来自中国村庄的经验数据的农业特征分析

 一、引言
    众多理论和证据表明，民主选举有助于优化资源配置和提高经济绩效①。许多观察者也注意到民间组织对民主选举的影响，并探讨基于民间组织的非正式权威与基于选举的正式权威之间的关系，及其对资源配置的影响。一方面，民间组织有助于增强民主选举对资源配置的效果。Tsai(2007)认为当选的村干部极易受到村庄内非正式组织的监督和约束，有寺庙、教堂、宗族等民间组织的村庄，其公共品投资的水平明显高于没有这些组织的村庄。Munshi和Rosenzweig(2008)研究基于印度种姓的村级选举发现，居于优势地位的种姓更可能当选，并伴随较高的村庄公共品投资。与此类似，Xu和Yao(2009)利用中国村庄数据指出，如果选举产生的村主任来源于该村最大姓，其任期内村庄自发的公共品投资数将增加，原因在于：他或她所属的宗族将会支持其政策并进行有效监督，使其更有效地实施权力。他们将这一现象解释为“权威耦合”，即由宗族产生的非正式权威与由选举产生的正式权威之间相互重合、相互认可的情况。另一方面，既有文献发现，民间组织可能会扭曲民主选举对资源配置的影响。Besley等(2004)指出当选村干部引发的公共品投资依赖于村庄中的姓氏结构。他们发现，比较均等的姓氏结构倾向于扩大外溢性公共品，但当选村主任的姓氏比例占据较大份额时，将会伴随着更多私人品的提供。Maskin和Tiole(2004)指出官员们为获取连任可能与非正式的强势利益组织合谋而累积社会资本，牺牲少数人的利益而迎合大众。这种情形或多或少与Madison(1787)在美国联邦政府51号文件中提出的概念“大多数人的暴政”类似，即在位领导者不仅具有法律认可的诸项权力，而且由于获得了其背后强大组织(如第一大宗族)的支持，而采用亲利益相关者的政策，使得剩下少部分人的权力受到威胁。
    以上两方面看似矛盾的经验事实，就在位者的问责而言，究竟是民间组织(如宗族)重要，还是选举重要？二者间相互补充还是相互替代？本文旨在考虑当选举产生的村主任来自村庄中最大姓，即出现基于中国村庄宗族的非正式权威与由选举产生的正式权威间的耦合时对村民平滑消费的影响，并从在位者问责的角度给予解释。为此，我们定义“权威耦合”变量，即当选举产生的村主任来自于第一大姓时为1的虚拟变量。
    既有文献发现，当选村主任背后的姓氏宗族对其问责的影响是存在的，但方向不确定。一方面，来自最大姓的村主任利用他们在宗族中的相对位置，说服其宗族成员支持其决策，如村庄道路、学校、水利等公共品投资(Xu and Yao，2009)；同时他们的行为也更容易被族人乃至村民监督，如各种救济补贴的现金发放等私人品提供，因此更有利于村民对当选者的问责。另一方面，其背后的姓氏宗族可能对村主任的问责产生负面影响。Tsai(2007)指出当村庄的姓氏结构不平等时，来自最大姓的村主任可能并不在乎私人品或公共品的提供。Bassat和Dahan(2010)认为此现象的原因可能在于村民往往会投票给同宗族的候选人，使得大姓宗族连任的可能性大大增加，从而降低了其责任意识。
    众多观察者也发现，与平滑消费相关的在位者问责涉及各种救济补贴(提供私人品)或村庄公共品投资(提供公共品)。如，Townsend(1994；1995)、Skoufias和Quisumbing(2005)指出政府的补贴或社会安全项目已成为家庭抵御负向收入冲击的重要策略。Xu和Yao(2009)指出中国村庄公共品提供涉及大笔资金和人力的协调，需要村委会出面牵头，且其资金往往一部分来源于家庭②。这种附加费往往可能降低家庭在恶性冲击下抵御风险的能力，从而使得家庭平滑消费程度更低③。
    因此，可以猜测，当出现“权威耦合”情况时——即基于中国村庄宗族的非正式权威与由选举产生的正式权威间相互重合或相互认可——村庄家庭平滑消费程度的变化一定程度上取决于选举产生的来自最大姓村主任的问责。本文利用独特的中国村庄面板数据，拟解决两方面的问题：(1)“权威耦合”如何影响村庄家庭平滑消费程度？(2)此种“权威耦合”效应如何从村主任的问责来解释。
    本文余下部分结构如下：第二部分介绍本文的数据来源，描述大姓宗族与选举的关系，并对家庭消费、收入、补贴和税收进行测度及统计描述。第三部分报告本文的主要发现，并估计“权威耦合”效应的大小，即家庭的平滑消费程度是否在当选的村主任来自最大姓的村庄更完全。同时，从当选村主任提供私人品(救济补贴)和公共品(公共项目附加费)的角度解释此效应。第四部分讨论该效应的作用机制。第五部分总结全文。
    二、数据及描述统计
    (一)数据
    本文数据来源于两方面，一是农业部的固定观察点调查，二是在此基础上于2006年进行的一次回顾性调查。前者为我们提供了1986-2008年全国各省320村30000家庭的详细数据④。包括家庭收入及消费结构、补贴与税收及本文使用的其他家庭社会经济变量(人口规模、土地持有量、教育年限、生产性资产等)。后者涉及1982-2006年乡村选举与村庄治理的一系列问题，包括当选村主任的姓氏，村庄前两大姓氏及相应的人口比例的详细信息。从固定观察点数据中，我们随机抽取11省77村8346家庭作为我们分析的基础。样本的11省分别是：广东、福建、浙江、江西、湖北、湖南、河南、山西、吉林、四川和甘肃。相对较穷的省份是山西和甘肃；较富的省份是浙江和广东，并且各省在人口规模和结构、社会结构及其他经济条件等方面也存在较大差异。使用该抽样数据与回顾性数据进行合并，从而得到了1986-2006年11省77村8346家庭的非平衡面板数据⑤。我们实证分析中的所有家庭信息及大部分村庄信息均来源于固定观察点数据，只有选举与宗族相关的信息来源于回顾性调查。
    (二)村庄选举与宗族
    自1982年新宪法颁布起，农村村民委员会选举逐步推向全国，重点是村委会主任的选举。村委会候选人由村民提名、村民代表大会或村民小组提名、村党支部提名、上级政府指定等方式提名。自1998年颁布《村民委员会组织法》要求本村有选举权的村民直接提名候选人，俗称“海选”。在实际操作中，通常会进行若干轮初选，投票产生两名村委会主任的正式候选人，再经过一轮投票，产生当选村主任。选票结果很大程度上依赖于候选人背后的宗族⑥，往往村民会投票给来自同一姓氏的候选人(Ba ssat and Dahan，2010)，于是村庄中的大姓更容易当选。这正是我们感兴趣的“权威耦合”情形，即当选的村主任来自于该村庄最大姓。样本中通过将选举产生⑦的村主任的姓氏与村庄中最大姓氏进行比对即可得到“权威耦合”变量⑧。
    
    图1　当选村主任来自最大姓的比例
    图1描述了当选村主任来自最大姓的比例。随着时间的推移，越来越多的村庄开始选举产生村主任，且村主任来自最大姓的比例逐渐上升，基本稳定在46%左右。该结果一定程度上依赖于村庄的姓氏结构，如村庄姓氏数目及姓氏人口比例分布。图2显示样本村庄中前两大姓氏人口比例之差平均低于25%，且样本中74%的村庄有多于10个姓，说明绝大多数村庄姓氏结构较分散，并没有数量占绝对优势的大姓。我们将样本中的村庄按照前两大姓人口比例之差的大小分成四组，在每组中分别统计选举阶段内“当选村主任来自最大姓”及“当选村主任来自第二大姓”的村庄数。我们发现，前两大姓人口比例差额越大，该村选出最大姓村主任的可能性也就越高(如图3)。
    
    图2　村庄中前两大姓人口比例差额及姓氏数目直方图
    
    图3　村庄姓氏结构与前两大姓当选的比例
    (三)消费和收入
    消费按家庭人均消费衡量(以2006年不变价格计算)，且可划分为食物和非食物(如衣服、保险、教育、医疗及交通支出等)消费两类。收入是以2006年不变价格计算的家庭人均净收入。净收入为总收入减去生产成本及亲戚朋友间的礼金净支出。为方便检验平滑消费程度，我们也计算出排除家庭自身外的村庄平均的人均消费及人均净收入。各变量的描述统计详见表1。图4将村庄按照当选的村主任是否来自最大姓分成两组，分别描述了家庭收入和消费的简单及偏相关系数⑨。当选村主任来自最大姓的村庄，其简单及偏相关系数明显高于来自其他姓氏的村庄，说明家庭平滑消费程度在当选村主任来自最大姓的村庄更低。大多数关于收入与不平等的文献表明高度的收入不平等引起税收转移的收入再分配政策，导致少量的公共投资而减缓家庭收入增长(Benjamin et al.，2010；Sokoloff and Zolt，2005)。Xu和Yao(2009)运用中国村庄数据指出当选村主任来自最大姓的村庄，其村庄自发公共投资水平较高。那么，来自于最大姓的村主任可能更关注于家庭收入长期增长的政策，而并非收入再分配等抵御收入冲击的平滑消费政策，并且其背后的大姓宗族亦可能有助于这些政策的实施。
    
    图4　家庭收入与消费的简单及偏相关系数
    
    (四)补贴与附加费
    固定观察点调查提供了家庭收到的各种救济补贴及上缴给村集体用于公共投资的附加费，如新修水利、电力、植树造林、修建道路、学校等公共项目。家庭来自村委会的净转移收入可被定义为补贴与附加费的差额⑩。补贴和附加费可分别用来表示村委会提供的私人品和公共品。当出现“权威耦合”时，来自最大姓的村主任不仅有法律赋予的诸项权力，对日常事务做出决策，而且在公共投资等重大议题上可获得其背后的大姓宗族的支持和监督，这样他们也许能更有效地实施这些权力，为村民提供更多的私人品和公共品。图5对比了在当选的最大姓村主任与其他姓氏村主任任期内的净转移收入、补贴及附加费规模。我们发现，在当选村主任来自最大姓的村庄，这三项费用均略高于其他姓氏的村庄。进一步的证据表明，这三项费用的对比结果依赖于村庄的姓氏结构(如图6(右))。在前两大姓氏的人口比例相对均等的村庄中，当选村主任来自最大姓的村庄比其他姓氏的村庄倾向于更多补贴而更少附加费；当存在人口比例占绝大多数的大姓村庄，情况正好相反。图6(左)显示无论当选村主任是否来自最大姓，该村有村干部的家庭往往比没有村干部的家庭收到的补贴更多。这两个经验事实给我们的启示是，当出现“权威耦合”时，且第一大姓在村庄中占绝对优势，则没有村干部的家庭利益可能会受损，这正好与Madison(1787)提出的“大多数人的暴政”相吻合。
    
    图5　来自最大姓与其他姓氏村主任任期内的转移规模
    
    图6　不同家庭与村庄特征，两类村主任转移的规模差异
    以上经验事实表明，当选村主任来自最大姓的村庄，其村民的平滑消费程度比其他姓氏的村庄更低。可能原因在于，当选村主任来自最大姓的村庄倾向于更多私人品(补贴)和公共品(附加费)提供，然而，提供私人品对平滑消费的正效用不一定能弥补公共品对平滑消费的负效用。如果这些假设成立，下一个问题即是如何解释来自最大姓的村主任可充分发挥其权力进行私人品和公共品的提供。我们猜想，来自最大姓的村主任具有法律赋予的诸项权力，关键可获得其背后宗族的支持，使得这些权力能更充分地发挥，从而能为村民提供更多的私人品和公共品。第三部分和第四部分将分别对这些假设进行检验。
    三、主要结果
    (一)“权威耦合”对平滑消费程度的影响
    当选村主任来自最大姓的村庄，其村民的平滑消费程度是否比其他姓氏的村庄更完全？经验事实显示，答案是否定的。在此我们试图用回归来说明这点。基本框架来自于Townsend(1994)对完全平滑消费的检验模型，引入“权威耦合”变量及其与家庭收入的交互项。方程(1)提供了对平滑消费程度的“权威耦合”效应估计：
    
    如果存在完全平滑消费，家庭的当期消费只决定于所在村庄的平均消费(＞0)，而与自己当期收入无关(=0)。如Townsend(1994)指出，CRRA效用函数下的完全平滑消费意味着=0和=0。因此的大小直接决定了平滑消费的程度(11)。如果与0无显著性差异，并且村庄平均消费变量显著，则意味着家庭消费完全决定于村庄的平均消费水平(或总收入冲击)，而与家庭个体的收入冲击无关，即家庭平滑消费是完全的。如果显著异于0，且村庄平均消费不显著，说明消费纯属个体行为，并不存在村庄内的风险分担。如果和村庄平均消费均显著异于0，则家庭消费部分决定于个体收入冲击，部分决定于村庄总体收入冲击，即存在部分的村庄内部风险分担，且越接近于0，家庭的平滑消费越完全。当引入“权威耦合”变量，则家庭平滑消费程度可表示为T+。一般情况下，假设T总为正，则正的意味着T+更接近于0，即当选村主任来自最大姓的村庄，其家庭平滑消费程度比其他姓氏的村庄低。
    表2报告了方程(1)的估计结果。(1)、(2)栏给出了完全平滑消费的检验结果 ，(3)、(4)栏给出了“权威耦合”效应的估计，(5)～(8)栏分别按照家庭裙带关系及村庄姓氏结构分组考察了“权威耦合”效应的异质性。整体上，家庭收入系数合理地稳定在0.388～0.422(见(1)、(2)栏)，且村庄平均消费系数显著异于0。这些结论表明，家庭消费部分依赖于家庭收入冲击，部分依赖于村庄总量冲击，村庄内的风险分担在一定程度上是起作用的，但我们可以拒绝完全平滑消费的假说。(3)、(4)栏表明，当选村主任来自最大姓的村庄平滑消费程度更低。当引入“权威耦合”变量，其与家庭收入的交互项系数一直为正并且显著，相对于当选村主任来自其他姓氏的村庄，来自最大姓的村庄平滑消费程度将降低11.1%(4.2个百分点)。值得说明的是，按照家庭中是否有村干部以及村庄中前两大姓氏人口比例之差将样本分为两组考察“权威耦合”效应的异质性。我们发现，在前两大姓氏的人口比例之差低于5%的村庄中(姓氏人口比例相对均等)，当选村主任来自最大姓的村庄比其他姓氏的村庄倾向于更完全的平滑消费；而在前两大姓氏的人口比例之差高出45%的村庄中(存在人口比例占绝大多数的大姓)，情况正好相反。另外，“权威耦合”仅降低了无村干部家庭的平滑消费程度，而对有村干部的家庭无影响(见(5)～(8)栏)。这些结果有两点含义：一是当村庄姓氏人口分布较均等时，姓氏间竞选也许更为激烈，于是当选的村主任可能更关注于村民的短期消费行为，并非长期的收入增长；二是存在人口比例占绝大多数的大姓村庄中，当选的来自最大姓的村主任可能采取亲宗族的消费导向政策，而忽略少数外姓人的利益，为民主政府中可能出现的“大多数人的暴政”(Madison，1787)提供了一个案例。
    
    (二)在位者问责对平滑消费程度的影响
    就中国村庄而言，与村委会相关的影响家庭平滑消费的政策可能有两种：一是村委会对特定家庭的各种救济补贴，可被视为一种“私人品”(12)，如大多数文献中显示这种私人品有效地帮助家庭克服收入冲击而倾向于平滑消费(Skoufias and Quisumbing，2005)；二是村委会为公共品投资直接向家庭征收的附加费，可被视为一种“公共品”。Shen和Yao(2008)指出村庄公共品投资主要用于提升家庭收入增加的能力，并非抵御风险的能力。那么附加费可能降低家庭在恶性冲击下抵御风险的能力，从而使得家庭平滑消费程度更低。因此村委会问责对平滑消费程度的净影响可能取决于私人品和公共品提供的效应权衡。为此，我们定义家庭净转移收入为补贴与附加费的差额。当差额为正时，该家庭为净受益者，当差额为负时，该家庭为净捐助者。我们感兴趣的是净转移收入对家庭平滑消费程度的影响，及该效应在两类家庭中的差异性。在方程(1)的基础上，将“权威耦合”变量替换为净转移收入，并关注于净转移收入与家庭收入的交互项，其系数含义类似于方程(1)。
    表3给出了净转移收入对平滑消费效应的估计结果。(1)、(2)栏报告了总体结果，(3)～(6)栏分别考察了净受益和净捐助家庭的不同效应。与现有文献一致，净转移收入与家庭收入交叉项系数显著为负，说明净转移收入有助于提升家庭平滑消费程度。值得说明的是，一个标准差净转移收入的增加，净受益家庭的平滑消费程度将提升4.1%，而净捐助家庭的平滑消费程度仅下降1.9%(见(3)～(6)栏)，一定程度上说明，补贴等私人品比附加费等公共品更好地帮助家庭抵御收入冲击，在平滑消费中发挥更大作用，同时并不排除附加费等公共品反而降低家庭平滑消费程度的可能性。
    
    (三)“权威耦合”与对在位者问责的影响
    由选举产生的正式权威赋予了当选村主任对日常公共事务做出决策的权利，但并非完全具有调配社会资源的能力，如在投资(新修公路、水利、学校等公共设施)、收入再分配、土地调整等重大议题上只有获得多数村民的支持才能实施下去。当选举产生的村主任来自该村第一大姓，基于其背后宗族的非正式权威有助于其各项政策的实施与监督，从而为村民提供更多的私人品和公共品。当出现“权威耦合”时，即基于宗族的非正式权威与由选举产生的正式权威间相互重合或相互认可，村庄是否会出现更多的私人品和公共品？就家庭层面而言，即是否家庭的补贴水平及所征收的附加费会更高？该“权威耦合”效应是否在不同家庭之间是异质的？为此，我们定义家庭相对收入，可计算为家庭人均净收入(补贴和税收前)与村庄平均人均净收入的比值。一般而言，相对收入较高的家庭伴随着较低的补贴及较高的公共投资附加费。方程(2)提供了“权威耦合”影响家庭补贴和被征附加费水平的静态固定效应模型：
    
    　　　为一系列可能影响补贴和附加费水平的家庭特征变量，如人口规模、资产持有量、人均土地面积、人口抚养比及户主教育年限等。表4给出了方程(2)的估计结果，分别考察了以净转移收入、补贴和附加费作为因变量的“权威耦合”效应。结果显示，在当选村主任来自最大姓的村庄，其家庭净转移收入将比其他姓氏的村庄低55～56元(见(1)～(2)栏)，原因在于，附加费会高出49～50元(18.8～19.2%)，而对家庭补贴影响不大(见(3)～(6)栏)。与我们的预测一致，附加费在相对高收入家庭被征收的更多。
    
    为使结果更加稳健，我们考虑了潜在的内生性问题。一是被解释变量可能存在序列相关(遗漏变量问题)。选举机制使得在位者问责与再次当选存在反馈，往往上期表现较好的在位者更容易在下一期连任(Luo et al.，2007)，同时上期净转移收入(补贴或附加费)过多可能对下期造成影响，如村庄或村委会财政约束等问题。如果上下期被解释变量间为正相关关系，则静态固定效应模型中的“权威耦合”效应被高估。二是“村主任来自最大姓”与家庭净转移收入(补贴或附加费)可以互为因果，村民们也许认为一个来自最大姓的村长更有能力进行再分配或实现更多的公共投资，因而在选举中投票支持(Xu and Yao，2009)。Besley和Case(1995)运用理论与经验也说明，在竞选中选民的决策与在位者绩效往往是同时决定的。那么静态固定效应模型的估计结果又可能被低估。
    为解决遗漏变量问题，我们将被解释变量的滞后项引入方程(2)，并采用GMM进行估计；同时，我们尝试在方程中控制类似Xu和Yao(2009 )提出的“选举胜负比数”来处理双向因果问题。“选举胜负比数”被定义为最后轮选举中两位候选人得票数之差除以他们的票数之和，介于0到1之间。如果村民根据他们对候选人表现的预期去投票，那么这种预期应该反映在候选人的得票率上。该假设可能会失效，因为村民并非间接按照预期去投票，而是直接投票给更能胜任的候选人。因此，我们同时引入当选村主任的个人特征作为控制变量。新的检验方程(3)如下：
    
    
    表5报告了方程(3)的估计结果。(1)栏给出了包含净转移收入滞后项的固定效应估计结果，(2)栏在(1)栏的基础上控制了“选举胜负比数”，(3)栏进而增添了当选村主任的个人特征变量，(4)栏给出了控制三项的GMM估计结果，(5)～(12)栏分别报告了以补贴和附加费作为被解释变量的类似估计结果。从包含滞后项的静态固定效应模型结果看，“权威耦合”对家庭补贴仍无影响，但在1%的显著性水平下使得家庭被征附加费提高了55～59元(12.6%～22.6%)。考察GMM的估计结果，m1、m2值及Sargan统计量均符合要求，“权威耦合”系数比静态模型的估计都要高(13)，且在5%的置信水平上显著。这些结果在动态模型下以及控制了选举竞争性的情况下，略微修正了先前静态模型的估计结果，仍然是稳健的。
    
    四、机制讨论：姓氏宗族
    如我们已经证明的，当选村主任来自最大姓的村庄，其村民的平滑消费程度将低于其他姓氏的村庄。因为这种“权威耦合”减少了家庭的净转移收入，其中主要增加了为村庄公共投资向家庭征收的附加费，却未明显增加对家庭的各种救济补贴。那么，这种“权威耦合”对当选村主任问责效应的作用机制是什么？我们猜想，来源于当选村主任背后的宗族。由选举产生的正式权威赋予了当选村主任对日常公共事务做出决策的权力，但并非完全具有调配社会资源的能力，如在投资(新修公路、水利、学校等公共设施)、收入再分配、土地调整等重大议题上只有获得多数村民的支持才能实施下去。如果他们能利用在大姓宗族中的相对位置，从一种非正式权威出发，说服其宗族成员支持其各项调配社会资源的决策，则其权力能得到充分有效发挥。具体而言，一方面，由于当选村主任身处大姓宗族中，与之相关的私人信息(如发放补贴等私人品)更易被公开，于是其行为更可能被族人乃至整个村民监督，有效减低村主任的腐败倾向，提升其对村民的问责。另一方面，他们往往可以为公共投资在村庄内筹集更多的附加费，于是能够将累积的集体资源用于新修水利、学校、道路等具有长远收益的公共投资。
    然而，对于“权威耦合”效应的作用机制，可能存在两种其他的解释。一是当选村主任的个人能力。在研究印度的村级选举中，Munshi和Rosenzweig(2008)发现选举产生的来自优势种姓的领导往往比较能干，对村级事务比较关心且更加对其村民负责。二是村庄的姓氏结构。如果村庄姓氏人口比例不均等，如姓氏数目较少及存在人口占绝大多数的大姓，往往姓氏间的竞争较弱，于是更容易在公共事务上达成一致意见(Shen and Yao，2008)。同时，在这种情形下，当选村主任也更倾向于来自最大姓(如附表1)。有意思的是，“权威耦合”对村主任问责的效应可能在不同姓氏结构的村庄是异质的。在此，我们将排除后两种解释的可能性，并对第一种解释(宗族)进行验证。
    (一)个人能力
    考虑当选村主任的个人特征，如年龄、受教育年限、是否中共党员、家庭成分、是否前任村干部、是否具备选举经验等，并加入基准的静态模型(2)，“权威耦合”对家庭的净转移收入(补贴或附加费)效应的估计值仍显著，且几乎与先前表4中的结果一样，同时其他主要结果也并未受到影响。如表6。因此，最大姓村主任之所以能为公共事务在村庄内筹集更多的附加费，并非因为他们的个人能力。我们也发现，高教育的村主任更可能将集体资源用于长期投资，党员及先前贫农身份的村主任同时关注于再分配及长期投资。
    
    (二)姓氏结构：效应的异质性
    “权威耦合”对村主任问责的效应可能依赖于村庄的姓氏结构，即姓氏数目及其人口比例分布。一般而言，当村庄姓氏数目越多，或者前两大姓人口比例之差越小，则该村姓氏结构越平等(Shen and Yao，2008；Miguel and Gugerty，2005)。越是存在人口占多数的大姓村庄(姓氏结构不平等)，“权威耦合”才有意义，否则，村主任的姓氏并不能对其施政有多少影响。因此，我们预期，最大姓村主任与其他姓氏的村主任在私人品及公共品提供上的差异在姓氏结构不平等的村庄更加明显。为此，我们将村庄姓氏数目、前两大姓人口比例之差分别与“权威耦合”变量的交互项添加到基准静态模型(2)中。表7中的回归结果显示，“权威耦合”变量仍然显著，且略微高于先前表4的估计结果。姓氏结构变量与“权威耦合”变量的交叉项系数显著且符号符合预期，即在姓氏数目越小及前两大姓氏人口比例之差越大的村庄中，最大姓村主任与其他姓氏村主任在附加费的征收水平上的差异越大，而在补贴水平上的差异不明显。这些事实也进一步加强了社会资本在集体行为中的重要性(Raian and Zingales，2000；Shen and Yao，2008；Xu and Yao，2009)。
    (三)大姓宗族的权威
    本文中，我们将“村主任来自最大姓”解释为“权威耦合”。这一逻辑若要成立，其中重要的一环是证明该村人口比例最大的那个姓氏代表了一种来源于宗族的强制力，不仅来自最大姓的村主任能说服宗族内成员行为一致，而且其姓氏宗族能形成对村庄内其他姓氏的权威，否则就不能说最大姓的村主任代表了一种“非正式的权威”。为此，我们定义一虚拟变量，即当选村主任来自第二大姓时为1，否则为0，并将其添加到基准静态模型(2)中，表8第(2)、(6)及(10)列显示，该变量的系数在以净转移收入、附加费为因变量的方程中显著，但比“权威耦合”效应低，而对补贴无影响。考虑两个子样本，限制村庄中前两大姓氏人口比例之差高出45%及低于5%(14)，并着重比较“当选村主任来自最大姓”与“当选村主任来自第二大姓”两关键变量对附加费的效应。前组子样本中“权威耦合”变量的系数一直稳定且显著，而“当选村主 任来自第二大姓”的系数不再显著(表8第(11)列)；后组子样本中“权威耦合”与“当选村主任来自第二大姓”变量的系数均显著且几乎接近(表8第(12)列)。这些结果表明，最大姓和第二大姓在人口数量上的差异为其姓氏“非正式权威”的形成起到关键作用，这也进一步回应了“当选村主任来自最大姓”对公共品的提供及家庭平滑消费程度的效应在前两大姓人口比例之差较大的村庄中更明显的结论。
    
    五、结论
    运用包含宗族与选举信息的中国农村家庭独特的面板数据集，本文研究了当选村主任来自最大姓对家庭平滑消费程度的影响，即考虑基于中国村庄宗族的非正式权威与由选举产生的正式权威间的耦合效应，并从在位者问责的角度对该效应进行解释。我们发现，村庄内存在不完全的风险分担。相比于当选村主任来自其他姓氏的村庄，来自最大姓的村庄平滑消费程度更低。因为这种“权威耦合”减少了家庭的净转移收入，其中主要增加了为村庄公共投资向家庭征收的附加费，却未明显增加对家庭的各种救济补贴。
    进一步的统计检验表明，当选的来自最大姓的村主任之所以能够为公共投资征收更多的附加费，并非是因为他们的个人能力更高，而是依赖于其背后的宗族。他们能利用在大姓宗族中的相对位置，从一种非正式权威出发，说服其宗族成员支持其各项调配社会资源的决策，则其权力能得到充分有效发挥。我们还发现，村庄姓氏结构越不平等，即村庄姓氏数目越小及前两大姓氏人口比例之差越大，最大姓村主任与其他村主任在附加费的征收水平上的差异就越大；当村庄中的第二大姓与最大姓的人口数非常接近，也可形成类似最大姓拥有的权威，这些发现从侧面反映了姓氏的绝对人口数对“非正式权威”形成起到关键作用。
    本文的发现有助于理解传统组织(如宗族)与现代制度(如选举)之间的互动关系，来自最大姓的村主任可获得其背后大姓宗族的支持，将更关注于村民的长期利益，而非收入再分配等短期消费行为，进一步增强了文献中选举对公共投资的正效应(Besley et al.，2010；Xu and Yao，2009)，但并没有明显证据支持文献中选举对私人品的正效应(Besley and Burgess，2002；Sun et al.，2010)。另外，Besley和Pande(2010)分析印度南部的选举，他们发现，居于优势地位的种姓只会影响当权者对资源的配置，而对其使用权利的机会主义行为无影响。然而我们发现，“当选村主任来自最大姓”对家庭平滑消费程度的效应在前两大姓人口比例之差较大的村庄中更明显，且这种“权威耦合”仅对无村干部家庭的平滑消费有影响。这意味着存在人口比例占绝大多数的大姓村庄中，当选的来自最大姓的村主任可能采取亲宗族的消费导向政策，而忽略少数外姓人的利益，为民主政府中可能出现的“大多数人的暴政”(Madison，1787)提供了一个案例。这个发现也为进一步研究该问题的解决方案提出了要求，如各种正式与非正式政策或制度，自然已超出了本文的研究范围。
    
    *本文数据来自北京大学中国经济研究中心“中国农村民主和农民福利”项目，感谢农业部农村经济研究中心在数据收集方面给予的支持。感谢威斯康星大学农业与应用经济系发展Workshop成员提出的宝贵意见。但文责自负。
    注释：
    ①如Foster和Rosenzweig(2001)指出概率投票的民主选举增加穷人投票的比重及公共资源的配置，从而增加穷人的福利。Besley和Coate(2003)指出相比于被任命的领导者，当选的领导者更可能关注少数人的利益，并采取消费者为导向而非亲利益相关者的政策。Besley和Burgess(2002)指出民主选举使得政府更积极地面对生产力下降或自然灾害的发生，并有效配置食物分配及救济支出。Gan、Xu和Yao(2010)运用中国村庄数据发现，当村庄通过选举产生村干部，则其居民的平滑消费更完全。
    ②对于村庄公共项目，如新修水利、修建学校或公路等，由于国家财政困难，往往基层政府或村委会在农村社区自筹一部分资金，主要形式是“村提留”和“乡统筹”。
    ③如Shen和Yao(2008)指出，村庄新修水利或公路等公共投资，主要用于提升家庭增加收入的能力，而并非抵御风险的能力。
    ④固定观察点调查数据并未包含所有家庭从1986-2008年的信息，其中1/4的家庭如此。主要原因在于原来抽样的家庭迁移到城市，或其所在的整个村庄被城市归并。
    ⑤固定观察点数据没有1992年和1994年的数据，我们实际只有19年的家庭信息。
    ⑥Hsu(1963)和Tsai(2007)指出，存在于中国村庄的宗族是有着共同祖先且父系单线延续的合作组织，其成员自觉地与组织外成员区分开来，并共享组织的资源，如土地、声誉或市场信息等，与宗族内成员间享有互惠互利并承担责任。
    ⑦在此，我们仅考虑选举的情形，去掉了在样本期未发生选举的1个村庄。
    ⑧妇女并不会因婚姻而改变姓氏，于是其姓氏并非反映了其背后的宗族。然而，样本中415次选举仅有3次为妇女当选，因此，女性村主任的情形并不会影响我们的结论。
    ⑨借鉴Townsend(1994)检验完全平滑消费的模型，控制村庄的平均消费来计算家庭消费与收入的偏相关系数。该系数越小说明家庭的消费更少地依赖于家庭收入冲击，而更多地决定于村庄总体收入冲击，即家庭保险程度越高。
    ⑩在此我们忽略了家庭上缴给上级政府的税收，原因有二：一是村委会往往并不能直接决定家庭上缴给国家的农业税或费等；二是村委会必须按上级政府要求上缴整个村的税费。因此，上缴给上级政府的税收似乎与村民对村主任的问责关系不大。
    (11)在此，亦可采用的大小来决定平滑消费程度。越大，则家庭消费更多依赖于村庄的总体收入冲击，家庭平滑消费更加完全。但是，在完全平滑消费下，的大小决定于效用函数的形式，如CRRA效用函数下的完全平滑消费意味着=1，其他函数并不然。而始终为0，比较稳定。后文实证分析将给出两种决定平滑消费程度的检验结果。
    (12)借鉴Beslay等(2004)将具有低外溢性的公共品定义为私人品的概念，原因在于这些公共品的目标为特定群体。
    (13)Roodman(2006)指出如果滞后因变量与因变量现值间为正相关关系，那么动态模型中采用静态固定效应的结果将被低估，使用一阶段或两阶段GMM方法能对此进行纠正。
    (14)村庄中前两大姓人口比例差额的四分位数分别为5%、13%及45%。