劉成奎 齊興輝 王宙翔

(武漢大學(xué)，湖北 武漢 430072)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

基本公共服務(wù)均等化是指一國居民無論其所處地區(qū)、種族、受教育水平、收入狀況如何，均應(yīng)享有與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)且大致均等的基本公共服務(wù)。然而，長期以來中國城鄉(xiāng)間基本公共服務(wù)差異顯著。為探索破解城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、實現(xiàn)基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的新路徑，2007年，中央政府將重慶市設(shè)立為全國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)。至今，重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革已經(jīng)進(jìn)行10余年，其政策效應(yīng)一直為政府與學(xué)界所關(guān)注。鑒于此，本文采用合成控制法評估統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響，以期發(fā)現(xiàn)改革的實際效果及可能的經(jīng)驗借鑒。

中國顯著的基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距受到了學(xué)界長期關(guān)注，相關(guān)文獻(xiàn)從多個視角對其進(jìn)行解釋。城鄉(xiāng)分割及基于戶籍制度的公共服務(wù)供給體制，導(dǎo)致并固化了基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距。為快速推進(jìn)工業(yè)化及城鎮(zhèn)化進(jìn)程，建國初期，中央政府采取了“趕超戰(zhàn)略”并制定了一系列城市偏向政策，由此形成的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)導(dǎo)致城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距不斷擴(kuò)大，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)供給失衡(林毅夫 等，1994；陳釗 等，2004)。依據(jù)蒂伯特模型，居民通過在轄區(qū)間自由流動來選擇使自身效用最大化的稅負(fù)和公共產(chǎn)品組合，“用腳投票”的機(jī)制約束了轄區(qū)政府行為，使轄區(qū)間公共服務(wù)差距不會長期存在，然而戶籍制度限制了居民在城鄉(xiāng)間的自由流動，導(dǎo)致基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距不斷固化(馬海濤 等，2008；王偉同，2009)。

地方政府公共服務(wù)供給中的城市偏向行為及縣鄉(xiāng)財政困難是城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)供給失衡的重要原因。城市偏向型的地方政府公共服務(wù)供給行為，使城鄉(xiāng)居民享有的基本公共服務(wù)存在嚴(yán)重不對等。部分文獻(xiàn)嘗試從財政分權(quán)的角度來解釋地方政府公共服務(wù)供給中存在的城市偏向行為。在以政治集權(quán)和經(jīng)濟(jì)分權(quán)為典型特征的財政分權(quán)體制和以GDP為核心的官員晉升考核體系下，地方政府具有推動經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)烈動機(jī)(周黎安，2007；張軍 等，2007)。財政分權(quán)顯著推動了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(林毅夫 等，2000；Li et al.，2005)，相對于農(nóng)村，城市在基礎(chǔ)設(shè)施和生產(chǎn)要素等方面均具有絕對優(yōu)勢，理性的地方政府便會忽視農(nóng)村發(fā)展利益，而將更多資源優(yōu)先用于城市發(fā)展，最終導(dǎo)致城鄉(xiāng)分割及城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)供給失衡(高彥彥 等，2012；劉成奎 等，2014)。另有一些研究則側(cè)重于從城鄉(xiāng)居民政治影響力差異的視角，來對地方城府公共服務(wù)供給中的城市偏向行為進(jìn)行闡釋。城市居民具有較強(qiáng)的政治參與意識和政治影響力，相對而言，農(nóng)村居民雖人數(shù)眾多但文化水平普遍偏低，政治參與意識不強(qiáng)，加之集體行動成本過高，因而存在嚴(yán)重的“搭便車”行為，致使其整體政治影響力遠(yuǎn)低于城市居民。鑒于這種政治影響力的差異，理性的地方政府官員為獲取更多政治支持，將會向城市供給更多的公共服務(wù)，地方政府在公共服務(wù)領(lǐng)域的資源配置上存在嚴(yán)重的城市偏向(傅勇，2005；馬驍 等，2011；Heisey et al.，1977；Gugler，1982)。即使城市和農(nóng)村居民具有同等的政治參與意識和影響力，由于農(nóng)村地區(qū)信息獲取存在較大局限性，因而地方政府在公共資源配置中依然會存在城市偏向(Majumdar et al.，2004)。縣級政府是農(nóng)村公共服務(wù)供給主體，縣鄉(xiāng)財政困難使得農(nóng)村公共服務(wù)投入無法得到持續(xù)、有效保障，進(jìn)一步擴(kuò)大了基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距(馬海濤 等，2008)。

作為中央政府均衡政府間財力的重要工具，轉(zhuǎn)移支付對于實現(xiàn)財力及基本公共服務(wù)均等化具有重要作用(Oates，1999；Dreyer et al.，2015；范子英 等，2010)。理論上，中央政府增加對農(nóng)村和農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)移支付對增強(qiáng)地方財力，加大地方政府對農(nóng)業(yè)和農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)投入及實現(xiàn)基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化具有重要意義(李華，2005；陳思霞 等，2014；王守義 等，2016)，然而實踐中轉(zhuǎn)移支付能否促進(jìn)基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化的關(guān)鍵在于地方政府如何在城鄉(xiāng)公共服務(wù)投入之間配置其財力。在中國式財政分權(quán)體制下，地方政府會將更多財力投入到短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著且供給成本較低的城市公共服務(wù)中去，加之轉(zhuǎn)移支付存在的“粘蠅紙”效應(yīng)，轉(zhuǎn)移支付并不利于公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距的縮小(解堊，2007b；繆小林 等，2016、2017)。

此外，還有一些文獻(xiàn)從不同維度分析了重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革的政策效應(yīng)，包括統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革是否縮小了城鄉(xiāng)收入差距(余靜文，2013；傅蘊(yùn)英，2017)，及改革中地票制度的績效評估(楊繼瑞 等，2011；馮應(yīng)斌 等，2016)。

綜上可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重于從理論和實踐方面對基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距的原因進(jìn)行解釋及檢驗，忽視了政府促進(jìn)公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化改革的效應(yīng)評估，本文則以重慶市為例，詳細(xì)探究其2007年開始實施的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化的影響，進(jìn)而為中國城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的實現(xiàn)提供重要的借鑒與參考；此外，本文采用合成控制法來解決處置對象非隨機(jī)選擇實驗的效應(yīng)評估問題，為政策效應(yīng)評估提供了新的思路。

二、民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)構(gòu)建及變動趨勢分析

參考已有文獻(xiàn)(安體富 等，2008；劉成奎 等，2011)，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文構(gòu)建包含基礎(chǔ)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障三個維度的民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化綜合指數(shù)來測度民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平，并將民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)定義為農(nóng)村居民與城市居民人均享有民生性公共服務(wù)數(shù)量的比值。一般而言，城鄉(xiāng)均等化指數(shù)介于0到1之間，數(shù)值越大，表明民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平越高。

如表1所示，本文構(gòu)建的民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化綜合評價體系包括三個一級指標(biāo)和六個二級指標(biāo)。基礎(chǔ)教育指數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生指數(shù)及社會保障指數(shù)為一級指標(biāo)。其中：基礎(chǔ)教育指數(shù)包括農(nóng)村小學(xué)生預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費(fèi)占全省小學(xué)生預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費(fèi)比重、農(nóng)村初中生預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費(fèi)占全省初中生預(yù)算內(nèi)生均經(jīng)費(fèi)比重兩個二級指標(biāo)。醫(yī)療衛(wèi)生指數(shù)包含農(nóng)村每萬人擁有醫(yī)療人員數(shù)占全省每萬人擁有醫(yī)療人員數(shù)比重、農(nóng)村每萬人擁有醫(yī)療床位數(shù)占全省每萬人擁有醫(yī)療床位數(shù)比重兩個二級指標(biāo)。社會保障指數(shù)包括農(nóng)村最低生活保障領(lǐng)取人數(shù)占農(nóng)村人口比重與全省最低生活保障領(lǐng)取人數(shù)占全省人口比重的比值、農(nóng)村居民人均轉(zhuǎn)移收入占全省居民人均轉(zhuǎn)移收入比重。均等化指數(shù)的構(gòu)建方法為首先通過賦予二級指標(biāo)等權(quán)重以構(gòu)建方面指數(shù)，然后賦予方面指數(shù)等權(quán)重構(gòu)建均等化綜合指數(shù)。

圖1 各樣本省份民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動趨勢

圖1顯示全國[注]不包括港、澳、臺。層面的民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)在2003—2011年間快速上升，即從0.49上升到了0.84，民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)非均等程度有所緩解。鑒于本文構(gòu)建的民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平綜合評價體系中的指標(biāo)更多地反映了民生性公共服務(wù)的數(shù)量而非質(zhì)量，因而若加上質(zhì)量維度的考慮，民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)非均等現(xiàn)象則更為嚴(yán)重。各樣本省份民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平在2003—2011年間雖變化路徑不盡相同，但均經(jīng)歷了大幅度提升，均等化指數(shù)均值由2003年的0.54提高到了2011年的0.87。重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)由2007年的0.696提高到了2011年的0.883，這與其在2007年開始實施的統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革是相契合的。重慶市在推進(jìn)民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化進(jìn)程方面進(jìn)行了諸多改革，包括建立城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的公共財政保障體制和偏向于農(nóng)村基本公共服務(wù)的財政投入機(jī)制。然而民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平受到多種因素的影響，民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的提高，是源自于統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革的實施，還是受到其他因素的影響，簡單的定性分析無法給出答案?；诖耍疚膶⒒诤铣煽刂品▽y(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)進(jìn)行定量評估。

三、研究方法設(shè)計及主要變量設(shè)定

(一)研究方法設(shè)計

重慶市與其它省份各方面經(jīng)濟(jì)特征存在顯著差異，直接將兩者民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的差異視為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)則會導(dǎo)致估計結(jié)果包含系統(tǒng)性偏誤。若能同時觀測到重慶市處于改革與未改革狀態(tài)下民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平，則民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平在兩種狀態(tài)下的差異就是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化的影響效應(yīng)。但現(xiàn)實中無法觀測到重慶市處于未改革狀態(tài)下的民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平，需要借助于“反事實框架”來識別改革的因果效應(yīng)(Rubin，1974；Rosenbaum et al.，1983)。

雙重差分法和傾向匹配法是政策評估中的常用方法，政策干預(yù)的隨機(jī)性和非混淆假設(shè)分別是保證兩種方法有效性的重要前提。《國務(wù)院關(guān)于推進(jìn)重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革和發(fā)展的若干意見》中指出，重慶市集大城市與大農(nóng)村特征與一體，城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)矛盾突出，將重慶市設(shè)立為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)的目的是通過消除阻礙城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展的體制機(jī)制障礙，促進(jìn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展并為全國推進(jìn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展發(fā)揮示范作用，可見實施統(tǒng)籌城鄉(xiāng)改革省份的選取并非完全隨機(jī)的，這將降低雙重差分法和傾向匹配法的有效性。

合成控制法可以有效解決處置對象非隨機(jī)選擇實驗的效應(yīng)評估問題(Abadie et al.，2003、2010)，本文借鑒這一方法來評估統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)。合成控制法的基本思路是，尋找與處置組完全相同的控制組是極其困難的，但卻可以將所有未受到政策干預(yù)的個體作為潛在的控制組并賦予每個個體相應(yīng)權(quán)重，通過尋找最優(yōu)權(quán)重組合來構(gòu)建有效的合成控制組即處置組的反事實狀態(tài)，以得到政策效應(yīng)的無偏估計。

(1)

(2)

其中，βt是時間固定效應(yīng)，Xi為不受政策干預(yù)影響的可觀測變量構(gòu)成的λ×1維向量，γt是1×λ維未知參數(shù)向量，δt是1×r維未知參數(shù)向量，ui是不可觀測變量構(gòu)成的r×1維向量，εit是隨機(jī)擾動項向量。

(3)

(4)

(5)

(二)數(shù)據(jù)來源及主要變量設(shè)定

限于指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，本文最終使用除北京、上海、江西、青海、寧夏、西藏及港、澳、臺外25個省份2003—2011年的面板數(shù)據(jù)，來評估重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)。民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化綜合評價體系包含的基礎(chǔ)指標(biāo)數(shù)據(jù)來自于《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》及《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》，各省份經(jīng)濟(jì)特征數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒。

本文采用民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)來衡量民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平，同時選擇影響民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的多方面因素作為控制變量：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用實際人均GDP的自然對數(shù)ln rgdp來反映。在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，地方政府公共決策偏好可能存在差異，從而影響民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平。(2)城鎮(zhèn)化水平urban用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬?。城?zhèn)化水平的提高一方面使得更多農(nóng)村人口流向城市，導(dǎo)致城市人均享有的民生性公共服務(wù)減少而農(nóng)村人均享有的民生性公共服務(wù)增加，有利于民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距的縮??；另一方面也會增加城市民生性公共服務(wù)供給的規(guī)模效應(yīng)及城市居民對公共決策的影響力，不利于民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的提高。城鎮(zhèn)化水平的效應(yīng)取決于以上兩種作用的相對強(qiáng)弱(李平 等，2014；劉成奎 等，2014)。(3)城市偏向程度bias用城鎮(zhèn)人均固定資產(chǎn)投資占全省人均固定資產(chǎn)投資比重來反映。城市偏向水平與民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平負(fù)相關(guān)。(4)年齡結(jié)構(gòu)差異str用城鎮(zhèn)非勞動力人口占比與農(nóng)村非勞動力人口占比的比值衡量。勞動力人口占比越高，地方福利支出規(guī)模越大，其邊際效應(yīng)越高(李永友 等，2009)，該比值與政府城市福利支出規(guī)模正相關(guān)，其值越大越不利于民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距的縮小。(5)城鄉(xiāng)收入差距gap用城鎮(zhèn)居民實際人均可支配收入與農(nóng)村居民實際人均純收入的比值來表示。城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴(kuò)大會迫使政府采取措施來抑制城鄉(xiāng)收入分配失衡，增加農(nóng)村公共服務(wù)供給對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著作用(解堊，2007a；余長林，2011)，因此城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大會使政府加大對農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)的投入，提高城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化水平。(6)為了消除人口規(guī)模的影響，本文采用省本級預(yù)算內(nèi)人均財政收入與省本級預(yù)算內(nèi)人均財政收入、中央本級預(yù)算內(nèi)人均財政收入兩者之和的比值來衡量財政分權(quán)水平decen。在中國式財政分權(quán)體制下，財政分權(quán)水平越高，地方政府城市偏向程度越強(qiáng)，民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平越低。(7)改革前結(jié)果變量的水平值。加入改革前結(jié)果變量的水平值有助于進(jìn)一步控制個體間的異質(zhì)性、提高預(yù)測的精度。最后，也將工業(yè)化水平indus作為控制變量。表2為主要變量描述性統(tǒng)計，從中可以看出2003—2011年25個省份民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)均值為0.689，處于較低水平，民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距顯著。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析及穩(wěn)健性檢驗

(一)合成控制結(jié)果對比及最優(yōu)權(quán)重分析

表3列示了構(gòu)成合成重慶的各省份權(quán)重，其中：湖北權(quán)重最大，達(dá)到了0.398；其次為貴州，其權(quán)重為0.294；天津、福建、廣東、廣西、海南的權(quán)重依次為0.059、0.134、0.009、0.099、0.008；其余未顯示省份的權(quán)重均為0。

表3 各省份權(quán)重組合

表4 合成控制結(jié)果對比分析

表4列示了統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革前后真實重慶與合成重慶各方面經(jīng)濟(jì)特征的對比。改革前、后重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)均值分別為0.529和0.816，表明改革前民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距顯著，改革后差距則顯著縮小。改革前重慶與合成重慶在民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)上的差異僅為0.189%，兩者民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)2004年、2005年水平值的差異也僅為0.192%和0.375%，可見合成重慶很好地擬合了重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的真實變動路徑。此外，重慶與合成重慶在控制變量上的差異均不顯著且優(yōu)于25省份均值的擬合程度，表明合成重慶不僅較好地擬合了民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的真實變動路徑，而且對影響民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的各方面經(jīng)濟(jì)特征也能很好地近似，因此可以將合成重慶的結(jié)果作為真實重慶的反事實狀態(tài)，以評估改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)。

(二)實證結(jié)果分析

圖2對比了重慶與合成重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的變動路徑?？梢钥吹?，改革前重慶與合成重慶的變動路徑幾乎重合，說明合成重慶很好地擬合了重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的變動路徑。改革后重慶均等化指數(shù)變動路徑持續(xù)并顯著高于合成重慶的變動路徑，意味著統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革顯著提高了重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平。若重慶未實施改革則民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)將從2007年的0.696提高到2011年的0.858，增幅為23.3%，實際上2011年重慶城鄉(xiāng)均等化指數(shù)上升到了0.883，升幅為26.9%，改革使城鄉(xiāng)均等化指數(shù)多增加了3.6個百分點(diǎn)。

圖2真實和合成重慶均等化指數(shù)對比

圖3真實和合成重慶均等化指數(shù)差距

為更加直觀地考察改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響，本文計算了改革前后重慶與合成重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的差異。圖3顯示改革當(dāng)年城鄉(xiāng)均等化指數(shù)提高了0.025,2009年改革效應(yīng)達(dá)到最大，城鄉(xiāng)均等化指數(shù)提高了0.059，此后隨著城鄉(xiāng)均等化指數(shù)水平值不斷提高，改革效應(yīng)有所下降，城鄉(xiāng)均等化指數(shù)在2010年和2011年分別提高了0.036和0.025?？傮w而言，改革使重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)平均每年高于合成重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)0.034。

Abadie et al.(2010)采用安慰劑檢驗(Placebo Test)來考察政策干預(yù)效應(yīng)的統(tǒng)計顯著性，其基本思路是假定所有未改革省份均在2007年進(jìn)行了改革，接著采用合成控制法來構(gòu)建某未改革省份的合成樣本，并將該省份與其合成樣本在城鄉(xiāng)均等化水平上的差異視為虛擬的政策效應(yīng)，最后將各省份虛擬政策效應(yīng)與重慶實際政策效應(yīng)進(jìn)行對比，若差異顯著則表明改革對重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平確實具有顯著影響。圖4中黑色和灰色實線分別代表重慶與其他省份合成樣本的城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動程度，結(jié)果顯示，改革前重慶與其他省份的城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動程度差異相對較小，而改革后兩者的差異逐漸擴(kuò)大。合成重慶城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動程度分布在外側(cè)，意味著統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革的確對重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平產(chǎn)生了影響，且出現(xiàn)重慶和合成重慶城鄉(xiāng)均等化指數(shù)間如此大變動程度的概率為1/25,即 4%，因此可以認(rèn)為統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革對重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響在5%的水平上顯著。評估各省份虛擬政策效應(yīng)與重慶實際政策效應(yīng)相對差異的另一種方式是考察改革前后均方預(yù)測誤差平方根(root of mean dquare prediction rrror，RMSPE)比值的分布。RMSPE反映了合成樣本的擬合程度，改革前某省份的RMSPE越小，則意味著合成樣本對該省份城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動路徑的擬合程度越好；改革后RMSPE越大，則意味著改革對該省份城鄉(xiāng)均等化水平影響效應(yīng)越大。若統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革確實對重慶民生性公共服務(wù)產(chǎn)生了顯著影響，則改革前后重慶市RMSPE的比值應(yīng)該相對較大。圖5顯示了25省份改革前后RMSPE比值的分布，其中大多數(shù)省份改革前后RMSPE比值都在4以內(nèi)，而重慶市這一比值高達(dá)10.57，意味著改革對重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平產(chǎn)生了顯著影響，且要達(dá)到與重慶相同改革效應(yīng)的概率為1/25，即4%，可以認(rèn)為，改革對重慶民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化產(chǎn)生的影響效應(yīng)在5%的置信水平下顯著。

圖4 25省份合成樣本預(yù)測變動程度分布

圖5 25省份改革前后RMSPE比值分布

(三)穩(wěn)健性檢驗

為了考察研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進(jìn)一步采用雙重差分法來估計統(tǒng)籌城鄉(xiāng)配套改革對重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響，并將其結(jié)果與合成控制法下的結(jié)果進(jìn)行對比。雙重差分模型設(shè)定如下：

Yit=α0+βtreatit×timeit+γXit+ui+δt+εit

其中：Yit是民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù);treatit表示是否進(jìn)行改革的虛擬變量，進(jìn)行改革則取值為1，否則取值為0；timeit是反映改革進(jìn)程的虛擬變量，改革前取值為1，改革后取值為0；Xit為一系列控制變量，包括實際人均GDP對數(shù)、城鎮(zhèn)化水平、城市偏向程度、年齡結(jié)構(gòu)差異、城鄉(xiāng)收入差距、財政分權(quán)程度、工業(yè)化水平；ui為個體固定效應(yīng)，δt為時間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項，系數(shù)β反映了改革的影響效應(yīng)。

表5 改革隨機(jī)性檢驗

注:括號內(nèi)為t值；*、**、***分別代表在10%、5%、1%的置信水平下顯著。下同。

改革的隨機(jī)性及同趨勢假設(shè)是保證雙重差分法有效的前提，下文將分別對這兩個假設(shè)進(jìn)行檢驗。首先將是否進(jìn)行改革作為被解釋變量，將實際人均GDP對數(shù)、城市化水平、城市偏向程度、年齡結(jié)構(gòu)差異、城鄉(xiāng)收入差距、財政分權(quán)程度、工業(yè)化水平及城鄉(xiāng)均等化指數(shù)作為解釋變量，基于改革前各省份數(shù)據(jù)，分別采用Logit和Probit模型來考察改革前城鄉(xiāng)均等化指數(shù)是否對某省份進(jìn)行改革產(chǎn)生影響，若城鄉(xiāng)均等化指數(shù)對是否進(jìn)行改革具有顯著影響，那么模型估計就會存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。表5的估計結(jié)果顯示實際人均GDP對數(shù)、城市化水平、城市偏向程度、年齡結(jié)構(gòu)差異、城鄉(xiāng)收入差距的估計系數(shù)均達(dá)到了1%的顯著性水平，這些變量對改革是否進(jìn)行具有顯著影響，而城鄉(xiāng)均等化指數(shù)對是否進(jìn)行改革的影響并不顯著，意味著在控制了相關(guān)變量之后隨機(jī)性前提成立。

表6 同趨勢假設(shè)檢驗

注:treat表示是否進(jìn)行改革的虛擬變量；模型1不包括其他控制變量，模型2包括其他控制變量。

表7 雙重差分法結(jié)果

城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的對數(shù)差分即為城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的增長率，將民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)的對數(shù)差分作為被解釋變量，將是否進(jìn)行改革作為主要解釋變量進(jìn)行回歸以考察同趨勢假設(shè)是否成立。表6第二列回歸結(jié)果顯示，是否進(jìn)行改革對城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動趨勢具有顯著影響，即城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動趨勢在改革與非改革省份間存在顯著差異，意味著采用雙重差分法得到的估計結(jié)果將存在偏誤。

表7第二列回歸結(jié)果顯示，平均而言，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革使得重慶市民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)提高了0.068，且顯著性水平達(dá)到了1%。雙重差分法與合成控制法估計結(jié)果符號一致，印證了合成控制法估計結(jié)果的穩(wěn)健性。合成控制法估計結(jié)果表明，改革使得城鄉(xiāng)均等化指數(shù)提高了0.034，而雙重差分法估計的改革效應(yīng)則為0.068，后者將改革效應(yīng)高估了0.034。雙重差分適用性假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，改革與非改革省份的城鄉(xiāng)均等化指數(shù)變動趨勢存在顯著差異，這降低了雙重差分法的有效性，導(dǎo)致了改革效應(yīng)的高估。重新設(shè)置反映改革進(jìn)程的虛擬變量α_treati(i=2007，…，2011，在第i年取值為1，否則取值為0)以對改革的動態(tài)效應(yīng)進(jìn)行考察。表7第四列結(jié)果顯示，從改革當(dāng)年到改革后的第四年，改革使得城鄉(xiāng)均等化指數(shù)分別增加了0.061、0.077、0.104、0.177、0.187，且估計系數(shù)均達(dá)到了1%的顯著性水平，進(jìn)一步印證了合成控制法結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論及啟示

本文利用重慶市2007年被設(shè)立為全國統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革試驗區(qū)這一案例，采用合成控制法來評估改革對民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化水平的影響效應(yīng)。結(jié)果表明，若未進(jìn)行改革則民生性公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化指數(shù)將從2007年的0.696提高到2011年的0.858，增幅為23.3%，實際上,2011年重慶市城鄉(xiāng)均等化指數(shù)上升到了0.883，升幅為26.9%，改革使得城鄉(xiāng)均等化指數(shù)多增加了3.6個百分點(diǎn)。而這是統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革后，重慶市通過構(gòu)建保障基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)均等化的公共財政體制，建立傾向于農(nóng)村基本公共服務(wù)的財政投入機(jī)制，加大財政對農(nóng)村基本公共服務(wù)的保障力度而實現(xiàn)的。

在以戶籍制度為基礎(chǔ)的公共服務(wù)供給制度下，城鄉(xiāng)居民享有的教育、醫(yī)療、養(yǎng)老、就業(yè)、社會保障等公共服務(wù)存在明顯差距。這種狀況不符合 “共享”發(fā)展理念，不利于城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展及農(nóng)村居民獲得感的提升。重慶市統(tǒng)籌城鄉(xiāng)綜合配套改革的經(jīng)驗表明，推進(jìn)公共財政體制及服務(wù)型政府建設(shè)，加大農(nóng)村基本公共服務(wù)領(lǐng)域投入力度，確保農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)有持續(xù)、充足的資金保障，提高農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)供給能力，是進(jìn)一步縮小重慶乃至全國基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差距、實現(xiàn)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展的重要途徑。