村級信息公開對公共產(chǎn)品供給的影響
——來自CLDS的經(jīng)驗證據(jù)

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自身權(quán)益。一方面，村委會作為地方自治機構(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)村財政作為公共財政的一部分，實現(xiàn)公共服務(wù)均等化是其基本目標(biāo)之一。而我國要實現(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年黨的十七大報告中提出，但實現(xiàn)該目標(biāo)是一個長期的過程，不僅需要財政投入的支持，也需要農(nóng)村居民自身的監(jiān)督，以確保財政資金落到實處。

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，地方政府很難有足夠的財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)生機制發(fā)揮相應(yīng)的作用。習(xí)近平總書記在十九大報告中指出，“農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題是關(guān)系國計民生的根本性問題，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。《政府信息公開條例》在2008年已正式實施，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)有文獻缺乏相關(guān)研究。但是該問題的研究，對進一步加強農(nóng)村信息公開和如何促進農(nóng)村公共產(chǎn)品的供給有較強的理論意義和現(xiàn)實意義。因此，本文在現(xiàn)有文獻研究的基礎(chǔ)上，利用實證研究的分析工具，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?？梢杂猛该鞫葋砗饬?，通常有政府透明度、政府財務(wù)透明度、財政透明度和預(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程的重要一步。進一步，Zhang等（2004）通過對中國農(nóng)村調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析，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制可以增強對公民福利和自主權(quán)的保護，使得混合架構(gòu)可以改善對“純粹的”消費者主權(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)。

實證研究方面，國外和國內(nèi)的文獻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)的實證研究主要關(guān)注了財政透明度對財政支出結(jié)構(gòu)的影響。劉佳（2015）使用2008至2012年的省級面板數(shù)據(jù)分析了財政透明度對財政支出結(jié)構(gòu)的影響，發(fā)現(xiàn)財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）進一步研究了財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)財政透明度對于兩者均表現(xiàn)出直接的促進作用。潘修中（2017）通過運用2009—2014年的省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財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)文獻主要集中于研究財政信息公開對財政支出（結(jié)構(gòu)）的影響，而財政支出（結(jié)構(gòu)）僅僅是政府在財政資金上的配置，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)有文獻很少有涉及財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），而很少有文獻實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)，對這一問題進行深入剖析。本文可能的創(chuàng)新點如下：（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)有的文獻基本停留在省級政府財政信息公開（財政透明度）對于財政支出影響的宏觀層面，這與之前的實證研究有所區(qū)別。（2）國內(nèi)省級層面的實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

（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，從而為進行實證導(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)濟活動、基層組織等眾多研究議題，是一項跨學(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174個，2014年的村委會調(diào)查樣本共計397個，兩個年份共計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、基層組織、環(huán)境、設(shè)施、社會以及村史等情況進行了全面的調(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”“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報告了所有變量的描述性統(tǒng)計結(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)計結(jié)果

（三）模型設(shè)計

1.基準(zhǔn)回歸

考慮到被解釋變量的特點，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，α1為解釋變量的估計系數(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信息公開這一政策的具體實施效果。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，可能會使估計系數(shù)變得非有效以及顯著性檢驗失去意義等后果，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了方差膨脹因子（VIF）的大小，通過檢驗發(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。所以，總體而言解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性，從而模型估計的結(jié)果較為合理。

表2報告了村務(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，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。這可能是因為：相比于路燈、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。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，交通道路硬化路面比例就越低，但是距離縣城（區(qū)政府）遠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，鄉(xiāng)村容貌整潔程度越低，而距離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府（街道）的遠近與鄉(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。為了驗證上述的回歸結(jié)果與解釋，本文進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。總體來說，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）進一步分析：傾向得分匹配（PSM）分析

為了進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行了平衡性檢驗（見表4），檢驗結(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

本文使用bootstrap進行500次自助抽樣估算平均處理效果，表5報告了使用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，這表明相對于財務(wù)信息公布頻率低的農(nóng)村而言，財務(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，對后者的促進作用更明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文使用多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一，對于ludeng和jianshen兩個二元變量，本文進一步使用OLS模型進行回歸，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)果具有較強的穩(wěn)健性。限于篇幅，穩(wěn)健性分析結(jié)果不再報告。

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。通過運用Probit和OLS等計量模型發(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，財務(wù)信息公開頻率和村務(wù)信息公開頻率顯著促進了路燈的供給，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)出顯著的促進作用，而財務(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，運用傾向得分匹配法（PSM）對村級財政信息公開的平均處理效果（ATT）的分析結(jié)果表明：財務(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，進一步驗證了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。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》，促進政府信息公開實現(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，對于推進我國政務(wù)公開發(fā)揮了積極作用，但在實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，實施主體存在不同理解和認(rèn)識，在具體落實中容易引發(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。

［1］高彥彥，周勤，鄭江淮.為什么中國農(nóng)村公共品供給不足?［J］.中國農(nóng)村觀察，2012，（06）：40-52+93-94.

［2］董磊明.農(nóng)村公共品供給中的內(nèi)生性機制分析［J］.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2015，32（05）：69-75.

［3］趙永建.我國城鄉(xiāng)發(fā)展差別的根源追索［J］.現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2012，（06）：39-43.

［4］Bennear L S，Olmstead S M.The impacts of the “right to know”：Information disclosure and the violation of drinking water standards［J］.Journal of Environmental Economics and Management，2008，56（2）：117-130.

［5］Heald D.Why is transparency about public expenditure so elusive?［J］.International Review of Administrative Sciences，2012，78（1）：30-49.

［6］Stiglitz J.Transparency in government［J］.The right to tell，2002：27.

［7］Zhang X，F(xiàn)an S，Zhang L，et al.Local governance and public goods provision in rural China［J］.Journal of public economics，2004，88（12）：2857-2871.

［8］Stirton L，Lodge M.Transparency mechanisms：Building publicness into public services［J］.Journal of Lawand Society，2001，28（4）：471-489.

［9］Boehm F，Olaya J.Corruption in public contracting auctions：the role of transparency in bidding processes［J］.Annals of Public and Cooperative Economics，2006，77（4）：431-452.

［10］Jasanoff S.Transparency in public science：Purposes，reasons，limits［J］.Lawand Contemporary Problems，2006，69（3）：21-45.

［11］Reviglio MF.Budgetary Transparency for Public Expenditure Control［M］.International Monetary Fund，2001.

［12］Yamamura E，Kondoh H.Government Transparency and Expenditure in the Rent-Seeking Industry：The Case of Japan for 1998-2004［J］.Contemporary Economic Policy，2013，31（3）：635-647.

［13］Ohashi H.Effects of transparency in procurement practices on government expenditure：A case study of municipal public works［J］.Reviewof Industrial Organization，2009，34（3）：267-285.

［14］劉佳.地方政府財政透明對支出結(jié)構(gòu)的影響——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］.中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報，2015，（01）：21-27+158.

［15］梁城城，王永莉.財政透明度、財政支出分權(quán)與財政支出結(jié)構(gòu)——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.財會月刊，2015，（23）：70-74.

［16］潘修中.財政分權(quán)、財政透明度與地方財政科技投入［J］.科學(xué)管理研究，2017，35（01）：95-98+111.

［17］王海員，陳東平.村莊民主化治理與農(nóng)村公共品供給［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012，（06）：72-84+96.

［18］李永友，陸晨晨.基層分權(quán)改革與農(nóng)村社會公共品供給——基于DID方法的經(jīng)驗證據(jù)［J］.經(jīng)濟學(xué)家，2012，（07）：78-87.

［19］劉蕾.人口空心化、居民參與意愿與農(nóng)村公共品供給——來自山東省758位農(nóng)村居民的調(diào)查［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2016，37（02）：67-72+111-112.

［20］李雪松，冉光和.中國式分權(quán)、政府治理與農(nóng)村公共品供給研究——基于省級面板數(shù)據(jù)FGLS與System-GMM實證［J］.預(yù)測，2014，33（01）：33-38.