□楊迎亞，汪為

一、引言

黨的十九大報告指出，當(dāng)前中國社會的主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。隨著生活水平的日益提高，人們在公共教育、醫(yī)療健康、社會保障等方面的公共服務(wù)需求也相應(yīng)增加。現(xiàn)階段公共服務(wù)地區(qū)間及城鄉(xiāng)間的不均衡發(fā)展已越來越無法滿足人們對基礎(chǔ)設(shè)施、教育、醫(yī)療及社會保障等方面的公共服務(wù)需求，公共服務(wù)方面的短板問題也是很多地方致貧的原因之一[1]73。公共服務(wù)的低水平發(fā)展及不均等化現(xiàn)象不僅影響著中國扶貧事業(yè)的發(fā)展，更制約著中國經(jīng)濟的一體化發(fā)展進(jìn)程，阻礙經(jīng)濟社會的和諧健康發(fā)展。我們不應(yīng)只重視短期貧困率的降低，更應(yīng)重視維護(hù)已有扶貧成果，從長遠(yuǎn)著手，以確保真正長期有效的扶貧。僅依靠單純的“輸血式”扶貧往往難以實現(xiàn)長期可持續(xù)性的脫貧，通過提升公共服務(wù)水平，推進(jìn)公共服務(wù)均等化進(jìn)程來進(jìn)行“造血式”扶貧反而更有意義。不斷提高公共服務(wù)發(fā)展水平，既是政府職能所在，也是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的需要。不斷推進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化進(jìn)程，也有利于進(jìn)一步縮小地區(qū)和城鄉(xiāng)間服務(wù)可獲得性的差距，以確保廣大人民群眾都能夠享受到基本的公共服務(wù)。從公共服務(wù)均等化角度來分析和研究相對貧困問題的緩解，符合中國當(dāng)前扶貧工作的需要，也對全面建成小康社會后構(gòu)建相對貧困的長效解決機制有著重要意義。

減貧效應(yīng)受政策、環(huán)境、個體和家庭等多種因素的影響，學(xué)者們分別從宏觀層面和微觀層面對減貧效應(yīng)進(jìn)行了研究。宏觀層面主要體現(xiàn)在政策和環(huán)境方面：一是政策的減貧效應(yīng)，包括財政政策[2][3][4]、易地扶貧搬遷政策[5]、產(chǎn)業(yè)扶貧支持政策[6][7]、旅游扶貧支持政策[8]等；二是環(huán)境的減貧效應(yīng)，自然災(zāi)害、經(jīng)濟社會環(huán)境及外部沖擊都會影響減貧效應(yīng)[9]。除此之外，還有學(xué)者探討了城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)[10][11]。微觀方面，學(xué)者們主要聚焦個體特征和家庭特征的減貧效應(yīng)。個體特征方面，主要體現(xiàn)在戶主特征，比如戶主性別[12]、戶主受教育程度[13]、戶主健康水平[14]、戶主技能培訓(xùn)狀況[15]54-55等；家庭特征方面，主要體現(xiàn)在家庭勞動力數(shù)量[16]、家庭經(jīng)營類型[17]、家庭勞動力流動[18]、家庭生產(chǎn)性資產(chǎn)[15]57-58、家庭社會資本[19]等。

公共服務(wù)是研究減貧效應(yīng)的重要視角。公共服務(wù)包括教育、醫(yī)療、社會保障等方面，公共服務(wù)供給具有明顯的減貧效應(yīng)[20][21]。就公共教育服務(wù)而言，公共教育資源對貧困有緩解效應(yīng)[22][23]。已有研究表明,公共教育和公共醫(yī)療服務(wù)具有“賦能”作用，比其他公共服務(wù)的減貧效應(yīng)大[1]79-80。就公共醫(yī)療服務(wù)而言，公共醫(yī)療服務(wù)減貧效應(yīng)明顯，醫(yī)療保險具有明顯的減貧效應(yīng)[24]。研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險對不同貧困標(biāo)準(zhǔn)的減貧效應(yīng)存在差異[25]61-68，也有研究認(rèn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險比新型農(nóng)村合作醫(yī)療有更明顯的減貧效應(yīng)[26]。就公共養(yǎng)老服務(wù)而言，新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險具有減貧效應(yīng)[27][28]，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)論， 認(rèn)為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險減貧力度較小[29]116，也有研究認(rèn)為新型農(nóng)村養(yǎng)老保險沒有明顯的減貧效應(yīng)[30]。公共服務(wù)的均等化在促進(jìn)貧困地區(qū)發(fā)展、縮小地區(qū)差距方面發(fā)揮著顯著作用?；竟卜?wù)均等化可以為貧困群體及低收入群體提供基本的生活和社會保障，形成安全的社會網(wǎng)，推動反貧工作的開展[31]154-158。新時期新階段反貧困工作應(yīng)著重從公共服務(wù)均等化入手，保障基本公共服務(wù)的合理有效分配與供給[32]。

綜上所述，學(xué)術(shù)界對于減貧效應(yīng)的研究較為豐富，公共服務(wù)成為研究減貧效應(yīng)的重要視角。然而，梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，已有文獻(xiàn)大多研究單一公共服務(wù)供給的減貧效應(yīng)，較少研究公共服務(wù)體系的減貧效應(yīng)，更缺乏公共服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)研究。學(xué)者們關(guān)注的還是絕對貧困問題的緩解，對公共服務(wù)減緩相對貧困方面的研究較少。鑒于此，本文擬從教育、醫(yī)療、社會保障和公共設(shè)施方面考察城鄉(xiāng)間公共服務(wù)均等化的差異性，并分析公共服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)，為緩解和消除相對貧困提供理論基礎(chǔ)和政策依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)定及變量說明

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)為中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年共四期的調(diào)研數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)問卷有社區(qū)問卷、家庭問卷、成人問卷和少兒問卷四種類型，樣本涵蓋了除海南、內(nèi)蒙古、西藏、新疆、青海、寧夏外的中國大陸25個省(區(qū)、市)的數(shù)據(jù)，每期樣本規(guī)模為16000戶左右。本文將成人數(shù)據(jù)和少兒數(shù)據(jù)及社區(qū)數(shù)據(jù)與家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，剔除掉樣本中無效和缺失數(shù)據(jù)，并刪除一些中途退出或新加入的樣本，最終每期保留8273戶家庭樣本，構(gòu)成33092個樣本組成的面板數(shù)據(jù)。測算城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的數(shù)據(jù)及其他宏觀變量數(shù)據(jù)來自對應(yīng)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和各地市的統(tǒng)計年鑒。

(二)模型設(shè)定

本文實證分析的目的在于檢驗城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化對中國貧困家庭的影響，所以設(shè)定的計量模型的被解釋變量為家庭的相對貧困程度。家庭相對貧困程度的含義是在既定相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)下，相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)減去家庭年人均純收入所得差值。若差值小于或等于0，既家庭不貧困，則賦值為0；若差值大于0，即家庭貧困，則保留差值。關(guān)于相對貧困線的設(shè)定，已有研究有不同看法。有學(xué)者建議將0.4 ～0.5的均值系數(shù)作為界定“相對貧困”的標(biāo)準(zhǔn)，即以農(nóng)村居民平均收入水平為基數(shù)并乘以特定均值系數(shù)來設(shè)定相對貧困標(biāo)準(zhǔn)[33]，也有學(xué)者建議制定周期性的農(nóng)村相對貧困標(biāo)準(zhǔn)方案，如2021年使用2020年農(nóng)村居民中位數(shù)收入的40%作為相對貧困線，并以5年為周期，結(jié)合國家綜合發(fā)展實力進(jìn)行動態(tài)調(diào)整[34]。本文結(jié)合已有研究及數(shù)據(jù)可得性等因素，將各省份當(dāng)年的人均收入的40%作為每個省份的相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，并將其用于測算家庭貧困程度。模型的核心解釋變量為城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。

模型的被解釋變量是一個受限變量，變量取值受限，小于零的部分被歸并為零，故本文選取歸并回歸(censored regression)模型來進(jìn)行回歸分析，把歸并回歸方程設(shè)定為Tobit模型，待估計方程形式設(shè)定如下：

Gapit=α0+βpubservit+λXit+εit

(1)

式(1)中，i(i=1,2,…,n)表示個體家庭，t(t=1,2,…,T))表示時期，α0為常數(shù)項，β、λ為待估計參數(shù)，εit為隨機擾動項。Gapit代表家庭貧困狀況，為i家庭在t時期是否貧困。Gapit是一個受限變量，其取值大于等于零:Gapit>0，則i家庭在t時期陷入相對貧困,Gapit即為家庭的貧困程度；Gapit=0，則i家庭在t時期不貧困。pubserv為核心解釋變量(城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平)。

為了緩解模型的遺漏偏誤估計，本文還引入一系列可能影響家庭收入、繼而影響貧困程度狀況的控制變量X，具體包括家庭特征變量、村/居特征變量和地區(qū)特征變量。其中，家庭特征變量包括戶主年齡、戶主工作類型、戶主受教育水平、戶主性別、戶主婚姻狀況、家庭規(guī)模、家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)、從家庭住址到商業(yè)中心所花費的時間；村/居變量為所在村/居是否為少數(shù)民族聚居區(qū)；地區(qū)特征變量為各省份人均財政支出的對數(shù)。

(三)變量說明

1.公共服務(wù)均等化水平測度及說明

本文選取除海南、內(nèi)蒙古、西藏、新疆、青海、寧夏外的中國大陸25個省(區(qū)、市)2010—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對各省份的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行測度。對城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的測度分為兩步，首先分別對各個省份城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)綜合水平進(jìn)行測度，然后根據(jù)各省份城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)綜合水平測算各省城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的變異系數(shù)，從而得出各省城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。

表1 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平評價指標(biāo)體系

(1)省份內(nèi)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平測度

根據(jù)國務(wù)院《“十三五”推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃》提出的基本公共服務(wù)領(lǐng)域的主要發(fā)展指標(biāo)，即包括基本公共教育維度、基本勞動就業(yè)創(chuàng)業(yè)維度、基本社會保險維度、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)維度、基本社會服務(wù)維度、基本住房保障維度、基本公共文化體育維度及殘疾人基本公共服務(wù)維度共計8個維度、20個具體指標(biāo)，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性和科學(xué)性原則，參照武力超等(2014)的做法[35]，本文共選取了4個維度、11個具體指標(biāo)，用以衡量基本公共服務(wù)水平及基本公共服務(wù)均等化水平。這4個維度分別為基本公共教育服務(wù)維度、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)維度、基本社會保障服務(wù)維度和基本公共設(shè)施服務(wù)維度。城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平評價指標(biāo)體系的具體內(nèi)容如表1所示。

本文采用熵值法對各個省份內(nèi)的城市和農(nóng)村的基本公共服務(wù)綜合水平進(jìn)行分別測算。熵值法利用信息熵來計算各個指標(biāo)的權(quán)重，能夠在一定程度上避免主觀設(shè)置權(quán)重矩陣所造成的偏誤。將各省份城市和農(nóng)村2010—2016年的數(shù)據(jù)代入進(jìn)行計算，并最終分別測算出各省份城市和農(nóng)村的基本公共服務(wù)綜合水平。

(2)各省份基本公共服務(wù)均等化水平測度

在計算出各省份城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平的基礎(chǔ)上，本文利用變異系數(shù)法進(jìn)一步計算各省份的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。變異系數(shù)越大，表明城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)不均等程度越高；反之，則越低。變異系數(shù)在統(tǒng)計學(xué)中可用來衡量兩個或多個觀測值之間的變異程度，反映單位均值上的離散程度，故本文利用變異系數(shù)來衡量城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)發(fā)展的均等化水平。具體計算方法如下：

(2)

2.變量描述性統(tǒng)計及說明

表2為各變量的定義及變量的描述性統(tǒng)計。其中，省份城市人均收入的計算方法是：省份城市人均可支配收入×城鎮(zhèn)化率+省份農(nóng)村人均純收入×(100%-城鎮(zhèn)化率)。從表2中可以看出，中國家庭的相對貧困程度的最大值為19710.49，家庭之間存在較大差異。此外，城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化水平的標(biāo)準(zhǔn)差為1.872，也存在較大差異。在家庭特征變量中，樣本家庭的平均家庭規(guī)模為3.898人。本文將戶主受教育水平分為小學(xué)及以下、初中、高中和大專及以上四種類型。其中，戶主受教育程度為小學(xué)及以下的約占50.3%，初中的約占28.5%，高中的約占12.7%，大專及以上的約占8.5%。戶主整體受教育水平偏低，這與他們當(dāng)年出生及所受教育年代有關(guān)。從戶主從事的工作類型來看，約有四分之三的戶主從事農(nóng)業(yè)工作。家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)方面也存在差異，最小的家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)為0，最大的則為10。樣本家庭所在村/居為少數(shù)民族聚居區(qū)的較少，而家庭距離商業(yè)中心的距離則有著明顯差異。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計

注：數(shù)據(jù)來自CFPS、中國統(tǒng)計年鑒、各地市統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺

三、實證結(jié)果分析

基本公共服務(wù)綜合水平與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)，研究基本公共服務(wù)綜合水平的減貧效應(yīng)主要是分析“做大蛋糕”所帶來的影響，即研究基本公共服務(wù)總量水平的提高是否有利于貧困問題的緩解。而研究城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)則是聚焦城鄉(xiāng)差異，分析“分好蛋糕”所帶來的影響，即研究在現(xiàn)有總量水平下，資源配置水平的提高是否有利于家庭相對貧困問題的緩解。

(一)基本回歸結(jié)果分析

表3為城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的基本回歸結(jié)果，其中模型1引入城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平作為核心解釋變量，并控制了相應(yīng)的家庭特征變量、村/居特征變量和地區(qū)特征變量。模型1在控制了相關(guān)層面的控制變量后，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)為148.936，且在1%的水平上高度顯著。初步的回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平與家庭相對貧困程度呈顯著的正向變動關(guān)系，即城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平不均等程度的降低，會顯著降低家庭相對貧困程度。其可能的原因是，城

表3 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的基本回歸結(jié)果

注： 1)括號內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)誤的值，***、**和*表示在1%、5%和10%水平下顯著；2)Wald檢驗為外生排除性檢驗，拒絕原假設(shè)表示存在內(nèi)生變量；3)一階段F值大于10表示不存在弱工具變量；4)數(shù)據(jù)來自CFPS、中國統(tǒng)計年鑒、各地市統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺，下表同

鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平的不均等程度反映了農(nóng)村和城市之間醫(yī)療、教育、公共設(shè)施、社會保障等方面的差距，這種差距越小，家庭通過公共服務(wù)所獲取福利的差異也越小，家庭能夠通過均等化的公共服務(wù)積累較好的人力資本，家庭可持續(xù)發(fā)展能力和抵抗外部風(fēng)險沖擊的能力越強，家庭相對貧困程度越低。

表3還報告了其他控制變量對家庭相對貧困程度的影響。戶主年齡及婚姻狀況對家庭相對貧困的減緩作用不顯著，而戶主性別對家庭相對貧困的減緩作用則較為顯著。戶主年齡對貧困的減緩存在負(fù)向影響，而戶主年齡的平方則對貧困程度的縮小存在正向影響，年齡的影響呈現(xiàn)倒“U”形。這說明隨著戶主年齡的增加，戶主的知識和經(jīng)驗等也在進(jìn)一步積累，在做相關(guān)家庭決策時有助于家庭相對貧困的減緩。但是隨著年齡的增長，這種促進(jìn)作用逐漸消失。戶主年齡越大，可能越保守，反而不利于家庭相對貧困程度的進(jìn)一步縮小。戶主的受教育水平則對貧困程度的影響較大，在表3中分別報告了戶主的四種受教育水平對相對貧困程度的影響。戶主受教育水平與家庭相對貧困程度之間存在負(fù)向變動關(guān)系。從表中可以看出，戶主受教育水平為初中及以上學(xué)歷的家庭，其相對貧困程度會進(jìn)一步縮小，這種影響作用非常顯著。此外，戶主從事非農(nóng)工作對家庭相對貧困程度有非常顯著的負(fù)向影響。一般從事非農(nóng)工作的收入要相對高于從事農(nóng)業(yè)工作的收入，這會進(jìn)一步有利于家庭相對貧困程度的減小。家庭規(guī)模越大，家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)越大，越不利于家庭相對貧困程度的減小。身處少數(shù)民族聚居區(qū)的家庭由于受到多種發(fā)展條件的限制，也易遭受貧困問題的困擾。家庭所處的地理位置對家庭相對貧困減緩有影響，從家到商業(yè)中心花費的時間越多，越有可能加劇相對貧困狀況。地區(qū)財政支出水平對家庭相對貧困的影響也非常顯著，人均財政支出越高，意味著政府對地區(qū)的各項投入越高，則相應(yīng)的公共設(shè)施水平也越高，越有利于該地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，進(jìn)而影響家庭相對貧困問題的減緩。

一般而言，家庭貧困程度與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化之間不存在反向因果關(guān)系，但考慮城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的測度可能存在一定誤差，以及可能存在遺漏部分解釋變量等問題，從而導(dǎo)致解釋變量存在與隨機擾動項相關(guān)等因素引起的內(nèi)生性問題。此內(nèi)生性問題可能會導(dǎo)致一般的Tobit方法得到的參數(shù)估計可能不是一致估計。為了消除這種可能存在的不一致性，結(jié)合變量的具體情況，本文將城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量來對模型進(jìn)行估計。一方面，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期與當(dāng)期水平相關(guān)；另一方面，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期為“前定”變量，與當(dāng)期的擾動項不相關(guān)。當(dāng)期的家庭相對貧困程度的大小不會影響上一期的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平，故城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平變量的滯后一期滿足排他性和相關(guān)性的特征。具體估計結(jié)果見表3模型2所示。模型2是城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對家庭相對貧困程度的IV Tobit回歸結(jié)果，從表3中可以看出，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)變動方向及顯著度與模型1保持一致，這進(jìn)一步說明了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)較為顯著。模型2還匯報了其他控制變量的回歸結(jié)果，從系數(shù)和顯著度來看模型2與模型1差異不是很大，囿于文章篇幅，不再做詳細(xì)討論。

(二)異質(zhì)性分析

在前面的基本回歸分析中，本文基于全樣本的平均效應(yīng)對模型進(jìn)行了探討和分析，并得出了初步結(jié)論?？紤]樣本可能存在的異質(zhì)性問題，接下來本文將全樣本根據(jù)相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)拆分成不同的子樣本進(jìn)行分樣本回歸，以得到更為可靠的結(jié)論。

首先，本文將全樣本中的家庭根據(jù)國家統(tǒng)計局資料中的城鄉(xiāng)分類劃分為城市樣本和農(nóng)村樣本。當(dāng)前中國城鄉(xiāng)間的公共服務(wù)水平存在顯著差異，兩個地區(qū)的初始公共服務(wù)綜合水平就存在顯著差異，農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)可及度水平明顯落后于城市地區(qū)，且農(nóng)村地區(qū)貧困人口的分布較多，在數(shù)量上明顯超過城市地區(qū)。貧困人口集中的區(qū)域，其內(nèi)部的各項公共服務(wù)設(shè)施十分落后。因此，研究城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化對城市家庭和農(nóng)村家庭相對貧困的影響很有必要。其次，由于經(jīng)濟發(fā)展水平的不同，中國東部、中部和西部三個地區(qū)也存在一定差異，因此有必要將全樣本拆分成東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，以進(jìn)行更細(xì)致的分析，看看是否存在一些差異性的結(jié)果。

表4 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的分樣本回歸結(jié)果

注：數(shù)據(jù)來自CFPS、中國統(tǒng)計年鑒、各地市統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺

表4匯報了分城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)果，其中模型1為城市樣本的IV Tobit回歸結(jié)果，模型2為農(nóng)村樣本的IV Tobit回歸結(jié)果。兩個模型均使用城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量。對城市樣本和農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸結(jié)果對比分析，可發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對城市和農(nóng)村家庭相對貧困程度的影響存在差異，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對農(nóng)村家庭相對貧困程度的影響顯著高于對城市家庭相對貧困程度的影響。其可能的解釋是，一般而言，農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)水平低于城市地區(qū)公共服務(wù)水平，而公共服務(wù)水平與貧困程度存在著密切關(guān)聯(lián)[25]55-56[29]112-113[31]152-153。從公共財政投入視角而言，城市地區(qū)所獲得的資源也明顯優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，從而導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)水平低于城市公共服務(wù)水平，因此，對農(nóng)村地區(qū)而言，改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)水平，提高公共服務(wù)的均等化水平，將有利于農(nóng)村地區(qū)相對貧困問題的緩解。

從表4可以看出，對于不同地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)而言，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)存在差異。具體而言，東部地區(qū)的系數(shù)最小，中部地區(qū)的系數(shù)最大，也就是說，對于不同的地區(qū)，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)存在差異。城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平均能顯著影響東中西部地區(qū)的減貧效應(yīng)，但城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對中部地區(qū)的減貧效應(yīng)的影響程度最大。其可能的解釋是，東中西地區(qū)初始的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平存在顯著差異，由初始水平差異導(dǎo)致的各個地區(qū)的減貧效應(yīng)也存在差異。西部地區(qū)公共服務(wù)的整體水平比東中部地區(qū)低，短期內(nèi)提升西部地區(qū)整體的公共服務(wù)水平可能會帶來更大的減貧效應(yīng)。當(dāng)然西部地區(qū)也存在公共服務(wù)不均等現(xiàn)象，在提高整體水平的同時也應(yīng)重視縮小城鄉(xiāng)差距。而東部地區(qū)城鄉(xiāng)的初始基本公共服務(wù)水平相對較高，由不均等化所導(dǎo)致的貧困問題也相對中西部地區(qū)少一些，因此減貧效應(yīng)在數(shù)值上沒有另外兩個地區(qū)大。從回歸結(jié)果看，中部地區(qū)通過縮小公共服務(wù)不均等程度帶來的減貧效應(yīng)較大，因此更應(yīng)重視城鄉(xiāng)間基本公共服務(wù)不均衡發(fā)展的現(xiàn)象，并以此來解決相應(yīng)的貧困問題。

(三)穩(wěn)健性檢驗

表5 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的穩(wěn)健性檢驗

注：數(shù)據(jù)來自CFPS、中國統(tǒng)計年鑒、各地市統(tǒng)計年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺

為了確保模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對模型進(jìn)行了一系列的檢驗。常用的穩(wěn)健性檢驗主要有替換被解釋變量、變更模型、更換估計方法等。表5匯報了穩(wěn)健性檢驗分析結(jié)果。在模型1和模型2中，本文對被解釋變量進(jìn)行了一定的處理，將實際取值大于零的部分賦值為1，記為ggap，這樣被解釋變量就變成了一個0和1取值的二分變量，在回歸中適宜使用二值選擇模型來進(jìn)行估計。其中，模型1為隨機效應(yīng)Probit模型，模型2為固定效應(yīng)Logit模型。回歸結(jié)果顯示，兩個模型中城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)均在1%的水平上高度顯著，這說明城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平具有減貧效應(yīng)的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

四、結(jié)論與政策建議

本文所用的數(shù)據(jù)為2010年、2012年、2014年和2016年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)，同時將測算的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平數(shù)據(jù)與之進(jìn)行匹配，并匹配嵌套了省級相應(yīng)的宏觀數(shù)據(jù)。在對城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平與家庭相對貧困程度進(jìn)行基礎(chǔ)回歸后，考慮可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量，以克服計量模型可能存在的內(nèi)生性問題，并分別進(jìn)行了分樣本回歸和穩(wěn)健性檢驗。研究結(jié)果表明，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對家庭相對貧困的緩解有著顯著作用。從城鄉(xiāng)樣本來看，農(nóng)村樣本家庭的回歸結(jié)果較城市樣本家庭的顯著，因此，對農(nóng)村地區(qū)而言，改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)水平，提高公共服務(wù)的均等化水平勢必有利于該地區(qū)貧困問題的緩解，進(jìn)而有利于貧困家庭擺脫貧困。從地區(qū)樣本來看，在城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化水平方面，東部、中部和西部的系數(shù)均較為顯著。東中西部地區(qū)在努力提高整體公共服務(wù)綜合水平的同時，也更應(yīng)重視公共服務(wù)的分配問題，尤其是中部地區(qū)。

中國當(dāng)前的基本公共服務(wù)存在供給不足、質(zhì)量不高、發(fā)展不均等問題，導(dǎo)致基本公共服務(wù)對低收入群體的惠及程度不足。在經(jīng)濟增長減貧效應(yīng)日趨乏力的趨勢下，重視收入差距、公共服務(wù)水平差距等問題顯得尤為重要。通過合理配置公共服務(wù)，努力縮小公共服務(wù)的地區(qū)差異及城鄉(xiāng)差異來緩解相對貧困問題，這種減貧效果將更加明顯。因此，在努力提升公共服務(wù)綜合水平的同時，更應(yīng)該重視公共服務(wù)均等化進(jìn)程的推進(jìn)，以公共服務(wù)的均衡化發(fā)展來推動扶貧攻堅工作的順利完成，并鞏固扶貧成果，助力小康社會目標(biāo)的實現(xiàn)。

針對基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差異、地區(qū)差異較大的情況，應(yīng)著力推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化進(jìn)程。對農(nóng)村和省內(nèi)基本公共服務(wù)相對薄弱的區(qū)域進(jìn)行一定的政策傾斜，努力實現(xiàn)地區(qū)間、城鄉(xiāng)區(qū)域間基本公共服務(wù)的大體均衡發(fā)展。針對貧困地區(qū)基本公共服務(wù)綜合水平普遍偏低的情況，應(yīng)著力改善貧困地區(qū)基本公共服務(wù)水平，尤其是醫(yī)療、教育、公共設(shè)施、社會保障等關(guān)鍵領(lǐng)域，以保障這些基本指標(biāo)的整體水平接近國家平均水平，確保廣大困難群眾能夠擺脫貧困，實現(xiàn)老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)、學(xué)有所教、居有其所。