□楊迎亞，汪為

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出，當(dāng)前中國(guó)社會(huì)的主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。隨著生活水平的日益提高，人們?cè)诠步逃?、醫(yī)療健康、社會(huì)保障等方面的公共服務(wù)需求也相應(yīng)增加。現(xiàn)階段公共服務(wù)地區(qū)間及城鄉(xiāng)間的不均衡發(fā)展已越來(lái)越無(wú)法滿足人們對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施、教育、醫(yī)療及社會(huì)保障等方面的公共服務(wù)需求，公共服務(wù)方面的短板問(wèn)題也是很多地方致貧的原因之一[1]73。公共服務(wù)的低水平發(fā)展及不均等化現(xiàn)象不僅影響著中國(guó)扶貧事業(yè)的發(fā)展，更制約著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的一體化發(fā)展進(jìn)程，阻礙經(jīng)濟(jì)社會(huì)的和諧健康發(fā)展。我們不應(yīng)只重視短期貧困率的降低，更應(yīng)重視維護(hù)已有扶貧成果，從長(zhǎng)遠(yuǎn)著手，以確保真正長(zhǎng)期有效的扶貧。僅依靠單純的“輸血式”扶貧往往難以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期可持續(xù)性的脫貧，通過(guò)提升公共服務(wù)水平，推進(jìn)公共服務(wù)均等化進(jìn)程來(lái)進(jìn)行“造血式”扶貧反而更有意義。不斷提高公共服務(wù)發(fā)展水平，既是政府職能所在，也是經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的需要。不斷推進(jìn)城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化進(jìn)程，也有利于進(jìn)一步縮小地區(qū)和城鄉(xiāng)間服務(wù)可獲得性的差距，以確保廣大人民群眾都能夠享受到基本的公共服務(wù)。從公共服務(wù)均等化角度來(lái)分析和研究相對(duì)貧困問(wèn)題的緩解，符合中國(guó)當(dāng)前扶貧工作的需要，也對(duì)全面建成小康社會(huì)后構(gòu)建相對(duì)貧困的長(zhǎng)效解決機(jī)制有著重要意義。

減貧效應(yīng)受政策、環(huán)境、個(gè)體和家庭等多種因素的影響，學(xué)者們分別從宏觀層面和微觀層面對(duì)減貧效應(yīng)進(jìn)行了研究。宏觀層面主要體現(xiàn)在政策和環(huán)境方面：一是政策的減貧效應(yīng)，包括財(cái)政政策[2][3][4]、易地扶貧搬遷政策[5]、產(chǎn)業(yè)扶貧支持政策[6][7]、旅游扶貧支持政策[8]等；二是環(huán)境的減貧效應(yīng)，自然災(zāi)害、經(jīng)濟(jì)社會(huì)環(huán)境及外部沖擊都會(huì)影響減貧效應(yīng)[9]。除此之外，還有學(xué)者探討了城鎮(zhèn)化的減貧效應(yīng)[10][11]。微觀方面，學(xué)者們主要聚焦個(gè)體特征和家庭特征的減貧效應(yīng)。個(gè)體特征方面，主要體現(xiàn)在戶主特征，比如戶主性別[12]、戶主受教育程度[13]、戶主健康水平[14]、戶主技能培訓(xùn)狀況[15]54-55等；家庭特征方面，主要體現(xiàn)在家庭勞動(dòng)力數(shù)量[16]、家庭經(jīng)營(yíng)類型[17]、家庭勞動(dòng)力流動(dòng)[18]、家庭生產(chǎn)性資產(chǎn)[15]57-58、家庭社會(huì)資本[19]等。

公共服務(wù)是研究減貧效應(yīng)的重要視角。公共服務(wù)包括教育、醫(yī)療、社會(huì)保障等方面，公共服務(wù)供給具有明顯的減貧效應(yīng)[20][21]。就公共教育服務(wù)而言，公共教育資源對(duì)貧困有緩解效應(yīng)[22][23]。已有研究表明,公共教育和公共醫(yī)療服務(wù)具有“賦能”作用，比其他公共服務(wù)的減貧效應(yīng)大[1]79-80。就公共醫(yī)療服務(wù)而言，公共醫(yī)療服務(wù)減貧效應(yīng)明顯，醫(yī)療保險(xiǎn)具有明顯的減貧效應(yīng)[24]。研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同貧困標(biāo)準(zhǔn)的減貧效應(yīng)存在差異[25]61-68，也有研究認(rèn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)比新型農(nóng)村合作醫(yī)療有更明顯的減貧效應(yīng)[26]。就公共養(yǎng)老服務(wù)而言，新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)具有減貧效應(yīng)[27][28]，有學(xué)者發(fā)現(xiàn)了相反的結(jié)論， 認(rèn)為城鄉(xiāng)居民養(yǎng)老保險(xiǎn)減貧力度較小[29]116，也有研究認(rèn)為新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)沒(méi)有明顯的減貧效應(yīng)[30]。公共服務(wù)的均等化在促進(jìn)貧困地區(qū)發(fā)展、縮小地區(qū)差距方面發(fā)揮著顯著作用?；竟卜?wù)均等化可以為貧困群體及低收入群體提供基本的生活和社會(huì)保障，形成安全的社會(huì)網(wǎng)，推動(dòng)反貧工作的開展[31]154-158。新時(shí)期新階段反貧困工作應(yīng)著重從公共服務(wù)均等化入手，保障基本公共服務(wù)的合理有效分配與供給[32]。

綜上所述，學(xué)術(shù)界對(duì)于減貧效應(yīng)的研究較為豐富，公共服務(wù)成為研究減貧效應(yīng)的重要視角。然而，梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，已有文獻(xiàn)大多研究單一公共服務(wù)供給的減貧效應(yīng)，較少研究公共服務(wù)體系的減貧效應(yīng)，更缺乏公共服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)研究。學(xué)者們關(guān)注的還是絕對(duì)貧困問(wèn)題的緩解，對(duì)公共服務(wù)減緩相對(duì)貧困方面的研究較少。鑒于此，本文擬從教育、醫(yī)療、社會(huì)保障和公共設(shè)施方面考察城鄉(xiāng)間公共服務(wù)均等化的差異性，并分析公共服務(wù)均等化的減貧效應(yīng)，為緩解和消除相對(duì)貧困提供理論基礎(chǔ)和政策依據(jù)。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源、模型設(shè)定及變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的微觀數(shù)據(jù)為中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年、2012年、2014年和2016年共四期的調(diào)研數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)問(wèn)卷有社區(qū)問(wèn)卷、家庭問(wèn)卷、成人問(wèn)卷和少兒?jiǎn)柧硭姆N類型，樣本涵蓋了除海南、內(nèi)蒙古、西藏、新疆、青海、寧夏外的中國(guó)大陸25個(gè)省(區(qū)、市)的數(shù)據(jù)，每期樣本規(guī)模為16000戶左右。本文將成人數(shù)據(jù)和少兒數(shù)據(jù)及社區(qū)數(shù)據(jù)與家庭數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，剔除掉樣本中無(wú)效和缺失數(shù)據(jù)，并刪除一些中途退出或新加入的樣本，最終每期保留8273戶家庭樣本，構(gòu)成33092個(gè)樣本組成的面板數(shù)據(jù)。測(cè)算城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的數(shù)據(jù)及其他宏觀變量數(shù)據(jù)來(lái)自對(duì)應(yīng)年份的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和各地市的統(tǒng)計(jì)年鑒。

(二)模型設(shè)定

本文實(shí)證分析的目的在于檢驗(yàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化對(duì)中國(guó)貧困家庭的影響，所以設(shè)定的計(jì)量模型的被解釋變量為家庭的相對(duì)貧困程度。家庭相對(duì)貧困程度的含義是在既定相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)下，相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)減去家庭年人均純收入所得差值。若差值小于或等于0，既家庭不貧困，則賦值為0；若差值大于0，即家庭貧困，則保留差值。關(guān)于相對(duì)貧困線的設(shè)定，已有研究有不同看法。有學(xué)者建議將0.4 ～0.5的均值系數(shù)作為界定“相對(duì)貧困”的標(biāo)準(zhǔn)，即以農(nóng)村居民平均收入水平為基數(shù)并乘以特定均值系數(shù)來(lái)設(shè)定相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)[33]，也有學(xué)者建議制定周期性的農(nóng)村相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)方案，如2021年使用2020年農(nóng)村居民中位數(shù)收入的40%作為相對(duì)貧困線，并以5年為周期，結(jié)合國(guó)家綜合發(fā)展實(shí)力進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整[34]。本文結(jié)合已有研究及數(shù)據(jù)可得性等因素，將各省份當(dāng)年的人均收入的40%作為每個(gè)省份的相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)，并將其用于測(cè)算家庭貧困程度。模型的核心解釋變量為城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。

模型的被解釋變量是一個(gè)受限變量，變量取值受限，小于零的部分被歸并為零，故本文選取歸并回歸(censored regression)模型來(lái)進(jìn)行回歸分析，把歸并回歸方程設(shè)定為Tobit模型，待估計(jì)方程形式設(shè)定如下：

Gapit=α0+βpubservit+λXit+εit

(1)

式(1)中，i(i=1,2,…,n)表示個(gè)體家庭，t(t=1,2,…,T))表示時(shí)期，α0為常數(shù)項(xiàng)，β、λ為待估計(jì)參數(shù)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。Gapit代表家庭貧困狀況，為i家庭在t時(shí)期是否貧困。Gapit是一個(gè)受限變量，其取值大于等于零:Gapit>0，則i家庭在t時(shí)期陷入相對(duì)貧困,Gapit即為家庭的貧困程度；Gapit=0，則i家庭在t時(shí)期不貧困。pubserv為核心解釋變量(城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平)。

為了緩解模型的遺漏偏誤估計(jì)，本文還引入一系列可能影響家庭收入、繼而影響貧困程度狀況的控制變量X，具體包括家庭特征變量、村/居特征變量和地區(qū)特征變量。其中，家庭特征變量包括戶主年齡、戶主工作類型、戶主受教育水平、戶主性別、戶主婚姻狀況、家庭規(guī)模、家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)、從家庭住址到商業(yè)中心所花費(fèi)的時(shí)間；村/居變量為所在村/居是否為少數(shù)民族聚居區(qū)；地區(qū)特征變量為各省份人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)。

(三)變量說(shuō)明

1.公共服務(wù)均等化水平測(cè)度及說(shuō)明

本文選取除海南、內(nèi)蒙古、西藏、新疆、青海、寧夏外的中國(guó)大陸25個(gè)省(區(qū)、市)2010—2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)各省份的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平進(jìn)行測(cè)度。對(duì)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的測(cè)度分為兩步，首先分別對(duì)各個(gè)省份城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)綜合水平進(jìn)行測(cè)度，然后根據(jù)各省份城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)綜合水平測(cè)算各省城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)的變異系數(shù)，從而得出各省城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。

表1 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

(1)省份內(nèi)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平測(cè)度

根據(jù)國(guó)務(wù)院《“十三五”推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃》提出的基本公共服務(wù)領(lǐng)域的主要發(fā)展指標(biāo)，即包括基本公共教育維度、基本勞動(dòng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)維度、基本社會(huì)保險(xiǎn)維度、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)維度、基本社會(huì)服務(wù)維度、基本住房保障維度、基本公共文化體育維度及殘疾人基本公共服務(wù)維度共計(jì)8個(gè)維度、20個(gè)具體指標(biāo)，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性和科學(xué)性原則，參照武力超等(2014)的做法[35]，本文共選取了4個(gè)維度、11個(gè)具體指標(biāo)，用以衡量基本公共服務(wù)水平及基本公共服務(wù)均等化水平。這4個(gè)維度分別為基本公共教育服務(wù)維度、基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)維度、基本社會(huì)保障服務(wù)維度和基本公共設(shè)施服務(wù)維度。城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的具體內(nèi)容如表1所示。

本文采用熵值法對(duì)各個(gè)省份內(nèi)的城市和農(nóng)村的基本公共服務(wù)綜合水平進(jìn)行分別測(cè)算。熵值法利用信息熵來(lái)計(jì)算各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，能夠在一定程度上避免主觀設(shè)置權(quán)重矩陣所造成的偏誤。將各省份城市和農(nóng)村2010—2016年的數(shù)據(jù)代入進(jìn)行計(jì)算，并最終分別測(cè)算出各省份城市和農(nóng)村的基本公共服務(wù)綜合水平。

(2)各省份基本公共服務(wù)均等化水平測(cè)度

在計(jì)算出各省份城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平的基礎(chǔ)上，本文利用變異系數(shù)法進(jìn)一步計(jì)算各省份的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平。變異系數(shù)越大，表明城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)不均等程度越高；反之，則越低。變異系數(shù)在統(tǒng)計(jì)學(xué)中可用來(lái)衡量?jī)蓚€(gè)或多個(gè)觀測(cè)值之間的變異程度，反映單位均值上的離散程度，故本文利用變異系數(shù)來(lái)衡量城市和農(nóng)村基本公共服務(wù)發(fā)展的均等化水平。具體計(jì)算方法如下：

(2)

2.變量描述性統(tǒng)計(jì)及說(shuō)明

表2為各變量的定義及變量的描述性統(tǒng)計(jì)。其中，省份城市人均收入的計(jì)算方法是：省份城市人均可支配收入×城鎮(zhèn)化率+省份農(nóng)村人均純收入×(100%-城鎮(zhèn)化率)。從表2中可以看出，中國(guó)家庭的相對(duì)貧困程度的最大值為19710.49，家庭之間存在較大差異。此外，城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化水平的標(biāo)準(zhǔn)差為1.872，也存在較大差異。在家庭特征變量中，樣本家庭的平均家庭規(guī)模為3.898人。本文將戶主受教育水平分為小學(xué)及以下、初中、高中和大專及以上四種類型。其中，戶主受教育程度為小學(xué)及以下的約占50.3%，初中的約占28.5%，高中的約占12.7%，大專及以上的約占8.5%。戶主整體受教育水平偏低，這與他們當(dāng)年出生及所受教育年代有關(guān)。從戶主從事的工作類型來(lái)看，約有四分之三的戶主從事農(nóng)業(yè)工作。家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)方面也存在差異，最小的家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)為0，最大的則為10。樣本家庭所在村/居為少數(shù)民族聚居區(qū)的較少，而家庭距離商業(yè)中心的距離則有著明顯差異。

表2 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

注：數(shù)據(jù)來(lái)自CFPS、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、各地市統(tǒng)計(jì)年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)

三、實(shí)證結(jié)果分析

基本公共服務(wù)綜合水平與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，研究基本公共服務(wù)綜合水平的減貧效應(yīng)主要是分析“做大蛋糕”所帶來(lái)的影響，即研究基本公共服務(wù)總量水平的提高是否有利于貧困問(wèn)題的緩解。而研究城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)則是聚焦城鄉(xiāng)差異，分析“分好蛋糕”所帶來(lái)的影響，即研究在現(xiàn)有總量水平下，資源配置水平的提高是否有利于家庭相對(duì)貧困問(wèn)題的緩解。

(一)基本回歸結(jié)果分析

表3為城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的基本回歸結(jié)果，其中模型1引入城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平作為核心解釋變量，并控制了相應(yīng)的家庭特征變量、村/居特征變量和地區(qū)特征變量。模型1在控制了相關(guān)層面的控制變量后，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)為148.936，且在1%的水平上高度顯著。初步的回歸結(jié)果表明，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平與家庭相對(duì)貧困程度呈顯著的正向變動(dòng)關(guān)系，即城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平不均等程度的降低，會(huì)顯著降低家庭相對(duì)貧困程度。其可能的原因是，城

表3 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的基本回歸結(jié)果

注： 1)括號(hào)內(nèi)的值為標(biāo)準(zhǔn)誤的值，***、**和*表示在1%、5%和10%水平下顯著；2)Wald檢驗(yàn)為外生排除性檢驗(yàn)，拒絕原假設(shè)表示存在內(nèi)生變量；3)一階段F值大于10表示不存在弱工具變量；4)數(shù)據(jù)來(lái)自CFPS、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、各地市統(tǒng)計(jì)年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)，下表同

鄉(xiāng)基本公共服務(wù)水平的不均等程度反映了農(nóng)村和城市之間醫(yī)療、教育、公共設(shè)施、社會(huì)保障等方面的差距，這種差距越小，家庭通過(guò)公共服務(wù)所獲取福利的差異也越小，家庭能夠通過(guò)均等化的公共服務(wù)積累較好的人力資本，家庭可持續(xù)發(fā)展能力和抵抗外部風(fēng)險(xiǎn)沖擊的能力越強(qiáng)，家庭相對(duì)貧困程度越低。

表3還報(bào)告了其他控制變量對(duì)家庭相對(duì)貧困程度的影響。戶主年齡及婚姻狀況對(duì)家庭相對(duì)貧困的減緩作用不顯著，而戶主性別對(duì)家庭相對(duì)貧困的減緩作用則較為顯著。戶主年齡對(duì)貧困的減緩存在負(fù)向影響，而戶主年齡的平方則對(duì)貧困程度的縮小存在正向影響，年齡的影響呈現(xiàn)倒“U”形。這說(shuō)明隨著戶主年齡的增加，戶主的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)等也在進(jìn)一步積累，在做相關(guān)家庭決策時(shí)有助于家庭相對(duì)貧困的減緩。但是隨著年齡的增長(zhǎng)，這種促進(jìn)作用逐漸消失。戶主年齡越大，可能越保守，反而不利于家庭相對(duì)貧困程度的進(jìn)一步縮小。戶主的受教育水平則對(duì)貧困程度的影響較大，在表3中分別報(bào)告了戶主的四種受教育水平對(duì)相對(duì)貧困程度的影響。戶主受教育水平與家庭相對(duì)貧困程度之間存在負(fù)向變動(dòng)關(guān)系。從表中可以看出，戶主受教育水平為初中及以上學(xué)歷的家庭，其相對(duì)貧困程度會(huì)進(jìn)一步縮小，這種影響作用非常顯著。此外，戶主從事非農(nóng)工作對(duì)家庭相對(duì)貧困程度有非常顯著的負(fù)向影響。一般從事非農(nóng)工作的收入要相對(duì)高于從事農(nóng)業(yè)工作的收入，這會(huì)進(jìn)一步有利于家庭相對(duì)貧困程度的減小。家庭規(guī)模越大，家庭負(fù)擔(dān)系數(shù)越大，越不利于家庭相對(duì)貧困程度的減小。身處少數(shù)民族聚居區(qū)的家庭由于受到多種發(fā)展條件的限制，也易遭受貧困問(wèn)題的困擾。家庭所處的地理位置對(duì)家庭相對(duì)貧困減緩有影響，從家到商業(yè)中心花費(fèi)的時(shí)間越多，越有可能加劇相對(duì)貧困狀況。地區(qū)財(cái)政支出水平對(duì)家庭相對(duì)貧困的影響也非常顯著，人均財(cái)政支出越高，意味著政府對(duì)地區(qū)的各項(xiàng)投入越高，則相應(yīng)的公共設(shè)施水平也越高，越有利于該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)而影響家庭相對(duì)貧困問(wèn)題的減緩。

一般而言，家庭貧困程度與城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化之間不存在反向因果關(guān)系，但考慮城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化的測(cè)度可能存在一定誤差，以及可能存在遺漏部分解釋變量等問(wèn)題，從而導(dǎo)致解釋變量存在與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)等因素引起的內(nèi)生性問(wèn)題。此內(nèi)生性問(wèn)題可能會(huì)導(dǎo)致一般的Tobit方法得到的參數(shù)估計(jì)可能不是一致估計(jì)。為了消除這種可能存在的不一致性，結(jié)合變量的具體情況，本文將城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量來(lái)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。一方面，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期與當(dāng)期水平相關(guān)；另一方面，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期為“前定”變量，與當(dāng)期的擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。當(dāng)期的家庭相對(duì)貧困程度的大小不會(huì)影響上一期的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平，故城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平變量的滯后一期滿足排他性和相關(guān)性的特征。具體估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3模型2所示。模型2是城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對(duì)家庭相對(duì)貧困程度的IV Tobit回歸結(jié)果，從表3中可以看出，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)變動(dòng)方向及顯著度與模型1保持一致，這進(jìn)一步說(shuō)明了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)較為顯著。模型2還匯報(bào)了其他控制變量的回歸結(jié)果，從系數(shù)和顯著度來(lái)看模型2與模型1差異不是很大，囿于文章篇幅，不再做詳細(xì)討論。

(二)異質(zhì)性分析

在前面的基本回歸分析中，本文基于全樣本的平均效應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行了探討和分析，并得出了初步結(jié)論?？紤]樣本可能存在的異質(zhì)性問(wèn)題，接下來(lái)本文將全樣本根據(jù)相應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)拆分成不同的子樣本進(jìn)行分樣本回歸，以得到更為可靠的結(jié)論。

首先，本文將全樣本中的家庭根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局資料中的城鄉(xiāng)分類劃分為城市樣本和農(nóng)村樣本。當(dāng)前中國(guó)城鄉(xiāng)間的公共服務(wù)水平存在顯著差異，兩個(gè)地區(qū)的初始公共服務(wù)綜合水平就存在顯著差異，農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)可及度水平明顯落后于城市地區(qū)，且農(nóng)村地區(qū)貧困人口的分布較多，在數(shù)量上明顯超過(guò)城市地區(qū)。貧困人口集中的區(qū)域，其內(nèi)部的各項(xiàng)公共服務(wù)設(shè)施十分落后。因此，研究城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化對(duì)城市家庭和農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的影響很有必要。其次，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不同，中國(guó)東部、中部和西部三個(gè)地區(qū)也存在一定差異，因此有必要將全樣本拆分成東部、中部、西部地區(qū)進(jìn)行分樣本回歸，以進(jìn)行更細(xì)致的分析，看看是否存在一些差異性的結(jié)果。

表4 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的分樣本回歸結(jié)果

注：數(shù)據(jù)來(lái)自CFPS、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、各地市統(tǒng)計(jì)年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)

表4匯報(bào)了分城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)果，其中模型1為城市樣本的IV Tobit回歸結(jié)果，模型2為農(nóng)村樣本的IV Tobit回歸結(jié)果。兩個(gè)模型均使用城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量。對(duì)城市樣本和農(nóng)村樣本進(jìn)行回歸結(jié)果對(duì)比分析，可發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對(duì)城市和農(nóng)村家庭相對(duì)貧困程度的影響存在差異，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困程度的影響顯著高于對(duì)城市家庭相對(duì)貧困程度的影響。其可能的解釋是，一般而言，農(nóng)村地區(qū)的公共服務(wù)水平低于城市地區(qū)公共服務(wù)水平，而公共服務(wù)水平與貧困程度存在著密切關(guān)聯(lián)[25]55-56[29]112-113[31]152-153。從公共財(cái)政投入視角而言，城市地區(qū)所獲得的資源也明顯優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，從而導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)公共服務(wù)水平低于城市公共服務(wù)水平，因此，對(duì)農(nóng)村地區(qū)而言，改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)水平，提高公共服務(wù)的均等化水平，將有利于農(nóng)村地區(qū)相對(duì)貧困問(wèn)題的緩解。

從表4可以看出，對(duì)于不同地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)而言，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)存在差異。具體而言，東部地區(qū)的系數(shù)最小，中部地區(qū)的系數(shù)最大，也就是說(shuō)，對(duì)于不同的地區(qū)，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的減貧效應(yīng)存在差異。城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平均能顯著影響東中西部地區(qū)的減貧效應(yīng)，但城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對(duì)中部地區(qū)的減貧效應(yīng)的影響程度最大。其可能的解釋是，東中西地區(qū)初始的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)綜合水平存在顯著差異，由初始水平差異導(dǎo)致的各個(gè)地區(qū)的減貧效應(yīng)也存在差異。西部地區(qū)公共服務(wù)的整體水平比東中部地區(qū)低，短期內(nèi)提升西部地區(qū)整體的公共服務(wù)水平可能會(huì)帶來(lái)更大的減貧效應(yīng)。當(dāng)然西部地區(qū)也存在公共服務(wù)不均等現(xiàn)象，在提高整體水平的同時(shí)也應(yīng)重視縮小城鄉(xiāng)差距。而東部地區(qū)城鄉(xiāng)的初始基本公共服務(wù)水平相對(duì)較高，由不均等化所導(dǎo)致的貧困問(wèn)題也相對(duì)中西部地區(qū)少一些，因此減貧效應(yīng)在數(shù)值上沒(méi)有另外兩個(gè)地區(qū)大。從回歸結(jié)果看，中部地區(qū)通過(guò)縮小公共服務(wù)不均等程度帶來(lái)的減貧效應(yīng)較大，因此更應(yīng)重視城鄉(xiāng)間基本公共服務(wù)不均衡發(fā)展的現(xiàn)象，并以此來(lái)解決相應(yīng)的貧困問(wèn)題。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表5 城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化減貧的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：數(shù)據(jù)來(lái)自CFPS、中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、各地市統(tǒng)計(jì)年鑒及EPS數(shù)據(jù)平臺(tái)

為了確保模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)模型進(jìn)行了一系列的檢驗(yàn)。常用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)主要有替換被解釋變量、變更模型、更換估計(jì)方法等。表5匯報(bào)了穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析結(jié)果。在模型1和模型2中，本文對(duì)被解釋變量進(jìn)行了一定的處理，將實(shí)際取值大于零的部分賦值為1，記為ggap，這樣被解釋變量就變成了一個(gè)0和1取值的二分變量，在回歸中適宜使用二值選擇模型來(lái)進(jìn)行估計(jì)。其中，模型1為隨機(jī)效應(yīng)Probit模型，模型2為固定效應(yīng)Logit模型?；貧w結(jié)果顯示，兩個(gè)模型中城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的系數(shù)均在1%的水平上高度顯著，這說(shuō)明城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平具有減貧效應(yīng)的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

四、結(jié)論與政策建議

本文所用的數(shù)據(jù)為2010年、2012年、2014年和2016年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)，同時(shí)將測(cè)算的城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平數(shù)據(jù)與之進(jìn)行匹配，并匹配嵌套了省級(jí)相應(yīng)的宏觀數(shù)據(jù)。在對(duì)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平與家庭相對(duì)貧困程度進(jìn)行基礎(chǔ)回歸后，考慮可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用了城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平的滯后一期作為工具變量，以克服計(jì)量模型可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，并分別進(jìn)行了分樣本回歸和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化水平對(duì)家庭相對(duì)貧困的緩解有著顯著作用。從城鄉(xiāng)樣本來(lái)看，農(nóng)村樣本家庭的回歸結(jié)果較城市樣本家庭的顯著，因此，對(duì)農(nóng)村地區(qū)而言，改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)水平，提高公共服務(wù)的均等化水平勢(shì)必有利于該地區(qū)貧困問(wèn)題的緩解，進(jìn)而有利于貧困家庭擺脫貧困。從地區(qū)樣本來(lái)看，在城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化水平方面，東部、中部和西部的系數(shù)均較為顯著。東中西部地區(qū)在努力提高整體公共服務(wù)綜合水平的同時(shí)，也更應(yīng)重視公共服務(wù)的分配問(wèn)題，尤其是中部地區(qū)。

中國(guó)當(dāng)前的基本公共服務(wù)存在供給不足、質(zhì)量不高、發(fā)展不均等問(wèn)題，導(dǎo)致基本公共服務(wù)對(duì)低收入群體的惠及程度不足。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減貧效應(yīng)日趨乏力的趨勢(shì)下，重視收入差距、公共服務(wù)水平差距等問(wèn)題顯得尤為重要。通過(guò)合理配置公共服務(wù)，努力縮小公共服務(wù)的地區(qū)差異及城鄉(xiāng)差異來(lái)緩解相對(duì)貧困問(wèn)題，這種減貧效果將更加明顯。因此，在努力提升公共服務(wù)綜合水平的同時(shí)，更應(yīng)該重視公共服務(wù)均等化進(jìn)程的推進(jìn)，以公共服務(wù)的均衡化發(fā)展來(lái)推動(dòng)扶貧攻堅(jiān)工作的順利完成，并鞏固扶貧成果，助力小康社會(huì)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

針對(duì)基本公共服務(wù)城鄉(xiāng)差異、地區(qū)差異較大的情況，應(yīng)著力推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化進(jìn)程。對(duì)農(nóng)村和省內(nèi)基本公共服務(wù)相對(duì)薄弱的區(qū)域進(jìn)行一定的政策傾斜，努力實(shí)現(xiàn)地區(qū)間、城鄉(xiāng)區(qū)域間基本公共服務(wù)的大體均衡發(fā)展。針對(duì)貧困地區(qū)基本公共服務(wù)綜合水平普遍偏低的情況，應(yīng)著力改善貧困地區(qū)基本公共服務(wù)水平，尤其是醫(yī)療、教育、公共設(shè)施、社會(huì)保障等關(guān)鍵領(lǐng)域，以保障這些基本指標(biāo)的整體水平接近國(guó)家平均水平，確保廣大困難群眾能夠擺脫貧困，實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)、病有所醫(yī)、學(xué)有所教、居有其所。