曾世宏，楊 鵬

（1.湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201;2.湖南科技大學 湖南創(chuàng)新發(fā)展研究院，湖南 湘潭 411201）

一、引言與文獻綜述

我國社會主要矛盾已經轉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。在公共服務領域主要表現(xiàn)為公共服務需求快速增長與供給相對不足的矛盾。促進公共服務均等化供給是提高公共服務供給質量和效率，滿足人民日益追求美好生活需要的重要保障。而我國基本公共服務供給缺口嚴重制約人民日益追求美好生活需要[1]；[2]4。推進供給側結構性改革，促進基本公共服務資源均等化配置，是引領我國經濟社會發(fā)展新常態(tài)的重要舉措。那么，實現(xiàn)基本公共服務均等化供給的內在機制是什么，有哪些因素影響基本公共服務的均等化供給？

Wagner在1965年從財政支出的視角最早提出公共服務概念，認為國家財政是提供公共產品和公共服務需要支付的貨幣。公共服務具有非排他性和非競爭性，單純依靠市場機制供給公共服務必然導致效率缺乏，政府必須成為公共服務的供給主體[3]3。政府的政治程序和組織結構在很大程度上決定了公共服務的供給質量和供給效率[4]15。基本公共服務滿足的是普通社會群體共同的基本消費需求，需要政府通過各種手段來實現(xiàn)基本公共服務供給的效率與公平。

國內外學者基于不同視角對基本公共服務均等化供給及其影響因素進行了研究。基本公共服務均等化不是簡單的平均化，而是機會均等和效果均等[5]31?；竟卜站然谟谡畬τ诓煌鐣A層實行相同的行政管理制度，目的在于平等解決社會成員在基本生存層面的問題[6]45。對基本公共服務供給中公平與效率的權衡，包含地區(qū)間財力均衡配置[7]15。常修澤從政府職能與市場力量作用對比中將基本公共服務均等化提升到制度安排的高度，認為它是彌補市場失靈的重要手段[8]66。王謙從農民現(xiàn)實需求出發(fā)認為基本公共服務均等化需要加強農業(yè)基礎設施等公共服務的供給[9]52。Steven用問卷調查形式研究了基本公共服務的構成要件[10]521。

一些學者著重強調了政府責任缺失的嚴重影響，認為政府在基本公共服務領域應承擔更多責任[11]10。消費者對公共服務的需求有上升趨勢，國家需要提供能滿足與人口相匹配的公共服務，公共服務的覆蓋層次需要政府干預來擴大[12]。不同地區(qū)政府行政能力對公共服務均等化程度有著很大的影響[13]。同時人口外流對公共服務支出具有顯著影響[14]175。城鄉(xiāng)二元結構也是影響公共服務均等化供給的主要因素[15]15。改革戶籍制度是改變城鄉(xiāng)二元制度，實現(xiàn)基本公共服務均等化的當務之急[16]21。張開云提出制度障礙及其路徑依賴性是造成當前我國基本公共服務非均等化的根源[17]。另外一些學者也基于地方財政對公共服務均等化供給影響提出了相對應看法。劉成奎分析了財政分權、地方政府城市偏向對基本公共服務均等化的影響[18]25。財政支出比例的提高并沒有提高公共服務均等化程度，反而由于財政政策的城市偏向原則造成基本公共服務差距擴大[19]30。政府需要引導財政支出由經濟建設向民生財政傾斜[20]27。通過依次加強鄉(xiāng)村基礎設施建設、鄉(xiāng)村基本公共教育和鄉(xiāng)村醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展，改善我國城鄉(xiāng)基本公共服務供給不均等問題[21]40。在商業(yè)化和信息化時代的監(jiān)管體系、消費者期望與基礎設施需求對公共服務均等化供給也具有一定影響[22]。

基本公共服務的均等化供給對促進經濟增長和實現(xiàn)收入公平分配具有重要意義。Singh從長期均衡和短期均衡兩個角度研究了印度公共服務部門和GDP增長的關系，發(fā)現(xiàn)穩(wěn)定的公共服務均等化程度有助于工業(yè)和農業(yè)的經濟增長[23]3925。Yoshida和Masatosh通過運用公共服務供給的壟斷競爭兩部門模型，揭示了政府的公共服務支出對國民收入增長有顯著促進作用[24]272。因此，基本公共服務的均等化是我國實現(xiàn)供給側改革的題中應有之義。從有關公共服務均等化研究成果，可以看出國內外學者對公共服務均等化影響因素都有著各自不同的看法和研究結果，但并未考慮多個因素同時對公共服務供給的影響，同時也未考慮公共服務供給的異質性，不同因素對不同種類的公共服務供給影響程度是不同的。

本文的主要創(chuàng)新之處在于繼承已有文獻研究成果基礎上，構建了基本公共服務均等化供給的實現(xiàn)機理模型與測度指標，并基于2005—2016年我國省級面板數(shù)據(jù)，運用面板計量模型對我國教育、醫(yī)療、衛(wèi)生與社會保障領域基本公共服務均等化供給的主要影響因素進行實證檢驗，并從供給側結構性改革的視角提出了實現(xiàn)基本公共服務均等化供給的具體對策建議。

二、理論模型與檢驗假說

本文在消費者的效用基礎理論模型中加入了影響消費者公共服務消費的影響因素，結合國內外學者的研究成果，形成了新的理論模型。假定消費者選擇行為符合預算約束的效用函數(shù)，將私人消費商品x的價格標準化為1，并且所有居民依法享有均等的公共服務消費水平。我們用z表示個人的公共服務消費量，價格為pz，Z為社會公共服務消費總量。用ym表示人均收入，ti表示稅收份額，T表示總稅收。那么，個人的效用函數(shù)可以表示為：

他的預算約束函數(shù)為：

其中，bm代表稅基，個人的需求函數(shù)也同樣受制于政府預算，即：

上式中，tB代表總稅收，G代表政府間的財政轉移，u為影響公共服務消費的城鎮(zhèn)化參數(shù)，數(shù)值越大表示城鎮(zhèn)化水平越高，說明要求提供的公共服務消費量也越大。把公式（3）變形，可得：

由于公共服務的消費質量還取決于公共服務提供的均等化程度γ以及人口總規(guī)模N，或者城市人口密度。根據(jù)Bocherding和Deacon(1972)的理論，把公共服務消費的擁擠函數(shù)進一步可以改寫成：

其中，γ代表公共服務提供的均等化指數(shù)，如果它的值為0，意味著公共服務完全均等化提供，如果γ介于0到1之間，意味著公共服務提供較為均等，如果γ大于1，意味著地區(qū)公共服務提供越不均等。

整理上述式（3）和（5）得：

其中，ya為加入了政府轉移支付的人均可支配收入，g=G/N，b=B/N，B 為總稅基。（6）式的含義為包括政府間財政轉移支付在內的居民人均可支配收入全部用來購買私人消費品和公共服務(bm/b)uγ-1z，把（6）式變形，可得：

將（7）代入消費者效用最大化函數(shù)（1），可得：

對（8）式求最優(yōu)化解，可以得到居民公共服務的消費需求函數(shù)，即：

我們把公共服務的稅收價格定義為居民購買公共服務的邊際成本，也就是居民人均可支配收入對公共服務消費量求偏導，即：

假定每個消費者知道他的稅收價格，并可以決定他能夠享受的公共服務的消費量。依據(jù)（9）式給出的居民公共服務消費需求函數(shù)，并且加入具有固定的價格和收入需求彈性β1和β2，則居民公共服務的消費需求函數(shù)可以寫成：

其中，a為政府提供公共服務的效率，將（10）式代入（11）式，居民公共服務的消費需求函數(shù)進一步可變?yōu)椋?/p>

把式（12）代入式（5）得到：

對公式（13）進一步變形，我們可以得到一個關于公共服務消費均等化提供的函數(shù)關系式，即：

由（14）式可得：

（15）式表明，稅收份額越大，政府提供公共服務的能力越強，公共服務均等化提供的可能性越大，公共服務均等化指數(shù)就越??；政府提供公共服務的效率越高，公共服務均等化提供的可能性就越大，公共服務均等化指數(shù)就越小；城市化率越高，說明公共服務均等化提供的可能性越大，公共服務均等化提供指數(shù)也就越小；人均可支配收入越高，公共服務均等化提供的可能性就越大，公共服務均等化指數(shù)就越小。

檢驗假說：基本公共服務提供的均等化程度人口結構呈負相關關系，與地區(qū)稅收份額、政府公共服務供給效率、城鎮(zhèn)化水平、地區(qū)經濟發(fā)展水平呈正相關關系。

主要推論：根據(jù)公共服務均等化指數(shù)與公共服務提供均等化程度的關系，進一步得到公共服務均等化指數(shù)人口結構呈正相關、與地區(qū)稅收份額、政府公共服務供給效率、城鎮(zhèn)化水平、地區(qū)經濟發(fā)展水平呈負相關。

三、公共服務均等化指數(shù)測度及變化趨勢

在前文中已經對公共服務均等化供給進行了理論模型分析，分析了不同影響因素對公共服務均等化能力的影響。而公共服務均等化能力是一個抽象的名稱，只有把它轉化成一個可以衡量的指標才能進行進一步實證研究，因此我們需要構建一個相對應的基本公共服務均等化指數(shù)來測度和衡量公共服務均等化能力大小。

（一）基本公共服務均等化指數(shù)構建

從國內外基本公共服務均等化的研究和實踐來看，基本公共服務均等化是一個復雜的過程，涉及各個方面，影響的范圍也較廣。而實現(xiàn)基本公共服務均等化本身是一個循序漸進的過程，不同階段側重的重點和需要解決的問題都有可能不同。基本公共服務均等化很難直接度量，通常用地區(qū)間財政支出均等化程度表示基本公共服務均等化程度?；竟卜站然咏谡斄然母拍?，因為各個地區(qū)居民所享受的公共產品主要由兩部分構成：一部分是由中央政府提供的全國性公共產品，從理論上講地域差別不大：另一部分是各個地方政府提供的地方性公共產品，其供給水平由地方政府的財力決定。各地區(qū)政府財政能力的差異是導致不同地區(qū)基本公共服務水平不均等的重要原因之一。

基本公共服務均等化是指政府在不同時期按照同一標準為社會公眾提供基本的、大致均等的基本公共服務。本文采用基本公共服務均等化指數(shù)來測度我國基本公共服務均等化供給水平，該指數(shù)的創(chuàng)建主要使公共服務均等化程度能夠在一定程度得到量化，由于它來源于地區(qū)間財政支出，因此與前文的機理模型中的影響因素息息相關。由式（16）給出。測度所用原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（16）式中i,j,t分別代表指數(shù)類別，地區(qū)和時間，xi,j,t代表不同時期和不同地區(qū)，第i類基本公共服務扣除價格因素后的實際值，ui,t是第i類公共服務在時期t的平均值，σi,t是第i類公共服務在時期t的標準差。（16）式的數(shù)學含義是先對某一時期某類公共服務的實際值進行標準化后，除以該標準化值的最大數(shù)，得到j地區(qū)在t時期的第i類公共服務中的相對位置。由于標準化后的相對值存在負值，但其絕對數(shù)小于1。所以，用1減去標準化后的相對值，得到正的基本公共服務均等化供給指數(shù)。不難看出，該指數(shù)值越小，說明該地區(qū)基本公共服務供給的均等化程度越高，指數(shù)越大，說明該地區(qū)基本公共服務供給的均等化程度越低。0＜Indexi,j,t＜1，說明基本公共服務供給相對均等，Indexi,j,t＞1說明基本公共服務供給不均等。

（二）基本公共服務均等化指數(shù)變化趨勢

對31個省級行政區(qū)域同年的人均教育支出均等化指數(shù)、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出均等化指數(shù)和人均社會保障與就業(yè)支出均等化指數(shù)取均值，可以得到如下2005—2016年基本公共服務供給均等化指數(shù)變化趨勢圖（見圖1）。

圖1 2005—2016年基本公共服務均等化指數(shù)變化趨勢

總體來看，除個別年份，我國義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障等基本公共服務均等化指數(shù)都在區(qū)間[0.99999，1]之間波動。這說明進入21世紀以來，我國的基本公共服務均等化供給程度得到了顯著提高。我國供給側結構改革其中之一就是優(yōu)化分配結構，實現(xiàn)公平分配，使消費成為生產力，我國的基本公共服務均等化指數(shù)表明在教育、醫(yī)療和社會保障方面公共服務均等化相對均等，但均等化程度不高，這與現(xiàn)實情況是相符合的。同時，基本公共服務均等化指數(shù)量化有助于下文的實證檢驗。下面主要檢驗我國基本公共服務均等化供給的實現(xiàn)機理。

四、基本公共服務均等化供給實現(xiàn)機理的實證檢驗

（一）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

由上文數(shù)理模型推導可知，實現(xiàn)基本公共服務均等化供給影響因素有很多，包括地區(qū)年末總人口（pyer）、地區(qū)稅收份額（ts）、城鎮(zhèn)化水平(urbn)、政府效率(gove)、人均可支配收入(pcdi)城鄉(xiāng)消費差距(urcr)等。將影響因素進一步表示為函數(shù)關系為：indexi,j,t=f(urbni,j,t，pyeri,j,t，tsi,j,t，govei,j,t，pcdii,j,t，urcri,j,t…)。由于統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)獲得連續(xù)性的限制，本文重點檢驗教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障與就業(yè)等基本公共服務供給均等化實現(xiàn)的主要影響因素。上述凡是屬于名義變量值，都用當年地區(qū)的價格指數(shù)和各類產品或服務的消費價格指數(shù)，經過調整，消除了價格因素的影響。本文涉及到的所有解釋變量和被解釋變量見表1。

（二）變量的描述性統(tǒng)計

各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表1 主要變量及其含義

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

由表2可以看出，該數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)，截面數(shù)為31，跨期為11，屬于短面板。被解釋變量中，人均教育支出均等化指數(shù)均值為0.972，人均醫(yī)療衛(wèi)生和人均社會保障與就業(yè)均等化指數(shù)均值都為0.999，接近于1，說明教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障與就業(yè)基本公共服務均等化供給程度相對較高。

主要的解釋變量中，我國各省城鎮(zhèn)化率均值為50.31%，意味著我國城鎮(zhèn)化率較高。但人均可支配收入水平，城鄉(xiāng)消費差距，人均教育支出和人均醫(yī)療衛(wèi)生支出等變量的標準差較大，說明這些影響因素的省際差異較大。

（三）計量模型設定與檢驗方法

考慮到本文是從義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生和社會保障與就業(yè)三個行業(yè)來分析我國基本公共服務均等化供給的影響因素，我們建立以下的面板計量模型。

其中，αi、βi、和 γi為模型 （17）（18）（19）中各解釋變量的回歸系數(shù)，三個模型分別以人均教育支出、人均醫(yī)療衛(wèi)生與人均社會保障和就業(yè)支出的均等化指數(shù)作為被解釋變量，城市化率、居民人均收入、義務教育在校學生數(shù)、人均義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障和就業(yè)公共財政支出、城鄉(xiāng)消費差距和總撫養(yǎng)比，作為主要解釋變量建立面板模型。

本文首先利用Hausman檢驗對模型進行了固定效應和隨機效應的判斷。為了便于觀察各解釋變量對于被解釋變量的顯著性影響，我們采用逐步引入解釋變量的回歸方法。最后，我們對回歸結果進行了穩(wěn)健性檢驗和內生性檢驗。

（四）回歸結果與異質性分析

在上述三個回歸方程中，我們并不能排除誤差項與解釋變量之間的內生性問題。但如果這些無法觀測到的因素不隨時間變化，那么這些面板數(shù)據(jù)的固定效應將會是一致的。表3依次做了三個模型中固定效應和隨機效應的Hausman檢驗，以確定使用具有隨機效應還是固定效應的面板模型。豪斯曼檢驗結果是強烈拒絕原假設（詳見表3中 Hausman test欄）。因此，我們認為本文使用具有固定效應的面板計量模型是恰當?shù)摹?/p>

表3 固定效應與隨機效應檢驗的回歸結果

續(xù)表3

從表3中回歸（1）我們可以發(fā)現(xiàn)，對于人均義務教育基本公共服務均等化指數(shù)EIEEP回歸分析中，變量城鎮(zhèn)化ln(urbn)的系數(shù)為正，與前文假設不一致，同時并不顯著；義務教育在校學生數(shù)ln(snce)的系數(shù)為正，其代表受義務教育人口規(guī)模，總撫養(yǎng)比ln(gdr)的系數(shù)為負，結果并不顯著，但以上兩個變量檢驗結果與假設一致，可能因為數(shù)據(jù)選擇和處理上有所缺陷，導致結果并不顯著。人均可支配收入的對數(shù)ln(pcdi)在1%的顯著性水平上顯著，且人均收入變動1%，教育均等化指數(shù)變化0.453個百分點，說明人均可支配收入對教育均等化指數(shù)是正向影響的，這與假設并不一致，可能原因是高的人均收入使得高收入家庭對教育需求和教育水平的要求更高，導致公共服務的供給水平要求更高；人均教育財政支出的對數(shù)ln(pefe)的系數(shù)為負且在1%的水平上顯著，這與假設結果是一致的；城鄉(xiāng)消費差距urcr和稅收份額ts的系數(shù)分別在10%和5%的水平上顯著，且系數(shù)一正一負，這與前面的假設推論是一致的。整體來說，對于教育均等化指數(shù)EIEEP的幾個影響因素除了人均收入水平外，都是符合理論預期的。

從表3中回歸（3）我們可以發(fā)現(xiàn)，對于人均社會保障與就業(yè)基本公共服務均等化指數(shù)EISEE回歸分析中，變量城鄉(xiāng)差距urcr系數(shù)為正，但并不顯著，與結論一致?？倱狃B(yǎng)比ln(gdr)的系數(shù)為負，但系數(shù)比較小，可能撫養(yǎng)比和人均社會保障與就業(yè)的關系程度不大；城鎮(zhèn)化變量ln(urbn)在10%的水平上顯著，且系數(shù)為負，這與之前的假設推論一致。人均可支配收入ln(pcdi)在1%的顯著性水平上為正，與前面的假設推論相反，可能原因與上述一致；人均社會保障與就業(yè)財政支出ln(pese)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，當財政支出變化一個百分點，基本公共服務均等化指數(shù)下降0.499；稅收ts的系數(shù)在10%的水平下顯著，且系數(shù)為負，與假設推論一致。整體來說，對于人均社會保障與就業(yè)基本均等化指數(shù)EIMHE的幾個影響因素中除了人均收入水平外，都是符合理論預期的。

從表3中回歸（5）我們可以發(fā)現(xiàn)，對于醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化指數(shù)EIMHE回歸分析中，變量城鎮(zhèn)化ln(urbn)的系數(shù)為正，與前文假設不一致，同期變量系數(shù)并不顯著；變量總撫養(yǎng)比ln(gdr)和地區(qū)醫(yī)院床位數(shù)歷年ln(thnb)系數(shù)都為正，但并不顯著；變量人均收入ln(pcdi)的系數(shù)同樣為正，且在1%的顯著性水平下顯著，與前面的假設結論相反，可能原因與上述分析一致；人均醫(yī)療財政支出變量ln(pemh)在1%的水平上顯著，且為負，城鄉(xiāng)差距urcr在10%的顯著性水平下顯著，且其系數(shù)為正數(shù)，以及稅收ts在5%的顯著性水平系數(shù)為負，且其系數(shù)正負與之前的假設結論一致。整體來說，對于醫(yī)療衛(wèi)生基本均等化指數(shù)EIMHE的幾個影響因素中除了人均收入水平外，都是符合理論預期的。

從上述三個模型的回歸結果可以看出，前文假設推論中大部分變量對基本公共服務均等化供給指數(shù)的影響都符合理論預期，但人均可支配收入這一解釋變量明顯與理論預期相反?？赡艿脑蚴莻€人收入水平的增加并不能直接導致基本公共服務均等化供給水平的提高，而是隨著個人收入水平提高會使得人們對高端公共服務消費需求水平的提高，從而表現(xiàn)為人均可支配收入與基本公共服務均等化指數(shù)呈正向變化。正如在上述模型所表現(xiàn)出的教育、醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化供給指數(shù)與人均可支配收入水平成正比。對社會保障與就業(yè)而言，因為人們收入的增加會直接導致其購買更高的社會保障水平。例如，收入水平越高的人，可能購買更多的社會保險。對比可以發(fā)現(xiàn)不同的公共服務消費的影響因素存在異質性，同一種因素對不同的公共服務均等化指數(shù)影響程度不同。

通過前面固定效應的回歸模型分析，我們驗證了大部分解釋變量對被解釋變量的影響都是符合理論預期的。但每個模型中還有一些解釋變量并沒有表現(xiàn)得很顯著。因此，通過對三個模型中的解釋變量進行逐步回歸分析，來驗證是否因為后續(xù)變量的引進而導致之前的變量從顯著變得不顯著?；貧w結果詳見表4、表5和表6。

表4反映的是教育均等化供給模型中變量逐個回歸。其中，城市化率的系數(shù)由最開始的在1%的水平上顯著，隨著變量的不斷加入，而變得不再顯著，只有在回歸2和3中其系數(shù)為負值與前文假設一致；人均可支配收入系數(shù)最開始為負數(shù)，與前文假設一致，但隨著變量的不斷加入，系數(shù)正負性發(fā)生改變，同時在1%的顯著性水平上變得顯著；義務教育在校學生人數(shù)最開始引入回歸方程中時其系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著，但隨著變量的不斷引入，正負性未發(fā)生變化，但變得不再顯著；教育財政收入引入后，其系數(shù)一直在1%的顯著性水平上顯著，符合預期假設；稅收和城鄉(xiāng)差距的系數(shù)正負性顯然都符合理論預期，并分別在10%和5%的水平上顯著；總撫養(yǎng)比由于是最后一個引入的變量，其系數(shù)為負值，與前文假設一致，但系數(shù)并不顯著。

表4 模型EIEEP的多個解釋變量的逐個回歸

表5 模型EISEE的多個解釋變量的逐個回歸

表5反映的是社會保障與基本就業(yè)模型的逐個回歸，其中城鎮(zhèn)化率變量系數(shù)從最開始的不顯著到最后變得顯著，但其系數(shù)一直為正，與預期假設不一致；人均收入的系數(shù)一直為正，從第（3）個回歸開始，其系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，但正負性未發(fā)生改變；社會保障財政支出的引入，其變量系數(shù)一直為負，符合預期假設，同時在1%的水平上顯著；城鄉(xiāng)消費差距的系數(shù)為正值，隨著變量的引入未發(fā)生改變，與預期假設一致，但系數(shù)并不顯著；總撫養(yǎng)比的系數(shù)符合前文的假設預期為負值；隨著稅收的引入，其系數(shù)為負，且在10%的水平上顯著，與前文假設一致。

表6 模型EIEEP的多個解釋變量的逐個回歸

表6反映的是醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務的回歸模型的變量逐個回歸，其中城鎮(zhèn)化率除了回歸（2）其系數(shù)在10%的顯著，其他幾個回歸中其變量系數(shù)為負值，符合理論預期，但都不顯著；人均收入變量的引入，在回歸（2）中其系數(shù)在10%的水平上顯著，其他回歸其系數(shù)在1%的水平上顯著，但與理論預期不符合；醫(yī)療衛(wèi)生財政支出在幾個回歸中在1%的顯著性水平上都是顯著的，且系數(shù)變化不大；城鄉(xiāng)消費差距隨著變量的加入最后在10%的水平上顯著，且系數(shù)為正，符合理論預期；隨著稅收的加入，其系數(shù)為負，在5%的水平上顯著，符合前文假設；總撫養(yǎng)比和地區(qū)醫(yī)院床位數(shù)的引入，其回歸系數(shù)都為正，符合理論預期，但并不顯著。

通過上文回歸結果以及P與R2等各項檢驗指標值分析，可以看出該模型總體擬合效果較好。綜上所述，可以得到以下基本判斷：在模型（1）中，中國城鎮(zhèn)化率在回歸分析中對教育均等化指數(shù)的影響方向與前文假設是不一致的，人均可支配收入對教育的均等化有顯著性影響，但影響方向與前文假設不一致，這可能由于對于義務教育消費來說，隨著收入水平提高，之前的收入需求彈性為正，之后收入達到一定程度開始變?yōu)樨撝担嗟闹懈呤杖爰彝ミx擇在義務教育階段選擇私立的更好的學校。教育財政收入和稅收成為改善教育公共服務均等化供給的主要促進因素。在模型（2）中，社會保障財政支出與稅收依然是促進社會保障公共服務均等化的主要因素。而城鎮(zhèn)化率和人均可支配收入對社會保障的均等化率的影響是顯著的，但方向與理論預期相反。在模型（3）中，城鎮(zhèn)化率、醫(yī)療衛(wèi)生財政支出、城鄉(xiāng)消費差距以及稅收都有效促進了醫(yī)療衛(wèi)生公共服務均等化供給，同樣人均可支配收入雖然也顯著影響醫(yī)療衛(wèi)生均等化供給，但方向與假設相反。

（五）穩(wěn)健性檢驗

通過前文理論與回歸結果分析，有些解釋變量的選取并未達到預期的效果，我們選擇其中的一些變量進行變量替換來檢驗其回歸模型的穩(wěn)定性。

前面理論分析說明，人口因素是影響一個地區(qū)教育基本公共服務均等化的一個重要解釋變量，但我們上述所作的回歸分析中，由于snce義務教育學生數(shù)對被解釋變量的影響并不顯著，為了再次確認人口因素是否是影響教育均等化的重要指標，我們選取一區(qū)的義務教育人數(shù)占一區(qū)年末人口數(shù)作為新的解釋變量，再次進行回歸分析，進一步確認估計結果的可靠程度。設定義務教育學生數(shù)占比為rsnce，模型如下：

在對于醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化中，地區(qū)醫(yī)院床位數(shù)這一因素在回歸結果中并未顯示對被解釋變量醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化具有顯著影響，但從理論上說，當?shù)氐尼t(yī)療設施條件的好壞直接決定了醫(yī)療衛(wèi)生條件水平，因此我們嘗試換一個指標重新進行檢測，本文選擇衛(wèi)生人員數(shù)占當?shù)啬昴┤丝诘谋戎祌thnb作為替代地區(qū)床位數(shù)thnb的指標，重新對被解釋變量進行回歸分析，模型如下：

回歸結果通過表7顯示，義務教育學生數(shù)占比對醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務具有顯著影響，且其系數(shù)為正，進一步確認了我們前面假設的準確性；同時，地區(qū)衛(wèi)生人員占比對醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化供給具有顯著影響，同時符合前文假設推論，使得模型變得更加準確，估計結果更加可靠。

表7 替換變量后重新進行穩(wěn)健性回歸分析

（六）內生性檢驗

實際上，公共服務均等化供給受到的影響因素顯然不限于本文所列舉的幾個變量。從回歸結果中的擬合優(yōu)度R2值比較低可以看出，我們無法在建模過程中把所有解釋變量全部列出，因此三個模型不能排除因為遺漏變量而產生的內生性。

雖然固定效應能去除不隨時間變化的個體效應，能夠很大程度上消除內生性問題，但如果內生性來自其他暫時未發(fā)現(xiàn)的因素，回歸結果的一致性就需要慎重考慮。本文假設被解釋變量存在二階自相關，建立如下的動態(tài)面板模型：

我們采用兩階段系統(tǒng)GMM方法進行估計，利用相關變量的一階和二階滯后項作為工具變量，旨在減輕內生性的影響，通過多種工具變量的選取，對三個模型進行了內生性檢驗，但未發(fā)現(xiàn)模型（23）存在內生性問題，因此選取了存在內生性問題的模型（22）和（24）的結果陳列在表8中?？梢钥闯瞿Ｐ停?2）和模型（24）的主要結果與前文相差不大，變量顯著性相應增強了，較為穩(wěn)健，且模型通過了AR(2)和Sargan檢驗。

表8 EIEEP與EIMHE模型的內生性檢驗

注：通過兩階段GMM模型(1)表中各個系數(shù)下面的圓括號中的值是該系數(shù)的 t統(tǒng)計量；(2)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著。（3）AR(1)和AR(2)的零假設分別是差分后，殘差存在一階自相關和二階自相關。Sargan test的零假設是工具變量過度識別約束有效。

從表8我們看出，通過嘗試多種工具變量的引入，表8的回歸結果的顯著性與前文的回歸基本一致，說明前文的回歸結果是可信的，特別是針對教育基本公共服務均等化和醫(yī)療衛(wèi)生基本公共服務均等化兩個模型。

五、主要結論與政策建議

（一）主要結論

本文通過引入城鎮(zhèn)化率、人均可支配收入、在校學生數(shù)、稅收份額、城鄉(xiāng)收入差距、醫(yī)院床位數(shù)、總撫養(yǎng)比以及三種公共服務財政支出等多種影響因素對我國2005—2016年教育、醫(yī)療衛(wèi)生與社會保障領域等基本公共服務均等化程度進行實證測度。研究發(fā)現(xiàn)：

1.雖然近十年我國教育、醫(yī)療衛(wèi)生與社會保障領域的均等化供給程度較高，但城鎮(zhèn)化進程并沒有顯著改善基本公共服務供給的均等化程度。從實證結果可以看出，城鎮(zhèn)化對教育和社會保障領域系數(shù)為正，但影響的顯著程度不高，因此未顯著改善公共服務供給均等化程度。

2.隨著人均可支配收入水平的提高，居民更多追求高端的非基本公共服務消費需求。通過實證可以看出人均可支配收入對三者的影響系數(shù)分別為0.453、0.245、0.638，且在1%的水平上顯著，說明人均可支配收入對公共服務均等化指數(shù)具有正向影響，使得均等化程度降低。

3.城鄉(xiāng)差距仍然是影響基本公共服務均等化供給的主要阻礙性因素。城鄉(xiāng)差距影響均等化指數(shù)的系數(shù)為正，說明城鄉(xiāng)差距使得公共服務均等化程度降低。

4.在校學生數(shù)、地方政府的稅收收入和財政效率能顯著改善基本公共服務供給的均等化程度。

5.不同的公共服務的均等化影響因素存在異質性，城鄉(xiāng)消費差距對義務教育的影響程度高于社會保障，高于醫(yī)療衛(wèi)生；總撫養(yǎng)比代表的地區(qū)人口結構對醫(yī)療衛(wèi)生均等化程度高于義務教育和社會保障。因此，對于實現(xiàn)不同的基本公共服務均等化目標，需要對癥下藥，針對性地提出解決方案。

（二）政策建議

總體思路是推進公共服務領域的供給側結構性改革，增強基本公共服務供給的均等化程度，增加非基本公共服務供給的多元化水平，更好地解決人民日益增長的美好生活需要與不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。結合本文的實證檢驗結論，對如何推進公共服務領域的供給側結構性改革，提出以下政策建議：

1.增加中央政府的財政轉移支付，優(yōu)化現(xiàn)行財稅體制。地方政府財稅收入是增強區(qū)域基本公共服務供給能力的基礎。加大財政投入和公共財政轉移支付力度，加大對偏遠貧困地區(qū)的財政支持力度，改革對應的財政制度，建立合理的公共物品成本分攤機制，形成健全的公共財政制度。除了增加中央政府的財政轉移支付以外，更重要的是要優(yōu)化現(xiàn)行財稅體制，合理劃分中央政府與地方政府在教育、醫(yī)療、衛(wèi)生、社會保障等基本公共服務領域供給的支付比例，提高中央政府在相對落后地區(qū)的支出比重。合理開征有利于經濟社會可持續(xù)發(fā)展的新稅種，如房產稅，作為地方政府的稅收收入來源。

2.進一步優(yōu)化政府財政支出結構，提高政府公共服務財政支出效率。針對性地改變公共服務財政結構，減少用于經濟建設類的地方財政開支，加大公共服務領域資金在地方財政的比重，擴大對公共教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會安全服務等方面的財政支出。在地方政府財政收入約束下，增強地方基本公共服務有效供給能力，關鍵是要提高政府公共服務財政支出效率。要充分發(fā)揮政府公共服務財政支出的杠桿作用和撬動能力，充分吸引民間資本投入教育、醫(yī)療、衛(wèi)生和社會保障等基本公共服務領域，積極探索民間資本在基本公共服務領域的盈利模式。政府公共服務財政支出應重點放在基礎設施和共享平臺的建設。

3.大力倡導分享經濟新模式，利用閑置資源優(yōu)化地方公共服務供給資源配置。人口老齡化加快會進一步增加養(yǎng)老、醫(yī)療與社會保障領域基本公共服務供給壓力，新的生育政策則會導致教育等基本公共服務需求迅速增加，導致基本公共服務供給缺口增加。為滿足人均可支配收入增加提高居民對高端生活服務的消費需求，治理公共服務供給缺口，應該大力倡導分享經濟新模式，進一步出臺有利于分享經濟發(fā)展的激勵政策，充分發(fā)揮教育、醫(yī)療、衛(wèi)生、養(yǎng)老等公共服務領域的民間閑置提供能力，增強非基本公共服務的有效供給能力。

4.鑒于長期以來我國各級政府片面強調經濟發(fā)展，而不注重社會職責的履行，政府必須盡快建立一套綜合且科學的基本公共服務均等化績效考核制度，健全政府公共服務均等化績效管理和評估體系，強化各級政府的社會職責。這套體系需要明確各級政府間在提供義務教育、公共衛(wèi)生和社會保障等基本公共服務方面的事權，健全財力與事權相匹配的財政體制。根據(jù)各類公共服務具有不同的性質和特點，各級政府承擔的事權責任，也應有所區(qū)別。通過監(jiān)督政府行為來促使政府重視對公共服務的供給，從而改善現(xiàn)有的公共服務供給不足的現(xiàn)狀。