村務(wù)公開、宗族組織與村莊公共支出的融資效應(yīng)

◎王劍鋒 周子彥

問(wèn)題的提出

解決農(nóng)戶融資難問(wèn)題是實(shí)現(xiàn)農(nóng)村農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化以及鄉(xiāng)村振興的必要環(huán)節(jié)。緩解農(nóng)戶融資約束不僅依賴于農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的努力，還需要農(nóng)村整體社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改善。農(nóng)村生產(chǎn)生活公共基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務(wù)的不斷完善，有利于推動(dòng)農(nóng)戶達(dá)到金融機(jī)構(gòu)所要求的融資條件，是推動(dòng)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)“提高服務(wù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展能力”的重要前提。因而，進(jìn)一步探究村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響并圍繞分類施策問(wèn)題進(jìn)行討論，對(duì)于充分釋放金融供給能力、推動(dòng)脫貧攻堅(jiān)與鄉(xiāng)村振興的有效銜接具有重要意義。

在考察農(nóng)村公共支出融資效應(yīng)的已有研究中，劉毅（2008）基于四川巴中農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)戶金融調(diào)查認(rèn)為，農(nóng)戶融資中面臨諸多約束的根源在于農(nóng)村公共產(chǎn)品的缺失，加大農(nóng)村公共支出才能將農(nóng)戶潛在的融資需求轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)需求。伊莎貝爾·撒考克、王康（2010）發(fā)現(xiàn)小農(nóng)戶無(wú)法獲得足夠信貸的原因是低生產(chǎn)率、高風(fēng)險(xiǎn)職業(yè)和低預(yù)期回報(bào)，并在總結(jié)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上分析認(rèn)為，消除中國(guó)農(nóng)村金融約束的最優(yōu)途徑在于加大公共品供給。徐淑芳等（2012）在對(duì)貴州省某縣農(nóng)戶小額信貸績(jī)效的研究中發(fā)現(xiàn)，向農(nóng)村地區(qū)提供完備的公共物品及服務(wù)，有助于提高農(nóng)戶對(duì)小額貸款的有效需求和還款能力，同時(shí)促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)的可持續(xù)發(fā)展。Yang Q et al．（2020）利用2010年“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（CFPS）數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了政府為農(nóng)村地區(qū)提供新型合作醫(yī)療公共品，可以通過(guò)該措施改善農(nóng)戶還款能力提高農(nóng)戶家庭信貸可得性。

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要集中于公共支出對(duì)農(nóng)戶還款能力的積極影響，但仍然存在以下不足：一是缺乏大樣本下公共支出對(duì)農(nóng)戶融資效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，尤其是基于全國(guó)性的調(diào)查樣本考察村級(jí)層面的公共支出差異對(duì)農(nóng)戶融資可得性影響的研究缺乏。二是未能充分挖掘諸如村莊民主管理水平、非正式組織發(fā)展等其他制度環(huán)境對(duì)公共支出融資效應(yīng)的影響。三是已有研究主要強(qiáng)調(diào)了公共支出對(duì)農(nóng)戶還款能力的影響途徑，忽略了其在提高農(nóng)戶還款意愿進(jìn)而影響農(nóng)戶融資可得性中的作用。在加大農(nóng)村投入、推進(jìn)城鄉(xiāng)融合發(fā)展的背景下，上述不足不利于我們?nèi)娣治龃迩f公共品投入對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響途徑、結(jié)果以及作用條件，也就難以提出積極發(fā)揮公共品融資效應(yīng)的針對(duì)性政策。有鑒于此，本文將基于“中國(guó)家庭追蹤調(diào)查”（CFPS）這一全國(guó)性的基線調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)，探討村莊公共支出在提高農(nóng)戶融資可得性中的作用及其作用途徑。同時(shí)考慮到正式及非正式治理結(jié)構(gòu)可能導(dǎo)致的“精英俘獲”問(wèn)題（Gauri and Galef，2005；賈俊雪、秦聰，2019），本文也將進(jìn)一步探討村務(wù)公開程度、宗族組織對(duì)公共支出融資效應(yīng)的影響。

制度背景與理論分析

（一）村莊公共支出制度的沿革與分類

村莊公共支出指投向村莊公共品的支出，主要包括對(duì)村莊交通、水利、電力、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施類公共品的支出，以及對(duì)醫(yī)療、教育、社會(huì)保障等社會(huì)事業(yè)類公共品的支出（朱建軍，2010）。村莊公共支出在改善農(nóng)戶生活生產(chǎn)條件、提升人力資本，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶增收、促進(jìn)農(nóng)戶消費(fèi)以及增加農(nóng)戶幸福感等方面具有重要作用。隨著農(nóng)村基本制度的變遷，村莊公共支出或公共品供給特征也呈現(xiàn)出從“人民公社”時(shí)期的社隊(duì)自我供給、家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制初期的農(nóng)民自我供給為主，到農(nóng)村稅費(fèi)改革后的財(cái)政支出為主的變化（楊旭，2015）。現(xiàn)階段，我國(guó)農(nóng)村公共支出的來(lái)源主要包括上級(jí)財(cái)政支出、農(nóng)戶集資、企業(yè)參與以及村級(jí)債務(wù)籌資四個(gè)方面，在中央加大“三農(nóng)”財(cái)政支出、集體企業(yè)凋敝以及村莊日益“原子化”的背景下，上級(jí)財(cái)政支出成為村莊公共支出的主要來(lái)源。

上級(jí)財(cái)政支出用于村莊公共品投資的方式主要有兩種。一種是依托各類專項(xiàng)項(xiàng)目進(jìn)行投資的“項(xiàng)目制”形式。在“項(xiàng)目制”下，中央各部門以“發(fā)包”和招標(biāo)等形式向下分配“三農(nóng)”財(cái)政資金，地方政府層面則對(duì)各個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行“打包”，并通過(guò)村莊“抓包”的形式完成村莊公共支出的分配（折曉葉、陳嬰嬰，2011）。雖然“項(xiàng)目制”能夠激勵(lì)地方政府增加村莊公共支出，但實(shí)踐中可能出現(xiàn)“馬太”效應(yīng)。另一種是“一事一議”制度中的財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)?！耙皇乱蛔h”指村莊用于某項(xiàng)公共品建設(shè)的資金，需要通過(guò)村民大會(huì)或者村民代表大會(huì)集體討論、實(shí)行專事專議的辦法籌集的制度，旨在利用農(nóng)民組織內(nèi)的動(dòng)員能力完成村莊公共品的自主供給。為了提高村民籌資籌勞的積極性，我國(guó)建立了“一事一議財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)”制度，即利用財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)專項(xiàng)資金對(duì)通過(guò)村民“一事一議”制度開展村級(jí)公益事業(yè)建設(shè)的村莊進(jìn)行獎(jiǎng)勵(lì)和補(bǔ)助。然而，近年來(lái)出臺(tái)的“一事一議籌資獎(jiǎng)補(bǔ)資金分配不與農(nóng)民籌資籌勞掛鉤”等規(guī)定，削弱了財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)對(duì)籌資籌勞的激勵(lì)和調(diào)動(dòng)作用，國(guó)家財(cái)政獎(jiǎng)補(bǔ)資金成為“一事一議”項(xiàng)目建設(shè)資金的主要來(lái)源。

（二）村莊公共支出與農(nóng)戶融資可得性

實(shí)踐中農(nóng)戶融資可得性較低的原因包括兩個(gè)方面：一是農(nóng)戶自身稟賦條件較差，這不僅導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)外部融資的需求不足，同時(shí)也意味著農(nóng)戶的還款能力較低，限制了農(nóng)戶的融資可得性。二是信息不對(duì)稱以及合約執(zhí)行問(wèn)題，信息不對(duì)稱所導(dǎo)致的逆向選擇以及道德風(fēng)險(xiǎn)提高了融資交易的信用風(fēng)險(xiǎn)，而合約不完全所致的執(zhí)行問(wèn)題增加了農(nóng)戶的惡意違約概率，兩者共同制約了金融的供給能力。用以支撐農(nóng)村公共品供給的村莊公共支出，既可以通過(guò)改善農(nóng)戶生產(chǎn)條件提高其還款能力，也可以通過(guò)促進(jìn)農(nóng)戶之間的交流、降低信息不對(duì)稱程度，提高其還款意愿。

首先，村莊公共支出的提高能夠改善農(nóng)戶自身稟賦條件。公共支出中關(guān)于水利、道路等基礎(chǔ)設(shè)施的投資，能夠通過(guò)降低生產(chǎn)成本和交易成本、改善農(nóng)業(yè)資源配置，提高農(nóng)戶生產(chǎn)效率及收入水平（Gibson and Olivia，2008；張亦弛、代瑞熙，2018；劉輝、吳子琦，2021）。社會(huì)保障支出中關(guān)于教育、健康等方面的投入，則能夠通過(guò)提高農(nóng)民的健康程度和知識(shí)水平，增加農(nóng)民的人力資本積累，增強(qiáng)農(nóng)民的自我發(fā)展能力，顯著提高農(nóng)戶生產(chǎn)率及收入水平（洪名勇、錢龍，2013；汪德華等，2019）?？傮w上，公共支出的增加能夠通過(guò)提高農(nóng)戶生產(chǎn)率、人力資本等稟賦條件，提升農(nóng)戶的融資需求及還款能力。

其次，公共支出水平的提高有利于緩解融資交易信息不對(duì)稱程度以及保障合約執(zhí)行。一方面，公共設(shè)施是人們進(jìn)行信息交流及交易的必需設(shè)施（Fisman．a(chǎn)nd Khanna，1999；張維迎、柯榮住，2002），村莊公共設(shè)施的投入則能夠促進(jìn)農(nóng)戶之間的交往，降低信息不對(duì)稱程度。公共支出水平越高，意味著村委會(huì)、農(nóng)戶參與公共事務(wù)管理的頻率越高，村委會(huì)與農(nóng)戶之間的交往更密切、信息不對(duì)稱程度越低，其充當(dāng)農(nóng)戶非正規(guī)融資以及正規(guī)融資交易第三方信息中介的作用就越大。另一方面，公共支出的改善不僅能夠提高農(nóng)戶生產(chǎn)效率，而且能夠緩解農(nóng)戶矛盾、增加村莊凝聚力（王春燕、莊晉財(cái)，2018），這有利于增加農(nóng)戶之間維持長(zhǎng)期合作的收益以及增加對(duì)農(nóng)戶惡意違約的集體懲罰成本，發(fā)揮聲譽(yù)機(jī)制在保障融資合約執(zhí)行中的作用。故而公共支出水平的改善能夠通過(guò)降低信息不對(duì)稱程度、增加農(nóng)戶違約成本進(jìn)而提高農(nóng)戶融資可得性。

綜上，我們可以得到以下假說(shuō)：公共支出水平的提高能夠增加農(nóng)戶融資可得性。（假說(shuō)1）

（三）村務(wù)公開、宗族組織對(duì)公共支出融資效應(yīng)的影響

作為村莊公共支出主要執(zhí)行者的村委會(huì)，與村民之間存在委托代理問(wèn)題，為提高效率，需要建立相應(yīng)體制機(jī)制來(lái)限制其可能的行為偏離（郎友興、葛俊良，2014；張曉山，2016）。為抑制村級(jí)腐敗現(xiàn)象，我國(guó)逐漸建立并完善了村務(wù)公開、民主選舉、村民代表大會(huì)等民主管理制度。其中村務(wù)公開是指在一個(gè)村民委員會(huì)的轄區(qū)內(nèi)，村委會(huì)把本村涉及國(guó)家、集體和村民群眾利益事務(wù)的活動(dòng)情況，通過(guò)一定的形式和程序告知全體村民，并由村民參與管理、實(shí)施監(jiān)督的一種民主行為。隨著農(nóng)村的進(jìn)一步改革以及政策的不斷完善，村務(wù)公開內(nèi)容與形式不斷豐富，公開內(nèi)容從村莊財(cái)務(wù)逐漸擴(kuò)展到土地征用補(bǔ)償、政策補(bǔ)貼資助等方面，公開形式也從樹立單一的村務(wù)公開欄發(fā)展到設(shè)立村務(wù)公開監(jiān)督小組、實(shí)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)公開等多種形式。實(shí)踐中，村務(wù)公開使得村民對(duì)村干部的監(jiān)督得到加強(qiáng)，減少了村干部的腐敗現(xiàn)象，并有效緩解了村委會(huì)的委托代理問(wèn)題（趙秀玲，2014）。

在現(xiàn)有的村莊公共支出體系安排下，村莊公共支出效率的提高需要健全的民主監(jiān)督水平以及多元治理主體的積極參與。故而村務(wù)公開作為制約村委會(huì)行為偏離的重要機(jī)制，會(huì)對(duì)公共支出效率產(chǎn)生顯著影響。當(dāng)村務(wù)公開程度較低時(shí)，村委會(huì)成員在公共支出中獲取私人收益的成本較小，更有可能采取私人利益最大化而非集體利益最大化的行為，出現(xiàn)“精英俘獲”現(xiàn)象，降低公共支出在改善農(nóng)戶自身稟賦條件、提高村莊凝聚力中的作用，進(jìn)而弱化公共支出的融資效應(yīng)。反之，當(dāng)村務(wù)公開程度較高時(shí)，相應(yīng)的委托代理成本較低，公共支出效率較高，其融資效應(yīng)更強(qiáng)?；诖?，本文提出如下假說(shuō)：村務(wù)公開程度的提高會(huì)增強(qiáng)村莊公共支出的融資效應(yīng)。（假說(shuō)2）

宗族組織在我國(guó)鄉(xiāng)村治理中長(zhǎng)期扮演著重要角色，有學(xué)者認(rèn)為從明清至今，宗族在鄉(xiāng)村治理中的角色特征，經(jīng)歷了從正式治理者到非正式影響者、再到非正式治理者的轉(zhuǎn)變（肖唐鏢，2008）。費(fèi)孝通（1998）也指出鄉(xiāng)土社會(huì)中的人際關(guān)系如漣漪般一圈一圈向外擴(kuò)展，呈現(xiàn)出差序格局，而血緣聯(lián)系是社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中最為親近、緊密的一環(huán)。鄉(xiāng)村中習(xí)俗、慣例等非正式制度的影響主要體現(xiàn)在宗族這一基于親緣關(guān)系的民間組織所發(fā)揮的作用上。

雖然人民公社時(shí)期的宗族活動(dòng)得到了一定抑制，但其對(duì)村莊生產(chǎn)生活的影響并未中斷，且隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包制以及村莊自治的推行，鄉(xiāng)村出現(xiàn)了續(xù)修族譜、重建祠堂等活動(dòng)。因此，宗族再次作為一種有影響力的非正式制度，與正式制度互動(dòng)，共同構(gòu)建了鄉(xiāng)村的政治和經(jīng)濟(jì)生活圖景，在促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)、緩解村莊內(nèi)部收入差距、增加農(nóng)民收入、開展鄉(xiāng)村扶貧、促進(jìn)鄉(xiāng)村企業(yè)發(fā)展等方面扮演著重要角色。其中傳統(tǒng)宗族組織與公共品供給之間的關(guān)系也是學(xué)界研究的重點(diǎn)。宗族組織的發(fā)展對(duì)村莊公共支出的影響存在以下兩種效應(yīng)：一是宗族組織的發(fā)展會(huì)提高公共支出效率。齊秀琳、伍駿騫（2015）發(fā)現(xiàn)宗族能夠通過(guò)構(gòu)建集體懲罰機(jī)制有效地克服村干部的道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，使其對(duì)公共品的供給不偏離村民意愿，進(jìn)而提高公共支出效率。邱麗（2020）認(rèn)為宗族能夠凝聚公共需求、整合項(xiàng)目資源、推動(dòng)項(xiàng)目實(shí)施落地進(jìn)而改善公共品供給效率。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)宗族組織會(huì)降低公共支出效率。Besley et al．（2004）利用印度村莊數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)當(dāng)選村主任的姓氏比例在村莊中占據(jù)較大份額時(shí)候，將會(huì)伴隨著有更多私人品提供的情況。梁勁松、王征兵（2019）也認(rèn)為當(dāng)村莊宗族組織較強(qiáng)大時(shí)，由于缺乏必要的激勵(lì)與監(jiān)管，當(dāng)選者很容易只為本宗族謀利益，而忽略村級(jí)利益。綜上，宗族組織的發(fā)展既可能提高公共支出的融資效應(yīng)，也可能降低公共支出的融資效應(yīng)，影響方向存在不確定性。由此我們提出如下兩個(gè)假說(shuō)：

村莊宗族組織的發(fā)展，能夠促進(jìn)財(cái)政支出的融資效應(yīng)。（假說(shuō)3a）

村莊宗族組織的發(fā)展，能夠抑制財(cái)政支出的融資效應(yīng)。（假說(shuō)3b）

變量選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于以下三個(gè)途徑：第一，中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)2010-2016年的數(shù)據(jù)，樣本覆蓋除香港、澳門、臺(tái)灣、內(nèi)蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆之外的25個(gè)省/市/自治區(qū)的人口，涵蓋村居、家庭、個(gè)人三個(gè)層面，其中家庭、個(gè)人層面的調(diào)查數(shù)據(jù)包括2010年、2012年、2014年、2016年四個(gè)年份，村級(jí)層面的數(shù)據(jù)包括2010年、2014兩個(gè)年份；第二，《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018版）》中相應(yīng)年份的省份數(shù)據(jù)；第三，中國(guó)人民銀行發(fā)布的相應(yīng)年份《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》中的部分指標(biāo)。

（一）變量選擇

本文的核心因變量為融資可得性。借鑒汪昌云等（2014）的研究，我們以農(nóng)戶是否獲得融資來(lái)衡量融資可得性。當(dāng)農(nóng)戶獲得融資時(shí)，變量取值為1，否則取0。進(jìn)一步地，我們對(duì)正規(guī)、非正規(guī)融資可得性進(jìn)行了區(qū)分。正規(guī)融資可得性變量為：當(dāng)農(nóng)戶擁有銀行、信用社貸款時(shí)，取值為1，否則為0。非正規(guī)融資可得性為：當(dāng)農(nóng)戶擁有親友、民間組織等貸款時(shí)，取值為1，否則為0。

核心自變量為村莊公共支出水平，主要包括村莊公共服務(wù)、教育以及生產(chǎn)支出三個(gè)方面。為避免村莊規(guī)模對(duì)公共財(cái)政支出的影響，我們使用村莊戶均公共支出規(guī)模作為代理變量，由數(shù)據(jù)庫(kù)中“村莊去年公共服務(wù)、教育、生產(chǎn)支出總和（萬(wàn)元）”除以“去年年末村總戶數(shù)（千戶）”構(gòu)建。

在控制變量的選擇中，我們?cè)诩彝ヌ卣髯兞炕A(chǔ)上，加入了村莊特征變量以及省級(jí)特征變量。描述村莊特征的控制變量包括村莊總戶數(shù)、村莊大姓個(gè)數(shù)、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比例、外出打工比例、村莊距本縣縣城距離、村莊人均收入、村莊經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性以及村主任年齡。描述農(nóng)戶家庭特征的控制變量包括是否從事農(nóng)業(yè)工作、金融產(chǎn)品價(jià)值、家庭主事者年齡、人情禮支出、文教娛樂(lè)支出、家庭規(guī)模、家庭存款現(xiàn)金總值、家庭年純收入、家庭成員最高學(xué)歷、家庭固定資產(chǎn)總值。同時(shí)我們加入了各省人均GDP、金融市場(chǎng)化指數(shù)（來(lái)自《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2018版）》）以及各省每萬(wàn)人中金融從業(yè)人員數(shù)、擁有的銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)（數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》）來(lái)控制宏觀經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展情況對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)

基于本文的研究需求，我們對(duì)原始調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：根據(jù)統(tǒng)計(jì)局城鄉(xiāng)分類變量，剔除了屬于城市類別的調(diào)查樣本。為了增加樣本量、提高回歸精度，將2012年、2016年中缺失的村級(jí)層面數(shù)據(jù)分別用2010年、2014年的村級(jí)調(diào)查數(shù)據(jù)代替。剔除了某一村莊內(nèi)家庭調(diào)查樣本量低于5、關(guān)鍵變量缺失嚴(yán)重的村莊及家庭數(shù)據(jù)。為了排除農(nóng)戶從地下錢莊等金融渠道獲得融資的擾動(dòng)，根據(jù)我國(guó)法律對(duì)高利貸的判別標(biāo)準(zhǔn)，剔出了非正規(guī)融資中年利率超過(guò)24%的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)。為排除變量異常值所導(dǎo)致的回歸誤差，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%的縮尾處理。處理后的數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)，包含4年、286個(gè)村、6746個(gè)家庭的21546條調(diào)查數(shù)據(jù)。

在處理后的數(shù)據(jù)中，擁有外部融資的樣本數(shù)量為7688個(gè)，占比為35．6%。其中，擁有正規(guī)融資的農(nóng)戶數(shù)量為2457，占比11．4%，擁有非正規(guī)融資的農(nóng)戶數(shù)量為6166，占比28．8%。同時(shí)，我們統(tǒng)計(jì)了兩種渠道的融資額度，其中非正規(guī)融資的平均額度為34061元，正規(guī)融資的平均額度為62412元。非正規(guī)融資依然是農(nóng)戶融資獲得的主要來(lái)源，但筆均額度低于正規(guī)融資渠道。各變量的定義以及描述性統(tǒng)計(jì)分析如表1。

表1 ：主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述

回歸模型與結(jié)果

（一）村莊公共支出與農(nóng)戶融資可得性

1．基準(zhǔn)回歸

為分析村莊公共支出水平對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響，我們使用如下回歸方程：

回歸方程（1）為二值回歸模型，用以考察村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響。CVit為包括村莊特征、家庭特征以及省份特征的控制變量，v為省份固定效應(yīng)，t為年份固定效應(yīng)。在回歸方法選擇中，我們主要使用混合截面數(shù)據(jù)中的Probit回歸方法，并以農(nóng)戶家庭為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

回歸結(jié)果如表2所示。其中，表（1）-（3）列為村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶融資可得性的回歸結(jié)果，第（1）列中因變量前的系數(shù)不顯著，說(shuō)明村莊公共支出并不會(huì)對(duì)農(nóng)戶整體融資可得性產(chǎn)生顯著影響。進(jìn)一步區(qū)分正規(guī)、非正規(guī)融資后，第（2）列公共支出變量前的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明村莊公共支出的提高會(huì)顯著降低農(nóng)戶正規(guī)融資可得性。第（3）列中的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明村莊公共支出的改善會(huì)顯著提高農(nóng)戶非正規(guī)融資可得性。村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資可得性的影響顯著為負(fù)，其原因可能在于非正規(guī)融資交易成本對(duì)村莊公共支出的變化更為敏感，會(huì)擠出農(nóng)戶正規(guī)融資的需求。隨著村莊公共支出的提高，非正規(guī)融資合約的交易成本較低，更多的農(nóng)戶會(huì)選擇非正規(guī)渠道進(jìn)行融資。盡管公共支出水平的提高同樣能夠提高農(nóng)戶的正規(guī)融資能力，但由于大部分農(nóng)戶距離正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的融資要求較遠(yuǎn)，正規(guī)融資合約的交易成本并未得到明顯降低，故而呈現(xiàn)出村莊公共支出的提高顯著降低了農(nóng)戶正規(guī)融資可得性，增加了農(nóng)戶非正規(guī)融資可得性。

在村級(jí)層面的控制變量中，村莊大姓數(shù)、總戶數(shù)能夠?qū)r(nóng)戶非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生正向顯著影響。村莊農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力比例對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資可得性的影響顯著為正，但對(duì)非正規(guī)融資的影響顯著為負(fù)。村莊人均收入對(duì)非正規(guī)融資可得性的影響顯著為負(fù)。村莊經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性能夠?qū)r(nóng)戶正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響，而村主任年齡的增加則會(huì)降低農(nóng)戶正規(guī)融資可得性。在家庭層面的變量中，戶主年齡能夠顯著降低農(nóng)戶正規(guī)、非正規(guī)融資可得性。禮金支出、家庭規(guī)模、戶主教育水平、家庭是否從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及固定資產(chǎn)規(guī)模均對(duì)正規(guī)、非正規(guī)融資可得性均產(chǎn)生顯著正向影響。家庭文化娛樂(lè)支出則能夠?qū)r(nóng)戶正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響。家庭存款與農(nóng)戶正規(guī)、非正規(guī)融資可得性之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而家庭金融資產(chǎn)的提高則會(huì)顯著降低農(nóng)戶非正規(guī)融資可得性。家庭年收入能夠顯著提高農(nóng)戶正規(guī)融資可得性。在省級(jí)控制變量中，人均GDP、銀行從業(yè)人數(shù)、營(yíng)業(yè)網(wǎng)點(diǎn)數(shù)量則能夠?qū)r(nóng)戶正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響。總體上，控制變量的結(jié)果與經(jīng)濟(jì)邏輯基本一致，顯示出模型的穩(wěn)健性。

雖然豐富的控制變量可以最大限度地消除遺漏變量的干擾，而且村莊的公共支出水平并不依賴于家庭層面的融資決策，但上述回歸仍可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。農(nóng)戶借貸行為越頻繁，尤其是村莊非正規(guī)金融越活躍，可能意味著村莊經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，村委會(huì)能夠從村集體內(nèi)部獲得的財(cái)政收入會(huì)越多，進(jìn)而導(dǎo)致村莊公共支出的增加。鑒于此，我們使用如下辦法解決可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題：第一，考慮滯后三期的核心解釋變量村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響，即分析2009年、2013年的村莊公共支出對(duì)2012年、2016年樣本農(nóng)戶融資可得性的影響。第二，選擇村莊獲得的上級(jí)轉(zhuǎn)移支付收入作為工具變量。村莊轉(zhuǎn)移支付收入與村莊公共支出水平相關(guān)，村莊轉(zhuǎn)移支付收入越大，村莊公共支出水平可能越高，但村莊轉(zhuǎn)移支付收入由上級(jí)政府撥劃，與普通農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)行為相關(guān)性較弱，滿足工具變量的相關(guān)性和外生性。

具體回歸結(jié)果如表2的（4）-（7）列。表2第（4）、（5）列的結(jié)果說(shuō)明，在將核心解釋變量滯后三期后，其仍然能夠?qū)r(nóng)戶非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著的正向影響，但對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資可得性影響為負(fù)但不顯著。表2后兩列為使用IVprobit模型進(jìn)行回歸的結(jié)果，第一階段的F值大于10，說(shuō)明村莊上級(jí)轉(zhuǎn)移支付作為工具變量滿足相關(guān)性條件。Wald Test值均顯著，無(wú)法接受核心解釋變量與因變量的外生性假設(shè)，有必要進(jìn)行工具變量回歸?；貧w結(jié)果表明核心解釋變量能夠?qū)r(nóng)戶非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響，對(duì)正規(guī)融資可得性的影響雖然為正但不顯著。在考慮內(nèi)生性問(wèn)題后，村莊公共支出仍然能夠顯著提高農(nóng)戶非正規(guī)融資可得性，但對(duì)正規(guī)融資可得性的影響并不顯著，假說(shuō)1得到驗(yàn)證。

表2 ：村莊公共支出與農(nóng)戶融資可得性

2．村莊到縣城距離與公共支出的正規(guī)融資效應(yīng)

在上述回歸結(jié)果中，村莊公共支出未能對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著的正向影響。理論上，村莊公共支出在提高農(nóng)戶自身稟賦、降低信息不對(duì)稱程度、保障合約執(zhí)行中發(fā)揮的作用，同樣有利于正規(guī)融資交易的進(jìn)行。但回歸結(jié)果不顯著的原因可能在于農(nóng)戶與正規(guī)金融機(jī)構(gòu)之間的“地理距離”較遠(yuǎn)，導(dǎo)致農(nóng)戶、金融機(jī)構(gòu)在進(jìn)行融資交易時(shí)的交易成本過(guò)高，總體上減弱了村莊公共支出在降低正規(guī)借貸雙方信息不對(duì)稱、保障合約執(zhí)行中發(fā)揮的作用。鑒于此，本文分別篩選出村莊距縣城二十里、十五里以內(nèi)的樣本進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，無(wú)論probit回歸還是加入工具變量的IVprobit回歸，村莊公共支出都能夠?qū)r(nóng)戶正規(guī)融資可得性產(chǎn)生正向影響，且在村莊距離縣城十五里以內(nèi)的樣本中，回歸系數(shù)更大。而且第（7）列的回歸結(jié)果說(shuō)明，在考慮內(nèi)生性問(wèn)題后，村莊公共支出能夠在10%水平下顯著提高農(nóng)戶正規(guī)融資可得性。該結(jié)果背后的邏輯在于，縣城擁有更為豐富的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)資源，距離縣城越近，農(nóng)戶與金融機(jī)構(gòu)之間的“地理距離”越近，金融機(jī)構(gòu)與農(nóng)戶的借貸交易成本越低，公共支出的正規(guī)融資效應(yīng)逐漸顯著。

表3 ：村莊公共支出、距縣城距離與農(nóng)戶融資可得性

3．村莊公共支出影響農(nóng)戶融資可得性的途徑：農(nóng)戶投資和信任

本部分著重分析公共支出水平與農(nóng)戶投資、信任水平之間的關(guān)系，用以驗(yàn)證公共支出影響農(nóng)戶融資可得性的途徑。農(nóng)戶投資水平由農(nóng)戶家庭生產(chǎn)性固定資產(chǎn)以及耐用品價(jià)值加總構(gòu)建，農(nóng)戶生產(chǎn)率的提高會(huì)進(jìn)一步提高農(nóng)戶對(duì)生產(chǎn)資本和人力資本的投資，兩者具有一致性，故而分析公共支出水平對(duì)農(nóng)戶固定投資水平的影響，能夠反映公共支出在提高農(nóng)戶生產(chǎn)率中的作用。農(nóng)戶信任水平則主要指農(nóng)戶之間的特殊信任，由2014年問(wèn)卷中的“您對(duì)鄰居的信任程度如何？”問(wèn)題構(gòu)建。公共水平對(duì)農(nóng)戶信任水平的影響能夠反映公共支出在降低農(nóng)戶信息不對(duì)稱以及保障合約執(zhí)行中的作用。

回歸結(jié)果見表4。前兩列分別報(bào)告了核心解釋變量對(duì)農(nóng)戶投資以及村莊戶均投資的影響，從回歸結(jié)果可知，村莊公共支出對(duì)上述兩個(gè)因變量的影響顯著且為正，說(shuō)明村莊公共支出的提高能夠增加農(nóng)戶的投資水平，也會(huì)影響整個(gè)村莊的家庭投資情況。（3）列和（4）列的因變量為農(nóng)戶信任以及村莊整體信任水平，可以發(fā)現(xiàn)，回歸結(jié)果說(shuō)明村莊公共支出的改善能夠提高整個(gè)村莊內(nèi)部的信任水平，該結(jié)論與史宇鵬、李新榮（2016）的研究結(jié)論相似，即提高公共資源的供給能夠提高我國(guó)社會(huì)信任水平?？紤]到農(nóng)戶投資水平、信任水平與村莊公共支出之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，我們將村莊轉(zhuǎn)移支付收入作為工具變量，進(jìn)行兩階段最小二乘法回歸，結(jié)果如表4第（5）-（8）列所示?；貧w結(jié)果仍然支持村莊公共支出能夠顯著提高農(nóng)戶投資水平以及農(nóng)戶之間的信任水平。表4的結(jié)果表明村莊公共支出水平能夠提高農(nóng)戶的投資以及信任水平，驗(yàn)證了理論部分關(guān)于村莊公共支出水平影響農(nóng)戶融資可得性途徑的分析。

表4 ：村莊公共支出對(duì)農(nóng)戶投資以及信任的影響

（二）村務(wù)公開、宗族組織與村莊公共支出的融資效應(yīng)

1．村務(wù)公開與村莊公共支出的融資效應(yīng)

為驗(yàn)證假說(shuō)2中村務(wù)公開程度對(duì)村莊公共支出融資效應(yīng)的影響，本文選擇村公務(wù)欄公開信息作為村務(wù)公開程度的代理指標(biāo)，公務(wù)欄中公開的信息越多，村務(wù)公開程度越高，越便于村民發(fā)揮監(jiān)督作用。為分析村務(wù)公開程度的異質(zhì)性影響，我們根據(jù)公務(wù)欄公開信息數(shù)量的高低進(jìn)行分組，由于問(wèn)卷中共涉及財(cái)務(wù)狀況、人員聘用等7個(gè)方面的內(nèi)容選項(xiàng)，故而我們將公告欄公示信息數(shù)量低于4的村莊歸為低監(jiān)督水平組，大于或等于4的村莊歸為高監(jiān)督水平，回歸結(jié)果如表5。前4列為低村務(wù)公開程度樣本組別的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)無(wú)論是在不考慮內(nèi)生性問(wèn)題的回歸結(jié)果中，還是在將上級(jí)轉(zhuǎn)移支付作為工具變量的IVprobit回歸結(jié)果中，核心解釋變量前的系數(shù)都不顯著，說(shuō)明此時(shí)公共支出水平并不會(huì)對(duì)農(nóng)戶正規(guī)、非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著影響。后4列為高村務(wù)公開程度組別的回歸結(jié)果，當(dāng)不考慮內(nèi)生性問(wèn)題時(shí)，公共支出對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資的影響顯著為負(fù)，對(duì)非正規(guī)融資的影響顯著為正?？紤]內(nèi)生性問(wèn)題后，加入工具變量后的回歸結(jié)果顯示公共支出能夠?qū)r(nóng)戶非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響。通過(guò)不同村務(wù)公開程度的組間對(duì)比可得，當(dāng)村務(wù)公開程度越高時(shí)，公共支出水平對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)融資可得性的影響更顯著，假說(shuō)2得到驗(yàn)證。

表5 ：村務(wù)公開對(duì)公共財(cái)政支出融資效應(yīng)的影響

2．宗族組織與公共支出的融資效應(yīng)

本部分主要驗(yàn)證假說(shuō)3中村莊宗族組織對(duì)公共支出融資效應(yīng)的影響。借鑒已有研究中主要使用“是否有祠堂”“是否有家譜”衡量宗族文化強(qiáng)度（Peng，2004；林建浩等，2016），同時(shí)結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，選擇村莊是否擁有祠堂來(lái)衡量村莊宗族組織發(fā)展水平。根據(jù)村莊是否存在祠堂進(jìn)行分組，回歸結(jié)果見表6。當(dāng)村莊不存在祠堂時(shí)，公共支出對(duì)農(nóng)戶正規(guī)融資可得性的影響顯著為負(fù)，對(duì)非正規(guī)融資可得性的影響顯著為正，考慮內(nèi)生性問(wèn)題后，公共支出仍然能夠?qū)r(nóng)戶非正規(guī)融資可得性產(chǎn)生顯著正向影響。而當(dāng)村莊存在祠堂時(shí)，無(wú)論是否考慮內(nèi)生性問(wèn)題，公共支出對(duì)農(nóng)戶正規(guī)、非正規(guī)融資可得性的影響并不顯著。這一結(jié)果說(shuō)明宗族組織的發(fā)展可能會(huì)影響公共支出的效率及其在提高農(nóng)戶生產(chǎn)率、緩解信息不對(duì)稱中的作用，使得村莊公共支出的融資效應(yīng)不再顯著，假說(shuō)3b得到驗(yàn)證。

表6 ：宗族組織對(duì)公共財(cái)政支出融資效應(yīng)的影響

結(jié)論和建議

本文分析了村莊公共支出水平對(duì)農(nóng)戶融資可得性的影響。實(shí)證結(jié)果表明，公共支出水平主要對(duì)農(nóng)戶非正規(guī)融資產(chǎn)生正向影響，原因在于其提高了農(nóng)戶的投資水平以及信任水平。但隨著村莊與縣城距離的縮小，公共支出的正規(guī)融資效應(yīng)逐漸顯著。進(jìn)一步地，公共支出的融資效應(yīng)還會(huì)受到內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制以及外部制度環(huán)境的影響。當(dāng)村務(wù)公開程度更高時(shí)，公共支出的融資效應(yīng)更強(qiáng)。而宗族組織的發(fā)展可能會(huì)降低公共支出效率，使公共支出的融資效應(yīng)不再顯著。

文章結(jié)論有如下政策含義：一是解決農(nóng)村融資難問(wèn)題需要進(jìn)一步改善村莊公共支出。既要繼續(xù)增加財(cái)政支農(nóng)投入，也要不斷強(qiáng)化村委會(huì)在提供公共服務(wù)中的職能，進(jìn)一步完善村民監(jiān)督機(jī)制，并對(duì)宗族等非正式組織與村委會(huì)之間的關(guān)系進(jìn)行有效治理，提高公共支出效率。二是在出臺(tái)金融扶農(nóng)政策時(shí)，應(yīng)跳出“就金融談金融”的局限，建立和完善涵蓋金融與村莊發(fā)展的開發(fā)性金融支農(nóng)政策，并以公共品供給水平為前置條件或支持標(biāo)準(zhǔn)，提高金融支農(nóng)效率。三是在具體實(shí)施路徑方面，應(yīng)將加大財(cái)政投入與提高村莊組織化程度并舉，把財(cái)政“補(bǔ)欠賬”和農(nóng)村內(nèi)部進(jìn)一步挖潛兩種手段充分結(jié)合起來(lái)，在給金融機(jī)構(gòu)提供更好支農(nóng)環(huán)境的同時(shí)，為“產(chǎn)業(yè)興旺促鄉(xiāng)村振興”途徑提供更多支撐。