農(nóng)戶公共品需求偏好影響因素分析

衛(wèi)龍寶，朱西湖，伍駿騫

（1.浙江大學 管理學院，杭州 310058；2.西南財經(jīng)大學 中國西部經(jīng)濟研究中心，成都 610074）

農(nóng)戶公共品需求偏好影響因素分析

衛(wèi)龍寶1，朱西湖1，伍駿騫2

（1.浙江大學 管理學院，杭州 310058；2.西南財經(jīng)大學 中國西部經(jīng)濟研究中心，成都 610074）

以經(jīng)典的中位選民模型為理論基礎，利用全國“十縣百村”新農(nóng)村建設調(diào)查的1 981戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)，運用有序logit計量模型，對農(nóng)戶公共品需求的影響因素進行了實證分析。結果顯示：收入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施、農(nóng)村道路和社會保障的需求偏好存在顯著正向影響，說明農(nóng)戶的公共品需求具有明顯的收入效應；其次，農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施和社會保障的需求具有明顯的價格效應；另外，其他個人特征和村莊特征等因素也會影響農(nóng)戶公共品需求。

公共品需求偏好；中位選民模型；有序Logistic模型；村民自治

一、問題的提出

在農(nóng)村,村級公共品的有效供給關系著農(nóng)民生活水平的提高,農(nóng)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村社會的穩(wěn)定[1]。近年來,雖然中央財政加大對農(nóng)村公共資源的投入,公共品供給決策機制不斷改革,并由相對了解農(nóng)民需求的當?shù)卣袚财吠顿Y和分配的任務,但是由于長期自上而下的公共品供給決策機制、“政績化”傾向的基層公共投資方式導致公共品供給矛盾和效率問題依然存在[2]。20世紀80年代,農(nóng)村地區(qū)開始實行民主選舉制度。隨著村委會選舉制度逐步深入民心,農(nóng)民自主意識不斷增強,農(nóng)民公共品需求偏好也有了新的表達途徑。作為集體行動的決策制定者會根據(jù)村民的公共品需求,不斷優(yōu)化村莊內(nèi)部資源配置,一定程度上緩解了公共品供給不足的狀況[3]。 因此,研究在村民自治條件下影響農(nóng)戶微觀層面的公共品需求偏好因素,將有助于摸清農(nóng)民的需求,以農(nóng)民的需求為導向進一步提高農(nóng)村公共品供給效率。

目前國內(nèi)在微觀層次上對農(nóng)村公共品的實證研究較多,但現(xiàn)有的實證研究側重于農(nóng)村公共投資的效果、公共品供給的滿意度和農(nóng)村公共品的數(shù)量等，雖然研究較少,卻也為農(nóng)民公共品需求研究提供了新的思路。如孔祥智、涂圣偉[4]以現(xiàn)有農(nóng)田水利設施農(nóng)民滿意度測評為例,選擇受訪者社會人口統(tǒng)計變量,開展了新農(nóng)村建設中農(nóng)村公共品需求偏好及影響因素研究。周慶元[5]以林達爾模型和蒂布特模型為理論依據(jù),闡述了公共物品需求表達的一般模式。孫翠清、林萬龍[6]利用農(nóng)戶對農(nóng)村公共服務需求意愿的全國調(diào)查數(shù)據(jù),分析了農(nóng)民對農(nóng)村公共服務的需求意愿、需求的優(yōu)先序。此外還有很多學者以“顧客滿意度”測量為基本理論依據(jù),從農(nóng)戶視角來分析影響公共品供給和需求的影響因素。這些研究都為本文從微觀角度分析農(nóng)村公共品需求偏好提供了重要的借鑒意義。本文利用全國“十縣百村”新農(nóng)村建設調(diào)查數(shù)據(jù),嘗試以中間投票人理論為基礎,參照Gramlich&Daniel L. Rubinfeld[7]的模型,采用有序logit估計模型,對影響農(nóng)民公共品需求的影響因素做出更進一步地深化研究。

二、村民公共品需求模型設定

（一）模型設定

中位選民模型是公共品需求的經(jīng)典模型,但是在各國的實際應用中需要結合實際情況。Gramlich&Daniel L. Rubinfeld[7]對密歇根居民公共教育支出做了開創(chuàng)性研究并提出可操作的模型。本文借鑒這一模型,并依據(jù)我國農(nóng)村地區(qū)的民主化治理的實際情況、村莊投資的政策環(huán)境、村級財務收支狀況以及村民個體的特征做了調(diào)整,重新建構了農(nóng)村居民公共品需求模型。

假設個人的公共品需求qi為任意隨機變量,其滿足

lnqi=lnD（xi）-lnεi

（1）

其中D（xi）為個人公共品需求函數(shù),lnεi為獨立一致分布的干擾項。

根據(jù)一般關于多元離散變量模型,定義ai為個人i所在社區(qū)實際進行的公共品投資額。假設個人i對公共品投資的期望是“增加”“減少”“差不多”,則可以發(fā)現(xiàn)個人的需求期望可以表達為“qi>ai”“qi

我們設定參數(shù)δ>1,令“qi>δai”表示期望增加投入,“qi

lnεi

（2）

lnεi>lnD（xi）+lnδ-lnai

（3）

lnD（xi）-lnδ-lnai≤lnεi≤lnD（xi）+lnδ-lnai

（4）

假設lnε呈現(xiàn)logisitc分布,滿足均值為零,和不可知的標準誤σ。則lnε/σ滿足均值為零和同方差。設F函數(shù)為其logisitc的累積分布函數(shù),那么可以推出

這里也可以認為D（·）為農(nóng)戶對公共品的需求“不滿意”或者“一般”或者“滿意”的概率,即D（·）≡P（Yi=l）,l=0,1,2.。假定包括收入、稅收支出在內(nèi)的共有K個解釋變量對D（·）產(chǎn)生影響,則可以對上述解釋變量和被解釋變量采用多元Logistic分布模型估計（Fox,1997）?？梢缘玫酱迕竦墓财窛M意程度的“不滿意”和“滿意”的似然估計函數(shù)分別為:

（5）

（6）

對上述的概率P施加概率和為1的約束,則“一般”可以表示為1減去公式（5）和公式（6）的和。同時,根據(jù)對上面的公式進行極大似然估計,我們可以進一步推導出：

（7）

其中,E為調(diào)查者對公共支出的期望水平（期望增加,減少或者差不多）,t為預計的稅收支出,Y為其收入,xi為其他一系列相關的控制變量。

考慮到通過調(diào)查問卷獲取農(nóng)戶愿意為農(nóng)村公共品出資多少的數(shù)據(jù)有一定難度,并且未必能得到反映村民真實意愿的回答,因此,我們選擇讓村民對不同公共品進行滿意度評價。我們借鑒Gramlich&Daniel L. Rubinfeld[7]的做法,根據(jù)居民對農(nóng)村實際提供的公共物品是否滿足其預期需求量,將結果分為三種情況:少于預期、基本符合預期和大于預期,并以此變量作為被解釋變量,分析公共支出的需求情況。在實際的估計過程中,我們選用農(nóng)村居民對不同公共品的供給滿意度評價來作為變量。同時,本文為簡化處理,假設調(diào)查地區(qū)不存在物價波動,都滿足統(tǒng)一的物價水平,因此,不同地區(qū)的物價水平對公共支出投資額不存在影響。

（二）數(shù)據(jù)來源

本研究所采用的數(shù)據(jù)來源于浙江大學“全面建設小康社會的社會主義新農(nóng)村建設”課題組于2010年7月至2011年6月對中國“十縣百村”新農(nóng)村建設情況的調(diào)查。課題組依據(jù)分層隨機抽樣原則,選取了全國東、中、西、東北的10個省,每個省抽取了一個區(qū)或縣（陜西長安、山東壽光、內(nèi)蒙古武川、四川沿灘、安徽淮南、海南瓊海、黑龍江齊齊哈爾、浙江吳興、江西瑞昌、貴州湄潭）,在該區(qū)或縣隨機抽取10個村,對每個村進行了20戶左右的農(nóng)戶問卷調(diào)研和一份由村干部完成的村級問卷調(diào)研。村級問卷對村級公共品現(xiàn)狀、公共收入和支出以及社會結構、近5年的公共品項目的籌資情況都進行了回溯調(diào)查,并從村級會議和財務支出紀要獲得更多的信息資料。本次調(diào)研共發(fā)放農(nóng)戶問卷2 001份,得到有效問卷1 981份,問卷有效率為99%。發(fā)放村級問卷100份,得到有效問卷99份。

（三）變量選擇和描述統(tǒng)計

1.被解釋變量。農(nóng)戶對各項農(nóng)村公共物品供給的滿意度評價。本次調(diào)查問卷主要從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民生活和農(nóng)村社會保障三個方面考慮農(nóng)村公共物品供給的具體內(nèi)容,總共分為11類,最后根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性,歸為5類。

對不同公共品的滿意度,都采用打分的方法賦值,共分為5個等級,即“很滿意”=5,“比較滿意”=4,“一般”=3,“不太滿意”=2,“不滿意”=1。為簡化分析,此處將農(nóng)戶評價為“不滿意”和“不太滿意”統(tǒng)一歸為“不滿意”,將“很滿意”和“比較滿意”統(tǒng)一歸為“滿意”。

在上述模型中,我們發(fā)現(xiàn)樣本農(nóng)戶的收入與其公共品需求密切相關。

表1是針對不同的公共品和收入組農(nóng)戶做的滿意度統(tǒng)計調(diào)查。

表1 不同收入農(nóng)戶對不同公共品的滿意度評價結果

對于2 000元以下收入組的農(nóng)戶中,對文化生活設施“不滿意”的農(nóng)戶占該收入組農(nóng)戶數(shù)的比例38.51%;在2 001～4 000元收入組的農(nóng)戶中,該比例為36.25%。在4 001～6 250元收入組的農(nóng)戶中,“不滿意”比例為28.49%,“滿意”的比例為41%。從這里看,似乎隨著收入的增加,農(nóng)戶的滿意度增加。但是,從6 251～10 000元收入組的農(nóng)戶,其“不滿意”的比例為29.94%,且對文化生活設施的“滿意”也降為31%。同時,其他的公共品也呈現(xiàn)這樣的狀態(tài),因此,我們認為不同的“不滿意”和“滿意”比例,顯示出內(nèi)在影響因素的復雜,并非單一的收入因素就能比較解釋這一現(xiàn)象。

2.農(nóng)戶個人特征和家庭特征。Rubinfeld[8]的在對教育公共支出方面的研究采用了多種人口學特征,包括種族、性別、是否念大學、參軍人數(shù)、不同年齡孩子的數(shù)量等等。趙永亮的研究則采用受教育水平、國有職工占總職工比例、城鎮(zhèn)人口比例,從業(yè)人口占總人口比例、15歲以下和65歲以上人口占總人口比例等變量。同時,根據(jù)Saich[9]和鄭方輝、王琲[10]的研究,認為受訪者個體特征會影響其對政府公共品投資績效的態(tài)度;Fletcher&Kenny[11]的研究表明,年紀大的人對教育的需求很弱,會支持教育支出的低投入。另外一些研究則認為,黨員、干部和文化程度較高的農(nóng)民能夠更多地體諒基層政府的困難,因而對政府滿意度更高。本文用受訪者的性別、年齡、文化程度、是否是黨員以及是否有宗教信5個變量表示受訪者個體特征*現(xiàn)有研究在考慮社會資本對農(nóng)戶滿意度評價的影響時,往往同時使用“是否是黨員”和“是否是村干部”兩個變量,但本文認為,在很多地方的農(nóng)村,只有黨員才有資格競選村干部,因此,“村干部”這一變量已經(jīng)包含在“黨員”變量之中,故只使用后者即可。[12]。另外,衛(wèi)龍寶、張菲[13]農(nóng)戶家庭非農(nóng)收入比重可以用來表示農(nóng)戶的家庭特征。

3.收入。收入對公共品需求的影響已經(jīng)被很多研究所證實。鄭方輝、王琲[10]的研究結果表明,不同收入的受訪者,其滿意度評價差異明顯。但是,選擇什么收入數(shù)據(jù)作為分析的變量,是我們需要考慮的。在Gramlich & Daniel L.Rubinfeld[7]的研究中以居民的稅后收入作為變量。本次調(diào)查數(shù)據(jù)中包含農(nóng)戶一年的全家收入以及戶主的收入,但并非稅后以及接受來自地方政府等補助后的可支配收入。由于估計農(nóng)村稅后收入本身是一件很難的事情,尤其在農(nóng)業(yè)稅費改革之后。因此,為了簡化研究,這里我們直接采用農(nóng)戶2009年的全年收入作為變量。

4.稅收。這一變量的選擇具有一定的難度,也最值得探討。由于農(nóng)村地區(qū)廢除了農(nóng)業(yè)稅,同時取消了各種繳費,因此,不能像城市地區(qū)一樣采用累進制稅率分析,從而確定稅收水平。事實上,即便是在國外的研究中,也用其他的變量進行替代。Borcherding&Deacon[14]以所在地區(qū)的公職人員的工資作為稅收價格替代變量。Berstrom[7]采用居民的財產(chǎn)價值占轄區(qū)財產(chǎn)總額的比重來替代稅收份額比例?？紤]到我們農(nóng)村地區(qū)的實情以及數(shù)據(jù)獲得的難度,我們對村級公共品投資中農(nóng)民自籌資金按照調(diào)查所得的不同公共品類型的自籌比例算出村民平均的籌資額度。然后再以這一籌資額度除去村民的年收入,從而獲得村級的稅收水平。這一變量基本反映了村民的公共品出資額占其收入所得總額的比例,也相當于村級的“收入所得稅”。但是,與城市個人所得稅不同,農(nóng)村地區(qū)的公共品投資額對于所有村民來說都是相對平均的出資額*需要說明的是，本部分的稅收水平并未包含村級投資中來自一些富裕村民的捐贈，這與本文所分析的基于個人效用的理論基礎有比較大的區(qū)別，筆者認為來自捐贈的資金為村民個人的更高層次的效用。因此將其排除在外。當然，這也會造成一定的誤差，希望未來的研究中會繼續(xù)以此為基礎進行進一步的分析。。村級問卷中只有2009年村級社會福利和保障支出的數(shù)據(jù),沒有村民參加農(nóng)村社會保障的出資數(shù)據(jù)。另據(jù)村民調(diào)查顯示,樣本村村民參加農(nóng)村社會養(yǎng)老保險的比例為56.23%。因此,社會福利和保障的村民出資額不按照上述方法,而直接采用人均村級社會福利和保障支出與農(nóng)戶收入比例作為稅收份額。

5.村莊特征。在我們的調(diào)查中,對村級的調(diào)查問卷包含了村莊類型（是否位于城郊結合地和鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地）和與縣城的距離。樊麗明、駱永民[12]在其研究中發(fā)現(xiàn),位于城郊結合地和鄉(xiāng)鎮(zhèn)駐地的村莊以及距離基礎設施發(fā)達的縣城（城市）較近的村莊會擁有較優(yōu)良的基礎設施,從而農(nóng)戶滿意度也更高。衛(wèi)龍寶、張菲[13]是否新建設示范村代表上級公共品投資支持的政策變量。因此,本文參考衛(wèi)龍寶、張菲[13]的研究選用農(nóng)戶所在村莊變量包括村委會到鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的距離、相隔最遠的兩個村民小組的距離、村莊地理特征、是否屬于經(jīng)濟開發(fā)區(qū)和是否是新農(nóng)村建設示范村5個變量。表2給出了不同變量的描述統(tǒng)計結果。

（四）估計方法:有序Logit模型

由于被解釋變量為村民對不同公共品供給的滿意度評價,為一個三項有序變量,其“數(shù)值越大代表結果越好”,因而本文采用有序概率模型。同時,根據(jù)張文彤[15]的建議,在解釋變量中分類變量較多的情況下使用有序Logistic模型比有序Probit模型更合適。由此,建立了農(nóng)戶對農(nóng)村不同公共品需求的有序Logistic模型,模型的表達式如下:

（8）

在（8）式中,y為被解釋變量“農(nóng)戶對公共品供給滿意度評價”,j是被解釋變量的5項取值;xj為影響農(nóng)戶滿意度評價的解釋變量和控制變量;αj為截距參數(shù);βi為回歸系數(shù),表示解釋變量對被解釋變量的影響方向與程度。

表2 有關變量定義和描述性統(tǒng)計

注:數(shù)據(jù)來源:作者調(diào)查

三、估計結果及討論

表3給出了估計結果,并顯示了其中顯著相關的各變量估計值。從農(nóng)戶對不同公共品的需求分析中,我們發(fā)現(xiàn)收入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施、農(nóng)村道路和社會保障的需求存在顯著正向影響。說明,農(nóng)戶對農(nóng)村公共品的需求存在收入效應。但是,農(nóng)戶的收入水平

表3 村民公共支出需求函數(shù)有序logit估計結果

注:（1）資料來源:根據(jù)作者調(diào)查;（2）括號中的數(shù)值為標準誤;（3）***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著

對教育需求沒有顯著影響。這與最初的預期設想并非一致,因此我們調(diào)整收入變量為二次變量,重新對其進行回歸,結果發(fā)現(xiàn),收入與教育需求也不具有顯著關系。根據(jù)調(diào)查情況,我們認為收入越低的農(nóng)戶對當?shù)氐慕逃皆讲粷M意,越迫切需要改善其所在地區(qū)的教育質量和培訓機會。而農(nóng)村地區(qū)收入相對較高的人,可能已經(jīng)離開農(nóng)村去打工。各地實施的“民工子弟學?！币惨呀?jīng)為他們的孩子提供教育機會,因此其對教育和培訓需求就不是很高。另外,也有部分高收入者,在享受不到更高教育機會的同時會選擇“退出”本地,從而減少了對當?shù)亟逃财返男枨蟆?/p>

稅收水平的系數(shù)為負數(shù),并在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和社會保障方程中通過顯著檢驗。這說明了公共服務的價格越高,人們對其滿意度越低,越希望其降低人均投入來增加滿意度,從而滿足農(nóng)戶個人的需求。這與一般的需求理論也是一致的。回歸結果表明,目前農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施和社會保障的公共品支出具有明顯的價格效應。

農(nóng)戶所在的村莊是否屬于新農(nóng)村建設示范村對農(nóng)村農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施、醫(yī)療保險、社會保障以及交通設施方面的供給滿意度有顯著正向影響。一般情況下,新農(nóng)村示范村容易得到上級部門的撥款,因此農(nóng)民也愿意出資配合投資相應的公共品,從而滿足其對公共品的需求。但是,在教育和培訓方面存在負相關關系,可能的解釋是它與教育的公平性和分配透明度有一定的關系,尤其是農(nóng)村里面的培訓機會并非都均等提供。

村委會到鄉(xiāng)鎮(zhèn)距離與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)存在負向顯著關系。即村委會離鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府越遠、相距最遠的兩個村民小組的距離越大,農(nóng)戶滿意度越低。這說明距離政府近的村莊會享受到政府所在地的各種公共配套設施,而且有些設施還不需要當?shù)卮迩f自己進行投資就可以輕易獲得。諸如城中村、城鄉(xiāng)結合部等地區(qū),就很容易享受到相應的教育、道路和生活設施。從需求的角度來說,當?shù)鼐用竦男枨箅m然高,但是其滿意度也高,說明已經(jīng)從地方獲取相應的公共品供給。這也給我們一個很好的啟發(fā),即地理位置上靠近政府的村莊,可以獲取周邊村莊和城鎮(zhèn)發(fā)展帶來的輻射作用,因此在進行農(nóng)村公共品投資時需要縝密規(guī)劃,減少那些供給相對充足的公共品投資,以避免重復投資,造成公共資金的浪費。相隔最遠的兩個村民小組距離與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)公共品供給的滿意度存在正向關系。張林秀[16]和衛(wèi)龍寶、張菲[13]的研究給出了可能的解釋。相隔最遠的兩個村民小組的距離表明村莊的規(guī)模大小,規(guī)模越大的村莊越容易獲得上級政府的政策支持,尤其是生產(chǎn)性方面的投入。但是在教育和醫(yī)療保障方面存在負向關系。其中教育的關系呈現(xiàn)顯著。結合我們調(diào)研時的訪談,認為這可能是村莊的規(guī)模大,雖然獲得上級部門的政策性補貼,但是在公共品項目的選擇上仍然偏重于生產(chǎn)性的投入,而在教育醫(yī)療方面則比較少,從而引起村民的不滿意。

綜合以上分析，得出結論如下:首先,收入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施、農(nóng)村道路和社會保障的需求偏好存在顯著正向影響。這說明了農(nóng)戶的收入水平越高,對這類公共品的需求就越大,農(nóng)戶的公共品需求具有明顯的收入效應。但是教育類公共品的收入效應不顯著,說明教育類公共品具有更為復雜的需求特性。其次,農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)設施和社會保障這兩類公共品的需求具有明顯的價格效應。即公共服務的價格越高,人們對其滿意度越低,越希望其降低人均投入來增加滿意度,從而滿足農(nóng)戶個人的需求。另外,其他個人特征和村莊特征等因素也會影響農(nóng)戶公共品需求。

四、政策含義

可以得出如下的政策啟示:（1）農(nóng)民作為農(nóng)村公共品的最終消費者,農(nóng)村公共品供給是否符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和農(nóng)民的實際需求是衡量農(nóng)村公共品有效供給的重要標志。因此,在農(nóng)村公共品供給過程中要廣泛征詢農(nóng)民的意見,尊重農(nóng)民的意愿,切實滿足他們的生產(chǎn)和生活需求。（2）進一步加快基層民主制度建設。通過民主選舉公平公正地選擇基層干部,進一步改變傳統(tǒng)的干部考核方式,使得基層干部都能以村民的利益為出發(fā)點,及時回應村民的公共訴求,真正為村民辦事,減少農(nóng)村地區(qū)的政績化傾向工程。只有民主制度完善了,才能約束村干部的公共品供給決策。（3）鼓勵村民表達自己的公共品需求?；鶎诱钊肓私夤财饭┙o數(shù)量和質量,引導村民合理表達自己的公共品需求意向,從而提高公共資金的投資效率。（4）繼續(xù)加大財政政策對農(nóng)業(yè)農(nóng)村的支持力度,調(diào)動企業(yè)、社會團體和市場的力量參與公共品供給,擴大農(nóng)村公共品的市場供給。

[1] 唐娟莉,朱玉春.農(nóng)村公共品投資對農(nóng)民收入影響實證分析[J].西北農(nóng)林科技大學學報：社會科學版,2012，12（5）:32-37.

[2] 徐雙敏,陳尉.取消農(nóng)業(yè)稅費后農(nóng)村公共產(chǎn)品供給問題探析[J].西北農(nóng)林科技大學學報：社會科學版,2014，14（5）:129-137.

[3] 羅仁福,張林秀,黃季焜,等.村民自治、農(nóng)村稅費改革與農(nóng)村公共投資[J].經(jīng)濟學,2006（3）:1 295-1 310.

[4] 孔祥智,涂圣偉.新農(nóng)村建設中農(nóng)戶對公共物品的需求偏好及影響因素研究——以農(nóng)田水利設施為例[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2006（6）:10-16，79.

[5] 周慶元.農(nóng)村公共物品需求表達機制的構建[J].開發(fā)研究,2011（1）:90-93.

[6] 孫翠清,林萬龍.農(nóng)戶對農(nóng)村公共服務的需求意愿分析——基于一項全國范圍農(nóng)戶調(diào)查的實證研究[J].中國農(nóng)業(yè)大學學報：社會科學版,2008（3）：134-143.

[7] Gramlich E M,Rubinfeld D L.Micro Estimates of Public Spending Demand Functions and Tests of the Tiebout and Median-voter Hypotheses[J].The Journal of Political Economy,1982,90（3）:536-560.

[8] Bergstrom T C ,Rubinfeld D L,Shapiro P.Micro-based Estimates of Demand Functions for Local School Expenditures[J].Journal of the Econometric Society,1982:1 183-1 205.

[9] Tony Saich.對政府績效的滿意度:中國農(nóng)村和城市的民意調(diào)查[J].公共管理評論,2005（5）:1-19.

[10] 鄭方輝,王琲.地方政府整體績效評價中的公眾滿意度研究——以2007年廣東21個地級以上市為例[J].廣東社會科學,2008（1）:44-50.

[11] Fletcher D,Kenny L W.The Influence of the Elderly On School Spending in a Median Voter Framework Education[J].Education Finance & Policy，2008,3（3）:283-315.

[12] 樊麗明,駱永民.農(nóng)民對農(nóng)村基礎設施滿意度的影響因素分析——基于670份調(diào)查問卷的結構方程模型分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2009（09）:51-59，111.

[13] 衛(wèi)龍寶,張菲.農(nóng)村基層治理滿意程度及其影響因素分析——基于公共物品供給的微觀視角[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2012（6）:85-96.

[14] Borcherding T E,Deacon R T.The Demand for the Services of Non-federal Governments[J].The American Economic Review,1972：891-901.

[15] 張文彤.SPSS統(tǒng)計分析高級教程[M].北京:高等教育出版社,2004:189-191.

[16] 張林秀,羅仁福,劉承芳,等.中國農(nóng)村社區(qū)公共物品投資的決定因素分析 [J].經(jīng)濟研究,2005（11）:76-85.

[17] 孔祥智,李圣軍,馬九杰.農(nóng)戶對公共產(chǎn)品需求的優(yōu)先序及供給主體研究——以福建省永安市為例[J].社會科學研究,2006（4）:47-51.

[18] 衛(wèi)龍寶,凌玲,阮建青.村莊特征對村民參與農(nóng)村公共產(chǎn)品供給的影響研究——基于集體行動理論[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2011（5）:48-53，111.

Empirical Analysis of Factors Affecting Villagers’ Demand Preference for Public Goods under Villagers’ Self-governance

WEI Long-bao1，ZHU Xi-hu1，WU Jun-qian2

（1.SchoolofManagement,ZhejiangUniversity,Hangzhou310058; 2.ChinaWesternEconomicResearchCenter,SouthwestUniversityofFinanceandEconomics,Chengdu610074,China）

Based on China’s rural practice and using Median Voter Model, this paper analyses the factors that influence villagers’ demand for public goods. On the basis of the empirical analysis of survey data of “ten counties and one hundred villages”, the results show that, firstly personal income has positive influence on villagers’ demand for agricultural production facilities, roads and social security. The demand for public goods has a significant income effect; secondly the demand for agricultural production facilities and social security has a significant price effect; thirdly other personal characteristics and rural community characteristics also influence their demand for public goods.

demand for public goods; median voter model; ordered Logistic model；village self-governance

2015-03-26

國家社會科學基金重大招標項目（08&ZD013）

衛(wèi)龍寶（1963-），男，浙江大學管理學院教授，博士生導師，主要研究方向為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)與新農(nóng)村建設。

F325.15

A

1009-9107（2015）05-0034-07