jié)構(gòu)、供給方式結(jié)構(gòu)和供給內(nèi)容結(jié)構(gòu)[23]。內(nèi)容結(jié)構(gòu)方面，依據(jù)公共產(chǎn)品的用途可分為生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品，前者主要包括農(nóng)田水利設(shè)施、農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣、農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)、農(nóng)村道路和公共性運輸工具等，后者主要包括污染治理（如環(huán)衛(wèi)設(shè)施）、公共文化（如村莊圖書館）、教育、醫(yī)療等[24]。從復合系統(tǒng)來看，村莊是由“經(jīng)濟-社會-生態(tài)”三個子系統(tǒng)擬合而成，非生產(chǎn)性公共品在該系統(tǒng)內(nèi)產(chǎn)生消費效應(yīng)，生產(chǎn)性公共品在該系統(tǒng)內(nèi)產(chǎn)生收入效應(yīng)，兩者的有效供給方能保證村莊公共品供給結(jié)構(gòu)均衡。厘清村莊特征和民主治理對農(nóng)村生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品的影響，能在一定程度上回答目前凸顯的農(nóng)村公共品供給結(jié)構(gòu)失衡問題，也能為解決農(nóng)村公共品供給“最后一公里難題”提供一定的解釋。因此，本文選取從生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品角度，對村莊公共品供給結(jié)構(gòu)進行研究。同樣，生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品供給水平的衡量，仍然分別采用熵權(quán)TOPSIS法進行處理，并將評分結(jié)果進行5等均分，按照評分區(qū)間從高到低分別賦予相應(yīng)等級值5、4、3、2、1。

基于以上分析，從基礎(chǔ)設(shè)施、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)服務(wù)、公共衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、公共文化5個維度選取19個指標，利用熵權(quán)TOPSIS法對村級公共產(chǎn)品供給進行評價和測度。具體指標如表1所示。

表1　村級公共品供給水平測度指標體系

注：若被評價村沒有幼兒園或小學，則相應(yīng)選項被賦值為0。若本村行政區(qū)劃范圍內(nèi)沒有老年活動室、公共圖書館或社區(qū)廣場/公園，則相應(yīng)選項被賦值為0。

3．變量描述、數(shù)據(jù)處理

（1）自變量。依據(jù)前述村莊公共品供給的IAD分析框架（圖1），本文主要探討村莊特征和民主治理對村級公共品供給的影響，村莊特征包括資源稟賦、人口特征、宗族結(jié)構(gòu)。本文的自變量主要包括以下幾個：

第一，資源稟賦。自然資源稟賦特征是重要的物質(zhì)屬性，其中以村莊內(nèi)人均農(nóng)業(yè)用地面積這項特征最為顯著。人均農(nóng)業(yè)用地面積越大，自然資源稟賦效應(yīng)越強。因此，在物質(zhì)屬性方面，本文選取人均農(nóng)業(yè)用地面積作為代理變量。

第二，人口特征。村級公共品供給涉及行為主體社群屬性，本文主要從人口的數(shù)量、受教育程度、人口流動情況進行考慮。選取的變量包括村莊人口平均受教育程度、人口總量、常年不在村人口比例。

第四，民主治理。學界衡量民主治理的常用代理變量有村選舉投票率[26]、選舉競爭程度[27]、村財務(wù)公開情況、村民代表大會次數(shù)。選舉投票率、選舉競爭程度均是對選舉這一民主事件結(jié)果的描述，無法反映村集體成員民主治理的互動過程。村財務(wù)公開情況與村集體經(jīng)濟實力有較強的關(guān)系，集體事務(wù)較多的村莊召開村民代表會議次數(shù)自然多。由于目前我國還有大量的“空殼村”，村財務(wù)公開情況、村民代表大會次數(shù)不能從普遍意義上解釋我國農(nóng)村的民主治理情況。村級政務(wù)公開包括村級組織機構(gòu)、計劃生育、國家惠農(nóng)政策落實、社會救助四大類。政府對農(nóng)村公共品的供給主要以項目、補貼等方式進入鄉(xiāng)村，村級政務(wù)的公開更為迫切。由于國家惠農(nóng)政策落實情況公開不僅包括各類項目資金數(shù)量、標準等，還包括具體兌現(xiàn)情況，村級政務(wù)公開情況更能反映村莊行動主體參與決策的民主治理過程。因此，本文用村級政務(wù)公開頻率來衡量村級民主治理情況。

（2）控制變量。鑒于可能存在遺漏變量問題，本文通過加入代理變量來控制可能影響村級公共品供給的潛在遺漏變量，以降低估計偏差。本文選取的控制變量包括：村莊地勢、村莊到縣城的距離、村莊內(nèi)自然村數(shù)量、村集體財政收入。

（3）數(shù)據(jù)處理。本文對一些數(shù)據(jù)進行了標準化處理，具體處理方式和處理結(jié)果如表2所示。通過觀察變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，村級公共品供給整體水平偏低，均值為1.9507，非生產(chǎn)性公共品均值為2.399，生產(chǎn)性公共品均值為1.4089。說明村級生產(chǎn)性公共品供給嚴重不足，且公共品整體供給水平有待提升。

表2　變量定義與描述性統(tǒng)計

4．模型設(shè)計

由于因變量為村級公共品供給水平，評價結(jié)果采用1～5的排序數(shù)據(jù)，因此更適合采用Ordered Probit模型。模型設(shè)定如下：

上式中，1、2、3、4…r是村級公共品供給水平這一變量的未知分割點，并且滿足1＜2＜3＜4…＜r。

四、實證結(jié)果與分析

1．基準回歸結(jié)果分析

考慮到變量間可能存在多重共線性問題，本文使用Pearson相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子對各變量相關(guān)性進行判別，結(jié)果表明均不存在共線性?；谇笆龇治觯跍y算村級公共品整體供給水平的基礎(chǔ)上，使用有序Probit模型實證檢驗村莊特征、民主治理對村級公共品供給的影響，模型參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。

表3　村級公共品供給的有序probit模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為值。

通過觀察估計結(jié)果（表3）可知，與模型(1)、(2)相比，模型(3)、(4)、(5)中引入控制變量后，解釋村莊特征的核心變量的相關(guān)系數(shù)和顯著性均沒有發(fā)生明顯變化，說明村莊特征對村級公共品供給的影響作用較為穩(wěn)健。

就村莊特征來看，從反映宗族異質(zhì)性的 Blau 指數(shù)可以看出，宗族勢力越單一，宗族異質(zhì)性越低；宗族之間勢力越均衡，宗族異質(zhì)性越高。從實證檢驗結(jié)果來看，宗族異質(zhì)性的估計系數(shù)為負，并通過10%的顯著性水平檢驗。表明宗族異質(zhì)性越高，越不利于各宗族內(nèi)部的聚合和集體一致行動的達成，難以推動村莊公共品供給項目的落地和實施。在研究結(jié)論方面，與齊秀琳等[9]的研究結(jié)果保持一致。村莊平均受教育水平越高，越有利于村級公共品的供給。受教育水平越高，農(nóng)民對公共品的作用能夠有更正確的認識，越容易就公共品項目落地和實施達成共識。村莊人口規(guī)模的估計系數(shù)為正，并通過1%的顯著性水平檢驗。表明村莊人口數(shù)量越多，越有利于村級公共品供給。依據(jù)奧爾森的集體行動理論，村莊人口數(shù)量越多，理應(yīng)不利于集體一致行動的達成。但該理論發(fā)揮作用的前提是“沒有強制力存在”，國家對農(nóng)村公共品供給的財政獎補等政策打破了村莊內(nèi)部集體行動的“無政府狀態(tài)”。以一事一議財政獎補制度為例，財政獎補不是對村莊公共品項目投資總額進行配套獎補，而是對村民籌資總額進行獎補。在村莊公共品投資總額一定的情況下，人口越多、獲得的獎補額越高，人均需要承擔的出資額就越少。因此，在財政獎補政策的支持下，人口規(guī)模反而成為村級公共品供給的正向影響因素。這與李秀義、劉偉平[28]的研究結(jié)論一致。人均農(nóng)業(yè)用地面積的估計系數(shù)為正，且通過5%的顯著性檢驗。表明具有資源稟賦優(yōu)勢的村莊，更有利于村級公共品的供給。人口流動的估計系數(shù)為負，但并不顯著。

就民主治理變量而言，單獨來看，民主治理水平的估計系數(shù)為正，表明民主治理有利于村級公共品供給。比較模型(2)、(3)、(6)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，民主治理有利于減小宗族異質(zhì)性對公共品供給水平產(chǎn)生的負面影響。加入村莊特征變量、控制變量后，民主治理變量對村級公共品供給的影響不再顯著。表明在宗族異質(zhì)性程度較高的村莊，可以通過提升民主治理水平來提高公共品供給水平，但民主治理的影響作用有限。主要原因可能在于，非正式制度在基于血緣、地緣的農(nóng)村社會仍然扮演著比較重要的角色。在控制變量方面，自然村數(shù)量、村莊到縣城的距離、村莊經(jīng)濟、村莊地勢的估計系數(shù)不顯著。

2．機制分析：村莊特征、民主治理對村級公共品供給結(jié)構(gòu)的影響

按照前述分析，本文將村級公共品供給結(jié)構(gòu)分為生產(chǎn)性公共品和非生產(chǎn)性公共品。在分別測算村級非生產(chǎn)性公共品、生產(chǎn)性公共品供給水平的基礎(chǔ)上，使用有序Probit模型依次實證檢驗了村莊特征、民主治理對村級非生產(chǎn)性公共品供給、生產(chǎn)性公共品供給的影響，模型參數(shù)估計結(jié)果如表4和表5所示。

（1）村莊特征、民主治理對村級非生產(chǎn)性公共品供給的影響。村級非生產(chǎn)性公共品供給方面，通過觀察估計結(jié)果(表4)可知，與模型(1)、(2)相比，模型(3)、(4)、(5)中引入控制變量后，解釋村莊特征的核心變量和民主治理變量的顯著性均沒有發(fā)生明顯變化，說明村莊特征和民主治理對村級非生產(chǎn)性公共品供給的影響作用較為穩(wěn)健。

表4　村級非生產(chǎn)性公共品供給的有序probit模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為值。

就村莊特征而言，宗族異質(zhì)性越高，越不利于村級非生產(chǎn)性公共品的供給。原因可能在于宗族異質(zhì)性越高，越不利于集體行動秩序的形成，村集體內(nèi)部就非生產(chǎn)性公共品供給達成一致意見的成本較高。平均受教育水平越高，越有利于農(nóng)戶對公共品供給政策的了解，進而有助于非生產(chǎn)性公共品供給。依據(jù)財政部印發(fā)的“一事一議財政獎補資金管理辦法”，環(huán)衛(wèi)設(shè)施、公共文化設(shè)施等村級公益項目供給主要通過財政獎補方式，該政策使人口規(guī)模越大的村莊能獲得更高的財政獎補額。因此人口規(guī)模越大，越有利于村級非生產(chǎn)性公共品項目的實施和落地。人均農(nóng)業(yè)用地面積的估計系數(shù)為正，且通過5%的顯著性檢驗。表明村莊在資源稟賦方面越具優(yōu)勢，越有利于村級非生產(chǎn)性公共品的供給。

對于民主治理變量而言，其代理變量村級政務(wù)公開頻率的估計系數(shù)為正，且通過10%的顯著性水平檢驗。這表明在國家對農(nóng)村的大量財政資金注入過程中，民主治理有利于促進村級非生產(chǎn)性公共品的供給。因為無論是建設(shè)資金全部由國家負擔的專項項目，還是需要村民自籌一部分的一事一議等獎補項目，都需要村民的理解、支持。民主治理有利于信息的溝通和透明化，能夠調(diào)動村民的參與熱情和提供盡可能多的解決方案，降低了集體行動的難度，避免產(chǎn)生集體行動的困境。在控制變量方面，自然村數(shù)量、村莊到縣城的距離、村莊經(jīng)濟、村莊地勢的估計系數(shù)不顯著。

（2）村莊特征、民主治理對生產(chǎn)性公共品供給的影響。通過觀察估計結(jié)果(表5)可知，與模型(1)、(2)相比，模型(3)、(4)、(5)中引入控制變量后，解釋村莊特征的核心變量和民主治理變量的顯著性均沒有發(fā)生明顯變化，說明村莊特征和民主治理對村級生產(chǎn)性公共品供給的影響作用較為穩(wěn)健。

表5　村級生產(chǎn)性公共品供給的有序probit模型估計結(jié)果

注：**、*分別表示在5%、10%水平下顯著，括號內(nèi)為值。

就村莊特征而言，村莊人口規(guī)模的估計系數(shù)為正，且通過5%的顯著性水平檢驗。在公共品供給的財政獎補政策下，尤其是那些獎補額度以村民出資總額為依據(jù)的村莊，人口規(guī)模成為重要的影響因素。人口規(guī)模越大，越可能獲得更高的獎補額，越有利于村級生產(chǎn)性公共品的供給。村莊特征的其他變量：宗族異質(zhì)性不利于村級生產(chǎn)性公共品供給，平均受教育水平、人均農(nóng)業(yè)用地面積對生產(chǎn)性公共品供給產(chǎn)生正向影響，但影響均不顯著。其原因可能在于，與非生產(chǎn)性公共品產(chǎn)生的消費效應(yīng)不同，生產(chǎn)性公共品主要產(chǎn)生收入效應(yīng)。隨著城鎮(zhèn)化的推進，農(nóng)村已呈現(xiàn)出“以代際分工為基礎(chǔ)的半工半耕”的社會結(jié)構(gòu)特點，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的集聚突破了宗族、村級區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)用地面積的約束，使得平均受教育水平、宗族異質(zhì)性、人均農(nóng)業(yè)用地面積對生產(chǎn)性公共品供給的影響減弱。

就民主治理變量而言，其代理變量政務(wù)公開頻率的估計系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗。取消農(nóng)業(yè)稅后鄉(xiāng)鎮(zhèn)財政虛化，一些農(nóng)業(yè)地區(qū)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)只能依靠國家自上而下的財政轉(zhuǎn)移支付。生產(chǎn)性公共品，尤其是與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營緊密相關(guān)的公共品，大多以項目制的方式落地，如，機耕道路、田間灌溉、農(nóng)技應(yīng)用和推廣等。生產(chǎn)性公共品的供給越來越脫離農(nóng)民的參與，也缺乏農(nóng)民的主體性。因此，民主治理對村級生產(chǎn)性公共品供給的作用日漸式微。這也是現(xiàn)今我國農(nóng)村生產(chǎn)性公共品供給中的突出問題，即國家出錢很多但農(nóng)民需求難以滿足。

控制變量方面，村莊經(jīng)濟和地勢對村級生產(chǎn)性公共品供給的影響不顯著。自然村數(shù)量對村級生產(chǎn)性公共品供給產(chǎn)生負向影響，即行政村中自然村數(shù)量越多，越不利于村級生產(chǎn)性公共品的供給。自然村具有熟人社會特征，行政村是農(nóng)業(yè)稅費改革后并鄉(xiāng)并村的結(jié)果。不同自然村情況差距較大，利益關(guān)系比較難以協(xié)調(diào)，依賴村委會按照民主治理方式來推進生產(chǎn)性公共品供給的交易成本較高。因此，行政村中自然村數(shù)量越多，協(xié)調(diào)成本越高，越難在生產(chǎn)性公共品項目的落地和實施方面達到一致意見。這與龍斧、高萬芹[29]，劉銳、付悅[30]的研究結(jié)論一致，意味著鄉(xiāng)村治理單元的下沉、自然村自治權(quán)重塑才有利于村級生產(chǎn)性公共品供給。村莊到縣城的距離估計系數(shù)為正數(shù)，且通過10%的顯著性水平檢驗，表明村莊距離縣城越遠，越有利于村級生產(chǎn)性公共品的供給。其原因可能在于，距離縣城越近的村莊，農(nóng)民從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的可能性越高，村莊進行農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營性投入的概率就越小。因此，距離縣城較近的村莊，在村級生產(chǎn)性公共品方面的投入較小。那些遠離縣城的村莊，農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比例更高，越有可能加大對生產(chǎn)性公共品的投入。

3．中介效應(yīng)：民主治理對村莊特征影響村級公共品供給的中介作用檢驗

前述分析已經(jīng)證實了村莊特征、民主治理對村級公共品供給的影響。但村莊特征、民主治理影響村級公共品供給的作用機制怎樣？民主治理變量是否存在中介效應(yīng)？如果有，中介效應(yīng)是多少？這些問題都需要進一步驗證和計算。因此，本文主要通過中介效應(yīng)法檢驗和測算上述問題，擬選取偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法檢驗村莊特征、民主治理影響村級公共品供給的機制。由于村莊特征是多維度變量，進行中介效應(yīng)檢驗時，分別以村莊宗族異質(zhì)性、平均受教育水平、人口流動、村莊人口規(guī)模、人均農(nóng)業(yè)用地面積為自變量，檢驗民主治理對村莊特征影響村級公共品供給的中介效應(yīng)。依據(jù)溫忠麟的中介效應(yīng)法檢驗步驟[31]，首先觀察表3、表4、表5中的模型（4），由于自變量系數(shù)顯著，可以按照中介效應(yīng)立論。接下來就宗族異質(zhì)性、平均受教育水平、人口流動、村莊人口規(guī)模、人均農(nóng)業(yè)用地面積對政務(wù)公開頻率（民主治理的代理變量）的影響分別進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)所有自變量均未通過顯著性檢驗，結(jié)果如表6所示。

表6　村莊特征對民主治理的有序probit模型估計結(jié)果

其次，依據(jù)表3、表4、表5的模型(6)以及表6的結(jié)果，根據(jù)溫忠麟的研究，需要進一步用Bootstrap法進行檢驗。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，民主治理變量在村莊特征對村級公共品供給的影響中存在中介效應(yīng)。

表7　系數(shù)乘積的Bootstrap檢驗

注：***、**分別表示在1%、5%水平下顯著；民主治理對其他自變量（村莊宗族異質(zhì)性、人口流動、人均農(nóng)業(yè)用地面積）影響村級公共品供給不存在中介效應(yīng)，由于篇幅限制，表7中不再列出。

由于表3、表4、表5的模型(4)已分別算出總效應(yīng)，依據(jù)表3—表7的結(jié)果，發(fā)現(xiàn)民主治理是村莊特征影響村級公共品供給的中介變量，民主治理主要在村莊的平均受教育水平和人口規(guī)模兩個特征方面發(fā)揮中介效應(yīng)。第一，平均受教育水平對村級公共品整體供給的影響中，民主治理發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.6855（0.436/0.636）；對村級非生產(chǎn)性公共品供給的影響中，民主治理發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.7284（0.381 7/0.524）。這意味著平均受教育水平影響村級公共品整體供給、村級非生產(chǎn)性公共品供給的效應(yīng)中，分別有68.55%、72.84%來自民主治理水平。第二，人口規(guī)模變量對村級公共品供給的影響中，民主治理發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.6933（0.416 7/0.601）；對村級非生產(chǎn)性公共品供給的影響中，民主治理發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.5524（0.381 7/0.691）；對村級生產(chǎn)性公共品供給的影響中，民主治理發(fā)揮的中介效應(yīng)占比為0.7383（0.22/0.298）。簡言之，人口規(guī)模影響村級公共品整體供給、村級非生產(chǎn)性公共品供給和村級生產(chǎn)性公共品供給的效應(yīng)中，分別有69.33%、55.24%、73.83%來自村級民主治理水平。上述結(jié)論意味著，民主治理在村級公共品供給中發(fā)揮著重要的作用。注重和推進村莊民主治理，將有助于提高村級公共品供給水平。

五、研究結(jié)論和政策啟示

基于CLDS2016全國調(diào)查數(shù)據(jù)，分別考察了村莊特征、民主治理對村級公共品整體供給水平、供給結(jié)構(gòu)的影響。研究表明：第一，就村級公共品整體供給水平而言，宗族異質(zhì)性越高，越不利于村莊公共品供給項目的落地和實施；村莊平均受教育水平越高，人口數(shù)量越多，人均農(nóng)業(yè)用地面積越多，越有利于村級公共品的供給。第二，村級公共品供給結(jié)構(gòu)方面。就非生產(chǎn)性公共品來看，宗族異質(zhì)性越高，越不利于村級非生產(chǎn)性公共品的供給。平均受教育水平越高、人口規(guī)模越大、民主治理水平越高，均有利于非生產(chǎn)性公共品供給；就生產(chǎn)性公共品而言，人口規(guī)模越大、村莊距離縣城越遠，越有利于村級生產(chǎn)性公共品的供給。行政村中自然村數(shù)量越多，利益關(guān)系比較難以協(xié)調(diào)，難以推進村級生產(chǎn)性公共品的供給，其估計系數(shù)為負。第三，從影響機制來看，民主治理是村莊特征影響村級公共品供給的中介變量，主要在村莊的平均受教育水平、人口規(guī)模兩個影響公共品供給的特征方面發(fā)揮中介效應(yīng)。

民主治理對于村級公共品供給具有重要意義。由于勞動力外流、自然資源稟賦等原因，鄉(xiāng)村特征差異影響村級公共品供給?；诒疚难芯拷Y(jié)論，特提出以下政策建議：

一方面，推進基層政務(wù)公開標準化規(guī)范化向農(nóng)村延伸。隨著國家加大惠農(nóng)、支農(nóng)力度，惠農(nóng)資金以項目、補貼等方式不斷進入鄉(xiāng)村。公共財政資金在自上而下層層傳遞過程中存在被截留、挪用和其他跑冒滴漏的現(xiàn)象，形成了新的脫離農(nóng)民的分利秩序，也醞釀著農(nóng)村公共品供給的“內(nèi)卷化”危機。推進基層政務(wù)公開標準化規(guī)范化向農(nóng)村延伸，旨在讓農(nóng)村基層政務(wù)信息透明化，打破“脫離農(nóng)民的分利秩序”。建議建立村級公開事項清單，通過村民微信群、信息公示欄或公眾號等方式，公開脫貧攻堅、惠農(nóng)政策、社會救助、鄉(xiāng)村振興等重點領(lǐng)域的信息。

另一方面，要對宗族異質(zhì)性高、人口規(guī)模小、平均受教育程度低的村莊給予關(guān)注。在宗族異質(zhì)性較低（姓氏比較集中）的村莊，可以借助基于地緣、血緣的鄉(xiāng)村宗族力量，促進村級公共品供給；但在宗族異質(zhì)性較高（姓氏并不集中）的村莊，要加強民主治理，同時通過對村民進行宣傳引導等方式，避免這類村莊陷入村級公共品供給的集體行動困境。對那些人口規(guī)模小、農(nóng)民平均受教育程度低的村莊，要賦予農(nóng)民表達公共品需求的有效渠道，防止這些村莊因基本公共品供給困難而陷入貧困。

此外，對于自然村數(shù)量較多的村莊，要讓農(nóng)村基層治理單元下沉。農(nóng)業(yè)稅費改革后的并鄉(xiāng)并村政策，產(chǎn)生了很多規(guī)模較大的行政村。較大的行政村，集體事務(wù)協(xié)調(diào)比較困難，不利于基層民主自治。建議這類村莊，推動基層治理單元下沉，以自然村為單位建立村級治理的微型組織。自然村是基于血緣、地緣的熟人社會，能整合內(nèi)部村民意見，達成一致意見的成本較低。難以協(xié)調(diào)的公共品供給事務(wù)可以首先在自然村進行內(nèi)部協(xié)調(diào)，然后讓自然村以自治的微型組織參與村級決策。

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Village characteristics, democratic governance and the supply of rural public goods: Theoretical and empirical analysis based on the IAD framework

LEI Lixia1,2，ZHANG Yingliang1，LIU Wei3

(1.College of Economics and Management, Southwest University, Chongqing 400700, China; 2.School of Business Administration, Chongqing Three Gorges University, Chongqing 404020, China; 3.College of Economics, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

With the help of the IAD theoretical framework, this article divides village characteristics into three dimensions: material attributes, community attributes, and rules.Based on CLDS2016 data, the entropy-weighted TOPSIS method was used to quantify the overall supply of rural public goods and the supply structure of rural public goods, respectively.The ordered probit model is used to empirically test the impact of village characteristics and democratic governance on the supply of rural public goods.The study found that: the lower the clan heterogeneity in the village, the higher the average level of education, the larger the population size, the more the per capita agricultural land area, the more beneficial to the overall supply of rural public goods, and the more favorable to the supply of rural non-productive public goods; The larger the population and the farther the village is from the county, the more favorable to the supply of productive public goods.The number of natural villages in administrative villages has a negative impact on the supply of productive public goods; Democratic governance is more conducive to the supply of non-productive public goods at the village level.Democratic governance plays an intermediary role in the process of the average education level of farmers and the size of village population affecting the supply of public goods.

village characteristics; democratic governance; IAD Framework; public goods supply

10.13331/j.cnki.jhau(ss).2021.06.008

D422.6；F812.8

A

1009–2013(2021)06–0062–11

2021－10－12

國家社會科學基金重點項目（20AGL023）；重慶市社會科學規(guī)劃項目（2017QNGL59）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項項目(SWU1809410)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金創(chuàng)新團隊項目（SWU1709115）

雷麗霞(1987—)，女，重慶開州人，博士研究生，主要研究方向為農(nóng)村經(jīng)濟組織與制度。

責任編輯：黃燕妮