我國城市公共服務資源配置空間格局及驅(qū)動機制

任喜萍

摘 要 構(gòu)建公共服務資源配置水平綜合評價指標體系，利用泰爾指數(shù)、探索性空間分析法和空間杜賓模型，對2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平、區(qū)域差異、空間格局及驅(qū)動機制進行分析。研究發(fā)現(xiàn)，樣本期間各省市公共服務資源配置水平呈不同程度上升趨勢，但整體水平不高，呈東強中西弱分布態(tài)勢。公共服務資源配置水平的泰爾指數(shù)總體差異呈先縮小后擴大趨勢，差異主要來源于區(qū)域內(nèi)部。公共服務資源配置在省際尺度上具有顯著的全局與局部自相關特征，高高集聚與低低集聚的趨同特征明顯?？臻g杜賓模型檢驗表明公共服務資源配置水平空間上存在溢出效應；城市化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支出對公共服務資源配置水平具有正向驅(qū)動作用，人口規(guī)模對公共服務資源配置水平具有負向驅(qū)動作用。

[關鍵詞]公共服務資源配置；區(qū)域差異；空間格局；驅(qū)動機制

[中圖分類號]F294 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）10-0061-08

城市公共服務資源配置已成為實現(xiàn)城市發(fā)展公平正義的基本條件，是衡量城市政府治理能力的重要標尺，是新型城鎮(zhèn)化均衡發(fā)展的關鍵點和穩(wěn)定劑。我國城市化正處在由數(shù)量擴張型向質(zhì)量提高型轉(zhuǎn)變，將改善民生放在首要位置，其核心是強調(diào)人的城鎮(zhèn)化。近年來，城市公共服務資源配置在城鄉(xiāng)間、地域間、不同社會群體間分配不均的問題不斷凸顯，制約了社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。國家在“十二五”規(guī)劃綱要中提出，要將推進城鄉(xiāng)間、區(qū)域間的公共服務均等化作為構(gòu)建公共服務體系的重要內(nèi)容。黨的十八大中央政府更是將“推動公共服務均等化”作為全面提高人民生活水平的首要目標。為此，正確認識和把握各省市公共服務資源配置水平演變過程和空間分異特征，對推動城市公共服務資源合理配置、縮小區(qū)域發(fā)展差異，實現(xiàn)社會公平發(fā)展有著重要意義。

一、文獻回顧

國外關于公共服務研究主要集中在概念、評價體系及區(qū)域視角等方面的研究。在西方傳統(tǒng)理論中，“公共服務”和“公共產(chǎn)品”被看作是等同的可相換的概念[1]，Ostrom（2000）[2]指出公共服務是以服務形式存在的公共物品。Samuelson（1954）[3]認為公共產(chǎn)品應是所有成員均等消費的產(chǎn)品，Smith（1777）[4]提出國家有義務公平地提供公共服務，Rapp（1996）[5]也提出政府公共服務供給應是沒任何歧視性的配給。Lucy（1977）[6]分別針對服務資源投入、使用、結(jié)果及影響四階段的評價指標體系測度地區(qū)公共服務均等化水平。Warner（2002）[7]使用人均公共服務量、人均預算分配、人均地方支出等指標測度地區(qū)公共服務均等性及公正性。Andrews（2010）[8]從緊急性、醫(yī)療、教育、福利、社會服務、浪費管理和社區(qū)安全這7個維度構(gòu)建公共服務評價體系，分析政策差異對英格蘭、蘇格蘭、威爾士公共服務配置的影響。Boyne（2001）[9]則從公共服務需求、權(quán)利和努力程度3個方面對英國公共服務均等化情況進行了分析。Costa-Font（2006）[10]利用回歸方程實證分析了西班牙中央、自治區(qū)和地方政府在人均醫(yī)療支出、支出比重等方面的區(qū)域差異。另外，Murphy[11]從區(qū)域角度著手，認為社區(qū)的公共衛(wèi)生服務重點應在初級醫(yī)療保健上。Berman（2012）[12]從人本主義角度，探析了公共服務配置在不同類型的人群中的分配過程以及存在的問題與矛盾。

國內(nèi)學者對公共服務研究起步稍晚，有學者從財政學、政治經(jīng)濟學角度進行研究。倪紅日（2012）[13]從財政支出角度分析地區(qū)間公共服務水平差距，指出應建立適應國情的、兼顧激勵與均等的財政管理體制。陸昱（2015）[14]從財政視角梳理了造成公共服務非均等化的原因，并提出相關政策建議。也有部分學者從地理學角度對公共服務資源配置水平及區(qū)域差異進行研究。馬慧強（2011）[15]構(gòu)建基本公共服務質(zhì)量測度指標體系，對我國286個地級以上城市基本公共服務水平進行分析。王曉玲（2013）[16]利用熵值法對2011年我國各省區(qū)的基本公共服務水平進行測算，并對區(qū)域差異進行了探討。馬曉冬（2014）[17]運用熵值法、協(xié)調(diào)度和障礙度模型來綜合評價江蘇各省轄市的城鄉(xiāng)公共服務發(fā)展水平，并對阻礙公共服務均等化的因素進行了詳細闡述。楊帆（2014）[18]分析新疆公共服務資源配置水平及空間差異，并探究了導致公共服務差異的原因。戚學祥（2015）[19]構(gòu)建了6個二級指標和20項三級指標，運用差異系數(shù)法測算四川省公共服務發(fā)展水平和均等化程度。楊永淼（2017）[20]利用泰爾指數(shù)分析山東省基本公共服務整體、區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)的均等化水平，并根據(jù)實證測度結(jié)果提出相關政策建議。

總體而言， 近些年來學者們對公共服務資源配置水平及區(qū)域差異的研究不斷增多，但忽視了公共服務在空間格局上的關聯(lián)關系，對空間溢出效應研究尚顯不足。鑒于此，本文在眾多學者研究的基礎上，構(gòu)建了公共服務資源配置水平綜合評價指標體系，基于泰爾指數(shù)、探索性空間分析法和空間杜賓模型，對2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平、區(qū)域差異、空間格局及驅(qū)動機制進行分析，并嘗試提出城市公共服務資源合理配置的相關政策建議。

二、指標選取與研究方法

（一）指標體系構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

公共服務資源配置是指在一定的經(jīng)濟社會條件下，能夠滿足民生基本生活需求的服務，具有非競爭性和非排他性等特征，包括教育、醫(yī)療、社會保障和生態(tài)保護等內(nèi)容[21]?；谶^往研究成果[22-23]，本文從基礎設施、環(huán)境保護、醫(yī)療衛(wèi)生、教育服務、文化生活、社會保障、科技通訊及交通運輸8個層面選取45個三級指標，以常住人口人均公共服務享有量為基準對我國各省市公共服務資源配置水平進行測度（見表1）。

各項指標數(shù)據(jù)主要來源于2008～2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。其中基礎設施投資額指標借鑒張軍[24]的處理方法，采用電力、煤氣及水供應行業(yè)，交通運輸倉儲及郵電業(yè)，水利、環(huán)境和公共設施管理業(yè)的資本形成額來反映政府和社會對城市基礎設施服務的投入。

（二）研究方法

1.標準化處理與權(quán)重確定

進行公共服務資源配置水平的測算，需先對指標初始數(shù)據(jù)進行標準化處理，消除其量綱，設x■為第 i個地區(qū)第j項指標的原始實際值，i=1，2，…，m（31）；j=1，2，…，n（45），z■為指標的標準化值，公式如下：

z■=x■-x■/x■-x■，正向指標x■-x■/x■-x■，負向指標

確定指標權(quán)重的方法有主觀賦權(quán)法和客觀賦權(quán)法兩種方法。為了避免人為賦權(quán)的主觀性，本文采用相對客觀的“熵值賦權(quán)法”計算指標的權(quán)重系數(shù)，其步驟如下：①求解指標同度量化的比重：P■=x■/？撞■■x■；②求解信息熵為e■=-（1/lnm？撞■■p■lnp■）；③求解指標熵權(quán)w■=（1-e■）/？撞■■（1-e■）；④求解公共服務資源配置水平指數(shù)為：U■=？撞■■（ w■*z■）。

2.泰爾指數(shù)

泰爾指數(shù)是綜合熵指數(shù)的一個特例，被廣泛運用于衡量區(qū)域經(jīng)濟差異，測度資源配置的公平性。與其他幾種度量差異的測度指數(shù)，如變異系數(shù)、基尼系數(shù)等相比，其最大優(yōu)點在于可把整體差異劃分成區(qū)域內(nèi)與區(qū)域間差異，同時能夠測度區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間差異的貢獻度[25]。泰爾指數(shù)的其數(shù)值越接近零，分配越公平，其計算公式如下：

TI=■■■ln■

TI=T■+T■=■■■■ln■+

■■ln■

其中，n為區(qū)域個數(shù)，m為區(qū)域內(nèi)省區(qū)個數(shù)，G■代表 i區(qū)域j省GDP值，G■代表第i區(qū)域GDP值，G代表全國GDP總值；P■代表 i區(qū)域j省公共服務資源配置水平指數(shù)，P■代表第i區(qū)域公共服務資源配置水平指數(shù)， P代表該項指標全國總值。T■代表區(qū)域內(nèi)差異，T■代表區(qū)域間差異。

3. 探索性空間分析法

探索性空間數(shù)據(jù)分析主要用于一系列空間數(shù)據(jù)關聯(lián)測度，探索空間集聚和空間異常，把握單元之間的空間相互作用機制。利用軟件GeoDal實現(xiàn)全局空間自相關、局部空間自相關分析，探索我國各省市公共服務資源配置水平的聚類趨勢。

（1）全局空間自相關。全局空間自相關可衡量不同區(qū)域間整體上的空間關聯(lián)與差異，主要用來判斷要素屬性數(shù)據(jù)的分布在統(tǒng)計上是否存在集聚或分散現(xiàn)象，通常用Moran's I指數(shù)表示。

I=■

式中，n為觀察值的數(shù)量，x■和x■分別表示屬性特征x在空間單元i和j上的觀察值；S■=■？撞■■（x■-■）2；■=■？撞■■x■；w■為空間權(quán)重矩陣，本文設定滿足Rook contiguity鄰接性，當區(qū)域i和區(qū)域j相鄰時，w■為1，否則為0。Moran's I取值范圍為[-1，1]，大于0表示空間正相關，小于0表示空間負相關，等于0表明空間不相關。

（2）局部空間自相關分析。局部空間自相關指數(shù)可具體衡量每個空間要素或?qū)傩栽诰植康南嚓P特征，結(jié)合Moran's I散點圖可將局部差異的空間結(jié)構(gòu)可視化，研究其空間分布規(guī)律。局部Moran's I，計算公式如下：

I■=■■[w■（x■-■）]

局部Moran's I指數(shù)為正值時表示同類型要素屬性值的地區(qū)相鄰近，負值表示不同類型要素屬性值的地區(qū)相鄰近，絕對值越大，鄰近程度越高。

4.空間計量模型

空間計量模型可通過地理位置與空間聯(lián)系建立統(tǒng)計與計量關系，為揭示區(qū)域差異及其影響因素提供了新的研究視角和分析工具。本文主要應用空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM），具體模型形式如下：

SAR模型：Y=？籽W■+X？茁+？著；SDM模型：Y=？籽W■+X？茁+WX？茲+？著

其中，Y是因變量，X是控制變量，W是空間權(quán)重矩陣，ρ為因變量的空間依賴程度，θ為自變量的空間依賴程度，ε為擾動項。W■為因變量的空間滯后項，WX為自變量的空間滯后項。

三、結(jié)果分析

（一）公共服務資源配置水平綜合測度

從整體上看，2007～2016年我國各省市公共服務資源配置水平呈現(xiàn)不同程度的上升趨勢（見表2），2007年均值為0.284 6，2016年均值上升到0.475 9，年均增長5.88%。從單個省份看，樣本期間公共服務資源配置水平均值最高的5個省份為北京（0.631 8）、上海（0.563 5）、天津（0.502 6）、江蘇（0.476 4）、浙江（0.473 8），這些省份均位于東部地區(qū)；均值最低的5個省份為貴州（0.254 9）、河南（0.285 0）、云南（0.285 2）、廣西（0.286 9）、甘肅（0.306 1），除河南位于中部地區(qū)外，其余均位于西部地區(qū)。這表明公共服務資源配置水平與經(jīng)濟增長、城市化發(fā)展等存在正相關。從四大區(qū)域看，公共服務資源配置水平的橫向分布呈東部、東北部、西部、中部地區(qū)遞減態(tài)勢，其原因在于東部及沿海地區(qū)有著優(yōu)越的地理位置和中央“沿海先行開放、梯度推進”的政策。西部地區(qū)公共服務資源配置水平均值低于全國均值，但略高于中部地區(qū)，說明我國政府在提升邊疆少數(shù)民族等地區(qū)公共服務資源配置水平的相關政策得到充分而有效的落實。公共服務資源配置水平的縱向分布呈現(xiàn)出“西北高-西南低”的特征，表明西部地區(qū)省際間公共服務資源配置水平差異明顯，區(qū)域非均等化現(xiàn)狀在短期內(nèi)難以改變。

（二）公共服務資源配置水平區(qū)域差異分析

依據(jù)計算得到2007～2016年泰爾指數(shù)分解的區(qū)域公共服務資源配置水平差異（見表3）。從總體差異看，2007～2016年公共服務資源配置水平的總體泰爾指數(shù)呈U型趨勢，由2007年的0.285下降至2012年的0.239，但2013年后泰爾指數(shù)總體差異上升至2016年的0.256 3，表明在樣本年間公共服務資源配置水平總體差異呈先縮小再擴大趨勢。由于本文計算的泰爾指數(shù)時是以各省GDP為權(quán)重，它反映出我國公共服務資源配置水平與社會經(jīng)濟發(fā)展水平匹配度在逐漸提高。從區(qū)域內(nèi)和區(qū)域間分解值看，2007～2016年中國基本公共服務水平的區(qū)域變化始終受區(qū)域內(nèi)差異和區(qū)域間差異變化的影響，不同區(qū)域內(nèi)的差異是形成整體差異的主要影響因素，對總體差異貢獻約70%左右，而區(qū)域間差異貢獻率小于區(qū)域內(nèi)差異貢獻率，其約占30%左右。從四大區(qū)域看，2007～2016年間，東、中、東北和西部地區(qū)泰爾指數(shù)的均值分別為0.223 2、0.086 5、0.030 9、0.273 6，表明西部地區(qū)內(nèi)部省份之間的公共服務資源配置水平存在較大的不公平現(xiàn)象，其次是東部地區(qū)，再次是中部地區(qū)，最后是東北地區(qū)。

（三）公共服務資源配置水平空間變異分析

根據(jù)全局Moran's I指數(shù)可以分析我國31個省市公共服務資源配置水平空間格局的整體關聯(lián)和差異特征，依托GeoDa1.12軟件可以計算得到2007～2016年我國各省市公共服務資源配置水平的全局Moran's I值（見表4）。由表4可看出，2007～2016年間的Moran's I指數(shù)均為正值，說明31個省市公共服務資源配置水平在空間格局上具有正的空間自相關關系，樣本期間Moran's I指數(shù)均在1%顯著水平上通過檢驗且Z值均大于1.96，說明31個省市公共服務資源配置水平在空間分布上呈現(xiàn)出集聚特征。從時間演變上看，我國各省市公共服務資源配置水平的Moran's I指數(shù)由2007年0.431 8下降至2015年0.307 1，2016年上升到0.315 4，其空間格局呈現(xiàn)從集聚-分散-集聚的演變模式，但總體分異格局保持相對穩(wěn)定。

全局Moran's I指數(shù)僅揭示公共服務資源配置水平指數(shù)在整體相關性，但卻未能揭示與相鄰省區(qū)的局部空間相關關系，為了彌補不足，本文借助局部Moran's I指數(shù)來衡量我國各省市公共服務資源配置水平與其周邊省市的空間關聯(lián)度，并繪制Moran's I散點圖。圖1顯示，2007、2012、2016年我國大多數(shù)省市處均在1、3象限，表明我國各省市公共服務資源配置水平在空間格局上呈現(xiàn)出顯著的高高集聚與低低集聚的空間俱樂部趨同特征，但高低集聚與低高集聚顯著性不強。對各集聚類型分布地區(qū)而言，高高集聚主要分布在北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建等東部地區(qū)；低低集聚主要分布于中西部的云南、貴州、廣西、河南等地區(qū)；高低集聚和低高集聚類型則主要分布于高高集聚與低低集聚之間的過渡地帶，該分布特征與公共服務資源配置水平東強中西弱空間分布格局特征相印證。整體而言，各集聚類型公共服務資源配置水平在空間分異上并未出現(xiàn)劇烈變動而保持相對穩(wěn)定的狀態(tài)。

（四）空間格局形成驅(qū)動機制分析

本文采用空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）對影響公共服務資源配置的主要驅(qū)動機制進行分析。以2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平指數(shù)作為被解釋變量，同時設定以下變量為解釋變量。

1.城市化水平

一般而言，城市化水平有助于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟和城市聚集經(jīng)濟效應。城市化進程的快慢，決定公共服務資源配置水平提升的速度。本文以地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋砗饬砍鞘谢健?/p>

2.經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）

經(jīng)濟發(fā)展水平是決定公共服務資源配置水平的決定性因素，同時公共服務資源配置水平也對經(jīng)濟發(fā)展起到了推動作用，存在著交互影響。本文以人均GDP反映地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。

3.財政支出

政府財政支出主要用于公共事業(yè)，在其他條件相同的情況下，財政支出規(guī)模及其占GDP的比重都會影響公共服務資源配置水平。本文以財政支出占GDP比重來反映地區(qū)財政支出水平。

4.人口規(guī)模

一定社會經(jīng)濟條件下的人口規(guī)模和質(zhì)量，既是影響一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，也是影響公共服務資源配置水平的重要因素。一般而言，人口數(shù)量增加，公共服務資源配置水平會下降。本文以人口密度指標（即單位面積人口數(shù)量）來反映地區(qū)人口規(guī)模。

基于以上討論，本文構(gòu)建公共服務資源配置水平的影響機制空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）如下：

lnpub■=α■+α■lnpub■■+？籽W×lnpub■+α■lnurb■+

α■lnpgdp■+α■lnfe■+α■lnpou■+？著■

lnpub■=α■+α■lnpub■■+？籽W×lnpub■+α■lnurb■+

α■lnpgdp■+α■lnfe■+α■lnpou■+α■W×lnpub■+α■W×

lnpgdp■+α■W×lnfe■+α■W×lnpou■+？著■

其中，pub■表示第 i地區(qū)第t年的公共服務資源配置水平指數(shù)，lnpub■■為公共服務資源配置水平指數(shù)的滯后一期，用來衡量公共服務資源配置水平發(fā)展的時間慣性；W代表空間權(quán)重矩陣，本文使用相鄰矩陣，即兩個地區(qū)相鄰記為1，不相鄰記為0；lnurb■、lnpgdp■、lnfe■和lnpou■分別表示i地區(qū)第t年的城市化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支出和人口規(guī)模（見表5）。

從表5可以看出，在SAR與SDM模型的回歸結(jié)果中Moran's I均顯著為正，調(diào)整后的擬合優(yōu)度（Adj-R2）和log likelihood數(shù)值均較大，而AIC與SC數(shù)值小，說明設定的空間模型較為合理。同時，ρ高度顯著且符號為正，進一步驗證了公共服務資源配置水平的空間聚集性，被解釋變量的滯后一期公共服務資源配置水平指數(shù)系數(shù)為正且高度顯著，說明公共服務資源配置水平具有較強的時間慣性。在SAR模型中，城市化水平系數(shù)為0.355 6，且在1%的顯著性水平下時顯著的，表明城市化發(fā)展對公共服務資源配置水平的提升具有積極的影響，其原因在于城市化水平高的地區(qū)在經(jīng)濟、社會、政治、地理等層面具有相應優(yōu)勢，從而有實力提高公共服務資源配置水平。經(jīng)濟發(fā)展水平指數(shù)顯著為正，說明了經(jīng)濟發(fā)展水平是決定公共服務資源配置水平的重要機制，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平越高，對公共服務資源配置水平提升幅度越大。財政支出系數(shù)顯著為正，表明財政支出是改善本地區(qū)居民整體福利和提升公共服務資源配置水平的重要途徑之一。人口規(guī)模的系數(shù)為-0.068 2，在1%的顯著性水平下時顯著，表明人口規(guī)模大會導致公共服務資源配置水平的下降。

此外，從SDM模型中各交叉項的回歸結(jié)果還反映了自變量的空間溢出效應。城市化水平對相鄰地區(qū)的公共服務資源配置水平提升是有促進作用，表明相鄰地區(qū)城市化水平在良好的經(jīng)濟基礎上得到整體提升，從而促進了公共服務資源配置水平的提高。經(jīng)濟發(fā)展水平對相鄰地區(qū)的公共服務資源配置水平的提升具有負作用，說明一個地區(qū)的經(jīng)濟快速發(fā)展，吸引相鄰地區(qū)生產(chǎn)要素向其集中。財政支出不僅對本地區(qū)公共服務資源配置水平有促進作用，并且有正外溢效應，其原因可能在于相鄰地區(qū)財政支出水平的提升會刺激當?shù)卣黾迂斦墓仓С霰壤?，對周邊省份具有“學習效應”，帶動了周邊地區(qū)公共服務資源配置水平的提升。相鄰地區(qū)人口規(guī)模不易影響到本地區(qū)的公共服務資源配置水平的提升。

四、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

第一，2007～2016年31個省市公共服務資源配置水平呈上升趨勢，橫向呈東強中西弱分布態(tài)勢，縱向呈“西北高-西南低”的特征。第二，樣本期間公共服務資源配置水平泰爾指數(shù)總體差異呈現(xiàn)先縮小后擴大的趨勢，差異主要來源于區(qū)域內(nèi)部，西部地區(qū)差異最大，東北地區(qū)差異最小。第三，公共服務資源配置在省際尺度上具有顯著的全局與局部自相關特征，高高集聚與低低集聚的趨同特征明顯。第四，空間杜賓模型檢驗表明公共服務資源配置空間上存在溢出效應；城市化水平、經(jīng)濟發(fā)展水平、財政支出對公共服務資源配置具有正向驅(qū)動作用，人口規(guī)模對公共服務資源配置具有負向驅(qū)動作用。

（二）主要建議

第一，完善公共財政體制，合理劃分各級政府事權(quán)和財權(quán)。例如教育、醫(yī)療等公共服務方面，應由中央、省和縣三級政府共同承擔，各級政府承擔的比例視各地方經(jīng)濟發(fā)展水平而定。在事權(quán)明晰劃分的基礎上，建立有效的監(jiān)督評價體系與績效評價體系，確保資金投向公共服務領域中的薄弱環(huán)節(jié)。完善和規(guī)范中央對地方的財政轉(zhuǎn)移支付制度，重點幫助解決民族地區(qū)、邊疆地區(qū)等財力不足的問題，縮小區(qū)域間差距。

第二，用“點”“面”結(jié)合的方式優(yōu)化公共服務資源配置空間布局。政府應重視東部地區(qū)海南，中部地區(qū)河南，西部地區(qū)云南、貴州等這些關鍵省域公共服務的供給。進一步完善城市供電、供水、供氣等管網(wǎng)線路的布局和更新，注重環(huán)境保護建設及市容環(huán)境整治，提高醫(yī)療衛(wèi)生系統(tǒng)人員的整體素質(zhì)和專業(yè)水平，優(yōu)化及調(diào)整不同區(qū)域的基礎教育、職業(yè)教育和高等教育的資源配置，完善人民群眾的文化生活建設，提高城市交通便捷化和綜合管理水平。

第三，形成以民生建設為導向的公共服務資源配置體系。新型城鎮(zhèn)化是以人為核心的城鎮(zhèn)化，各地方政府應基于群眾對公共服務的需求，并根據(jù)自身不同經(jīng)濟社會發(fā)展水平，有目的、有方向、有計劃、有步驟地提高公共服務資源配置的供給能力和質(zhì)量，實現(xiàn)城市公共服務資源配置常住人口全覆蓋。

第四，發(fā)揮積極的空間溢出效應，實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。為避免區(qū)域公共服務資源配置失衡狀態(tài)進一步拉大，中央政府應集中做好規(guī)劃與宏觀調(diào)控，應鼓勵公共服務資源配置水平高的地區(qū)發(fā)展幫扶作用?？蓢L試出臺《促進區(qū)域合作法》，明確區(qū)域合作模式、機制及利益分配、激勵制度等，進一步加強與鄰近省區(qū)的公共服務資源供給互動與合作機制，實現(xiàn)區(qū)域均衡協(xié)調(diào)發(fā)展。

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