干群偏好差異與村民公共投資滿意度

張林秀, 周天昊, 白云麗, Tor Eriksson

(1.中國科學(xué)院 地理科學(xué)與資源研究所，北京，100101；2.中國科學(xué)院大學(xué) a.中丹學(xué)院，北京 100190； b.公共政策與管理學(xué)院，北京 100049；3.奧胡斯大學(xué) 商業(yè)與社會科學(xué)學(xué)院，奧胡斯 丹麥 8000)

一、引言

提高農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)水平是促進(jìn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化、實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和共同富裕的重要措施。21世紀(jì)以來我國農(nóng)村公共投資不斷增加，對發(fā)展農(nóng)村社會經(jīng)濟、消除貧困、縮小地區(qū)差距起到了不可替代的作用[1-4]。但人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾依舊突出。有效提升農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)水平、增進(jìn)農(nóng)民福祉已經(jīng)成為緩解這一矛盾的關(guān)鍵。

如何有效提供農(nóng)村公共物品以改善農(nóng)村居民福利水平，一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的重點議題。委托-代理、信息不對稱與財政分權(quán)等政治經(jīng)濟學(xué)經(jīng)典理論均致力于解決這一問題[5-7]。這些理論的核心是研究如何通過制度設(shè)計減少信息不對稱，提升公共服務(wù)供給效率，確保民眾能夠獲得自己所需的公共服務(wù)?？紤]到地方的多數(shù)公共品為地方所用，地方政府決策時可以參考關(guān)于本地居民更詳細(xì)的偏好信息，進(jìn)而做出更好的公共投資決策[8]398。因此，目前學(xué)界較為主流的觀點是通過財政分權(quán)能夠有效促進(jìn)地方提供居民所需的公共服務(wù)。相關(guān)研究聚焦于財政權(quán)力在不同層級政府之間的轉(zhuǎn)移[9-11]。

僅有少數(shù)研究從居民公共服務(wù)滿意度和偏好序為切入點，探索基層政府與居民之間的信息不對稱問題。然而，這些研究尚可從以下幾方面進(jìn)行補充：第一，部分研究僅控制城市層面的人口、經(jīng)濟發(fā)展變量[12-13]，但公共服務(wù)滿意度和偏好序的形成往往依賴于個人或家庭層面的感知，因此在研究中控制個人和家庭的相關(guān)特征至關(guān)重要；第二，多數(shù)研究基于截面數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，無法控制不隨時間變化且不可觀測因素的影響[14-16]，因此，需要在數(shù)據(jù)或識別方法上有所改進(jìn)；第三，多數(shù)研究以似不相關(guān)模型(Seemingly unrelated model, SUR)分析為主[12,15,17]，但偏好和滿意度往往是離散變量，并不滿足SUR模型的基本假定，因此，在模型設(shè)定上還有待改進(jìn)；第四，投資偏好的性別差異已被證實[18-20]，但尚未有文獻(xiàn)從性別視角探討村干部與不同性別村民間投資偏好差異對其公共服務(wù)滿意度的影響。

本文基于中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查(China Rural Development Survey, CRDS)收集的有全國代表性的面板數(shù)據(jù)，研究村干部與村民公共投資偏好差異(干群偏好差異)對村民公共服務(wù)滿意度的影響及其性別異質(zhì)性。本文可能的貢獻(xiàn)包含以下三個方面：第一，利用村干部和村民公共投資偏好差異作為代理指標(biāo)，研究委托-代理中的信息不對稱問題，可以有效獲取較為準(zhǔn)確的公共服務(wù)需求信息。被訪談?wù)邲]有投票壓力，不用考慮其他受訪者的想法，進(jìn)而可以得到較為真實的公共投資偏好數(shù)據(jù)(1)Hindriks and Myles (2013) 指出,當(dāng)村民面臨真實投票選擇其所需的公共品時,考慮到其會為了獲取自己需求的公共產(chǎn)品從而扭曲自身的投票選擇,村民的真實偏好與投票可能存在偏離[8]230-232。但是,在筆者調(diào)研的過程中,村民了解自己陳述的對公共物品的偏好排序并不能帶來實際的公共投資,因此可以認(rèn)為他們描述的偏好并未被扭曲。。第二，采用有序Logit固定效應(yīng)模型進(jìn)行因果分析，并使用膨脹-聚類(Blow-up and cluster, BUC)估計量進(jìn)行估計，可以減少不可觀測的個體因素導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，獲得較為穩(wěn)健的估計結(jié)果。第三，從性別視角剖析男性與女性對于不同類型公共服務(wù)偏好和滿意度的差異，豐富了公共投資性別視角的文獻(xiàn)，并有望為完善農(nóng)村公共服務(wù)供給政策提供更有針對性的建議。

二、文獻(xiàn)綜述

村內(nèi)公共物品是典型的地方公共物品。村內(nèi)公共物品可以被村民使用，具有一定的非競爭性；但由于地理位置限制，其往往僅由本村村民使用，因此具有一定的排他性。村民對不同種類的公共物品需求不同；同時，作為村莊管理者的村干部對公共物品的投資也有一定的偏好優(yōu)先序，由此形成了公共投資的干群偏好差異。這種偏好差異通常被用來刻畫村內(nèi)公共投資信息不對稱的程度[21-22]。偏好可以反應(yīng)村民對于不同種類公共服務(wù)的不同需求，可以描述對于個體來說最優(yōu)的公共投資配置優(yōu)先序，而當(dāng)公共投資偏離最優(yōu)的偏好序時，村民獲取的公共物品并沒有被有效提供。

地方公共物品受眾與決策者的投資偏好受到國外學(xué)者關(guān)注。S?rensen and Hagen對挪威80個市公眾和官員在基礎(chǔ)教育、健康和社會服務(wù)、日托中心、文化投入以及工程建設(shè)方面的公共投資偏好進(jìn)行了比較，并采用SUR方法對截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了估計，結(jié)果發(fā)現(xiàn)基層政府與當(dāng)?shù)鼐用裰g存在著公共投資偏好差異[12]61-68。政府官員對教育、日托中心的偏好低于居民，而對健康和社會服務(wù)、文化投入以及工程建設(shè)上的偏好高于居民。但該研究僅從市層面對居民的年齡特征進(jìn)行了分類比較，不能反映同一市內(nèi)居民間的差異。Bunte & Kim 基于尼日利亞2006年的數(shù)據(jù)，采用線性模型(差異化產(chǎn)品模型)，研究了居民偏好對當(dāng)?shù)卣餐顿Y(教育、醫(yī)療健康、基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)業(yè)投入)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府會減少不被居民偏好的公共投資，而增加被偏好的公共投資[16]38。該研究從預(yù)算的角度對公共服務(wù)偏好序進(jìn)行了研究，但囿于截面數(shù)據(jù)，無法進(jìn)行因果識別。

我國村干部與村民的投資偏好也備受關(guān)注。董曉霞采用中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查2007年數(shù)據(jù)，對道路、學(xué)校、灌溉、飲用水和診所的農(nóng)戶偏好序進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)道路是我國村民最偏好的公共投資項目，Probit回歸結(jié)果表明政府實際投資行為對村民的投資偏好有顯著的影響[14]28。該研究采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，可能存在遺漏變量、無法有效控制個體效應(yīng)而導(dǎo)致的內(nèi)生性等問題。Yi et al.采用中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查2005年數(shù)據(jù)，對道路、飲用水和灌溉三類公共投資偏好序進(jìn)行了研究?；诮孛鏀?shù)據(jù)的SUR回歸結(jié)果，并未發(fā)現(xiàn)村干部和村民之間的公共投資需求有顯著差異[15]115。Liu et al.采用中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查2005、2008和2012年數(shù)據(jù)，首次使用面板數(shù)據(jù)，研究了村干部、村民對飲用水投資的偏好與實際投資間的關(guān)系[17]37-40。該研究發(fā)現(xiàn)我國村干部與村民對飲用水的投資偏好不一致。這項研究基于面板數(shù)據(jù)分析公共投資偏好序，可以有效識別偏好和公共投資的時間演變，但采用混合面板方法進(jìn)行SUR回歸，依舊無法有效控制個體效應(yīng)，且僅研究了飲用水這一項公共物品，無法比較干群偏好差異對不同種類公共物品滿意度的影響。

投資偏好存在明顯的性別差異。不同性別對公共投資的偏好不同，即使是對同一種公共服務(wù)，一個家庭中的男主人和女主人的效用也可能不一致，而公共投資本身需要考慮不同性別、不同人群的需要。已有研究發(fā)現(xiàn)，多讓婦女和年輕人參與投票和發(fā)聲，有助于改善公共投資，提升農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力和總體福利水平[19]400-402。相較于男性領(lǐng)導(dǎo)者，女性領(lǐng)導(dǎo)者更容易去傾聽女性的聲音，從而在村內(nèi)公共投資方面會更多的考慮女性的需求[18]1442-1443。但也有研究發(fā)現(xiàn)，女性村領(lǐng)導(dǎo)對于村內(nèi)事務(wù)了解更少，并且更不愿投資道路和學(xué)校[20]258-261。雖然投資偏好的性別差異已被證實，但尚未有文獻(xiàn)從性別視角探討干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度的影響。

綜上所述，已有文獻(xiàn)在以下幾方面尚有改進(jìn)空間：首先，研究地方政府公共投資滿意度和偏好序的文獻(xiàn)較少且僅控制城市層面的人口、經(jīng)濟發(fā)展變量，而滿意度是一個基于個體層面進(jìn)行評價的指標(biāo)，僅控制地區(qū)層面的指標(biāo)將無法有效的控制影響公共服務(wù)滿意度的因素。其次，多數(shù)研究采用截面數(shù)據(jù)，然而不同個體之間的滿意度的可比性仍存在爭議[23]；可以采用固定效應(yīng)去除由于個體差異帶來的影響，從而獲得更加準(zhǔn)確的估計結(jié)果。再次，多數(shù)研究選用SUR模型進(jìn)行估計，而其并不適用于離散因變量[24]，可以采用更加適合因變量為有序離散變量(如滿意度)的有序Logit模型。最后，鑒于性別在基層有效治理中的重要作用，有待從性別視角探討干群偏好差異與公共投資滿意度間的關(guān)系。

三、研究假設(shè)

信息不對稱會降低公共投資效率。根據(jù)委托-代理理論，在村級公共投資中，村民作為使用村級公共物品的主體，是委托人；政府作為公共物品的供給方，是代理人。委托-代理中存在的信息不對稱問題將直接影響公共投資的方向、規(guī)模以及質(zhì)量，進(jìn)而影響村民的公共投資滿意度。

村干部作為村民的代理人，部分程度上可以了解村民的公共投資意愿，從而為村民更加有效的提供公共物品[25]。然而，由于如下兩方面原因，可能導(dǎo)致村干部對于公共物品的偏好無法代表村民的偏好[7,12,26]：第一，假設(shè)村干部是仁慈的政策制定者[27]，對公共投資及村莊情況了解的更加全面。此時，如果村干部認(rèn)為村民的公共投資偏好序是基于不充分的信息做出的，而村民并不完全了解公共投資的成本和收益，可能會導(dǎo)致村干部對公共投資的偏好偏離村民自身的偏好。第二，假設(shè)村干部是理性的經(jīng)濟人[28]，他會充分考慮自己當(dāng)村干部的成本和收益，從而決定投入多少時間為村民服務(wù)；因此，村干部可能由于自身工作能力或者投入精力的不同，對村民公共投資偏好的了解也不同。與此同時，村民并不知道村干部不了解他們的偏好，因此也無法通過選舉來“控制”他們的代理人。

從上述分析可以看出，雖然村干部的公共投資偏好序是基于對村民投資偏好的了解而做出的，但由于信息不對稱的原因可能會導(dǎo)致干群偏好差異的產(chǎn)生。此外，村干部相較于村民有更高的政治資本，對村公共投資方向和規(guī)模產(chǎn)生的影響更大[29]。因此，村干部更容易根據(jù)自己的偏好去推動村莊公共投資的實施，進(jìn)而影響村民公共投資滿意度。基于此，提出本文的第一個研究假設(shè)。

假設(shè)1：干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度有負(fù)向影響。

從性別視角來看，有學(xué)者指出，發(fā)展中國家男性和女性對于公共投資的需求是不同的。男性和女性對于不同種類的公共投資有著不同的機會成本和效用函數(shù)[19]375；同時在滿意度方面，雖然部分研究在實證中發(fā)現(xiàn)性別并不是影響滿意度的關(guān)鍵因素[30]，但是不同性別人群對于公共服務(wù)的關(guān)注角度以及重視程度不同，可能會對公共服務(wù)滿意度產(chǎn)生影響。如果公共服務(wù)偏好和滿意度存在系統(tǒng)性的性別差異，那么，假設(shè)1中提出的干群偏好差異影響公共服務(wù)滿意度的路徑在男性與女性中可能有不同的表現(xiàn)。這種影響更容易表現(xiàn)在不同種類的公共投資上，例如當(dāng)男性更加偏好道路建設(shè)時，假設(shè)1在研究男性對于道路投資的偏好和滿意度時會發(fā)現(xiàn)顯著的影響，然而，在女性樣本中則可能無法觀測到這種影響。性別間的差異可能會導(dǎo)致不同性別人群對于不同種類公共投資有不一樣的偏好和滿意度，基于此本文提出第二個研究假設(shè)：

假設(shè)2：干群偏好差異與村民公共服務(wù)滿意度的關(guān)系在不同種類公共物品上有著顯著的性別差異。

四、研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查(China Rural Development Survey, CRDS)。CRDS是一個面板數(shù)據(jù)集，涵蓋了作者所在團隊自2005年以來開展的六次跟蹤調(diào)查，其樣本覆蓋中國5個省25個縣100個村莊的2000戶家庭。CRDS采用分層隨機抽樣的方式，抽樣程序參照Bai et al. (2021)[4]642-645。

CRDS的每一輪調(diào)研均在個人、家庭和村莊三個層面進(jìn)行。在個體層面，CRDS調(diào)查收集每個家庭成員的基本信息，例如年齡、性別、受教育年限、是否為村干部、是否為黨員。在家庭層面，收集了房屋價值等信息。同時，該調(diào)研在2008、2012、2016收集了受訪者對不同種類(包括道路、學(xué)校、診所、飲用水和灌溉設(shè)施)公共服務(wù)滿意度及公共投資的偏好序。滿意度采用李克特量表詢問受訪者對于不同種類公共服務(wù)的評價，從很不滿意到很滿意分為5個等級。最偏好的公共服務(wù)類別排序為1，最不偏好的排序為5。為了緩解內(nèi)生性問題，本研究主要采用2008和2012年的偏好序信息以及2012和2016年的公共服務(wù)滿意度信息進(jìn)行分析。

在村層面，通過面對面訪談村干部收集了豐富的信息。例如村干部對上述五類公共投資的偏好排序、現(xiàn)有公共服務(wù)情況(到最近硬化路的距離、學(xué)校數(shù)量、診所數(shù)量、村自來水覆蓋率以及灌溉用水覆蓋率)以及村基本特征(戶數(shù)、年人均收入、村到縣城的距離等)。在訪談過程中，調(diào)研員強調(diào)村干部是以“村干部”的身份并非一名普通村民接受調(diào)研，因此訪談中收集的村干部偏好并非村干部自身作為村民的偏好，而是村干部對村莊最需要的公共物品進(jìn)行排序后的結(jié)果。

調(diào)查中的大多數(shù)家庭中的受訪者是戶主。當(dāng)戶主不在家時，我們訪談了其他最了解信息的家庭成員。由于家庭成員在跟蹤調(diào)研過程中存在分家等情況，分家的樣本在本研究中被當(dāng)作新樣本，最終三輪調(diào)研中的家庭戶數(shù)分別為2024戶(2008年)、2028戶(2012年)和2026戶(2016年)。

基于以下三方面原因，本文從個體層面對樣本進(jìn)行篩選，即僅選用不同年份中同一個受訪者而非家庭進(jìn)行研究。首先，滿意度僅代表了受訪者個人而非家庭所有成員的判斷，個體層面的匹配更能準(zhǔn)確刻畫農(nóng)村公共投資滿意度的基本情況。其次，可以更精準(zhǔn)的控制不同年份的個體效應(yīng)，從而讓固定效應(yīng)的估計結(jié)果更加準(zhǔn)確。最后，個體層面的匹配可以更有效的識別性別之間的系統(tǒng)性差異，從而避免男女分別在不同調(diào)研中回答帶來的系統(tǒng)偏差。同時，為了保證估計結(jié)果的準(zhǔn)確性，本研究將數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)調(diào)整為平衡面板進(jìn)行估計，最終，分析樣本為2012和2016年(2)其中干群偏好差異的數(shù)據(jù)為2007和2011年數(shù)據(jù)。共692組個體(1384個觀測值)。

(二)模型設(shè)定

本文計量模型設(shè)定如下：

Satisfyit=β1Diffi,t-1+β2Pit+β3Vit+β4Hit+β5ηt+εit

(1)

因變量Satisfyit是第i個村民在t年的公共服務(wù)滿意度。在我國農(nóng)村地區(qū)，公共服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量往往難以量化；采用公共服務(wù)滿意度作為公共服務(wù)數(shù)量和質(zhì)量的代理變量，可以更加直觀的研究公共服務(wù)配置效率[13]86。

Diffi,t-1是本研究的核心自變量，指t-1年村干部與i村民的偏好差異，本文采用兩個虛擬變量進(jìn)行刻畫。第一個變量為村民比村干部更偏好(1=是，0=否)；第二個變量為村干部比村民更偏好(1=是，0=否)。村干部和村民偏好排序一致的情況作為參照組(reference group)。考慮到模型的內(nèi)生性問題，即當(dāng)期的公共服務(wù)滿意度可能影響當(dāng)期的公共服務(wù)偏好差異，因此本研究采用滯后一期的偏好差異作為因變量，以避免互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。根據(jù)假設(shè)1可以得出，當(dāng)村干部與村民沒有偏好差異時，村民滿意度最高；若存在偏好差異時，不論是村干部比村民更偏好還是村民比村干部更偏好，村民滿意度都下降。這意味著如果β1中兩個系數(shù)均顯著小于0，則可以認(rèn)為，對于該種公共服務(wù)，當(dāng)村干部偏好排序與村民發(fā)生偏離，會對村民的公共服務(wù)滿意度有顯著的負(fù)向影響。

本文從村和家庭兩個層面控制了與村民公共服務(wù)滿意度相關(guān)的變量。Pit指第t年第i個人所享有的村莊公共服務(wù)水平，包括村莊到最近硬化路的距離、學(xué)校數(shù)量、診所數(shù)量、村自來水覆蓋率以及村可灌溉耕地比例。Vit指村莊基本特征，包括總戶數(shù)、年人均收入的對數(shù)以及村到縣城的距離。Hit指家庭基本特征，包括家庭規(guī)模、非農(nóng)勞動力占總勞動力的比重以及村民自己估計的房屋現(xiàn)值。ηt為年份虛擬變量，εit為殘差項。考慮到本文后續(xù)在個體層面構(gòu)建面板數(shù)據(jù)庫，因此未將受訪者個人層面的變量納入控制變量范圍。變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

(三)估計方法

將多種公共物品納入同一框架下的研究常會考慮到不同方程估計時殘差項相關(guān)，已有研究多采用SUR的方法進(jìn)行估計[12,15,17]。然而，SUR對于離散因變量的適用性有限[24](3) 考慮到殘差項相關(guān)可能對本文估計結(jié)果產(chǎn)生影響，采用相關(guān)性分析考察了不同公共物品間的滿意度及偏好差異的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)相關(guān)性非常低，因此可以對不同方程進(jìn)行分別估計。250-254。此外，SUR無法估計固定效應(yīng)，在本研究中無法有效控制個體不隨時間變化特征的影響。因此，本文采用有序Logit固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計。

有序Logit模型常用于模擬類似滿意度這種離散因變量的分布[31]，目前在面板數(shù)據(jù)中也得到了廣泛的運用[32-35]。然而，現(xiàn)有研究多是基于隨機效應(yīng)構(gòu)造的有序Logit面板數(shù)據(jù)，隨機效應(yīng)要求所有解釋變量與個體效應(yīng)不相關(guān)[36]，然而在實際研究中，這一點很難滿足。本文基于Hausman檢驗結(jié)果，采用有序Logit固定效應(yīng)模型進(jìn)行實證分析，并用線性假定下的固定效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

有序Logit固定效應(yīng)模型還需要選擇BUC或BUC-τ估計量進(jìn)行估計[37]。這兩種估計量的區(qū)別在于，BUC-τ估計量假設(shè)每一個門檻(threshold)中的樣本(個體)截距項都是一致的，而BUC估計量放松了這個假設(shè)，認(rèn)為每一個個體的截距項都可以變化。參考Baetschmann et al.的方法，經(jīng)檢驗后本文選擇BUC估計量對模型進(jìn)行估計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與討論

(一)描述統(tǒng)計分析

2004—2015年期間，村民公共服務(wù)滿意度呈上升趨勢，但不同類型的公共服務(wù)滿意度變化迥異(圖1)。分公共物品種類來看，村民對飲用水最為滿意，學(xué)校次之。相較于其他公共物品，村民對道路和灌溉較不滿意。其中，2004—2011年期間，村民對道路的滿意程度穩(wěn)步上升，但在2011—2015年有所下降；2004—2007年期間，村民對灌溉的滿意度略有下降，但在2007—2015年持續(xù)上升。

圖1 村民的公共投資滿意度(2004—2015)

2004—2011年期間，我國農(nóng)村公共投資存在干群偏好差異，且在不同類型服務(wù)中，差異程度各不相同(圖2)。2004—2011年間，村干部更加偏好道路，而村民更加偏好學(xué)校和診所。對于飲用水，干群偏好差異在2007—2011年間逐漸縮小，而灌溉則從村民更加偏好轉(zhuǎn)變?yōu)榇甯刹扛悠?。干群偏好差異說明村干部與村民在公共投資方面存在信息不對稱的問題。

圖2 村干部與村民公共服務(wù)偏好差異(村干部偏好-村民偏好)

為研究男性與女性公共服務(wù)滿意度和偏好可能存在的系統(tǒng)性差異，本文采用T檢驗，比較男性受訪者和女性受訪者公共服務(wù)滿意度和偏好的均值。為了和已有研究具有可比性，本研究也檢驗了總體公共投資滿意度和偏好的性別差異?？傮w的滿意度和偏好差異計算公式如下：

Satisfy=∑satisfyk,k=1,2,3,4,5

(2)

(3)

k為不同類別的公共服務(wù)，取值為1-5，分別對應(yīng)道路、學(xué)校、診所、飲用水和灌溉?？紤]到公共服務(wù)偏好差異存在正負(fù)之分，因此選用平方后加總的方式避免偏好差異加總中正負(fù)抵消的問題。

T檢驗結(jié)果顯示，偏好差異無論在總體還是單項公共服務(wù)上，都呈現(xiàn)出顯著的性別差異(表2)?？傮w上男性與村干部的偏好差異小于女性(-0.0403)。具體的，男性在道路、飲用水、灌溉方面，與村干部的偏好差異顯著比女性大；而女性在學(xué)校和診所方面，與村干部的偏好差異顯著比男性大。這個結(jié)果與實驗經(jīng)濟學(xué)研究得出的結(jié)論較為一致，即在實驗室背景下，女性更加偏好平等主義的公共投資分配方法[38]，更偏好福利性而非生產(chǎn)性的公共投資。

表2 不同性別村民公共服務(wù)偏好差異和滿意度T檢驗結(jié)果(男性-女性)

在公共服務(wù)滿意度方面，男性和女性受訪者也顯著不同。除飲用水外，男性受訪者的公共服務(wù)滿意度普遍低于女性。然而值得注意的是，不同性別的受訪者總體上公共服務(wù)滿意度均值并沒有顯著差異，這與已有研究結(jié)論一致[30]。這也說明在進(jìn)行公共服務(wù)滿意度研究的時候，需要對公共服務(wù)的類別進(jìn)行細(xì)分，以進(jìn)行更細(xì)致的研究，否則可能會發(fā)生系統(tǒng)性偏差[23]32-33。

(二)回歸結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

表3報告了有序Logit固定效應(yīng)模型回歸的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤。該系數(shù)不能直接用于解釋，然而其系數(shù)顯著性對于分析有參考價值。表中vpublic代表的是一組控制變量，在研究不同公共服務(wù)的時候，控制村內(nèi)不同公共服務(wù)現(xiàn)有的提供水平，例如在研究學(xué)校時，控制村內(nèi)的學(xué)校個數(shù)。

表3 干群偏好差異對村民公共投資滿意度的影響

實證模型分析結(jié)果顯示，當(dāng)村民對道路的偏好高于或低于村干部偏好時，村民對道路更加不滿意(表3，第1和2行，第1列)。由于這里呈現(xiàn)的系數(shù)(而非幾率比)并不能直接用來解釋當(dāng)偏好不同時，滿意度下降的程度。這一結(jié)論說明，在道路方面，無論是村干部不如村民偏好，還是村干部過于偏好，都會導(dǎo)致村民道路滿意度下降。在學(xué)校方面，當(dāng)村干部比村民更加偏好時，會導(dǎo)致村民學(xué)校滿意度下降。線性假定下的固定效應(yīng)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，偏好差異的系數(shù)方向、大小及顯著性水平幾乎一致，說明有序Logit固定效應(yīng)模型結(jié)果是穩(wěn)健的。

表4報告了有序Logit固定效應(yīng)模型回歸的幾率比和標(biāo)準(zhǔn)誤。從表中可以看出，當(dāng)村民比村干部更加偏好道路時，他們對道路的滿意度會下降到參照組的64%；當(dāng)村干部比村民更加偏好道路時，村民對道路的滿意度會下降到參照組的46.8%。這說明村干部的道路偏好低于村民時，其對村民道路滿意度的負(fù)向影響，比村干部的道路偏好大于村民時的負(fù)向影響更明顯。當(dāng)村干部比村民更加偏好學(xué)校時，村民對學(xué)校的滿意度會下降到參照組的57.1%。

表4 干群偏好差異對村民公共投資滿意度的影響(幾率比)：有序Logit固定效應(yīng)模型

通過報告有序Logit固定效應(yīng)模型的平均邊際效應(yīng)(Average marginal effect)，可以更加直接觀察到干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度的影響(表5)。當(dāng)村民比村干部更偏好道路時，會顯著增加對道路很不滿意和較不滿意的人數(shù)(0.0521和0.0558)，而減少對道路較滿意和非常滿意的人數(shù)(-0.0484和-0.0628)。當(dāng)村干部比村民更偏好道路時，會顯著增加對道路很不滿意和較不滿意的人數(shù)(0.0889和0.0950)，減少對道路較滿意和非常滿意的人數(shù)(-0.0824和-0.107)。這說明，當(dāng)村民比村干部更偏好道路時或者村干部比村民更偏好道路時，村民對道路滿意度的分布總體上從滿意向不滿意發(fā)生移動，即當(dāng)村民需要道路而村干部未意識到或者村干部過度理解村民需求意愿時，村民不滿的情緒會非常明顯。

表5 干群偏好差異對村民公共投資滿意度的影響(平均邊際效應(yīng))：有序Logit固定效應(yīng)模型

當(dāng)村干部比村民更偏好學(xué)校時，會顯著增加對學(xué)校很不滿意和較不滿意的人數(shù)(0.0251和0.0846)，而減少對學(xué)校較滿意和非常滿意的人數(shù)(-0.0823和-0.576)。這說明，當(dāng)村干部比村民更偏好學(xué)校時，村民滿意度的分布也從滿意向不滿意發(fā)生移動。

綜上，假設(shè)1得到了驗證，即干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度產(chǎn)生負(fù)向影響。這個現(xiàn)象在道路和學(xué)校上尤其顯著。

干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度產(chǎn)生的負(fù)向影響，為什么會在道路和學(xué)校兩種公共物品上更為突出呢？考慮到道路是村民每天直接能夠接觸并且使用的公共物品，村民對于道路建設(shè)有著最為直觀的感受。同時，道路本身具有連接屬性，這正是道路不同于其他公共物品的重要屬性。提高道路的通達(dá)性，能夠顯著增加其他公共物品(例如診所、學(xué)校等)的使用率和受眾范圍[4,11]，從而提升農(nóng)村居民的福利水平。因此，當(dāng)村干部和村民對道路的偏好發(fā)生偏離時，無論是村民比村干部更偏好道路，希望村內(nèi)道路質(zhì)量改善，還是村干部比村民更加偏好，即村民認(rèn)為村干部沒有必要在道路上進(jìn)行過多的投資，這兩種現(xiàn)象都會帶來村民公共服務(wù)滿意度的下滑。

值得注意的是，在學(xué)校這項公共物品上，村干部比村民更偏好時，村民的滿意度會顯著降低。造成這種現(xiàn)象的潛在原因有兩個：第一，部分村民的孩子正在鎮(zhèn)上或者縣里上學(xué)，沒有享受到村內(nèi)學(xué)校的資源，因此他們對于村內(nèi)的學(xué)校投資意愿較低。第二，由于村內(nèi)地理位置、師資條件等客觀因素的限制，村內(nèi)學(xué)校的投資收效甚微，也可能導(dǎo)致村民對于學(xué)校的偏好程度與村干部發(fā)生偏離，進(jìn)而降低村民對于學(xué)校這項公共投資的滿意程度。

(三)性別異質(zhì)性檢驗

表6報告了加入性別與偏好差異交互項后的回歸結(jié)果，表7報告了根據(jù)性別分樣本回歸后的結(jié)果。結(jié)果顯示，在道路方面，干群偏好差異對村民道路滿意度的影響存在顯著的性別差異(表6)；當(dāng)男性村民與村干部在道路上發(fā)生偏好差異時，男性村民的公共服務(wù)滿意度下降，而當(dāng)村干部比女性村民更偏好學(xué)校時，女性村民的公共服務(wù)滿意度下降幅度更大(表7)。綜上，假設(shè)2得到部分驗證。即干群偏好差異與村民公共服務(wù)滿意度的關(guān)系將隨著性別不同，在不同種類公共物品上有著不同的體現(xiàn)。

表6 干群偏好差異對村民公共投資滿意度影響的性別差異(幾率比)：交互項

農(nóng)戶通常被認(rèn)為是一個基礎(chǔ)決策單元。然而，不論男女老少，他們在出資提供公共物品時都面臨著不同的機會成本；同時，即使是一個家庭中的男主人和女主人，他們對于同一種公共物品獲得的效用都可能是不同的[19]375。當(dāng)一個農(nóng)戶中對于同一種公共物品出現(xiàn)兩種甚至更多不同效用函數(shù)時，關(guān)注個體效用是非常有必要的。

考慮到不同個體對于同一種公共服務(wù)的效用可能是不同的，而居民異質(zhì)性會導(dǎo)致通過集體行動(例如投票)來決策如何提供公共服務(wù)的能力下降[39-40]，因而降低村莊的公共服務(wù)提供效率，導(dǎo)致居民生活福利水平的降低。與此同時，部分學(xué)者的研究指出，更加廣泛的市民參與可以促進(jìn)公共資源更好的分配，因為這種方式可以減輕居民異質(zhì)性帶來的負(fù)面影響[41-43]。公共投資中更多體現(xiàn)女性意愿不只是改善女性的公共服務(wù)利用水平的重要前提[18]1443；同時，讓女性發(fā)聲可以提升全村人民的福利水平，甚至促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提升[19]401-402。然而，當(dāng)前我國農(nóng)村的村干部大多是男性，家庭成員參與村內(nèi)會議也以男性為主。因此，從性別視角研究男女對于公共服務(wù)偏好優(yōu)先序以及滿意度的不同，可以為提升公共服務(wù)配置的效率、增進(jìn)居民福利提供更有針對性的參考。

表7 干群偏好差異對村民公共投資滿意度影響的性別差異(幾率比)：分樣本異質(zhì)性

六、結(jié)論與啟示

本文基于2007—2015年中國農(nóng)村發(fā)展調(diào)查面板數(shù)據(jù)，采用有序Logit固定效應(yīng)模型，分析了村干部與村民的公共投資偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度的影響及其性別異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)，村干部與村民的偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度有顯著的負(fù)向影響，這種影響在道路和學(xué)校兩項公共服務(wù)中最為突出。男性和女性在不同類別公共服務(wù)的投資偏好和滿意度兩方面均存在系統(tǒng)性差異。這種差異導(dǎo)致兩者對公共服務(wù)的關(guān)注重點不同：男性村民在農(nóng)村道路上的偏好差異會降低其滿意度，而當(dāng)村干部更加偏好學(xué)校時，女性村民的滿意度下降幅度更大。

當(dāng)前我國正處于推進(jìn)鄉(xiāng)村振興，著力解決發(fā)展不平衡、不充分問題，邁向共同富裕的重要時期。提高公共投資的有效性是這一時期促進(jìn)農(nóng)村發(fā)展與城鄉(xiāng)融合的關(guān)鍵，而信息不對稱是阻礙農(nóng)村公共投資有效性的主要因素之一。本研究從干群投資偏好差異視角刻畫信息不對稱，并研究了其在不同種類公共物品方面對村民公共服務(wù)滿意度的影響，進(jìn)一步豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)，同時為政府提高不同類型公共物品供給的有效性提供了參考。此外，婦女是農(nóng)村常住人口中的重要主體，也是經(jīng)濟社會發(fā)展中的弱勢群體之一。從性別視角關(guān)注干群偏好差異與村民公共服務(wù)滿意度，有助于提高農(nóng)村公共物品供給的包容性，提升女性村民的福利水平，進(jìn)而促進(jìn)社會公平。

與已有研究相比，本文在數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)、分析方法上有一定改進(jìn)，但仍存在不足。首先，本研究在經(jīng)過個體匹配以后，總樣本量較小。在今后調(diào)研中，可以通過跟蹤訪問家庭中同一個個體，擴大樣本規(guī)模，提升估計結(jié)果的精確性。其次，本文僅對公共服務(wù)的有效提供進(jìn)行了初步探索，干群偏好差異對村民公共服務(wù)滿意度的影響路徑仍有待進(jìn)一步挖掘。