一、引 言

农村村务信息公开直接关系到农村居民参与公共决策和维护自身权益。一方面，村委会作为地方自治机构，其行为直接影响到农民的公共福利。与农民相关的公共福利很多，包括公共教育、公共医疗、社会保障以及基础设施建设等等，这些都直接或间接地影响到他们的收入水平。为了确保农民的公共福利不受到损害，村委会应接受农民的监督，而信息公开是保证农民有效监督的必要保障。另一方面，农村财政作为公共财政的一部分，实现公共服务均等化是其基本目标之一。而我国要实现公共服务均等化，其关键在于提高农村的公共产品和公共服务供给，从而缩小农村与城市之间公共服务的差距。“公共服务均等化”是在2007年党的十七大报告中提出，但实现该目标是一个长期的过程，不仅需要财政投入的支持，也需要农村居民自身的监督，以确保财政资金落到实处。

长期以来，部门间公共品供给配置的城市偏向和各部门公共品需求在城乡二元结构下追求利益最大化，共同导致了农村公共产品供给不足（高彦彦等，2012）。然而，农村公共产品具有临时性、阶段性和分散性等特点，地方政府很难有足够的财力提供所有的公共产品（董磊明，2015），公共产品的不足不仅会降低农村居民的福利水平，也束缚了农村的劳动生产力（赵永建，2012），因此需要通过村务信息公开等内生机制发挥相应的作用。习近平总书记在十九大报告中指出，“农业、农村、农民问题是关系国计民生的根本性问题，必须始终把解决好‘三农’问题作为全党工作重中之重”，所以关注农村公共品的提供问题也显得十分必要。《政府信息公开条例》在2008年已正式实施，然而信息公开对农村公共产品供给有怎样的影响，现有文献缺乏相关研究。但是该问题的研究，对进一步加强农村信息公开和如何促进农村公共产品的供给有较强的理论意义和现实意义。因此，本文在现有文献研究的基础上，利用实证研究的分析工具，深入分析村务信息公开对农村公共产品供给的影响，以期为农村公共产品供给提供对策建议。

由低周反复荷载试验可知，节点试件刚度随荷载及位移加载级数的增大逐渐降低。在试验弹性段，试件刚度较大且基本保持不变，卸载刚度取试件的初始刚度，试件开裂后刚度退化开始不断加快。鉴于此，本文对节点试件各阶段的正向及反向卸载刚度分别进行非线性拟合，K12、K34、K56表示节点正向受力时的卸载刚度，K1′2′、K3′4′、K5′6′表示节点反向受力时的卸载刚度，如图10所示。

二、文献综述

信息公开的作用是使得委托代理关系双方信息更加对称，规范代理方的行为，从而降低交易成本。Bennear和Olmstead（2008）利用1990年至2003年马萨诸塞州联邦517个社区的数据，研究了供水系统的强制性信息提供对饮用水违规行为的影响，结果表明信息公开制度使总违反行为减少30%至44%，并且将更严重的健康违法行为减少了40%至57%。而在政府与居民的委托代理关系中，居民作为委托方将公共资金委托给政府代为保管和使用，政府信息的公开会降低居民监督政府行为的成本。

信息公开通常可以用透明度来衡量，通常有政府透明度、政府财务透明度、财政透明度和预算透明度等指标，学术界一般使用财政透明度来测度政府信息公开的程度。理论层面，Heald（2012）将透明度分为四个类型——向上与向下（纵向）、对内与对外（横向），认为透明机制的结构会对公共政策造成一定的影响。Stiglitz（2002）认为更高的透明度可以降低权力滥用的可能性，并且也是良好的政府管理的基本要素。他认为信息公开是朝向民主化进程的重要一步。进一步，Zhang等（2004）通过对中国农村调查数据进行分析，认为选举和权力分配等民主方式有利于改善公共支出的分配。尽管不存在“一刀切”的方法使公共服务透明，但是采用多种透明机制可以增强对公民福利和自主权的保护，使得混合架构可以改善对“纯粹的”消费者主权和受托人托管的限制（Stirton和Lodge，2001）。Boehm和Olaya（2006）通过分析公共合同拍卖投标程序中透明度的作用，他们认为透明度能够有效地防止腐败和串通的发生，并且还能够加强竞争。从而在劳动力要素可以自由流动的情况下，地方政府为了吸引要素流入辖区会提供更多的公共产品。Jasanoff（2006）认为透明度可以使居民知晓政府决策，从而确保居民的利益不受损害。因此，从理论上来说，增强政府信息公开的力度或者提高透明度，能够增加居民的公共福利，使得居民享受到更多的公共产品或服务。

实证研究方面，国外和国内的文献都表明透明度能够影响政府的支出行为。国外方面，Reviglio（2001）认为提高透明度有助于实现公共支出控制。Yamamura和Kondoh（2013）使用日本1998—2004年的数据，分析了政府信息披露制度对政府建设支出比重的影响，研究发现信息披露制度减少了寻租活动给政府带来的损失，从而有效降低了政府建设支出之比重。Ohashi（2009）利用日本数据，运用双重差分法分析了透明度对采购成本的影响，发现透明度的提高将采购成本降低高达8%，从而使得政府有更多的支出用在公共品的提供上。国内的实证研究主要关注了财政透明度对财政支出结构的影响。刘佳（2015）使用2008至2012年的省级面板数据分析了财政透明度对财政支出结构的影响，发现财政信息公开有助于降低行政管理支出，而对于公共服务支出的影响并不明显。梁城城和王永莉（2015）进一步研究了财政透明度对公共支出中的科教文卫支出和社会保障支出的影响，发现财政透明度对于两者均表现出直接的促进作用。潘修中（2017）通过运用2009—2014年的省级面板数据发现，财政透明度降低了地方政府科技投入水平。

综合表2和表3的分析结果可知，财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径的种类对四种公共品供给的影响程度不同，这可能与各种公共品的特点有关。一般来说，路灯、健身设施以及乡村容貌的整洁程度需要的投资相对较少，比较容易提供，从而比较容易受到财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径的种类的影响（尽管影响程度不完全相同）。而道路的提供则不同，它需要更多的资金支持，提供起来较为困难，因此受三者的影响程度小。为了验证上述的回归结果与解释，本文进一步使用倾向得分匹配法分析村级信息公开对农村公共产品供给的影响。

施工技术人员在确定钻孔孔深以及孔位之后，还应做好杂物的清理工作，以免出现塌孔以及泥浆沉淀问题。在实际施工过程中，技术人员清孔时应采用正循环与反循环钻机的方法。在稳定的土质结构中，清孔应采用真空吸泥机，以免导致土层坍塌问题。一般应清两次孔，在结束成孔作业后在进行一次清孔操作，以便准确测量孔深。在安装完钢筋笼后还应进行第二次的清孔操作，并观察流出水体以明确是否需要进行第三次清孔。若流水比较干净不存在超过1cm的粗粒渣，且孔底泥浆粘度小于28Pa时，则清孔符合要求。

综上可知，国内外的大多数文献主要集中于研究财政信息公开对财政支出（结构）的影响，而财政支出（结构）仅仅是政府在财政资金上的配置，而居民直接感受到的是自身享受到公共品的多寡。由于公共产品的供给难以通过直接加总获得，因此现有文献很少有涉及财政信息公开对公共产品供给的影响相关的研究。

国内实证分析农村公共品供给的研究主要从微观层面和宏观层面分析，如村庄自治和选举对农村公共品供给的影响（王海员、陈东平，2012）、农民工外出务工因素对农村公共品参与意愿影响（刘蕾，2016）、扩权改革对农村硬公共产品和软公共产品的影响（李永友、陆晨晨，2012）、转移支付和政府竞争等因素对农村教育医疗等公共福利的影响（李雪松、冉光和，2014），而很少有文献实证分析基层政府信息公开制度对农村公共产品供给的影响，为此本文使用中国劳动力动态调查数据，对这一问题进行深入剖析。本文可能的创新点如下：（1）使用微观调查数据直接分析信息公开对于农村公共产品供给的影响，而现有的文献基本停留在省级政府财政信息公开（财政透明度）对于财政支出影响的宏观层面，这与之前的实证研究有所区别。（2）国内省级层面的实证研究鲜有直接使用信息公开频率或途径种类测度信息公开，本文使用多个指标衡量村级信息公开，从四个指标衡量公共产品的供给情况。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用的数据来源于“中国劳动力动态调查”（China Labor-force Dynamics Survey，简称CLDS）。它是全国第一个以劳动力为主题的全国性跟踪调查。CLDS的目的是通过对中国城乡以村（居）为追踪范围的家庭、劳动力个体开展每两年一次的动态追踪调查，系统地监测村（居）社区的社会结构和家庭、劳动力个体的变化与相互影响，建立劳动力、家庭和社区三个层次上的追踪数据库，从而为进行实证导向的高质量的理论研究和政策研究提供基础数据。

CLDS聚焦于中国劳动力的现状与变迁，内容涵盖教育、工作、迁移、健康、社会参与、经济活动、基层组织等众多研究议题，是一项跨学科的大型追踪调查。CLDS样本覆盖中国29个省市（除港澳台、西藏、海南外），调查对象为样本家庭户中的全部劳动力（年龄15至64岁的家庭成员）。在抽样方法上，采用多阶段、多层次且与劳动力规模成比例的概率抽样方法（multistage cluster，stratified，PPS sampling）。CLDS于2011年在广东省开展了试调查，于2012年完成第一次全国性调查，并于2014年完成了第一轮追踪调查。本文使用的数据为2012年和2014年村委会调查问卷数据，其中2012年的村委会调查样本共计174个，2014年的村委会调查样本共计397个，两个年份共计571个观察值。村委会调查问卷对村委会人口、土地与经济、基层组织、环境、设施、社会以及村史等情况进行了全面的调查，并且包含了访员自填的问卷。

（二）变量定义与描述性分析

被解释变量为农村公共产品的供给，主要包括路灯（ludeng）、健身设施（jianshen）、交通硬化路面比例（lumian）以及村庄容貌的整洁程度（tidy）四个指标。其中，路灯和健身设施为虚拟变量，如果有则赋值为1，否则为0。交通硬化路面比例以实际数值大小确定，取值范围为0～100%。村庄容貌的整洁程度采用10分制，取值介于1～10之间，其中1表示“很乱”，10表示“很整洁”。

其中，模型左侧为被解释变量，分别为交通道路硬化路面比例和乡村容貌的整洁程度。右侧的解释变量，与模型（1）和模型（2）相同。

表2报告了村务信息公开对路灯、健身设施供给的影响回归结果，回归使用了Probit模型。其中，第（1）至（3）列、第（5）至（7）列分别在控制变量的基础上引入了财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径三个主要解释变量，而第（4）和第（8）列则是在控制变量的基础上同时加入三个变量。根据第（1）列和第（5）列回归结果可知，村级财务信息公开频率对路灯和健身设施的供给有显著的促进作用，显著性水平均为5%。根据第（2）列和第（6）列的回归结果可知，村务信息公开频率显著促进了路灯和健身设施的提供，分别在1%和10%的显著性水平上显著。根据第（3）和第（7）列的回归结果可知，信息发布的途径对路灯的供给影响不显著，但是影响为正；而其对健身设施的影响显著为正，并在5%的显著性水平上显著。

控制变量主要有距离县城或区政府的距离（county），距离乡镇政府/街道的距离（village），是否为大中城市郊区（city），是否为乡镇政府所在地（town），居民人均收入水平（income），党员数量（dangyuan），人口密度（density），地势（dishi）以及是否为东部地区（east）。表1报告了所有变量的描述性统计结果，从被解释变量来看，路灯和健身设施的均值均为0.48，说明在调查样本中约有48%的农村提供了路灯和健身设施；交通道路硬化路面比例的均值为62.58%，说明调查样本中农村接近2/3的道路为硬化路面；乡村容貌的整洁程度的平均值为6.97，说明调查样本中的农村整洁程度处于良好水平（满分为10分）。解释变量方面，财务信息公开频率、村务信息公开频率的均值分别为3.09和3.35，说明样本中的村委会财务信息和村务信息的公开频率介于“一季度一次”到“一个月一次”之间；居民信息发布途径种类均值为1.85。其他解释变量描述与此类似，不再赘述。

国际数学教育大会（International Congress on Mathe- matical Education，简称ICME）是ICMI直接主办的国际会议，是全球规模最大、水平最高的数学教育的学术大会．

表1 变量的描述性统计结果

说明：根据国家统计局的划分标准，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省（直辖市） 数据来源：根据stata计算得来

（三）模型设计

1.基准回归

考虑到被解释变量的特点，其中ludeng和jianshen为二元虚拟变量，lumian和tidy为连续变量，因此本文分别使用Probit模型和OLS模型分析村级信息公开对农村公共产品供给的影响。其中Probit模型如下：

模型（1）和（2）左侧分别代表社区交通道路有路灯和有健身设施的概率，模型右侧代表影响这两种公共产品提供概率的影响因素。其中openness为信息公开，包括财务信息公开频率（cwpl）、村务信息公开频率（zwpl）以及信息公开的途径（ways）。control代表所有的控制变量，一共有9个，分别是距离最近县城/区政府（county）、距离最近乡镇/街道政府（village）、是否为大中城市郊区（city）、是否为乡镇政府所在地（town）、人均年收入（income）、党员数量（dangyuan）、人口密度（density）、地势（dishi）以及是否位于东部省份（east）。α0为常数项，α1为解释变量的估计系数，ξ为残差。

1.1 资料来源 对西电集团医院2015年1月-2017年1月收治的80例子宫内膜异位症合并不孕患者的临床资料进行回顾性分析，纳入标准：所有患者术前均接受性激素6项检查，均初步证实有盆腔疾病存在；排除标准：将其他因素引发的不孕等患者排除在外。依据治疗方法将这些患者分为腹腔镜术联合GnRH-α治疗组(联合组，40例)和单纯腹腔镜术治疗组(单独组，40例)两组。联合组患者年龄24～41岁，不孕时间1～9年。单独组患者年龄25～41岁，不孕时间2～9年。两组患者的一般资料比较，差异无统计学意义(均P>0.05)，具有可比性。见表1。

对于lumian和tidy两个变量，本文主要使用OLS模型回归，具体模型如下：

宝玉爹说，这本来是岳舞台老生泰斗丁爱田老先生的绝活，一次偶然的机会，我找他的徒弟偷学了一点，也只不过学了一点皮毛而已。

2.倾向得分匹配（PSM）

本文将财务信息公开频率（cwpl）、村务信息公开频率（zwpl）以及信息公开的途径（ways）三个变量平均值以下的样本个体作为控制组（treatment=0），而大于平均值的个体作为处理组（treatment=1）。则平均处理效果（average treatment effect）如下式所示：

为了进一步分析信息公开对农村公共产品供给的影响，本文使用倾向得分匹配法估计信息公开这一政策的具体实施效果。该方法可以消除因其他因素影响带来的选择性偏误。其主要的思想是，从控制组（control group）中选择出一个或者多个与处理组（treatment group）特征条件相同或者相似的个体与之匹配。其目的是使得控制组与处理组之间的协变量趋于平衡，满足“共同支撑假设”和“平衡性假设”。

采用小参数展开到3阶的方法解析研究了位于球坐标空间的无黏、 无旋、 不可压缩流体在常压支撑下的球面RT不稳定性前4次谐波的幅值演化. 为了更好地理解由不稳定性初始扰动界面曲率所引起的BP效应, 以及包括平面、 柱面和球面RT不稳定性的空间效应对RT不稳定性的影响, 将球面情况下的谐波幅值和平面以及柱面RT不稳定性谐波幅值做了对比.

其中，ATT表示平均处理效果，其本质为两个条件概率的差值；Public代表村级提供的公共产品，包括路灯（ludeng）、健身设施（jianshen）、交通硬化路面比例（lumian）以及村庄容貌的整洁程度（tidy）四个指标；Public1i和Public0i分别代表同样一个样本村在处理组和控制组时的输出结果；X代表所选取的匹配变量，或称为协变量，具体为上述模型中的所有控制变量。

四、实证结果分析

（一）基准回归：Probit和OLS回归结果分析

考虑到模型中解释变量之间如果存在多重共线性，可能会使估计系数变得非有效以及显著性检验失去意义等后果，因此在回归之前对所有解释变量做相关系数矩阵分析。通过相关系数矩阵，发现仅cwpl与zwpl两个变量系数为0.475，其他变量相关系数绝对值均低于0.3，在可接受的范围之内。另外，本文还在回归之后估计了方差膨胀因子（VIF）的大小，通过检验发现所有变量的方差膨胀因子均小于10，即均通过多重共线性检验。所以，总体而言解释变量之间不存在严重的多重共线性，从而模型估计的结果较为合理。

核心解释变量为村级信息公开，本文主要从三个维度衡量村级信息公开，分别是公布财务信息的频率（cwpl）、公布村务信息的频率（zwpl）以及发布信息途径种类（ways）。信息公开频率越高，cwpl和zwpl的值越大。其中，公布信息的频率为“一月两次及以上”赋值为5，“一月一次”赋值为4，“一季度一次”赋值为3，“一年一次”赋值为2，“很少或从不公布”赋值为1。信息发布途径主要有6种，分别为“宣传栏/黑板报”“传单”“广播”“村网站”“短信平台”以及“其他方式”等。信息发布的途径越多，ways的值越大，其取值为介于0～6之间的整数。

天上的云静静地停那儿了。我搂着她，说：“呦呦姐，我想我们都疯了。”别呦呦说：“人活着，就要疯几回，不然活着有什么劲呢？”

根据第（4）列和第（8）列回归结果可知，同时加入三个变量后，尽管财务信息公开频率对路灯供给的影响系数不显著但是影响方向仍然为正，信息发布途径对路灯的供给影响仍为正但不显著；财务信息公开频率和村务信息公开频率对健身设施供给的影响变得不显著，但是影响方向仍然为不变。

从控制变量来看，虽然距离县城（区政府）或者乡镇政府（街道）的距离越远，路灯和健身设施提供的概率越小，但是变量county不显著，而village更加显著，并且均在1%的显著性水平上显著。在大中城市郊区或者位于乡镇政府的农村，提供路灯和健身设施的可能性更大，但是city和town两个变量仅在个别方程中显著。人均收入越高，村级提供路灯和健身设施的概率越大，但是该指标并不显著。党员数量对路灯和健身设施供给均有正向影响，但对健身设施的供给影响更为显著。人口密度对路灯和健身设施供给都有一定的正向影响，说明人口越稠密的农村，这两类的公共品供给的可能性越大。地势对路灯和健身设施供给影响为负，但均不显著。相对于中西部地区，东部地区供给路灯和健身设施的概率更大。

表2 村级信息公开对路灯和健身设施供给的影响（Probit模型）

注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平上显著；括号内为标准误

表3报告了村级信息公开对农村交通道路硬化路面比例、乡村容貌整洁程度的影响回归结果，回归使用了OLS模型。与表2类似，第（1）至（3）列、第（5）至（7）列分别在控制变量的基础上引入了财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径三个主要解释变量，而第（4）和第（8）列则是在控制变量的基础上同时加入三个变量。

表3 村级信息公开对农村交通道路硬化路面比例和乡村容貌整洁程度的影响（OLS模型）

注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平上显著；括号内为标准误

首先关注村级信息公开对农村交通道路硬化路面比例的影响。从表2模型（9）至（12）可以看出，不论是三个变量分别加入，还是同时加入，财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径对农村交通道路硬化路面比例的影响均为正，但是不显著。这可能是因为：相比于路灯、健身设施或者乡村容貌整洁等三类公共品，交通道路这类公共产品需要更多的投入，更多地受制于地方财力的影响。因此，尽管信息公开对于交通道路建设有一定的促进作用，但是影响程度有限。

其次是村级信息公开对乡村容貌整洁程度的影响。从表3的模型（13）可以看出，财务信息公开频率的乡村容貌整洁程度为负，但不显著，从系数的绝对值大小来看，该值较小，所以其负向作用基本可以忽略不计。从模型（14）可以看出，在5%的显著性水平上，村务信息公开频率显著促进了乡村容貌整洁程度；在保持其他变量不变的条件下，村务信息公开频率每提高一个单位，可以使乡村容貌整洁程度平均提高0.225个单位。从模型（15）可以看出，信息发布途径同样明显促进了乡村容貌整洁程度，并且在10%的显著性水平上显著；在保持其他变量不变的条件下，信息发布途径每增加一种，可以使乡村容貌整洁程度平均提高0.215个单位。

大概一个多星期，我的症状再次加重了。但这次没有雾霾。也没有雪。老婆再次提及去省城，我依旧拒绝。老婆不悦，说我太固执，早晚会在这方面吃亏的。我说：你少给我扯，这和我固执没关系，是因为这个冬天一直没有下雪。

本研究表明基础肝脏疾病不同的HBV-ACLF患者临床特征和预后有所不同，WGO推荐的分类适用于中国HBV-ACLF患者。ACLF概念需要强调识别基础肝病，这有利于临床患者的管理和治疗。本研究属于单中心、回顾性研究，具有一定局限性；另外，WGO认为ACLF中急性打击导致的器官衰竭应涵盖肝内及肝外脏器，而本研究纳入患者均以肝脏功能衰竭为主要表现，未纳入单纯肝外脏器衰竭者。中国ACLF的概念将来是否要完全或者部分采用WGO-ACLF概念，还需要进一步深入研究。

由此可见，对成功老化的研究，已从医学的角度过渡到社会学与心理学的多元视角，成功老化至少可以体现在生理、心理和社会活动3个层面。基于前人的研究，本文将从身体活动对老年人生理、心理及社会活动的影响3个方面进行梳理，并整合其总体作用功效，探讨身体活动对成功老化的促进作用。

从控制变量来看，农村公共产品供给也受到了地理区位的影响。总体来说，距离城镇越近或者位于东部省份的农村，公共产品的提供越多。

（二）进一步分析：倾向得分匹配（PSM）分析

为了进行倾向得分匹配分析，需要构造控制组和处理组，本文将财务信息公开频率、村务信息公开频率以及信息发布途径种类三个变量高于各自平均值的村庄视为处理组，反之视为控制组。

控制变量方面，虽然county和village对农村交通道路硬化路面比例的影响均为负，但是village更加显著，在模型（9）至（12）中均在10%的显著性水平下显著，说明距离乡镇政府（街道）的距离越远，交通道路硬化路面比例就越低，但是距离县城（区政府）远近与交通道路硬化路面比例关系不大。county和village对乡村容貌整洁程度的影响均为负，但是county较为显著，说明距离县城（区政府）越远，乡村容貌整洁程度越低，而距离乡镇政府（街道）的远近与乡村容貌整洁程度关系并不明显。city对农村交通道路硬化路面比例的影响不显著，但是对乡村容貌整洁程度影响显著，说明位于大中城市郊区的农村乡村容貌整洁程度更高。town对农村交通道路硬化路面比例和乡村容貌整洁程度的影响均不显著。人均收入水平对农村交通道路硬化路面比例和乡村容貌整洁程度均有促进作用，但是仅对乡村容貌整洁程度影响显著。党员数量多少对农村交通道路硬化路面比例和乡村容貌整洁程度影响为正，但不显著。人口密度同样对两者影响不显著。地势对农村交通道路硬化路面比例影响不显著，而对乡村容貌整洁程度影响显著为正，说明相对于平原或丘陵，山区地势的农村环境更好、乡村容貌更佳。east对农村交通道路硬化路面比例的影响为正，并且仅在模型（9）和（10）中显著；east对于乡村容貌整洁程度影响不明显，说明乡村容貌整洁程度不存在显著的东中西区位差异。

但这样的局面不可持续，因为学生既然不听老师话，也就会质疑其他老一辈包括领导的话，当时马克思的名句“怀疑一切”是许多学生的座右铭，从学校起始的“文化大革命”就因为小将不完全受当局控制，乃由工宣队（全名叫“工人毛泽东思想宣传队”，下同）与军宣队进驻学校（在农村则有农宣队），当然并非仅仅宣传，而是掌控领导。一些学校的红卫兵试图抵制，如清华，还发生了武装冲突。随后便有上山下乡运动，尤其中学红卫兵，几乎统统去了农村，“接受贫下中农再教育”，也就是说还得认师，不过换了一批老师。

以最近邻匹配为例，对匹配效果进行说明。图1中的1a和1b分别给出了cwpl高于平均值的村委会（处理组）和cwpl低于平均值（控制组）的村委会匹配前后核密度图，类似地，1c和1d分别给出了zwpl高于平均值的村委会（处理组）和zwpl低于平均值（控制组）的村委会匹配前后核密度图，1e和1f分别给出了ways高于平均值的村委会（处理组）和ways低于平均值（控制组）的村委会匹配前后核密度图。通过比较匹配前后倾向值的概率分布，可知三对样本控制组和处理组在匹配前的概率分布差异非常明显，而在完成匹配之后发现三对样本控制组和处理组概率分布差异有所减小，说明匹配效果较好。采用核匹配和半径匹配方法，可以得到类似的核密度图，在此不再呈现。

本文还对匹配前后的样本进行了平衡性检验（见表4），检验结果表明本文对于匹配变量的选取具有一定的合理性，因而估算的结果也是准确的。

图1 倾向得分核密度图

表4 匹配前后的平衡性检验

本文使用bootstrap进行500次自助抽样估算平均处理效果，表5报告了使用PSM最近邻匹配方法估算出的平均处理效果。从表5中可以看出，cwpl对路灯和健身设施供给的平均处理效果分别在1%和5%的显著性水平上显著，而对交通道路硬化比例和乡村容貌整洁程度的平均处理效果不明显。cwpl对路灯和健身设施的平均处理效果分别为0.2456和0.2412，这表明相对于财务信息公布频率低的农村而言，财务信息公布频率高的农村路灯和健身设施这两类公共品供给的可能性分别会增加24.56%和24.12%。

表5 信息公开对公共产品影响的平均处理效果（ATT）

注：***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平上显著异于零

zwpl对路灯和健身设施供给的平均处理效果均在5%的显著性水平上显著，同样对交通道路硬化比例和乡村容貌整洁程度的平均处理效果不明显。zwpl对路灯和健身设施的平均处理效果分别为0.1721和0.1475，这表明相对于村务信息公布频率低的农村而言，村务信息公布频率高的农村路灯和健身设施这两类公共品供给的可能性分别会增加17.21%和14.75%。

ways对路灯和健身设施供给的平均处理效果不显著，但是对交通道路硬化比例和乡村容貌整洁程度的平均处理效果均在5%的显著性水平显著。ways对交通道路硬化比例和乡村容貌整洁程度的平均处理效果分别为17.3777和0.5879，这表明相对于信息发布方式少的农村而言，信息发布方式多的农村交通道路硬化比例会显著高出17.38%左右，乡村容貌整洁程度会提高约0.59。

综合以上的分析结果可知，村级信息三类指标均在不同程度上对路灯、健身设施、道路以及乡村容貌的整洁程度有一定的影响。根据PSM估计结果可知，相对于信息公开程度低的样本个体来说，信息公开程度高的村级样本提供了更多的公共产品。上述的分析结果同时部分印证了Probit和OLS模型的回归结果，但是也说明在考虑其他因素影响带来的选择性偏误的情况下，村级财务、村务信息公开频率对于“短平快”的公共产品影响较大，对于长期性或者需要较大投入的公共产品影响甚微；而信息公开途径的数量对前者作用不显著，对后者的促进作用更明显。

（三）稳健性检验

本文使用多种方法进行稳健性检验。第一，对于ludeng和jianshen两个二元变量，本文进一步使用OLS模型进行回归，回归后发现主要解释变量的符号以及显著性均没有发生变化。第二，对于倾向得分匹配分析，本文在最近邻匹配方法估算的基础上，进一步使用核匹配和半径匹配的方法，结果表明估算结果的显著性没有发生太大变化。因而，总体而言回归结果具有较强的稳健性。限于篇幅，稳健性分析结果不再报告。

五、结论与对策建议

本文主要分析了村级信息公开对农村公共产品供给的影响。本文分析的村级信息公开的衡量指标主要包括财务信息公开频率、村务信息公开频率以及发布信息的途径的数量等三个指标；而农村公共品供给包括路灯、健身设施、交通道路硬化路面比例以及乡村容貌整洁程度等四种农村公共品。通过运用Probit和OLS等计量模型发现：村级信息公开的三个指标对农村四类公共产品有着不同程度的影响。其中，财务信息公开频率和村务信息公开频率显著促进了路灯的供给，而发布信息途径的数量对路灯的供给不构成显著影响；三者对健身设施的供给均有显著的促进作用，对交通道路硬化路面比例的影响都不显著；村务信息公开频率、发布信息的途径的数量对乡村容貌整洁程度表现出显著的促进作用，而财务信息公开频率对乡村容貌整洁程度无显著的影响。

进一步在考虑其他因素影响带来的选择性偏误的情况下，通过构造处理组和控制组，运用倾向得分匹配法（PSM）对村级财政信息公开的平均处理效果（ATT）的分析结果表明：财务信息公开频率、村务信息公开频率对路灯和健身设施供给的平均处理效果均十分显著，而发布信息途径的数量对交通道路硬化路面比例以及乡村容貌整洁程度的平均处理效果也十分显著。倾向得分匹配法得出的结果，进一步验证了Probit和OLS模型得出的结论，说明村级信息公开有助于增加农村公共产品供给。除此之外，本文还发现农村公共产品的供给存在着显著的地区差异，主要体现在距离县城或者乡镇近、位于大中城市郊区或者乡镇政府所在地、处于东部省份的农村公共产品的供给更多。根据实证分析得出的结论，本文提出如下的对策建议：

第一，加大村级信息公开的程度，确保村民的利益得到有效的保护。具体可以从两个方面入手：一是提高村级信息公开的频率，可以将村级信息公开的频率从过去的一年一次，提高到一季度一次、一个月一次甚至一周一次，确保村民可以及时从当地政府获取与自身利益相关的信息。二是创新村级信息公开的手段。大数据时代的到来，对政府监管和社会治理都带来了巨大冲击，各国纷纷将大数据作为政府信息公开制度的重要变量，通过修改法律法规、出台新政等方式加以因应，为政府信息的再利用提供了很大的空间。作为处在最基层的村委会，应探索使用“互联网+”、新媒体（比如微信公众号或微博）等方式向村民提供信息。传统的信息发布途径，比如使用黑板、宣传栏或者传单等方式存在传播速度慢、成本高等问题，而利用大数据、互联网、新媒体等工具则可以克服传统方式上存在的问题。

第二，尽快完善《政府信息公开条例》，促进政府信息公开实现“常态化”。现行的《政府信息公开条例》自2008年5月1日正式施行后，对于推进我国政务公开发挥了积极作用，但在实施过程中遇到一些新问题。例如政府信息公开的范围不够具体，公开义务主体不够明确，对于应当公开哪些信息以及如何公开，实施主体存在不同理解和认识，在具体落实中容易引发争议。并且，由于现行条例规定的监督保障措施力度不够，导致各地方、各部门落实政府信息公开制度的情况不尽一致，因此应尽快对条例加以完善。

参考文献

［1］高彦彦，周勤，郑江淮.为什么中国农村公共品供给不足?［J］.中国农村观察，2012，（06）：40-52+93-94.

［2］董磊明.农村公共品供给中的内生性机制分析［J］.中国农业大学学报（社会科学版），2015，32（05）：69-75.

［3］赵永建.我国城乡发展差别的根源追索［J］.现代经济探讨，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，Fan 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］刘佳.地方政府财政透明对支出结构的影响——基于中国省级面板数据的实证分析［J］.中南财经政法大学学报，2015，（01）：21-27+158.

［15］梁城城，王永莉.财政透明度、财政支出分权与财政支出结构——基于省级面板数据的实证研究［J］.财会月刊，2015，（23）：70-74.

［16］潘修中.财政分权、财政透明度与地方财政科技投入［J］.科学管理研究，2017，35（01）：95-98+111.

［17］王海员，陈东平.村庄民主化治理与农村公共品供给［J］.中国农村经济，2012，（06）：72-84+96.

［18］李永友，陆晨晨.基层分权改革与农村社会公共品供给——基于DID方法的经验证据［J］.经济学家，2012，（07）：78-87.

［19］刘蕾.人口空心化、居民参与意愿与农村公共品供给——来自山东省758位农村居民的调查［J］.农业经济问题，2016，37（02）：67-72+111-112.

［20］李雪松，冉光和.中国式分权、政府治理与农村公共品供给研究——基于省级面板数据FGLS与System-GMM实证［J］.预测，2014，33（01）：33-38.