我國基本公共服務地區差異對經濟高質量發展的影響研究

黃雅晴

（湖南大學經濟與貿易學院 湖南長沙 410079）

文獻綜述

就基本公共服務與經濟高質量發展的相關性而言，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、區域和城鄉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、醫療衛生機構數、執業醫師人數、小學學校數、小學專任教師人數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狀。付亞南和李浩（2021）研究發現國內公共服務均等化研究總體分為起步、快速發展、回落三個階段。關于基本公共服務與經濟高質量發展相關性，傅利平等（2020）研究發現，京津冀城市群公共服務系統與新型城鎮化系統的耦合度高，但協調度呈現明顯的增長極-塌陷區空間分布，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，整體發展存在嚴重的錯位、不協調和空間梯度差異；尹鵬（2021）研究發現中國基本公共服務效率具有相對起伏的動態變化特征，純技術效率水平較高，規模效率水平較低，城鎮化質量逐年遞增但增速趨緩。付煜和袁培（2021）研究發現，城鄉基本公共服務均等化對縮小城鄉收入差距起正向作用，城鄉基本公共服務均等化水平的提高對農村勞動力的向外轉移還有著一定的抑制作用。

理論分析與研究假說

公共服務影響經濟高質量發展的直接效應。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量。通過提高數字化水平，可以優化政府行政服務時序和環節，實現在線辦理與線下辦理相結合，縮短受理時間，提高辦理效率；可以支持企業建設智能化、數字化工廠或流水線，精準高效安排生產，提高企業生產效率；可以優化交通出行，實現在乘坐飛機、高鐵等交通工具時的無紙化出行。通過增加高質量公共醫療服務供給，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。強化飲食衛生監管等公共服務供給，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，有利于提高本地區經濟高質量發展水平。

公共服務影響經濟高質量發展的空間效應。公共服務對經濟高質量發展的影響，不僅要考慮本地區的影響，還要考慮相鄰地區或者是相鄰地區對本地影響的研究。對于給定地區，如果相鄰地區制訂公共服務發展規劃方案，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，這會對本地區經濟高質量發展產生影響。一方面，公共服務水平提升有利于本地區經濟高質量發展，由于地方政府間存在一定的晉升機制，相鄰地區關于促進公共服務建設相關政策的制定將會產生正向競爭效應，導致本地區根據地方發展實際對本地區公共服務相關建設做出優化，有利于本地區經濟高質量發展。另一方面，相鄰地區公共服務水平的提升，將大大增加相關產業需求，有利于本地區與相鄰地區對公共服務相關產業的聯動，促進相關產業發展，帶動經濟增長。綜上分析，提出研究假說2：相鄰地區公共服務水平提升具有顯著的正向空間外部性，對本地區經濟高質量發展存在正向促進效用。

公共服務影響經濟高質量發展的區域差異效應。分析公共服務對經濟高質量發展的影響時，還要考慮區域之間的差異。不同地區之間經濟發展水平不一致，東部地區經濟發展水平相對較高，居民收入水平和公共服務供給水平均超過中西部地區，因此公共服務供給對經濟高質量發展的影響存在較大差異。對于東部地區而言，公共服務供給已經居于相對較高的水平，地區居民基本上已經享受到公共服務紅利，如果再增加公共服務的財政支出，短期內對居民的幸福指數和經濟發展的貢獻提升相對較慢；對于中西部地區而言，因居民生活水平相對不高，整個經濟發展和公共基礎設施建設還處于上升的階段，居民對高質量公共服務供給的需求相對集中且呼聲較高，比如高質量的醫療衛生服務、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。根據上述分析，提出研究假說3：東部、中部、西部等地區公共服務水平對經濟高質量發展的影響存在區域差異，且對中西部地區的影響大于對東部地區的影響。

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濟高質量發展的相關性。首先構造簡單的計量模型，經濟高質量發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t年份下的經濟高質量發展水平，BSE代表i地區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、金融發展水平、教育投入作為控制變量納入計量模型，為了降低數據波動性對估算結果的影響，對變量取自然對數處理。得到完善后的計量模型如下：

公式（2）中，FIS代表i地區t年份下的財政分權水平，FIN代表i地區t年份下的金融發展水平，EDU代表i地區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封閉的環境進行分析，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健性檢驗分析；ρ表示其他地區經濟高質量發展對本地區經濟高質量發展影響的空間相關性系數；α表示解釋變量對經濟高質量發展影響的直接效應；β表示解釋變量對經濟高質量發展影響的間接效應。關于參數估計方法選擇，前者考慮到變量之間存在一定的內生性，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）變量來源與數據說明

基本公共服務水平。具體如表1所示，主要包括基本醫療衛生服務、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

經濟高質量發展水平。具體如表2所示，主要包括創新、協調、綠色、開放、共享五類指標，通過13個指標進行測度。

表2 地級市經濟高質量發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。金融發展將采用各城市年末在金融機構存款、貸款規模的總和進行測度。教育投入參考桑倩倩和栗玉香（2021）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。相關數據源自《中國城市統計年鑒》、EPS數據庫、《中國區域經濟年鑒》和各地區統計年鑒。

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。據表3可知：在模型1中F值相對較大，表明參數估計有效可靠；在模型2中Sargan test檢驗數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中參數估計顯著性更加突出，據此根據模型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為0.121，且通過了在顯著性水平為1%下的統計檢驗，表明提高公共服務供給水平可以顯著促進經濟高質量發展，當公共服務水平每提高1個百分點，將帶動經濟高質量發展水平提高0.121個百分點，驗證了研究假說1。控制變量中，財政分權回歸系數為0.008，并未通過一定顯著性水平下的統計檢驗；金融發展回歸系數為0.034，且通過了顯著性水平為1%下的統計檢驗，表明金融發展規模的擴大有利于經濟高質量發展的推進；教育投入回歸系數為0.144，通過了顯著性水平為10%下的統計檢驗，表明教育投入有利于提高經濟高質量發展的人力資源支撐，促進經濟可持續高效發展。

表3 全國層面傳統面板模型回歸結果

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。通過統計檢驗，表4中空間相關性系數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%下的統計檢驗，表明經濟高質量發展存在顯著的空間外部性，與前文中的Moran’s I指數檢驗結果高度一致；Log Likehood值相對較大，表明參數估算結果可靠合理；修正的擬合優度數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為0.106，且通過了顯著性水平在1%下的統計檢驗，表明公共水平提升有利于本地區經濟高質量發展的推進；間接效應回歸系數為0.024，且同樣通過了顯著性在1%下的統計檢驗，表明相鄰地區的公共服務水平的提升有利于本地區經濟高質量發展，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，即為地區層面的空間計量模型回歸結果。為了進行區域劃分，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。據表5可知，無論是東部地區還是中西部地區，其變量的統計檢驗結果與表3、表4高度一致，空間相關性系數高度顯著為正，Log likehood和修正的擬合優度指數均處于相對合理的區間，表明參數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%顯著性水平下的統計檢驗；間接效應回歸系數分別為0.011、0.022，同樣通過了1%顯著性水平下的統計檢驗。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濟高質量發展的影響效應在區域間存在一定差異，且對中西部地區的影響顯著低于對東部地區的影響，主要是因為東部地區經濟發展相對較快，居民已經普遍享受到了公共服務帶來的福利，而中西部地區經濟發展相對較慢，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、擴大基礎設施乘數效應等渠道促進經濟高質量發展的彈性相對較大，即驗證了研究假說3。

表5 分地區層面空間計量模型回歸結果

政策建議

加強公共服務供給，持續深化相關體制機制改革。一是強化財政支持，優化完善本地公共服務建設投資計劃內容，設置優先級，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，在保證質量的前提下提前完成項目建設任務；二是持續深化體制機制改革，公共服務內容涵蓋面非常廣，需要打破傳統單一建設思維，強化聯動建設，最大程度節約成本，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、動態修訂公共服務供需規劃，精準掌握地方公共服務供需現狀是提供高效供給的前提條件，爭取一縣（區）一策，同步修改政府公共服務建設財政規劃、項目規劃；二是加強權力監督，規避利于個人政績的偏向化政策，不斷優化政策制定的流程制度體系，要充分發揮出民主決策的體制優勢，將每一個階層關于公共服務的社會需求納入到規劃中來，體現到財政支持上，落實到執行中去。