多种公共服务均等化供给的实现机理与异质性影响因素研究

曾世宏，杨 鹏

（1.湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201;2.湖南科技大学 湖南创新发展研究院，湖南 湘潭 411201）

一、引言与文献综述

我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。在公共服务领域主要表现为公共服务需求快速增长与供给相对不足的矛盾。促进公共服务均等化供给是提高公共服务供给质量和效率，满足人民日益追求美好生活需要的重要保障。而我国基本公共服务供给缺口严重制约人民日益追求美好生活需要[1]；[2]4。推进供给侧结构性改革，促进基本公共服务资源均等化配置，是引领我国经济社会发展新常态的重要举措。那么，实现基本公共服务均等化供给的内在机制是什么，有哪些因素影响基本公共服务的均等化供给？

Wagner在1965年从财政支出的视角最早提出公共服务概念，认为国家财政是提供公共产品和公共服务需要支付的货币。公共服务具有非排他性和非竞争性，单纯依靠市场机制供给公共服务必然导致效率缺乏，政府必须成为公共服务的供给主体[3]3。政府的政治程序和组织结构在很大程度上决定了公共服务的供给质量和供给效率[4]15。基本公共服务满足的是普通社会群体共同的基本消费需求，需要政府通过各种手段来实现基本公共服务供给的效率与公平。

国内外学者基于不同视角对基本公共服务均等化供给及其影响因素进行了研究。基本公共服务均等化不是简单的平均化，而是机会均等和效果均等[5]31。基本公共服务均等化在于政府对于不同社会阶层实行相同的行政管理制度，目的在于平等解决社会成员在基本生存层面的问题[6]45。对基本公共服务供给中公平与效率的权衡，包含地区间财力均衡配置[7]15。常修泽从政府职能与市场力量作用对比中将基本公共服务均等化提升到制度安排的高度，认为它是弥补市场失灵的重要手段[8]66。王谦从农民现实需求出发认为基本公共服务均等化需要加强农业基础设施等公共服务的供给[9]52。Steven用问卷调查形式研究了基本公共服务的构成要件[10]521。

一些学者着重强调了政府责任缺失的严重影响，认为政府在基本公共服务领域应承担更多责任[11]10。消费者对公共服务的需求有上升趋势，国家需要提供能满足与人口相匹配的公共服务，公共服务的覆盖层次需要政府干预来扩大[12]。不同地区政府行政能力对公共服务均等化程度有着很大的影响[13]。同时人口外流对公共服务支出具有显著影响[14]175。城乡二元结构也是影响公共服务均等化供给的主要因素[15]15。改革户籍制度是改变城乡二元制度，实现基本公共服务均等化的当务之急[16]21。张开云提出制度障碍及其路径依赖性是造成当前我国基本公共服务非均等化的根源[17]。另外一些学者也基于地方财政对公共服务均等化供给影响提出了相对应看法。刘成奎分析了财政分权、地方政府城市偏向对基本公共服务均等化的影响[18]25。财政支出比例的提高并没有提高公共服务均等化程度，反而由于财政政策的城市偏向原则造成基本公共服务差距扩大[19]30。政府需要引导财政支出由经济建设向民生财政倾斜[20]27。通过依次加强乡村基础设施建设、乡村基本公共教育和乡村医疗卫生发展，改善我国城乡基本公共服务供给不均等问题[21]40。在商业化和信息化时代的监管体系、消费者期望与基础设施需求对公共服务均等化供给也具有一定影响[22]。

基本公共服务的均等化供给对促进经济增长和实现收入公平分配具有重要意义。Singh从长期均衡和短期均衡两个角度研究了印度公共服务部门和GDP增长的关系，发现稳定的公共服务均等化程度有助于工业和农业的经济增长[23]3925。Yoshida和Masatosh通过运用公共服务供给的垄断竞争两部门模型，揭示了政府的公共服务支出对国民收入增长有显著促进作用[24]272。因此，基本公共服务的均等化是我国实现供给侧改革的题中应有之义。从有关公共服务均等化研究成果，可以看出国内外学者对公共服务均等化影响因素都有着各自不同的看法和研究结果，但并未考虑多个因素同时对公共服务供给的影响，同时也未考虑公共服务供给的异质性，不同因素对不同种类的公共服务供给影响程度是不同的。

本文的主要创新之处在于继承已有文献研究成果基础上，构建了基本公共服务均等化供给的实现机理模型与测度指标，并基于2005—2016年我国省级面板数据，运用面板计量模型对我国教育、医疗、卫生与社会保障领域基本公共服务均等化供给的主要影响因素进行实证检验，并从供给侧结构性改革的视角提出了实现基本公共服务均等化供给的具体对策建议。

二、理论模型与检验假说

本文在消费者的效用基础理论模型中加入了影响消费者公共服务消费的影响因素，结合国内外学者的研究成果，形成了新的理论模型。假定消费者选择行为符合预算约束的效用函数，将私人消费商品x的价格标准化为1，并且所有居民依法享有均等的公共服务消费水平。我们用z表示个人的公共服务消费量，价格为pz，Z为社会公共服务消费总量。用ym表示人均收入，ti表示税收份额，T表示总税收。那么，个人的效用函数可以表示为：

他的预算约束函数为：

其中，bm代表税基，个人的需求函数也同样受制于政府预算，即：

上式中，tB代表总税收，G代表政府间的财政转移，u为影响公共服务消费的城镇化参数，数值越大表示城镇化水平越高，说明要求提供的公共服务消费量也越大。把公式（3）变形，可得：

由于公共服务的消费质量还取决于公共服务提供的均等化程度γ以及人口总规模N，或者城市人口密度。根据Bocherding和Deacon(1972)的理论，把公共服务消费的拥挤函数进一步可以改写成：

其中，γ代表公共服务提供的均等化指数，如果它的值为0，意味着公共服务完全均等化提供，如果γ介于0到1之间，意味着公共服务提供较为均等，如果γ大于1，意味着地区公共服务提供越不均等。

整理上述式（3）和（5）得：

其中，ya为加入了政府转移支付的人均可支配收入，g=G/N，b=B/N，B 为总税基。（6）式的含义为包括政府间财政转移支付在内的居民人均可支配收入全部用来购买私人消费品和公共服务(bm/b)uγ-1z，把（6）式变形，可得：

将（7）代入消费者效用最大化函数（1），可得：

对（8）式求最优化解，可以得到居民公共服务的消费需求函数，即：

我们把公共服务的税收价格定义为居民购买公共服务的边际成本，也就是居民人均可支配收入对公共服务消费量求偏导，即：

假定每个消费者知道他的税收价格，并可以决定他能够享受的公共服务的消费量。依据（9）式给出的居民公共服务消费需求函数，并且加入具有固定的价格和收入需求弹性β1和β2，则居民公共服务的消费需求函数可以写成：

其中，a为政府提供公共服务的效率，将（10）式代入（11）式，居民公共服务的消费需求函数进一步可变为：

把式（12）代入式（5）得到：

对公式（13）进一步变形，我们可以得到一个关于公共服务消费均等化提供的函数关系式，即：

由（14）式可得：

（15）式表明，税收份额越大，政府提供公共服务的能力越强，公共服务均等化提供的可能性越大，公共服务均等化指数就越小；政府提供公共服务的效率越高，公共服务均等化提供的可能性就越大，公共服务均等化指数就越小；城市化率越高，说明公共服务均等化提供的可能性越大，公共服务均等化提供指数也就越小；人均可支配收入越高，公共服务均等化提供的可能性就越大，公共服务均等化指数就越小。

检验假说：基本公共服务提供的均等化程度人口结构呈负相关关系，与地区税收份额、政府公共服务供给效率、城镇化水平、地区经济发展水平呈正相关关系。

主要推论：根据公共服务均等化指数与公共服务提供均等化程度的关系，进一步得到公共服务均等化指数人口结构呈正相关、与地区税收份额、政府公共服务供给效率、城镇化水平、地区经济发展水平呈负相关。

三、公共服务均等化指数测度及变化趋势

在前文中已经对公共服务均等化供给进行了理论模型分析，分析了不同影响因素对公共服务均等化能力的影响。而公共服务均等化能力是一个抽象的名称，只有把它转化成一个可以衡量的指标才能进行进一步实证研究，因此我们需要构建一个相对应的基本公共服务均等化指数来测度和衡量公共服务均等化能力大小。

（一）基本公共服务均等化指数构建

从国内外基本公共服务均等化的研究和实践来看，基本公共服务均等化是一个复杂的过程，涉及各个方面，影响的范围也较广。而实现基本公共服务均等化本身是一个循序渐进的过程，不同阶段侧重的重点和需要解决的问题都有可能不同。基本公共服务均等化很难直接度量，通常用地区间财政支出均等化程度表示基本公共服务均等化程度。基本公共服务均等化更接近于政府财力均等化的概念，因为各个地区居民所享受的公共产品主要由两部分构成：一部分是由中央政府提供的全国性公共产品，从理论上讲地域差别不大：另一部分是各个地方政府提供的地方性公共产品，其供给水平由地方政府的财力决定。各地区政府财政能力的差异是导致不同地区基本公共服务水平不均等的重要原因之一。

基本公共服务均等化是指政府在不同时期按照同一标准为社会公众提供基本的、大致均等的基本公共服务。本文采用基本公共服务均等化指数来测度我国基本公共服务均等化供给水平，该指数的创建主要使公共服务均等化程度能够在一定程度得到量化，由于它来源于地区间财政支出，因此与前文的机理模型中的影响因素息息相关。由式（16）给出。测度所用原始数据来源于《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。

（16）式中i,j,t分别代表指数类别，地区和时间，xi,j,t代表不同时期和不同地区，第i类基本公共服务扣除价格因素后的实际值，ui,t是第i类公共服务在时期t的平均值，σi,t是第i类公共服务在时期t的标准差。（16）式的数学含义是先对某一时期某类公共服务的实际值进行标准化后，除以该标准化值的最大数，得到j地区在t时期的第i类公共服务中的相对位置。由于标准化后的相对值存在负值，但其绝对数小于1。所以，用1减去标准化后的相对值，得到正的基本公共服务均等化供给指数。不难看出，该指数值越小，说明该地区基本公共服务供给的均等化程度越高，指数越大，说明该地区基本公共服务供给的均等化程度越低。0＜Indexi,j,t＜1，说明基本公共服务供给相对均等，Indexi,j,t＞1说明基本公共服务供给不均等。

（二）基本公共服务均等化指数变化趋势

对31个省级行政区域同年的人均教育支出均等化指数、人均医疗卫生支出均等化指数和人均社会保障与就业支出均等化指数取均值，可以得到如下2005—2016年基本公共服务供给均等化指数变化趋势图（见图1）。

图1 2005—2016年基本公共服务均等化指数变化趋势

总体来看，除个别年份，我国义务教育、医疗卫生和社会保障等基本公共服务均等化指数都在区间[0.99999，1]之间波动。这说明进入21世纪以来，我国的基本公共服务均等化供给程度得到了显著提高。我国供给侧结构改革其中之一就是优化分配结构，实现公平分配，使消费成为生产力，我国的基本公共服务均等化指数表明在教育、医疗和社会保障方面公共服务均等化相对均等，但均等化程度不高，这与现实情况是相符合的。同时，基本公共服务均等化指数量化有助于下文的实证检验。下面主要检验我国基本公共服务均等化供给的实现机理。

四、基本公共服务均等化供给实现机理的实证检验

（一）变量选择与数据来源

由上文数理模型推导可知，实现基本公共服务均等化供给影响因素有很多，包括地区年末总人口（pyer）、地区税收份额（ts）、城镇化水平(urbn)、政府效率(gove)、人均可支配收入(pcdi)城乡消费差距(urcr)等。将影响因素进一步表示为函数关系为：indexi,j,t=f(urbni,j,t，pyeri,j,t，tsi,j,t，govei,j,t，pcdii,j,t，urcri,j,t…)。由于统计年鉴数据获得连续性的限制，本文重点检验教育、医疗卫生、社会保障与就业等基本公共服务供给均等化实现的主要影响因素。上述凡是属于名义变量值，都用当年地区的价格指数和各类产品或服务的消费价格指数，经过调整，消除了价格因素的影响。本文涉及到的所有解释变量和被解释变量见表1。

（二）变量的描述性统计

各变量的描述性统计如表2所示。

表1 主要变量及其含义

表2 各变量的描述性统计

由表2可以看出，该数据为平衡面板数据，截面数为31，跨期为11，属于短面板。被解释变量中，人均教育支出均等化指数均值为0.972，人均医疗卫生和人均社会保障与就业均等化指数均值都为0.999，接近于1，说明教育、医疗卫生和社会保障与就业基本公共服务均等化供给程度相对较高。

主要的解释变量中，我国各省城镇化率均值为50.31%，意味着我国城镇化率较高。但人均可支配收入水平，城乡消费差距，人均教育支出和人均医疗卫生支出等变量的标准差较大，说明这些影响因素的省际差异较大。

（三）计量模型设定与检验方法

考虑到本文是从义务教育、医疗卫生和社会保障与就业三个行业来分析我国基本公共服务均等化供给的影响因素，我们建立以下的面板计量模型。

其中，αi、βi、和 γi为模型 （17）（18）（19）中各解释变量的回归系数，三个模型分别以人均教育支出、人均医疗卫生与人均社会保障和就业支出的均等化指数作为被解释变量，城市化率、居民人均收入、义务教育在校学生数、人均义务教育、医疗卫生、社会保障和就业公共财政支出、城乡消费差距和总抚养比，作为主要解释变量建立面板模型。

本文首先利用Hausman检验对模型进行了固定效应和随机效应的判断。为了便于观察各解释变量对于被解释变量的显著性影响，我们采用逐步引入解释变量的回归方法。最后，我们对回归结果进行了稳健性检验和内生性检验。

（四）回归结果与异质性分析

在上述三个回归方程中，我们并不能排除误差项与解释变量之间的内生性问题。但如果这些无法观测到的因素不随时间变化，那么这些面板数据的固定效应将会是一致的。表3依次做了三个模型中固定效应和随机效应的Hausman检验，以确定使用具有随机效应还是固定效应的面板模型。豪斯曼检验结果是强烈拒绝原假设（详见表3中 Hausman test栏）。因此，我们认为本文使用具有固定效应的面板计量模型是恰当的。

表3 固定效应与随机效应检验的回归结果

续表3

从表3中回归（1）我们可以发现，对于人均义务教育基本公共服务均等化指数EIEEP回归分析中，变量城镇化ln(urbn)的系数为正，与前文假设不一致，同时并不显著；义务教育在校学生数ln(snce)的系数为正，其代表受义务教育人口规模，总抚养比ln(gdr)的系数为负，结果并不显著，但以上两个变量检验结果与假设一致，可能因为数据选择和处理上有所缺陷，导致结果并不显著。人均可支配收入的对数ln(pcdi)在1%的显著性水平上显著，且人均收入变动1%，教育均等化指数变化0.453个百分点，说明人均可支配收入对教育均等化指数是正向影响的，这与假设并不一致，可能原因是高的人均收入使得高收入家庭对教育需求和教育水平的要求更高，导致公共服务的供给水平要求更高；人均教育财政支出的对数ln(pefe)的系数为负且在1%的水平上显著，这与假设结果是一致的；城乡消费差距urcr和税收份额ts的系数分别在10%和5%的水平上显著，且系数一正一负，这与前面的假设推论是一致的。整体来说，对于教育均等化指数EIEEP的几个影响因素除了人均收入水平外，都是符合理论预期的。

从表3中回归（3）我们可以发现，对于人均社会保障与就业基本公共服务均等化指数EISEE回归分析中，变量城乡差距urcr系数为正，但并不显著，与结论一致。总抚养比ln(gdr)的系数为负，但系数比较小，可能抚养比和人均社会保障与就业的关系程度不大；城镇化变量ln(urbn)在10%的水平上显著，且系数为负，这与之前的假设推论一致。人均可支配收入ln(pcdi)在1%的显著性水平上为正，与前面的假设推论相反，可能原因与上述一致；人均社会保障与就业财政支出ln(pese)的系数在1%的显著性水平上为正，当财政支出变化一个百分点，基本公共服务均等化指数下降0.499；税收ts的系数在10%的水平下显著，且系数为负，与假设推论一致。整体来说，对于人均社会保障与就业基本均等化指数EIMHE的几个影响因素中除了人均收入水平外，都是符合理论预期的。

从表3中回归（5）我们可以发现，对于医疗卫生基本公共服务均等化指数EIMHE回归分析中，变量城镇化ln(urbn)的系数为正，与前文假设不一致，同期变量系数并不显著；变量总抚养比ln(gdr)和地区医院床位数历年ln(thnb)系数都为正，但并不显著；变量人均收入ln(pcdi)的系数同样为正，且在1%的显著性水平下显著，与前面的假设结论相反，可能原因与上述分析一致；人均医疗财政支出变量ln(pemh)在1%的水平上显著，且为负，城乡差距urcr在10%的显著性水平下显著，且其系数为正数，以及税收ts在5%的显著性水平系数为负，且其系数正负与之前的假设结论一致。整体来说，对于医疗卫生基本均等化指数EIMHE的几个影响因素中除了人均收入水平外，都是符合理论预期的。

从上述三个模型的回归结果可以看出，前文假设推论中大部分变量对基本公共服务均等化供给指数的影响都符合理论预期，但人均可支配收入这一解释变量明显与理论预期相反。可能的原因是个人收入水平的增加并不能直接导致基本公共服务均等化供给水平的提高，而是随着个人收入水平提高会使得人们对高端公共服务消费需求水平的提高，从而表现为人均可支配收入与基本公共服务均等化指数呈正向变化。正如在上述模型所表现出的教育、医疗卫生基本公共服务均等化供给指数与人均可支配收入水平成正比。对社会保障与就业而言，因为人们收入的增加会直接导致其购买更高的社会保障水平。例如，收入水平越高的人，可能购买更多的社会保险。对比可以发现不同的公共服务消费的影响因素存在异质性，同一种因素对不同的公共服务均等化指数影响程度不同。

通过前面固定效应的回归模型分析，我们验证了大部分解释变量对被解释变量的影响都是符合理论预期的。但每个模型中还有一些解释变量并没有表现得很显著。因此，通过对三个模型中的解释变量进行逐步回归分析，来验证是否因为后续变量的引进而导致之前的变量从显著变得不显著。回归结果详见表4、表5和表6。

表4反映的是教育均等化供给模型中变量逐个回归。其中，城市化率的系数由最开始的在1%的水平上显著，随着变量的不断加入，而变得不再显著，只有在回归2和3中其系数为负值与前文假设一致；人均可支配收入系数最开始为负数，与前文假设一致，但随着变量的不断加入，系数正负性发生改变，同时在1%的显著性水平上变得显著；义务教育在校学生人数最开始引入回归方程中时其系数为正，且在10%的水平上显著，但随着变量的不断引入，正负性未发生变化，但变得不再显著；教育财政收入引入后，其系数一直在1%的显著性水平上显著，符合预期假设；税收和城乡差距的系数正负性显然都符合理论预期，并分别在10%和5%的水平上显著；总抚养比由于是最后一个引入的变量，其系数为负值，与前文假设一致，但系数并不显著。

表4 模型EIEEP的多个解释变量的逐个回归

表5 模型EISEE的多个解释变量的逐个回归

表5反映的是社会保障与基本就业模型的逐个回归，其中城镇化率变量系数从最开始的不显著到最后变得显著，但其系数一直为正，与预期假设不一致；人均收入的系数一直为正，从第（3）个回归开始，其系数在1%的显著性水平上显著，但正负性未发生改变；社会保障财政支出的引入，其变量系数一直为负，符合预期假设，同时在1%的水平上显著；城乡消费差距的系数为正值，随着变量的引入未发生改变，与预期假设一致，但系数并不显著；总抚养比的系数符合前文的假设预期为负值；随着税收的引入，其系数为负，且在10%的水平上显著，与前文假设一致。

表6 模型EIEEP的多个解释变量的逐个回归

表6反映的是医疗卫生基本公共服务的回归模型的变量逐个回归，其中城镇化率除了回归（2）其系数在10%的显著，其他几个回归中其变量系数为负值，符合理论预期，但都不显著；人均收入变量的引入，在回归（2）中其系数在10%的水平上显著，其他回归其系数在1%的水平上显著，但与理论预期不符合；医疗卫生财政支出在几个回归中在1%的显著性水平上都是显著的，且系数变化不大；城乡消费差距随着变量的加入最后在10%的水平上显著，且系数为正，符合理论预期；随着税收的加入，其系数为负，在5%的水平上显著，符合前文假设；总抚养比和地区医院床位数的引入，其回归系数都为正，符合理论预期，但并不显著。

通过上文回归结果以及P与R2等各项检验指标值分析，可以看出该模型总体拟合效果较好。综上所述，可以得到以下基本判断：在模型（1）中，中国城镇化率在回归分析中对教育均等化指数的影响方向与前文假设是不一致的，人均可支配收入对教育的均等化有显著性影响，但影响方向与前文假设不一致，这可能由于对于义务教育消费来说，随着收入水平提高，之前的收入需求弹性为正，之后收入达到一定程度开始变为负值，更多的中高收入家庭选择在义务教育阶段选择私立的更好的学校。教育财政收入和税收成为改善教育公共服务均等化供给的主要促进因素。在模型（2）中，社会保障财政支出与税收依然是促进社会保障公共服务均等化的主要因素。而城镇化率和人均可支配收入对社会保障的均等化率的影响是显著的，但方向与理论预期相反。在模型（3）中，城镇化率、医疗卫生财政支出、城乡消费差距以及税收都有效促进了医疗卫生公共服务均等化供给，同样人均可支配收入虽然也显著影响医疗卫生均等化供给，但方向与假设相反。

（五）稳健性检验

通过前文理论与回归结果分析，有些解释变量的选取并未达到预期的效果，我们选择其中的一些变量进行变量替换来检验其回归模型的稳定性。

前面理论分析说明，人口因素是影响一个地区教育基本公共服务均等化的一个重要解释变量，但我们上述所作的回归分析中，由于snce义务教育学生数对被解释变量的影响并不显著，为了再次确认人口因素是否是影响教育均等化的重要指标，我们选取一区的义务教育人数占一区年末人口数作为新的解释变量，再次进行回归分析，进一步确认估计结果的可靠程度。设定义务教育学生数占比为rsnce，模型如下：

在对于医疗卫生基本公共服务均等化中，地区医院床位数这一因素在回归结果中并未显示对被解释变量医疗卫生基本公共服务均等化具有显著影响，但从理论上说，当地的医疗设施条件的好坏直接决定了医疗卫生条件水平，因此我们尝试换一个指标重新进行检测，本文选择卫生人员数占当地年末人口的比值rthnb作为替代地区床位数thnb的指标，重新对被解释变量进行回归分析，模型如下：

回归结果通过表7显示，义务教育学生数占比对医疗卫生基本公共服务具有显著影响，且其系数为正，进一步确认了我们前面假设的准确性；同时，地区卫生人员占比对医疗卫生基本公共服务均等化供给具有显著影响，同时符合前文假设推论，使得模型变得更加准确，估计结果更加可靠。

表7 替换变量后重新进行稳健性回归分析

（六）内生性检验

实际上，公共服务均等化供给受到的影响因素显然不限于本文所列举的几个变量。从回归结果中的拟合优度R2值比较低可以看出，我们无法在建模过程中把所有解释变量全部列出，因此三个模型不能排除因为遗漏变量而产生的内生性。

虽然固定效应能去除不随时间变化的个体效应，能够很大程度上消除内生性问题，但如果内生性来自其他暂时未发现的因素，回归结果的一致性就需要慎重考虑。本文假设被解释变量存在二阶自相关，建立如下的动态面板模型：

我们采用两阶段系统GMM方法进行估计，利用相关变量的一阶和二阶滞后项作为工具变量，旨在减轻内生性的影响，通过多种工具变量的选取，对三个模型进行了内生性检验，但未发现模型（23）存在内生性问题，因此选取了存在内生性问题的模型（22）和（24）的结果陈列在表8中。可以看出模型（22）和模型（24）的主要结果与前文相差不大，变量显著性相应增强了，较为稳健，且模型通过了AR(2)和Sargan检验。

表8 EIEEP与EIMHE模型的内生性检验

注：通过两阶段GMM模型(1)表中各个系数下面的圆括号中的值是该系数的 t统计量；(2)***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平上显著。（3）AR(1)和AR(2)的零假设分别是差分后，残差存在一阶自相关和二阶自相关。Sargan test的零假设是工具变量过度识别约束有效。

从表8我们看出，通过尝试多种工具变量的引入，表8的回归结果的显著性与前文的回归基本一致，说明前文的回归结果是可信的，特别是针对教育基本公共服务均等化和医疗卫生基本公共服务均等化两个模型。

五、主要结论与政策建议

（一）主要结论

本文通过引入城镇化率、人均可支配收入、在校学生数、税收份额、城乡收入差距、医院床位数、总抚养比以及三种公共服务财政支出等多种影响因素对我国2005—2016年教育、医疗卫生与社会保障领域等基本公共服务均等化程度进行实证测度。研究发现：

1.虽然近十年我国教育、医疗卫生与社会保障领域的均等化供给程度较高，但城镇化进程并没有显著改善基本公共服务供给的均等化程度。从实证结果可以看出，城镇化对教育和社会保障领域系数为正，但影响的显著程度不高，因此未显著改善公共服务供给均等化程度。

2.随着人均可支配收入水平的提高，居民更多追求高端的非基本公共服务消费需求。通过实证可以看出人均可支配收入对三者的影响系数分别为0.453、0.245、0.638，且在1%的水平上显著，说明人均可支配收入对公共服务均等化指数具有正向影响，使得均等化程度降低。

3.城乡差距仍然是影响基本公共服务均等化供给的主要阻碍性因素。城乡差距影响均等化指数的系数为正，说明城乡差距使得公共服务均等化程度降低。

4.在校学生数、地方政府的税收收入和财政效率能显著改善基本公共服务供给的均等化程度。

5.不同的公共服务的均等化影响因素存在异质性，城乡消费差距对义务教育的影响程度高于社会保障，高于医疗卫生；总抚养比代表的地区人口结构对医疗卫生均等化程度高于义务教育和社会保障。因此，对于实现不同的基本公共服务均等化目标，需要对症下药，针对性地提出解决方案。

（二）政策建议

总体思路是推进公共服务领域的供给侧结构性改革，增强基本公共服务供给的均等化程度，增加非基本公共服务供给的多元化水平，更好地解决人民日益增长的美好生活需要与不平衡不充分发展之间的矛盾。结合本文的实证检验结论，对如何推进公共服务领域的供给侧结构性改革，提出以下政策建议：

1.增加中央政府的财政转移支付，优化现行财税体制。地方政府财税收入是增强区域基本公共服务供给能力的基础。加大财政投入和公共财政转移支付力度，加大对偏远贫困地区的财政支持力度，改革对应的财政制度，建立合理的公共物品成本分摊机制，形成健全的公共财政制度。除了增加中央政府的财政转移支付以外，更重要的是要优化现行财税体制，合理划分中央政府与地方政府在教育、医疗、卫生、社会保障等基本公共服务领域供给的支付比例，提高中央政府在相对落后地区的支出比重。合理开征有利于经济社会可持续发展的新税种，如房产税，作为地方政府的税收收入来源。

2.进一步优化政府财政支出结构，提高政府公共服务财政支出效率。针对性地改变公共服务财政结构，减少用于经济建设类的地方财政开支，加大公共服务领域资金在地方财政的比重，扩大对公共教育、医疗卫生、社会安全服务等方面的财政支出。在地方政府财政收入约束下，增强地方基本公共服务有效供给能力，关键是要提高政府公共服务财政支出效率。要充分发挥政府公共服务财政支出的杠杆作用和撬动能力，充分吸引民间资本投入教育、医疗、卫生和社会保障等基本公共服务领域，积极探索民间资本在基本公共服务领域的盈利模式。政府公共服务财政支出应重点放在基础设施和共享平台的建设。

3.大力倡导分享经济新模式，利用闲置资源优化地方公共服务供给资源配置。人口老龄化加快会进一步增加养老、医疗与社会保障领域基本公共服务供给压力，新的生育政策则会导致教育等基本公共服务需求迅速增加，导致基本公共服务供给缺口增加。为满足人均可支配收入增加提高居民对高端生活服务的消费需求，治理公共服务供给缺口，应该大力倡导分享经济新模式，进一步出台有利于分享经济发展的激励政策，充分发挥教育、医疗、卫生、养老等公共服务领域的民间闲置提供能力，增强非基本公共服务的有效供给能力。

4.鉴于长期以来我国各级政府片面强调经济发展，而不注重社会职责的履行，政府必须尽快建立一套综合且科学的基本公共服务均等化绩效考核制度，健全政府公共服务均等化绩效管理和评估体系，强化各级政府的社会职责。这套体系需要明确各级政府间在提供义务教育、公共卫生和社会保障等基本公共服务方面的事权，健全财力与事权相匹配的财政体制。根据各类公共服务具有不同的性质和特点，各级政府承担的事权责任，也应有所区别。通过监督政府行为来促使政府重视对公共服务的供给，从而改善现有的公共服务供给不足的现状。