农村公共服务效率评估及其影响因素分析——以湖北省为例

2016-01-11罗芳,马卫民,孙彩虹等

三峡大学学报（人文社会科学版） 2015年2期

罗芳，马卫民，孙彩虹，周业旺

(黄冈师范学院商学院，湖北黄冈438000)

摘要：湖北作为一个农业大省，农村公共服务供给效率的高低对其向农业强省迈进起着决定性的作用，因此，农村公共服务效率的准确测度与评价显得尤为重要。超效率DEA模型估算发现，1990-1995年湖北农村公共服务效率呈“U”形，之后逐年递减；OLS法回归结果表明，经济发展水平和城市化程度对农村公共服务效率有显著的负影响，农民收入水平对其有明显的正效应，而财政分权度则无显著作用。

关键词：农村公共服务；服务效率；湖北省

收稿日期：2014-10-20

作者简介：罗芳，女，黄冈师范学院商学院副教授，经济学博士。

中图分类号：F 30文献标识码： A

一、引言

农村公共产品是农业发展的基础和保障，为农民提供良好的公共服务关系到农村经济和社会的可持续发展。长期以来，在公共分配的城乡二元结构框架下，我国农村公共服务短缺，导致农业发展后劲不足，农村经济社会发展受到严重制约。党的十六大提出“统筹城乡，以工哺农，以城带乡”的发展战略为提升农村公共服务水平创造了良好的机遇。一方面，通过建立覆盖城乡、惠及全民的公共服务供给体系，政府逐渐加大了对农村公共服务的投入；另一方面，不得不承认，在相当长的时期内，相对于农村居民的公共服务需求而言，国家的财力和资源是极其有限的。充分发挥现有公共资源的使用效率，最大限度地满足农民的公共服务需求，是化解需求与供给这对矛盾的首选之策[1]。因此，对农村公共服务效率的评估及其影响因素分析有较强的现实意义。

关于农村公共服务效率的评价，国内外研究主要从供给效率评估和评估方法论研究两方面展开。对于供给效率的评估。Buchanan对美国农村社区公共产品供给效率的研究证明，在收入水平提高的情况下，私有化可以提高“俱乐部”产品的供给效率[2]。Hume等早期福利经济学功利主义者认为，最公平的公共产品供给就是最有效率的[3]。Ferris和Graddy指出，不同投资主体供给公共服务的效率各异，公共部门具有效率较高以及成本节约的优势[4]。Rainey和Steinbauer的研究发现，在“利他主义”动机下，政府将高效率地供给部分公共服务[5]。Fang和Norman认为，“集成化”的供给方式能够提高公共服务效率[6]。Wang提出，强制性和诱致性供给制度的混合不仅促进了中国农村公共物品的有效供给，而且是必需的，因为在转型期，产权机构还未建立，在诱致性供给制度不能完全满足农村公共物品需求时，强制性供给制度不仅能弥补其不足，而且还能防范不规范行为的发生[7]。朱玉春等发现，中国农村公共服务纯技术效率和规模效率均呈梯度变化特征，即东部高于中部，中部又高于西部[8]。张鸣鸣指出，中国农村公共产品投入总量长期不足，其中结构性供给不足显著，供给中技术效率不稳定且规模效率低下，进而使农村公共产品呈现显著供给无效率状态[9]。彭国甫提出，湖南省11个地级市州政府1995-2002年的公共事业管理绩效水平整体上呈“U”字形的态势，并且各地级市州政府的绩效存在明显差异[10]。

对于效率评估方法论研究。公共服务效率评估的方法主要有“3E”评价法、成本-效益分析法、量本利分析法、半参数分析法和计量建模方法等，其中最常用的是DEA-Tobit二阶段分析法。1960年，美国会计总署最早提出了评估政府工作效率的“3E”，即经济(Economy)、效率(Efficiency)和效益(Effectiveness)评价法。1973年，美国启动“联邦生产率测度项目”，运用成本-效益分析法进行了效率评估[11]。Afonso和Fernandes运用DEA和参数分析法，研究了葡萄牙Norte和Centro等5个地区指出，某些城市的公共服务供给非有效是因为市政当局偏好其他的产出集，环境因素即社会经济因素是可能约束非有效DMU向生产可能性边界改进的重要原因[12]。孙璐等利用因子分析与DEA方法对“长三角”地区16个城市的公共服务效益进行了对比分析[13]。唐娟莉采用DEA-Tobit两阶段评价模型对中国31个省(区、市)农户满意的农村公共服务效率及其影响因素进行了实证研究，研究表明，不同地区农村公共服务投资的结构效率呈现出梯度变化特征，即东部地区比中部地区高，而中部地区又比西部地区高[14]。陈俊红等采用参与式评估法，即根据DIY调查表，调查对象对所在社区需要政府投资建设项目的紧迫程度进行排序，研究利用调查结果估算了各项公共产品的优先指数，指数值越大需求强度越大[15]。此外，还有满意度指数法[16]、综合指数法和评价指标体系构建[17]等。综上所述，对于供给效率的评估，已有研究过多关注城市，对农村公共服务的重视不足；效率评估的方法也大都采用DEA-Tobit，该方法的缺陷在于不能直接得出公共服务影响因素的边际效应。本文采取的超效率DEA模型得到的效率值在“1”处非截断，因此，无需使用Tobit“删失”模型，而是利用OLS法，该方法的优势在于回归结果代表解释变量对因变量的边际影响。

二、研究方法与理论模型

数据包络分析(DEA)的CCR和BCC等传统模型将决策单元分为两类：有效和无效。由于DEA有效单元的技术效率、综合技术效率都为1，无法获知有效单元之间的相对效率。超效率DEA为DEA的拓展形式，弥补了上述缺陷，使效单元之间也能进行比较。除DEA有效的被评价单元不包含在参照集中之外，超效率模型与BCC模型相同，定义为[18]：

(1)

其中，Xj、Yj分别为决策单元j(j=1，…，n)的m维投入向量和s维产出向量；Ej为标量，定义为技术参照集内单元j的投入向量(单元j生产产出向量必需的)所占份额，Z为密度(intensity)向量，单元k的密度记为zk，δ为非阿基米德无穷小量，e′为n维行向量(1，…，1)。

对于非DEA有效的单元，(1)式估算的结果与BCC模型的相同；对于DEA有效的单元，(1)式将被评价单元剔除后再行计算，其效率大于1[18-19]。如图1所示，假设有5个决策单元A-E，2个投入X1、X2，1个单位产出。以DEA有效单元C为例，BCC模型的效率前沿为ABCD，综合效率=OC/OC=1；超效率模型的效率前沿为ABC′D，效率=OC′/OC>1。DEA无效的单元以E为例，BCC和超效率模型的效率前沿都为ABCD，估算的结果相等，效率=OE′/OE<1。

图1　超效率DEA模型

三、变量选择与数据来源

农村公共服务是指为满足农业生产与农民生活的公共需要，农村地区提供的具有一定非排他性和非竞争性的社会服务，包括农田水利设施、生态林网建设、大型农业基础设施、“四通”(通道路、桥梁、电网和通讯)工程、教育、医疗卫生、农业科研与农技推广、农业信息和农村文化娱乐设施等[11]。评估农村公共服务投资的效率，既要考虑概念的内涵与外延，又要兼顾研究方法的可操作性与数据的可获得性。鉴于此，选取4个投入指标：1)投入农村基础教育的财政支出x1(万元)。基础教育包括小学和初级中学，主要依靠各级政府的财政投入及转移支付，是农村重要的公共支出组成部分；2)投向农村卫生、社会保障和福利业的固定资产x2(10万元)。由于农村医疗卫生、社会保障和福利事业的发展水平在很大程度上取决于固定资产的投入规模，因此用此规模变量来表征发展水平；3)农业基本建设投资x3(千万元)。农业基本建设投资是与农业生产直接相关的能带来农业总产值提高的基础投资，包括农村道路修缮与养护、农田水利设施建设及农业科技推广与普及的相关硬件设施建设等；4)农村社会救济费x4(万元)。目前，自然灾害频发，仅靠当地农民自救已不能很快恢复生产与生活秩序，需要得到政府的帮扶与救助才能避免因灾返贫。同时，广大农村地区虽然已经走上致富奔小康的道路，但是仍有一部分缺乏主要劳动力或致富技术的家庭需要从政府获得基本的生活救济，因此，这部分费用也是财政支出主要组成。

选择4个产出指标：1)农村小学、普通和职业初中专任教师数y1(千人)。小学及初中专任教师数量可以反映基础教育的产出能力；2)乡村医生和卫生员数y2(百人)。医生和卫生员数量能表明农村医疗卫生的发展水平；3)有效灌溉面积y3(万公顷)。有效灌溉面积决定了农业产出水平，反映了农田水利设施的完善程度；4)农村社会养老保险参保人数y4(万人)。社会养老保险参保人数代表了农村社会保障的建设水平。

数据来自历年《湖北统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》和《中国教育经费统计年鉴》等。由于原始数据不能完全满足研究需要，部分数据经过简单的处理，如农村基础教育的财政支出x1的计算公式为：农村小学生均财政预算内经费支出×小学在校生数+农村初中生均财政预算内经费支出×(普通初中在校生数+职业初中在校生数)；另外，还有个别年份的数据缺失，笔者用科学的内插法和外插法做了补充。由于研究的样本期为1990-2011年，时间跨度较长，为剔除通货膨胀对结果的影响，与价格波动相关的投入指标x1-x4按基期即1990年价格计算。

四、效率评估结果及其分析

研究采用DEA-Solver Pro9.0软件，根据径向、非径向以及规模报酬不变(CRS)和规模报酬可变(VRS)，将超效率DEA分为10类。传统的径向技术距离函数[20]只能在产出(投入)一定的条件下，分析投入(产出)向生产前沿面的径向缩减或扩张程度[21]。实际上，由于投入(产出)受到客观条件的约束或决策者偏好的影响，不满足径向逼近生产前沿面的要求，因此，这里采用更具一般性的非径向方法。另外，因为受到地方财政预算的硬约束，以及中央下拨计划有限，湖北农村公共服务资金投入严重不足，在短期内不可能急剧扩大投入规模，换言之，短期内可视为投入不变，所以研究选择产出角度，即投入既定时的产出最大化。总之，非径向、产出角度、规模报酬不变超效率(Super-SBM-O-C)模型最适合湖北省的情况，以下分析将基于该方法。模型估算的结果如表1所示，并对效率值做了排序。

表1　Super-SBM-O-C模型的估算结果

为直观起见，根据表1的结果数据绘制出图2。由该图可见，1990-1995年，湖北农村公共服务效率呈“U”形，1995年之后逐年递减。这一结果与湖北省政府部门提出的“中部崛起”战略和“壮腰工程”极不相称，究其原因，主要有如下两点：一是虽然湖北财政支农支出呈总体上升趋势，1999年以前平稳缓慢增长，之后随着积极财政政策的实施，大量财政资金投入农业领域，财政支农支出急剧上升，但是，财政支农支出占财政支出的比重波动较大，并且一般都在10%以下，这表明支农资金的投入相对于农业发展的需要仍显不足[22]。二是湖北农村生产性公共产品供给处于结构性失衡状态，如农田水利灌溉设施陈旧，设备利用率低，农业固定资产投资不足，机械化水平偏低，农业科技投入不够等。以科技投入为例，近年来湖北省虽然不断提高农业科技投入力度，但仍低于政府对所有行业科研投资的平均水平，政府对农业科研的投资强度也低于其对全社会科研的总投资强度[23]。

图2　Super-SBM-O-C模型效率

五、效率改进

DEA-Solver Pro 9.0软件给出了所有DEA有效和非有效DMU的效率改进值，包括目标值、松弛和比例等，其中，目标值是指原始数据投影到效率前沿上的值，松弛是目标值与原始数据之差，表示投入或产出需要改进的值，比例为需改进的百分比，等于松弛除以原始数据。因篇幅有限，表2仅给出了1990、1997、2004和2011年等4个代表性年份的改进值。

表2　DMU的效率改进

由表2可见，1990年是DEA有效的，超效率E=1.003。若用CCR或BCC等模型，则DEA有效单元无需改进，DEA弱有效或无效单元产出指标的改进即松弛都是正数，表示在现有投入水平上，产出有多大的增进空间。但超效率DEA为有效单元提供了改进方案。y3的松弛等于-2.822，可以解释为在现有投入水平上，即使有效灌溉面积y3降低2.822万公顷，1990年依然处于DEA有效状态，换言之，该松弛是决策单元保持DEA有效的下限；松弛占原始数据的比例为-1.210%。1997年是DEA有效的，E=1.008。y4的松弛为-10.315，占比为-3.140%，表示1997年保持DEA有效的下限是农村社会养老保险参保人数y4减少10.315万人。

2004年是非DEA有效率的，E=0.558。在现有产出水平上，投入农村基础教育的财政支出x1、农业基本建设投资x3和农村社会救济费x4分别减少90640.409万元、27.433千万元和4266.778万元，就可以实现DEA有效。x1、x3和x4的松弛占比分别为-46.950%、-61.920%和-90.010%。在现有投入水平上，农村小学、普通和职业初中专任教师数y1、乡村医生和卫生员数y2、有效灌溉面积y3和农村社会养老保险参保人数y4分别增加192.035千人、485.431百人、114.171万公顷和109.751万人，就可以实现DEA有效。y1-y4的松弛占比分别为83.950%、142.660%、55.130%和35.240%。2011年与2004年类似，从略。

综上所述，1990年和1997年代表了DEA有效的年份，其他年份如1994、1995、1996等(见表1)与之相似。即使产出水平有所下降，只要不超出松弛下限，这些年份依然是DEA有效的。该结论的政策含义是，对于出现DEA效率大于1的年份，可以适当调整财政支出结构，如在不改变DEA有效的前提下，降低有效灌溉面积，将节省出来的财政资金用在提高农村医疗卫生条件等方面。2004年和2011年代表了DEA无效的年份，其他年份如1991、1992、1993等(见表1)与之相似。对于DEA无效的年份，可以从既定投入下的产出最大化和既定产出下的投入最小化两个途径进行改进。具体而言，既定投入的产出最大化，可以采取财政总支出不变，调整支出结构，以2004年为例，适当减少x1、x3、x4的投入量，将节省的资金投向x2，就可以提高公共服务产出水平。既定产出的投入最小化，可以在保持现有公共服务水平不变的前提下，减少公共投入，如2004年减少x1、x3、x4的投入量。显然，如前文提到，既定投入下的产出最大化更符合湖北省的农村基础设施不足的现实，既定产出的投入最小化不可取。

六、农村公共服务效率的影响因素分析

与传统DEA模型不同，超效率DEA估算的效率在1处未截断，因而无需采用Tobit删失模型。如果时间序列满足平稳性条件[24-25]，可以利用普通最小二乘(OLS)法，从该方法的参数估计值可以直接看出解释变量对因变量的边际效应，而Tobit模型则不能。回归方程如下：

Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+μt(2)

其中，β0-β4为待估参数；Y为农村公共服务效率；X1为人均GDP(元)，代表经济发展水平；X2为地方财政收入占全国财政收入的比重(%)，代表财政分权度；X3为农民人均纯收入(元)，代表收入水平；X4为城市人口比重(%)，代表城市化水平；μ为误差项。预期经济发展水平、财政分权度、农民收入水平和城市化水平等都对湖北农村公共服务效率有正的影响。

数据来源同前。人均GDP和农民人均纯收入按1990年不变价格计算，以剔除样本期价格波动的影响。利用统计软件EViews6.0并采用OLS法的回归结果如下：

Yt=2.2192-0.0002X1t-0.0045X2t+

0.0004 X 3t-0.0356 X 4t(3)

se=(0.4444)(0.0001)(0.0036)(0.0001)(0.0099);t=(4.9939)(-3.4613)(-1.2544)(3.2389)(-3.6105);P=(0.0001)(0.0030)(0.2267)(0.0048)(0.0022);R2=0.9367，F=78.6703，P(F-stat.)=0.0000，D-W stat.=1.5787。

表3　残差序列自相关-偏自相关分析图

在解释结果前，需对模型的适合性进行检验。D-W统计值d=1.5787，查α=5%的D-W临界值表得dL=0.958，dU=1.797，dL

式(3)中，F统计值为78.6703，相伴概率为0.0000，表明模型的整体回归效果较好。X1在1%水平上显著，人均GDP增加1元，湖北农村公共服务效率反而平均下降0.0002，这一结果与我们的预期相左，主要原因是，湖北财政支农支出并未与GDP同步增长，财政支农支出占农业总产值的比例，除2011年突破18%外，其他年份都在10%以下，可见政府财政支农的力度不够阻碍了农村公共服务效率的提高。X2在10%水平上不显著，说明财政分权度对湖北农村公共服务效率无显著影响，根本原因是，近年来湖北省乃至全国的财政分权度都不高，一直在50%以下徘徊，财权与事权的不匹配严重挫伤了地方政府履行服务型政府职能的积极性。X3在1%的水平上显著，农村居民人均纯收入增加1元，公共服务效率平均提高0.0004，与预期一致。X4在1%的水平上显著，城市人口占总人口比重增加1%，湖北农村公共服务效率反而平均下降0.0356，这是因为，虽然党的十六届四中全会明确了“工业反哺农业，城市支持农村”的政策取向，但并未真正进入实施阶段，从近年来城乡居民收入比始终保持在“3”倍以上的差距就足以说明。

七、主要结论及其政策含义

综上所述，可得出以下重要结论：近年来，湖北农村公共服务效率逐年下降表明，经济发展水平越高，农村公共服务效率反而越低；农村居民收入水平的提高对公共服务效率有促进作用；城市化程度加深反而降低了农村公共服务效率，财政分权度对农村公共服务效率无显著影响。因此，需要采取相应的对策措施予以应对。从湖北农村公共服务财政投资情况看，要加快农村公共投资型财政体制向公共服务型财政体制转化的步伐，就必须合理地调整财政支出结构，逐步提高农村公共服务支出在公共财政支出中所占的比重，促使社会性农村公共服务和经济性农村公共服务供给的相互协调。同时，也要加大对农民急需公共服务的投入力度，加快建立和完善社会保障体系、农村公共就业服务体系、农村科技与信息服务体系等。通过财政支出结构的合理调整，以此建立健全结构合理、层次分明、投资科学、权责对称的农村公共服务投资体制。

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