新型城鎮(zhèn)化與公共服務的供給效率研究
——基于網(wǎng)絡信息化視角

馮巧云

(南京財經(jīng)大學，江蘇 南京 210023)

一、引言

近年來，我國公共服務需求爆發(fā)式增長與脫離式供應并存的矛盾透露出傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化建設已不再適用。 互聯(lián)網(wǎng)時代的到來，群眾公共服務需求出現(xiàn)了多樣化、個性獨特等新的特征。 新型城鎮(zhèn)化作為信息化時代下服務型政府構(gòu)建的一項惠民政策也應運而生，其中網(wǎng)絡信息化建設作為新的推動力直接決定這一政策帶動下公共服務供給的規(guī)模、形態(tài)與質(zhì)量。 以教育、調(diào)理、運輸?shù)葹榇淼墓卜疹I域，公共服務產(chǎn)品的供應與需求失衡在不斷擴大，面對當下有限約束的公共資源，如何快速提高公共服務供應，如何平衡和協(xié)調(diào)新舊城鎮(zhèn)化之間公共服務的供給效率，這些問題都有待有針對性的實證檢驗。

本文的邊際貢獻在于利用2006 ～ 2017年中國30 個省(直轄市、自治區(qū))的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，并綜合考慮效率差異以及在時間上的動態(tài)變化趨勢。 在衡量效率選擇上，使用更為精準和明確的產(chǎn)出變量，減少了效率核算中的無關因素影響，并利用DEA 和Malmquist 指數(shù)法對各年度衡量公共服務供應效率的8 個指標輸入后進行效率的測算和分解，重點就推動新型城鎮(zhèn)化政策實施的動力——網(wǎng)絡信息化來分區(qū)域分析，以此探究新型城鎮(zhèn)化政策的發(fā)展該遵循何種路徑。

二、模型設定與變量選取

(一)模型設定

網(wǎng)絡信息化對公共服務供給效率的提升有直接促進作用，對此構(gòu)建如下基本面板數(shù)據(jù)計量模型:

式中，Effi為被解釋變量， 代表公共服務效率水平。Inter為核心解釋變量，代表地區(qū)網(wǎng)絡信息化發(fā)展指數(shù)。 其他變量為一系列可能影響被解釋變量的控制變量，包括產(chǎn)業(yè)升級率(lnupg)、經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)、城市化水平(Urb)、政府干預(Gov) 等。

i

和

t

分別表示地區(qū)和時間，

ε

表示隨機誤差項。

(二)變量選取

1.被解釋變量

選取義務教育、醫(yī)療衛(wèi)生服務、環(huán)境保護和交通運輸?shù)耐度氘a(chǎn)出等8 項指標來衡量公共服務配置效率，并分解出投入產(chǎn)出綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率。 見表1。

表1 基本公共服務供給效率評價指標體系

屬性 指標類別 指標明細 數(shù)據(jù)處理說明投入類指標教育 人均教育財政供給地方教育供給小學＋初中＋高中醫(yī)療衛(wèi)生 人均醫(yī)療衛(wèi)生財政供給地方財政醫(yī)療衛(wèi)生供給地區(qū)年末常住人口環(huán)境保護 人均環(huán)境保護財政供給地方財政環(huán)境保護供給地區(qū)年末常住人口交通運輸 人均交通運輸建設財政供給地方財政交通運輸建設供給地區(qū)年末常住人口產(chǎn)出類指標教育 人均受教育年限小學×6＋初中×9＋高中×12＋大專及以上×15 6 歲及6 歲以上人口數(shù)醫(yī)療衛(wèi)生 每萬人擁有的衛(wèi)生資源數(shù) 每萬人擁有的衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)環(huán)境保護 工業(yè)、環(huán)境污染物治理狀況環(huán)境污染治理完成項目數(shù)建成區(qū)綠化率交通運輸 交通基礎設施密度 人均城市道路面積

2.核心解釋變量

本文以互聯(lián)網(wǎng)普及率(Inter)衡量互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展水平，體現(xiàn)省際互聯(lián)網(wǎng)普及程度及信息化建設情況。

3.控制變量

城市化水平(Urb) 用年末城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝谥葋矸从常唤?jīng)濟發(fā)展水平(lngdp)用物價指數(shù)處理后的人均GDP 取對數(shù)的值表示；產(chǎn)業(yè)升級率(lnupg) 用省際第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比表示。

本文選取了我國30 個省(直轄市、自治區(qū)，港澳臺、西藏除外)2006～2016年的面板數(shù)據(jù)，研究互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)中國公共服務效率的影響效應。 原始數(shù)據(jù)主要來源于各省歷年統(tǒng)計年鑒。

(三)公共服務供給效率測度

1.靜態(tài)分析

本文采用DEAP2.1 軟件，分別將8 類基本公共服務供應的投入和產(chǎn)出指標數(shù)據(jù)輸入后進行效率計量和分解，最終得到2006～2016年共330 個綜合效率、技術(shù)效率和技術(shù)進步的指數(shù)值。 由圖1 可以看出10年間公共服務供給綜合效率的變化。 由表2 可以看出10年間公共服務供給效率并沒有像預期那樣有很大的提高，因此文章以互聯(lián)網(wǎng)發(fā)展指數(shù)為解釋變量來測度影響公共服務供應效率的影響途徑，并以此采取相應的政策建議解決服務業(yè)發(fā)展滯后的問題。

圖1 2006 和2015年公共服務供給綜合效率值對比

表2 2015年公共服務供給綜合效率值

省(直轄市、自治區(qū)) 綜合效率 技術(shù)效率 規(guī)模效率北京 0.932 1.000 0.932天津 0.725 1.000 0.725河北 1.000 1.000 1.000山西 1.000 1.000 1.000內(nèi)蒙古 0.762 1.000 0.762遼寧 1.000 1.000 1.000吉林 0.984 1.000 0.984黑龍江 1.000 1.000 1.000上海 0.986 1.000 0.986江蘇 1.000 1.000 1.000浙江 1.000 1.000 1.000安徽 0.898 0.906 0.992福建 1.000 1.000 1.000江西 0.920 0.940 0.979山東 1.000 1.000 1.000河南 1.000 1.000 1.000湖北 0.955 1.000 0.955湖南 1.000 1.000 1.000廣東 1.000 1.000 1.000廣西 1.000 1.000 1.000海南 0.798 0.862 0.926重慶 1.000 1.000 1.000四川 0.942 1.000 0.942貴州 1.000 1.000 1.000云南 0.842 0.844 0.998陜西 0.899 1.000 0.899甘肅 1.000 1.000 1.000青海 0.531 0.674 0.787寧夏 0.888 0.891 0.997新疆 0.825 1.000 0.825

2.動態(tài)分析

從歷年數(shù)據(jù)可以看出，我國三大地理區(qū)域供給效率的排序為:中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)。 值得關注的地區(qū)是北京和上海，不同于這兩個直轄市高度發(fā)達的經(jīng)濟發(fā)展水平，二者公共服務的全要素生產(chǎn)率(tfpch)均小于1，且隨著年份的增長出現(xiàn)下降趨勢，已有理論認為邊際報酬遞減是主要緣由。 人民的需求偏好加大和政府的不創(chuàng)新模式相互排斥，加劇了發(fā)達區(qū)域公共服務供應效率低于不發(fā)達區(qū)域。 這也為新型城鎮(zhèn)化政策提供理論支撐。

對此，對比2007 ～ 2015年中東西部公共服務供給tfpch可發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)的公共服務供給tfpch 隨著時間的遷移表現(xiàn)出穩(wěn)定的增長趨勢，但相比而言，西部地區(qū)由于地理、資源和經(jīng)濟領域的限制，其整體公共服務供給效率相對較低，部分地區(qū)仍存在基本公共服務供給缺口擴大等問題。 傳統(tǒng)城鎮(zhèn)化已不再適用網(wǎng)絡經(jīng)濟發(fā)展下產(chǎn)生的新形態(tài)，因此需加強對西部基礎設施的建設和發(fā)展，引入人才資源和創(chuàng)新要素。而東部地區(qū)的公共服務供給效率和結(jié)果預想的不一致，需要引起注意，改變以GDP 為政績的考核方式。 應當注重質(zhì)量而非數(shù)量帶來的影響，快速協(xié)調(diào)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展過程中存在的問題與矛盾，尤其是政府內(nèi)部人員、機制之間的矛盾。

從年份來看，2007年互聯(lián)網(wǎng)剛開始普及，政府對于如何運用互聯(lián)網(wǎng)這一技術(shù)一知半解，沒有專業(yè)人員或成功的案例分享，因此，大多都是借鑒國外的經(jīng)驗來應對民眾的新需求。所以全國政府部門的供給能力普遍不高。 但隨著時間的推移，供給效率在提高互聯(lián)網(wǎng)普及水平的基礎上有所改善，但是幅度不大，這一點從表3 可以看出。 說明互聯(lián)網(wǎng)的出現(xiàn)只是影響因素之一，從根源上改善城鎮(zhèn)化供給效率還需要政府內(nèi)部進行體制和人員思想改革。

表3 2007～ 2015年我國分區(qū)域公共服務供給(tfpch)

地區(qū) 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 均值東部北京 0.99 0.92 0.96 1.00 0.90 0.92 1.13 0.69 0.90 0.93天津 0.84 0.86 0.91 0.96 0.81 0.87 0.93 0.79 0.93 0.88河北 0.88 0.87 0.88 0.93 0.84 0.88 0.93 0.92 0.83 0.87遼寧 0.83 0.84 0.76 1.06 0.850 0.95 0.93 0.90 0.98 0.91上海 0.76 0.79 1.09 1.10 0.93 0.97 0.98 0.83 0.92 0.95浙江 0.92 0.90 1.10 0.87 0.81 0.89 0.97 0.90 0.97 0.91福建 0.77 0.88 1.02 0.89 0.82 0.90 0.90 0.92 0.81 0.89山東 0.93 0.86 0.99 0.86 0.78 0.87 0.91 0.85 1.05 0.90廣東 1.04 0.89 1.17 0.97 0.90 0.91 0.99 0.85 0.85 0.94海南 0.88 0.82 0.92 0.87 0.74 0.90 0.90 0.90 0.90 0.87江蘇 0.89 0.92 1.06 0.99 1.33 0.82 0.80 0.93 0.84 0.96中部山西 0.88 0.82 0.91 0.96 0.78 0.90 0.93 0.88 0.85 0.88吉林 0.88 0.74 0.94 0.94 0.79 0.90 0.90 0.93 0.82 0.87黑龍江 0.82 0.84 0.96 0.90 0.81 0.89 1.01 0.84 0.82 0.88安徽 0.60 0.82 1.03 0.83 0.73 0.88 0.86 0.93 0.86 0.87江西 0.82 0.94 1.06 0.98 0.76 0.82 0.86 0.88 0.90 0.90河南 0.81 0.84 0.93 0.93 0.83 0.91 0.93 0.93 0.94 0.90湖北 0.88 0.81 0.98 0.88 0.83 0.88 0.89 0.87 0.86 0.87湖南 0.77 0.73 0.83 0.90 0.76 0.89 0.90 0.88 0.93 0.85西部內(nèi)蒙古 0.89 0.75 0.84 0.83 0.80 0.95 0.95 0.96 0.85 0.87廣西 0.77 0.78 0.82 0.85 0.84 0.87 0.87 0.96 0.87 0.86重慶 0.71 0.90 0.84 0.87 0.75 1.24 0.94 0.87 0.90 0.91四川 0.79 0.75 0.83 0.93 0.84 0.93 0.96 0.91 0.90 0.88貴州 0.87 0.75 0.89 0.94 0.77 0.87 0.95 0.96 0.90 0.88云南 0.93 0.85 0.79 0.95 0.90 0.80 0.87 0.96 0.83 0.87陜西 0.81 0.71 0.80 0.92 0.77 0.85 0.93 0.96 0.93 0.86甘肅 0.95 0.71 0.96 0.93 0.87 0.85 0.97 0.90 0.84 0.88青海 0.91 0.76 0.81 0.82 0.78 0.89 1.18 0.83 0.96 0.88寧夏 0.95 0.69 1.02 1.01 0.78 1.13 0.94 0.94 0.87 0.92新疆 1.04 0.83 0.85 1.00 0.83 0.90 0.92 0.86 0.86 0.88

三、實證檢驗

(一)實證結(jié)果分析

1.逐步加入控制變量進行回歸，結(jié)果如表4 所示。

表4 互聯(lián)網(wǎng)普及對公共服務供給效率的回歸結(jié)果

注:、、表示在10%、5%、1% 的水平上顯著；括號內(nèi)為對應變量估計系數(shù)的穩(wěn)健標準誤。 下同。

變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5互聯(lián)網(wǎng)普及率(Inter) 0.141*(0.076)0.151(0.013)0.121*(0.028)0.124*(0.077)0.121*(0.014)城市化水平(Urb) 0.104*(0.066)0.067*(0.022)0.114(0.233)0.021*(0.344)政府干預(Gov) －0.109*(0.057)－0.209*0.309－0.018*(0.034)經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp) 0.017*(0.05)0.037**(0.018)產(chǎn)業(yè)升級率(lnupg) －0.009*(0.127)常數(shù)項 0.876***(0.000)0.808***(0.000)0.899***(0.000)0.852***(0.000)0.814***(0.000)樣本數(shù) 330 330 330 330 330 R2 0.677 0.512 0.599 0.572 0.583

2.分地區(qū)回歸

由于地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展水平差異較大，因此本文將全國數(shù)據(jù)進行區(qū)域劃分以此分別進行回歸，結(jié)果如表5 顯示，中部地區(qū)受網(wǎng)絡信息化的影響高于東部和西部地區(qū)。

表5 網(wǎng)絡信息化對公共服務供給效率的分地區(qū)回歸結(jié)果

變量 東部地區(qū) 中部地區(qū) 西部地區(qū)Inter 0.133*(0.0 69)0.154*(0.082)0.121*(0.098)常數(shù)項 0.747***(0.087)0.917***(0.064)0.493***(0.015)樣本數(shù) 121 88 121

(二)穩(wěn)健性與內(nèi)生性檢驗

前文的實證分析結(jié)果表明互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)指數(shù)對提高公共服務供應效率、促進服務業(yè)發(fā)展以及間接溢出效應的作用下提高公共服務供給效率均具有顯著影響，為有效論證上述結(jié)果的穩(wěn)健性，不妨將互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的衡量指標替代為互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)，得到結(jié)果如表6 所示。

表6 互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)對公共服務供給效率的回歸結(jié)果

變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入端口數(shù)(Inter2)0.139*(0.076)0.141*(0.013)0.101*(0.028)0.104*(0.077)0.101*(0.014)人力資本(Pc) 0.104*(0.066)政府干預(Gov) －0.109*(0.057)城市化水平(Urb) 0.067*(0.022)經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp) 0.017*(0.051)產(chǎn)業(yè)升級率(lnupg) 0.109*(0.027)常數(shù)項 0.776***(0.000)0.898***(0.000)0.699***(0.000)0.752***(0.000)0.614***(0.000)樣本數(shù) 330 330 330 330 330 R2 0.647 0.612 0.699 0.592 0.783

表6 是三個模型穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，基本與前述分析結(jié)果類似，核心解釋變量和控制變量對服務業(yè)發(fā)展的影響均符合上述預期。

表7 是互聯(lián)網(wǎng)對公共服務供給效率的間接影響機制回歸結(jié)果，也可以論證互聯(lián)網(wǎng)實施機制。 為緩解內(nèi)生性等問題，本文利用電話普及率作為互聯(lián)網(wǎng)普及率的工具變量，利用廣義矩估計法(GMM)進行內(nèi)生性檢驗，與前述分析結(jié)果類似。

表7 互聯(lián)網(wǎng)對公共服務供給效率的間接影響機制回歸結(jié)果

變量 模型1 模型2 模型3 模型4互聯(lián)網(wǎng)普及率(Inter) 0.141*(0.076)0.201(0.013)0.221*(0.028)0.191*(0.014人力資本(Pc) 0.074*(0.066)經(jīng)濟發(fā)展水平(lngdp) 0.114*(0.233)產(chǎn)業(yè)升級(lnupg) 0.009*(0.127)常數(shù)項 0.876***(0.000)0.708***(0.000)0.799***(0.000)0.614***(0.000)樣本數(shù) 330 330 330 330 R2 0.617 0.512 0.499 0.383

四、結(jié)論

本文運用DEA－Malmquist 指數(shù)軟件核算了2006 ～ 2017年30 個省(直轄市、自治區(qū))及三大地區(qū)(東、中、西部)的公共服務效率。 并從靜態(tài)和動態(tài)角度實證檢驗網(wǎng)絡信息化影響下公共服務的效率。 結(jié)論如下:

首先，從總體水平可以得出，近年來我國公共服務供給效率整體呈上升趨勢；從三大區(qū)域來看，中部地區(qū)公共服務供給效率增幅高于東部和西部，西部地區(qū)創(chuàng)新效率增幅最低，公共服務供給效率的主要限制因素為純技術(shù)進步效率不高。

其次，靜態(tài)數(shù)據(jù)表明公共服務供給效率并沒有像預期那樣有很大的提高，反倒出現(xiàn)停滯不前和下降的狀態(tài)，因此應加強信息化基礎設施建設，為新型城鎮(zhèn)化的發(fā)展打下良好基礎。

最后，公共服務供應效率的動態(tài)過程表明各地域技術(shù)效率變化大于技術(shù)進步增減波動水平，投入綜合效率的提升主要依賴于技術(shù)效率的提高。 總體來看，技術(shù)效率是全要素生產(chǎn)率增長的主要拉動力，技術(shù)進步指標相對緩慢，特別是西部地區(qū)技術(shù)進步增長最慢。 而從規(guī)模效率增長看，中部地區(qū)增長最快。

因此，在新型城鎮(zhèn)化推動過程中，提高公共服務水平關鍵在于降低互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的研發(fā)和使用成本，加大互聯(lián)網(wǎng)與傳統(tǒng)服務產(chǎn)業(yè)的融合度，從而弱化交易成本帶來的拖拉作用，提升交易效率。 加大中西部地區(qū)的互聯(lián)網(wǎng)基礎設施建設。政府應深化改革，加強制度保障，加大公共服務供應和移動互聯(lián)網(wǎng)、5G 等新基礎設施建設， 為新型城鎮(zhèn)化建設打下基礎。