肖建華 李雅麗

內(nèi)容提要：結(jié)合SDM 與SEM 空間計量模型與基尼系數(shù)分析方法，對我國25 個省份2012-2016年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，探討我國基本公共服務(wù)均等化的時空演變規(guī)律與影響我國人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出因素與效應(yīng)。實證發(fā)現(xiàn)：地方財政投入對促進(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)為人均社會養(yǎng)老保險支出和衛(wèi)生醫(yī)療支出對其有顯著的正向影響，而人均義務(wù)教育支出對其有抑制性。在空間溢出效應(yīng)方面，地方義務(wù)教育經(jīng)費投入對相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有正外部性，而地方社會養(yǎng)老保險與衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費投入對其有擠出效應(yīng)。當(dāng)控制了常住人口流動因素后，人均財政支出對相鄰地區(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，我國基本公共服務(wù)發(fā)展正進(jìn)入兩個關(guān)鍵時間節(jié)點，一是從2020 年到2035 年，在全面建成小康社會的基礎(chǔ)上，再奮斗十五年，基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化；另一個是從2035 年到本世紀(jì)中葉，在基本實現(xiàn)現(xiàn)代化的基礎(chǔ)上，再奮斗十五年，把我國建成富強(qiáng)民主文明和諧美麗的社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國。從全面建成小康社會到基本實現(xiàn)現(xiàn)代化，再到全面建成社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國，基本公共服務(wù)的供給程度是關(guān)鍵一環(huán)。隨著新時代經(jīng)濟(jì)社會的進(jìn)一步深入發(fā)展，我國社會主要矛盾已轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展間的矛盾，人們對公共服務(wù)需求的質(zhì)與量方面都有提升，尤其義務(wù)教育、社會養(yǎng)老保險、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，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體之間實現(xiàn)均等化，使得無論居住在任何轄區(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。顯然，這勢必影響到我國小康社會甚至社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國的全面建成。因此，如何進(jìn)一步科學(xué)評價我國基本公共服務(wù)均等化水平，動態(tài)識別我國基本公共服務(wù)均等化水平的時空演變規(guī)律，恰當(dāng)分析影響我國人均基本公共服務(wù)均等化實現(xiàn)的空間溢出效應(yīng)，有效提升我國基本公共服務(wù)均等化水平，就成為迫切需要研究的現(xiàn)實問題。

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)，但多為單項公共服務(wù)的量化、區(qū)域基本公共服務(wù)差異等的測度與數(shù)據(jù)評價。如在國際上有學(xué)者通過計算基尼系數(shù)來度量巴布亞新幾內(nèi)亞和東非等國家的教育公平度（Ter，1975；Sheret，1988）。我國學(xué)者利用洛倫茲曲線、基尼系數(shù)測算了各城鄉(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)者通過計算泰爾總指數(shù)來衡量區(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)自身的研究需要對公共服務(wù)的綜合均等化水平進(jìn)行了測度，如伏潤民等（2010）運(yùn)用信息熵值法對云南省129 個縣市從經(jīng)濟(jì)、自然和社會領(lǐng)域測算公共事業(yè)均等化系數(shù)；武力超、林子辰等（2014）通過基尼系數(shù)測算了我國25 個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)檢索的過程中，多數(shù)文獻(xiàn)重點研究與探究了我國區(qū)域間基本公共服務(wù)的差異。如有學(xué)者以我國286 個地級市為研究對象，通過東- 中- 西三大經(jīng)濟(jì)區(qū)域進(jìn)行歸類分析，刻畫了其基本公共服務(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)者對全國城鄉(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)綜述來看，目前對基本公共服務(wù)的研究方面一是對單項基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行測度與評價，并分析其空間分布狀態(tài)；另一方面是對城鄉(xiāng)間、省域間公共服務(wù)差異進(jìn)行分析。較少有文獻(xiàn)對多領(lǐng)域的基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行綜合測度與評價，同時也鮮有結(jié)合不同時間演變規(guī)律來刻畫基本公共服務(wù)均等化水平的時空特征的文獻(xiàn)，忽視了基本公共服務(wù)在時空上的動態(tài)演變差異。有鑒于此，本文的主要目標(biāo)就是嘗試從時空演化的視角動態(tài)刻畫我國基本公共服務(wù)均等化水平的時空差異特征并分析其空間溢出的影響因素，實證分析過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286 個地市的基本公共服務(wù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，選用主成分分析法及基尼系數(shù)法，具體測算我國286 個地市所分布的25 個省份的基本公共服務(wù)均等化指數(shù)。其次，運(yùn)用Argis 工具動態(tài)刻畫2012 年、2014 年、2016 年25 個省份的基本公共服務(wù)均等化水平的時空演變特征。第三，運(yùn)用SDM 和SEM 空間計量模型，實證分析比較以戶籍人口和常住人口為口徑的我國基本公共服務(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)位分類實證分析影響我國人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出影響因素。

三、我國25 省基本公共服務(wù)均等化水平的時空分布

（一）286 個地市所在省的基本公共服務(wù)綜合水平測算

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，分別是客觀評價分析法和主觀評價分析法。武力超（2014）認(rèn)為主觀評價測度主要借助問卷調(diào)查或走訪，通過考察城市居民對城市基礎(chǔ)公共服務(wù)水平的主觀感受和滿意率，來評價政策是否公平公正、是否能為大眾帶來最大便利性。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)方面的績效，也要具有一定的合理性與科學(xué)性。從目前情況來看，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、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、社會養(yǎng)老保障服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)四個方面，按照全面、系統(tǒng)、客觀、有效性、評價目標(biāo)的可量化性原則，構(gòu)建地級市基本公共服務(wù)水平的綜合評價指標(biāo)體系，同時考慮到各地市的人口規(guī)模會對數(shù)據(jù)信息產(chǎn)生的影響，在計算時主要考慮相對值，使用公共服務(wù)中有代表性的人均相對指標(biāo)來評價基本公共服務(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；社會養(yǎng)老保險類服務(wù)指標(biāo)選為人均參加養(yǎng)老保險人數(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)計方法，是通過對一組互相聯(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。在對這組新隨機(jī)變量進(jìn)行測算時，以方差為基礎(chǔ)測量依據(jù)，并將其進(jìn)行降維計算處理。記為X，…，為n 個原變量，F(xiàn)j（j=1，2，…，n）為n 個主成分。運(yùn)用SPSS 軟件對286 個地級市的公共服務(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 個主成分。將各個主成分的方差貢獻(xiàn)度作為各主成分的權(quán)重，通過加權(quán)計算出最終的綜合評分，以此為依據(jù)對各地市的基礎(chǔ)公共服務(wù)水平做出綜合評價。將第j 個主成分記為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價法的綜合得分為：

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

（二）我國25 個省份基本公共服務(wù)均等化水平的測算

基尼系數(shù)原理?；嵯禂?shù)是由（阿爾伯特·赫希曼，1943 年）提出的，其定義是用來描述一個國家或者一個地區(qū)內(nèi)居民收入差異的國際通用型指標(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)的計算公式可以表示為：

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

（三）我國25 個省份基本公共服務(wù)均等化水平的時空分布

基本公共服務(wù)均等化水平時空分布的分類。為了區(qū)分25 個省份公共服務(wù)均等化水平，根據(jù)國際基尼系數(shù)劃分標(biāo)準(zhǔn)以0.2、0.3、0.4 為25 個省基尼系數(shù)的閾值來區(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 個省份2012、2014 和2016 年的基本公共服務(wù)均等化水平的時空分布（由基尼系數(shù)表示）

從表1 可以看出，總體上，在2012-2016 年，25 個省份在基尼系數(shù)的分類范圍內(nèi)波動較小。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

（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)行空間計量分析時，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，因為這種空間權(quán)重矩陣形式最符合人們對空間關(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，Wij取值為1；反之，Wij取值為0。

（二）空間相關(guān)性檢驗

檢驗數(shù)據(jù)是否存在空間相關(guān)性是進(jìn)行空間計量模型估計的必要條件，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、社會養(yǎng)老保險投入比重、衛(wèi)生醫(yī)療投入比重、人均義務(wù)教育支出、人均社會養(yǎng)老保險支出、人均衛(wèi)生醫(yī)療支出7個核心指標(biāo)均呈現(xiàn)顯著的正向空間自相關(guān)（10%水平下）。因此，可以利用空間計量模型對25 個省份存在的空間溢出進(jìn)行進(jìn)一步實證分析。

（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25 個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）。空間杜賓面板模型如式（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 個省份在第t 年時的數(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)時意味著存在正向的溢出效應(yīng)，為負(fù)數(shù)時意味著存在負(fù)向的溢出效應(yīng)；δ 是空間回歸系數(shù)，表示樣本觀測值相互間的空間依賴性；μi為隨機(jī)誤差項。

在分析我國基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)時，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：

在分析我國人均基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)時，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

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 個省份的基本公共服務(wù)均等化指數(shù)來表示。

解釋變量：地方財政支出直接體現(xiàn)了政府活動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。為比較我國基本公共服務(wù)均等化水平的時空動態(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，分別選取地方財政投入占地方財政總預(yù)算支出之比和人均財政支出作為基本公共服務(wù)均等化水平的影響因素，分析比較地方財政投入占比和人均財政支出對各省基本公共服務(wù)均等化的空間效應(yīng)。同時還分別選取以戶籍人口為口徑計算的義務(wù)教育投入占地方財政預(yù)算總支出占比（EE）、社會養(yǎng)老保險投入占地方財政總預(yù)算支出占比（SI）、衛(wèi)生醫(yī)療投入占地方財政總預(yù)算支出占比（ME）來解釋地方財政投入占比，選取以常住人口為口徑計算的人均義務(wù)教育支出（EE_PER）、人均社會養(yǎng)老保險支出（SI_PER）和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出（ME_PER）來解釋人均財政支出。

控制變量：為避免因遺漏重要變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，選取2 個可能會影響基本公共服務(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)量的加速增長相匹配。本文采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?。?）經(jīng)濟(jì)增長（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)財政支出效率較高。故本文采用人均GDP 來表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。

2.數(shù)據(jù)說明

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

3.空間計量模型的選取

為選取最佳的空間計量模型，對2012-2016 年全國25 個省份的數(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，Wald 檢驗和Log L 檢驗結(jié)果均在5%置信水平下通過統(tǒng)計的顯著性檢驗，表明空間杜賓模型不可弱化為空間誤差模型，應(yīng)采用SDM 模型來估計。而且，Hausman 檢驗得出，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）來分別估計以戶籍人數(shù)口徑計算的地方財政投入對我國基本公共服務(wù)均等化水平的空間效應(yīng)（表4）與以常住人口口徑計算的人均財政支出對我國人均基本公共服務(wù)均等化水平的空間效應(yīng)（表5）。東、中、西部地區(qū)的Wald 檢驗均在1%置信水平下未能通過顯著性檢驗，表明相對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，除了東部地區(qū)Hausman檢驗應(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)）來估計我國人均基本公共服務(wù)均等化在東、中、西部的空間效應(yīng)。

五、實證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

表3 報告的是所選取變量的統(tǒng)計性描述結(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）、社會養(yǎng)老保險投入占比（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）、人均社會養(yǎng)老保險支出（SI_PER，元）、人均衛(wèi)生醫(yī)療支出（ME_PER，元）、經(jīng)濟(jì)增長（GDP_PER，元）等指標(biāo)中，數(shù)值波動范圍大，各省間差異也隨之增大。

（二）我國基本公共服務(wù)均等化空間溢出效應(yīng)研究

表4 報告的是固定效應(yīng)SDM 模型估計結(jié)果，實證結(jié)果說明，25 個省份在義務(wù)教育、社會養(yǎng)老保險、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)財政支出用于民生類的資金越多，對基本公共服務(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、社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費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，三項經(jīng)費投入每提升1%，分別帶來本轄區(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)費投入的空間滯后項在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因素導(dǎo)致的溢出，無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)常住人口流動規(guī)模較大時，本轄區(qū)的義務(wù)教育經(jīng)費投入每提高1%，將吸引周邊相鄰地區(qū)常住人口的流入，而相鄰地區(qū)人口的流出反過來將釋放這些地區(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，地方社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療的經(jīng)費投入對相鄰地區(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的溢出與區(qū)域開放度影響，在影響輻射范圍內(nèi)的相鄰地區(qū)在社會養(yǎng)老保險與衛(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

表4 我國基本公共服務(wù)均等化的空間溢出效應(yīng)

（三）我國人均基本公共服務(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政預(yù)算支出對基本公共服務(wù)均等化水平的測度誤差，降低人口流動性對各地區(qū)基本公共服務(wù)絕對量產(chǎn)生的弊端。表5 把原以戶籍人口為口徑計算的地方義務(wù)教育、社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費投入替換為以常住人口為口徑計算的這三項人均財政支出來實證檢驗我國人均基本公共服務(wù)均等化的溢出效應(yīng)。

從表5 的固定效應(yīng)SDM 模型的估計結(jié)果可知，估計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)控制人口流動性后，地方義務(wù)教育、社會養(yǎng)老保險與衛(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，這說明本轄區(qū)政府偏好對“生產(chǎn)性公共品”投入，有可能將原有義務(wù)教育經(jīng)費挪至其他領(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，人均社會養(yǎng)老保險支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對本轄區(qū)基本公共服務(wù)均等化帶來積極且顯著的影響，但與表4 相比，影響程度有明顯降低，人均社會養(yǎng)老保險支出和人均衛(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%。

從空間溢出因素來看，控制人口流動性因素后，本轄區(qū)增加社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療的投入對相鄰地區(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，人均社會養(yǎng)老保險和衛(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，這說明在一定程度上緩減了相鄰地區(qū)在人均社會養(yǎng)老保險與人均衛(wèi)生醫(yī)療公共服務(wù)的“免費乘車”等問題，對相鄰地區(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 個省份進(jìn)行歸類，表6 報告的是東、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)來看，人均義務(wù)教育支出、人均社會養(yǎng)老保險支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對加大當(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，人均社會養(yǎng)老保險經(jīng)費支出和人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對東部地區(qū)公共服務(wù)供給水平都具有積極的影響，估計值分別為0.108 和0.316，這說明目前的政策有助于改善社會養(yǎng)老保險服務(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。就空間滯后項而言，表6 與表2 中的空間溢出影響分析相似，由于財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)來看，人均義務(wù)教育支出與人均衛(wèi)生醫(yī)療支出對本轄區(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。而人均社會養(yǎng)老保險支出對中部地區(qū)基本共服務(wù)均等化有積極影響。就空間滯后項而言，中部地區(qū)各相鄰省份的人均財政支出對其基本公共服務(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)來看，三項基本公共服務(wù)的財政支出對均等化水平均產(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養(yǎng)老保險支出盡管也表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，但均不顯著，這說明西部省份在基本公共服務(wù)方面對上級政府的財政依賴性比中、東部要強(qiáng)。就空間滯后項而言，西部地區(qū)人均義務(wù)教育、社會養(yǎng)老保險與衛(wèi)生醫(yī)療支出對相鄰地區(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性來刺激對相鄰地區(qū)增加基本公共服務(wù)投入。

六、結(jié)論與對策啟示

利用2012-2016 年我國286 個地市面板數(shù)據(jù)，通過主成分法與基尼系數(shù)測算了我國25 個省份的基本公共服務(wù)均等化水平，動態(tài)刻畫了我國基本公共服務(wù)均等化水平的時空分布，并運(yùn)用SDM和SEM 空間計量模型實證檢驗了我國基本公共服務(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）地方財政投入對本轄區(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，地方財政投入對相鄰地區(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)費投入對相鄰地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平有積極溢出效應(yīng)，但地方社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療經(jīng)費投入對其具有負(fù)向效應(yīng)。（2）地方人均財政支出對本轄區(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，而人均社會養(yǎng)老保險和衛(wèi)生醫(yī)療支出對其具有顯著的積極影響，但影響程度比較低。（3）人均財政支出對我國人均基本公共服務(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)的人均財政支出對本轄區(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)。

從實證研究結(jié)果至少可以得出兩點政策啟示：第一，地方政府應(yīng)從經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、實際現(xiàn)狀和未來功能出發(fā)，高度重視常住人口的流動規(guī)模對本轄區(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。通過政府和市場、政策和機(jī)制的配合，加強(qiáng)勞動力轉(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，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)非均等化問題時，一方面要立足于自身資源要素稟賦的特色和優(yōu)勢，有針對性地服務(wù)于本省重點所需的公共服務(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，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)，適時以區(qū)域性分層次、分階段地促進(jìn)全國基本公共服務(wù)均等化水平的提高。