城乡基本公共服务均等化的减贫效应研究

□杨迎亚，汪为

一、引言

党的十九大报告指出，当前中国社会的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。随着生活水平的日益提高，人们在公共教育、医疗健康、社会保障等方面的公共服务需求也相应增加。现阶段公共服务地区间及城乡间的不均衡发展已越来越无法满足人们对基础设施、教育、医疗及社会保障等方面的公共服务需求，公共服务方面的短板问题也是很多地方致贫的原因之一[1]73。公共服务的低水平发展及不均等化现象不仅影响着中国扶贫事业的发展，更制约着中国经济的一体化发展进程，阻碍经济社会的和谐健康发展。我们不应只重视短期贫困率的降低，更应重视维护已有扶贫成果，从长远着手，以确保真正长期有效的扶贫。仅依靠单纯的“输血式”扶贫往往难以实现长期可持续性的脱贫，通过提升公共服务水平，推进公共服务均等化进程来进行“造血式”扶贫反而更有意义。不断提高公共服务发展水平，既是政府职能所在，也是经济可持续发展的需要。不断推进城乡公共服务均等化进程，也有利于进一步缩小地区和城乡间服务可获得性的差距，以确保广大人民群众都能够享受到基本的公共服务。从公共服务均等化角度来分析和研究相对贫困问题的缓解，符合中国当前扶贫工作的需要，也对全面建成小康社会后构建相对贫困的长效解决机制有着重要意义。

减贫效应受政策、环境、个体和家庭等多种因素的影响，学者们分别从宏观层面和微观层面对减贫效应进行了研究。宏观层面主要体现在政策和环境方面：一是政策的减贫效应，包括财政政策[2][3][4]、易地扶贫搬迁政策[5]、产业扶贫支持政策[6][7]、旅游扶贫支持政策[8]等；二是环境的减贫效应，自然灾害、经济社会环境及外部冲击都会影响减贫效应[9]。除此之外，还有学者探讨了城镇化的减贫效应[10][11]。微观方面，学者们主要聚焦个体特征和家庭特征的减贫效应。个体特征方面，主要体现在户主特征，比如户主性别[12]、户主受教育程度[13]、户主健康水平[14]、户主技能培训状况[15]54-55等；家庭特征方面，主要体现在家庭劳动力数量[16]、家庭经营类型[17]、家庭劳动力流动[18]、家庭生产性资产[15]57-58、家庭社会资本[19]等。

公共服务是研究减贫效应的重要视角。公共服务包括教育、医疗、社会保障等方面，公共服务供给具有明显的减贫效应[20][21]。就公共教育服务而言，公共教育资源对贫困有缓解效应[22][23]。已有研究表明,公共教育和公共医疗服务具有“赋能”作用，比其他公共服务的减贫效应大[1]79-80。就公共医疗服务而言，公共医疗服务减贫效应明显，医疗保险具有明显的减贫效应[24]。研究发现，新型农村合作医疗保险对不同贫困标准的减贫效应存在差异[25]61-68，也有研究认为城乡居民医疗保险比新型农村合作医疗有更明显的减贫效应[26]。就公共养老服务而言，新型农村社会养老保险具有减贫效应[27][28]，有学者发现了相反的结论， 认为城乡居民养老保险减贫力度较小[29]116，也有研究认为新型农村养老保险没有明显的减贫效应[30]。公共服务的均等化在促进贫困地区发展、缩小地区差距方面发挥着显著作用。基本公共服务均等化可以为贫困群体及低收入群体提供基本的生活和社会保障，形成安全的社会网，推动反贫工作的开展[31]154-158。新时期新阶段反贫困工作应着重从公共服务均等化入手，保障基本公共服务的合理有效分配与供给[32]。

综上所述，学术界对于减贫效应的研究较为丰富，公共服务成为研究减贫效应的重要视角。然而，梳理文献发现，已有文献大多研究单一公共服务供给的减贫效应，较少研究公共服务体系的减贫效应，更缺乏公共服务均等化的减贫效应研究。学者们关注的还是绝对贫困问题的缓解，对公共服务减缓相对贫困方面的研究较少。鉴于此，本文拟从教育、医疗、社会保障和公共设施方面考察城乡间公共服务均等化的差异性，并分析公共服务均等化的减贫效应，为缓解和消除相对贫困提供理论基础和政策依据。

二、数据来源、模型设定及变量说明

(一)数据来源

本文使用的微观数据为中国家庭追踪调查(CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年共四期的调研数据。CFPS数据问卷有社区问卷、家庭问卷、成人问卷和少儿问卷四种类型，样本涵盖了除海南、内蒙古、西藏、新疆、青海、宁夏外的中国大陆25个省(区、市)的数据，每期样本规模为16000户左右。本文将成人数据和少儿数据及社区数据与家庭数据进行匹配，剔除掉样本中无效和缺失数据，并删除一些中途退出或新加入的样本，最终每期保留8273户家庭样本，构成33092个样本组成的面板数据。测算城乡基本公共服务均等化水平的数据及其他宏观变量数据来自对应年份的《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国农村统计年鉴》和各地市的统计年鉴。

(二)模型设定

本文实证分析的目的在于检验城乡基本公共服务均等化对中国贫困家庭的影响，所以设定的计量模型的被解释变量为家庭的相对贫困程度。家庭相对贫困程度的含义是在既定相对贫困线标准下，相对贫困线标准减去家庭年人均纯收入所得差值。若差值小于或等于0，既家庭不贫困，则赋值为0；若差值大于0，即家庭贫困，则保留差值。关于相对贫困线的设定，已有研究有不同看法。有学者建议将0.4 ～0.5的均值系数作为界定“相对贫困”的标准，即以农村居民平均收入水平为基数并乘以特定均值系数来设定相对贫困标准[33]，也有学者建议制定周期性的农村相对贫困标准方案，如2021年使用2020年农村居民中位数收入的40%作为相对贫困线，并以5年为周期，结合国家综合发展实力进行动态调整[34]。本文结合已有研究及数据可得性等因素，将各省份当年的人均收入的40%作为每个省份的相对贫困线标准，并将其用于测算家庭贫困程度。模型的核心解释变量为城乡基本公共服务均等化水平。

模型的被解释变量是一个受限变量，变量取值受限，小于零的部分被归并为零，故本文选取归并回归(censored regression)模型来进行回归分析，把归并回归方程设定为Tobit模型，待估计方程形式设定如下：

Gapit=α0+βpubservit+λXit+εit

(1)

式(1)中，i(i=1,2,…,n)表示个体家庭，t(t=1,2,…,T))表示时期，α0为常数项，β、λ为待估计参数，εit为随机扰动项。Gapit代表家庭贫困状况，为i家庭在t时期是否贫困。Gapit是一个受限变量，其取值大于等于零:Gapit>0，则i家庭在t时期陷入相对贫困,Gapit即为家庭的贫困程度；Gapit=0，则i家庭在t时期不贫困。pubserv为核心解释变量(城乡基本公共服务均等化水平)。

为了缓解模型的遗漏偏误估计，本文还引入一系列可能影响家庭收入、继而影响贫困程度状况的控制变量X，具体包括家庭特征变量、村/居特征变量和地区特征变量。其中，家庭特征变量包括户主年龄、户主工作类型、户主受教育水平、户主性别、户主婚姻状况、家庭规模、家庭负担系数、从家庭住址到商业中心所花费的时间；村/居变量为所在村/居是否为少数民族聚居区；地区特征变量为各省份人均财政支出的对数。

(三)变量说明

1.公共服务均等化水平测度及说明

本文选取除海南、内蒙古、西藏、新疆、青海、宁夏外的中国大陆25个省(区、市)2010—2016年的相关数据，对各省份的城乡基本公共服务均等化水平进行测度。对城乡基本公共服务均等化水平的测度分为两步，首先分别对各个省份城市和农村基本公共服务综合水平进行测度，然后根据各省份城市和农村基本公共服务综合水平测算各省城乡基本公共服务的变异系数，从而得出各省城乡基本公共服务均等化水平。

表1 城乡基本公共服务水平评价指标体系

(1)省份内城乡基本公共服务综合水平测度

根据国务院《“十三五”推进基本公共服务均等化规划》提出的基本公共服务领域的主要发展指标，即包括基本公共教育维度、基本劳动就业创业维度、基本社会保险维度、基本医疗卫生服务维度、基本社会服务维度、基本住房保障维度、基本公共文化体育维度及残疾人基本公共服务维度共计8个维度、20个具体指标，结合数据可得性和科学性原则，参照武力超等(2014)的做法[35]，本文共选取了4个维度、11个具体指标，用以衡量基本公共服务水平及基本公共服务均等化水平。这4个维度分别为基本公共教育服务维度、基本医疗卫生服务维度、基本社会保障服务维度和基本公共设施服务维度。城乡基本公共服务水平评价指标体系的具体内容如表1所示。

本文采用熵值法对各个省份内的城市和农村的基本公共服务综合水平进行分别测算。熵值法利用信息熵来计算各个指标的权重，能够在一定程度上避免主观设置权重矩阵所造成的偏误。将各省份城市和农村2010—2016年的数据代入进行计算，并最终分别测算出各省份城市和农村的基本公共服务综合水平。

(2)各省份基本公共服务均等化水平测度

在计算出各省份城乡基本公共服务综合水平的基础上，本文利用变异系数法进一步计算各省份的城乡基本公共服务均等化水平。变异系数越大，表明城乡基本公共服务不均等程度越高；反之，则越低。变异系数在统计学中可用来衡量两个或多个观测值之间的变异程度，反映单位均值上的离散程度，故本文利用变异系数来衡量城市和农村基本公共服务发展的均等化水平。具体计算方法如下：

(2)

2.变量描述性统计及说明

表2为各变量的定义及变量的描述性统计。其中，省份城市人均收入的计算方法是：省份城市人均可支配收入×城镇化率+省份农村人均纯收入×(100%-城镇化率)。从表2中可以看出，中国家庭的相对贫困程度的最大值为19710.49，家庭之间存在较大差异。此外，城乡公共服务均等化水平的标准差为1.872，也存在较大差异。在家庭特征变量中，样本家庭的平均家庭规模为3.898人。本文将户主受教育水平分为小学及以下、初中、高中和大专及以上四种类型。其中，户主受教育程度为小学及以下的约占50.3%，初中的约占28.5%，高中的约占12.7%，大专及以上的约占8.5%。户主整体受教育水平偏低，这与他们当年出生及所受教育年代有关。从户主从事的工作类型来看，约有四分之三的户主从事农业工作。家庭负担系数方面也存在差异，最小的家庭负担系数为0，最大的则为10。样本家庭所在村/居为少数民族聚居区的较少，而家庭距离商业中心的距离则有着明显差异。

表2 变量定义与描述性统计

注：数据来自CFPS、中国统计年鉴、各地市统计年鉴及EPS数据平台

三、实证结果分析

基本公共服务综合水平与地区经济发展水平密切相关，研究基本公共服务综合水平的减贫效应主要是分析“做大蛋糕”所带来的影响，即研究基本公共服务总量水平的提高是否有利于贫困问题的缓解。而研究城乡基本公共服务均等化水平的减贫效应则是聚焦城乡差异，分析“分好蛋糕”所带来的影响，即研究在现有总量水平下，资源配置水平的提高是否有利于家庭相对贫困问题的缓解。

(一)基本回归结果分析

表3为城乡基本公共服务均等化减贫的基本回归结果，其中模型1引入城乡基本公共服务均等化水平作为核心解释变量，并控制了相应的家庭特征变量、村/居特征变量和地区特征变量。模型1在控制了相关层面的控制变量后，城乡基本公共服务均等化水平的系数为148.936，且在1%的水平上高度显著。初步的回归结果表明，城乡基本公共服务均等化水平与家庭相对贫困程度呈显著的正向变动关系，即城乡基本公共服务水平不均等程度的降低，会显著降低家庭相对贫困程度。其可能的原因是，城

表3 城乡基本公共服务均等化减贫的基本回归结果

注： 1)括号内的值为标准误的值，***、**和*表示在1%、5%和10%水平下显著；2)Wald检验为外生排除性检验，拒绝原假设表示存在内生变量；3)一阶段F值大于10表示不存在弱工具变量；4)数据来自CFPS、中国统计年鉴、各地市统计年鉴及EPS数据平台，下表同

乡基本公共服务水平的不均等程度反映了农村和城市之间医疗、教育、公共设施、社会保障等方面的差距，这种差距越小，家庭通过公共服务所获取福利的差异也越小，家庭能够通过均等化的公共服务积累较好的人力资本，家庭可持续发展能力和抵抗外部风险冲击的能力越强，家庭相对贫困程度越低。

表3还报告了其他控制变量对家庭相对贫困程度的影响。户主年龄及婚姻状况对家庭相对贫困的减缓作用不显著，而户主性别对家庭相对贫困的减缓作用则较为显著。户主年龄对贫困的减缓存在负向影响，而户主年龄的平方则对贫困程度的缩小存在正向影响，年龄的影响呈现倒“U”形。这说明随着户主年龄的增加，户主的知识和经验等也在进一步积累，在做相关家庭决策时有助于家庭相对贫困的减缓。但是随着年龄的增长，这种促进作用逐渐消失。户主年龄越大，可能越保守，反而不利于家庭相对贫困程度的进一步缩小。户主的受教育水平则对贫困程度的影响较大，在表3中分别报告了户主的四种受教育水平对相对贫困程度的影响。户主受教育水平与家庭相对贫困程度之间存在负向变动关系。从表中可以看出，户主受教育水平为初中及以上学历的家庭，其相对贫困程度会进一步缩小，这种影响作用非常显著。此外，户主从事非农工作对家庭相对贫困程度有非常显著的负向影响。一般从事非农工作的收入要相对高于从事农业工作的收入，这会进一步有利于家庭相对贫困程度的减小。家庭规模越大，家庭负担系数越大，越不利于家庭相对贫困程度的减小。身处少数民族聚居区的家庭由于受到多种发展条件的限制，也易遭受贫困问题的困扰。家庭所处的地理位置对家庭相对贫困减缓有影响，从家到商业中心花费的时间越多，越有可能加剧相对贫困状况。地区财政支出水平对家庭相对贫困的影响也非常显著，人均财政支出越高，意味着政府对地区的各项投入越高，则相应的公共设施水平也越高，越有利于该地区经济的发展，进而影响家庭相对贫困问题的减缓。

一般而言，家庭贫困程度与城乡基本公共服务均等化之间不存在反向因果关系，但考虑城乡基本公共服务均等化的测度可能存在一定误差，以及可能存在遗漏部分解释变量等问题，从而导致解释变量存在与随机扰动项相关等因素引起的内生性问题。此内生性问题可能会导致一般的Tobit方法得到的参数估计可能不是一致估计。为了消除这种可能存在的不一致性，结合变量的具体情况，本文将城乡基本公共服务均等化水平的滞后一期作为工具变量来对模型进行估计。一方面，城乡基本公共服务均等化水平的滞后一期与当期水平相关；另一方面，城乡基本公共服务均等化水平的滞后一期为“前定”变量，与当期的扰动项不相关。当期的家庭相对贫困程度的大小不会影响上一期的城乡基本公共服务均等化水平，故城乡基本公共服务均等化水平变量的滞后一期满足排他性和相关性的特征。具体估计结果见表3模型2所示。模型2是城乡基本公共服务均等化水平对家庭相对贫困程度的IV Tobit回归结果，从表3中可以看出，城乡基本公共服务均等化水平的系数变动方向及显著度与模型1保持一致，这进一步说明了城乡基本公共服务均等化水平的减贫效应较为显著。模型2还汇报了其他控制变量的回归结果，从系数和显著度来看模型2与模型1差异不是很大，囿于文章篇幅，不再做详细讨论。

(二)异质性分析

在前面的基本回归分析中，本文基于全样本的平均效应对模型进行了探讨和分析，并得出了初步结论。考虑样本可能存在的异质性问题，接下来本文将全样本根据相应的标准拆分成不同的子样本进行分样本回归，以得到更为可靠的结论。

首先，本文将全样本中的家庭根据国家统计局资料中的城乡分类划分为城市样本和农村样本。当前中国城乡间的公共服务水平存在显著差异，两个地区的初始公共服务综合水平就存在显著差异，农村地区的公共服务可及度水平明显落后于城市地区，且农村地区贫困人口的分布较多，在数量上明显超过城市地区。贫困人口集中的区域，其内部的各项公共服务设施十分落后。因此，研究城乡基本公共服务均等化对城市家庭和农村家庭相对贫困的影响很有必要。其次，由于经济发展水平的不同，中国东部、中部和西部三个地区也存在一定差异，因此有必要将全样本拆分成东部、中部、西部地区进行分样本回归，以进行更细致的分析，看看是否存在一些差异性的结果。

表4 城乡基本公共服务均等化减贫的分样本回归结果

注：数据来自CFPS、中国统计年鉴、各地市统计年鉴及EPS数据平台

表4汇报了分城乡样本的回归结果，其中模型1为城市样本的IV Tobit回归结果，模型2为农村样本的IV Tobit回归结果。两个模型均使用城乡基本公共服务均等化水平的滞后一期作为工具变量。对城市样本和农村样本进行回归结果对比分析，可发现城乡基本公共服务均等化水平对城市和农村家庭相对贫困程度的影响存在差异，城乡基本公共服务均等化水平对农村家庭相对贫困程度的影响显著高于对城市家庭相对贫困程度的影响。其可能的解释是，一般而言，农村地区的公共服务水平低于城市地区公共服务水平，而公共服务水平与贫困程度存在着密切关联[25]55-56[29]112-113[31]152-153。从公共财政投入视角而言，城市地区所获得的资源也明显优于农村地区，从而导致农村地区公共服务水平低于城市公共服务水平，因此，对农村地区而言，改善当地的公共服务水平，提高公共服务的均等化水平，将有利于农村地区相对贫困问题的缓解。

从表4可以看出，对于不同地区的样本数据而言，城乡基本公共服务均等化水平的系数存在差异。具体而言，东部地区的系数最小，中部地区的系数最大，也就是说，对于不同的地区，城乡基本公共服务均等化水平的减贫效应存在差异。城乡基本公共服务均等化水平均能显著影响东中西部地区的减贫效应，但城乡基本公共服务均等化水平对中部地区的减贫效应的影响程度最大。其可能的解释是，东中西地区初始的城乡基本公共服务综合水平存在显著差异，由初始水平差异导致的各个地区的减贫效应也存在差异。西部地区公共服务的整体水平比东中部地区低，短期内提升西部地区整体的公共服务水平可能会带来更大的减贫效应。当然西部地区也存在公共服务不均等现象，在提高整体水平的同时也应重视缩小城乡差距。而东部地区城乡的初始基本公共服务水平相对较高，由不均等化所导致的贫困问题也相对中西部地区少一些，因此减贫效应在数值上没有另外两个地区大。从回归结果看，中部地区通过缩小公共服务不均等程度带来的减贫效应较大，因此更应重视城乡间基本公共服务不均衡发展的现象，并以此来解决相应的贫困问题。

(三)稳健性检验

表5 城乡基本公共服务均等化减贫的稳健性检验

注：数据来自CFPS、中国统计年鉴、各地市统计年鉴及EPS数据平台

为了确保模型估计结果的稳健性，本文对模型进行了一系列的检验。常用的稳健性检验主要有替换被解释变量、变更模型、更换估计方法等。表5汇报了稳健性检验分析结果。在模型1和模型2中，本文对被解释变量进行了一定的处理，将实际取值大于零的部分赋值为1，记为ggap，这样被解释变量就变成了一个0和1取值的二分变量，在回归中适宜使用二值选择模型来进行估计。其中，模型1为随机效应Probit模型，模型2为固定效应Logit模型。回归结果显示，两个模型中城乡基本公共服务均等化水平的系数均在1%的水平上高度显著，这说明城乡基本公共服务均等化水平具有减贫效应的结论稳健可靠。

四、结论与政策建议

本文所用的数据为2010年、2012年、2014年和2016年中国家庭追踪调查数据构造的面板数据，同时将测算的城乡基本公共服务均等化水平数据与之进行匹配，并匹配嵌套了省级相应的宏观数据。在对城乡基本公共服务均等化水平与家庭相对贫困程度进行基础回归后，考虑可能存在的内生性问题，本文使用了城乡基本公共服务均等化水平的滞后一期作为工具变量，以克服计量模型可能存在的内生性问题，并分别进行了分样本回归和稳健性检验。研究结果表明，城乡基本公共服务均等化水平对家庭相对贫困的缓解有着显著作用。从城乡样本来看，农村样本家庭的回归结果较城市样本家庭的显著，因此，对农村地区而言，改善当地的公共服务水平，提高公共服务的均等化水平势必有利于该地区贫困问题的缓解，进而有利于贫困家庭摆脱贫困。从地区样本来看，在城乡公共服务均等化水平方面，东部、中部和西部的系数均较为显著。东中西部地区在努力提高整体公共服务综合水平的同时，也更应重视公共服务的分配问题，尤其是中部地区。

中国当前的基本公共服务存在供给不足、质量不高、发展不均等问题，导致基本公共服务对低收入群体的惠及程度不足。在经济增长减贫效应日趋乏力的趋势下，重视收入差距、公共服务水平差距等问题显得尤为重要。通过合理配置公共服务，努力缩小公共服务的地区差异及城乡差异来缓解相对贫困问题，这种减贫效果将更加明显。因此，在努力提升公共服务综合水平的同时，更应该重视公共服务均等化进程的推进，以公共服务的均衡化发展来推动扶贫攻坚工作的顺利完成，并巩固扶贫成果，助力小康社会目标的实现。

针对基本公共服务城乡差异、地区差异较大的情况，应着力推进基本公共服务均等化进程。对农村和省内基本公共服务相对薄弱的区域进行一定的政策倾斜，努力实现地区间、城乡区域间基本公共服务的大体均衡发展。针对贫困地区基本公共服务综合水平普遍偏低的情况，应着力改善贫困地区基本公共服务水平，尤其是医疗、教育、公共设施、社会保障等关键领域，以保障这些基本指标的整体水平接近国家平均水平，确保广大困难群众能够摆脱贫困，实现老有所养、病有所医、学有所教、居有其所。