统筹城乡综合配套改革促进了民生性公共服务城乡均等化水平的提高吗——来自重庆市的经验证据

刘成奎 齐兴辉 王宙翔

(武汉大学，湖北 武汉 430072)

一、引言及相关文献回顾

基本公共服务均等化是指一国居民无论其所处地区、种族、受教育水平、收入状况如何，均应享有与经济发展水平相适应且大致均等的基本公共服务。然而，长期以来中国城乡间基本公共服务差异显著。为探索破解城乡二元结构、实现基本公共服务城乡均等化和城乡协调发展的新路径，2007年，中央政府将重庆市设立为全国统筹城乡综合配套改革试验区。至今，重庆市统筹城乡综合配套改革已经进行10余年，其政策效应一直为政府与学界所关注。鉴于此，本文采用合成控制法评估统筹城乡综合配套改革对重庆市民生性公共服务城乡均等化水平的影响，以期发现改革的实际效果及可能的经验借鉴。

中国显著的基本公共服务城乡差距受到了学界长期关注，相关文献从多个视角对其进行解释。城乡分割及基于户籍制度的公共服务供给体制，导致并固化了基本公共服务城乡差距。为快速推进工业化及城镇化进程，建国初期，中央政府采取了“赶超战略”并制定了一系列城市偏向政策，由此形成的城乡二元结构导致城乡经济发展水平差距不断扩大，城乡基本公共服务供给失衡(林毅夫 等，1994；陈钊 等，2004)。依据蒂伯特模型，居民通过在辖区间自由流动来选择使自身效用最大化的税负和公共产品组合，“用脚投票”的机制约束了辖区政府行为，使辖区间公共服务差距不会长期存在，然而户籍制度限制了居民在城乡间的自由流动，导致基本公共服务城乡差距不断固化(马海涛 等，2008；王伟同，2009)。

地方政府公共服务供给中的城市偏向行为及县乡财政困难是城乡基本公共服务供给失衡的重要原因。城市偏向型的地方政府公共服务供给行为，使城乡居民享有的基本公共服务存在严重不对等。部分文献尝试从财政分权的角度来解释地方政府公共服务供给中存在的城市偏向行为。在以政治集权和经济分权为典型特征的财政分权体制和以GDP为核心的官员晋升考核体系下，地方政府具有推动经济增长的强烈动机(周黎安，2007；张军 等，2007)。财政分权显著推动了区域经济增长(林毅夫 等，2000；Li et al.，2005)，相对于农村，城市在基础设施和生产要素等方面均具有绝对优势，理性的地方政府便会忽视农村发展利益，而将更多资源优先用于城市发展，最终导致城乡分割及城乡基本公共服务供给失衡(高彦彦 等，2012；刘成奎 等，2014)。另有一些研究则侧重于从城乡居民政治影响力差异的视角，来对地方城府公共服务供给中的城市偏向行为进行阐释。城市居民具有较强的政治参与意识和政治影响力，相对而言，农村居民虽人数众多但文化水平普遍偏低，政治参与意识不强，加之集体行动成本过高，因而存在严重的“搭便车”行为，致使其整体政治影响力远低于城市居民。鉴于这种政治影响力的差异，理性的地方政府官员为获取更多政治支持，将会向城市供给更多的公共服务，地方政府在公共服务领域的资源配置上存在严重的城市偏向(傅勇，2005；马骁 等，2011；Heisey et al.，1977；Gugler，1982)。即使城市和农村居民具有同等的政治参与意识和影响力，由于农村地区信息获取存在较大局限性，因而地方政府在公共资源配置中依然会存在城市偏向(Majumdar et al.，2004)。县级政府是农村公共服务供给主体，县乡财政困难使得农村公共服务投入无法得到持续、有效保障，进一步扩大了基本公共服务城乡差距(马海涛 等，2008)。

作为中央政府均衡政府间财力的重要工具，转移支付对于实现财力及基本公共服务均等化具有重要作用(Oates，1999；Dreyer et al.，2015；范子英 等，2010)。理论上，中央政府增加对农村和农业的转移支付对增强地方财力，加大地方政府对农业和农村地区公共服务投入及实现基本公共服务城乡均等化具有重要意义(李华，2005；陈思霞 等，2014；王守义 等，2016)，然而实践中转移支付能否促进基本公共服务城乡均等化的关键在于地方政府如何在城乡公共服务投入之间配置其财力。在中国式财政分权体制下，地方政府会将更多财力投入到短期经济效应显著且供给成本较低的城市公共服务中去，加之转移支付存在的“粘蝇纸”效应，转移支付并不利于公共服务城乡差距的缩小(解垩，2007b；缪小林 等，2016、2017)。

此外，还有一些文献从不同维度分析了重庆市统筹城乡综合配套改革的政策效应，包括统筹城乡改革是否缩小了城乡收入差距(余静文，2013；傅蕴英，2017)，及改革中地票制度的绩效评估(杨继瑞 等，2011；冯应斌 等，2016)。

综上可知，现有文献侧重于从理论和实践方面对基本公共服务城乡差距的原因进行解释及检验，忽视了政府促进公共服务城乡均等化改革的效应评估，本文则以重庆市为例，详细探究其2007年开始实施的统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化的影响，进而为中国城乡基本公共服务均等化的实现提供重要的借鉴与参考；此外，本文采用合成控制法来解决处置对象非随机选择实验的效应评估问题，为政策效应评估提供了新的思路。

二、民生性公共服务城乡均等化指数构建及变动趋势分析

参考已有文献(安体富 等，2008；刘成奎 等，2011)，并考虑数据的可得性，本文构建包含基础教育、医疗卫生、社会保障三个维度的民生性公共服务城乡均等化综合指数来测度民生性公共服务城乡均等化水平，并将民生性公共服务城乡均等化指数定义为农村居民与城市居民人均享有民生性公共服务数量的比值。一般而言，城乡均等化指数介于0到1之间，数值越大，表明民生性公共服务城乡均等化水平越高。

如表1所示，本文构建的民生性公共服务城乡均等化综合评价体系包括三个一级指标和六个二级指标。基础教育指数、医疗卫生指数及社会保障指数为一级指标。其中：基础教育指数包括农村小学生预算内生均经费占全省小学生预算内生均经费比重、农村初中生预算内生均经费占全省初中生预算内生均经费比重两个二级指标。医疗卫生指数包含农村每万人拥有医疗人员数占全省每万人拥有医疗人员数比重、农村每万人拥有医疗床位数占全省每万人拥有医疗床位数比重两个二级指标。社会保障指数包括农村最低生活保障领取人数占农村人口比重与全省最低生活保障领取人数占全省人口比重的比值、农村居民人均转移收入占全省居民人均转移收入比重。均等化指数的构建方法为首先通过赋予二级指标等权重以构建方面指数，然后赋予方面指数等权重构建均等化综合指数。

图1 各样本省份民生性公共服务城乡均等化指数变动趋势

图1显示全国[注]不包括港、澳、台。层面的民生性公共服务城乡均等化指数在2003—2011年间快速上升，即从0.49上升到了0.84，民生性公共服务城乡非均等程度有所缓解。鉴于本文构建的民生性公共服务城乡均等化水平综合评价体系中的指标更多地反映了民生性公共服务的数量而非质量，因而若加上质量维度的考虑，民生性公共服务城乡非均等现象则更为严重。各样本省份民生性公共服务城乡均等化水平在2003—2011年间虽变化路径不尽相同，但均经历了大幅度提升，均等化指数均值由2003年的0.54提高到了2011年的0.87。重庆市民生性公共服务城乡均等化指数由2007年的0.696提高到了2011年的0.883，这与其在2007年开始实施的统筹城乡综合配套改革是相契合的。重庆市在推进民生性公共服务城乡均等化进程方面进行了诸多改革，包括建立城乡基本公共服务均等化的公共财政保障体制和偏向于农村基本公共服务的财政投入机制。然而民生性公共服务城乡均等化水平受到多种因素的影响，民生性公共服务城乡均等化水平的提高，是源自于统筹城乡综合配套改革的实施，还是受到其他因素的影响，简单的定性分析无法给出答案。基于此，本文将基于合成控制法对统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应进行定量评估。

三、研究方法设计及主要变量设定

(一)研究方法设计

重庆市与其它省份各方面经济特征存在显著差异，直接将两者民生性公共服务城乡均等化水平的差异视为统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应则会导致估计结果包含系统性偏误。若能同时观测到重庆市处于改革与未改革状态下民生性公共服务城乡均等化水平，则民生性公共服务城乡均等化水平在两种状态下的差异就是统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化的影响效应。但现实中无法观测到重庆市处于未改革状态下的民生性公共服务城乡均等化水平，需要借助于“反事实框架”来识别改革的因果效应(Rubin，1974；Rosenbaum et al.，1983)。

双重差分法和倾向匹配法是政策评估中的常用方法，政策干预的随机性和非混淆假设分别是保证两种方法有效性的重要前提。《国务院关于推进重庆市统筹城乡改革和发展的若干意见》中指出，重庆市集大城市与大农村特征与一体，城乡二元结构矛盾突出，将重庆市设立为统筹城乡综合配套改革试验区的目的是通过消除阻碍城乡协调发展的体制机制障碍，促进城乡协调发展并为全国推进城乡统筹发展发挥示范作用，可见实施统筹城乡改革省份的选取并非完全随机的，这将降低双重差分法和倾向匹配法的有效性。

合成控制法可以有效解决处置对象非随机选择实验的效应评估问题(Abadie et al.，2003、2010)，本文借鉴这一方法来评估统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应。合成控制法的基本思路是，寻找与处置组完全相同的控制组是极其困难的，但却可以将所有未受到政策干预的个体作为潜在的控制组并赋予每个个体相应权重，通过寻找最优权重组合来构建有效的合成控制组即处置组的反事实状态，以得到政策效应的无偏估计。

(1)

(2)

其中，βt是时间固定效应，Xi为不受政策干预影响的可观测变量构成的λ×1维向量，γt是1×λ维未知参数向量，δt是1×r维未知参数向量，ui是不可观测变量构成的r×1维向量，εit是随机扰动项向量。

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(4)

(5)

(二)数据来源及主要变量设定

限于指标数据的可得性，本文最终使用除北京、上海、江西、青海、宁夏、西藏及港、澳、台外25个省份2003—2011年的面板数据，来评估重庆市统筹城乡综合配套改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应。民生性公共服务城乡均等化综合评价体系包含的基础指标数据来自于《中国教育经费统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》及《中国卫生统计年鉴》，各省份经济特征数据来自于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和各省份统计年鉴。

本文采用民生性公共服务城乡均等化指数来衡量民生性公共服务城乡均等化水平，同时选择影响民生性公共服务城乡均等化水平的多方面因素作为控制变量：(1)经济发展水平用实际人均GDP的自然对数ln rgdp来反映。在不同经济发展阶段，地方政府公共决策偏好可能存在差异，从而影响民生性公共服务城乡均等化水平。(2)城镇化水平urban用城镇人口占总人口比重来衡量。城镇化水平的提高一方面使得更多农村人口流向城市，导致城市人均享有的民生性公共服务减少而农村人均享有的民生性公共服务增加，有利于民生性公共服务城乡差距的缩小；另一方面也会增加城市民生性公共服务供给的规模效应及城市居民对公共决策的影响力，不利于民生性公共服务城乡均等化水平的提高。城镇化水平的效应取决于以上两种作用的相对强弱(李平 等，2014；刘成奎 等，2014)。(3)城市偏向程度bias用城镇人均固定资产投资占全省人均固定资产投资比重来反映。城市偏向水平与民生性公共服务城乡均等化水平负相关。(4)年龄结构差异str用城镇非劳动力人口占比与农村非劳动力人口占比的比值衡量。劳动力人口占比越高，地方福利支出规模越大，其边际效应越高(李永友 等，2009)，该比值与政府城市福利支出规模正相关，其值越大越不利于民生性公共服务城乡差距的缩小。(5)城乡收入差距gap用城镇居民实际人均可支配收入与农村居民实际人均纯收入的比值来表示。城乡收入差距的不断扩大会迫使政府采取措施来抑制城乡收入分配失衡，增加农村公共服务供给对缩小城乡收入差距具有显著作用(解垩，2007a；余长林，2011)，因此城乡收入差距扩大会使政府加大对农村地区公共服务的投入，提高城乡公共服务均等化水平。(6)为了消除人口规模的影响，本文采用省本级预算内人均财政收入与省本级预算内人均财政收入、中央本级预算内人均财政收入两者之和的比值来衡量财政分权水平decen。在中国式财政分权体制下，财政分权水平越高，地方政府城市偏向程度越强，民生性公共服务城乡均等化水平越低。(7)改革前结果变量的水平值。加入改革前结果变量的水平值有助于进一步控制个体间的异质性、提高预测的精度。最后，也将工业化水平indus作为控制变量。表2为主要变量描述性统计，从中可以看出2003—2011年25个省份民生性公共服务城乡均等化指数均值为0.689，处于较低水平，民生性公共服务城乡差距显著。

表2 主要变量描述性统计

四、实证结果分析及稳健性检验

(一)合成控制结果对比及最优权重分析

表3列示了构成合成重庆的各省份权重，其中：湖北权重最大，达到了0.398；其次为贵州，其权重为0.294；天津、福建、广东、广西、海南的权重依次为0.059、0.134、0.009、0.099、0.008；其余未显示省份的权重均为0。

表3 各省份权重组合

表4 合成控制结果对比分析

表4列示了统筹城乡综合配套改革前后真实重庆与合成重庆各方面经济特征的对比。改革前、后重庆市民生性公共服务城乡均等化指数均值分别为0.529和0.816，表明改革前民生性公共服务城乡差距显著，改革后差距则显著缩小。改革前重庆与合成重庆在民生性公共服务城乡均等化指数上的差异仅为0.189%，两者民生性公共服务城乡均等化指数2004年、2005年水平值的差异也仅为0.192%和0.375%，可见合成重庆很好地拟合了重庆民生性公共服务城乡均等化指数的真实变动路径。此外，重庆与合成重庆在控制变量上的差异均不显著且优于25省份均值的拟合程度，表明合成重庆不仅较好地拟合了民生性公共服务城乡均等化指数的真实变动路径，而且对影响民生性公共服务城乡均等化水平的各方面经济特征也能很好地近似，因此可以将合成重庆的结果作为真实重庆的反事实状态，以评估改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应。

(二)实证结果分析

图2对比了重庆与合成重庆民生性公共服务城乡均等化指数的变动路径。可以看到，改革前重庆与合成重庆的变动路径几乎重合，说明合成重庆很好地拟合了重庆民生性公共服务城乡均等化指数的变动路径。改革后重庆均等化指数变动路径持续并显著高于合成重庆的变动路径，意味着统筹城乡综合配套改革显著提高了重庆民生性公共服务城乡均等化水平。若重庆未实施改革则民生性公共服务城乡均等化指数将从2007年的0.696提高到2011年的0.858，增幅为23.3%，实际上2011年重庆城乡均等化指数上升到了0.883，升幅为26.9%，改革使城乡均等化指数多增加了3.6个百分点。

图2真实和合成重庆均等化指数对比

图3真实和合成重庆均等化指数差距

为更加直观地考察改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响，本文计算了改革前后重庆与合成重庆民生性公共服务城乡均等化指数的差异。图3显示改革当年城乡均等化指数提高了0.025,2009年改革效应达到最大，城乡均等化指数提高了0.059，此后随着城乡均等化指数水平值不断提高，改革效应有所下降，城乡均等化指数在2010年和2011年分别提高了0.036和0.025。总体而言，改革使重庆民生性公共服务城乡均等化指数平均每年高于合成重庆民生性公共服务城乡均等化指数0.034。

Abadie et al.(2010)采用安慰剂检验(Placebo Test)来考察政策干预效应的统计显著性，其基本思路是假定所有未改革省份均在2007年进行了改革，接着采用合成控制法来构建某未改革省份的合成样本，并将该省份与其合成样本在城乡均等化水平上的差异视为虚拟的政策效应，最后将各省份虚拟政策效应与重庆实际政策效应进行对比，若差异显著则表明改革对重庆民生性公共服务城乡均等化水平确实具有显著影响。图4中黑色和灰色实线分别代表重庆与其他省份合成样本的城乡均等化指数变动程度，结果显示，改革前重庆与其他省份的城乡均等化指数变动程度差异相对较小，而改革后两者的差异逐渐扩大。合成重庆城乡均等化指数变动程度分布在外侧，意味着统筹城乡综合配套改革的确对重庆民生性公共服务城乡均等化水平产生了影响，且出现重庆和合成重庆城乡均等化指数间如此大变动程度的概率为1/25,即 4%，因此可以认为统筹城乡综合配套改革对重庆市民生性公共服务城乡均等化水平的影响在5%的水平上显著。评估各省份虚拟政策效应与重庆实际政策效应相对差异的另一种方式是考察改革前后均方预测误差平方根(root of mean dquare prediction rrror，RMSPE)比值的分布。RMSPE反映了合成样本的拟合程度，改革前某省份的RMSPE越小，则意味着合成样本对该省份城乡均等化指数变动路径的拟合程度越好；改革后RMSPE越大，则意味着改革对该省份城乡均等化水平影响效应越大。若统筹城乡综合配套改革确实对重庆民生性公共服务产生了显著影响，则改革前后重庆市RMSPE的比值应该相对较大。图5显示了25省份改革前后RMSPE比值的分布，其中大多数省份改革前后RMSPE比值都在4以内，而重庆市这一比值高达10.57，意味着改革对重庆民生性公共服务城乡均等化水平产生了显著影响，且要达到与重庆相同改革效应的概率为1/25，即4%，可以认为，改革对重庆民生性公共服务城乡均等化产生的影响效应在5%的置信水平下显著。

图4 25省份合成样本预测变动程度分布

图5 25省份改革前后RMSPE比值分布

(三)稳健性检验

为了考察研究结论的稳健性，进一步采用双重差分法来估计统筹城乡配套改革对重庆市民生性公共服务城乡均等化水平的影响，并将其结果与合成控制法下的结果进行对比。双重差分模型设定如下：

Yit=α0+βtreatit×timeit+γXit+ui+δt+εit

其中：Yit是民生性公共服务城乡均等化指数;treatit表示是否进行改革的虚拟变量，进行改革则取值为1，否则取值为0；timeit是反映改革进程的虚拟变量，改革前取值为1，改革后取值为0；Xit为一系列控制变量，包括实际人均GDP对数、城镇化水平、城市偏向程度、年龄结构差异、城乡收入差距、财政分权程度、工业化水平；ui为个体固定效应，δt为时间固定效应，εit为随机扰动项，系数β反映了改革的影响效应。

表5 改革随机性检验

注:括号内为t值；*、**、***分别代表在10%、5%、1%的置信水平下显著。下同。

改革的随机性及同趋势假设是保证双重差分法有效的前提，下文将分别对这两个假设进行检验。首先将是否进行改革作为被解释变量，将实际人均GDP对数、城市化水平、城市偏向程度、年龄结构差异、城乡收入差距、财政分权程度、工业化水平及城乡均等化指数作为解释变量，基于改革前各省份数据，分别采用Logit和Probit模型来考察改革前城乡均等化指数是否对某省份进行改革产生影响，若城乡均等化指数对是否进行改革具有显著影响，那么模型估计就会存在严重的内生性问题。表5的估计结果显示实际人均GDP对数、城市化水平、城市偏向程度、年龄结构差异、城乡收入差距的估计系数均达到了1%的显著性水平，这些变量对改革是否进行具有显著影响，而城乡均等化指数对是否进行改革的影响并不显著，意味着在控制了相关变量之后随机性前提成立。

表6 同趋势假设检验

注:treat表示是否进行改革的虚拟变量；模型1不包括其他控制变量，模型2包括其他控制变量。

表7 双重差分法结果

城乡均等化指数的对数差分即为城乡均等化指数的增长率，将民生性公共服务城乡均等化指数的对数差分作为被解释变量，将是否进行改革作为主要解释变量进行回归以考察同趋势假设是否成立。表6第二列回归结果显示，是否进行改革对城乡均等化指数变动趋势具有显著影响，即城乡均等化指数变动趋势在改革与非改革省份间存在显著差异，意味着采用双重差分法得到的估计结果将存在偏误。

表7第二列回归结果显示，平均而言，统筹城乡综合配套改革使得重庆市民生性公共服务城乡均等化指数提高了0.068，且显著性水平达到了1%。双重差分法与合成控制法估计结果符号一致，印证了合成控制法估计结果的稳健性。合成控制法估计结果表明，改革使得城乡均等化指数提高了0.034，而双重差分法估计的改革效应则为0.068，后者将改革效应高估了0.034。双重差分适用性假设检验结果显示，改革与非改革省份的城乡均等化指数变动趋势存在显著差异，这降低了双重差分法的有效性，导致了改革效应的高估。重新设置反映改革进程的虚拟变量α_treati(i=2007，…，2011，在第i年取值为1，否则取值为0)以对改革的动态效应进行考察。表7第四列结果显示，从改革当年到改革后的第四年，改革使得城乡均等化指数分别增加了0.061、0.077、0.104、0.177、0.187，且估计系数均达到了1%的显著性水平，进一步印证了合成控制法结果的稳健性。

五、结论及启示

本文利用重庆市2007年被设立为全国统筹城乡综合配套改革试验区这一案例，采用合成控制法来评估改革对民生性公共服务城乡均等化水平的影响效应。结果表明，若未进行改革则民生性公共服务城乡均等化指数将从2007年的0.696提高到2011年的0.858，增幅为23.3%，实际上,2011年重庆市城乡均等化指数上升到了0.883，升幅为26.9%，改革使得城乡均等化指数多增加了3.6个百分点。而这是统筹城乡综合配套改革后，重庆市通过构建保障基本公共服务城乡均等化的公共财政体制，建立倾向于农村基本公共服务的财政投入机制，加大财政对农村基本公共服务的保障力度而实现的。

在以户籍制度为基础的公共服务供给制度下，城乡居民享有的教育、医疗、养老、就业、社会保障等公共服务存在明显差距。这种状况不符合 “共享”发展理念，不利于城乡协调发展及农村居民获得感的提升。重庆市统筹城乡综合配套改革的经验表明，推进公共财政体制及服务型政府建设，加大农村基本公共服务领域投入力度，确保农村地区公共服务有持续、充足的资金保障，提高农村地区公共服务供给能力，是进一步缩小重庆乃至全国基本公共服务城乡差距、实现城乡一体化发展的重要途径。