我國城市公共服務資源配置空間格局及驅動機制

任喜萍

摘 要 構建公共服務資源配置水平綜合評價指標體系，利用泰爾指數、探索性空間分析法和空間杜賓模型，對2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平、區域差異、空間格局及驅動機制進行分析。研究發現，樣本期間各省市公共服務資源配置水平呈不同程度上升趨勢，但整體水平不高，呈東強中西弱分布態勢。公共服務資源配置水平的泰爾指數總體差異呈先縮小后擴大趨勢，差異主要來源于區域內部。公共服務資源配置在省際尺度上具有顯著的全局與局部自相關特征，高高集聚與低低集聚的趨同特征明顯?？臻g杜賓模型檢驗表明公共服務資源配置水平空間上存在溢出效應；城市化水平、經濟發展水平、財政支出對公共服務資源配置水平具有正向驅動作用，人口規模對公共服務資源配置水平具有負向驅動作用。

[關鍵詞]公共服務資源配置；區域差異；空間格局；驅動機制

[中圖分類號]F294 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）10-0061-08

城市公共服務資源配置已成為實現城市發展公平正義的基本條件，是衡量城市政府治理能力的重要標尺，是新型城鎮化均衡發展的關鍵點和穩定劑。我國城市化正處在由數量擴張型向質量提高型轉變，將改善民生放在首要位置，其核心是強調人的城鎮化。近年來，城市公共服務資源配置在城鄉間、地域間、不同社會群體間分配不均的問題不斷凸顯，制約了社會經濟協調發展。國家在“十二五”規劃綱要中提出，要將推進城鄉間、區域間的公共服務均等化作為構建公共服務體系的重要內容。黨的十八大中央政府更是將“推動公共服務均等化”作為全面提高人民生活水平的首要目標。為此，正確認識和把握各省市公共服務資源配置水平演變過程和空間分異特征，對推動城市公共服務資源合理配置、縮小區域發展差異，實現社會公平發展有著重要意義。

一、文獻回顧

國外關于公共服務研究主要集中在概念、評價體系及區域視角等方面的研究。在西方傳統理論中，“公共服務”和“公共產品”被看作是等同的可相換的概念[1]，Ostrom（2000）[2]指出公共服務是以服務形式存在的公共物品。Samuelson（1954）[3]認為公共產品應是所有成員均等消費的產品，Smith（1777）[4]提出國家有義務公平地提供公共服務，Rapp（1996）[5]也提出政府公共服務供給應是沒任何歧視性的配給。Lucy（1977）[6]分別針對服務資源投入、使用、結果及影響四階段的評價指標體系測度地區公共服務均等化水平。Warner（2002）[7]使用人均公共服務量、人均預算分配、人均地方支出等指標測度地區公共服務均等性及公正性。Andrews（2010）[8]從緊急性、醫療、教育、福利、社會服務、浪費管理和社區安全這7個維度構建公共服務評價體系，分析政策差異對英格蘭、蘇格蘭、威爾士公共服務配置的影響。Boyne（2001）[9]則從公共服務需求、權利和努力程度3個方面對英國公共服務均等化情況進行了分析。Costa-Font（2006）[10]利用回歸方程實證分析了西班牙中央、自治區和地方政府在人均醫療支出、支出比重等方面的區域差異。另外，Murphy[11]從區域角度著手，認為社區的公共衛生服務重點應在初級醫療保健上。Berman（2012）[12]從人本主義角度，探析了公共服務配置在不同類型的人群中的分配過程以及存在的問題與矛盾。

國內學者對公共服務研究起步稍晚，有學者從財政學、政治經濟學角度進行研究。倪紅日（2012）[13]從財政支出角度分析地區間公共服務水平差距，指出應建立適應國情的、兼顧激勵與均等的財政管理體制。陸昱（2015）[14]從財政視角梳理了造成公共服務非均等化的原因，并提出相關政策建議。也有部分學者從地理學角度對公共服務資源配置水平及區域差異進行研究。馬慧強（2011）[15]構建基本公共服務質量測度指標體系，對我國286個地級以上城市基本公共服務水平進行分析。王曉玲（2013）[16]利用熵值法對2011年我國各省區的基本公共服務水平進行測算，并對區域差異進行了探討。馬曉冬（2014）[17]運用熵值法、協調度和障礙度模型來綜合評價江蘇各省轄市的城鄉公共服務發展水平，并對阻礙公共服務均等化的因素進行了詳細闡述。楊帆（2014）[18]分析新疆公共服務資源配置水平及空間差異，并探究了導致公共服務差異的原因。戚學祥（2015）[19]構建了6個二級指標和20項三級指標，運用差異系數法測算四川省公共服務發展水平和均等化程度。楊永淼（2017）[20]利用泰爾指數分析山東省基本公共服務整體、區域間和區域內的均等化水平，并根據實證測度結果提出相關政策建議。

總體而言， 近些年來學者們對公共服務資源配置水平及區域差異的研究不斷增多，但忽視了公共服務在空間格局上的關聯關系，對空間溢出效應研究尚顯不足。鑒于此，本文在眾多學者研究的基礎上，構建了公共服務資源配置水平綜合評價指標體系，基于泰爾指數、探索性空間分析法和空間杜賓模型，對2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平、區域差異、空間格局及驅動機制進行分析，并嘗試提出城市公共服務資源合理配置的相關政策建議。

二、指標選取與研究方法

（一）指標體系構建與數據來源

公共服務資源配置是指在一定的經濟社會條件下，能夠滿足民生基本生活需求的服務，具有非競爭性和非排他性等特征，包括教育、醫療、社會保障和生態保護等內容[21]?；谶^往研究成果[22-23]，本文從基礎設施、環境保護、醫療衛生、教育服務、文化生活、社會保障、科技通訊及交通運輸8個層面選取45個三級指標，以常住人口人均公共服務享有量為基準對我國各省市公共服務資源配置水平進行測度（見表1）。

各項指標數據主要來源于2008～2017年《中國統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》。其中基礎設施投資額指標借鑒張軍[24]的處理方法，采用電力、煤氣及水供應行業，交通運輸倉儲及郵電業，水利、環境和公共設施管理業的資本形成額來反映政府和社會對城市基礎設施服務的投入。

（二）研究方法

1.標準化處理與權重確定

進行公共服務資源配置水平的測算，需先對指標初始數據進行標準化處理，消除其量綱，設x■為第 i個地區第j項指標的原始實際值，i=1，2，…，m（31）；j=1，2，…，n（45），z■為指標的標準化值，公式如下：

z■=x■-x■/x■-x■，正向指標x■-x■/x■-x■，負向指標

確定指標權重的方法有主觀賦權法和客觀賦權法兩種方法。為了避免人為賦權的主觀性，本文采用相對客觀的“熵值賦權法”計算指標的權重系數，其步驟如下：①求解指標同度量化的比重：P■=x■/？撞■■x■；②求解信息熵為e■=-（1/lnm？撞■■p■lnp■）；③求解指標熵權w■=（1-e■）/？撞■■（1-e■）；④求解公共服務資源配置水平指數為：U■=？撞■■（ w■*z■）。

2.泰爾指數

泰爾指數是綜合熵指數的一個特例，被廣泛運用于衡量區域經濟差異，測度資源配置的公平性。與其他幾種度量差異的測度指數，如變異系數、基尼系數等相比，其最大優點在于可把整體差異劃分成區域內與區域間差異，同時能夠測度區域內和區域間差異的貢獻度[25]。泰爾指數的其數值越接近零，分配越公平，其計算公式如下：

TI=■■■ln■

TI=T■+T■=■■■■ln■+

■■ln■

其中，n為區域個數，m為區域內省區個數，G■代表 i區域j省GDP值，G■代表第i區域GDP值，G代表全國GDP總值；P■代表 i區域j省公共服務資源配置水平指數，P■代表第i區域公共服務資源配置水平指數， P代表該項指標全國總值。T■代表區域內差異，T■代表區域間差異。

3. 探索性空間分析法

探索性空間數據分析主要用于一系列空間數據關聯測度，探索空間集聚和空間異常，把握單元之間的空間相互作用機制。利用軟件GeoDal實現全局空間自相關、局部空間自相關分析，探索我國各省市公共服務資源配置水平的聚類趨勢。

（1）全局空間自相關。全局空間自相關可衡量不同區域間整體上的空間關聯與差異，主要用來判斷要素屬性數據的分布在統計上是否存在集聚或分散現象，通常用Moran's I指數表示。

I=■

式中，n為觀察值的數量，x■和x■分別表示屬性特征x在空間單元i和j上的觀察值；S■=■？撞■■（x■-■）2；■=■？撞■■x■；w■為空間權重矩陣，本文設定滿足Rook contiguity鄰接性，當區域i和區域j相鄰時，w■為1，否則為0。Moran's I取值范圍為[-1，1]，大于0表示空間正相關，小于0表示空間負相關，等于0表明空間不相關。

（2）局部空間自相關分析。局部空間自相關指數可具體衡量每個空間要素或屬性在局部的相關特征，結合Moran's I散點圖可將局部差異的空間結構可視化，研究其空間分布規律。局部Moran's I，計算公式如下：

I■=■■[w■（x■-■）]

局部Moran's I指數為正值時表示同類型要素屬性值的地區相鄰近，負值表示不同類型要素屬性值的地區相鄰近，絕對值越大，鄰近程度越高。

4.空間計量模型

空間計量模型可通過地理位置與空間聯系建立統計與計量關系，為揭示區域差異及其影響因素提供了新的研究視角和分析工具。本文主要應用空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM），具體模型形式如下：

SAR模型：Y=？籽W■+X？茁+？著；SDM模型：Y=？籽W■+X？茁+WX？茲+？著

其中，Y是因變量，X是控制變量，W是空間權重矩陣，ρ為因變量的空間依賴程度，θ為自變量的空間依賴程度，ε為擾動項。W■為因變量的空間滯后項，WX為自變量的空間滯后項。

三、結果分析

（一）公共服務資源配置水平綜合測度

從整體上看，2007～2016年我國各省市公共服務資源配置水平呈現不同程度的上升趨勢（見表2），2007年均值為0.284 6，2016年均值上升到0.475 9，年均增長5.88%。從單個省份看，樣本期間公共服務資源配置水平均值最高的5個省份為北京（0.631 8）、上海（0.563 5）、天津（0.502 6）、江蘇（0.476 4）、浙江（0.473 8），這些省份均位于東部地區；均值最低的5個省份為貴州（0.254 9）、河南（0.285 0）、云南（0.285 2）、廣西（0.286 9）、甘肅（0.306 1），除河南位于中部地區外，其余均位于西部地區。這表明公共服務資源配置水平與經濟增長、城市化發展等存在正相關。從四大區域看，公共服務資源配置水平的橫向分布呈東部、東北部、西部、中部地區遞減態勢，其原因在于東部及沿海地區有著優越的地理位置和中央“沿海先行開放、梯度推進”的政策。西部地區公共服務資源配置水平均值低于全國均值，但略高于中部地區，說明我國政府在提升邊疆少數民族等地區公共服務資源配置水平的相關政策得到充分而有效的落實。公共服務資源配置水平的縱向分布呈現出“西北高-西南低”的特征，表明西部地區省際間公共服務資源配置水平差異明顯，區域非均等化現狀在短期內難以改變。

（二）公共服務資源配置水平區域差異分析

依據計算得到2007～2016年泰爾指數分解的區域公共服務資源配置水平差異（見表3）。從總體差異看，2007～2016年公共服務資源配置水平的總體泰爾指數呈U型趨勢，由2007年的0.285下降至2012年的0.239，但2013年后泰爾指數總體差異上升至2016年的0.256 3，表明在樣本年間公共服務資源配置水平總體差異呈先縮小再擴大趨勢。由于本文計算的泰爾指數時是以各省GDP為權重，它反映出我國公共服務資源配置水平與社會經濟發展水平匹配度在逐漸提高。從區域內和區域間分解值看，2007～2016年中國基本公共服務水平的區域變化始終受區域內差異和區域間差異變化的影響，不同區域內的差異是形成整體差異的主要影響因素，對總體差異貢獻約70%左右，而區域間差異貢獻率小于區域內差異貢獻率，其約占30%左右。從四大區域看，2007～2016年間，東、中、東北和西部地區泰爾指數的均值分別為0.223 2、0.086 5、0.030 9、0.273 6，表明西部地區內部省份之間的公共服務資源配置水平存在較大的不公平現象，其次是東部地區，再次是中部地區，最后是東北地區。

（三）公共服務資源配置水平空間變異分析

根據全局Moran's I指數可以分析我國31個省市公共服務資源配置水平空間格局的整體關聯和差異特征，依托GeoDa1.12軟件可以計算得到2007～2016年我國各省市公共服務資源配置水平的全局Moran's I值（見表4）。由表4可看出，2007～2016年間的Moran's I指數均為正值，說明31個省市公共服務資源配置水平在空間格局上具有正的空間自相關關系，樣本期間Moran's I指數均在1%顯著水平上通過檢驗且Z值均大于1.96，說明31個省市公共服務資源配置水平在空間分布上呈現出集聚特征。從時間演變上看，我國各省市公共服務資源配置水平的Moran's I指數由2007年0.431 8下降至2015年0.307 1，2016年上升到0.315 4，其空間格局呈現從集聚-分散-集聚的演變模式，但總體分異格局保持相對穩定。

全局Moran's I指數僅揭示公共服務資源配置水平指數在整體相關性，但卻未能揭示與相鄰省區的局部空間相關關系，為了彌補不足，本文借助局部Moran's I指數來衡量我國各省市公共服務資源配置水平與其周邊省市的空間關聯度，并繪制Moran's I散點圖。圖1顯示，2007、2012、2016年我國大多數省市處均在1、3象限，表明我國各省市公共服務資源配置水平在空間格局上呈現出顯著的高高集聚與低低集聚的空間俱樂部趨同特征，但高低集聚與低高集聚顯著性不強。對各集聚類型分布地區而言，高高集聚主要分布在北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建等東部地區；低低集聚主要分布于中西部的云南、貴州、廣西、河南等地區；高低集聚和低高集聚類型則主要分布于高高集聚與低低集聚之間的過渡地帶，該分布特征與公共服務資源配置水平東強中西弱空間分布格局特征相印證。整體而言，各集聚類型公共服務資源配置水平在空間分異上并未出現劇烈變動而保持相對穩定的狀態。

（四）空間格局形成驅動機制分析

本文采用空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）對影響公共服務資源配置的主要驅動機制進行分析。以2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平指數作為被解釋變量，同時設定以下變量為解釋變量。

1.城市化水平

一般而言，城市化水平有助于發揮規模經濟和城市聚集經濟效應。城市化進程的快慢，決定公共服務資源配置水平提升的速度。本文以地區城鎮人口占總人口的比重來衡量城市化水平。

2.經濟發展水平（GDP）

經濟發展水平是決定公共服務資源配置水平的決定性因素，同時公共服務資源配置水平也對經濟發展起到了推動作用，存在著交互影響。本文以人均GDP反映地區經濟發展水平。

3.財政支出

政府財政支出主要用于公共事業，在其他條件相同的情況下，財政支出規模及其占GDP的比重都會影響公共服務資源配置水平。本文以財政支出占GDP比重來反映地區財政支出水平。

4.人口規模

一定社會經濟條件下的人口規模和質量，既是影響一個地區經濟發展的重要因素，也是影響公共服務資源配置水平的重要因素。一般而言，人口數量增加，公共服務資源配置水平會下降。本文以人口密度指標（即單位面積人口數量）來反映地區人口規模。

基于以上討論，本文構建公共服務資源配置水平的影響機制空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）如下：

lnpub■=α■+α■lnpub■■+？籽W×lnpub■+α■lnurb■+

α■lnpgdp■+α■lnfe■+α■lnpou■+？著■

lnpub■=α■+α■lnpub■■+？籽W×lnpub■+α■lnurb■+

α■lnpgdp■+α■lnfe■+α■lnpou■+α■W×lnpub■+α■W×

lnpgdp■+α■W×lnfe■+α■W×lnpou■+？著■

其中，pub■表示第 i地區第t年的公共服務資源配置水平指數，lnpub■■為公共服務資源配置水平指數的滯后一期，用來衡量公共服務資源配置水平發展的時間慣性；W代表空間權重矩陣，本文使用相鄰矩陣，即兩個地區相鄰記為1，不相鄰記為0；lnurb■、lnpgdp■、lnfe■和lnpou■分別表示i地區第t年的城市化水平、經濟發展水平、財政支出和人口規模（見表5）。

從表5可以看出，在SAR與SDM模型的回歸結果中Moran's I均顯著為正，調整后的擬合優度（Adj-R2）和log likelihood數值均較大，而AIC與SC數值小，說明設定的空間模型較為合理。同時，ρ高度顯著且符號為正，進一步驗證了公共服務資源配置水平的空間聚集性，被解釋變量的滯后一期公共服務資源配置水平指數系數為正且高度顯著，說明公共服務資源配置水平具有較強的時間慣性。在SAR模型中，城市化水平系數為0.355 6，且在1%的顯著性水平下時顯著的，表明城市化發展對公共服務資源配置水平的提升具有積極的影響，其原因在于城市化水平高的地區在經濟、社會、政治、地理等層面具有相應優勢，從而有實力提高公共服務資源配置水平。經濟發展水平指數顯著為正，說明了經濟發展水平是決定公共服務資源配置水平的重要機制，地區經濟發展水平越高，對公共服務資源配置水平提升幅度越大。財政支出系數顯著為正，表明財政支出是改善本地區居民整體福利和提升公共服務資源配置水平的重要途徑之一。人口規模的系數為-0.068 2，在1%的顯著性水平下時顯著，表明人口規模大會導致公共服務資源配置水平的下降。

此外，從SDM模型中各交叉項的回歸結果還反映了自變量的空間溢出效應。城市化水平對相鄰地區的公共服務資源配置水平提升是有促進作用，表明相鄰地區城市化水平在良好的經濟基礎上得到整體提升，從而促進了公共服務資源配置水平的提高。經濟發展水平對相鄰地區的公共服務資源配置水平的提升具有負作用，說明一個地區的經濟快速發展，吸引相鄰地區生產要素向其集中。財政支出不僅對本地區公共服務資源配置水平有促進作用，并且有正外溢效應，其原因可能在于相鄰地區財政支出水平的提升會刺激當地政府增加財政的公共支出比例，對周邊省份具有“學習效應”，帶動了周邊地區公共服務資源配置水平的提升。相鄰地區人口規模不易影響到本地區的公共服務資源配置水平的提升。

四、結論與建議

（一）研究結論

第一，2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平呈上升趨勢，橫向呈東強中西弱分布態勢，縱向呈“西北高-西南低”的特征。第二，樣本期間公共服務資源配置水平泰爾指數總體差異呈現先縮小后擴大的趨勢，差異主要來源于區域內部，西部地區差異最大，東北地區差異最小。第三，公共服務資源配置在省際尺度上具有顯著的全局與局部自相關特征，高高集聚與低低集聚的趨同特征明顯。第四，空間杜賓模型檢驗表明公共服務資源配置空間上存在溢出效應；城市化水平、經濟發展水平、財政支出對公共服務資源配置具有正向驅動作用，人口規模對公共服務資源配置具有負向驅動作用。

（二）主要建議

第一，完善公共財政體制，合理劃分各級政府事權和財權。例如教育、醫療等公共服務方面，應由中央、省和縣三級政府共同承擔，各級政府承擔的比例視各地方經濟發展水平而定。在事權明晰劃分的基礎上，建立有效的監督評價體系與績效評價體系，確保資金投向公共服務領域中的薄弱環節。完善和規范中央對地方的財政轉移支付制度，重點幫助解決民族地區、邊疆地區等財力不足的問題，縮小區域間差距。

第二，用“點”“面”結合的方式優化公共服務資源配置空間布局。政府應重視東部地區海南，中部地區河南，西部地區云南、貴州等這些關鍵省域公共服務的供給。進一步完善城市供電、供水、供氣等管網線路的布局和更新，注重環境保護建設及市容環境整治，提高醫療衛生系統人員的整體素質和專業水平，優化及調整不同區域的基礎教育、職業教育和高等教育的資源配置，完善人民群眾的文化生活建設，提高城市交通便捷化和綜合管理水平。

第三，形成以民生建設為導向的公共服務資源配置體系。新型城鎮化是以人為核心的城鎮化，各地方政府應基于群眾對公共服務的需求，并根據自身不同經濟社會發展水平，有目的、有方向、有計劃、有步驟地提高公共服務資源配置的供給能力和質量，實現城市公共服務資源配置常住人口全覆蓋。

第四，發揮積極的空間溢出效應，實現區域均衡發展。為避免區域公共服務資源配置失衡狀態進一步拉大，中央政府應集中做好規劃與宏觀調控，應鼓勵公共服務資源配置水平高的地區發展幫扶作用?？蓢L試出臺《促進區域合作法》，明確區域合作模式、機制及利益分配、激勵制度等，進一步加強與鄰近省區的公共服務資源供給互動與合作機制，實現區域均衡協調發展。

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