王雅婧，袁 明，黃惠春

（1.南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，南京 210095；2.三倉鎮(zhèn)人民政府，江蘇 東臺 224231）

一、引 言

農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施是農(nóng)村生產(chǎn)、生活的基礎(chǔ)，加快推進農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興、推進共同富裕具有重要作用。一直以來，政府是農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的主要供給者，但“自上而下”的供給模式導致諸多“面子工程”出現(xiàn)，降低了供給效率。農(nóng)戶是農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的直接使用者和受益者，具有自主參與供給的內(nèi)生動力。2019年，中央一號文件提出在農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)中“發(fā)揮農(nóng)民主體作用”，2022年中共中央國務廳、國務院辦公廳印發(fā)的《鄉(xiāng)村建設(shè)行動實施方案》提出“鼓勵村民投工投勞”。但長期以來，農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給中的消極思想，投入激勵不足等因素都降低了農(nóng)戶參與率。2018～2020年，農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資總額持續(xù)下降，實際投資水平不足1.7%①2012～2020《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、中華人民共和國2020年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。。薩瓦斯（2002）認為以農(nóng)戶需求為導向的供給模式是有效提高農(nóng)村公共品供給效率的關(guān)鍵，如何激發(fā)農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的內(nèi)生動力、提高農(nóng)戶投入水平是當前理論和實務界關(guān)注的重點問題。

已有研究分析了農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給的影響因素，并針對農(nóng)田水利設(shè)施的農(nóng)戶供給意愿及程度進行了深入討論（錢文榮等，2014；蔡起華等，2016）。研究表明，農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的影響因素包括農(nóng)戶個體、家庭特征和外部環(huán)境。從內(nèi)在邏輯看，農(nóng)戶投入首先由其需求決定，個體和家庭特征等內(nèi)生因素決定其對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的需求，農(nóng)戶受利益驅(qū)使產(chǎn)生投入意愿，構(gòu)成投入的內(nèi)生動力，而是否付諸行動還受外生因素的影響。村莊組織內(nèi)生于村莊，外生于農(nóng)戶，是被村民認同、解決村莊公共事務的行動單位（賀雪峰，2007）。學者通過對村莊層面公共品的供給現(xiàn)狀和供給主體行為研究發(fā)現(xiàn)，村莊治理的民主化有助于提高公共品的供給數(shù)量、增加村莊預算中的公共品支出（Joan，2007；王海員等，2012）。部分研究注意到村莊治理與微觀主體行為的關(guān)系，并基于理論層面提出村莊治理下的軟規(guī)范和硬規(guī)范可以形成強有力的地方共識，發(fā)揮資源動員、成員動員、觀念動員優(yōu)勢影響農(nóng)戶的集體行動（賀雪峰，2007；馬薈等，2020）。相關(guān)研究為村莊治理對集體行動的積極作用提供了經(jīng)驗證據(jù)，證實了宗族、村莊良好社會信任狀況等非正式制度、村民自治民主程度可以加強農(nóng)戶集體行動（齊秀琳等，2015；劉家成等，2019）。

現(xiàn)有文獻對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的研究較為豐富，但仍有拓展空間。一是對農(nóng)戶投入形式的分析有待完善。實踐中農(nóng)戶可以選擇以不同形式投入不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施，但已有研究從思路上缺乏對農(nóng)戶以不同形式投入不同類型基礎(chǔ)設(shè)施的討論，在方法上普遍運用Logit 或有序Logit 模型（劉輝等，2012；錢文榮等，2014），既無法觀測到農(nóng)戶既投資又投勞的情況，也忽視了投入形式并非相互獨立的情況。二是已有研究在分析村莊治理對集體行動的影響時，普遍只考慮村莊治理的正式和非正式兩個維度，忽略了村集體經(jīng)濟等資源因素對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的影響。事實上，村集體的資源不僅是除農(nóng)戶外供給農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的另一重要來源，還是村莊治理的基礎(chǔ)，但鮮有研究將資源納入村莊治理的框架進行分析。三是對農(nóng)戶分化背景下的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入行為分析有待加強。近年來，農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶分化加劇。一方面，農(nóng)戶分化帶來的生產(chǎn)生活差異影響著農(nóng)戶對村莊和土地的依賴程度（劉同山等，2014）；另一方面，農(nóng)戶分化帶來的農(nóng)民社會經(jīng)濟地位差異改變了農(nóng)戶的生活態(tài)度和條件，也影響著其認知水平和偏好（吳學兵等，2021），因此異質(zhì)性農(nóng)戶會對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)生差異化需求。進一步地，美國著名社會心理學家馬斯洛（2014）認為外生動力會對內(nèi)生動力產(chǎn)生削弱或促進作用，所以作為外生動力的村莊治理因素也會對不同類型農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施需求產(chǎn)生差異化影響，但已有研究尚未關(guān)注到這一點。

農(nóng)戶是農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的重要供給主體，其行為受村莊正式的“秩序”與非正式的“熟人社會”約束。當前，農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入形式多樣，農(nóng)戶分化加劇了農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的需求差異，與農(nóng)戶投入息息相關(guān)的資源因素進一步拓展了村莊治理的內(nèi)涵。但已有研究無法充分解釋農(nóng)戶為什么會選擇差異化的投入形式，什么樣的農(nóng)戶更愿意參與農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給，村莊治理資源在其中又發(fā)揮著何種作用？這些問題的回答對有效提高農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入具有重要的現(xiàn)實意義。鑒于此，本文擬基于村莊層面，從治理資源和治理水平兩個維度對村莊治理進行劃分，運用雙變量Probit模型考察村莊治理對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施農(nóng)戶投入的不同形式、不同類型的影響，并進一步分析農(nóng)戶分化下村莊治理影響的異質(zhì)性，為提升農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入水平、提高農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給效率、增強政策在農(nóng)戶分化背景下的積極效果提供新的思路。

二、理論分析

學術(shù)界對村莊治理的定義尚未統(tǒng)一，羅興佐（2004）強調(diào)村莊治理是治理主體對治理資源的利用，賀雪峰（2000）認為村莊治理由以族規(guī)家法、鄉(xiāng)規(guī)民約為代表的硬規(guī)范和以儒家倫理、村莊輿論為代表的軟規(guī)范構(gòu)成，強調(diào)村莊治理表現(xiàn)出正式治理和非正式治理并行的特征。綜上而言，本文認為村莊治理是指在村莊場域內(nèi)，村莊基層組織利用資源稟賦、依靠正式和非正式制度對村莊公共事務進行組織、協(xié)調(diào)，從而提高村莊公共利益的活動。根據(jù)上述定義，本文從治理資源和治理水平兩個維度衡量村莊治理。其中，治理資源指可供村集體開發(fā)和利用的自然、經(jīng)濟資源，由于村集體經(jīng)濟組織的屬性，本文所提的治理資源是指與農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投建相關(guān)的經(jīng)濟資源。治理水平是指村莊利用資源、依靠正式與非正式制度達到的治理效果，包括正式治理和非正式治理。正式治理指依靠迫使人們服從的村規(guī)民約、族規(guī)家法等正式制度達到的治理效果；非正式治理指依靠以血緣、地緣聯(lián)結(jié)的人情往來、自發(fā)形成的意識形態(tài)、價值觀念、道德觀念及風俗習慣等各種非正式制度達到的治理效果。村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策的影響路徑如圖1所示。

圖1 村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策的影響路徑

（一）村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施是否投入的影響

在治理資源方面，村集體是村莊公共品自我供給的核心組織主體和發(fā)動方，集體經(jīng)濟水平在一定程度上決定了村莊組織提供公共服務的能力（王海員等，2012），與地區(qū)政府投資的“擠出效應”類似（錢文榮等，2014），村集體資金較為充足的情況下，村莊基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)主要由村集體出資，對農(nóng)戶參與供給的需求較小，因此會“擠出”農(nóng)戶投入。在治理水平方面，村莊正式治理具有規(guī)范性和權(quán)威性，正式治理一方面會影響農(nóng)戶對村委會、對村莊制度的信任水平，降低集體行動的猜忌和心理負擔（Ito，2012），另一方面也會促進農(nóng)戶需求表達，維護農(nóng)戶利益，激發(fā)其集體行動熱情。非正式治理水平較高的村莊內(nèi)，農(nóng)戶間交流、互利互惠更頻繁和深入，道德感、情感聯(lián)結(jié)度、信任度更高。非正式治理通過以下三種機制影響農(nóng)戶投入：一是信息傳遞機制，農(nóng)戶頻繁的交流增加其對基礎(chǔ)設(shè)施有益信息的了解，提高其對參與供給評估的準確性，從而提高投入積極性（蔡起華等，2017）；二是監(jiān)督約束機制，密切的交往推動了博弈的重復，擴大了“聲譽”的影響（Robert，1984），農(nóng)戶因更重視他人對自己的看法而受到督促，激勵其參與集體行動（Ostrom等，2009）；三是降低交易成本機制，更深層次的關(guān)系是人際間相互信任的基礎(chǔ)，關(guān)系的緊密和頻繁提高了農(nóng)戶間信任程度，減少彼此為了解他人投入情況而產(chǎn)生的信息搜尋成本（Williamson，1975），更減少農(nóng)戶因擔心“自己能否在參與中得到額外好處”而產(chǎn)生的協(xié)商成本，提高農(nóng)戶合作概率（Jones等，2011）。據(jù)此，提出研究假說1。

H1：治理資源對農(nóng)戶投入存在“擠出效應”，治理水平對農(nóng)戶投入存在“激勵效應”。

（二）村莊治理對農(nóng)戶投入形式及投入類型的影響

在投入形式的影響方面，農(nóng)戶對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入形式有兩種，一種是投入資金，即投資，另一種是投入勞動，即投勞。投資需要付出資金，投勞需要付出時間，但可以獲得誤工收入。村集體的治理資源可以為村莊基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供資金，替代農(nóng)戶投資；村集體作為一個經(jīng)濟組織無法付出時間，更無法代替農(nóng)戶提供勞動，但可通過支付誤工費激勵農(nóng)戶參與投勞。村集體治理資源越豐富，其為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、為農(nóng)戶投勞提供資金的實力越強。因此治理資源的增加對農(nóng)戶投資的擠出效果更明顯，對農(nóng)戶投勞的激勵更明顯。

在對投入類型的影響方面，農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施包括生活類、生產(chǎn)類和社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施（馮娟娟等，2019）②生活類基礎(chǔ)設(shè)施涉及與農(nóng)戶日常生活保障相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施供給，包括門前道路、路燈、飲水安全工程、公交站、廁所改造、垃圾環(huán)衛(wèi)設(shè)施、污水處理設(shè)施、有線電視等；生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施是指與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)相關(guān)的基礎(chǔ)設(shè)施供應，包括農(nóng)田灌溉設(shè)施、高標準農(nóng)田建設(shè)等；社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施是指在保障農(nóng)戶基本生活基礎(chǔ)上，增強農(nóng)戶精神文明建設(shè)、強健體魄、豐富業(yè)余生活、優(yōu)化生存條件的基礎(chǔ)設(shè)施供給，包括幼兒園/小學/初中、衛(wèi)生室、體育設(shè)施、圖書館、老年活動室等。。農(nóng)戶在作出投入決策時，會結(jié)合自身實際，估算供給的成本和收益，如果成本高于收益則不愿意供給。由于不同類型農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施給農(nóng)戶提供的服務、創(chuàng)造的效益存在差異，因此農(nóng)戶對不同類型農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的需求和供給意愿存在差異。一方面，村莊治理資源對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響存在差異。對于自身不愿意供給的基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)戶更希望政府供給（孔祥智等，2006）。作為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的另一重要供給主體，村集體需要在“農(nóng)戶不愿意供給”“需求度低”的基礎(chǔ)設(shè)施供給中作出補充，因此農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的農(nóng)戶需求度越低，治理資源的擠出作用越顯著。另一方面，村莊治理水平對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響存在差異。治理水平主要發(fā)揮“約束”和“潤滑”作用，改善農(nóng)戶參與環(huán)境，通過提升信任水平和內(nèi)聚力，促進其參與基礎(chǔ)設(shè)施供給。相較于農(nóng)戶自身有較高需求、較高供給意愿的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，農(nóng)戶更容易因村莊氛圍良好、彼此信任、凝聚力強而參與自身需求度低的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施供給。據(jù)此，提出研究假說2。

H2：治理資源對農(nóng)戶投資的擠出效果更顯著，對農(nóng)戶投勞的激勵效果更顯著；對于農(nóng)戶需求度低的農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，治理資源的擠出效果更顯著，治理水平的激勵效果更顯著。

（三）農(nóng)戶分化背景下村莊治理影響農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的異質(zhì)性

不同職業(yè)的農(nóng)戶收入來源不同，對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的需求也存在差異，純農(nóng)戶因自身需要而投入，兼業(yè)、非農(nóng)戶出于利他需要、獲得心理滿足而參與集體行動。村莊治理水平的提高，可以加強農(nóng)戶對村莊信任、與村莊的情感聯(lián)結(jié)，促使兼業(yè)、非農(nóng)戶更易通過參與集體行動獲得高滿足感、幸福感。不同經(jīng)營規(guī)模和收入水平農(nóng)戶使用資金的來源和方式存在差異，由此形成的思維慣性和行為習慣影響其投入行為。大農(nóng)戶、高收入水平農(nóng)戶資金使用所受信貸約束較低，更看中資金投入的效率，村莊正式治理水平提高會提高公共資金的投入效率，進而提高其投入水平；小農(nóng)戶、低收入水平農(nóng)戶的資金約束較高，其投入行為受周圍群體的影響更大，更容易受到非正式治理的約束。據(jù)此，提出研究假說3：

H3：農(nóng)戶分化背景下不同兼業(yè)與收入水平的農(nóng)戶投入決策機制不同，村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的影響存在差異。

三、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定與變量選擇

（一）數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于課題組2021年7～8月在全國分別抽選中部省份山西、黑龍江、河南、安徽、湖南以及東部省份江蘇、山東和河北的實地調(diào)研數(shù)據(jù)，每個省份分別選取1～4個市進行調(diào)研，每個市選取1～2個村，一個村選取10～15戶農(nóng)戶，采取入戶一對一訪談形式開展調(diào)查。此次調(diào)研共獲得8個省70個村725戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)，剔除極值、缺失值后獲得有效數(shù)據(jù)711戶，問卷有效率為98.07%。

（二）模型設(shè)定

農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策分為兩個階段，一是決定是否投入，二是決定采取何種形式投入。研究農(nóng)戶是否投入，屬于因變量取值為0、1的二元變量，本文選取Probit模型進行檢驗。而關(guān)于農(nóng)戶以何種形式投入的決策，本文選擇雙變量Probit模型進行檢驗。

1.Probit模型

本文采用Probit模型分析村莊治理對農(nóng)戶是否投入的影響，構(gòu)建模型如下：

2.雙變量Probit模型

本文選擇既能觀測到所有結(jié)果，又能考慮到投入方式相關(guān)性的雙變量Probit模型對農(nóng)戶不同投入形式進行檢驗，以避免內(nèi)生性和樣本選擇偏差（Greene，2011）。雙變量Probit 模型一般用于區(qū)分供給型與需求型的信貸約束研究（Poirier，1980）。本文根據(jù)其原理，將農(nóng)戶投資、投勞的不同選擇情況劃分為（0，0）、（1，0）、（0，1）、（1，1）四種組合，其中，1表示投資或投勞，0表示不投資或不投勞。因此，構(gòu)建模型如下：

（三）變量選擇與描述性統(tǒng)計

1.因變量

本文的因變量是農(nóng)戶投入決策?，F(xiàn)有農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入的衡量一是直接詢問農(nóng)戶供給意愿和程度，二是通過主成分因子分析得到綜合指標（李冰冰等，2013；錢文榮等，2014）。本文以農(nóng)戶是否投入的實際發(fā)生情況為標準，將農(nóng)戶是否投入農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施作為因變量，只要農(nóng)戶投資或投勞均賦值為1，否則為0。再次，為區(qū)分農(nóng)戶的不同投入形式，本文分別以農(nóng)戶是否投資、是否投勞為因變量，是為1，否為0。

2.自變量

村莊治理是本文的自變量，本文從治理資源、治理水平兩個維度進行衡量。治理資源即村莊集體經(jīng)營收入。治理水平即村莊正式治理和非正式治理，村莊的財務透明度是衡量村莊正式治理實施情況的重要指標（廖媛紅，2013），表征村委會使用資金信息披露的強度與時效性，非正式治理選取農(nóng)戶所在村莊的文化節(jié)慶次數(shù)進行衡量（Dessein等，2015）。

3.控制變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻，本文選取受訪者年齡、受教育程度、是否是黨員等農(nóng)戶個體特征變量、農(nóng)戶分化特征和人口數(shù)等家庭特征變量、地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等地區(qū)特征作為控制變量。其中，農(nóng)戶分化特征從三個維度衡量，一是職業(yè)分化特征，參考已有研究將農(nóng)戶劃分為純農(nóng)戶、兼業(yè)農(nóng)戶和非農(nóng)戶（陳曉紅等，2007）；二是經(jīng)營分化特征，一方面根據(jù)本文所選樣本農(nóng)戶耕地經(jīng)營情況，另一方面參考陳超等（2020）的研究，將耕地規(guī)模在50 畝及以下的農(nóng)戶看作小農(nóng)戶，耕地規(guī)模超過50 畝的農(nóng)戶看作大農(nóng)戶；三是收入水平。變量的含義及描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量含義及描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果與分析

（一）村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策影響的基準回歸

本文利用stata14.0，運用Probit模型對村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策的影響進行實證檢驗。

表2匯報了村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入決策影響的回歸結(jié)果。由表2可知，治理資源對農(nóng)戶投入的影響不顯著。可能的原因是該回歸結(jié)果分析的是村莊治理對農(nóng)戶是否投入農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的影響，只要農(nóng)戶投資或投勞均記為投入，村莊治理資源可以為農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提供資金、擠占農(nóng)戶投資，但也可能會激勵農(nóng)戶投勞，因此尚未區(qū)分投入形式時，村莊治理資源的影響可能不顯著。村莊正式與非正式治理的回歸系數(shù)均為正，且在1%顯著性水平上影響農(nóng)戶投入決策，說明村莊治理水平能改善農(nóng)戶投入環(huán)境，降低其投入成本，對農(nóng)戶投入存在“激勵效應”。

表2 村莊治理對農(nóng)戶投入決策影響的回歸結(jié)果

控制變量方面，黨員回歸系數(shù)為正，且回歸結(jié)果在1%水平上顯著通過檢驗，因此農(nóng)戶是黨員可以顯著促進農(nóng)戶作出投入農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的決策。分化特征中，農(nóng)戶職業(yè)分化特征與經(jīng)營分化特征的系數(shù)均為負，均在10%顯著性水平上通過檢驗，說明農(nóng)戶兼業(yè)程度的加深和耕地規(guī)模的擴大會提高農(nóng)戶投入農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的成本，從而降低其投入概率。農(nóng)戶所在地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平在1%顯著性水平上負向影響農(nóng)戶對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入決策，說明地區(qū)經(jīng)濟越發(fā)達，當?shù)卣畬r(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的支出力度越大，從而降低農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入概率。

（二）村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入形式及投入類型的影響

1.村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入形式的影響

本文運用雙變量Probit 模型聯(lián)立方程組對村莊治理影響農(nóng)戶投入形式進行檢驗，結(jié)果如表3 所示。rho在5%水平上拒絕原假設(shè)rho=0，說明農(nóng)戶投資方程與投勞方程的擾動項相關(guān)，即應該采用雙變量Probit模型。

表3 村莊治理對農(nóng)戶投入形式影響的回歸結(jié)果

由表3可知，村莊治理資源對農(nóng)戶投資具有“擠出效應”，降低農(nóng)戶投資概率，說明村集體對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施提供資金，擠出了農(nóng)戶投資。村莊治理資源對農(nóng)戶投勞的影響不顯著，但從影響方向來看，卻存在帶動作用。這與劉輝等（2012）的研究結(jié)果一致，一是因為有經(jīng)濟實力的村莊不一定會向農(nóng)戶籌勞，二是隨著生活水平的提高，農(nóng)戶手中的資金日益增多，村集體支付的誤工費對農(nóng)戶的激勵下降。村莊治理水平對農(nóng)戶投資均具有“激勵效應”，說明正式和非正式治理的提升都有利于促進農(nóng)戶選擇投資；正式治理對農(nóng)戶投勞的激勵效果不顯著，非正式治理對農(nóng)戶投勞具有顯著的“激勵效應”，說明相較于正式制度的約束，農(nóng)戶更可能因“人情”“聲譽”而選擇投勞。

2.村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響

表4匯報了村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響。生活類基礎(chǔ)設(shè)施和生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施的rho=0似然比檢驗均在1%水平上拒絕原假設(shè)，因此適合用雙變量Probit模型，但社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施投入決策的rho=0似然比檢驗未拒絕原假設(shè)，因此運用兩個單獨的Probit模型進行檢驗。

由表4可知，村莊治理資源對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響存在差異。村集體收入的增加在10%水平上顯著負向影響農(nóng)戶生活類基礎(chǔ)設(shè)施投資，但在1%水平上顯著正向影響農(nóng)戶生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施的投勞，可能的原因是調(diào)研地區(qū)農(nóng)戶對生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施的需求依然高于生活類基礎(chǔ)設(shè)施，村莊對生活類基礎(chǔ)設(shè)施的投資支出足以支撐基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，擠出了農(nóng)戶投資，而村集體對農(nóng)戶具有高需求的生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施的高支出則鼓舞了農(nóng)戶集體行動的參與熱情，帶動了農(nóng)戶投勞。村莊治理水平的提升對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入類型的影響也存在差異。相較于生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施，村莊正式與非正式治理水平的提升對生活類基礎(chǔ)設(shè)施投資、投勞的促進作用更大，說明治理水平的提升對農(nóng)戶需求較為靠后的生活類基礎(chǔ)設(shè)施投入的促進作用更大。此外，治理水平對于社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施的促進作用小于生活類基礎(chǔ)設(shè)施，其原因可能是當前農(nóng)戶對于社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施的需求不足，更希望依靠政府投資，不足以受到治理水平提升的激勵。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文運用替換關(guān)鍵變量法，利用大部分研究使用的農(nóng)戶投入意愿作為度量指標，對村莊治理影響農(nóng)戶投入進行檢驗，估計結(jié)果如表5所示。

表5 村莊治理對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入意愿的影響

列（1）匯報了村莊治理對農(nóng)戶投入意愿的影響。結(jié)果顯示，村莊正式治理和非正式治理對農(nóng)戶投入意愿的影響均在1%水平上顯著為正，治理資源的影響不顯著。列（2）、列（3）分別匯報了村莊治理對農(nóng)戶投資意愿、投勞意愿的影響。結(jié)果顯示，在投資方面，治理資源對農(nóng)戶投資有顯著負向影響，而村莊治理水平的提高均會顯著正向影響其投資意愿；在投勞方面，非正式治理顯著正向影響農(nóng)戶投勞。綜上，替換關(guān)鍵變量的結(jié)果與前文一致，具有穩(wěn)健性。

（四）異質(zhì)性檢驗

為了分析農(nóng)戶分化的現(xiàn)實背景下村莊治理影響農(nóng)戶投入的異質(zhì)性，本文從職業(yè)分化、經(jīng)營分化和收入分化三方面進行檢驗。其中，在收入分化方面，按照樣本數(shù)據(jù)的二分位數(shù)將農(nóng)戶劃分為低收入組和高收入組?；貧w結(jié)果如表6所示。

表6 農(nóng)戶分化下村莊治理對農(nóng)戶投入的異質(zhì)性影響

表6中，列（1）～（7）分別匯報了村莊治理影響不同職業(yè)、不同經(jīng)營規(guī)模、不同收入水平農(nóng)戶投入的回歸結(jié)果。對比列（1）～（3），村莊治理水平對兼業(yè)農(nóng)戶、非農(nóng)戶投入的激勵作用更顯著，說明相比于純農(nóng)戶，兼業(yè)農(nóng)戶和非農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)收入的依賴程度較低，會因規(guī)范、親密的村莊治理氛圍而產(chǎn)生更高信任度、滿足感和幸福感，更愿意參與集體行動。分別對比列（4）、（5），列（6）、（7），村莊正式治理對大農(nóng)戶、高收入組農(nóng)戶投入的“激勵效應”更大更顯著，村莊非正式治理對小農(nóng)戶、低收入組農(nóng)戶投入的“激勵效應”更顯著。說明大農(nóng)戶、高收入水平農(nóng)戶更注重資金使用的科學性和安全性，因而村莊財務透明度的提高可以降低其資金使用的顧慮，顯著提高其投入水平。小農(nóng)戶、低收入水平農(nóng)戶更容易受“聲譽”和“人情”的約束，非正式治理顯著促進其參與集體行動。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

村莊治理從治理資源和治理水平兩個維度對農(nóng)戶農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投入產(chǎn)生影響，農(nóng)戶分化對其影響產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，第一，治理資源對農(nóng)戶投入存在“擠出效應”，治理水平對農(nóng)戶投入存在“激勵效應”。第二，村莊治理對農(nóng)戶投入形式及投入類型的影響存在差異。其中，治理資源抑制農(nóng)戶生活類基礎(chǔ)設(shè)施投資、促進生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施投勞。第三，村莊治理對不同職業(yè)、不同經(jīng)營規(guī)模、不同收入水平農(nóng)戶投入的影響存在差異。其中，相比于純農(nóng)戶，治理水平對兼業(yè)農(nóng)戶、非農(nóng)戶投入的促進作用更顯著，正式治理對大農(nóng)戶、高收入水平農(nóng)戶投入的激勵作用更顯著，非正式治理對小農(nóng)戶、低收入水平農(nóng)戶投入的激勵作用更顯著。

（二）政策建議

第一，持續(xù)加強財政投入力度，凸顯財政引導作用。一方面，完善資金整合投入機制，各地繼續(xù)統(tǒng)籌整合中央、省、市、縣四級財政安排的用于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的資金，加大上級財政部門轉(zhuǎn)移支付力度，減少地方配套資金要求。另一方面，充分發(fā)揮政府財政資金引導作用，加強“十四五”重點建設(shè)領(lǐng)域資金投入。

第二，有效利用村莊治理資源、提高村莊治理水平。一是利用好集體經(jīng)濟。鼓勵符合條件的村集體經(jīng)濟組織承接農(nóng)村小型基礎(chǔ)設(shè)施項目的建設(shè)、維護與管理。二是提高村莊正式與非正式治理水平。一方面，根據(jù)各村的實際完善財務管理制度，保證每一筆資金的流入和流出都有價值、可監(jiān)督；另一方面，鼓勵村莊積極開展各項集體文化活動，通過文化下鄉(xiāng)、定期舉辦等形式加強農(nóng)民聯(lián)絡和精神文明建設(shè)。

第三，突出農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)重點和優(yōu)先序，提高供給有效性。一是針對當前農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施薄弱環(huán)節(jié)，如農(nóng)村教育、衛(wèi)生、文化等方面加大資金投入力度，縮小城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施服務差距。二是根據(jù)當?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)現(xiàn)狀和農(nóng)戶需求，明確階段性農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)重點。純農(nóng)戶、大農(nóng)戶比例較高的地區(qū)應持續(xù)加強完善生產(chǎn)類基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，非農(nóng)戶比例較高的地區(qū)則應注重生活類、社會發(fā)展類基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)。

第四，探索不同類型農(nóng)戶差異化投入激勵機制。一是制定差異化鼓勵機制。根據(jù)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施類型、投入形式需求鼓勵不同類型農(nóng)戶投入。二是制定差異化投入激勵機制，加強村莊正式與非正式治理水平。一方面，著力加強大農(nóng)戶或高收入水平農(nóng)戶比例較大村莊的正式治理力度；另一方面，著力發(fā)揮小農(nóng)戶或低收入水平農(nóng)戶比例較大村莊的非正式治理紐帶作用。