Do Village Leaders Favor Their Clan Relatives in Industrial Poverty Alleviation——Evidence from the World Bank's Sixth Poverty Alleviation Project in China
-
摘要:
内生于农村宗族网络的村干部，在执行公共政策、分配公共资源时会“扶亲”吗？基于世界银行乌蒙山、六盘山贫困片区产业扶贫试点示范项目2018年中国3省8县40村1 149个样本截面数据的研究发现，村干部的同姓宗亲更可能参加项目，且在排除了农户能力和宗族势力的干扰后研究结果依然稳健。调节效应分析表明，民主监督和政府监督水平越高的村庄，村干部对其宗亲合作社参与的影响越强，这排除了精英俘获或偏袒行为，支持了村干部的动员效应假说，即村干部通过宗族网络动员影响了村民的项目参与决策。异质性分析发现，动员效应主要由村民委员会主任驱动。概言之，农村宗族网络在当下乡村治理进程中可以发挥良性作用，而民主监督和政府监督都能够促进这种效应，村民选举产生的村民委员会主任在利用宗族关系开展动员工作方面具有优势。应该全面认识宗族文化和宗族网络对农村社会治理的影响，在推进乡村治理现代化和产业发展过程中充分发挥宗族文化和宗族网络的积极作用。
Abstract:Embedded in the deeply rooted rural clan networks, do village leaders favor their clan relatives in policy implementation and public resources allocation? This paper aims to answer this question. Based on the monitoring data of a World Bank financed poverty alleviation and agriculture development project in China, we find that village leaders' clan relatives are indeed more likely to participate in the project. The result remains robust even when we control for household characteristics and clan size. We find that the higher the level of democratic and governmental supervision, the stronger the effect of village leaders on the project participation of their clan relatives, which excludes the existence of capture or favoritism, and supports the mobilization theory. In other words, village leaders did not favor their clan relatives in the project, but were more likely to mobilize them to participate in the project through the clan network. Moreover, we show that the effect is mainly driven by village chairmen rather than party secretaries, which also supports the mobilization theory. The main result remains robust even after eliminating abnormal data and replacing some variables.
-
Keywords:
- clan /
- cooperative /
- industrial poverty alleviation /
- elite capture /
- mobilized by village leaders
-
一. 问题的提出
自2003年粮食税取消以来，政府持续加强对农村公共服务的供给，出台多项重大政策、调动大规模资金，支持农业农村发展。“上面千条线，下面一根针。”政府为农村提供公共服务在很大程度上依赖村干部的支持。无论是脱贫攻坚还是全面推进实现乡村振兴，村两委始终处在农业农村政策执行和资金资源利用“最后一公里”的关键位置，发挥着重要作用。
“爱有差等，施由亲始。”宗族是农村根深蒂固的社会网络形式，人们的社会关系网络以血缘为纽带，以“己”为中心，向外一圈一圈推开，越靠近中心，关系越亲密[1]。村干部内生于宗族网络之中，在推进工作时必须面对这些社会关系和伦理价值，对其而言，在执行政策、分配资源时“帮亲”，在伦理上具有一定的正当性[2]。村干部会不会有意偏袒宗亲？这是在提升乡村治理能力和治理水平，推进各项政策落地并使其发挥效能过程中应该考虑的问题。
2020年，中国取得了脱贫攻坚战的胜利，实现了现行标准下绝对贫困的全面消除。回顾脱贫攻坚历程，产业扶贫作为精准扶贫“五个一批”工程之一，在促进农民增收、激发贫困群众内生发展动力方面发挥着重要作用。合作社是以农民为主体的自发组织，有着很强的益贫减贫价值，是产业扶贫的中坚力量。脱贫户可以参加合作社，在带动、互助中实现内源式发展[3]。产业振兴是五大振兴之首，在今后推动乡村产业发展以推进乡村振兴战略中仍需要发挥合作社的纽带作用。
精英俘获，指在发展或扶贫项目中精英获得不属于自身的公共资源或利益的过程[4]。其产生原因在于拥有不平等权利地位的参与者同时进入了发展项目[5]，常见于社区主导发展模式中。温铁军等较早在国内学界使用精英俘获概念，并将其应用于农民专业合作经济组织，指出部门利益逐渐主导了新农村建设的资源分配，使得农民专业合作组织中精英农户获利更多，小农户被“客体化”“边缘化”[6]。张晓山也指出，在政府资金和优惠政策注入龙头企业或大户领办合作社后，应当注意精英俘获问题[7]。李祖佩和曹晋则将精英俘获引入乡村治理领域，指出后税费时期精英俘获极大削弱了资源下乡的政治和社会效益[8]。在精准扶贫领域，学者就精英俘获也进行了诸多研究，发现在精准扶贫政策落实过程中会出现精英俘获问题，其中俘获者既包括政治精英[9]和经济精英[10]，也包括社会精英[11]。
在产业扶贫的相关研究中，许汉泽和李小云认为，产业项目申请阶段容易出现“精英俘获”和“弱者吸纳”现象，并指出产业扶贫背后存在着扶贫的社会道德逻辑与产业发展的市场化逻辑间的矛盾[12]。何毅和江立华认为，基层在产业扶贫实践中存在着村庄和个人两个向度的精英俘获，其中村庄被动俘获，个人主动俘获[13]。陈丽君等认为，“精英俘获”现象背后不仅仅是利益关联主体的主动俘获，也包括基层干部出于结构困境的被动选择(本文所涉及的俘获仅指精英的主动俘获)[14]。这些文献的共同点在于捕捉到了产业扶贫场域中精英俘获现象的特殊性，区别于直接发放扶贫资源，产业扶贫合作社项目往往将扶贫资金以入股的形式注入合作社，由合作社进行生产经营，再通过生产资料、分红、工资、土地租金等渠道增加贫困农户福利。在生产性强、市场化程度高的合作社经营模式下，扶贫资源的分配不再仅以是否贫困为依据，还要考量资金、劳动、土地、知识水平等要素，这为村庄精英提供了较大的俘获空间。遗憾的是，无论是合作社还是产业扶贫，已有研究对于精英俘获主要通过案例进行论证，缺乏依靠计量方法的实证检验。
此外，精英对于资源的俘获未必仅以个体为单位，还可能通过社会关系网络延展。这种俘获与偏袒的概念相近，往往以种族[15]、种姓[16]、家族[17]和部落[18]等族群关系为纽带。Vajja和White发现, 在世界银行社会基金项目中，社区权力和社会关系塑造了社区项目参与，精英可以通过自身参与直接介入发展项目，也可以利用其利益相关者间接影响项目[19]。
宗族是中国农村最重要的非正式组织，宗族关系是传统的儒家伦理关系，强调人与人之间的社会关系以血缘关系为核心，“一概家庭化之”[20]。宗族对于社会经济有着广泛且深刻的影响，学者在增加村民收入[21]、缩小收入差距[22]、阻碍乡村企业发展[23]、缓解农村贫困[24]、促进创业[25]、促进移民就业[26]等方面都进行了探讨。宗族关系更是深刻影响着乡村治理。村领导班子的组成与宗族结构密切相关，由民主选举产生的村干部大多为大姓，村民在村委会选举中普遍投票给本族候选人[27]。在日常治理中，小姓的村干部更难以开展工作[28]，来自大宗族的村干部则可以借助宗族这一非正式制度，通过劝说本族村民，以较低成本管理村庄，减轻政府财政负担[29]，提高工作效率[30]。同时，宗族与村级正式权力的关联实际上带来了宗族间难以进行集体行动、村庄民主监督不足等后果[31]。然而，村干部会不会受到宗族文化和宗族关系的影响进行偏袒或精英俘获呢？少有文献对此进行讨论和检验。
本文使用世界银行产业扶贫试点项目监测数据，通过实证方法进行因果识别，试图回答：在一项产业扶贫合作社项目中村干部有没有“扶亲”？“扶亲”既是宗族文化影响下村干部对宗族网络内成员(宗亲)的偏袒行为，也是一种政治精英与社会精英紧密关联下潜在的俘获。研究发现：第一，与主要村干部同姓的农户更可能加入项目合作社，这种差异不能被农户能力和宗族势力解释；第二，民主监督和政府监督水平越高，村干部宗亲在合作社参与上的优势效应越强，这不能被俘获解释，村干部动员是重要机制；第三，上述动员行为主要由村民委员会主任(下文简称村主任)进行，而非村党支部书记(下文简称村支书)。本文发现村干部会促进其宗亲参与扶贫合作社项目，但没有找到村干部“扶亲”存在的证据，而村干部的动员行为可以解释这种效应。
二. 数据来源与变量定义
一 数据来源
本文使用的是世界银行第六期扶贫项目的监测数据，该项目是原国务院扶贫办(现为国家乡村振兴局)与世界银行合作开展的贫困片区产业扶贫试点示范项目，具体内容为通过向合作社提供基础设施、设备、赠款和培训的方式，扶持农户建立农民专业合作社，增加农户尤其是建档立卡户的收入。该项目于2015年9月启动，共覆盖乌蒙山、六盘山两片区，四川、贵州、甘肃3省10市27县537个项目村，项目总投资18亿元。表 1为样本内享受资金支持的各项目合作社概况。如表 1所示，贫困片区内的项目合作社平均受世界银行资助金额为251.78万元，中位数达93.53万元，年均提供生产资料金额为16.65万元，年均开展4.22次技术培训。可见, 在雄厚的资金支持下，项目合作社为社员们提供了丰富的生产资料和密集的技术培训，这对处于集中连片特困地区的村庄而言是一项重要的外来资源。本文使用的是项目监测数据，该数据源自课题组抽取项目县开展的监测评估。经处理，本文使用的数据由2018年3省8县40村的1 149个观测值组成。
表 1 项目合作社概况变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 社员数量(人) 266.73 218.013 50.00 213.00 1 200.00 贫困户社员数量(人) 139.50 75.940 18.00 121.50 331.00 世界银行资助金额(万元) 251.78 413.847 0.66 93.53 2 000.00 年均提供生产资料次数(次) 0.75 0.899 0.00 1.00 4.00 年均提供生产资料金额(万元) 16.65 27.620 0.00 0.75 98.19 年均享受生产资料服务社员数量(人) 78.75 122.248 0.00 27.00 644.00 年均技术培训次数(次) 4.22 6.375 0.00 2.00 32.00 年均培训人数(人) 169.78 235.638 0.00 105.00 1 250.00 二 变量定义
本文的核心解释变量为是否与主要村干部同姓，将家户问卷中户主的姓氏与村级问卷中村支书、村主任的姓氏进行匹配，只要与其中一位主要村干部同姓便取值为1，都不同姓则取0。在异质性分析部分，本文还将核心解释变量拆解为是否与村支书同姓和是否与村主任同姓，用以讨论两种村干部主效应上的差异。本文的被解释变量为农户是否加入世界银行项目支持的产业扶贫合作社。
参考王宇锋[21]、郭云南等[25, 30]的研究，本文将前几大姓氏作为宗族势力的衡量指标，将户主姓氏与村级问卷中前三大姓氏分别进行匹配，得到是否为第一、第二、第三大姓三个虚拟变量作为重要的控制变量。在稳健性检验中，进一步将前三大姓氏各自的户数除以行政村总户数得到各大姓氏占比，再分别乘以是否为第一、第二、第三大姓三个虚拟变量，得到宗族网络规模以更加精确地刻画宗族势力。
本文控制了户主特征、家庭特征等控制变量，具体包括户主年龄、户主是否少数民族；家庭总人口、家庭劳动力平均文化水平、外出打工劳动力数量、健康人口占比、人均耕地面积、住房价值、人均总收入、人均总资产、借贷能力和人情往来收支，从人力资本、物质资本、社会资本等多个维度控制农户能力。
在机制变量方面，本文选用2014年本村召开村民大会次数和召开村民代表大会次数代理村庄的民主监督水平，选用村庄到县、乡(镇)政府的距离代理政府监督水平，以此对俘获机制进行识别。描述性统计结果如表 2所示。
表 2 描述性统计变量 观测量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 是否参加项目(是=1，否=0) 1 149 0.70 0.459 0 1 1 是否与主要村干部同姓(是=1，否=0) 1 149 0.22 0.412 0 0 1 是否与村支书同姓(是=1，否=0) 1 149 0.13 0.332 0 0 1 是否与村主任同姓(是=1，否=0) 1 149 0.11 0.317 0 0 1 是否第一大姓(是=1，否=0) 1 149 0.19 0.389 0 0 1 是否第二大姓(是=1，否=0) 1 149 0.16 0.364 0 0 1 是否第三大姓(是=1，否=0) 1 149 0.08 0.269 0 0 1 第一大姓占比(%) 1 149 0.05 0.126 0 0 0.575 第二大姓占比(%) 1 149 0.03 0.074 0 0 0.390 第三大姓占比(%) 1 149 0.01 0.035 0 0 0.232 户主年龄(岁) 1 149 51.52 12.021 0 51 89 户主是否少数民族(是=1，否=0) 1 149 0.23 0.420 0 0 1 家庭总人口数(人) 1 149 4.91 1.859 1 5 17 家庭劳动力平均文化水平(年) 1 149 6.78 2.878 0 7 16 外出打工劳动力数量(人) 1 149 0.78 0.880 0 1 5 健康人口占比(%) 1 149 0.68 0.267 0 0.714 1 人均耕地面积(亩) 1 149 2.66 3.300 0 1.5 35 住房价值(元) 1 149 65 892.10 82 618.256 0 40 000 800 000 人均总收入(元) 1 149 9 922.26 6 893.988 1 101.925 8 275 34 870.33 人均总资产(元) 1 149 12 592.43 19 611.358 580 6 770 126 080 借贷能力(元) 1 149 16 539.64 29 386.794 0 2 000 150 000 人情往来收支(元) 1 149 4 625.48 7 772.025 0 2 000 50 000 本村到本乡(镇)政府的距离(千米) 1 149 7.97 7.933 0.05 6 34 本村到最近的邻乡(镇)政府距离(千米) 1 149 13.12 7.807 3 11 40 本村到县政府的距离(千米) 1 149 52.23 28.198 3 50 98 2014年本村召开村民大会次数(次) 897 3.21 4.854 0 2 23 2014年本村召开村民代表大会次数(次) 897 7.79 7.115 1 6 30 三. 实证结果与分析
要回答村干部是否“扶亲”，即是否为其宗亲俘获项目资源，需要解决两个问题：一是比起其他农户，同姓农户是否因其村干部宗亲身份而更可能加入项目合作社；二是这种差异是否由村干部的俘获机制产生。
本文的实证策略如下：首先，通过Probit和OLS模型验证与村干部同姓的农户是否更容易加入项目合作社，并通过控制变量法排除家庭能力、宗族势力等因素的干扰；其次，利用村民大会开会次数、村民代表大会开会次数和到乡(镇)政府的距离构造调节项，讨论同姓农户在合作社参与中的优势是否来自村干部的俘获行为——如果的确“扶亲”了，那么这种现象是否更可能出现在民主监督、政府监督强度较低的村庄；再次，讨论村支书和村主任在总效应上的异质性，以进一步检验前文的发现；最后，通过替换变量、剔除干扰性观测值进行稳健性检验。
一 基准回归
本文首先检验同姓农户是否更可能加入项目合作社，回归方程为：
Membership i=α+β Same − surname i+γXi+λi+εi (1) 其中，Membershipi表示是否项目合作社社员，是0-1变量; Same-surnamei表示是否与主要村干部(村支书或村主任)同姓，是本文的核心解释变量; Xi表示控制变量，λi代表村级固定效应，εi为随机扰动项，α为截距项；我们关心的系数是β，表示与主要村干部同姓对农户合作社参与的影响。
表 3的第(1)列和第(2)列分别报告了Probit模型和OLS模型仅控制村级固定效应的结果。核心解释变量的系数在1%的水平上显著为正，系数分别为0.132和0.118，这意味着与村干部同姓的农户加入项目合作社的概率比其他农户高10%以上。
表 3 宗亲身份对项目参与的影响变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Probit OLS Probit OLS Probit OLS Probit贫困户 OLS贫困户 与主要村干部同姓 0.132*** 0.118*** 0.133*** 0.114*** 0.131*** 0.114*** 0.074* 0.060 (0.033) (0.032) (0.034) (0.032) (0.044) (0.040) (0.043) (0.038) 是否第一大姓 -0.018 -0.015 -0.186 -0.036 (0.212) (0.039) (0.218) (0.033) 是否第二大姓 -0.266 -0.060 -0.144 -0.034 (0.261) (0.058) (0.293) (0.052) 是否第三大姓 -0.508* -0.118 -0.347 -0.080 (0.298) (0.076) (0.248) (0.058) 户主年龄 -0.006* -0.002 -0.008** -0.002* 0.000 0.000 (0.004) (0.001) (0.004) (0.001) (0.006) (0.001) 户主是否少数民族 -0.314 -0.092 -0.216 -0.070 -0.253 -0.074 (0.378) (0.134) (0.329) (0.123) (0.297) (0.084) 家庭人口数 0.003 0.002 0.006 0.003 0.018 0.005 (0.040) (0.009) (0.039) (0.009) (0.047) (0.009) 劳动力平均文化水平 0.020 0.005 0.019 0.004 -0.002 0.000 (0.017) (0.004) (0.016) (0.004) (0.024) (0.005) 外出打工劳动力数量 -0.177*** -0.045*** -0.164*** -0.044*** -0.194*** -0.043*** (0.047) (0.013) (0.053) (0.013) (0.052) (0.012) 健康人口占比 0.076 0.013 0.070 0.011 -0.061 -0.016 (0.272) (0.056) (0.274) (0.056) (0.324) (0.057) 人均耕地面积 -0.001 0.000 -0.001 -0.000 0.000 0.001 (0.022) (0.006) (0.023) (0.006) (0.027) (0.006) 住房价值 0.057** 0.013* 0.057** 0.013* 0.064* 0.011 (0.027) (0.007) (0.028) (0.007) (0.033) (0.008) 人均总收入 0.062 0.021 0.060 0.023 0.066 0.018 (0.083) (0.020) (0.087) (0.020) (0.105) (0.018) 人均总资产 -0.038 -0.012 -0.044 -0.012 0.020 0.003 (0.055) (0.012) (0.059) (0.013) (0.139) (0.025) 借贷能力 0.008 0.001 0.009 0.001 0.014 0.002 (0.013) (0.003) (0.013) (0.003) (0.016) (0.003) 人情往来收支 0.030 0.011 0.028 0.010 0.054* 0.015* (0.022) (0.006) (0.023) (0.006) (0.031) (0.008) 常数项 1.906*** 0.673*** 1.341** 0.454*** 1.524** 0.484*** 0.376 0.394 (0.006) (0.007) (0.666) (0.142) (0.732) (0.154) (1.324) (0.267) 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 885 885 L-likelihood -448.000 -436.573 -432.324 -283.265 (伪)R2 0.36 0.36 0.38 0.37 0.39 0.38 0.39 0.36 注：Probit模型核心解释变量处报告的是边际概率, 而非回归系数; 括号内数值为村级聚类标准误下z值和t值；* * *p < 0.01, * *p < 0.05, *p < 0.1。下表同。 尽管人们的姓氏足够外生，但截面数据依然存在反向因果的隐患：可能不是与村干部同姓影响了合作社参与，而是参与合作社的农户往往能力更强，而能力更强的农户们更可能推举自家候选人成为村干部。表 3第(3)列和第(4)列中加入了户主特征变量和家庭特征变量，涵盖了物质资本、人力资本、自然资本和社会资本多个维度，这些变量能够在很大程度上衡量农户自身能力，可以发现结果依旧显著且系数稳定。尽管还可能遗漏其他农户能力的相关变量，但系数应该不会发生很大的波动。
此外，宗族文化下村民在选举中普遍会投给本宗族的候选人，与村干部同姓往往意味着是村干部所在宗族的成员，那么目前的系数很可能体现了宗族势力本身的影响：产生村干部的宗族，人数往往会更多，对村庄事务的影响力会更大，因此显著系数可能说明的是宗族势力对项目合作社参与的影响。为了排除宗族势力的干扰，表 3第(5)列和第(6)列中加入了户主是否所在村的第一大姓、第二大姓和第三大姓三个变量，用来衡量宗族势力的影响，可以发现系数依然显著且变动不大。Probit模型的回归(5)表明，与村干部同姓的农户加入项目合作社的概率比其他农户高13.1%，而且这种优势是由于他们是村干部宗亲，而不是由于其家庭能力和宗族势力更强。
表 3第(7)列和第(8)列显示了对贫困户子样本进行回归的结果。第(7)列系数在10%的水平上显著为正，说明在贫困户的子群体中，同样存在村干部为其同姓宗亲带来的“红利”。这似乎与扶贫的社会政策理念相冲突，对贫困群体没有进行平等的帮扶。
至此可以证明：村干部对其同姓宗亲的项目合作社参与具有正向影响。
二 调节效应分析：俘获还是动员？
通过基准回归，发现在村干部的作用下其宗亲更可能加入项目合作社。下文进一步研究这种效应的动机，回答其是否因俘获效应的存在而出现。
有不少文献表明，村干部在实际工作中可能会动员其宗族力量以推进政策落实[30, 32]。农户尤其是贫困户，风险厌恶程度较高，且文化水平、技能水平和管理水平有限，面临新事物时往往会畏缩不前，只有在确保其可行有效后才会采纳，因此村干部会通过家庭、亲属、宗亲等进行动员，进而通过差序格局下的社会网络向外辐射，影响村民决策。即村干部的宗亲在产业扶贫合作社项目参与上的优势，也可能源于村干部的动员效应，即动员自身的家庭成员、亲属带头加入合作社，从而通过社会网络调动其他村民的参与意愿。这与俘获效应的假说相排斥。对动员效应和俘获效应进行有效识别是一道难题，也是回答村干部是否“扶亲”的关键。
不少文献指出，俘获或偏袒行为往往发生在缺乏监督的制度环境中[15]。而动员作为村干部达成政策目的、完成工作任务的一种手段，与“懒政”“怠政”相对，更可能发生在对工作负责任、受到更强监管监督的干部身上。
本文使用村级问卷中的村民大会召开次数衡量村庄民主监督水平，与核心解释变量构造交乘项。村民大会召开次数越多，说明该村民主程度越高，决策越透明，村民对村干部的监督更强，村干部或其宗亲进行俘获的机会也越少，此时交互项的系数为负。同时，村民大会召开次数越多，村干部受到的监督越强，就越可能关心村民利益，当面临一项在农户增收致富和壮大村集体经济方面具有潜力的合作社项目时，也越有动机对村民开展动员工作，此时交互项的系数为正。通过在模型中加入民主程度的调节项，有机会识别两个互斥的假说，检验是否存在俘获行为。
然而，当期的村民大会召开次数可能受到产业扶贫合作社项目运行绩效、管理水平和村民对村干部工作的满意程度等影响，具有一定程度的内生性。为此，本文使用世界银行产业扶贫项目开始前的基期调查数据。项目开始前的村民大会召开次数能够在很大程度上体现村庄的民主监督水平，且不受项目运行的影响。
除了来自村民的监督，村两委干部还会受到基层政府的监督管理。一个村庄离乡(镇)政府的距离越近，信息越对称，越可能接受有效的监督和管理。因此，本文使用村庄与乡(镇)政府的距离衡量政府的监督强度。与民主监督的作用方式类似，政府的监督水平越强，俘获的程度很可能越小，而村干部可能越有动员动机和更高的动员强度。本文使用村庄到乡(镇)政府的距离代理政府监督水平，与核心解释变量交乘构造交乘项。
表 4报告了调节效应的结果。通过列(2)可以发现，调节项显著为正，这意味着民主监督越强，村干部越可能促进同族农户的项目合作社参与；列(3)中将调节项替换为村民代表大会召开次数，发现系数依然显著为正。通过列(4)可以发现，政府监督水平越高，村干部越可能促进同族农户的合作社参与，二者皆与俘获行为的假说相违背，与动员行为假说相符。这说明村干部对其宗亲参与合作社的影响并非因为俘获而出现，而是通过村干部动员产生。列(5)和列(6)分别报告了利用到最近的邻乡(镇)政府距离和到县政府距离构造的调节项的回归结果，发现系数并不显著。较之乡(镇)政府，县政府对村庄的监督和管理力度更弱，而其他乡(镇)政府则基本不存在监督和管理权责，结果符合理论直觉，证明了结果较为稳健。
表 4 民主监督和政治监督的调节效应变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) OLS OLS OLS OLS OLS OLS 与主要村干部同姓 0.137** 0.064 0.028 0.193*** 0.141* 0.068 (0.053) (0.051) (0.061) (0.065) (0.075) (0.065) 村民大会次数×同姓 0.021*** (0.006) 村民代表大会次数×同姓 0.014* (0.008) 到乡(镇)政府距离×同姓 -0.010* (0.006) 到最近的邻乡(镇)政府距离×同姓 -0.002 (0.004) 到县政府距离×同姓 0.001 (0.001) 控制变量 是 是 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 样本量 897 897 897 1 149 1 149 1 149 R2 0.34 0.34 0.34 0.38 0.38 0.38 三 异质性分析
本文将核心解释变量分别替换为与村支书同姓、与村主任同姓，研究村支书和村主任在主效应上的差异。表 5中列(1)至(4)表明，与村支书同姓的系数并不显著，与村主任同姓的系数则在1%的水平上显著为正，且是村支书系数的两倍以上。列(5)和列(6)中，将二者同时放入回归，得到的结果相似。
表 5 主要村干部的异质性分析变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Probit OLS Probit OLS Probit OLS 与村支书同姓 0.058 0.036 0.059 0.044 (0.049) (0.039) (0.047) (0.040) 与村主任同姓 0.134*** 0.134*** 0.134*** 0.137*** (0.033) (0.036) (0.035) (0.038) 控制变量 是 是 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 Log-likelihood -438.621 -434.675 -433.632 (伪)R2 0.38 0.37 0.38 0.38 0.38 0.38 从动员的动机看，村民委员会在项目实施方面有着明确的公示和宣传动员职责，因此，村主任较村支书可能更有动力开展动员。村支书和村主任虽然都是主要村干部，但二者的产生方式存在很大差异，村主任是由全体村民选举产生，村支书则由村党支部成员选举或由上级党委选派或任命。产生方式上的差异，很可能会使村支书和村主任与宗族成员的关系以及他们所在宗族网络的规模存在差异。从动员的方式看，较之村支书，由全体村民选举产生的村主任与宗族成员的关系可能更加紧密，其宗族网络规模也可能更大，因此更有可能通过原生宗族网络开展动员，宗族网络动员的效果可能也更好。表 5的结果进一步印证了动员效应。
四 稳健性检验
有文献指出，宗族间力量的失衡程度对于村庄资源配置具有重要作用[33]。本文对大姓虚拟变量进行调整，将其与该姓氏在村中的占比交乘，从而更加细致地度量农户的宗族势力。由表 6中列(1)和列(2)可以发现系数变动不大，且依然显著，说明结果较为稳健。
表 6 稳健性检验变量 (1) (2) (3) (4) Probit OLS Probit OLS 与主要村干部同姓 0.125*** 0.108*** 0.119*** 0.110*** (0.039) (0.038) (0.044) (0.042) 控制变量 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 018 1 018 Log-likelihood -433.505 -345.490 (伪)R2 0.38 0.38 0.42 0.41 此外，中国农村宗族主要为父系宗族，所以样本中的女性户主可能并非出生于本村，而是通过婚嫁等方式迁徙到本村，此时利用姓氏识别与村干部的宗族关系可能会出现偏误。同时，由于村支书可以由上级指派，从而可能来自其他村庄，也可能会对系数造成干扰。因此，本文在表 6列(3)和列(4)中剔除了女性户主样本以及村支书来自外村的样本，发现系数稳定，结果依然较为稳健。
四. 结论与讨论
基于乌蒙山、六盘山贫困片区产业扶贫试点示范项目监测数据的研究表明，与主要村干部同姓的农户更可能参与合作社项目。使用村民大会召开次数和到乡(镇)政府的距离与核心解释变量构造调节项，发现民主监督水平越高、政府监督水平越高，与主要村干部同姓农户与其他农户参与项目可能性的差距越大，这在很大程度上排除了俘获效应的存在，揭示了村干部利用宗族网络进行项目参与动员这一机制。异质性分析发现这种宗族网络动员主要由村主任进行。稳健性检验证明了本文结论的可靠性。
本文没有找到宗族文化使村干部偏袒同族的证据，相反，实证结果表明村干部会以宗族关系为媒介进行政策动员，从而推进其治理工作。这说明农村宗族网络在当下乡村治理进程中可以发挥良性作用，而民主监督和政府监督都能促进这种效应；村民选举产生的村主任在利用宗族关系开展动员工作方面具有优势。上述结论有助于全面认识宗族文化和宗族网络对农村社会治理的影响，也为在推进乡村治理现代化过程中充分发挥宗族文化和宗族网络的积极作用提供了启示。首先，在宗族文化浓厚的农村地区，要不断完善制度体系，重视并保证民主监督机制的有效运行。基层政府应认真履行对村民自治活动的监督职责，对宗族力量进行有效的约束和引导。其次，重视村干部候选人的群众基础，在加强基层党组织建设、推行村级组织负责人“一肩挑”的同时，管好用好农村的原生宗族网络，使乡村治理体系能够低成本高效率运行。最后，加强乡风文明建设，在乡村社会树立自由平等公正法治的良好价值观，对宗族文化进行现代化改造，破除消极封闭的传统思想，实现现代文明与乡村传统文明的有机结合，让乡土文明焕发生机与活力。
本文不仅研究了原生宗族网络对村干部治理的影响，还对合作社运行中潜在的精英俘获现象进行了有效识别。与最低生活保障等有着明确进入和退出标准的保护式政策不同[34]，参与合作社是自发的市场行为，需要具备一定的发展生产的能力，具有较强的选择性。即便如本文所研究的具有明确扶贫政策目的的产业扶贫合作社，也没有限制非贫困户加入。合作社中俘获现象的识别难度较大，目前少有研究进行实证检验。
本文还存在着许多不足。比如，所发现的动员行为某种程度上反映了村民在项目合作社参与中的积极性有限，而积极性不足的原因有待进一步挖掘；再如，论文虽揭示了动员行为的存在，但尚未对动员行为在集体经济发展和村民增收方面的实际效果进行研究。这些都为未来的研究提供了广阔空间。
-
表 1 项目合作社概况
变量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 社员数量(人) 266.73 218.013 50.00 213.00 1 200.00 贫困户社员数量(人) 139.50 75.940 18.00 121.50 331.00 世界银行资助金额(万元) 251.78 413.847 0.66 93.53 2 000.00 年均提供生产资料次数(次) 0.75 0.899 0.00 1.00 4.00 年均提供生产资料金额(万元) 16.65 27.620 0.00 0.75 98.19 年均享受生产资料服务社员数量(人) 78.75 122.248 0.00 27.00 644.00 年均技术培训次数(次) 4.22 6.375 0.00 2.00 32.00 年均培训人数(人) 169.78 235.638 0.00 105.00 1 250.00 
下载: 导出CSV
表 2 描述性统计
变量 观测量 平均值 标准差 最小值 中位数 最大值 是否参加项目(是=1，否=0) 1 149 0.70 0.459 0 1 1 是否与主要村干部同姓(是=1，否=0) 1 149 0.22 0.412 0 0 1 是否与村支书同姓(是=1，否=0) 1 149 0.13 0.332 0 0 1 是否与村主任同姓(是=1，否=0) 1 149 0.11 0.317 0 0 1 是否第一大姓(是=1，否=0) 1 149 0.19 0.389 0 0 1 是否第二大姓(是=1，否=0) 1 149 0.16 0.364 0 0 1 是否第三大姓(是=1，否=0) 1 149 0.08 0.269 0 0 1 第一大姓占比(%) 1 149 0.05 0.126 0 0 0.575 第二大姓占比(%) 1 149 0.03 0.074 0 0 0.390 第三大姓占比(%) 1 149 0.01 0.035 0 0 0.232 户主年龄(岁) 1 149 51.52 12.021 0 51 89 户主是否少数民族(是=1，否=0) 1 149 0.23 0.420 0 0 1 家庭总人口数(人) 1 149 4.91 1.859 1 5 17 家庭劳动力平均文化水平(年) 1 149 6.78 2.878 0 7 16 外出打工劳动力数量(人) 1 149 0.78 0.880 0 1 5 健康人口占比(%) 1 149 0.68 0.267 0 0.714 1 人均耕地面积(亩) 1 149 2.66 3.300 0 1.5 35 住房价值(元) 1 149 65 892.10 82 618.256 0 40 000 800 000 人均总收入(元) 1 149 9 922.26 6 893.988 1 101.925 8 275 34 870.33 人均总资产(元) 1 149 12 592.43 19 611.358 580 6 770 126 080 借贷能力(元) 1 149 16 539.64 29 386.794 0 2 000 150 000 人情往来收支(元) 1 149 4 625.48 7 772.025 0 2 000 50 000 本村到本乡(镇)政府的距离(千米) 1 149 7.97 7.933 0.05 6 34 本村到最近的邻乡(镇)政府距离(千米) 1 149 13.12 7.807 3 11 40 本村到县政府的距离(千米) 1 149 52.23 28.198 3 50 98 2014年本村召开村民大会次数(次) 897 3.21 4.854 0 2 23 2014年本村召开村民代表大会次数(次) 897 7.79 7.115 1 6 30
下载: 导出CSV
表 3 宗亲身份对项目参与的影响
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) Probit OLS Probit OLS Probit OLS Probit贫困户 OLS贫困户 与主要村干部同姓 0.132*** 0.118*** 0.133*** 0.114*** 0.131*** 0.114*** 0.074* 0.060 (0.033) (0.032) (0.034) (0.032) (0.044) (0.040) (0.043) (0.038) 是否第一大姓 -0.018 -0.015 -0.186 -0.036 (0.212) (0.039) (0.218) (0.033) 是否第二大姓 -0.266 -0.060 -0.144 -0.034 (0.261) (0.058) (0.293) (0.052) 是否第三大姓 -0.508* -0.118 -0.347 -0.080 (0.298) (0.076) (0.248) (0.058) 户主年龄 -0.006* -0.002 -0.008** -0.002* 0.000 0.000 (0.004) (0.001) (0.004) (0.001) (0.006) (0.001) 户主是否少数民族 -0.314 -0.092 -0.216 -0.070 -0.253 -0.074 (0.378) (0.134) (0.329) (0.123) (0.297) (0.084) 家庭人口数 0.003 0.002 0.006 0.003 0.018 0.005 (0.040) (0.009) (0.039) (0.009) (0.047) (0.009) 劳动力平均文化水平 0.020 0.005 0.019 0.004 -0.002 0.000 (0.017) (0.004) (0.016) (0.004) (0.024) (0.005) 外出打工劳动力数量 -0.177*** -0.045*** -0.164*** -0.044*** -0.194*** -0.043*** (0.047) (0.013) (0.053) (0.013) (0.052) (0.012) 健康人口占比 0.076 0.013 0.070 0.011 -0.061 -0.016 (0.272) (0.056) (0.274) (0.056) (0.324) (0.057) 人均耕地面积 -0.001 0.000 -0.001 -0.000 0.000 0.001 (0.022) (0.006) (0.023) (0.006) (0.027) (0.006) 住房价值 0.057** 0.013* 0.057** 0.013* 0.064* 0.011 (0.027) (0.007) (0.028) (0.007) (0.033) (0.008) 人均总收入 0.062 0.021 0.060 0.023 0.066 0.018 (0.083) (0.020) (0.087) (0.020) (0.105) (0.018) 人均总资产 -0.038 -0.012 -0.044 -0.012 0.020 0.003 (0.055) (0.012) (0.059) (0.013) (0.139) (0.025) 借贷能力 0.008 0.001 0.009 0.001 0.014 0.002 (0.013) (0.003) (0.013) (0.003) (0.016) (0.003) 人情往来收支 0.030 0.011 0.028 0.010 0.054* 0.015* (0.022) (0.006) (0.023) (0.006) (0.031) (0.008) 常数项 1.906*** 0.673*** 1.341** 0.454*** 1.524** 0.484*** 0.376 0.394 (0.006) (0.007) (0.666) (0.142) (0.732) (0.154) (1.324) (0.267) 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 885 885 L-likelihood -448.000 -436.573 -432.324 -283.265 (伪)R2 0.36 0.36 0.38 0.37 0.39 0.38 0.39 0.36 注：Probit模型核心解释变量处报告的是边际概率, 而非回归系数; 括号内数值为村级聚类标准误下z值和t值；* * *p < 0.01, * *p < 0.05, *p < 0.1。下表同。
下载: 导出CSV
表 4 民主监督和政治监督的调节效应
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) OLS OLS OLS OLS OLS OLS 与主要村干部同姓 0.137** 0.064 0.028 0.193*** 0.141* 0.068 (0.053) (0.051) (0.061) (0.065) (0.075) (0.065) 村民大会次数×同姓 0.021*** (0.006) 村民代表大会次数×同姓 0.014* (0.008) 到乡(镇)政府距离×同姓 -0.010* (0.006) 到最近的邻乡(镇)政府距离×同姓 -0.002 (0.004) 到县政府距离×同姓 0.001 (0.001) 控制变量 是 是 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 样本量 897 897 897 1 149 1 149 1 149 R2 0.34 0.34 0.34 0.38 0.38 0.38
下载: 导出CSV
表 5 主要村干部的异质性分析
变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6) Probit OLS Probit OLS Probit OLS 与村支书同姓 0.058 0.036 0.059 0.044 (0.049) (0.039) (0.047) (0.040) 与村主任同姓 0.134*** 0.134*** 0.134*** 0.137*** (0.033) (0.036) (0.035) (0.038) 控制变量 是 是 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 1 149 Log-likelihood -438.621 -434.675 -433.632 (伪)R2 0.38 0.37 0.38 0.38 0.38 0.38
下载: 导出CSV
表 6 稳健性检验
变量 (1) (2) (3) (4) Probit OLS Probit OLS 与主要村干部同姓 0.125*** 0.108*** 0.119*** 0.110*** (0.039) (0.038) (0.044) (0.042) 控制变量 是 是 是 是 村级固定效应 是 是 是 是 样本量 1 149 1 149 1 018 1 018 Log-likelihood -433.505 -345.490 (伪)R2 0.38 0.38 0.42 0.41
下载: 导出CSV
-
[1] 费孝通. 乡土中国[M]. 北京: 北京大学出版社, 2012: 24-30. [2] 王雨磊. 技术何以失准?——国家精准扶贫与基层施政伦理[J]. 政治学研究, 2017 (5): 104-114. [3] 徐旭初, 吴彬. 农民合作社参与扶贫的若干思考[J]. 中国合作经济, 2018(10): 11-14. [4] 邢成举. 乡村扶贫资源分配中的精英俘获[D]. 北京: 中国农业大学博士学位论文, 2014: 67. [5] ABRAHAM A, PLATTEAU J-P. Participatorydevelopment in the presence of endogenous community imperfections[J]. Journal of development study, 2002, 39(2): 104-136. doi: 10.1080/00220380412331322771
[6] "建设社会主义新农村目标、重点与政策研究"课题组, 温铁军. 部门和资本"下乡"与农民专业合作经济组织的发展[J]. 经济理论与经济管理, 2009(7): 5-12. doi: 10.3969/j.issn.1000-596X.2009.07.001 [7] 张晓山. 促进我国农民合作社健康发展的几点思考[J]. 中国农民合作社, 2014(4): 44-46 doi: 10.3969/j.issn.1674-5914.2014.04.031 [8] 李祖佩, 曹晋. 精英俘获与基层治理: 基于我国中部某村的实索[J]. 2012(5): 187-192. [9] 胡联, 汪三贵, 王娜. 贫困村互助资金存在精英俘获吗——基于5省30个贫困村互助资金试点村的经验证据[J]. 经济学家, 2015(9): 78-85. [10] 胡联, 汪三贵. 我国建档立卡面临精英俘获的挑战吗?[J]. 管理世界, 2017(1): 89-98. [11] 彭澎, 吕开宇. 贫困地区的扶贫贷款存在"社会精英"的俘获问题吗——基于3个省37个贫困村的经验证据[J]. 现代经济探讨, 2018(1): 124-132. doi: 10.3969/j.issn.1009-2382.2018.01.014 [12] 许汉泽, 李小云. 精准扶贫背景下农村产业扶贫的实践困境——对华北李村产业扶贫项目的考察[J]. 西北农林科技大学学报(社会科学版), 2017, 17(1): 9-16. [13] 何毅, 江立华. 产业扶贫场域内精英俘获的两重向度[J]. 农村经济, 2019(11): 78-85. [14] 陈丽君, 杨宇, 周金衢. "扶贫外包"何以发生?目标冲突、扶贫预期与基层产业扶贫模式选择[J]. 中国行政管理, 2021(9): 129-139. [15] BURGESS R, JEDWAB R, MIGUEL E, et al. The value of democracy: evidence from road building in Kenya[J]. American economic review, 2015, 105(6): 1817-1851 doi: 10.1257/aer.20131031
[16] PATHAK P, SCHÜNDELN M. Social hierarchies and the allocation of development aid: evidence from the 2015 earthquake in Nepal [J]. Journal of public economics, 2022, 209: 104607. doi: 10.1016/j.jpubeco.2022.104607
[17] TAKASAKI Y. Do local elites capture natural disaster reconstruction funds?[J]. Journal of development studies, 2011, 47: 1281-1298. doi: 10.1080/00220388.2010.509786
[18] BASURTO M P, DUPAS P, ROBINSON J. Decentralization and efficiency of subsidy targeting: evidence from chiefs in rural Malawi[J]. Journal of public economics, 2020, 185: 104047. doi: 10.1016/j.jpubeco.2019.07.006
[19] VAJJA A, WHITE H. Can the World Bankbuild social capital? The experience of social funds in Malawi and Zambia[J]. Journal of development studies, 2008, 44(8): 1145-1168. doi: 10.1080/00220380802242404
[20] 梁漱溟. 中国文化要义[M]. 上海: 上海人民出版社, 2011: 77-79. [21] 王宇锋. 宗族结构、村庄规模与村民收入[J]. 南开经济研究, 2010(3): 64-72. doi: 10.3969/j.issn.1001-4691.2010.03.005 [22] 郭云南, 姚洋, JEREMY F. 宗族网络与村庄收入分配[J]. 管理世界, 2014(1): 73-89. [23] 阮荣平, 郑风田. 市场化进程中的宗族网络与乡村企业[J]. 经济学(季刊), 2013, 12(1): 331-356. [24] 汪三贵, 杨浩, 薛彦龙. 宗族与减贫——基于贫困地区的研究[J]. 贵州社会科学, 2014(3): 102-107. doi: 10.3969/j.issn.1002-6924.2014.03.020 [25] 郭云南, 张琳弋, 姚洋. 宗族网络、融资与农民自主创业[J]. 金融研究, 2013(9): 136-149. [26] 陈斌开, 陈思宇. 流动的社会资本——传统宗族文化是否影响移民就业?[J]. 经济研究, 2018, 53(3): 35-49. [27] 肖唐镖. 农村宗族与村民选举的关系分析——对赣、晋两省56个村选举的跟踪观察和研究[J]. 北京行政学院学报, 2007(4): 20-24. [28] 肖唐镖, 幸珍宁. 江西农村宗族情况考察[J]. 社会学研究, 1997(4): 83-91. [29] 秦勃. 村民自治、宗族博弈与村庄选举困局——一个湘南村庄选举失败的实践逻辑[J]. 中国农村观察, 2010(6): 86-94. [30] 郭云南, 姚洋, JEREMY F. 正式与非正式权威、问责与平滑消费: 来自中国村庄的经验数据[J]. 管理世界, 2012(1): 67-78. [31] 付明卫, 叶静怡. 集体资源、宗族分化与村干部监督制度缺失[J]. 中国农村观察, 2017(3): 2-15. [32] 樊鹏飞, 张兰, 苏敏, 等. 农地流转目标考核对村庄农地流转的影响——兼论村庄制度环境的调节效应[J]. 中国农村观察, 2022(3): 112-127. [33] 仇童伟, 罗必良. 乡村治理现代化过程中宗族与地权稳定性[J]. 经济学动态, 2021(9): 77-92. [34] 许汉泽, 李小云. 深度贫困地区产业扶贫的实践困境及其对策——基于可行能力理论的分析[J]. 甘肃社会科学, 2019(3): 130-136.
计量
- 文章访问数: 62
- HTML全文浏览量: 8
- PDF下载量: 10
