新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)民市民化與公共服務供給

王 敏 ，呂 寒

(西安外國語大學 a.人文社會科學研究中心;b.商學院；c.經(jīng)濟金融學院，西安 710128)

引 言

新型城鎮(zhèn)化是指以人為核心的綜合型城鎮(zhèn)化[1]。在新型城鎮(zhèn)化過程中，大量農(nóng)民從農(nóng)村遷移到城鎮(zhèn)尋找工作并改變生活方式，當進城的農(nóng)民不僅獲得城鎮(zhèn)永久居住身份而且平等享受城鎮(zhèn)居民的政治權利和公共服務時，就實現(xiàn)了農(nóng)民的市民化[2]。根據(jù)聯(lián)合國《世界城市化展望2018》預測，2017—2030年中國城鎮(zhèn)人口約增加2億。按照當前趨勢測算，2億新增城鎮(zhèn)人口中有近50%來自農(nóng)村人口遷移，進城農(nóng)民完成農(nóng)民市民化的過程變?yōu)樾率忻?。在此背景下，為迅速增加的城?zhèn)流動人口和新市民提供充分的教育、醫(yī)療、社會保障、文化休閑等公共服務就成為政府的當務之急。黨的十九大報告也明確強調(diào)了要通過完善公共服務體系來使“人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續(xù)”[3]。而當前，中國公共服務供給總體水平不高，尤其是面對大量農(nóng)村務工人員涌入時，公共服務應對能力明顯不足[4]，同時，東部、中部、西部區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)公共服務供給均呈現(xiàn)顯著的不均等特征[5-6]。

那么，就中國整體而言，新型城鎮(zhèn)化進程以及相伴而生的農(nóng)民市民化進程[7]對公共服務的供給有沒有影響？影響程度如何？在東部、中部、西部等不同區(qū)域，這種影響是否相同？對上述問題的正確理解具有重要的現(xiàn)實意義。如果新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)民市民化能夠促進公共服務供給水平的提升，政策制定者就可據(jù)此制定措施促進農(nóng)民市民化，以拉動公共服務供給水平，提升整個區(qū)域的居民生活質(zhì)量和層次，并反過來促進新型城鎮(zhèn)化的順利推進，實現(xiàn)雙贏。

城鎮(zhèn)化、農(nóng)民市民化與公共服務供給的關系已經(jīng)引起了國內(nèi)學者的關注。在城鎮(zhèn)化對公共服務的供給水平、城鄉(xiāng)差異和供給滿意度的影響方面，有觀點認為中國城鎮(zhèn)化進程對區(qū)域內(nèi)的公共服務供給水平具有顯著的正向影響(王偉同，2009；豆建民、劉欣，2011)[8-9]；城鎮(zhèn)化和財政政策都會影響城鄉(xiāng)公共服務差距，城鎮(zhèn)化縮小城鄉(xiāng)公共服務差距，財政政策反之(李平、陳萍，2014)[10]；其他因素如財政體制、管理制度、經(jīng)濟發(fā)展水平以及居民個人方面都會對基本公共服務均等化產(chǎn)生影響(程嵐、文雨辰，2018)[11]；曹現(xiàn)強和林建鵬(2019)通過分析山東省城市居民的公共服務滿意度影響因素，認為人均GDP和人均公共財政支出對城市公共服務滿意度具有正向影響[12]。在公共服務供給對城鎮(zhèn)化和人口流動的影響方面，有觀點認為醫(yī)療衛(wèi)生支出的增加有助于城鎮(zhèn)化規(guī)模擴大，各類公共服務支出的增加都有助于吸引技能勞動力流入(賈婷月，2018)[13]；地區(qū)公共服務差異、城鄉(xiāng)公共服務均等化分別促進了人口異地城鎮(zhèn)化和本地城鎮(zhèn)化，民生財政支出通過作用于公共服務則加強或抑制了上述效應(李斌等，2015)[14]。

上述研究通過規(guī)范分析與實證檢驗展示了傳

統(tǒng)城鎮(zhèn)化與公共服務供給的相互影響，并考慮到了財政收支的作用，為后繼研究提供了思路與方法。然而已有研究鮮有從農(nóng)民市民化的角度考察公共服務供給，更缺乏對東、中、西不同區(qū)域的新型城鎮(zhèn)化、農(nóng)民市民化與公共服務供給差異之間復雜空間關系的研究。鑒于此，本文首先建立綜合指標體系，對新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度和公共服務供給水平進行多指標多維度測度；其次采用空間杜賓模型測度中國整體及各區(qū)域內(nèi)新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度及其他相關因素對公共服務供給水平的影響；最后，根據(jù)不同區(qū)域的實證結(jié)果給出提升公共服務供給水平的政策建議。

一、核心變量測度

(一)公共服務供給水平的測度

參考《“十三五”推進基本公共服務均等化規(guī)劃》中的相關內(nèi)容，借鑒徐琴(2012)[15]、林陽衍(2014)[16]等的思路，選擇基礎教育服務、社會保障與就業(yè)服務、基本醫(yī)療服務和公共文化服務四個方面綜合評價我國公共服務供給水平，見表1。

表1 公共服務供給水平指標體系表

在公共服務的供給指標體系中，正向指標的值越大表明公共服務供給水平越高。利用改進熵值法，綜合教育、醫(yī)療、社保、文化等指標，得到全國各省(市、自治區(qū))的公共服務水平綜合得分，作為后續(xù)實證研究的依據(jù)。

(二)新型城鎮(zhèn)化水平的測度

根據(jù)《國家新型城鎮(zhèn)化發(fā)展規(guī)劃》的相關要求，借鑒戚曉旭(2014)[17]、王平(2015)[18]等的思路，構(gòu)建新型城鎮(zhèn)化的四種發(fā)展指標體系，即經(jīng)濟發(fā)展、人口發(fā)展、社會發(fā)展和綠色發(fā)展，以此指標體系來反映新型城鎮(zhèn)化綜合水平(見表2)。

表2 新型城鎮(zhèn)化綜合度量指標體系表

在新型城鎮(zhèn)化評價指標體系中，正向指標的值越大表明新型城鎮(zhèn)化水平越高。根據(jù)改進熵值法，得到全國各省(市、自治區(qū))的新型城鎮(zhèn)化水平綜合得分，作為后續(xù)實證研究的依據(jù)。

(三)農(nóng)民市民化程度的測度

農(nóng)民市民化程度用來衡量一個地區(qū)進城務工農(nóng)民融入城市的程度。朱巧玲(2014)等圍繞新型城鎮(zhèn)化以人為本的核心以及農(nóng)民的整體性等指導原則，制定了包含社會、政治、文化、精神、經(jīng)濟五個層面八類指標的農(nóng)民市民化評價指標體系，通過進城農(nóng)民指標數(shù)值與城鎮(zhèn)居民相同指標的數(shù)值差距來評價農(nóng)民市民化程度[19]，該指標體系中涉及的大量軟性指標數(shù)據(jù)主要是依靠調(diào)查問卷得到的截面數(shù)據(jù)，缺乏面板數(shù)據(jù)。為了能夠用面板數(shù)據(jù)來測度農(nóng)民市民化程度，以滿足后繼實證研究的需要，考慮運用該指標體系中可獲取面板數(shù)據(jù)的指標來設計農(nóng)民市民化程度指標。

提高收入水平是農(nóng)民進城的基本動因，也是影響進城務工農(nóng)民融入城市程度的根本性因素，因此，選擇經(jīng)濟層面指標中的生活水平指標“可支配收入”與目標值“同一水平城鎮(zhèn)平均水平”來分析，進城務工農(nóng)民的可支配收入與城鎮(zhèn)居民可支配收入之間差距越小，說明進城農(nóng)民的城市融入程度越高，市民化程度也越高。根據(jù)中國統(tǒng)計局的解釋：“農(nóng)民的工資性收入是指農(nóng)村住戶受雇于單位或個人，靠出賣勞動而獲得的收入?！倍M城務工的農(nóng)民主要以受雇于他人為主，因此進城農(nóng)民的工資性收入可以作為其可支配收入的體現(xiàn)。

最終，選擇農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)家庭可支配收入之比作為農(nóng)民市民化程度的衡量指標，比值越大，說明農(nóng)民市民化程度越高，以此作為后續(xù)實證研究的依據(jù)。

二、空間計量模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源與指標選取

1.數(shù)據(jù)來源

對2006—2016年全國29個省份的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，所選取的指標數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《城鄉(xiāng)建設統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》和政府統(tǒng)計公報以及中國統(tǒng)計局官網(wǎng)、國家數(shù)據(jù)網(wǎng)站等，運用GeoDa 1.10以及Stata 12.0進行分析，同時為了消除異方差，對變量進行了對數(shù)變換。

2.指標選取

以公共服務綜合指數(shù)作為因變量，衡量中國各個省份的公共服務供給水平。

以新型城鎮(zhèn)化綜合指數(shù)作為核心自變量之一，衡量新型城鎮(zhèn)化水平；以農(nóng)民工資性收入與城鎮(zhèn)家庭可支配收入之比作為核心自變量之二，衡量農(nóng)民市民化程度。

另外，設計新型城鎮(zhèn)化水平與農(nóng)民市民化程度的交互項，反映兩個核心變量的相互作用對公共服務水平的影響。從理論上講，農(nóng)民市民化程度與新型城鎮(zhèn)化水平是相互影響的[7]。

將人口遷移程度作為自變量之一。人口遷移是新型城鎮(zhèn)化的基礎，也是農(nóng)民市民化的基礎[20]，人口的遷入遷出都會改變公共服務的需求進而間接影響公共服務的供給。

將政府財政支配能力和財政汲取能力分別作為兩個自變量。從理論上講，政府財政支配能力和財政汲取能力越強，公共服務資金投入的自由度越高，因此財政支配能力和財政汲取能力會影響其公共服務水平。借鑒徐盈之(2015)的做法[21]，以財政支出占GDP的比重衡量財政支配能力，該指標體現(xiàn)了政府對經(jīng)濟活動的參與程度，以財政收入占GDP的比重衡量財政汲取能力，該指標體現(xiàn)了政府的自有財政情況。相關變量的定義與說明見表3。

表3 變量說明表

(二)空間自相關檢驗

空間計量分析的前提條件是數(shù)據(jù)之間有空間依賴性，現(xiàn)有研究常用莫蘭指數(shù)(Moran’s I)和吉爾里指數(shù)(Geary’s C)對數(shù)據(jù)進行空間自相關檢驗，但上述兩個指標均無法明確區(qū)分數(shù)據(jù)的“熱點”(高值與高值聚集的地區(qū))以及“冷點”(低值與低值聚集的地區(qū))，因此Getis 和 Ord于1992年提出了Getis-Ord指數(shù)G。三種指標的計算公式及衡量方法見表4。

表4 空間自相關檢驗指標計算及說明表

我國各區(qū)域間的公共服務供給水平在空間上呈現(xiàn)非均衡性，因此需要考慮不同地區(qū)公共服務供給水平在空間上的相關性，在進行數(shù)據(jù)空間相關性檢驗之前，需要構(gòu)建空間權重矩陣。本文運用Geoda1.10計算出我國各省份的空間截面權重矩陣，根據(jù)生成的空間截面權重矩陣在Stata 12.0中將時間納入空間矩陣模型，用分塊對角矩陣C=IT?WN代替空間權重矩陣WN，構(gòu)造空間面板權重矩陣，并進行空間面板數(shù)據(jù)自相關檢驗。對公共服務供給水平進行空間自相關檢驗的結(jié)果見表5。

根據(jù)表5的結(jié)果可知，Moran’s I、Geary’s C、Getis-Ord’s G值的系數(shù)值均在1%的水平上顯著，表明各個省份的公共服務供給水平均存在顯著的空間自相關性。Moran’s I=0.782>0,Geary’s C=0.194<1，表明我國的公共服務供給水平具有空間正相關性，在空間上呈現(xiàn)“高-高”“低-低”的特點，即高值于高值區(qū)域集聚，低值于低值區(qū)域集聚。Getis-Ord’s G=0.017>E(G)，其z值為6.221>1.96，也支持了上述結(jié)論，同時說明我國各個省份的公共服務供給水平存在“熱點”區(qū)域，即高值與高值聚集的區(qū)域。

表5 空間自相關檢驗表

為了直觀呈現(xiàn)我國公共服務供給水平的空間分布特點，運用Geoda1.10繪制我國各個省份在空間上的分布格局，參考王波(2016)的做法[22]，結(jié)合公共服務供給水平綜合得分的實際數(shù)據(jù)，以自然斷點分級法將我國29個省份的公共服務供給水平劃分為低水平地區(qū)、較低水平地區(qū)、較高水平地區(qū)和高水平地區(qū)四種類型(限于篇幅，圖略，如有需要，請與作者聯(lián)系)。

我國各省份公共服務供給水平存在明顯的區(qū)域差異性和局部空間關聯(lián)性，且在不同的年份呈現(xiàn)不同的區(qū)域聚集性。結(jié)合空間自相關檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)我國各區(qū)域公共服務供給水平在空間分布上主要形成了兩大地帶：一是以東部省份為主的高水平地區(qū)，二是以中西部地區(qū)為主的較高水平地區(qū)和較低水平地區(qū)。同時，近兩年來部分中西部地區(qū)與東部地區(qū)的公共服務供給水平差距不斷縮小，中部地區(qū)的湖北省由低水平地區(qū)逐步發(fā)展為高水平地區(qū)，西部的四川省由較低水平地區(qū)逐步進入較高水平地區(qū)。

(三)模型建立與說明

1．空間權重矩陣設定

進行空間回歸分析的第一步是設立空間權重矩陣，基于區(qū)域間的距離定義相鄰關系從而設定空間權重是較為常用的方法，根據(jù)對我國公共服務供給水平的空間自相關分析，發(fā)現(xiàn)各個省份之間的公共服務供給水平受臨近省份的影響更大，因此用Wij表示空間權重矩陣IT*WN中i地區(qū)與j地區(qū)之間地理鄰接性，Wij定義如下：

2．空間回歸模型選擇

由于我國各省公共服務供給水平呈現(xiàn)正向空間相關性，且一個地區(qū)進城農(nóng)民的市民化水平不僅受本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平等因素的影響，也會受到鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平以及農(nóng)民遷移的影響，因此選擇能夠同時表現(xiàn)自身和鄰近地區(qū)自變量的空間杜賓模型(SDM)，建立回歸模型如下：

三、回歸結(jié)果分析

(一)整體回歸結(jié)果分析

首先，運用空間自相關Moran’s I指數(shù)和LM、Robust LM對面板數(shù)據(jù)進行空間誤差(SEM)和空間滯后(SLM)效應檢驗，檢驗結(jié)果見表6。根據(jù)表6的檢驗結(jié)果可知，在空間誤差(SEM)效應檢驗中，Moran’s I(=4.356)指數(shù)和LM(=325.348)、Robust LM(=269.399)檢驗的統(tǒng)計量均在1%的水平上顯著，拒絕數(shù)據(jù)之間不存在空間效應的原假設，認為數(shù)據(jù)之間存在空間誤差效應；在空間滯后(SLM)效應檢驗中，LM(=57.276)檢驗的統(tǒng)計量在1%的水平上顯著，Robust LM(=1.327)檢驗的統(tǒng)計量不存在顯著性，綜合說明數(shù)據(jù)之間存在空間滯后效應?；貧w模型中空間誤差效應和空間滯后效應同時存在，說明一個地區(qū)的公共服務供給水平不僅受本地區(qū)自變量的影響，同時也受到臨近地區(qū)自變量的影響，此種情況下采用空間杜賓(SDM)模型是最優(yōu)的。

表6 模型的空間效應診斷表

其次，對空間杜賓模型同時進行固定效應和隨機效應回歸，具體回歸分析結(jié)果見表7。

表7 模型回歸分析結(jié)果表

根據(jù)表7的回歸結(jié)果可知，普通最小二乘回歸(OLS)、空間杜賓(SDM)模型下固定效應(FE)和隨機效應(RE)的模型擬合度(R2)分別為28.9%、23.5%、53.4%，隨機效應的空間杜賓模型擬合度最高；同時在空間杜賓模型下，固定效應的空間回歸系數(shù)ρ(-0.0295)不顯著，隨機效應的空間回歸系數(shù)ρ(-0.573)在1%的水平上顯著。因此,用空間杜賓模型的隨機效應回歸結(jié)果進行分析，得到如下結(jié)論：

第一，新型城鎮(zhèn)化水平(tow)系數(shù)值為0.065，在10%的水平上顯著，表明城鎮(zhèn)化水平每提高1%，公共服務供給水平會微弱增加0.065%;農(nóng)民市民化程度(pel)的系數(shù)值為0.336。在5%的水平上顯著，說明農(nóng)民市民化程度每提高1%，公共服務供給水平會顯著增加0.336%。新型城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)民市民化程度對公共服務供給水平都有正向影響，農(nóng)民市民化更為有效地促進了公共服務供給。這是因為農(nóng)民市民化程度指標和新型城鎮(zhèn)化水平指標相比，更突出人的安居樂業(yè)需求，更能反映居民的公共服務獲得程度。新市民更加希望融入城市，享受城市中良好的公共服務，如教育、醫(yī)療、文化服務等，他們對城市的公共服務體系提出了更高的要求，這種需求最能刺激公共服務的供給提升。

第二，交互項tow*pel的系數(shù)值為0.335且在10%的水平下顯著，即農(nóng)民市民化程度與新型城鎮(zhèn)化水平的相互作用也會促進公共資本供給水平提升。新型城鎮(zhèn)化帶來了農(nóng)民市民化，農(nóng)民市民化又促進了新型城鎮(zhèn)化的穩(wěn)步提升。在此過程中，政府更加強調(diào)“以人為本”，不斷完善公共服務體系，提升公共服務意識，使公共資本供給水平得到提升。

第三，人口遷移程度(loc)的值不顯著，說明人口遷移對公共服務供給水平?jīng)]有影響。因為短期的人口遷入與遷出在不同區(qū)域頻繁發(fā)生，人口遷入產(chǎn)生公共服務需求，人口遷出轉(zhuǎn)移公共服務需求，就中國整體而言，其影響力微弱。同時教育、醫(yī)療、社會保障等投資巨大的公共服務項目很難在短期內(nèi)實現(xiàn)充分供給。最終，只有伴隨農(nóng)民市民化產(chǎn)生的長期公共服務需求才會真正帶動公共服務供給。

第四，政府財政支配能力的系數(shù)為0.217，在10%的水平上顯著，說明政府的財政支配能力每提升1%，公共服務供給水平就會提升0.217%；政府汲取能力的系數(shù)為1.462，在5%的水平上顯著，表明政府的財政汲取能力每提升1%，公共服務供給水平提升1.462%。地方政府的財政支配能力和汲取能力都能促進公共服務供給水平提升，財政汲取能力的促進作用更強。原因是政府的財政支配能力是資源配置能力的體現(xiàn)，在地方經(jīng)濟指標的壓力下，政府會把有限的財政資源更多分配到快速提升地方經(jīng)濟地位的產(chǎn)業(yè)領域，而不是公共教育、文化、醫(yī)療等難以短期體現(xiàn)經(jīng)濟效益的領域，因此地方財政支配能力對上述公共服務供給水平的促進作用有限。地方政府的財政汲取能力越強，說明財政收入越多，地方經(jīng)濟發(fā)展水平越高，政府的經(jīng)濟指標壓力越小，相對而言改善民生的目標更加凸顯，政府建設公共服務體系的意愿提高，從而有利于公共資本供給水平的提升。

(二)分地區(qū)回歸結(jié)果分析

1.空間自相關檢驗

將樣本中29個省份劃分為東、中、西三個地區(qū)，并對東部、中部與西部地區(qū)的面板數(shù)據(jù)分別進行空間自相關檢驗，結(jié)果如表8所示。

表8 公共服務供給水平(pub)的空間自相關檢驗結(jié)果表

根據(jù)檢驗結(jié)果可知，Moran’s I、Geary’s C的系數(shù)為正且在1%的水平上顯著，說明東部、中部與西部地區(qū)存在正的空間自相關性，三地區(qū)Getis-Ord’s G的值均大于其各自的期望值，說明三個地區(qū)公共資本供給水平的空間分布均存在“熱點”區(qū)域，這與公共服務供給水平在全國范圍內(nèi)的空間分布基本一致。

2.空間效應檢驗

對三個地區(qū)的空間效應分別進行檢驗，檢驗結(jié)果見表9。

表9 東、中、西部地區(qū)公共服務供給水平空間效應檢驗表

根據(jù)表9中結(jié)果可知，東部地區(qū)在空間誤差(SEM)和空間滯后(SLG)效應檢驗中，相關檢驗指標Moran’s I(2.687)指數(shù)和LM(27.813)、Robust LM(9.924)、LM(28.398)、Robust LM(10.510)的值均在1%的水平上顯著；中部地區(qū)在空間誤差(SEM)效應檢驗中，指標LM(4.211)的值在1%的水平上顯著，在空間滯后(SLM)效應檢驗中LM(13.019)、Robust LM(9.285)的值均在1%的水平上顯著，說明中部地區(qū)的空間滯后效應要優(yōu)于空間誤差效應；西部地區(qū)的空間效應與東部地區(qū)較為一致，Moran’s I(3.343)指數(shù)和LM(84.917)、Robust LM(57.643)、LM(33.781)、Robust LM(6.507)的檢驗值均在1%的水平上顯著。從上述分析可知，與中部地區(qū)相比，東部和西部地區(qū)的空間效應更好，但三個地區(qū)均同時存在空間誤差(SED)和空間滯后(SLM)效應，因此，應采用空間杜賓(SDM)模型對三個地區(qū)分別進行空間計量回歸。

3.空間計量回歸結(jié)果

運用空間杜賓(SDM)模型分別對東、中、西三個地區(qū)進行空間回歸模型分析，具體分析結(jié)果見表10。

從表10中的回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)隨機效應(RE)回歸結(jié)果中擬合值(R2)遠高于固定效應(FE)，且隨機效應中的空間回歸系數(shù)ρ(0.449)在1%的水平上顯著，因此在東部地區(qū)的分析中，以隨機效應回歸結(jié)果為主；中部地區(qū)隨機效應(RE)回歸結(jié)果中擬合值(R2)略高于固定效應(FE)，相對來說隨機效應模型擬合效果更好，但隨機效應的空間回歸系數(shù)ρ(-0.051)不顯著，而固定效應的空間回歸系數(shù)ρ(-0.529)在1%的水平上顯著，因此在中部地區(qū)的分析中以固定效應的回歸結(jié)果為主；西部地區(qū)隨機效應(RE)回歸結(jié)果中擬合值(R2)明顯高于固定效應(FE)，且隨機效應的空間回歸系數(shù)ρ(0.705)在1%的水平上顯著，因此在西部地區(qū)的分析中以隨機效應的回歸結(jié)果為主。

表10 東、中、西部地區(qū)回歸模型分析結(jié)果表

關于東、中、西部地區(qū)回歸結(jié)果的具體分析如下：第一，東部地區(qū)的新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度以及財政支配能力和財政汲取能力均能正向影響區(qū)域內(nèi)公共服務供給水平，農(nóng)民市民化程度的影響最顯著，其次是政府財政汲取能力。這是因為中國務工農(nóng)民主要流向了東部地區(qū)，農(nóng)民市民化程度也領先于其他地區(qū)，農(nóng)民市民化速度的加快對城市基本公共服務體系提出了更高的要求，推動東部地區(qū)城市基本公共服務體系不斷完善。東部地區(qū)更發(fā)達的經(jīng)濟水平提高了地方政府的財政收入，增強了政府投資公共服務領域的意愿，因此提升了公共服務供給水平[23]。

第二，中部地區(qū)人口遷移程度對區(qū)域內(nèi)公共服務供給水平有負向影響，政府財政汲取能力對公共服務供給水平有正向影響，政府財政汲取能力的影響最為顯著。人口遷移程度的系數(shù)值為-0.448且在5%的水平上顯著，說明人口遷移程度每提高1%，公共服務供給水平就會降低0.891%。中部地區(qū)的回歸結(jié)果顯示，由于中、西部地區(qū)大部分農(nóng)村剩余勞動力持續(xù)向東部沿海城市遷移，同時西部地區(qū)部分農(nóng)村剩余勞動力向中部地區(qū)遷移[24]，導致中部地區(qū)的人口遷移頻繁發(fā)生且流向復雜，人口流動規(guī)模越大就越難以產(chǎn)生穩(wěn)定增長的公共服務需求，因而會間接阻礙中部地區(qū)公共服務供給水平的提升。而中部地區(qū)政府財政收入的不斷增加會增強政府發(fā)展公共服務體系的意愿，因而可有效提升公共服務供給水平。

第三，西部地區(qū)政府財政汲取能力正向影響區(qū)域內(nèi)的公共服務供給水平。這是因為西部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化水平相對較低，農(nóng)民市民化進程也非常緩慢，政府投資對西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展起決定性作用，因此，只有政府財政收入大幅增加了，才能有充分的資金投入公共服務建設，進而實現(xiàn)公共服務供給水平的提升。

四、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文基于2006—2016年全國29個省份的面板數(shù)據(jù)，通過建立空間杜賓模型(SDM)來驗證我國整體和分區(qū)域的新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度、新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)民市民化的交互項等因素對公共服務供給水平的影響。得到如下結(jié)論：

首先，就全國整體而言，新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度、新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)民市民化的相互作用、政府財政支配能力和財政汲取能力都會正向影響公共服務供給水平，其中政府財政汲取能力的提高最顯著地提升了公共服務供給水平，農(nóng)民市民化程度提高也能較為顯著地提升該地區(qū)公共服務供給水平。

其次，在東部地區(qū)，新型城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)民市民化程度、兩者的相互作用、地方政府財政汲取能力都能正向影響公共服務供給水平，其中農(nóng)民市民化程度的影響最顯著；在中部地區(qū)，人口遷移程度對公共服務供給水平有負向影響，政府財政汲取能力則正向影響公共服務水平；在西部地區(qū)，影響公共服務供給水平的因素只有政府財政汲取能力。

再次，東部地區(qū)新型城鎮(zhèn)化發(fā)展相對迅速，農(nóng)民市民化對公共服務供給的影響力相對較大，而該地區(qū)基本上也是公共服務供給水平相對較高的地區(qū)；中西部地區(qū)，新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)民市民化受到人口大量遷出或頻繁流動的制約而發(fā)展相對緩慢，無法通過農(nóng)民市民化有效促進公共服務供給，而該地區(qū)的整體公共服務供給水平也低于東部地區(qū)。

最后，無論是中國整體還是各區(qū)域的回歸結(jié)果，都顯示出地方政府財政汲取能力對公共服務供給水平有顯著的正向影響。

(二)政策啟示

根據(jù)上述研究結(jié)論，可以考慮采取以下政策措施，因地制宜地促進各區(qū)域公共服務供給水平的提升。

首先，順應中國新型城鎮(zhèn)化的趨勢，大力推動農(nóng)民市民化的進程，從而促進東部地區(qū)公共服務供給水平提升，具體措施如優(yōu)化戶籍制度、逐步放寬城市落戶限制，建立戶籍與居住一元化的管理制度。尤其是要建立健全新生代農(nóng)民工融入城市的機制，鼓勵能夠快速學習進步的年輕農(nóng)民融入城市生活。

其次，鼓勵東部勞動力成本較高地區(qū)的勞動密集型產(chǎn)業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，中西部地方政府也應有相應的承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和吸引勞動力流入的優(yōu)惠政策，以產(chǎn)業(yè)發(fā)展吸引農(nóng)村勞動力流入和長期定居，提升區(qū)域內(nèi)的新型城鎮(zhèn)化與農(nóng)民市民化程度，以此推動公共服務供給，改變過于依賴政府財政收入的現(xiàn)狀。尤其對于中部地區(qū)，還可以緩解人口流動頻繁對公共服務供給帶來的負面影響。

最后，中部、西部地區(qū)尤其是西部地區(qū)過于依賴政府財政收入會使公共服務供給受制于當?shù)卣馁Y金約束。因此，可以考慮非營利組織甚至是盈利性企業(yè)參與進來，共同提供公共服務，合作治理，以減少地方政府資金約束對公共服務供給的制約。