新型城鎮化試點政策對基本公共服務均等化的影響

[摘 要：文章基于2008—2022年我國2 489個縣域面板數據，運用漸進雙重差分模型分析新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的影響。研究發現：新型城鎮化試點政策能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升；對于東部縣域、長江經濟帶縣域和非貧困縣縣域而言，新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的促進作用更加明顯；機制分析表明，新型城鎮化試點政策能夠通過推動產業結構升級和技術創新促進縣域基本公共服務均等化水平的提升；在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中，政府干預起負向調節作用，金融發展起正向調節作用，且存在政府干預雙門檻效應和金融發展單一門檻效應。

關鍵詞：縣域基本公共服務均等化；新型城鎮化試點政策；漸進DID；政府干預；金融發展

中圖分類號：D630；F299.21" " " 文獻標識碼：A " " 文章編號：1007-5097（2025）04-0082-13 ]

The Impact of New Urbanization Pilot Policy on the Equalization of

Basic Public Services：

An Empirical Analysis Based on Panel Data from 2，489 Counties in China

GUO Jinyun， ZHENG Yanhong

（School of Public Administration， Sichuan University， Chengdu 610065， China）

Abstract： Based on panel data from 2，489 counties in China from 2008 to 2022， this article uses a progressive difference-in-differences model to analyze the impact of the new urbanization pilot policy on the equalization of basic public services in counties. According to the research findings， the new urbanization pilot policy significantly enhances the equalization of basic public services in counties. This effect is more pronounced in eastern counties， counties within the Yangtze River Economic Belt， and non-impoverished counties. The mechanism analysis indicates that the new urbanization pilot policy promotes the equalization of basic public services in counties by boosting industrial structure upgrades and technological innovation. When the new urbanization pilot policy influences the equalization of basic public services in counties， the government intervention has a negative moderation effect， while the financial development plays a positive moderation role， with a dual-threshold effect for government intervention and a single-threshold effect for financial development.

Key words：equalization of basic public services in counties; new urbanization pilot policy; progressive DID; government intervention; financial development

一、引 言

黨的二十大報告強調，要“健全基本公共服務體系，提高公共服務水平，增強均衡性和可及性，扎實推進共同富裕”。黨的二十屆三中全會再次強調，“在發展中保障和改善民生是中國式現代化的重大任務”。由此可見，推進基本公共服務均等化是實現共同富裕的關鍵路徑。當前，我國基本公共服務實現了從“普惠化”到“均等化”，再到“優質化”的跨越式提升［1］，但仍存在一些問題，如教育、醫療、社會保障等基本公共服務總量不足且均等化程度偏低等。這表明，盡管我國在基本公共服務均等化方面已取得階段性成效，但仍有諸多難題亟待破解。

在此背景下，推進基本公共服務均等化成為學術界研究的重要話題。有學者構建了基本公共服務均等化評價指標體系［2-3］，并對基本公共服務均等化水平進行測度［4-7］，進一步對其影響因素進行分析，發現經濟發展水平、產業結構升級等因素能夠顯著促進基本公共服務均等化水平的提升［8-9］。在此基礎上，還有學者研究了數字經濟［10-12］、數字政府建設［13-15］等因素對基本公共服務均等化的影響，發現數字經濟能夠促進基本公共服務均等化水平的提升。如Liu和Yuan（2024）［16］基于2006—2021年中國地級市的面板數據，構建雙重機器學習模型檢驗數字政府建設對城鄉基本公共服務均等化的影響，發現數字政府建設能夠顯著提升城鄉基本公共服務均等化水平。

此外，在傳統城鎮化過程中，不僅會因為存在城鄉二元、城鄉分割、人地分割等制度障礙，導致區域、城鄉、人群間基本公共服務的非均衡配置不斷加劇，還會因為快速城鎮化和轉型發展導致基本公共服務供給不足，結構性矛盾突出。為解決公共資源分配不均、城鄉收入差距加劇等問題，2014年，中共中央、國務院發布《國家新型城鎮化規劃（2014—2020年）》，在全國范圍內選取新型城鎮化綜合試點地區。2014年底，國家發展和改革委員會公布了首批國家新型城鎮化綜合試點地區名單，隨后，又分別在2015年和2016年公布了第二批和第三批試點地區名單。各試點地區圍繞自身人口結構、資源稟賦出臺相應方案，其主要目標基本一致，均將促進基本公共服務均等化作為試點政策的主要內容。由此可見，以新型城鎮化促進基本公共服務均等化不僅是實現“在發展中保障和改善民生”的政策要義，也是構建兩者協調關系的研究趨向。既有關于新型城鎮化試點政策的研究較為豐富，集中于以下三個方面：一是探討新型城鎮化試點政策的碳減排效應［17-20］；二是研究新型城鎮化試點政策的綠色效應［21-23］；三是研究新型城鎮化試點政策對共同富裕的影響［24-25］。但將新型城鎮化試點政策與基本公共服務均等化相結合的研究相對匱乏，如張曉杰（2013）［26］探討了新型城鎮化與基本公共服務均等化的政策協同效應，并分析其推動機制和完善策略。易承志和黃倩倩（2024）［27］基于城市面板數據，探討了新型城鎮化試點政策對城市基本公共服務水平的影響。通過對現有文獻的梳理，可以發現，關于基本公共服務均等化、新型城鎮化試點政策的研究較為豐富，但鮮有學者從縣域角度出發對新型城鎮化試點政策的效應進行評估。

習近平總書記在2020年底召開的中央農村工作會議上強調，要把縣域作為城鄉融合發展的重要切入點；在新時代推動中部地區崛起座談會上，他再次強調，要推進以縣城為重要載體的新型城鎮化建設。這些重要論述為從縣域視角研究新型城鎮化試點政策提供了明確方向。基于此，本文從縣域視角出發，利用2008—2022年我國2 489個縣域面板數據，通過構建計量經濟學模型厘清新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的影響和作用機制，不僅能夠深化對基本公共服務均等化問題的研究，也能夠對新型城鎮化試點政策效應進行有效檢驗。

二、理論分析與研究假設

（一）新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的直接影響

一方面，在新型城鎮化試點政策的實施過程中，政府把握人口流動的客觀規律，推動了戶籍制度改革以及常住地提供基本公共服務、公共服務隨人走等制度的實施。這一改革打破了傳統戶籍制度對公共服務資源的限制，有利于促進不同縣域人口合理集聚、有序流動，不僅使流動人口享受流入地較高水平的基本公共服務，而且也使農村“留守”人口的人均基本公共服務資源增加，客觀上推動了縣域基本公共服務均等化進程［28］，進而促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。另一方面，在推進新型城鎮化試點政策實施的過程中，政府通過財政轉移支付、專項資金支持等方式，加大對貧困縣縣域教育、醫療、環保等公共基礎設施領域的投資，提高了貧困縣縣域公共服務供給能力，并縮小了區域間的公共服務差距，解決了市場經濟條件下因資源配置不均衡導致的公共服務供給不平衡等問題，有利于提升縣域基本公共服務均等化水平。基于上述分析，本文提出假設1。

H1：新型城鎮化試點政策能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。

（二）新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的異質性影響

以H1為基礎，若新型城鎮化試點政策能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，那么對于不同縣域，這種促進作用是否存在顯著差異，值得進一步探討。由于我國區域發展不平衡，不同縣域在地理位置、經濟發展水平、公共服務資源等方面存在顯著差異，進而可能影響新型城鎮化試點政策的實施效果。

首先，東部地區的經濟發展相對成熟，基礎設施完善，公共服務供給充足，政府在政策實施上具有較高的執行力和資源調動能力。因此，東部地區新型城鎮化試點政策的實施能夠促進縣域基本公共服務均等化水平的顯著提升。相比之下，中西部地區的經濟發展較為滯后，基礎設施相對薄弱，公共服務資源匱乏。在這些區域，政策實施的基礎和資源有限，政府執行能力也可能受到制約。因此，對于中西部地區而言，新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的促進作用可能較為緩慢。

其次，長江經濟帶橫跨我國東部、中部、西部三大區域，是中央重點實施的“三大戰略”之一，涵蓋了沿江的眾多省份和城市，包括一些經濟發達地區和重要的城市群。長江經濟帶縣域的基礎設施較為發達，經濟實力雄厚，具有較好的制度環境和政策支持，政府在推動新型城鎮化試點政策實施時具備更多的資源和條件。相比之下，非長江經濟帶縣域，特別是一些相對邊遠的區域，可能在基礎設施、資金支持、公共資源等方面存在不足，使得新型城鎮化試點政策的實施效果可能不如長江經濟帶縣域顯著。

最后，我國的原國家級貧困縣與非貧困縣在經濟發展水平、基礎設施、公共服務供給能力等方面存在顯著差距。原國家級貧困縣由于歷史原因，長期受經濟和社會發展的制約，公共服務供給不足、資源匱乏，地方政府在政策執行和資金分配方面存在不足，可能影響政策的實施效果。

基于上述分析，本文提出假設2、假設3和假設4。

H2：新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響因地理位置不同而存在異質性。

H3：新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響因長江經濟帶區域特征而存在異質性。

H4：新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響因是否屬于原國家級貧困縣而存在異質性。

（三）影響機制

1. 產業結構升級

新型城鎮化的推進提升了縣域內基礎設施建設水平，同時基礎設施建設的“溢出效應”和“蒂伯特選擇”機制也發揮了顯著作用［29］，促進了人才和產業的集聚，有助于優化產業布局［30］，進而促進產業結構升級。產業結構升級往往伴隨著生產效率的提高和高附加值產業的發展，如高新技術產業、現代服務業和綠色產業的興起。這些產業的發展能夠促進經濟發展方式轉變，推動經濟高質量發展，增加地方財政收入，使地方政府具備更強的公共服務供給能力，從而可以更多地投入教育、醫療、基礎設施等基本公共服務領域，促進縣域基本公共服務均等化水平的提升［31］。此外，產業結構升級通常帶來更多高質量的就業機會，并且能夠提升勞動生產率和居民收入水平。隨著收入水平的提高，居民對優質公共服務的需求也在增長，地方政府可以通過稅收和其他財政收入加大公共服務的投入，促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。基于上述分析，本文提出假設5。

H5：新型城鎮化試點政策通過推動產業結構升級促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。

2. 技術創新

新型城鎮化的發展有利于推動城鎮高端人才和資本集聚，進而加速技術創新。技術創新為縣域經濟和公共服務帶來了新的發展動力。首先，技術創新不僅能夠提高公共服務供給的效率、擴大其覆蓋范圍，還能夠突破傳統資源和基礎設施的局限性，特別是在偏遠和貧困縣縣域，有效彌補了這些地區在公共服務資源上的不足。其次，技術創新和數字化公共服務平臺的應用可以實現政府服務流程的自動化和精簡化，有利于降低公共服務的運營和供給成本。同時，能夠加強居民與政府間信息的互聯互通，緩解信息不對稱，提高基本公共服務供需匹配精度，增強居民基本公共服務的可及性［32］，進而促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。最后，寬帶互聯網、5G網絡等技術的應用，有利于打破信息和技術壁壘，彌補城鄉數字鴻溝，促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。基于上述分析，本文提出假設6。

H6：新型城鎮化試點政策通過推動技術創新促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。

（四）調節效應和門檻效應

1. 政府干預

在推進新型城鎮化試點政策實施的過程中，政府通過財政轉移支付、政策傾斜、專項資金投入等方式，調配不同區域的資源，縮小不同區域之間的公共服務差距。這種再分配機制是應對市場失靈和區域發展不平衡的重要手段。此外，政府推行的戶籍制度改革和公共服務隨人走的政策打破了傳統的戶籍制度限制，允許流動人口在遷入地享受醫療、教育、社會保障等基本公共服務［33］。這種干預機制有利于解決因人口流動而導致的基本公共服務不均衡問題，增強了基本公共服務的可及性。由此可見，政府干預在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中發揮積極作用。

盡管政府干預在推動縣域基本公共服務均等化中發揮了積極作用，但過度的政府干預容易導致地方政府對上級的過度依賴，抑制其自主創新和探索適合本地區的公共服務供給方式。地方政府如果缺乏靈活性，容易陷入“等、靠、要”模式，難以結合自身特點進行公共服務制度體系的優化，進而影響縣域基本公共服務均等化的長遠發展。同時，長期且過度的政府干預，尤其是在財政基礎較弱的縣域，可能加重地方政府的財政負擔，引發地方政府債務問題，最終影響公共服務的可持續供給。此外，過度的政府干預還可能削弱市場機制的作用，導致公共服務供給過于依賴中央或上級政府的轉移支付，削弱了市場在基本公共服務供給中的積極作用。基于上述分析，本文提出假設7。

H7：政府干預在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中發揮正向調節作用，并存在明顯的門檻特征。

2. 金融發展

在新型城鎮化試點政策實施過程中，隨著人口的流動，地方政府需要大量資金來支持基本公共服務的擴展。金融市場的發展，使得地方政府能夠通過銀行貸款、地方債券等多種方式進行融資，進而緩解資金壓力，減輕財政負擔。這些融資渠道使得地方政府能夠獲得更多資金用于公共服務基礎設施建設。同時，金融發展能夠擴大金融服務的覆蓋面，尤其在貧困縣，普惠金融的推進可以幫助地方企業和居民更方便地獲得信貸和其他金融服務，從而增強區域經濟活力，間接支持地方政府提升基本公共服務均等化水平。因此，在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中，金融發展發揮正向調節作用。

然而，金融發展在促進縣域基本公共服務均等化過程中，具有明顯的門檻特征。金融發展對推動基本公共服務均等化的作用還依賴于當地的經濟發展程度和基礎設施水平。如果縣域的經濟發展緩慢，且基礎設施較為落后，即便有資金支持，基本公共服務均等化水平的提升仍可能受到制約。此外，對于財政能力較弱、債務風險較高的縣域，雖然有金融市場可供融資，但由于地方政府自身缺乏足夠的信用評級和融資管理能力，也可能無法有效利用這些金融工具。因此，只有在經濟發展水平、地方政府的融資能力、金融市場成熟度等方面達到一定程度時，金融發展的積極作用才更為顯著。基于上述分析，本文提出假設8。

H8：在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中，金融發展發揮正向調節作用，并存在門檻特征。

本文的理論分析框架如圖1所示。

三、基本公共服務均等化水平的測度

（一）基本公共服務均等化水平的測度

根據《“十四五”公共服務規劃》和張宇等（2024）［31］的研究，結合縣級數據的可得性，本文從義務教育、醫療衛生、勞動就業、社會保障和基礎設施五個維度選取指標，構建縣域基本公共服務均等化水平評價指標體系。借鑒馬海濤等（2024）［34］的研究，利用熵值法測度縣域基本公共服務均等化水平。

（二）測度結果分析

在測度縣域基本公共服務均等化水平的基礎上，進一步分析測度結果。

1. 縣域基本公共服務均等化水平的時間演變分析

2008—2022年全國和不同區域縣域基本公共服務均等化水平的均值變化情況如圖2所示。

可以看出，2008—2022年我國縣域基本公共服務均等化水平的均值呈現上升趨勢。基本公共服務均等化首次在國家“十一五”規劃綱要中被提出，黨的十九大、二十大報告以及國家“十二五”“十三五”“十四五”規劃綱要等政策文件都明確強調要推進基本公共服務均等化，其政策有效性得到了驗證。從不同區域來看，我國東部縣域基本公共服務均等化水平的均值最高，西部縣域基本公共服務均等化水平的均值最低。主要原因在于，相較于中西部縣域，東部縣域經濟發展水平較高，地方財政充裕，能夠在教育、醫療、社會保障等基本公共服務領域投入更多資金，使得其基本公共服務均等化處于較高水平。

2. 縣域基本公共服務均等化水平的動態演進分析

參考朱德云和劉慧（2022）［35］的做法，運用高斯核函數得到Kernel核密度分布，利用MATLAB軟件繪制出全國和不同區域縣域基本公共服務均等化水平的核密度曲線，如圖3所示，在此基礎上分析縣域基本公共服務均等化水平的動態演進趨勢。

由圖3可以看出，縣域基本公共服務均等化水平核密度曲線的中心位置在2008—2022年總體向右移動，表明我國縣域基本公共服務均等化的整體水平逐漸提高，與前文分析結果相符。從不同區域來看，相較于中西部縣域，東部縣域基本公共服務均等化水平的核密度曲線的主峰位置明顯偏右，表明東部縣域基本公共服務均等化水平較為領先。

四、研究設計

（一）模型構建

1. 基準模型構建

考慮各縣域實施新型城鎮化試點政策的時間點不同，因而使用傳統DID模型無法對新型城鎮化試點政策的效應進行準確評估，而漸進DID模型能夠有效解決執行時間不一致的問題。本文參考相關研究［36］，構建漸進DID模型研究新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響。

其中：i和t分別表示縣域和年份；[BPSit]表示i縣在t年的基本公共服務均等化水平；[NUit]表示新型城鎮化試點政策，即i縣若在某年實施了新型城鎮化試點政策，則i縣在該年及之后的年份賦值為1，否則賦值為0；[Xit]表示影響縣域基本公共服務均等化水平的控制變量；[μi]表示縣域固定效應；[δt]表示年份固定效應；[εit]表示隨機誤差項；[α0]表示常數；[α2]表示控制變量的系數。

[α1]表示新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響。當[α1]gt;0且顯著時，說明新型城鎮化試點政策能夠有效促進縣域基本公共服務均等化水平的提升；當[α1]=0時，說明政策的實施尚未對縣域基本公共服務均等化水平產生顯著影響；當[α1]lt;0且顯著時，說明政策的實施會抑制縣域基本公共服務均等化水平的提升。

2. 機制檢驗模型構建

基于前文的研究假設，新型城鎮化試點政策可能通過推動產業結構升級和技術創新促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。基于此，本文參考Baron和Kenny（1986）［37］的做法，構建如下模型進行機制檢驗。

式（2）中：[Mit]表示機制變量，包括產業結構升級（Industry）和技術創新（Innovation）；[β1]表示新型城鎮化試點政策對機制變量的影響；[β2]表示控制變量的系數；其余變量的含義同式（1）。

式（3）中：[ρ1]表示新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響；[ρ2]表示機制變量對縣域基本公共服務均等化水平的影響；[ρ3]表示控制變量的系數。式（3）反映了[NUit]、[Mit]與[BPSit]之間的關系。當系數[ρ1]顯著時，表明新型城鎮化試點政策能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升；當系數[ρ2]顯著時，表明[Mit]對縣域基本公共服務均等化水平產生顯著影響；當系數[ρ1]和[ρ2]同時具有顯著性時，表示[NUit]通過路徑[Mit]對縣域基本公共服務均等化水平產生顯著影響。

3. 調節效應模型構建

為深入揭示新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化的動態調節機制，本文構建調節效應模型如下：

其中：[Dit]表示調節變量，包括政府干預（Gov）和金融發展（Fin）；[NUit×Dit]表示解釋變量與調節變量的交互項；[λ1]是調節效應考察的重點，如果[λ1]顯著，表明[Dit]在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中發揮調節效應。

4. 門檻回歸模型構建

為了檢驗新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響是否具有非線性特征，本文借鑒Hansen（1999）［38］的研究，建立面板門檻回歸模型來檢驗不同區間中政府干預、金融發展與縣域基本公共服務均等化水平之間的關系。先構建單一門檻回歸模型如下：

其中：[dit]為門檻變量；[γ1]為門檻值；[I]為指示性函數，若括號內的條件成立，則I（[?]）為1，若括號內的條件不成立，則I（[?]）為0；[β1]表[示dit≤γ1]時[NUit]的系數。

鑒于門檻變量可能存在多個門檻值，為確保研究結論的客觀性，本文分別構建雙門檻回歸模型和三門檻回歸模型，具體如下：

（二）變量選取

1. 被解釋變量

本文被解釋變量為縣域基本公共服務均等化水平（BPS）。從義務教育、醫療衛生、勞動就業、社會保障和基礎設施五個維度選取指標。義務教育維度指標包括普通小學生師比和普通初中生師比；醫療衛生維度指標包括每萬人擁有醫院、衛生院床位數以及醫院和衛生院衛生人員數；勞動就業維度指標包括城鎮居民人均可支配收入和從業人員數；社會保障維度指標包括各種社會福利收養性單位數和每萬人擁有各種社會福利收養性單位床位數；基礎設施維度指標包括每萬人擁有寬帶接入數和每萬人擁有移動電話用戶數。在指標體系構建的基礎上，對縣域基本公共服務均等化水平進行測度，測度結果如前文所示。

2. 解釋變量

本文解釋變量為新型城鎮化試點政策（[NU]）。三批新型城鎮化綜合試點的啟動時間分別為2014年底、2015年底和2016年底。考慮政策實施存在滯后性，參考周闖等（2024）［39］的研究，將新型城鎮化綜合試點開始時間設定為2015年、2016年和2017年。若i縣在t年被列入試點名單，則其在t年及之后的NU都取值為1，否則取值為0。

3. 控制變量

為更準確評估新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響，本文選取以下控制變量：①經濟發展水平（ln Pergdp），用人均GDP的對數衡量。②農業經濟規模（AES），農業作為縣域經濟發展的基礎產業，其經濟規模的擴大能夠促進農業經濟增長，增加縣域財政收入，加大對教育、醫療等基本公共服務的供給，進而影響縣域基本公共服務均等化水平。參考相關研究［40-41］，用農業總產值與農作物總播種面積的比值衡量。③財政自給率（Fisauto），用一般公共預算收入與一般公共預算支出之比衡量。④人口密度（Denpop），用年末總人口與面積之比衡量。⑤服務業發展水平（Sdl），用第三產業增加值占GDP的比重衡量。⑥政府管理效益（Gmb），用地方政府財政收入與GDP的比值衡量。

4. 機制變量

本文機制變量為：①產業結構升級（Industry），借鑒相關研究［42］，用縣域第二產業和第三產業增加值總和占縣域地區生產總值的比重衡量。②技術創新（Innovation），用縣域獲得的專利衡量。

5. 調節變量和門檻變量

本文選取以下調節變量和門檻變量：①政府干預（Gov），用地方政府一般性財政支出占地區生產總值的比重衡量［31］。②金融發展（Fin），用金融機構年末存貸款余額與地區生產總值的比值衡量。

為保證研究的準確性和連續性，本文剔除數據缺失較為嚴重的縣域，最終選取2008—2022年我國2 489個縣域的面板數據進行實證分析。其中，專利數據來源于國家知識產權局，其他數據均來源于《中國縣域統計年鑒》，利用線性插值法填補部分缺失值。

各變量的描述性統計見表1所列。

五、實證分析

（一）平行趨勢檢驗

漸進DID模型的前提是實驗組和控制組在政策實施前需符合平行趨勢假設，即在新型城鎮化試點政策實施前，實驗組與控制組的縣域基本公共服務均等化水平變化趨勢應該是平行的或是無顯著差異。因此，本文選取政策實施前3期和政策實施后4期，設定如下模型進行平行趨勢檢驗。

其中：[?]為常數；[?]表示控制變量的系數；[Current]表示新型城鎮化試點政策實施當年的系數；[before1]至[before3]為新型城鎮化試點政策實施前1至前3年的系數；[after1]至[after4]為新型城鎮化試點政策實施后1至后4年的系數；其余變量的含義同式（1）。當[before1]至[before3]的系數均不顯著時，表明模型通過平行趨勢檢驗。平行趨勢檢驗的結果如圖4所示。

可以看出，before3至before1回歸系數的置信區間包含0，表明在政策實施前，實驗組與控制組的縣域基本公共服務均等化水平未表現出顯著差異。政策實施后，[after1]至[after4]的系數總體呈現逐步遞增的規律，系數均顯著為正，且置信區間不包含0。這說明前文構建的基準回歸模型通過了平行趨勢檢驗。

（二）基準回歸

表2報告了基準回歸結果。由列（1）可知，未加入控制變量時，[NU]的系數值為1.454，且在1%的水平上顯著。由列（7）可知，當加入經濟發展水平、農業經濟規模等全部控制變量后，[NU]的系數仍然在1%的水平上顯著為正，但是數值下降至1.428。這表明新型城鎮化試點政策的實施能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，H1得以驗證。

控制變量結果顯示，經濟發展水平（ln Pergdp）的系數值為0.394，且在1%的水平上顯著，即經濟發展水平的提升有利于促進縣域基本公共服務均等化。財政自給率（Fisauto）的系數值為-0.469，且在1%的水平上顯著，說明財政自給率的提高對縣域基本公共服務均等化水平具有負向影響。這可能是因為，雖然當地方政府的財政自給率提高時，可支配資金相對增多，增強了對基本公共服務投入的內生能力，但由于政府“支出偏好”及“經濟發展逆向激勵”［43］的影響，可能會抑制民生保障類支出的增長，減少對基本公共服務的投入，從而對縣域基本公共服務均等化水平產生不利影響。

（三）穩健性檢驗

1. 排除其他政策的干擾

在樣本期間除了實施新型城鎮化試點政策外，還實施了其他可能影響基本公共服務均等化水平的政策，如“寬帶中國”試點政策、返鄉創業試點政策等均強調要縮小城鄉差距、實現城鄉協調發展。“寬帶中國”試點政策是針對城市層面的試點政策，而返鄉創業試點政策是針對縣域層面的試點政策。自返鄉創業試點政策啟動以來，隨著政策紅利的持續釋放以及財政和金融的協同支持，各類人才、資本等要素逐漸向縣域集聚，推動了資源在更大范圍內的高效配置，從而提升了縣域基本公共服務均等化水平［44］。因此，本文重點探討研究結論是否會受到返鄉創業試點政策的干擾。

在對新型城鎮化試點政策效應評估過程中，為排除返鄉創業試點政策可能形成的干擾，并準確評估新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響，本文將返鄉創業試點政策設定為虛擬變量，并納入模型重新進行回歸，結果見表3列（1）。可以看出，在加入返鄉創業試點政策（FX）后，[NU]的系數值為1.436，且在1%的水平上顯著為正。相較于基準回歸結果，[NU]的系數值有所增加，說明低估了新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的促進效應。雖然政策效應被低估，但新型城鎮化試點政策的實施能夠促進縣域基本公共服務均等化水平提升的結論沒有改變，進一步說明前文的基準回歸結果較為穩健。

2. 排除異常值的干擾

為排除樣本異常值對回歸結果的干擾，本文分別在1%、2%和5%的水平上對數據進行縮尾處理，并重新回歸，結果見表3列（2）至列（4）。可以看出，[NU]的系數均在1%的水平上顯著為正。這說明在排除異常值的干擾后，新型城鎮化試點政策仍然能夠促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，驗證了前文基準回歸結果的穩健性。

3. PSM-DID

盡管DID模型能夠緩解一定的內生性問題，但選擇性偏差仍可能存在。因此，借鑒種照輝等（2024）［45］的研究，在基準回歸的基礎上，引入傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）方法，以減少數據偏差以及其他因素的干擾。隨后再進行DID檢驗，結果見表3列（5）。可以看出，[NU]的系數值為1.422，仍然在1%的水平上顯著為正，說明新型城鎮化試點政策仍然能夠促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，即本文基準回歸結果具有穩健性。

4. 安慰劑檢驗

在研究設定的模型中，雖然式（1）已經控制了一系列可觀測因素，但仍然可能遺漏重要的不可觀測因素，從而對基準回歸結果產生影響。因此，本文參考Liu和Lu（2015）［46］的研究，采用安慰劑檢驗法來檢驗回歸結果是否受到遺漏因素的影響。具體做法如下：隨機生成處理組，并重復這個回歸過程1 000次，觀察隨機后的系數是否主要分布在0附近。安慰劑檢驗結果如圖5所示。

可以看出，系數主要分布在0附近，且基本呈正態分布。這表明未被觀測到的縣域特征對回歸結果不會產生顯著影響，即前文基準回歸結果較為穩健。

六、進一步分析

（一）異質性分析

1. 地理位置異質性

本文采用國家統計局的區域劃分標準，將2 489個縣域劃分為東部、中部和西部縣域，進一步探討新型城鎮化試點政策對東部、中部和西部縣域基本公共服務均等化水平的影響，地理位置異質性分析結果見表4列（1）至列（3）。可以看出，東部縣域和西部縣域[NU]的系數均在1%的水平上顯著為正，東部縣域系數值為2.379，西部縣域系數值為1.527；中部縣域[NU]的系數值為0.483，且在10%的水平上顯著為正。這表明新型城鎮化試點政策對東部縣域基本公共服務均等化水平的促進作用更顯著。因此，H2得以驗證。

2. 長江經濟帶異質性

按照是否屬于長江經濟帶，本文將樣本劃分為長江經濟帶和非長江經濟帶縣域，其異質性分析結果見表4列（4）、列（5）。可以看出，對于長江經濟帶縣域子樣本而言，[NU]的系數值為1.696，且在1%的水平上顯著為正；對于非長江經濟帶縣域子樣本而言，[NU]的系數值為1.066，且在1%的水平上顯著為正。這表明新型城鎮化試點政策對長江經濟帶縣域基本公共服務均等化水平的促進作用更顯著。因此，H3得以驗證。

3. 經濟發展水平異質性

本文借鑒相關研究［47］，依據是否屬于原國家級貧困縣，將樣本劃分為原國家級貧困縣縣域和非貧困縣縣域，結果見表4列（6）、列（7）。可以看出，對于原國家級貧困縣縣域子樣本而言，[NU]的系數值為1.060，且在1%的水平上顯著為正；對于非貧困縣縣域子樣本而言，[NU]的系數值為1.455，且在1%的水平上顯著為正。這表明新型城鎮化試點政策對非貧困縣縣域基本公共服務均等化水平的促進作用更顯著。因此，H4得以驗證。

（二）機制分析

1.產業結構升級

表5列（1）和列（2）為產業結構升級的機制檢驗結果。由列（1）可知，新型城鎮化試點政策對產業結構升級的影響系數不顯著，于是進一步進行Sobel檢驗，Sobel檢驗結果顯示Z值為1.988，P值為0.047。由列（2）可知，產業結構升級的系數值為0.578，且在5%的水平上顯著；[NU]的系數值為1.428，且在1%的水平上顯著。這表明新型城鎮化試點政策能夠通過推動產業結構升級促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，H5得以驗證。

2. 技術創新

表5列（3）和列（4）為技術創新的機制檢驗結果。由列（3）可知，[NU]的系數值為0.134，且在1%的水平上顯著，表明新型城鎮化試點政策能夠顯著促進技術創新。由列（4）可知，[NU]和技術創新的系數均在1%的水平上顯著為正，表明新型城鎮化試點政策能夠通過推動技術創新促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，H6得以驗證。

（三）調節效應分析

1. 政府干預

政府干預的調節效應見表5列（5），可以看出，[NU×Gov]的系數值為-4.208，且在1%的水平上顯著。這表明政府干預在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中發揮了負向調節作用，該結果不符合前文的H7。但如前文理論分析所述，這正驗證了在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中，政府干預存在明顯的門檻特征。

2. 金融發展

金融發展的調節效應見表5列（6），可以看出，[NU×] Fin的系數值為0.443，且在5%的水平上顯著，說明在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中金融發展發揮了正向調節作用，H8得以驗證。

（四）門檻效應分析

1. 政府干預

本文利用Hansen門檻模型來確定門檻數量，對數據進行三門檻估計，計算F值和P值。門檻檢驗結果表明，單一門檻與雙門檻的P值分別為0.050和0.080，均在10%的水平上顯著，而三門檻檢驗的P值為0.410，不顯著。因此，采用雙門檻模型分析政府干預的門檻效應。

政府干預的門檻效應見表6列（1），可以看出，[NU]的系數始終在1%的水平上顯著為正，表明無論政府干預程度如何，新型城鎮化試點政策均能促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。當政府干預程度小于等于0.060時，政策的促進作用最為顯著；當政府干預程度介于0.060和0.114之間時，政策的促進作用有所減弱；當政府干預程度超過0.114時，政策的促進作用最小。這表明隨著政府干預程度的加深，新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的促進作用會顯著減弱。

2. 金融發展

本文對數據進行三門檻估計，得到F值和P值。結果顯示，單一門檻的P值為0.060，在10%的水平上顯著，而雙門檻檢驗和三門檻檢驗的P值分別為0.493和0.473，均不顯著。因此，選擇單一門檻模型分析金融發展的門檻效應。

金融發展的門檻效應見表6列（2），可以看出，[NU]的系數始終在1%的水平上顯著為正，說明無論金融發展水平如何，新型城鎮化試點政策均能有效促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。當金融發展水平小于等于0.750時，政策的促進作用相對較小；當金融發展水平超越0.750這個門限值后，新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的正向影響顯著增強。

七、結論與政策建議

（一）結論

本文基于2008—2022年我國2 489個縣域面板數據，測度縣域基本公共服務均等化水平，并分析測度結果。在此基礎上，構建漸進DID模型探究新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響，并進行異質性分析。此外，進一步探討了新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的影響機制以及金融發展和政府干預在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平過程中的調節作用和門檻效應。研究發現：①新型城鎮化試點政策能夠顯著促進縣域基本公共服務均等化水平的提升，在經過排除返鄉創業試點政策的干擾、排除異常值的干擾、PSM-DID等穩健性檢驗后該結論依然得到驗證。②新型城鎮化試點政策對縣域基本公共服務均等化水平的促進作用在東部縣域、長江經濟帶縣域和非貧困縣縣域更加顯著。③新型城鎮化試點政策能夠通過推動產業結構升級和技術創新促進縣域基本公共服務均等化水平的提升。④在新型城鎮化試點政策影響縣域基本公共服務均等化水平的過程中，政府干預起負向調節作用，且存在雙門檻效應；金融發展起正向調節作用，且存在單一門檻效應。

（二）政策建議

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，持續發揮試點地區的示范帶動效應。首先，政府應持續推進新型城鎮化試點政策，通過試點探索建設過程中存在的問題，在制度和機制上率先實現突破，形成具有中國特色的新型城鎮化路徑。其次，要堅持頂層設計與基層創新協同推進，遵循“試點實踐—合法性確認—制度化推廣”的邏輯，科學安排試點工作的時間、節奏以及方向，在政策許可范圍內積極開展創新探索。最后，在推進新型城鎮化試點的過程中，應聚焦縣域建設中的關鍵問題，兼顧基礎改革與發展需求，探索具有針對性、創新性和差異化的試點模式，將成功經驗及時推廣，以在更廣范圍內發揮示范效應。

第二，充分發揮產業結構升級和技術創新的正向作用。在新型城鎮化試點政策促進縣域基本公共服務均等化水平提升的過程中，產業結構升級和技術創新起重要的正向作用。因此，政府可以制定相關政策鼓勵科技創新企業落戶縣域，推動智慧醫療、智能教育等新興產業的發展，加快縣域產業結構升級和技術創新。同時，產業結構升級和技術創新的實現離不開完善的信息基礎設施。政府應大力投資縣域的互聯網、物聯網、5G網絡等基礎設施建設，特別是在偏遠地區，應提升信息技術普及率，為智能化公共服務的提供奠定基礎。通過運用大數據、物聯網等新技術，有利于推動不同縣域的產業合作與技術創新，促進區域協調發展，進而有利于提升縣域基本公共服務均等化水平。此外，利用新技術可以實現對縣域基本公共服務供給水平進行動態監控，提升公共服務供給能力、供給效率和供給質量。

第三，因地制宜實施新型城鎮化試點政策。在推動新型城鎮化試點政策實施的過程中，要避免單一化、一刀切的做法。各個縣域在資源稟賦、經濟社會發展基礎、自然條件等方面存在差異，導致其在推進新型城鎮化進程中所面臨的挑戰和發展路徑不盡相同。因此，應根據各地的資源稟賦、自然條件以及經濟社會發展基礎，充分考慮每個縣域的特點，因地制宜制定符合其實際情況的新型城鎮化試點政策，推動差異化發展。對于東部縣域、長江經濟帶縣域以及非貧困縣縣域等較發達地區，應充分發揮其示范作用和帶動效應。這些地區往往具備較好的基礎設施、強勁的經濟實力和成熟的市場機制，可以在新型城鎮化的探索中充當“先行者”和“領頭羊”，通過積累經驗、探索創新路徑，為貧困縣縣域提供可借鑒的樣板和實踐經驗，推動整體新型城鎮化進程的加速。對于中西部縣域、非長江經濟帶縣域和原國家級貧困縣縣域等發展相對滯后的地區，可以通過充分利用當地的特色資源、獨特文化和生態優勢，結合技術創新，推動具有地方特色的產業發展，進而帶動縣域經濟發展，最終提升基本公共服務均等化水平。

第四，充分發揮有為政府和有效市場的作用。在推進新型城鎮化試點的過程中，要充分發揮有為政府和有效市場的作用，使兩者有機結合，促進新型城鎮化和縣域基本公共服務均等化的協調發展。首先，應加強政府在規劃制定、政策實施、公共服務提供等方面的職責。政府應頒布相關政策引導資源合理流動，確保公共資源尤其是教育、醫療等公共服務向貧困縣縣域傾斜，保障縣域基本公共服務均等化。此外，政府還應完善法律法規和制度環境，為市場主體參與新型城鎮化建設提供良好的營商環境和穩定的政策支持，發揮監管職能，防范市場失靈和不公平競爭。同時，要避免政府的不合理干預，防止過度行政干預造成資源配置的低效和僵化。其次，應充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，鼓勵市場力量的充分參與。市場可以通過引入社會資本、市場化運作機制，激發企業和社會力量參與新型城鎮化建設。總之，在推進新型城鎮化試點的過程中，有為政府應積極制定宏觀政策和提供基礎保障，而有效市場則應在具體執行和資源配置中發揮核心作用。

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［責任編輯：余 芳］

收稿日期：2024-10-17

基金項目：國家社會科學基金后期資助項目“公共服務價值的實現機制與評估體系研究”（20FZZB015）；教育部人文社會科學研究規劃基金項目“基本公共服務均等化實現程度的評價指標體系研究”（20YJA810002）

作者簡介：郭金云（1978—），男，浙江玉環人，教授，博士生導師，博士，研究方向：公共服務，公共政策；

鄭艷紅（1998—），女，福建寧德人，博士研究生，通信作者，研究方向：公共政策評估，公共服務，環境經濟。