梁城城

一、引 言

農(nóng)村村務(wù)信息公開直接關(guān)系到農(nóng)村居民參與公共決策和維護(hù)自身權(quán)益。一方面，村委會作為地方自治機(jī)構(gòu)，其行為直接影響到農(nóng)民的公共福利。與農(nóng)民相關(guān)的公共福利很多，包括公共教育、公共醫(yī)療、社會保障以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等等，這些都直接或間接地影響到他們的收入水平。為了確保農(nóng)民的公共福利不受到損害，村委會應(yīng)接受農(nóng)民的監(jiān)督，而信息公開是保證農(nóng)民有效監(jiān)督的必要保障。另一方面，農(nóng)村財(cái)政作為公共財(cái)政的一部分，實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化是其基本目標(biāo)之一。而我國要實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化，其關(guān)鍵在于提高農(nóng)村的公共產(chǎn)品和公共服務(wù)供給，從而縮小農(nóng)村與城市之間公共服務(wù)的差距?！肮卜?wù)均等化”是在2007年黨的十七大報(bào)告中提出，但實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)是一個長期的過程，不僅需要財(cái)政投入的支持，也需要農(nóng)村居民自身的監(jiān)督，以確保財(cái)政資金落到實(shí)處。

長期以來，部門間公共品供給配置的城市偏向和各部門公共品需求在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下追求利益最大化，共同導(dǎo)致了農(nóng)村公共產(chǎn)品供給不足（高彥彥等，2012）。然而，農(nóng)村公共產(chǎn)品具有臨時性、階段性和分散性等特點(diǎn)，地方政府很難有足夠的財(cái)力提供所有的公共產(chǎn)品（董磊明，2015），公共產(chǎn)品的不足不僅會降低農(nóng)村居民的福利水平，也束縛了農(nóng)村的勞動生產(chǎn)力（趙永建，2012），因此需要通過村務(wù)信息公開等內(nèi)生機(jī)制發(fā)揮相應(yīng)的作用。習(xí)近平總書記在十九大報(bào)告中指出，“農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題是關(guān)系國計(jì)民生的根本性問題，必須始終把解決好‘三農(nóng)’問題作為全黨工作重中之重”，所以關(guān)注農(nóng)村公共品的提供問題也顯得十分必要?！墩畔⒐_條例》在2008年已正式實(shí)施，然而信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給有怎樣的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺乏相關(guān)研究。但是該問題的研究，對進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村信息公開和如何促進(jìn)農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給有較強(qiáng)的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。因此，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，利用實(shí)證研究的分析工具，深入分析村務(wù)信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響，以期為農(nóng)村公共產(chǎn)品供給提供對策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

信息公開的作用是使得委托代理關(guān)系雙方信息更加對稱，規(guī)范代理方的行為，從而降低交易成本。Bennear和Olmstead（2008）利用1990年至2003年馬薩諸塞州聯(lián)邦517個社區(qū)的數(shù)據(jù)，研究了供水系統(tǒng)的強(qiáng)制性信息提供對飲用水違規(guī)行為的影響，結(jié)果表明信息公開制度使總違反行為減少30%至44%，并且將更嚴(yán)重的健康違法行為減少了40%至57%。而在政府與居民的委托代理關(guān)系中，居民作為委托方將公共資金委托給政府代為保管和使用，政府信息的公開會降低居民監(jiān)督政府行為的成本。

信息公開通常可以用透明度來衡量，通常有政府透明度、政府財(cái)務(wù)透明度、財(cái)政透明度和預(yù)算透明度等指標(biāo)，學(xué)術(shù)界一般使用財(cái)政透明度來測度政府信息公開的程度。理論層面，Heald（2012）將透明度分為四個類型——向上與向下（縱向）、對內(nèi)與對外（橫向），認(rèn)為透明機(jī)制的結(jié)構(gòu)會對公共政策造成一定的影響。Stiglitz（2002）認(rèn)為更高的透明度可以降低權(quán)力濫用的可能性，并且也是良好的政府管理的基本要素。他認(rèn)為信息公開是朝向民主化進(jìn)程的重要一步。進(jìn)一步，Zhang等（2004）通過對中國農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為選舉和權(quán)力分配等民主方式有利于改善公共支出的分配。盡管不存在“一刀切”的方法使公共服務(wù)透明，但是采用多種透明機(jī)制可以增強(qiáng)對公民福利和自主權(quán)的保護(hù)，使得混合架構(gòu)可以改善對“純粹的”消費(fèi)者主權(quán)和受托人托管的限制（Stirton和Lodge，2001）。Boehm和Olaya（2006）通過分析公共合同拍賣投標(biāo)程序中透明度的作用，他們認(rèn)為透明度能夠有效地防止腐敗和串通的發(fā)生，并且還能夠加強(qiáng)競爭。從而在勞動力要素可以自由流動的情況下，地方政府為了吸引要素流入轄區(qū)會提供更多的公共產(chǎn)品。Jasanoff（2006）認(rèn)為透明度可以使居民知曉政府決策，從而確保居民的利益不受損害。因此，從理論上來說，增強(qiáng)政府信息公開的力度或者提高透明度，能夠增加居民的公共福利，使得居民享受到更多的公共產(chǎn)品或服務(wù)。

實(shí)證研究方面，國外和國內(nèi)的文獻(xiàn)都表明透明度能夠影響政府的支出行為。國外方面，Reviglio（2001）認(rèn)為提高透明度有助于實(shí)現(xiàn)公共支出控制。Yamamura和Kondoh（2013）使用日本1998—2004年的數(shù)據(jù)，分析了政府信息披露制度對政府建設(shè)支出比重的影響，研究發(fā)現(xiàn)信息披露制度減少了尋租活動給政府帶來的損失，從而有效降低了政府建設(shè)支出之比重。Ohashi（2009）利用日本數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法分析了透明度對采購成本的影響，發(fā)現(xiàn)透明度的提高將采購成本降低高達(dá)8%，從而使得政府有更多的支出用在公共品的提供上。國內(nèi)的實(shí)證研究主要關(guān)注了財(cái)政透明度對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響。劉佳（2015）使用2008至2012年的省級面板數(shù)據(jù)分析了財(cái)政透明度對財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政信息公開有助于降低行政管理支出，而對于公共服務(wù)支出的影響并不明顯。梁城城和王永莉（2015）進(jìn)一步研究了財(cái)政透明度對公共支出中的科教文衛(wèi)支出和社會保障支出的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政透明度對于兩者均表現(xiàn)出直接的促進(jìn)作用。潘修中（2017）通過運(yùn)用2009—2014年的省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政透明度降低了地方政府科技投入水平。

綜上可知，國內(nèi)外的大多數(shù)文獻(xiàn)主要集中于研究財(cái)政信息公開對財(cái)政支出（結(jié)構(gòu)）的影響，而財(cái)政支出（結(jié)構(gòu)）僅僅是政府在財(cái)政資金上的配置，而居民直接感受到的是自身享受到公共品的多寡。由于公共產(chǎn)品的供給難以通過直接加總獲得，因此現(xiàn)有文獻(xiàn)很少有涉及財(cái)政信息公開對公共產(chǎn)品供給的影響相關(guān)的研究。

國內(nèi)實(shí)證分析農(nóng)村公共品供給的研究主要從微觀層面和宏觀層面分析，如村莊自治和選舉對農(nóng)村公共品供給的影響（王海員、陳東平，2012）、農(nóng)民工外出務(wù)工因素對農(nóng)村公共品參與意愿影響（劉蕾，2016）、擴(kuò)權(quán)改革對農(nóng)村硬公共產(chǎn)品和軟公共產(chǎn)品的影響（李永友、陸晨晨，2012）、轉(zhuǎn)移支付和政府競爭等因素對農(nóng)村教育醫(yī)療等公共福利的影響（李雪松、冉光和，2014），而很少有文獻(xiàn)實(shí)證分析基層政府信息公開制度對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響，為此本文使用中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，對這一問題進(jìn)行深入剖析。本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)如下：（1）使用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)直接分析信息公開對于農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響，而現(xiàn)有的文獻(xiàn)基本停留在省級政府財(cái)政信息公開（財(cái)政透明度）對于財(cái)政支出影響的宏觀層面，這與之前的實(shí)證研究有所區(qū)別。（2）國內(nèi)省級層面的實(shí)證研究鮮有直接使用信息公開頻率或途徑種類測度信息公開，本文使用多個指標(biāo)衡量村級信息公開，從四個指標(biāo)衡量公共產(chǎn)品的供給情況。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來源于“中國勞動力動態(tài)調(diào)查”（China Labor-force Dynamics Survey，簡稱CLDS）。它是全國第一個以勞動力為主題的全國性跟蹤調(diào)查。CLDS的目的是通過對中國城鄉(xiāng)以村（居）為追蹤范圍的家庭、勞動力個體開展每兩年一次的動態(tài)追蹤調(diào)查，系統(tǒng)地監(jiān)測村（居）社區(qū)的社會結(jié)構(gòu)和家庭、勞動力個體的變化與相互影響，建立勞動力、家庭和社區(qū)三個層次上的追蹤數(shù)據(jù)庫，從而為進(jìn)行實(shí)證導(dǎo)向的高質(zhì)量的理論研究和政策研究提供基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

CLDS聚焦于中國勞動力的現(xiàn)狀與變遷，內(nèi)容涵蓋教育、工作、遷移、健康、社會參與、經(jīng)濟(jì)活動、基層組織等眾多研究議題，是一項(xiàng)跨學(xué)科的大型追蹤調(diào)查。CLDS樣本覆蓋中國29個省市（除港澳臺、西藏、海南外），調(diào)查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力（年齡15至64歲的家庭成員）。在抽樣方法上，采用多階段、多層次且與勞動力規(guī)模成比例的概率抽樣方法（multistage cluster，stratified，PPS sampling）。CLDS于2011年在廣東省開展了試調(diào)查，于2012年完成第一次全國性調(diào)查，并于2014年完成了第一輪追蹤調(diào)查。本文使用的數(shù)據(jù)為2012年和2014年村委會調(diào)查問卷數(shù)據(jù)，其中2012年的村委會調(diào)查樣本共計(jì)174個，2014年的村委會調(diào)查樣本共計(jì)397個，兩個年份共計(jì)571個觀察值。村委會調(diào)查問卷對村委會人口、土地與經(jīng)濟(jì)、基層組織、環(huán)境、設(shè)施、社會以及村史等情況進(jìn)行了全面的調(diào)查，并且包含了訪員自填的問卷。

（二）變量定義與描述性分析

被解釋變量為農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給，主要包括路燈（ludeng）、健身設(shè)施（jianshen）、交通硬化路面比例（lumian）以及村莊容貌的整潔程度（tidy）四個指標(biāo)。其中，路燈和健身設(shè)施為虛擬變量，如果有則賦值為1，否則為0。交通硬化路面比例以實(shí)際數(shù)值大小確定，取值范圍為0～100%。村莊容貌的整潔程度采用10分制，取值介于1～10之間，其中1表示“很亂”，10表示“很整潔”。

核心解釋變量為村級信息公開，本文主要從三個維度衡量村級信息公開，分別是公布財(cái)務(wù)信息的頻率（cwpl）、公布村務(wù)信息的頻率（zwpl）以及發(fā)布信息途徑種類（ways）。信息公開頻率越高，cwpl和zwpl的值越大。其中，公布信息的頻率為“一月兩次及以上”賦值為5，“一月一次”賦值為4，“一季度一次”賦值為3，“一年一次”賦值為2，“很少或從不公布”賦值為1。信息發(fā)布途徑主要有6種，分別為“宣傳欄/黑板報(bào)”“傳單”“廣播”“村網(wǎng)站”“短信平臺”以及“其他方式”等。信息發(fā)布的途徑越多，ways的值越大，其取值為介于0～6之間的整數(shù)。

控制變量主要有距離縣城或區(qū)政府的距離（county），距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府/街道的距離（village），是否為大中城市郊區(qū)（city），是否為鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地（town），居民人均收入水平（income），黨員數(shù)量（dangyuan），人口密度（density），地勢（dishi）以及是否為東部地區(qū)（east）。表1報(bào)告了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從被解釋變量來看，路燈和健身設(shè)施的均值均為0.48，說明在調(diào)查樣本中約有48%的農(nóng)村提供了路燈和健身設(shè)施；交通道路硬化路面比例的均值為62.58%，說明調(diào)查樣本中農(nóng)村接近2/3的道路為硬化路面；鄉(xiāng)村容貌的整潔程度的平均值為6.97，說明調(diào)查樣本中的農(nóng)村整潔程度處于良好水平（滿分為10分）。解釋變量方面，財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率的均值分別為3.09和3.35，說明樣本中的村委會財(cái)務(wù)信息和村務(wù)信息的公開頻率介于“一季度一次”到“一個月一次”之間；居民信息發(fā)布途徑種類均值為1.85。其他解釋變量描述與此類似，不再贅述。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（三）模型設(shè)計(jì)

1.基準(zhǔn)回歸

考慮到被解釋變量的特點(diǎn)，其中l(wèi)udeng和jianshen為二元虛擬變量，lumian和tidy為連續(xù)變量，因此本文分別使用Probit模型和OLS模型分析村級信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響。其中Probit模型如下：

模型（1）和（2）左側(cè)分別代表社區(qū)交通道路有路燈和有健身設(shè)施的概率，模型右側(cè)代表影響這兩種公共產(chǎn)品提供概率的影響因素。其中openness為信息公開，包括財(cái)務(wù)信息公開頻率（cwpl）、村務(wù)信息公開頻率（zwpl）以及信息公開的途徑（ways）。control代表所有的控制變量，一共有9個，分別是距離最近縣城/區(qū)政府（county）、距離最近鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道政府（village）、是否為大中城市郊區(qū)（city）、是否為鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地（town）、人均年收入（income）、黨員數(shù)量（dangyuan）、人口密度（density）、地勢（dishi）以及是否位于東部省份（east）。α0為常數(shù)項(xiàng)，α1為解釋變量的估計(jì)系數(shù)，ξ為殘差。

對于lumian和tidy兩個變量，本文主要使用OLS模型回歸，具體模型如下：

其中，模型左側(cè)為被解釋變量，分別為交通道路硬化路面比例和鄉(xiāng)村容貌的整潔程度。右側(cè)的解釋變量，與模型（1）和模型（2）相同。

2.傾向得分匹配（PSM）

為了進(jìn)一步分析信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響，本文使用傾向得分匹配法估計(jì)信息公開這一政策的具體實(shí)施效果。該方法可以消除因其他因素影響帶來的選擇性偏誤。其主要的思想是，從控制組（control group）中選擇出一個或者多個與處理組（treatment group）特征條件相同或者相似的個體與之匹配。其目的是使得控制組與處理組之間的協(xié)變量趨于平衡，滿足“共同支撐假設(shè)”和“平衡性假設(shè)”。

本文將財(cái)務(wù)信息公開頻率（cwpl）、村務(wù)信息公開頻率（zwpl）以及信息公開的途徑（ways）三個變量平均值以下的樣本個體作為控制組（treatment=0），而大于平均值的個體作為處理組（treatment=1）。則平均處理效果（average treatment effect）如下式所示：

其中，ATT表示平均處理效果，其本質(zhì)為兩個條件概率的差值；Public代表村級提供的公共產(chǎn)品，包括路燈（ludeng）、健身設(shè)施（jianshen）、交通硬化路面比例（lumian）以及村莊容貌的整潔程度（tidy）四個指標(biāo)；Public1i和Public0i分別代表同樣一個樣本村在處理組和控制組時的輸出結(jié)果；X代表所選取的匹配變量，或稱為協(xié)變量，具體為上述模型中的所有控制變量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸：Probit和OLS回歸結(jié)果分析

考慮到模型中解釋變量之間如果存在多重共線性，可能會使估計(jì)系數(shù)變得非有效以及顯著性檢驗(yàn)失去意義等后果，因此在回歸之前對所有解釋變量做相關(guān)系數(shù)矩陣分析。通過相關(guān)系數(shù)矩陣，發(fā)現(xiàn)僅cwpl與zwpl兩個變量系數(shù)為0.475，其他變量相關(guān)系數(shù)絕對值均低于0.3，在可接受的范圍之內(nèi)。另外，本文還在回歸之后估計(jì)了方差膨脹因子（VIF）的大小，通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)所有變量的方差膨脹因子均小于10，即均通過多重共線性檢驗(yàn)。所以，總體而言解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，從而模型估計(jì)的結(jié)果較為合理。

表2報(bào)告了村務(wù)信息公開對路燈、健身設(shè)施供給的影響回歸結(jié)果，回歸使用了Probit模型。其中，第（1）至（3）列、第（5）至（7）列分別在控制變量的基礎(chǔ)上引入了財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑三個主要解釋變量，而第（4）和第（8）列則是在控制變量的基礎(chǔ)上同時加入三個變量。根據(jù)第（1）列和第（5）列回歸結(jié)果可知，村級財(cái)務(wù)信息公開頻率對路燈和健身設(shè)施的供給有顯著的促進(jìn)作用，顯著性水平均為5%。根據(jù)第（2）列和第（6）列的回歸結(jié)果可知，村務(wù)信息公開頻率顯著促進(jìn)了路燈和健身設(shè)施的提供，分別在1%和10%的顯著性水平上顯著。根據(jù)第（3）和第（7）列的回歸結(jié)果可知，信息發(fā)布的途徑對路燈的供給影響不顯著，但是影響為正；而其對健身設(shè)施的影響顯著為正，并在5%的顯著性水平上顯著。

根據(jù)第（4）列和第（8）列回歸結(jié)果可知，同時加入三個變量后，盡管財(cái)務(wù)信息公開頻率對路燈供給的影響系數(shù)不顯著但是影響方向仍然為正，信息發(fā)布途徑對路燈的供給影響仍為正但不顯著；財(cái)務(wù)信息公開頻率和村務(wù)信息公開頻率對健身設(shè)施供給的影響變得不顯著，但是影響方向仍然為不變。

從控制變量來看，雖然距離縣城（區(qū)政府）或者鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府（街道）的距離越遠(yuǎn)，路燈和健身設(shè)施提供的概率越小，但是變量county不顯著，而village更加顯著，并且均在1%的顯著性水平上顯著。在大中城市郊區(qū)或者位于鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的農(nóng)村，提供路燈和健身設(shè)施的可能性更大，但是city和town兩個變量僅在個別方程中顯著。人均收入越高，村級提供路燈和健身設(shè)施的概率越大，但是該指標(biāo)并不顯著。黨員數(shù)量對路燈和健身設(shè)施供給均有正向影響，但對健身設(shè)施的供給影響更為顯著。人口密度對路燈和健身設(shè)施供給都有一定的正向影響，說明人口越稠密的農(nóng)村，這兩類的公共品供給的可能性越大。地勢對路燈和健身設(shè)施供給影響為負(fù)，但均不顯著。相對于中西部地區(qū)，東部地區(qū)供給路燈和健身設(shè)施的概率更大。

表2 村級信息公開對路燈和健身設(shè)施供給的影響（Probit模型）

表3報(bào)告了村級信息公開對農(nóng)村交通道路硬化路面比例、鄉(xiāng)村容貌整潔程度的影響回歸結(jié)果，回歸使用了OLS模型。與表2類似，第（1）至（3）列、第（5）至（7）列分別在控制變量的基礎(chǔ)上引入了財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑三個主要解釋變量，而第（4）和第（8）列則是在控制變量的基礎(chǔ)上同時加入三個變量。

表3 村級信息公開對農(nóng)村交通道路硬化路面比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的影響（OLS模型）

首先關(guān)注村級信息公開對農(nóng)村交通道路硬化路面比例的影響。從表2模型（9）至（12）可以看出，不論是三個變量分別加入，還是同時加入，財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑對農(nóng)村交通道路硬化路面比例的影響均為正，但是不顯著。這可能是因?yàn)椋合啾扔诼窡?、健身設(shè)施或者鄉(xiāng)村容貌整潔等三類公共品，交通道路這類公共產(chǎn)品需要更多的投入，更多地受制于地方財(cái)力的影響。因此，盡管信息公開對于交通道路建設(shè)有一定的促進(jìn)作用，但是影響程度有限。

其次是村級信息公開對鄉(xiāng)村容貌整潔程度的影響。從表3的模型（13）可以看出，財(cái)務(wù)信息公開頻率的鄉(xiāng)村容貌整潔程度為負(fù)，但不顯著，從系數(shù)的絕對值大小來看，該值較小，所以其負(fù)向作用基本可以忽略不計(jì)。從模型（14）可以看出，在5%的顯著性水平上，村務(wù)信息公開頻率顯著促進(jìn)了鄉(xiāng)村容貌整潔程度；在保持其他變量不變的條件下，村務(wù)信息公開頻率每提高一個單位，可以使鄉(xiāng)村容貌整潔程度平均提高0.225個單位。從模型（15）可以看出，信息發(fā)布途徑同樣明顯促進(jìn)了鄉(xiāng)村容貌整潔程度，并且在10%的顯著性水平上顯著；在保持其他變量不變的條件下，信息發(fā)布途徑每增加一種，可以使鄉(xiāng)村容貌整潔程度平均提高0.215個單位。

控制變量方面，雖然county和village對農(nóng)村交通道路硬化路面比例的影響均為負(fù)，但是village更加顯著，在模型（9）至（12）中均在10%的顯著性水平下顯著，說明距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府（街道）的距離越遠(yuǎn)，交通道路硬化路面比例就越低，但是距離縣城（區(qū)政府）遠(yuǎn)近與交通道路硬化路面比例關(guān)系不大。county和village對鄉(xiāng)村容貌整潔程度的影響均為負(fù)，但是county較為顯著，說明距離縣城（區(qū)政府）越遠(yuǎn)，鄉(xiāng)村容貌整潔程度越低，而距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府（街道）的遠(yuǎn)近與鄉(xiāng)村容貌整潔程度關(guān)系并不明顯。city對農(nóng)村交通道路硬化路面比例的影響不顯著，但是對鄉(xiāng)村容貌整潔程度影響顯著，說明位于大中城市郊區(qū)的農(nóng)村鄉(xiāng)村容貌整潔程度更高。town對農(nóng)村交通道路硬化路面比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的影響均不顯著。人均收入水平對農(nóng)村交通道路硬化路面比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度均有促進(jìn)作用，但是僅對鄉(xiāng)村容貌整潔程度影響顯著。黨員數(shù)量多少對農(nóng)村交通道路硬化路面比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度影響為正，但不顯著。人口密度同樣對兩者影響不顯著。地勢對農(nóng)村交通道路硬化路面比例影響不顯著，而對鄉(xiāng)村容貌整潔程度影響顯著為正，說明相對于平原或丘陵，山區(qū)地勢的農(nóng)村環(huán)境更好、鄉(xiāng)村容貌更佳。east對農(nóng)村交通道路硬化路面比例的影響為正，并且僅在模型（9）和（10）中顯著；east對于鄉(xiāng)村容貌整潔程度影響不明顯，說明鄉(xiāng)村容貌整潔程度不存在顯著的東中西區(qū)位差異。

綜合表2和表3的分析結(jié)果可知，財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑的種類對四種公共品供給的影響程度不同，這可能與各種公共品的特點(diǎn)有關(guān)。一般來說，路燈、健身設(shè)施以及鄉(xiāng)村容貌的整潔程度需要的投資相對較少，比較容易提供，從而比較容易受到財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑的種類的影響（盡管影響程度不完全相同）。而道路的提供則不同，它需要更多的資金支持，提供起來較為困難，因此受三者的影響程度小。為了驗(yàn)證上述的回歸結(jié)果與解釋，本文進(jìn)一步使用傾向得分匹配法分析村級信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響。

從控制變量來看，農(nóng)村公共產(chǎn)品供給也受到了地理區(qū)位的影響?？傮w來說，距離城鎮(zhèn)越近或者位于東部省份的農(nóng)村，公共產(chǎn)品的提供越多。

（二）進(jìn)一步分析：傾向得分匹配（PSM）分析

為了進(jìn)行傾向得分匹配分析，需要構(gòu)造控制組和處理組，本文將財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及信息發(fā)布途徑種類三個變量高于各自平均值的村莊視為處理組，反之視為控制組。

以最近鄰匹配為例，對匹配效果進(jìn)行說明。圖1中的1a和1b分別給出了cwpl高于平均值的村委會（處理組）和cwpl低于平均值（控制組）的村委會匹配前后核密度圖，類似地，1c和1d分別給出了zwpl高于平均值的村委會（處理組）和zwpl低于平均值（控制組）的村委會匹配前后核密度圖，1e和1f分別給出了ways高于平均值的村委會（處理組）和ways低于平均值（控制組）的村委會匹配前后核密度圖。通過比較匹配前后傾向值的概率分布，可知三對樣本控制組和處理組在匹配前的概率分布差異非常明顯，而在完成匹配之后發(fā)現(xiàn)三對樣本控制組和處理組概率分布差異有所減小，說明匹配效果較好。采用核匹配和半徑匹配方法，可以得到類似的核密度圖，在此不再呈現(xiàn)。

本文還對匹配前后的樣本進(jìn)行了平衡性檢驗(yàn)（見表4），檢驗(yàn)結(jié)果表明本文對于匹配變量的選取具有一定的合理性，因而估算的結(jié)果也是準(zhǔn)確的。

圖1 傾向得分核密度圖

表4 匹配前后的平衡性檢驗(yàn)

本文使用bootstrap進(jìn)行500次自助抽樣估算平均處理效果，表5報(bào)告了使用PSM最近鄰匹配方法估算出的平均處理效果。從表5中可以看出，cwpl對路燈和健身設(shè)施供給的平均處理效果分別在1%和5%的顯著性水平上顯著，而對交通道路硬化比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的平均處理效果不明顯。cwpl對路燈和健身設(shè)施的平均處理效果分別為0.2456和0.2412，這表明相對于財(cái)務(wù)信息公布頻率低的農(nóng)村而言，財(cái)務(wù)信息公布頻率高的農(nóng)村路燈和健身設(shè)施這兩類公共品供給的可能性分別會增加24.56%和24.12%。

表5 信息公開對公共產(chǎn)品影響的平均處理效果（ATT）

zwpl對路燈和健身設(shè)施供給的平均處理效果均在5%的顯著性水平上顯著，同樣對交通道路硬化比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的平均處理效果不明顯。zwpl對路燈和健身設(shè)施的平均處理效果分別為0.1721和0.1475，這表明相對于村務(wù)信息公布頻率低的農(nóng)村而言，村務(wù)信息公布頻率高的農(nóng)村路燈和健身設(shè)施這兩類公共品供給的可能性分別會增加17.21%和14.75%。

ways對路燈和健身設(shè)施供給的平均處理效果不顯著，但是對交通道路硬化比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的平均處理效果均在5%的顯著性水平顯著。ways對交通道路硬化比例和鄉(xiāng)村容貌整潔程度的平均處理效果分別為17.3777和0.5879，這表明相對于信息發(fā)布方式少的農(nóng)村而言，信息發(fā)布方式多的農(nóng)村交通道路硬化比例會顯著高出17.38%左右，鄉(xiāng)村容貌整潔程度會提高約0.59。

綜合以上的分析結(jié)果可知，村級信息三類指標(biāo)均在不同程度上對路燈、健身設(shè)施、道路以及鄉(xiāng)村容貌的整潔程度有一定的影響。根據(jù)PSM估計(jì)結(jié)果可知，相對于信息公開程度低的樣本個體來說，信息公開程度高的村級樣本提供了更多的公共產(chǎn)品。上述的分析結(jié)果同時部分印證了Probit和OLS模型的回歸結(jié)果，但是也說明在考慮其他因素影響帶來的選擇性偏誤的情況下，村級財(cái)務(wù)、村務(wù)信息公開頻率對于“短平快”的公共產(chǎn)品影響較大，對于長期性或者需要較大投入的公共產(chǎn)品影響甚微；而信息公開途徑的數(shù)量對前者作用不顯著，對后者的促進(jìn)作用更明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用多種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，對于ludeng和jianshen兩個二元變量，本文進(jìn)一步使用OLS模型進(jìn)行回歸，回歸后發(fā)現(xiàn)主要解釋變量的符號以及顯著性均沒有發(fā)生變化。第二，對于傾向得分匹配分析，本文在最近鄰匹配方法估算的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用核匹配和半徑匹配的方法，結(jié)果表明估算結(jié)果的顯著性沒有發(fā)生太大變化。因而，總體而言回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。限于篇幅，穩(wěn)健性分析結(jié)果不再報(bào)告。

五、結(jié)論與對策建議

本文主要分析了村級信息公開對農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響。本文分析的村級信息公開的衡量指標(biāo)主要包括財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率以及發(fā)布信息的途徑的數(shù)量等三個指標(biāo)；而農(nóng)村公共品供給包括路燈、健身設(shè)施、交通道路硬化路面比例以及鄉(xiāng)村容貌整潔程度等四種農(nóng)村公共品。通過運(yùn)用Probit和OLS等計(jì)量模型發(fā)現(xiàn)：村級信息公開的三個指標(biāo)對農(nóng)村四類公共產(chǎn)品有著不同程度的影響。其中，財(cái)務(wù)信息公開頻率和村務(wù)信息公開頻率顯著促進(jìn)了路燈的供給，而發(fā)布信息途徑的數(shù)量對路燈的供給不構(gòu)成顯著影響；三者對健身設(shè)施的供給均有顯著的促進(jìn)作用，對交通道路硬化路面比例的影響都不顯著；村務(wù)信息公開頻率、發(fā)布信息的途徑的數(shù)量對鄉(xiāng)村容貌整潔程度表現(xiàn)出顯著的促進(jìn)作用，而財(cái)務(wù)信息公開頻率對鄉(xiāng)村容貌整潔程度無顯著的影響。

進(jìn)一步在考慮其他因素影響帶來的選擇性偏誤的情況下，通過構(gòu)造處理組和控制組，運(yùn)用傾向得分匹配法（PSM）對村級財(cái)政信息公開的平均處理效果（ATT）的分析結(jié)果表明：財(cái)務(wù)信息公開頻率、村務(wù)信息公開頻率對路燈和健身設(shè)施供給的平均處理效果均十分顯著，而發(fā)布信息途徑的數(shù)量對交通道路硬化路面比例以及鄉(xiāng)村容貌整潔程度的平均處理效果也十分顯著。傾向得分匹配法得出的結(jié)果，進(jìn)一步驗(yàn)證了Probit和OLS模型得出的結(jié)論，說明村級信息公開有助于增加農(nóng)村公共產(chǎn)品供給。除此之外，本文還發(fā)現(xiàn)農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給存在著顯著的地區(qū)差異，主要體現(xiàn)在距離縣城或者鄉(xiāng)鎮(zhèn)近、位于大中城市郊區(qū)或者鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府所在地、處于東部省份的農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給更多。根據(jù)實(shí)證分析得出的結(jié)論，本文提出如下的對策建議：

第一，加大村級信息公開的程度，確保村民的利益得到有效的保護(hù)。具體可以從兩個方面入手：一是提高村級信息公開的頻率，可以將村級信息公開的頻率從過去的一年一次，提高到一季度一次、一個月一次甚至一周一次，確保村民可以及時從當(dāng)?shù)卣@取與自身利益相關(guān)的信息。二是創(chuàng)新村級信息公開的手段。大數(shù)據(jù)時代的到來，對政府監(jiān)管和社會治理都帶來了巨大沖擊，各國紛紛將大數(shù)據(jù)作為政府信息公開制度的重要變量，通過修改法律法規(guī)、出臺新政等方式加以因應(yīng)，為政府信息的再利用提供了很大的空間。作為處在最基層的村委會，應(yīng)探索使用“互聯(lián)網(wǎng)+”、新媒體（比如微信公眾號或微博）等方式向村民提供信息。傳統(tǒng)的信息發(fā)布途徑，比如使用黑板、宣傳欄或者傳單等方式存在傳播速度慢、成本高等問題，而利用大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)、新媒體等工具則可以克服傳統(tǒng)方式上存在的問題。

第二，盡快完善《政府信息公開條例》，促進(jìn)政府信息公開實(shí)現(xiàn)“常態(tài)化”?，F(xiàn)行的《政府信息公開條例》自2008年5月1日正式施行后，對于推進(jìn)我國政務(wù)公開發(fā)揮了積極作用，但在實(shí)施過程中遇到一些新問題。例如政府信息公開的范圍不夠具體，公開義務(wù)主體不夠明確，對于應(yīng)當(dāng)公開哪些信息以及如何公開，實(shí)施主體存在不同理解和認(rèn)識，在具體落實(shí)中容易引發(fā)爭議。并且，由于現(xiàn)行條例規(guī)定的監(jiān)督保障措施力度不夠，導(dǎo)致各地方、各部門落實(shí)政府信息公開制度的情況不盡一致，因此應(yīng)盡快對條例加以完善。

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