城鄉基本公共服務均等化的減貧效應研究
——以福建省城鄉財政支出為例

何心宇，陳佳毅

(福建農林大學公共管理學院，福建福州350002)

一、 引言

減貧扶貧是國家面對的一個重大的問題，實現城鄉基本公共服務均等化成為解決農村脫貧減貧的重要手段。 十九屆四中全會提出“必須健全幼有所育、學有所教、勞有所得、病有所醫、老有所養、住有所居、弱有所扶等方面國家基本公共服務制度體系，注重加強普惠性、基礎性、兜底性民生建設，保障群眾基本生活?！币詽M足人民日益增長的美好生活需要。 農村公共服務是農村經濟發展的重要支撐，是改善農民生產生活條件的重要基礎，隨著國家經濟實力不斷增強，我國城市公共服務條件顯著改善，但農村公共服務明顯落后于城鎮。 對于公共服務所存在的區域之間、城鄉之間以及群眾之間的差異，應以人民群眾的美好生活需求為導向完善基本公共服務體系，加強民生保障，推進基本公共服務均等化。而消除基本公共服務城鄉之間、區域之間、群體之間差異的關鍵是城鄉之間的差異。 城鄉間基本公共服務發展偏差進一步導致城鄉經濟發展差距的加大，基于基本公共服務均等化對經濟發展的影響，文章對福建農村地區基本公共服務中的最低生活保障、醫療衛生與計劃生育、社會保障與就業、住房保障等因素進行分析，比較其對地區減貧效果的作用并進行說明。 最后對福建農村基本公共服務發展情況與現狀及基本公共服務均等化帶來的減貧效應進行分析，并以社會主要矛盾處于轉換中為背景，總結出我國公共服務發展的現狀、存在的問題以及解決問題的政策建議。

二、 文獻綜述

目前我國基本公共服務非均等化的體現主要存在于城鄉之間的非均等化。 許多學者在研究縮小城鄉公共服務建設差距時，從公共產品供給與公共政策制定來討論公共服務均等化所帶來的減貧效應。 朱琳、王筱婧認為基本公共衛生服務均等化能推動精準脫貧目標的實現。 吳江、申麗娟、魏勇通過分析公共文化服務政策演進、效能評價探索貧困地區公共文化服務均等化的提升路徑。 蘇明、劉軍民、賈曉俊運用公共服務及教育、醫療衛生和社會保障這三類公共服務人均支出的基尼系數與貧困發生率之間的關系來發現我國各類基本公共服務水平狀況與當年貧困狀況之間的關系。 盧盛峰和盧洪友證實了社會醫療保險、自來水供應、居住衛生等保障性公共服務能夠直接和間接發揮減貧作用。 此外，謝貞發認為科學的財政體制安排同樣是實現基本公共服務均等化的重要保障。 政府有責任減少因財富、收入的不確定性而導致的消費差距過大。 因此，各類財政支出均等化成為實現城鄉基本公共服務均等化的重要因素之一。 李永友和沈坤榮指出，在教育、醫療服務等社會保障方面的財政支出對于低收入群體具有顯著的直接增收效應。 劉歡表示對于農村教育、醫療、公共服務等軟基礎設施的財政支出投入對農村減貧有長期拉動作用。 劉亞娟表示住房保障均等化同樣是基本公共服務內容的重要組成部分，夏珺、李春根表示城鄉低保統籌、一體化是公共服務均等化的客觀要求。 顯然，許多學者對公共產品供給以及公共政策制定所帶來的基本公共服務均等化進行充分討論，甚至在財政支出方面對于教育、醫療、社會保障也有所成就，但在其他如最低生活保障、住房保障支出、社會保障和就業支出等方面還有所欠缺。 因此，文章通過對福建省一般公共服務支出、社會保障和就業支出、醫療衛生與計劃生育支出、住房保障支出、住房公積金、提租補貼與農村最低生活保障人數進行分析，比較福建省2010～2018 年中各數據變化時與農村最低生活保障人數的相關關系，進而分析各項財政支出對促進農村公共服務均等化的影響。

三、 數據分析

(一)因子分析

文章選取了2010 年到2018 年農村最低生活保障人數的數據，研究一般公共服務支出(X1)、社會保障和就業支出(X2)、醫療衛生與計劃生育支出(X3)、住房保障支出(X4)、住房公積金(X5)、提租補貼(X6)對農村最低生活保障人數的影響。 表1 為原數據，數據來源福建省統計局，表2 為各變量數據描述統計。

表1 原數據

表2 各變量描述統計

續表

1. 相關檢驗

對各因素與農村最低生活保障人數進行相關檢驗，相關檢驗結果如表3。

表3 相關檢驗結

由相關檢驗結果可知，一般公共服務支出、社會保障和就業支出、醫療衛生與計劃生育支出、住房公積金、提租補貼與農村最低生活保障人數的相關系數均大于0.7，且多數變量的相關系數在0.85 以上。 從各個因素相互之間的相關系數也可以觀察到，各因素兩兩之間的相關系數基本大于0.8，表明各因素之間存在嚴重的共線性。 為此，首先對各因素進行因子分析，再運用因子得分與農村最低生活保障人數進行回歸，以消除共線性的影響。

2. KMO 和巴特利特檢驗

如表4 所示，KMO 為0.667，且巴特利特球度檢驗顯著性為0.000，通過了顯著性檢驗，表明各個指標的選取適合做因子分析。

表4 KMO 和巴特利特檢驗

3. 公共因子提取

由公因子提取結果可知，一般公共服務支出、社會保障和就業支出、醫療衛生與計劃生育支出、住房保障支出、住房公積金提租補貼的提取度均大于0.9，提取效果較好(見表5)。

表5 公因子方差

4. 主因子貢獻率

如表6 旋轉載荷平方和結果所示，第一個主因子和第二主因子的方差貢獻率分別為50.232%和46.517%，兩個主因子累積貢獻率為96.749%，貢獻率較高。

表6 總方差解釋

續表

5. 旋轉成分矩陣

表7 所示為旋轉成分矩陣，采用最大方差法旋轉，主因子1 主要包括：醫療衛生與計劃教育支出、提租補貼，可以命名為醫療保障支出因子；主因子2 主要包括：一般公共服務支出、社會保障和就業支出、住房保障支出、住房公積金，可以命名為基本保障支出因子。

表7 旋轉成分矩陣

6. 成分得分測算

進一步由因子得分系數矩陣(如表8 所示)可得各個成分得分公式。

表8 因子得分系數矩陣

由表8 可得F1、F2的得分公式：

F1= 0.055X1+0.502X2+0.586X3+0.060X4-0.021X5+0.574X6

F2= 0.208X1-0.760X3-0.362X3+0.212X4+0.294X5-0.351X6

由上述公式即可求得F1、F2得分，計算結果如表9 所示。

表9 成分得分計算結果

(二)回歸分析

1. 模型設定

通過測算歷年成分得分，進一步以成分得分與農村最低生活保障人數進行回歸分析。 根據上述變量，將研究模型設定為以下回歸模型：

其中，Y表示農村最低生活保障人數，以標準化后的數據進行分析，F1表示第一成分得分，F2表示第二成分得分。

2. 回歸分析

進一步運用回歸分析法對成分得分與農村最低生活保障人數的影響程度，回歸結果如表10 所示。

表10 回歸結果

由回歸結果可知，模型調整后的擬合度為0.734，擬合度較高。F檢驗顯著性為0.000，通過了F檢驗，表明模型回歸效果較好。 由此可得模型回歸方程：

Y=-3.324E-16-0.654×F1-0.611×F2

進一步將F1、F2的公式代入回歸方程，即可得各因素與農村最低生活保障人數的回歸方程：

Y=-3.324E-16-0.163X1+0.136X2-0.162X3-0.169X4-0.166X5-0.161X6

由回歸結果可知，一般公共服務支出、醫療衛生與計劃生育支出、住房保障支出、住房公積金、提租補貼與農村最低生活保障人數的回歸系數分別為-0.163、-0.162、-0.169、-0.166、-0.161，各因素與農村最低生活保障人數為負相關關系。 即一般公共服務支出每增長1 個單位，農村最低生活保障人數則下降0.163 個單位；社會保障和就業支出每增長1個單位，農村最低生活保障人數也增長0.136 個單位；醫療衛生與計劃生育支出每增長1 個單位，農村最低生活保障人數則下降0.162 個單位；住房保障支出每增長1 個單位，農村最低生活保障人數則下降0.169 個單位；住房公積金每增長1個單位，農村最低生活保障人數則下降0.166 個單位；提租補貼每增長1 個單位，農村最低生活保障人數則下降0.161 個單位。 說明一般公共服務支出、醫療衛生與計劃生育支出、住房保障支出、住房公積金、提租補貼的增加有助于減少農村最低生活保障人數。

社會保障和就業支出與農村最低生活保障人數的回歸系數為0.136，說明社會保障和就業支出與農村最低生活保障人數為正相關關系。 即社會保障和就業支出每增長1 個單位，農村最低生活保障人數也增長0.136 個單位，說明社會保障和就業支出的提升導致了農村最低生活保障人數的增長。

四、 存在的問題及原因

(一)政策制定不精確，財政支出偏向性嚴重

因農村經濟基礎薄弱、技術落后、信息溝通不暢、發展相對緩慢且老齡化程度高、養老保險功能不強，容易造成因老返貧，使得農村最低生活保障已經成為政府最重要的農村工作之一。 根據福建統計局的數據顯示，2018 年、2017 年城鎮居民最低生活保障金額分別為每人每年6061.4 元、5945.6元，而2018 年、2017 年農村居民最低生活保障金額分別為每人每年 4656.7 元、3474.2 元，雖然 2018 年與 2017 年的農村居民最低生活保障金額與城鎮居民最低生活保障金額差有所減少，但對應年份的城鄉間居民最低生活保障金額還是相差每人每年1400 元，相當于農村居民每人每年低保金額的三分之一。 造成城鄉居民最低生活保障金額差距的主要原因在于政府對農村居民的社會保障工作大多停留于政策層面而將絕大部分的支出分配給城鎮職工。 基于農村地廣人稀的特點，農村居民對于住房的要求不在土地不足而在房屋不足，最主要的是農村住房的安全與集中保障問題，但政府對于農村地區裸房整治、危房改造、租賃廉租房等都缺乏相應的具體流程，對于住房的改造、建造、修整、翻新所需的財政投入資金沒有具體明確的政策支持。 政府對于農村地區的社會保障和就業以及住房保障方面的政策關注不足，相應的財政投入量少于農村地區實際所需財務資金，政策落實不到位，資金下發不充足，導致農村地區社會保障、住房就業保障制度的部分缺失，而這種隱形扶貧的公共服務不平衡以多維致貧的角度加速了城鄉間經濟發展的不平衡。

(二)社會需求多樣化，供給機制不完善

基本公共服務的官僚體制結構缺乏靈活性、回應性和低效性，難以滿足群眾多樣化的需求，隨著社會經濟的發展，人民群眾的生活水平提高，對于社會公共服務的需求條件也增加，政府提供基本公共服務的質量也應相應提高。 福建省對于農村家庭專項醫療衛生的供給與現階段民眾逐漸提高的社會醫療衛生要求有偏差，對貧困家庭信息登記不夠全面，建檔立卡人數數據不夠完善，使得農村醫療補貼惠及群眾不全面，補貼經費不到位，特別是一些經濟特困山區的免費醫療衛生制度還未全方位落實，貧困家庭醫療報銷比例不夠合理，應全面考慮慢性疾病、長期治療等需要持續性支付醫療費用的報銷或針對此情況優先進行專項治理。

個別地方政府缺乏搭建與民眾間溝通渠道的意識，得不到民眾對政府基本公共服務提供的回應，缺少民眾意見與建議，導致由其提供的基本公共服務不能滿足農民需求和偏好以至于制定相關政策不準確，所下發的財政補助有偏差產生財政支出結構偏向問題。 拉大了城鄉間基本公共服務數量、質量不均等，助長了貧困的惡性循環。

五、 福建省農村公共服務財政支出優化建議

(一)加大并保障公共服務財政投入力度

基于上文數據分析，發現財政對各項公共服務支出的增加，對農村最低生活保障人數的減少有顯著影響。 但現如今，福建省農村貧困地區公共服務水平無法得到顯著提升的很大一部分原因在于財政的投入不足，使得福建省一些貧困地區的基本公共服務支出的人均水平離全國人均水平還有一定的差距。 因此，必須要逐步提高財政對基本公共服務如醫療衛生、社會保障、就業、公共文化體育等的支出。 現階段基本公共服務的投入主要依靠上級政府及各職能部門的撥款，覆蓋面有限且資金來源不穩定，存在很大的不確定性，且面臨著財政撥款審批周期長等一系列問題。 因此，在爭取財政支持的同時，除了政府的財政撥款外，也亟須一些能夠拓寬市場資源的投入渠道，例如個人、企業或組織可通過收費、特許經營等方式進行，政府部門可以相應地給予政策方面的支持。 此外，積極利用網絡社交媒體渠道、加強與各種非營利組織、志愿者組織的聯系與交流，吸引社會資源參與幫助，也能有效實現貧困地區基本公共服務的有效資金供給。

(二)優化各地區財政分配，加大對農村急需的重點公共服務的財政支出

當前，福建省東西部地區，尤其是沿海和內陸地區的經濟發展差異大，貧富分化明顯，對此，基于不同地區公共服務的不同需求，在農村貧困地區，應加大公共財政對于該地區急需的公共服務的支持，均衡城市和農村的財力，以農村對公共服務的需求順序和資金缺口為依據，確定財政支出結構優化方向，逐步通過公共財政支出縮小農村和城市的公共服務差距。

(三)建立健全公共服務財政資金監督機制

建立健全公共服務財政資金監督機制，要先加強內部監督，必須對每筆財政支出的流向進行嚴格的記錄、保存原始憑證，防止資金閑散和損失浪費；還要加強外部監督，將每筆財政支出的具體情況及時向社會公布，接受群眾的監督。 福建省各地區政府應以建設公共服務型政府為要求，強化對各地財政投入狀況、公共服務提供等具體情況進行充分監督、審計，對于違規的行為，應實行相應的處罰。 這樣，才會使得各地區政府與下級部門及其干部都能以服務人民為己任，落實好每項財政的支出情況，以提供優質高效的基本公共服務。