我國基本公共服務地區(qū)差異對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響研究

黃雅晴

（湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院 湖南長沙 410079）

文獻綜述

就基本公共服務與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的相關性而言，學者基于不同的研究視角、研究方法得出了不同的研究結論。關于基本公共服務測度，唐娟莉（2015）從財政投入、供給結構、區(qū)域和城鄉(xiāng)差異四個方面分析了河南省基本公共服務供給水平。張建立（2019）選取了唐山市7個縣（市）公共圖書館的藏書量、基層文化站數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)、執(zhí)業(yè)醫(yī)師人數(shù)、小學學校數(shù)、小學專任教師人數(shù)6個反映基本公共服務情況的指標，闡述了唐山市縣域間基本公共服務均等化的現(xiàn)狀。付亞南和李浩（2021）研究發(fā)現(xiàn)國內(nèi)公共服務均等化研究總體分為起步、快速發(fā)展、回落三個階段。關于基本公共服務與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展相關性，傅利平等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，京津冀城市群公共服務系統(tǒng)與新型城鎮(zhèn)化系統(tǒng)的耦合度高，但協(xié)調(diào)度呈現(xiàn)明顯的增長極-塌陷區(qū)空間分布，北京市和天津市處于高水平的增長極，而河北省處于塌陷區(qū)，整體發(fā)展存在嚴重的錯位、不協(xié)調(diào)和空間梯度差異；尹鵬（2021）研究發(fā)現(xiàn)中國基本公共服務效率具有相對起伏的動態(tài)變化特征，純技術效率水平較高，規(guī)模效率水平較低，城鎮(zhèn)化質(zhì)量逐年遞增但增速趨緩。付煜和袁培（2021）研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)基本公共服務均等化對縮小城鄉(xiāng)收入差距起正向作用，城鄉(xiāng)基本公共服務均等化水平的提高對農(nóng)村勞動力的向外轉(zhuǎn)移還有著一定的抑制作用。

理論分析與研究假說

公共服務影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應。從提高資源配置效率來看，公共服務可以提高城市基礎設施供給水平和供給質(zhì)量。通過提高數(shù)字化水平，可以優(yōu)化政府行政服務時序和環(huán)節(jié)，實現(xiàn)在線辦理與線下辦理相結合，縮短受理時間，提高辦理效率；可以支持企業(yè)建設智能化、數(shù)字化工廠或流水線，精準高效安排生產(chǎn)，提高企業(yè)生產(chǎn)效率；可以優(yōu)化交通出行，實現(xiàn)在乘坐飛機、高鐵等交通工具時的無紙化出行。通過增加高質(zhì)量公共醫(yī)療服務供給，可以提高癌癥等重大惡性疾病的預防篩查，從源頭控制惡性疾病的傳播與形成。通過提高公共教育資源服務供給，可以提供更全面的學科教育覆蓋。強化飲食衛(wèi)生監(jiān)管等公共服務供給，可以提升居民消費傾向和消費意愿，進一步提高消費對經(jīng)濟增長的貢獻率。綜上分析，提出研究假說1：公共服務水平的提升，有利于提高本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

公共服務影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間效應。公共服務對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，不僅要考慮本地區(qū)的影響，還要考慮相鄰地區(qū)或者是相鄰地區(qū)對本地影響的研究。對于給定地區(qū)，如果相鄰地區(qū)制訂公共服務發(fā)展規(guī)劃方案，增加公共服務供給的財政支出，同時加大從事公共服務工作相關人員的培訓力度，這會對本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響。一方面，公共服務水平提升有利于本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，由于地方政府間存在一定的晉升機制，相鄰地區(qū)關于促進公共服務建設相關政策的制定將會產(chǎn)生正向競爭效應，導致本地區(qū)根據(jù)地方發(fā)展實際對本地區(qū)公共服務相關建設做出優(yōu)化，有利于本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。另一方面，相鄰地區(qū)公共服務水平的提升，將大大增加相關產(chǎn)業(yè)需求，有利于本地區(qū)與相鄰地區(qū)對公共服務相關產(chǎn)業(yè)的聯(lián)動，促進相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，帶動經(jīng)濟增長。綜上分析，提出研究假說2：相鄰地區(qū)公共服務水平提升具有顯著的正向空間外部性，對本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在正向促進效用。

公共服務影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域差異效應。分析公共服務對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響時，還要考慮區(qū)域之間的差異。不同地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展水平不一致，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對較高，居民收入水平和公共服務供給水平均超過中西部地區(qū)，因此公共服務供給對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在較大差異。對于東部地區(qū)而言，公共服務供給已經(jīng)居于相對較高的水平，地區(qū)居民基本上已經(jīng)享受到公共服務紅利，如果再增加公共服務的財政支出，短期內(nèi)對居民的幸福指數(shù)和經(jīng)濟發(fā)展的貢獻提升相對較慢；對于中西部地區(qū)而言，因居民生活水平相對不高，整個經(jīng)濟發(fā)展和公共基礎設施建設還處于上升的階段，居民對高質(zhì)量公共服務供給的需求相對集中且呼聲較高，比如高質(zhì)量的醫(yī)療衛(wèi)生服務、高水平的教育資源、快捷便利的交通服務、通信服務，這些都會在一定程度上降低居民生活成本。根據(jù)上述分析，提出研究假說3：東部、中部、西部等地區(qū)公共服務水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響存在區(qū)域差異，且對中西部地區(qū)的影響大于對東部地區(qū)的影響。

研究設計

（一）計量模型設定與估算方法選擇

對于計量模型的構建，主要是研究公共服務與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的相關性。首先構造簡單的計量模型，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平為被解釋變量，公共服務水平為核心解釋變量，得到如下基本計量模型：

公式（1）中，HGD代表i地區(qū)t年份下的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，BSE代表i地區(qū)t年份下的公共服務水平。借鑒相關學者的研究，將財政分權、金融發(fā)展水平、教育投入作為控制變量納入計量模型，為了降低數(shù)據(jù)波動性對估算結果的影響，對變量取自然對數(shù)處理。得到完善后的計量模型如下：

公式（2）中，F(xiàn)IS代表i地區(qū)t年份下的財政分權水平，F(xiàn)IN代表i地區(qū)t年份下的金融發(fā)展水平，EDU代表i地區(qū)t年份下的教育投入水平。對公式（2）的研究樣本集中在本地區(qū)封閉的環(huán)境進行分析，可以用于對研究假說1的驗證。為了構建合適計量模型對研究假說2和假說3進行驗證，考慮到空間外部性影響，本文將構建空間杜賓模型進行驗證。具體計量模型如下：

公式（3）中，W代表空間權重矩陣，本文將采用二階鄰接空間權重矩陣進行基本回歸分析，采用地理距離空間權重矩陣做穩(wěn)健性檢驗分析；ρ表示其他地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展對本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的空間相關性系數(shù)；α表示解釋變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的直接效應；β表示解釋變量對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的間接效應。關于參數(shù)估計方法選擇，前者考慮到變量之間存在一定的內(nèi)生性，將采用廣義矩估計（GMM）的方法，后者將采用最大似然估計的方法進行估算。

（二）變量來源與數(shù)據(jù)說明

基本公共服務水平。具體如表1所示，主要包括基本醫(yī)療衛(wèi)生服務、基本基礎教育服務、基本社會保障服務、基本基礎設施服務四類，通過13個指標進行測度。

表1 公共服務水平綜合評價指標體系

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。具體如表2所示，主要包括創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五類指標，通過13個指標進行測度。

表2 地級市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平評價指標體系

其他變量。財政分權參考宋美喆（2021）的做法，采用市級層面人均財政支出額/（市級人均財政支出額+省級層面人均財政支出額+中央層面人均財政支出額）進行測度。金融發(fā)展將采用各城市年末在金融機構存款、貸款規(guī)模的總和進行測度。教育投入?yún)⒖忌Ｙ毁缓屠跤裣悖?021）的做法，采用城市一般公共預算中的人均戶籍人口教育支出進行測度。相關數(shù)據(jù)源自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、EPS數(shù)據(jù)庫、《中國區(qū)域經(jīng)濟年鑒》和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。

實證分析

（一）全國層面回歸分析

表3給出了公式（2）的回歸結果。為了進行對比分析，表中同時給出了基于最小二乘法（OLS）和廣義矩估計（GMM）方法下的回歸結果，分別對應模型1和模型2。據(jù)表3可知：在模型1中F值相對較大，表明參數(shù)估計有效可靠；在模型2中Sargan test檢驗數(shù)值表明工具使用上不存在過度識別，AR（2）檢驗結果表明殘差項不存在一階序列相關性。從檢驗結果來看，兩種模型下的回歸結果高度一致，但從顯著性水平來看，模型2中參數(shù)估計顯著性更加突出，據(jù)此根據(jù)模型2回歸結果進行分析。核心解釋變量中，公共服務水平回歸系數(shù)為0.121，且通過了在顯著性水平為1%下的統(tǒng)計檢驗，表明提高公共服務供給水平可以顯著促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，當公共服務水平每提高1個百分點，將帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平提高0.121個百分點，驗證了研究假說1。控制變量中，財政分權回歸系數(shù)為0.008，并未通過一定顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗；金融發(fā)展回歸系數(shù)為0.034，且通過了顯著性水平為1%下的統(tǒng)計檢驗，表明金融發(fā)展規(guī)模的擴大有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的推進；教育投入回歸系數(shù)為0.144，通過了顯著性水平為10%下的統(tǒng)計檢驗，表明教育投入有利于提高經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的人力資源支撐，促進經(jīng)濟可持續(xù)高效發(fā)展。

表3 全國層面?zhèn)鹘y(tǒng)面板模型回歸結果

表4給出了公式（3）在二階鄰接空間權重矩陣下的實證回歸結果。為了進行對比分析，表4同時給出了空間自相關模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）下的回歸結果，分別對應模型3、模型4和模型5。通過統(tǒng)計檢驗，表4中空間相關性系數(shù)在上述三個模型中分別為0.389、0.428、0.421，且同時通過了顯著性水平在1%下的統(tǒng)計檢驗，表明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的空間外部性，與前文中的Moran’s I指數(shù)檢驗結果高度一致；Log Likehood值相對較大，表明參數(shù)估算結果可靠合理；修正的擬合優(yōu)度數(shù)值在上述三個模型中分別為0.71、0.67、0.76，表明解釋變量可以解釋被解釋變量變化的主要影響因素，且空間杜賓模型數(shù)值較大，后文將選取模型5回歸結果進行闡述說明。需要指出的是，上述三個模型中參數(shù)估算結果的影響行為高度一致。具體來看，核心解釋變量公共服務水平系數(shù)為0.106，且通過了顯著性水平在1%下的統(tǒng)計檢驗，表明公共水平提升有利于本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的推進；間接效應回歸系數(shù)為0.024，且同樣通過了顯著性在1%下的統(tǒng)計檢驗，表明相鄰地區(qū)的公共服務水平的提升有利于本地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，即驗證了研究假說2。

表4 全國層面空間計量模型回歸結果

（二）地區(qū)層面回歸結果分析

表5給出了公式（3）在二階鄰接空間權重矩陣下的實證回歸結果，即為地區(qū)層面的空間計量模型回歸結果。為了進行區(qū)域劃分，將研究的270個城市按照東部、中部、西部劃分為東部和中西部兩部分，在表5中分別對應模型9和模型10。據(jù)表5可知，無論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，其變量的統(tǒng)計檢驗結果與表3、表4高度一致，空間相關性系數(shù)高度顯著為正，Log likehood和修正的擬合優(yōu)度指數(shù)均處于相對合理的區(qū)間，表明參數(shù)回歸結果是合理有效的。從核心解釋變量來看，公共服務水平直接效應回歸系數(shù)在模型9和模型10中分別為0.086、0.149，且均通過了在1%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗；間接效應回歸系數(shù)分別為0.011、0.022，同樣通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗。總體來看，無論是直接效應還是間接效應再或者是綜合效應，模型10中影響程度均大于模型9，即公共服務水平對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應在區(qū)域間存在一定差異，且對中西部地區(qū)的影響顯著低于對東部地區(qū)的影響，主要是因為東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對較快，居民已經(jīng)普遍享受到了公共服務帶來的福利，而中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展相對較慢，公共服務水平處于中等偏下的水平，通過帶動消費、吸引投資、擴大基礎設施乘數(shù)效應等渠道促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的彈性相對較大，即驗證了研究假說3。

表5 分地區(qū)層面空間計量模型回歸結果

政策建議

加強公共服務供給，持續(xù)深化相關體制機制改革。一是強化財政支持，優(yōu)化完善本地公共服務建設投資計劃內(nèi)容，設置優(yōu)先級，針對矛盾集中、群眾呼聲較高的公共服務項目提高財政資金支持力度，簡化行政審批流程，在保證質(zhì)量的前提下提前完成項目建設任務；二是持續(xù)深化體制機制改革，公共服務內(nèi)容涵蓋面非常廣，需要打破傳統(tǒng)單一建設思維，強化聯(lián)動建設，最大程度節(jié)約成本，提高建設效率效益。

因地制宜，提供均衡化公共服務。一是深化研究、動態(tài)修訂公共服務供需規(guī)劃，精準掌握地方公共服務供需現(xiàn)狀是提供高效供給的前提條件，爭取一縣（區(qū)）一策，同步修改政府公共服務建設財政規(guī)劃、項目規(guī)劃；二是加強權力監(jiān)督，規(guī)避利于個人政績的偏向化政策，不斷優(yōu)化政策制定的流程制度體系，要充分發(fā)揮出民主決策的體制優(yōu)勢，將每一個階層關于公共服務的社會需求納入到規(guī)劃中來，體現(xiàn)到財政支持上，落實到執(zhí)行中去。