血浓于水：农村宗族如何助力公共投资？ | APSR顶刊译评

在民主制度或官僚体制有待健全的情境下，由社会团体制定并执行的非正式制度、规则和规范可否促进地方善治？回答前述问题的困难在于，定义和衡量非正式制度以及确定其因果效应方面的挑战。本文研究了宗族（中国农村非正式制度最重要的载体之一）对地方公共产品支出的影响。通过运用1986-2005年220个中国农村的面板数据，研究发现出身于村中两个最大宗族的村领导会显著增加当地的公共投资。当宗族更有凝聚力时，这种关联就更强。宗族帮助地方领导人克服了为公共产品筹资的集体行动困境，但几乎没有证据表明宗族让地方领导人承担了责任。

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在民主制度或官僚体制有待健全的情境下，非正式制度可否促进善治，还是会成为地方治理的阻碍？在拉丁美洲、东欧与中亚，非正式制度往往滋生裙带关系、腐败以及黑社会运动，公民则因此被排除在国家提供的公共产品之外。而非正式制度也具有积极作用，例如乌干达和尼日利亚的传统制度提高了政府绩效，维护了政权稳定；中国农村的社会团体也能够增强当地政治问责，并促使当地政府提供更多的公共产品。这表明该问题可能不存在普适性的答案，但更清晰地了解非正式制度在特定社会环境中的作用，会加深学界对善治决定因素的理解。

然而，定义和衡量非正式制度以及确定其因果效应往往存在挑战。为解决前述问题，本文将非正式制度定义为由社会团体制定并执行的制度、规则和规范，并关注可能影响地方公共产品供给的一系列非正式制度。基于此，本文进一步探讨了在中国农村民主制度或官僚体制有待健全的情境下，非正式制度，尤其宗族承载的非正式制度，对地方公共产品供给有着怎样的影响，以及这种影响是如何通过集体行动和问责机制来实现的？

宗族是以共同的父系祖先为基础组织起来的，是中国农村最重要的社会团体。宗族承载的非正式制度能够促进地方公共产品供给，进而促进地方善治。本文认为，出身村中两个最大宗族的村领导会显著增加当地公共投资，当宗族更有凝聚力时，这种关联更强，且这种影响主要源于宗族的规则和规范而非成员数量。村领导在试图启动公共投资项目时，他可能会从两方面受到自己宗族的影响：首先，他可以得到他的宗族的帮助，利用宗族的社会力量来动员村民以实现资源汲取；其次，他可能在道德上受到他所在宗族规则的约束，以便他能够很好地利用现有的资源。无论在哪种情况下，大宗族都会因其在村里的优势地位而在公共产品供给方面主导小宗族。在非正式制度影响地方治理的程度上，同一村庄内出生于不同宗族的村领导会产生系统性的异质性。

此外，本文还探讨了大宗族非正式制度可能促进公共产品提供的两种可能的机制：集体行动机制和问责机制。集体行动机制得到数据支持，即大宗族村长在位时村民会缴纳更多税款，有助于村长克服集体行动问题；然而，问责机制缺乏有力证据，作者并没有发现证据表明大宗族的村长所花费的行政费用比小宗族的村长少。在考虑村支书和村党组织作用、大宗族村长能力特征及正式选举制度改善等因素后，该结论依然稳健。首先，大宗族的村长可能比其他人更有能力。其次，选举规则和程序等正式制度的逐步完善也可能有助于大宗族的村长与公共产品提供之间的联系。

本文使用了“乡村民主调查”（Village Democracy Survey, VDS）和“全国定点调查（National Fixed-Point Survey, NFS）”中1986-2005年期间220个中国村庄的面板数据。

本研究的解释变量为表示村长或村支书是否来自村里最大或第二大宗族的二元虚拟变量，这是基于宗族人口排序构建，因为研究认为大宗族拥有更丰富强大的非正式制度。

结果变量是1986-2005年期间村委会在引入村级选举后每年花费的公共投资额的对数（1000元），用于衡量公共产品支出情况。

控制变量涵盖多个方面，包括线性时间趋势以及来自全国定点调查的时变协变量，如村庄人口取对数、村庄家庭平均规模、人均耕地、人均收入取对数、村委会拥有资产取对数、村委会向上级政府缴纳的税费、从上级政府获得的转移支付总额以及每年迁出的村民人数。

本文的基准模型是以下双向固定效应模型：

其中y_it是t年村庄i的结果变量（例如，公共投资的对数值）；D_it,1和D_it,2是虚拟变量，分别表示第i村在t年的村长是来自其最大宗族还是第二大宗族；和是村庄和年份的固定效应；表示残差项。村庄和年份固定效应分别吸收村庄间的时变异质性和影响特定年份所有村庄的总体冲击。作者假定，在给定年份中，自变量和因变量在各村内部和各村之间进行剔除后，对于公共产品支出额而言，村长的选择是准随机的。

在进行稳健性检验和探索机制时，作者还使用了以下简化的规范：

其中D_it是一个虚拟变量，指示村长在t年是来自i村的第一大宗族还是第二大宗族。正如基准结果所显示的，β₁和β₂确实都很大而且都是正值，并且在大多数情况下，它们在统计上没有区别。因此，使用上述简化方法不会丢失太多信息。

（1）基准结果

表2显示了基准结果，这些结果由方程（1）的估计得出（第1列除外）。第1列显示了普通最小二乘法（OLS）回归的原始结果，该结果没有控制村庄的固定效应；两个村长虚拟变量的估计系数均为正值。在第2列中，当控制了年份和村庄固定效应后，两个村长虚拟变量的系数分别为0.412和0.303。两者在5%的显著性水平上都具有统计意义。这意味着，来自两个最大宗族的村长与公共投资支出增加35%至51%相关。在第3列中，作者控制了各省的线性时间趋势，估计值仍然保持稳定。在4列中，作者用村级线性时间趋势取代省级线性时间趋势，相关估计值分别为0.359和0.256，与基准结果相似。在第5列中，作者回到省级线性时间趋势，但增加了五个来自全国定点调查的时变控制变量，即村庄人口对数、村庄家庭平均规模、人均耕地、人均收入对数和村委会拥有的资产对数。这些控制变量反映了村庄的规模、人口、农业禀赋和经济资源。结果与第2列非常相似。

表2 大宗族村长和公共投资

接下来，作者考虑了村委会与上级政府之间的关系。在第6列中，作者额外控制了村委会每年从上级政府得到的转移支付总额对数和上交上级政府的税费总额对数。此外，为了考虑21世纪初以来农村人口向城市大量迁移的影响，作者还在回归中加入了每年迁出村庄的总人数。

结果表明，大宗族的村长与公共产品支出之间的关联是稳健的，不可能是由趋势因素、村级经济和人口变化或上级政府的差异化支持所驱动。由于在大多数情况下，最大宗族的村长和第二大宗族的村长的系数在统计上没有区别，因此在文章的其余部分，作者使用公式（2）的简化模型。

为了确定大宗族的村长与公共产品支出之间的因果关系，作者需要确保识别假设是有效的。作者创建了一组虚拟变量 dk , k = −5, −4, . . ., 0, 1, . . ., 4，其中k = 0表示两个最大宗族的村长上任的年份，其他值分别对应于相对于该年份的特定年份。例如，k=−1表示大宗族的村长取代小宗族的村长的最近年份的前一年，k =1表示后一年。所有五年或五年以上的年份都集中在一起，作为 k = −5表示的参考类别，而 k = 4 则包括大宗族的村长上任后四年或四年以上的年份。然后，作者用这组新的虚拟变量代替来估计方程（2）。虚拟变量的估计系数如图3所示。在两个最大宗族的村长上任之前，估计系数大多为负，且在统计上不显著。只有在大宗族的村长上任后，系数才转为正值，且在统计上显著。

图3 大宗族村长对公共投资的动态影响

表3显示，大宗族的村长与村小学设施投资和灌溉基础设施投资之间存在很强的关联。虽然水利基础设施的建设只能为大宗族带来利益，但在中国农村，村级小学很少受到歧视。因此，大宗族出身的村领导除了使宗族成员受益外，也使其他村民受益。此外，从长期来看，作者并没有观察到大宗族村庄的收入不平等程度恶化得更快。宗族俘获问题似乎没有人们想象的那么严重。

表3 不同投资类型下大宗族村长和村庄公共投资情况

为了进一步证明大宗族的非正式制度很重要，作者研究了样本村庄中大宗族的其他信息。当一个宗族的凝聚力较强时，它在村中就更有可能拥有更大的社会权力，因此，其规则也会得到更严格的执行。因此，作者预计，在大宗族凝聚力较强的村庄，大宗族的村长与公共产品支出之间的关联会更强。为了验证这一假设，作者研究了宗族凝聚力的两个指标：（1）最大或第二大宗族是否保留家谱记录；（2）是否保留祠堂。作者将这两个变量作为宗族凝聚力的替代变量。

在公共投资较多、基础设施较好的村庄，世袭祠堂的翻修可能会更有规律，而这是作者无法完全控制的。为了尽量减少这种偏差，如果祠堂的建造时间早于观察时段，则其指标编码为1，否则编码为0。由于家谱记录的保存需要宗族成员的不懈努力，因此出现此类偏差的可能性较小。

作者将大宗族的村长与宗族凝聚力的两个指标中的每一个进行交互，并将村长虚拟变量和交互项放入使用基准固定效应模型的回归中。作为比较，作者还使用了一个包含村长虚拟变量和表示两个最大宗族的总规模超过50%（大致为中位数）的虚拟变量之间的交互作用的模型。图4显示了结果。图4的面板A显示，公共产品支出与大宗族的村长之间的关联并不会随着两个最大宗族的总和规模的增加而增加。然而，图4的B和C面板显示，当大宗族更具凝聚力，即拥有家谱记录，特别是祠堂（分别占48%和17% 的村庄）时，大宗族的村长与更多的公共投资支出密切相关。这些结果表明，真正影响公共投资支出的不是大宗族的人数，而是该组织的社会性，很可能是它所执行的规则和规范。

图4 大宗族村长、宗族规模和凝聚力

加入对村支书的考虑，作者利用村支书的名称和村庄宗族结构的数据，定义了一个虚拟变量，表示村支书是来自村里最大的宗族还是第二大的宗族。作者首先考虑“一肩挑 (one-shoulder)”对结果的影响，在基准双向固定效应模型中加入了“村长”虚拟变量、“村支书”虚拟变量、“一肩挑”虚拟变量，以及“村长”虚拟变量与“村支书”虚拟变量之间的交互作用、“村长”虚拟变量与 “一肩挑”虚拟变量之间的交互作用，并在图5的面板A中显示了结果。根据假设，作者可以将五种情况与村长和村支书均来自小宗族且非同一人的参考情况进行比较：（A1）村长和村支书是同一个人，但他不是来自两个最大的宗族之一；（A2）村支书来自两个最大的宗族之一，而村长来自一个小宗族；（A3）村长来自两个最大的宗族之一，而村支书来自一个小宗族；（A4）村长和村支书都来自两个最大的宗族之一，但他们不是同一个人；（A5）村长和村支书是同一个人，并且来自两个最大的宗族之一。图5显示，在控制了村庄和年份的固定效应后，后四个方案的平均公共投资额显著高于参考方案。第一种情景（即来自小宗族的“一肩挑”）的影响为正，但在统计上并不显著。此外，在五种情景中，第四种情景下的公共产品支出水平最高，在该情景下，村长和村支书虽然不是同一个人，但都来自大宗族。这些结果表明，“一肩挑”不如村长和村支书的宗族成员身份重要。

图5 村领导和村党支部

接下来，作者考虑当村长和村支书来自同一宗族时的影响。过程与此类似。作者再次使用基准双向固定效应规格估计了一个“完全饱和 (fully saturated)”模型，并在图5的面板B中显示了结果。在参考方案中，村长和村支书来自不同的小宗族，作者将其与以下五种方案进行比较：（B1）村长和村支书来自同一个小宗族；（B2）村支书来自最大的两个宗族之一，而村长不是；（B3）村长来自最大的两个宗族之一，而村支书不是；（B4）村长和村支书均来自不同的大宗族；（B5）村长和村支书来自同一个大宗族。后四项给出了显著的估计值且估计值为正，但第一项却没有。当村长和村支书来自不同的大宗族时，公共产品支出水平最高（方案B4）。也就是说，只要村长和村支书都来自一个大宗族，他们就不一定来自同一个宗族。

最后，作者研究了村支部是否会增强村长提供公共产品的能力。作者再次使用 “完全饱和”模型来控制村庄和年份的固定效应。图5的面板C显示了结果。参考情景是：村长不在村支部，而且村长和村支书都不是来自最大的两个宗族之一。共有七种情景可供比较。在前三个方案中，作者将非来自两个最大宗族之一的村支书（估计的相关效应用点表示）与以下三种情况之一进行比较：（C1）村长是村支部的成员；（C2）村长来自两个最大宗族之一；（C3）村长来自两个最大宗族之一且在村支部中。其他四种情况的估计效应用三角形表示，即村支书来自两个最大宗族之一，并具有以下四种情况之一：（C4）村长既不来自大宗族，也不在村支部；（C5）村长在村支部，但非来自两个最大宗族之一；（C6）村长来自两个最大宗族之一，但不在村支部；（C7）村长来自两个最大宗族之一，并在村支部。除C1和C5外，其他方案的估计效应均为正数，且在统计上差异不小于零。在C1和C5方案中，村长在村支部中，但不是来自最大的两个宗族之一。同样值得注意的是：（1）在所有方案中，如果村长来自最大的两个宗族之一，其估计值都显著为正；（2）只要村长来自最大的两个宗族之一，就没有必要要求来自最大的两个宗族之一的村公共服务部门有更多的公共产品支出，这在方案C1与方案C5的比较中得到了明显的结果；（3）如果村长不是来自最大的两个宗族之一，那么来自最大的两个宗族之一的村支书的影响就变得不显著，方案C4显示了这一结果。

（2）断点回归

作者采用断点回归设计（RDD）来解决选举结果潜在的内生性问题。考虑到运用断点回归的问题和局限性，作者在图6中展示了断点回归设计的主要结果，图中显示了每个5%选票份额区间内的对数投资平均值，以及截点两侧的两个拟合曲线。断点回归估计值为0.573，标准误差为0.301。断点回归设计的结果与作者的主要发现一致，即大宗族的村长不经意地增加了公共产品支出。

图6 稳健性检验：断点回归

（3）机制检验

作者研究了两种机制，即集体行动机制和问责机制，通过这两种机制，非正式制度有可能促进公共产品的提供。首先，作者利用村民向村委会交纳税款的家庭层面数据，检验大宗族村长的存在是否与村民更容易采取集体行动有关。作者掌握了约三分之一样本村的家庭数据。表4列出了基于该样本的结果。

作者使用控制村庄和年份固定效应的基准模型，第1列显示，大宗族村长的存在与更多的征税有微弱关联。当大宗族的村长在任时，村民平均每年多缴纳13.2%的税款。但由于数据离散性较大，估计系数在统计上并不显著。在控制了村庄和年份固定效应的情况下，第 2列对征收额的对数与公共投资虚拟变量进行了回归。结果表明，在剔除了时间不变的村庄异质性和不随时间改变的总体冲击后，征税额与公共投资项目的存在高度相关；估计系数为0.304，在1%的水平上显著。在第3列中，作者加入了两个虚拟变量及其交互作用。

表4 大宗族村长和征税额

图 7（a）直观地显示了这一结果，即无论小宗族还是大宗族的村长在任，当有公共投资项目时，村民都会缴纳更多的税款。但平均而言，当村长来自大宗族时，村民向村委会缴纳的征税更高，因为在大宗族村长任期内，公共投资项目的频率更高。图 7（b）显示了公共投资对征税的直接分配影响。每个点都是以特定村收入百分位数的家庭向村委会缴纳的税款为因变量，以公共投资虚拟变量为自变量，通过单独的固定效应回归得出的估计系数。这表明，在有公共项目的情况下，村里的富人和穷人都缴纳了额外的税款。不过，图7和表4中第2列和第3列的回归结果并不意味着公共投资项目的存在与村民向村委会缴纳的税款之间存在因果关系，因为这两个变量都可能是大宗族的村长存在的结果。但研究表明，要实现公共投资项目，村长往往需要说服大多数村民为其买单。在某种程度上，大宗族的村长比小宗族的村长承担了更多的投资项目，因此可以得出这样的结论：大宗族有助于村长克服集体行动问题。

图7 公共投资与村民纳税额

其次，作者调查了是否有迹象表明大宗族的非正式制度对村长负责。作者考察了村委会的行政开支数额。使用基准模型并将行政支出占总支出的比例和行政支出的对数值作为结果变量，作者发现在控制了村庄和年份的固定效应后，大宗族的村长与行政支出的相关性几乎为零。尽管不能排除这种可能性，但作者并没有发现非正式问责机制的有力证据。

表5 大宗族村长和行政开支

（4）其他解释

作者讨论了观察到的大宗族的村长与更多公共产品支出之间的关联的两种替代解释，包括（1）大宗族的村长能力更强，以及（2）正式制度的改善。

首先，大宗族是否能选出更有能力的领导人？为了研究这种可能性，作者收集了村长的特征数据，包括正规教育年限、年龄、行政经验、经营企业经验、中共党员身份、历史家庭背景等，并在回归中对这些特征进行了控制。结果见表6。大宗族村长的估计系数几乎没有变化。事实上，观察到的村长特征，如教育程度和行政经验，似乎对公共投资额没有任何预测作用。证据并不支持中国农村的宗族有助于选拔出更有能力的领导人。

表6 大宗族、村长特征和公共投资

另一种解释是正式选举制度的改善。由于本文的数据集包含了选举规则和程序的详细信息，包括有争议选举（候选人多于职位数时为有争议选举）、公开提名、无记名投票、委托投票和移动票箱，因此可以检验主要结果是否由这些指标的变化所驱动。结果如表7所示。与所预料的一样，当在回归中对这些指标进行控制时，主要发现是稳健的。事实上，制度随时间的变化对公共投资额变化的解释力非常有限。此外，在引入竞争性选举和公开提名的两个子样本中，村长虚拟变量的估计系数略大。

表7 大宗族村长、选举制度和公共投资

本文发现，中国农村宗族的非正式制度——由宗族制定和执行的规则和规范——促进了地方公共产品的提供。大宗族村长的存在大大增加了地方公共产品支出。这种关系在大宗族持续保持世袭祠堂的村庄更为明显。考虑村支书和村党组织作用等因素后该结论依然稳健。本文探讨了两种可能的渠道：（1）非正式制度促进了村民为公共产品筹资的集体行动，（2）非正式制度让村长对村民负责。非正式制度促进公共产品提供的渠道中集体行动渠道得到较好支持，而问责机制缺乏证据。而对于本文没有完全回答的大宗族攫取基层政治的可能性以及正式和非正式制度的共同演变问题仍值得今后进行进一步研究。

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