肖建華 李雅麗

內(nèi)容提要：結(jié)合SDM 與SEM 空間計(jì)量模型與基尼系數(shù)分析方法，對(duì)我國(guó)25 個(gè)省份2012-2016年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，探討我國(guó)基本公共服務(wù)均等化的時(shí)空演變規(guī)律與影響我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出因素與效應(yīng)。實(shí)證發(fā)現(xiàn)：地方財(cái)政投入對(duì)促進(jìn)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化有顯著的正向溢出效應(yīng)，而人均財(cái)政支出在一定程度上能促進(jìn)本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平，具體表現(xiàn)為人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出和衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)其有顯著的正向影響，而人均義務(wù)教育支出對(duì)其有抑制性。在空間溢出效應(yīng)方面，地方義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有正外部性，而地方社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費(fèi)投入對(duì)其有擠出效應(yīng)。當(dāng)控制了常住人口流動(dòng)因素后，人均財(cái)政支出對(duì)相鄰地區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平的擠出效應(yīng)有所減輕，同時(shí)人均基本公共服務(wù)均等化水平呈現(xiàn)出鮮明的東、中、西部空間區(qū)域差異化特征。

一、引 言

當(dāng)前，我國(guó)基本公共服務(wù)發(fā)展正進(jìn)入兩個(gè)關(guān)鍵時(shí)間節(jié)點(diǎn)，一是從2020 年到2035 年，在全面建成小康社會(huì)的基礎(chǔ)上，再奮斗十五年，基本實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化；另一個(gè)是從2035 年到本世紀(jì)中葉，在基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的基礎(chǔ)上，再奮斗十五年，把我國(guó)建成富強(qiáng)民主文明和諧美麗的社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)。從全面建成小康社會(huì)到基本實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化，再到全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)，基本公共服務(wù)的供給程度是關(guān)鍵一環(huán)。隨著新時(shí)代經(jīng)濟(jì)社會(huì)的進(jìn)一步深入發(fā)展，我國(guó)社會(huì)主要矛盾已轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展間的矛盾，人們對(duì)公共服務(wù)需求的質(zhì)與量方面都有提升，尤其義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)供不應(yīng)求呈現(xiàn)逐步加速的趨勢(shì)，而基本公共服務(wù)又是一種特殊的公共物品，其內(nèi)在的“公共”屬性必然要求在不同區(qū)域、不同群體以及不同個(gè)體之間實(shí)現(xiàn)均等化，使得無(wú)論居住在任何轄區(qū)的居民（包括戶籍和常住人口）都能享受到大致相當(dāng)?shù)幕竟卜?wù)。然而，我國(guó)各地基本公共服務(wù)供需不均等現(xiàn)象依然存在，甚至在不同區(qū)域間基本公共服務(wù)的需求與供給間的矛盾還呈擴(kuò)大之勢(shì)。顯然，這勢(shì)必影響到我國(guó)小康社會(huì)甚至社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)的全面建成。因此，如何進(jìn)一步科學(xué)評(píng)價(jià)我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平，動(dòng)態(tài)識(shí)別我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空演變規(guī)律，恰當(dāng)分析影響我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化實(shí)現(xiàn)的空間溢出效應(yīng)，有效提升我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平，就成為迫切需要研究的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界在基本公共服務(wù)及其均等化研究方面形成了較為豐富的文獻(xiàn)，但多為單項(xiàng)公共服務(wù)的量化、區(qū)域基本公共服務(wù)差異等的測(cè)度與數(shù)據(jù)評(píng)價(jià)。如在國(guó)際上有學(xué)者通過(guò)計(jì)算基尼系數(shù)來(lái)度量巴布亞新幾內(nèi)亞和東非等國(guó)家的教育公平度（Ter，1975；Sheret，1988）。我國(guó)學(xué)者利用洛倫茲曲線、基尼系數(shù)測(cè)算了各城鄉(xiāng)地區(qū)基礎(chǔ)教育的公共服務(wù)均等化水平（李斌，2004）；也有學(xué)者通過(guò)計(jì)算泰爾總指數(shù)來(lái)衡量區(qū)域間公共衛(wèi)生服務(wù)的均等化程度（蘭相潔，2010；李繼勝，2011）。在此基礎(chǔ)上，也有學(xué)者根據(jù)自身的研究需要對(duì)公共服務(wù)的綜合均等化水平進(jìn)行了測(cè)度，如伏潤(rùn)民等（2010）運(yùn)用信息熵值法對(duì)云南省129 個(gè)縣市從經(jīng)濟(jì)、自然和社會(huì)領(lǐng)域測(cè)算公共事業(yè)均等化系數(shù)；武力超、林子辰等（2014）通過(guò)基尼系數(shù)測(cè)算了我國(guó)25 個(gè)省綜合基本公共服務(wù)均等化水平。除此之外，在基本公共服務(wù)文獻(xiàn)檢索的過(guò)程中，多數(shù)文獻(xiàn)重點(diǎn)研究與探究了我國(guó)區(qū)域間基本公共服務(wù)的差異。如有學(xué)者以我國(guó)286 個(gè)地級(jí)市為研究對(duì)象，通過(guò)東- 中- 西三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域進(jìn)行歸類分析，刻畫(huà)了其基本公共服務(wù)空間格局差異（馬慧強(qiáng)等，2011）；也有學(xué)者在測(cè)定省域間基本公共服務(wù)水平及其區(qū)域差異后，認(rèn)為其產(chǎn)生的原因在于地方財(cái)政公共服務(wù)支出呈現(xiàn)出明顯的空間區(qū)域差距（王曉玲，2013）；也有學(xué)者對(duì)全國(guó)城鄉(xiāng)、省域內(nèi)城鄉(xiāng)的基本公共服務(wù)均等化水平的空間分布進(jìn)行了分析（尹境悅，2015；韓增林、李彬等，2015）。

從上述文獻(xiàn)綜述來(lái)看，目前對(duì)基本公共服務(wù)的研究方面一是對(duì)單項(xiàng)基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行測(cè)度與評(píng)價(jià)，并分析其空間分布狀態(tài)；另一方面是對(duì)城鄉(xiāng)間、省域間公共服務(wù)差異進(jìn)行分析。較少有文獻(xiàn)對(duì)多領(lǐng)域的基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行綜合測(cè)度與評(píng)價(jià)，同時(shí)也鮮有結(jié)合不同時(shí)間演變規(guī)律來(lái)刻畫(huà)基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空特征的文獻(xiàn)，忽視了基本公共服務(wù)在時(shí)空上的動(dòng)態(tài)演變差異。有鑒于此，本文的主要目標(biāo)就是嘗試從時(shí)空演化的視角動(dòng)態(tài)刻畫(huà)我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空差異特征并分析其空間溢出的影響因素，實(shí)證分析過(guò)程主要包括以下重要步驟：首先現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，利用全國(guó)286 個(gè)地市的基本公共服務(wù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，選用主成分分析法及基尼系數(shù)法，具體測(cè)算我國(guó)286 個(gè)地市所分布的25 個(gè)省份的基本公共服務(wù)均等化指數(shù)。其次，運(yùn)用Argis 工具動(dòng)態(tài)刻畫(huà)2012 年、2014 年、2016 年25 個(gè)省份的基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空演變特征。第三，運(yùn)用SDM 和SEM 空間計(jì)量模型，實(shí)證分析比較以戶籍人口和常住人口為口徑的我國(guó)基本公共服務(wù)均等化空間溢出的影響因素，并進(jìn)一步根據(jù)地理區(qū)位分類實(shí)證分析影響我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出影響因素。

三、我國(guó)25 省基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空分布

（一）286 個(gè)地市所在省的基本公共服務(wù)綜合水平測(cè)算

1.基本公共服務(wù)水平考核指標(biāo)的制定。目前有兩種方法適用于基本公共服務(wù)水平考核，分別是客觀評(píng)價(jià)分析法和主觀評(píng)價(jià)分析法。武力超（2014）認(rèn)為主觀評(píng)價(jià)測(cè)度主要借助問(wèn)卷調(diào)查或走訪，通過(guò)考察城市居民對(duì)城市基礎(chǔ)公共服務(wù)水平的主觀感受和滿意率，來(lái)評(píng)價(jià)政策是否公平公正、是否能為大眾帶來(lái)最大便利性。而從操作層面上看，存在樣本量大和各地各行各業(yè)獲取信息的信度低等問(wèn)題。因此，所選擇的指標(biāo)既要能夠反映地方政府在基本公共服務(wù)方面的績(jī)效，也要具有一定的合理性與科學(xué)性。從目前情況來(lái)看，基本公共服務(wù)主要包含基本公共設(shè)施、義務(wù)教育、養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療衛(wèi)生等涉及基礎(chǔ)民生保障等方面，在參考眾多文獻(xiàn)及《國(guó)家基本公共服務(wù)體系“十三五”規(guī)劃》的基礎(chǔ)上，本文主要選擇義務(wù)教育、衛(wèi)生醫(yī)療、社會(huì)養(yǎng)老保障服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)四個(gè)方面，按照全面、系統(tǒng)、客觀、有效性、評(píng)價(jià)目標(biāo)的可量化性原則，構(gòu)建地級(jí)市基本公共服務(wù)水平的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，同時(shí)考慮到各地市的人口規(guī)模會(huì)對(duì)數(shù)據(jù)信息產(chǎn)生的影響，在計(jì)算時(shí)主要考慮相對(duì)值，使用公共服務(wù)中有代表性的人均相對(duì)指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)基本公共服務(wù)水平，具體指標(biāo)如：義務(wù)教育類公共服務(wù)指標(biāo)選為普通中學(xué)師生比；衛(wèi)生醫(yī)療類公共服務(wù)指標(biāo)選為萬(wàn)人擁有衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)；公共基礎(chǔ)設(shè)施類服務(wù)指標(biāo)選為人均擁有道路面積；社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)類服務(wù)指標(biāo)選為人均參加養(yǎng)老保險(xiǎn)人數(shù)。

2.主成分分析法的原理及數(shù)學(xué)模型。主成分分析法是一種基于數(shù)學(xué)模型的降維多元統(tǒng)計(jì)方法，是通過(guò)對(duì)一組互相聯(lián)系的隨機(jī)變量進(jìn)行正交變化后得到一組不相關(guān)的新隨機(jī)變量。在對(duì)這組新隨機(jī)變量進(jìn)行測(cè)算時(shí)，以方差為基礎(chǔ)測(cè)量依據(jù)，并將其進(jìn)行降維計(jì)算處理。記為X，…，為n 個(gè)原變量，F(xiàn)j（j=1，2，…，n）為n 個(gè)主成分。運(yùn)用SPSS 軟件對(duì)286 個(gè)地級(jí)市的公共服務(wù)水平指標(biāo)進(jìn)行降維因子分析，得到總方差累積貢獻(xiàn)率，在累計(jì)方差的貢獻(xiàn)度不小于閾值的前提條件下，取80%的閾值，篩選出n 個(gè)主成分。將各個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)度作為各主成分的權(quán)重，通過(guò)加權(quán)計(jì)算出最終的綜合評(píng)分，以此為依據(jù)對(duì)各地市的基礎(chǔ)公共服務(wù)水平做出綜合評(píng)價(jià)。將第j 個(gè)主成分記為Fj（j=1，2，…，n）的方差貢獻(xiàn)率為kj（j=1，2，…，n），則本文中主成分綜合評(píng)價(jià)法的綜合得分為：

3.主成分分析綜合評(píng)價(jià)結(jié)果。在主成分分析之前，先對(duì)2012-2016 年全國(guó)286 個(gè)地市選取的四項(xiàng)基本公共服務(wù)指標(biāo)進(jìn)行KMO 值檢驗(yàn)。通過(guò)KMO 結(jié)果可知，大部分地級(jí)市數(shù)據(jù)都通過(guò)了KMO 最低值檢驗(yàn)，表示各個(gè)指標(biāo)間存在相關(guān)性，說(shuō)明這四項(xiàng)基本公共服務(wù)的值適合主成分分析方法。通過(guò)計(jì)算總方差累計(jì)貢獻(xiàn)度，可知從結(jié)果中選取的前2 個(gè)主成分累計(jì)貢獻(xiàn)度已達(dá)到82.6%，超過(guò)初始設(shè)定閾值80%，說(shuō)明前2 個(gè)主因子可以解釋所選4 個(gè)因子信息。即各個(gè)地市基本公共服務(wù)水平的因子得分為：

（二）我國(guó)25 個(gè)省份基本公共服務(wù)均等化水平的測(cè)算

基尼系數(shù)原理?；嵯禂?shù)是由（阿爾伯特·赫希曼，1943 年）提出的，其定義是用來(lái)描述一個(gè)國(guó)家或者一個(gè)地區(qū)內(nèi)居民收入差異的國(guó)際通用型指標(biāo)?；嵯禂?shù)的取值范圍在0 到1 之間，基尼系數(shù)的大小和收入平等程度成反比，當(dāng)基尼系數(shù)越小，平等程度越大。本文將引入基尼系數(shù)用于考察各地區(qū)之間基本公共服務(wù)均等化水平?；嵯禂?shù)的計(jì)算公式可以表示為：

其中，n 表示考察地區(qū)內(nèi)地級(jí)市的數(shù)量，yi表示第i 個(gè)地級(jí)市進(jìn)行基本公共服務(wù)評(píng)分得出的數(shù)值，μ 用來(lái)指代該地區(qū)內(nèi)各地級(jí)市基礎(chǔ)公共服務(wù)水平得分的均值，其中，重慶、上海、北京和天津這四個(gè)直轄市無(wú)法計(jì)算出平均基尼系數(shù)；青海和西藏各只有一個(gè)地級(jí)市滿足計(jì)算條件，不具備良好的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)條件，因此無(wú)法對(duì)其進(jìn)行基尼系數(shù)測(cè)算。因此，僅測(cè)算全國(guó)25 個(gè)省份的基尼系數(shù)。

（三）我國(guó)25 個(gè)省份基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空分布

基本公共服務(wù)均等化水平時(shí)空分布的分類。為了區(qū)分25 個(gè)省份公共服務(wù)均等化水平，根據(jù)國(guó)際基尼系數(shù)劃分標(biāo)準(zhǔn)以0.2、0.3、0.4 為25 個(gè)省基尼系數(shù)的閾值來(lái)區(qū)分各自的基本公共服務(wù)均等化水平，其中，0.2 以下表示該省基本公共服務(wù)均等化水平較高；0.2-0.3 表示該省基本公共服務(wù)均等化水平較正常；0.3-0.4 表示該省基本公共服務(wù)均等化水平不太高，有待提升；0.4 以上表示該省基本公共服務(wù)均等化水平較低。本文選取2012 年、2014 年、2016 年的25 個(gè)省份基本公共服務(wù)均等化水平的值在表1 中列出。

表1 25 個(gè)省份2012、2014 和2016 年的基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空分布（由基尼系數(shù)表示）

從表1 可以看出，總體上，在2012-2016 年，25 個(gè)省份在基尼系數(shù)的分類范圍內(nèi)波動(dòng)較小。從東、中、西區(qū)域劃分上，中部和東部地區(qū)包含的大部分省份的基本公共服務(wù)均等化水平較高，西部地區(qū)包含的各省份的基本公共服務(wù)均等化水平較低，初步判定25 個(gè)省份的基本公共服務(wù)均等化水平與各自經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在正相關(guān)性。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）空間權(quán)重矩陣選取

根據(jù)“地理學(xué)第一定律”，空間模型估計(jì)的有效性是在空間結(jié)構(gòu)被正確反映的情況下確立的，王守坤（2013）認(rèn)為進(jìn)行空間計(jì)量分析時(shí)，為了將空間交互作用有效地并入到回歸模型中，構(gòu)建空間權(quán)重矩陣能夠清晰地反映空間截面單元某些地理、經(jīng)濟(jì)屬性間的相互依賴程度，也是進(jìn)行空間效應(yīng)分析必不可少的核心步驟。目前主要的空間權(quán)重形式有01 距離矩陣、反距離矩陣、經(jīng)濟(jì)距離矩陣等。本文借鑒余永澤、劉大勇（2013）的研究成果，構(gòu)建01 距離矩陣，因?yàn)檫@種空間權(quán)重矩陣形式最符合人們對(duì)空間關(guān)系的認(rèn)知，也能最好反映“地理學(xué)第一定律”的特征。在01 距離矩陣中，Wij表示空間權(quán)重矩陣，當(dāng)省份i 與省份j 為鄰近省份時(shí)，Wij取值為1；反之，Wij取值為0。

（二）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性是進(jìn)行空間計(jì)量模型估計(jì)的必要條件，若各變量間存在空間正相關(guān)，則空間依賴性越強(qiáng)。較為普遍的做法是利用設(shè)定的空間權(quán)重矩陣計(jì)算全局Moran’s I 指數(shù)。該值表示的空間正相關(guān)取值范圍在（0，1）間，取值越靠近1，表明空間相關(guān)性越強(qiáng)。

從表2 的全局Moran’s I 指數(shù)可以看出：公共服務(wù)均等化指數(shù)、義務(wù)教育投入比重、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)投入比重、衛(wèi)生醫(yī)療投入比重、人均義務(wù)教育支出、人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出、人均衛(wèi)生醫(yī)療支出7個(gè)核心指標(biāo)均呈現(xiàn)顯著的正向空間自相關(guān)（10%水平下）。因此，可以利用空間計(jì)量模型對(duì)25 個(gè)省份存在的空間溢出進(jìn)行進(jìn)一步實(shí)證分析。

（三）空間面板模型設(shè)定

依據(jù)研究目的，將使用空間杜賓模型（SDM）與空間誤差修正模型（SEM）引入面板數(shù)據(jù)處理中，

表2 2012-2016 年我國(guó)25 個(gè)省份各變量的空間相關(guān)性

構(gòu)建空間杜賓面板模型（SDM-Panel）和空間誤差修正面板模型（SEM-Panel）?？臻g杜賓面板模型如式（1）：

空間誤差修正面板模型如式（2）：Yit=αln+βiXit+μi

其中，i 和t 表示第i 個(gè)省份在第t 年時(shí)的數(shù)據(jù)；Wit表示01 距離空間矩陣；θ1表示溢出效應(yīng)，θ1為正數(shù)時(shí)意味著存在正向的溢出效應(yīng)，為負(fù)數(shù)時(shí)意味著存在負(fù)向的溢出效應(yīng)；δ 是空間回歸系數(shù)，表示樣本觀測(cè)值相互間的空間依賴性；μi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在分析我國(guó)基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)時(shí)，將（1）式引入具體的解釋變量與被解釋變量，構(gòu)建的空間杜賓模型為：

在分析我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)時(shí)，將（3）式的被解釋變量替換為人均義務(wù)教育支出、人均社會(huì)養(yǎng)老支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出，構(gòu)建的空間杜賓模型為：

（四）指標(biāo)的選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

1.指標(biāo)選取

被解釋變量：基本公共服務(wù)均等化水平（PSE），以25 個(gè)省份的基本公共服務(wù)均等化指數(shù)來(lái)表示。

解釋變量：地方財(cái)政支出直接體現(xiàn)了政府活動(dòng)范圍和支持的公共服務(wù)領(lǐng)域（楊得前、劉仁濟(jì)，2018），也是實(shí)現(xiàn)各地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的關(guān)鍵。為比較我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空動(dòng)態(tài)變化以及進(jìn)一步研究人均基本公共服務(wù)的區(qū)域均等化，分別選取地方財(cái)政投入占地方財(cái)政總預(yù)算支出之比和人均財(cái)政支出作為基本公共服務(wù)均等化水平的影響因素，分析比較地方財(cái)政投入占比和人均財(cái)政支出對(duì)各省基本公共服務(wù)均等化的空間效應(yīng)。同時(shí)還分別選取以戶籍人口為口徑計(jì)算的義務(wù)教育投入占地方財(cái)政預(yù)算總支出占比（EE）、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)投入占地方財(cái)政總預(yù)算支出占比（SI）、衛(wèi)生醫(yī)療投入占地方財(cái)政總預(yù)算支出占比（ME）來(lái)解釋地方財(cái)政投入占比，選取以常住人口為口徑計(jì)算的人均義務(wù)教育支出（EE_PER）、人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出（SI_PER）和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出（ME_PER）來(lái)解釋人均財(cái)政支出。

控制變量：為避免因遺漏重要變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，選取2 個(gè)可能會(huì)影響基本公共服務(wù)均等化水平的高度相關(guān)變量。（1）城鎮(zhèn)化水平（URB）。我國(guó)城鎮(zhèn)化的核心是人的城鎮(zhèn)化，加快推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化，實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)供給效率提升與城鎮(zhèn)人口數(shù)量的加速增長(zhǎng)相匹配。本文采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示。（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP_PER）。已有研究表明，基本公共服務(wù)的不均等程度與本轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不均等呈正相關(guān)關(guān)系。地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平越高的居民對(duì)當(dāng)?shù)卣竟卜?wù)供給的偏好越大（吳永求、趙靜，2016），因此一般認(rèn)為經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)財(cái)政支出效率較高。故本文采用人均GDP 來(lái)表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。

2.數(shù)據(jù)說(shuō)明

選取2012-2016 年全國(guó)25 個(gè)省份（限于數(shù)據(jù)可得性與完整性，不包括4 個(gè)直轄市、西藏自治區(qū)、青海省及港澳臺(tái)地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》、EPS 等數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，為了消除在收集數(shù)據(jù)中遇到的口徑、單位不一致等問(wèn)題，對(duì)收集的所有數(shù)據(jù)用極值法進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，通過(guò)Xj=（Xi- 最小值）/（最大值- 最小值）的公式對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行無(wú)量綱化處理，這樣標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)最大值為1，最小值為0。

3.空間計(jì)量模型的選取

為選取最佳的空間計(jì)量模型，對(duì)2012-2016 年全國(guó)25 個(gè)省份的數(shù)據(jù)分別運(yùn)用空間杜賓模型（固定與隨機(jī)效應(yīng)）和固定效應(yīng)的空間誤差模型進(jìn)行估計(jì)，Wald 檢驗(yàn)和Log L 檢驗(yàn)結(jié)果均在5%置信水平下通過(guò)統(tǒng)計(jì)的顯著性檢驗(yàn)，表明空間杜賓模型不可弱化為空間誤差模型，應(yīng)采用SDM 模型來(lái)估計(jì)。而且，Hausman 檢驗(yàn)得出，p 值＜0.25，拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。故本文選取固定效應(yīng)的空間杜賓模型（SDM）來(lái)分別估計(jì)以戶籍人數(shù)口徑計(jì)算的地方財(cái)政投入對(duì)我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的空間效應(yīng)（表4）與以常住人口口徑計(jì)算的人均財(cái)政支出對(duì)我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化水平的空間效應(yīng)（表5）。東、中、西部地區(qū)的Wald 檢驗(yàn)均在1%置信水平下未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明相對(duì)于空間杜賓模型而言，空間誤差模型更能反映不同區(qū)域的空間溢出效應(yīng)。同時(shí)，除了東部地區(qū)Hausman檢驗(yàn)應(yīng)拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)外，中、西部地區(qū)的Hausman 檢驗(yàn)均不能拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。故本文結(jié)合空間誤差模型和空間杜賓模型（固定或隨機(jī)效應(yīng)）來(lái)估計(jì)我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化在東、中、西部的空間效應(yīng)。

五、實(shí)證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 報(bào)告的是所選取變量的統(tǒng)計(jì)性描述結(jié)果，從中可以看出，基本公共服務(wù)均等化水平（PSE）、義務(wù)教育投入占比（EE）、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)投入占比（SI）、衛(wèi)生醫(yī)療投入占比（ME）、城鎮(zhèn)化水平（URB，%）等指標(biāo)的波動(dòng)范圍較小，各指標(biāo)年度間差異較小，這可能與各指標(biāo)本身的值較小有關(guān)系。而在人均義務(wù)教育支出（EE_PER，元）、人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出（SI_PER，元）、人均衛(wèi)生醫(yī)療支出（ME_PER，元）、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP_PER，元）等指標(biāo)中，數(shù)值波動(dòng)范圍大，各省間差異也隨之增大。

（二）我國(guó)基本公共服務(wù)均等化空間溢出效應(yīng)研究

表4 報(bào)告的是固定效應(yīng)SDM 模型估計(jì)結(jié)果，實(shí)證結(jié)果說(shuō)明，25 個(gè)省份在義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)、醫(yī)療衛(wèi)生這三類民生公共服務(wù)支出與本轄區(qū)基本公共服務(wù)供給總量呈正相關(guān)關(guān)系，本轄區(qū)財(cái)政支出用于民生類的資金越多，對(duì)基本公共服務(wù)供給的轉(zhuǎn)化率越高，基本公共服務(wù)均等化水平也越高?？傮w上看，地方義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費(fèi)投入都將不同程度促進(jìn)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平，三項(xiàng)經(jīng)費(fèi)投入每提升1%，分別帶來(lái)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平提升0.4603%、0.9483%和1.4923%。

從空間溢出因素看，地方義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入的空間滯后項(xiàng)在10%的水平上顯著為正，存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)，原因可能在于即使未考慮人口流動(dòng)因素導(dǎo)致的溢出，無(wú)論是戶籍居民還是常住居民都有權(quán)在一定條件下享有基本教育權(quán)。因此，當(dāng)常住人口流動(dòng)規(guī)模較大時(shí)，本轄區(qū)的義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入每提高1%，將吸引周邊相鄰地區(qū)常住人口的流入，而相鄰地區(qū)人口的流出反過(guò)來(lái)將釋放這些地區(qū)內(nèi)基本義務(wù)教育服務(wù)供給不足的壓力，促使相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平提升0.0956%。但是，地方社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療的經(jīng)費(fèi)投入對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有較小幅度的抑制性，帶來(lái)的空間溢出效應(yīng)分別為-0.0386 和-0.4774，這可能是受人口流動(dòng)的溢出與區(qū)域開(kāi)放度影響，在影響輻射范圍內(nèi)的相鄰地區(qū)在社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與衛(wèi)生醫(yī)療公共服務(wù)供需增量和結(jié)構(gòu)上的矛盾就更顯突出，特別是在衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費(fèi)投入上地區(qū)間的差異較大，從而導(dǎo)致擠出相鄰

地區(qū)居民可享受衛(wèi)生醫(yī)療公共服務(wù)，降低相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的總體水平。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表4 我國(guó)基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)

（三）我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化空間溢出效應(yīng)

為有效彌補(bǔ)以戶籍人口為口徑的地方財(cái)政預(yù)算支出對(duì)基本公共服務(wù)均等化水平的測(cè)度誤差，降低人口流動(dòng)性對(duì)各地區(qū)基本公共服務(wù)絕對(duì)量產(chǎn)生的弊端。表5 把原以戶籍人口為口徑計(jì)算的地方義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費(fèi)投入替換為以常住人口為口徑計(jì)算的這三項(xiàng)人均財(cái)政支出來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化的溢出效應(yīng)。

從表5 的固定效應(yīng)SDM 模型的估計(jì)結(jié)果可知，估計(jì)的直接影響與空間溢出影響與表4 相比均有差異。從直接影響因素看，當(dāng)控制人口流動(dòng)性后，地方義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與衛(wèi)生醫(yī)療公共服務(wù)供給增量與總量的矛盾加劇。其中，地方人均義務(wù)教育支出與地方義務(wù)教育投入對(duì)本轄區(qū)的人均基本公共服務(wù)均等化影響不同，且影響效應(yīng)相反，這說(shuō)明本轄區(qū)政府偏好對(duì)“生產(chǎn)性公共品”投入，有可能將原有義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)挪至其他領(lǐng)域，降低了本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平。但是，人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化帶來(lái)積極且顯著的影響，但與表4 相比，影響程度有明顯降低，人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出每增加1%，將促進(jìn)本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平分別提高0.0565%和0.0618%。

從空間溢出因素來(lái)看，控制人口流動(dòng)性因素后，本轄區(qū)增加社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療的投入對(duì)相鄰地區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平均存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)，但影響程度都有明顯減輕。人均義務(wù)教育支出對(duì)其空間溢出效應(yīng)在5%的水平上顯著為負(fù)，與表4 同類解釋變量的溢出影響完全相反，這說(shuō)明當(dāng)本轄區(qū)把增加的人均義務(wù)教育支出挪作他用后，相鄰地區(qū)為了參與“晉升錦標(biāo)”競(jìng)賽，也進(jìn)行了相應(yīng)的挪用，從而使得相鄰地區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平下降0.032%。然而，人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療支出的空間滯后值與表4 同類變量相比，對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平的負(fù)外部性稍有減少，但均不顯著，這說(shuō)明在一定程度上緩減了相鄰地區(qū)在人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與人均衛(wèi)生醫(yī)療公共服務(wù)的“免費(fèi)乘車”等問(wèn)題，對(duì)相鄰地區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平影響程度較低。

表5 我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化的溢出效應(yīng)

（四）東、中、西部人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)

根據(jù)三大經(jīng)濟(jì)區(qū)的劃分，將25 個(gè)省份進(jìn)行歸類，表6 報(bào)告的是東、中、西部三大經(jīng)濟(jì)區(qū)的人均基本公共服務(wù)均等化空間溢出效應(yīng)。

從東部地區(qū)來(lái)看，人均義務(wù)教育支出、人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)加大當(dāng)?shù)厝司竟卜?wù)均等化都具有顯著影響。 其中，人均義務(wù)教育支出對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給存在負(fù)的空間溢出影響，影響效應(yīng)為-0.236，這說(shuō)明東部地區(qū)人均義務(wù)教育服務(wù)被擠出，抑制了本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平。然而，人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)經(jīng)費(fèi)支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)東部地區(qū)公共服務(wù)供給水平都具有積極的影響，估計(jì)值分別為0.108 和0.316，這說(shuō)明目前的政策有助于改善社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)服務(wù)、衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)，從而有助于提升本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平。就空間滯后項(xiàng)而言，表6 與表2 中的空間溢出影響分析相似，由于財(cái)政投入改變用途等原因，使得本轄區(qū)與相鄰地區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平降低，但降低程度要小于中西部省份。

表6 東中西部人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)

從中部地區(qū)來(lái)看，人均義務(wù)教育支出與人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平均有顯著抑制作用，影響效應(yīng)分別為-0.106 和-0.067。這說(shuō)明與東部經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)省份相比，中部地區(qū)省份除了挪用義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)外，衛(wèi)生醫(yī)療投入也被擠占，從而降低了本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平。而人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出對(duì)中部地區(qū)基本共服務(wù)均等化有積極影響。就空間滯后項(xiàng)而言，中部地區(qū)各相鄰省份的人均財(cái)政支出對(duì)其基本公共服務(wù)均等化也呈現(xiàn)負(fù)空間溢出影響，降低了公共服務(wù)均等化水平。

從西部地區(qū)來(lái)看，三項(xiàng)基本公共服務(wù)的財(cái)政支出對(duì)均等化水平均產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，尤其是人均衛(wèi)生醫(yī)療支出每增加1%，將導(dǎo)致本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平下降0.336%，而人均義務(wù)教育支出和人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)支出盡管也表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但均不顯著，這說(shuō)明西部省份在基本公共服務(wù)方面對(duì)上級(jí)政府的財(cái)政依賴性比中、東部要強(qiáng)。就空間滯后項(xiàng)而言，西部地區(qū)人均義務(wù)教育、社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)與衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平提升都產(chǎn)生了抑制作用，這可能與其人口密度高度分散、周邊資源配置效率低有關(guān)，很難利用人口的流動(dòng)性來(lái)刺激對(duì)相鄰地區(qū)增加基本公共服務(wù)投入。

六、結(jié)論與對(duì)策啟示

利用2012-2016 年我國(guó)286 個(gè)地市面板數(shù)據(jù)，通過(guò)主成分法與基尼系數(shù)測(cè)算了我國(guó)25 個(gè)省份的基本公共服務(wù)均等化水平，動(dòng)態(tài)刻畫(huà)了我國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的時(shí)空分布，并運(yùn)用SDM和SEM 空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)了我國(guó)基本公共服務(wù)均等化與人均基本公共服務(wù)均等化的空間效應(yīng)，檢驗(yàn)了東、中、西部人均基本公共服務(wù)均等化的空間效應(yīng)，得出如下結(jié)論：（1）地方財(cái)政投入對(duì)本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有顯著正向影響，本轄區(qū)政府自身用于民生類公共服務(wù)預(yù)算支出越大，基本公共服務(wù)均等化水平也隨之增大。就空間溢出效應(yīng)而言，地方財(cái)政投入對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的空間效應(yīng)影響出現(xiàn)差異，地方義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有積極溢出效應(yīng)，但地方社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費(fèi)投入對(duì)其具有負(fù)向效應(yīng)。（2）地方人均財(cái)政支出對(duì)本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平影響有所不同。地方人均義務(wù)教育支出對(duì)本轄區(qū)人均基本公共服務(wù)均等化水平有抑制影響，而人均社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)和衛(wèi)生醫(yī)療支出對(duì)其具有顯著的積極影響，但影響程度比較低。（3）人均財(cái)政支出對(duì)我國(guó)人均基本公共服務(wù)均等化水平影響呈現(xiàn)鮮明的區(qū)域差異化。從直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)均反映出，東部地區(qū)的人均財(cái)政支出對(duì)本轄區(qū)的基本公共服務(wù)均等化的擠出效應(yīng)都明顯低于中、西部地區(qū)，且對(duì)相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的負(fù)外部性也低于中、西部地區(qū)。

從實(shí)證研究結(jié)果至少可以得出兩點(diǎn)政策啟示：第一，地方政府應(yīng)從經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、實(shí)際現(xiàn)狀和未來(lái)功能出發(fā)，高度重視常住人口的流動(dòng)規(guī)模對(duì)本轄區(qū)與相鄰地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平的溢出影響。通過(guò)政府和市場(chǎng)、政策和機(jī)制的配合，加強(qiáng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移空間與基本公共服務(wù)集聚協(xié)調(diào)發(fā)展的規(guī)劃引導(dǎo)，針對(duì)不同城市規(guī)模、不同公共服務(wù)資源，構(gòu)建相機(jī)抉擇的公共服務(wù)匹配機(jī)制和政策體系。第二，立足自身要素稟賦優(yōu)勢(shì)，發(fā)揮區(qū)域空間集聚效應(yīng)。由于地區(qū)間存在資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異，各地區(qū)在解決公共服務(wù)非均等化問(wèn)題時(shí)，一方面要立足于自身資源要素稟賦的特色和優(yōu)勢(shì)，有針對(duì)性地服務(wù)于本省重點(diǎn)所需的公共服務(wù)；另一方面，不同省份間應(yīng)利用區(qū)域政策的環(huán)境優(yōu)勢(shì)，發(fā)揮東、中、西部空間格局的集聚效應(yīng)，重視相鄰地區(qū)產(chǎn)生的正空間溢出效應(yīng)，適時(shí)以區(qū)域性分層次、分階段地促進(jìn)全國(guó)基本公共服務(wù)均等化水平的提高。