我国基本公共服务水平与经济发展水平关系研究
时间：2023-06-30 20:10:02 来源：雅意学习网 本文已影响 人 
王俊霞 郝博爵 李梦雨 刘俊志
习近平总书记在党的十九大报告中指出：我国社会生产力水平总体上显著提高，社会生产能力在很多方面进入世界前列，现阶段更加突出的问题是发展不平衡不充分，并且已经成为满足人民日益增长的美好生活需要的主要制约因素。这表明我国的经济发展水平与人民群众需要的基本公共服务水平不相一致，经济发展水平显著高于基本公共服务水平，基本公共服务水平需要全面提升。在经济发展水平既定的情况下，增加基本公共服务供给总量会增加财政压力，影响经济发展；
而减少基本公共服务供给会直接影响人民群众的切身利益，降低其幸福感和获得感。改革开放四十多年来，我国政治、经济、文化、教育等多个领域发生了翻天覆地的变化，由一穷二白的农业国发展成为世界第二大经济体，创造了“中国奇迹”。在强劲的经济发展势头下，我国基本公共服务事业获得了迅猛的发展，基础教育、社会保障、信息化服务、城乡基础设施等方面取得了显著成就。但是当前我国基本公共服务统筹协调难度加大，一方面现有基本公共服务城乡、区域差异显著，不完善的基本公共服务与人民群众对美好生活需求的矛盾日益加深；
另一方面，随着我国经济发展由高速增长向高质量发展转型，经济下行压力逐渐增加，全球疫情冲击更进一步拉低了经济增长速度，部分地区基本公共服务投入力度急剧减弱甚至减少至零，这无疑将进一步加剧基本公共服务的城乡、区域差异。因此，在提高经济发展水平的同时提升基本公共服务水平显得尤为重要。
2019年2月19日，国家发展改革委等十八个部门联合印发了《加大力度推动社会领域公共服务补短板强弱项提质量，促进形成强大国内市场的行动方案》；
2021年3月，十三届全国人大四次会议通过的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》强调要加快补齐基本公共服务短板，努力提升公共服务质量和水平。2022年4月26日，习近平总书记主持召开中央财经委员会第十一次会议，就全面加强基础设施建设做出重要指示，明确要加强城市、农村、能源、交通、水利、产业升级等六大方面的基础设施建设，为全面建设社会主义现代化国家打下坚实基础。这些重要政策的出台及重要会议的召开既表明了党和政府对改善基本公共服务的高度重视，又反映出提高基本公共服务水平与经济发展水平相适应任务的艰巨性、紧迫性。在此背景下，如何明晰经济发展水平与基本公共服务水平之间的协调平衡关系、互动机理，科学评价中国基本公共服务水平的时空演变，精准识别影响我国基本公共服务水平提升的因素，系统化地提出改善我国基本公共服务领域不平衡不充分问题的实现路径和制度安排，就成为迫切需要研究的理论和现实问题。
2.1 基本公共服务水平综合评价研究
对基本公共服务水平的综合评价主要包括客观指标评价体系和主观指标评价体系，涵盖了城乡、区域、省际等多个层面，涉及基础教育、社会保障、医疗卫生、环境保护等多个基本公共服务领域。Rhys Andrews和Steve Martin（2010）［19］从紧急性和基础性医疗服务、社会服务、福利、教育、废物管理和社会安全七大维度进行区域比较以分析英格兰、苏格兰和威尔士的不同政策对其公共服务的影响，研究表明，政策分歧一定程度上导致了公共服务的区域差异。Kim等（2013）［20］创新性地研究出一个普适性极高的公共服务测算标准和方法，用以分析和测度公共服务质量。马慧强等（2016）［1］采用集对分析模型对京津冀地区2006-2013年的基本公共服务均等化水平进行了测算，结果表明2006年以来京津冀地区基本公共服务均等化水平呈现出总体上升、区域内差异逐年缩小的态势。曹莎等（2017）［2］利用投影寻踪模型测度了四川省基本公共服务水平，指出四川省基本公共服务水平整体呈上升趋势，且经济和社会发展是促进水平提升的主要驱动力。基于基本公共服务对中小城市在吸引人才、加强新型城镇化建设方面的重要作用，卢小君和张新宇（2017）［3］以我国26个省份的163个中小城市为研究对象，采用熵值法对其2008-2013年基本公共服务水平的区域差异进行了测度，结果表明我国中小城市基本公共服务水平整体偏低，区域差异呈扩大趋势。熊兴等（2018）［4］运用熵权-TOPSIS法评价了我国287个地市2011-2014年的基本公共服务水平，研究显示我国基本公共服务水平四年间呈现不断上升态势。尹向飞（2021）［5］运用动态因子分析法测度了2004-2016年我国30个省份的基本公共服务水平，提出财政政策应从提高基本公共服务财政支出的均等化和财政支出效率的均等化两方面入手，促进基本公共服务的均等化。
2.2 基本公共服务水平影响因素研究
近年来，学者们对基本公共服务水平及其影响因素进行了深入细致的研究。韩增林等（2015）［6］运用探索性空间数据分析法对我国城乡基本公共服务水平的空间格局进行研究，发现城市基本公共服务水平呈现“东-中-西”阶梯状递减的空间格局，而农村基本公共服务水平呈现“东-西-中”阶梯状递减的空间格局。刘娟等（2018）［7］创新性地利用地理国情普查及监测数据，对长江经济带城市的基本公共服务空间格局进行分析，结果表明：各城市间以及城市内部的基本公共服务水平存在显著差异，且基本公共服务的水平对其发展速度具有正向促进作用。朱楠和任保平（2019）［8］运用层次分析法对我国31个省份的基本公共服务质量展开测评，发现公共服务质量区域差异显著，且经济因素是重要影响因素。杨晓军和陈浩（2020）［9］采用Dagum基尼系数测度了2003-2018年我国270个地级市城乡基本公共服务均等化的区域差异，发现总体差异呈波动上升趋势，除东部地区外，其他地区的区域内差异有扩大之势。常飞等（2021）［10］以互联网地图API为依托，对兰州市的公共服务设施与人口的匹配关系进行了测度，提出应从普及养老类设施和增加城市边缘区各类公共设施两方面做好公共服务设施的规划工作。论宇超等（2022）［11］基于多指标评价、熵值法、耦合协调模型得出人均GDP、城镇居民可支配收入、地方财政一般预算内支出、城市规模、行政层级均显著正向影响城镇化与基本公共服务协调度指数，经济实力、政策支持、城市层级共同作用于城镇化与基本公共服务的协调发展。
2.3 基本公共服务与经济发展关系研究
基本公共服务与经济发展之间的关系研究最早可以追溯到19世纪末，凯恩斯提出公共财政支出是影响国民经济增长的重要因素，国内学者对两者关系也做了颇多研究。杨颖、穆荣平(2012)［12］从理论和实证两个角度对基本公共服务与经济增长的关系进行了研究，发现基本公共服务可以通过增加投资和扩大消费、增加人力资本积累、营造稳定的社会环境等多渠道促进经济增长;而经济增长受制于实际资源配置情况，未必能够促进基本公共服务水平提高。方茜(2014)［13］利用静态结构分析技术ISM系统分析了基本公共服务作用于区域经济的多种可能路径，认为我国基本公共服务与经济发展步调不一致是源于不同区域公共服务水平与发展成果分享、经济结构调整、人力资源、自然资源和环保发展的不和谐。王俊霞等(2015)［14］等选取我国2005-2013年的数据，运用耦合协调模型验证了城乡经济均衡发展与基本公共服务均等化之间存在强烈互动关系，同时也指出省份间具有不可忽视的协调度差异，部分地区甚至有扩大之势。张宇等(2016)［15］研究表明东北地区经济发展与基本公共服务的协调水平不高，区域的绝对和相对差异均呈扩大趋势，协调关系有待进一步提高。熊兴等(2019)［16］以三峡库区重庆段区县为例，独创性地从县域视角探究基本公共服务与经济发展的关系，指出基本公共服务与经济发展存在一定的失配，前者对后者具有正向促进作用，而后者对前者具有短期抑制作用。周小刚等（2020）［17］的研究表明，我国基本公共服务与经济发展的协调性存在区域差异，东部地区普遍高于中西部地区，且存在显著的空间相关性。徐换歌和蒋硕亮(2020)［18］基于省级面板数据研究发现，经济增长目标约束会对地方的基本公共服务支出行为产生不确定性影响，东部和西部地区也会对此产生不同的反应，但是“软约束”经济增长目标对基本公共服务支出增长具有积极作用。
纵观国内外研究成果可知，学者们采用多种方法对基本公共服务的不同领域、基本公共服务水平与经济发展水平关系展开了深入探讨，取得了丰富成果，为我们研究基本公共服务水平与经济发展水平匹配关系、测度基本公共服务水平和识别其影响因素提供了重要思路。受以上文献启发，本文在以下三个方面有别于以往的研究：第一，从基本公共服务水平与经济发展水平相匹配的视角研究我国基本公共服务水平，为提升基本公共服务水平作精准地量化研究；
第二，将空间概念和地理学的研究方法引入传统的基本公共服务研究中，借助探索性空间数据分析法测度我国基本公共服务空间分布的集聚程度，通过建立空间计量经济模型从时空结合视角深入探究经济、社会、政府行为等多种因素对我国基本公共服务水平的影响机制，从而有利于提出针对性更强的提升我国基本公共服务水平的对策建议；
第三，基于现有文献鲜有从理论上阐述基本公共服务水平与经济发展水平的双向影响路径，本文对二者之间的影响路径进行了更为全面的理论分析。
经济发展水平是提高基本公共服务水平的基础，而且从多维度影响着基本公共服务水平的高低；
基本公共服务水平的提高不仅有利于增强公民的幸福感获得感，而且有利于改善地区投资环境、刺激消费，这些又极大地促进了经济的快速发展。基于经济发展水平与基本公共服务水平之间的这种内在逻辑关系，同时结合本文的研究视角，我们认为：
3.1 经济发展水平对基本公共服务水平具有显著的正向促进作用
基本公共服务水平的提高要建立在一定的经济发展水平上，即不论地方政府的支出偏好如何，不管财政激励和政治激励如何，一定的经济发展水平都是提高基本公共服务水平的充分条件。这是由于当经济发展水平较低时，政府的财力是十分有限的，提供公共服务的能力必然会受到一定的限制，难以满足社会成员对公共服务的需求，此时不能达到帕累托最优状态，社会福利尚有较大的提升空间。随着经济的进一步发展，政府有能力将更多的财政支出用于提供公共服务，使社会成员享受的公共服务总量增加，结构优化，质量改善，进而提升社会福利，增进国民的幸福指数。但同时也要认识到政府执政理念、技术进步、产业结构、城镇化水平等因素的影响作用。由于各国社会政治制度的不同，执政理念也大不相同，从而在公共服务投入方面也存在很大的差异。瑞典、芬兰等一些高福利国家通过高税收的方式为国民提供从摇篮到坟墓全生命过程的公共服务，虽然极大地解决了人民生活的后顾之忧，但同时产生了民众工作积极性低、财政压力大、经济增长不可持续等问题。以美国为代表的一些发达资本主义国家，虽然经济发展水平较高，但对公共服务的投入并未真正使得低收入群体的基本权利得到保障。我国始终坚持以人民为中心的发展理念，把满足人民对美好生活的向往和追求作为党的执政目标，因此，在经济发展过程中将财政收入更多用于教育、医疗、就业、社会保障、基础设施等基本公共服务领域，保障人民群众最基本的生存和发展权利；
科技是第一生产力，技术进步一方面是推动经济发展的不竭动力，另一方面能够以更先进的方式为人民群众提供更高质量的基本公共服务，减少基本公共服务供给中不必要的资源浪费；
产业结构的优化升级不仅能够推动我国社会主义市场经济的现代化发展，而且对于解决就业压力、鼓励社会力量参与基本公共服务供给具有积极作用；
城镇化水平高低对基本公共服务水平有重要影响，世界其他国家的经验证实，当一国的城镇化发展水平较高时，其城乡基本公共服务水平往往也处于较高层次。城镇化发展水平较低时，城乡经济存在较大差距，公共服务的供给则存在显著的不均衡。
3.2 基本公共服务水平直接影响高质量经济发展水平的实现程度
基本公共服务水平与经济发展水平具有互相影响相互促进的内在关系，基本公共服务水平是经济发展水平高低的重要标志，高水平的基本公共服务供给能直接促进经济的高质量发展，可以说基本公共服务的发展水平直接影响高质量经济发展水平的实现程度。从现实情况看，我国基本公共服务水平总体呈现逐年提升且城乡和区域差距不断缩小的态势，基本公共服务供给充足的地区经济发展水平相对更高，这是由于我国政府坚定不移的推行基本公共服务均等化，使得国家从最初的基本公共服务短缺到实现基本公共服务全面供给。但是近年来基本公共服务提供程度相对全面的地区主要集中在东南沿海经济开发区以及京津冀核心行政区。这两大区域利用地域优势，深耕基本公共服务的全系统供给，配备完善的基本公共服务体系，形成优势的社会福利，率先解决了“集合体的效用最大化”问题，使得不论经济开发区或是核心行政区都产生了强大的福利经济虹吸效应，在国家经济高质量发展的背景下，能推动更加高质高效的经济增长。同时，基础教育、医疗卫生、住房保障、就业服务、社会保险保障、优抚安置等基本公共服务供给水平对区域经济增长具有提质增效作用，尤其是基础教育、医疗卫生、住房保障与就业服务增益效果更为明显。完善的基础教育体系、公平的基础教育环境为高质量经济发展解决了人才的长效化供应问题；
全面的基础医疗卫生服务来源于区域经济发展的坚实基础，尤其是近三年的全民抗疫，充足的基层医疗人员担当排头兵，扛起核酸检测、健康码检查等责任，为区域经济的发展奠定了牢固根基，证明了只有基础医疗服务水平高经济水平才能提升的硬道理；
我国房地产市场早已经成为实体经济的大动脉，坚持“房住不炒”政策，科学化、多样化的住房保障服务有利于经济的长期健康发展；
基本公共就业服务是经济发展的重要人力基础，合理的就业资源配置能提供源源不竭的经济发展源动力。通过提升就业服务水平进而降低失业率，使经济得到充分发展，经济水平得到不断提高，因此，基本公共服务水平的高低直接影响高质量经济发展水平的实现程度。
4.1 实证研究基础
4.1.1 我国基本公共服务水平综合评价体系构建
在借鉴国内外学者已有研究成果的基础上，根据《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》以及《国家基本公共服务标准（2021版）》，对基本公共服务范围的界定，遵循科学性、典型性、系统性、有效性和可操作性的原则，本文选取了基础教育服务、公共医疗卫生服务、社会保障服务、公共文化娱乐服务、环境保护服务、基础设施服务和信息化服务等7大类基本公共服务作为一级指标，每个一级指标下设3-5个二级指标，形成了包括26个二级指标的基本公共服务综合评价指标体系，具体指标体系如表1所示：
表1 基本公共服务综合评价指标体系
4.1.2 评价方法确定
评价基本公共服务水平常用的方法主要有层次分析法（AHP）、模糊评价方法、秩和比法（RSR）、综合指数法以及熵值法等。AHP适用于总目标不确定且分解的各目标层次适中时，但在实际应用过程中，因为一致性检验是在一定概率范围内进行的，所以概率范围不同，可能会得出不同的结果；
而模糊评价法借助数学上的模糊关系合成原理将模糊概念定量化，只考虑了主要因素的影响，忽视了次要因素的作用，使得评价结果不够全面；
秩和比法常用于有异常值或者零值的指标测度中，并且在进行秩代换的时候可能会损失一些信息，导致信息利用不全面；
综合指数法将不同性质、不同单位的指标通过指数变换，加权得出综合指数进行比较分析，但是综合指数法指标值没有上下限，若存在极大值、极小值对最终的评价结果影响较大；
熵权法是一种客观赋权法，对原始数据的利用相对比较充分，并且对资料样本没有特殊要求，评价结果与实际情况比较吻合，是一种常用的综合评价方法。
采用熵权法对基本公共服务水平进行测度的具体分析步骤及公式为：
假定决策问题有m个样本，n个评价指标，按照顺序排列形成原始指标矩阵；
即为第i个样本中第j个评价指标。
第一步，标准化数据：
第二步，计算第j项指标的熵值：
第三步，计算第j项指标的差异性系数：
第四步，计算第j项指标的权重：
第五步，计算综合得分：
4.1.3 我国基本公共服务水平综合评价测度结果
利用熵权法可以计算出我国2011-2020年十年间31个省区的基本公共服务综合评价指数，结果如表2所示：
表2 2011-2020年各省份基本公共服务综合评价指数
续表
4.1.4 我国基本公共服务水平空间相关性
空间权重矩阵刻画了空间中各单元的相互作用方式，因为能够将空间关联性模型化而成为了空间计量模型的核心组分之一，一切运用空间计量模型的实证分析中，空间权重矩阵的准确设定都至关重要。目前常见的空间矩阵主要分为三类：0-1空间地理邻接矩阵（W1）、反地理矩阵（W2）及这些年来学者新构建的经济距离矩阵（W3）。
① 0-1空间地理邻接矩阵（W1）
地理区位的邻近赋予经济活动明显的空间相关性，在0-1邻接空间矩阵(W1)的理论体系中，两个空间单元若相邻则存在空间相关性，反之则不存在，具体的相邻关系可细分为车相邻、象相邻和后相邻。该空间权重矩阵结构对称且易于计算，适用于考察地理空间效应的影响，运用十分广泛。具体设定如式（4-7）所示:
② 反地理矩阵（W2）
经济地理第一定律认为变量在空间上不孤立存在，空间距离越远，各区域的作用力越小，现实中即使地理上不相邻的区域也具有一定的空间相关性。反地理距离的空间权重矩阵通常以式（4-8）的形式表示：
③ 经济距离矩阵（W3）
区域间的空间相关性不仅与地理位置有关，还与经济和社会发展水平等因素相关。经济发展有利于提高信息化水平从而缩短物理距离，同时也使得信息的交流更便捷，经济结构愈发接近，空间相关性也越强。随着信息技术的发展和知识溢出效应的增强，近年来学者们构造了基于经济距离的空间权重矩阵，具体设定如式（4-9）所示，式中Y表示区域的人均GDP：
全局空间自相关分析主要用于检验某种现象在空间分布上是否呈现集聚性，通常用Moran’s I指数来表示，见式（4-10）：
式（4-10）中，n为地区数量；
xi表示x在第i个区域的观察值；
；
wij为空间权重矩阵，当省份i与省份j为邻近省份时，w取值为1；
反之，w取值为0。
Moran’s I值介于-1和1之间。当Moran’s I值为0时，说明该现象不存在空间相关性，即为随机分布；
当Moran’s I值大于0时，说明该现象各地观测值呈现出空间正相关性，存在集聚特征；
当Moran’s I值小于0时，说明该现象各地观测值呈现出空间负相关性；
当Moran’s I值越接近1，说明各地区空间正相关性越强；
当Moran’s I值越接近-1，说明空间负相关性越强。
根据公式（4-10），采用表1中的基本公共服务综合评价指数，计算得到2011年-2020年我国基本公共服务的全局Moran’s I指数（见表3）。由表3可知，全局Moran’s I指数均在0-1之间，并且在1%的显著性水平下显著，说明我国基本公共服务水平整体上存在明显的空间正相关性，表现出显著的集聚性特征。空间集聚性越强，说明基本公共服务高水平地区集聚在一起，低水平地区集聚在一起。
表3 2010-2019年我国基本公共服务的全局Moran’s I指数
4.1.5 我国经济发展水平与基本公共服务水平所处发展阶段的分析
由于经济发展水平与基本公共服务水平是相互影响相互促进的关系，在经济发展的不同阶段，公共服务表现出不同的特征。在经济发展水平处于较低级阶段时，由于缺乏充足的物质资本积淀，对基本公共服务的投资较少，使得各类基本公共服务的数量不足、质量较低，基本公共服务整体处于较低水平，二者表现为低水平的平衡关系；
在经济由低水平发展到中等水平阶段时，大部分国家往往会牺牲基本公共服务以实现经济快速发展，基本公共服务水平相较于经济发展水平会表现出明显的滞后性，二者表现为基本公共服务滞后于经济发展水平的不协调不均衡的关系；
在经济处于由中等水平向高水平发展阶段时，国家开始注重对基本公共服务的改善，但由于前期基本公共服务的滞后程度过大以及经济发展的惯性，二者仍存在轻度不协调不均衡的关系；
在经济实现高水平发展阶段时，基本公共服务领域各项短板逐渐补齐，经济增长强调发展的高质量，二者表现为高水平的相互协调均衡的匹配关系。目前，我国经济发展水平和基本公共服务水平究竟处于一个什么样的发展阶段和发展水平，二者是否相协调一致？研究该问题的目的在于了解现状，发现问题，解决问题。一旦出现经济发展水平与基本公共服务水平严重不均衡不协调，基本公共服务领域出现供需结构性错配，经济发展水平发生明显波动等问题时，我们必须及时采取措施调整政策，使二者处于大致的均衡状态，国民经济恢复稳定协调的发展。
改革开放以来，中国社会经济飞速发展，人民生活更加富裕，21世纪10年代中国人均GDP已经超过10000美元，但与美国、澳大利亚等国家对比，大约相当于其20世纪70年代的经济发展水平。城镇化率往往可以较为准确地反映一个国家的经济社会发展阶段，城镇化率越高，说明经济社会发展水平越高，2021年中国城镇化率达到65%，美国、日本在20世纪60年代已经达到70%的水平，瑞典、澳大利亚在同一时期已达到80%的水平。从城镇化率的维度看，我国经济社会发展水平与欧美国家存在显著差距。社会保障作为预防和控制社会风险的必要手段，其在财政支出中的占比反映出政府对国民收入再分配的力度。美国、日本、中国在20世纪70年代社会保障相关支出占政府财政支出的比重分别为24%、20%、3%，中国在21世纪10年代该比例为12.30%，在相近经济发展水平下仍远低于美国、日本等国家的社会保障水平。教育是世界各国政府都非常重视的基本公共服务，教育支出在各国政府财政支出中所占比重存在差异。20世纪70年代美国、日本教育支出占政府财政支出比重达到20%以上；
20世纪80年代澳大利亚、英国、瑞典该比均达到14%以上，我国只有20世纪90年代教育支出占政府财政支出的比重达到20%的水平，但近二十年来该比例一直在14%左右，因此，仍需关注教育领域的资金投入。从人均医疗卫生支出维度看，即使近三十年间我国人均医疗卫生支出以不低于200%的速度增长，但由于我国人口众多，导致人均口径上的支出额仍远低于经济发展水平相近时期的美、英、日等国家。通过对比分析可以看出，在同期或相近经济发展水平下，我国基本公共服务水平与发达国家相比依然有很大差距，反映出目前我国基本公共服务水平与经济发展水平不完全协调一致，基本公共服务水平总体低于经济发展水平。因此，我们应采取措施大力提升基本公共服务水平，努力补齐基本公共服务短板，使基本公共服务与经济发展大致保持在相同的水平上。
4.2 影响基本公共服务水平的因素选取及数据描述
4.2.1 影响因素选取
基本公共服务涉及基础教育、公共医疗卫生、基础设施、信息化等多个方面，经济与社会发展水平、自然地理条件、政府决策与行为是驱动我国基本公共服务水平差异变化的重要因素。本文在借鉴以往研究成果、综合前文机理分析以及测算数据的基础上，从财政角度、社会角度及经济角度初步选取了影响我国基本公共服务水平的八大因素进行分析。本文被解释变量为基本公共服务水平指数，解释变量为人均GDP、人均财政收入、人均一般公共服务支出、城市人口密度、城镇化水平、产业结构、专利授予量、人均受教育年限。
表4 变量名称及解释说明
4.2.2 数据描述
本文以我国31个省级经济单元为研究对象，样本期间为2011-2020年，相关数据来自2012-2021年《中国统计年鉴》及各省统计年鉴。
本文变量的描述性统计结果如表5所示。专利授予量省际间差异较大，而其他变量的省际间差异相对较小。各变量表明不同的经济社会因素对基本公共服务有着不同影响，但具体情况有待于进一步分析。
表5 变量的描述性统计
4.3 模型构建及数据检验
4.3.1 模型构建
空间计量经济学主要用于处理区域间的交互效应，空间计量模型主要有以下三种类型：
SAR模型将相邻主体的被解释变量纳入影响因素，在本文中该模型主要分析周围地区基本公共服务对本地区基本公共服务的影响，用公式表示为：
式中，Y是被解释变量，X是解释变量，ρ是空间回归系数，W为空间权重系数，（IT⊗WN)Y是空间滞后的被解释变量，ε是随机误差项。
SEM模型认为模型中被遗漏的被解释变量的决定因素是空间相关的，或者不可观测的冲击服从空间交互的形式，误差项之间存在的交互也可以理解为是一种校正机制。模型表达式为：
式中，Y是被解释变量，X是解释变量，ρ是空间回归系数，W为空间权重系数，u是服从分布的随机误差项，λ是空间自相关系数矩阵，（IT⊗WN)u是空间滞后的随机误差项，ε是随机误差项。
当模型中存在着空间滞后解释变量与被解释变量之间的交互时，便构成了空间杜宾模型（SDM）。模型表达式为：
式中，Y是被解释变量，X是解释变量，ρ是空间回归系数，W为空间权重系数，是邻近区域的解释变量，表示周围地区的解释变量对本地区被解释变量的影响，ε是随机误差项。基本公共服务的正外部性意味着一个地区的基本公共服务不仅受到本地区各因素的影响，还受到周围地区基本公共服务的影响，因此将空间因素纳入基本公共服务的影响因素是非常有必要的。基于此，本文构建如下空间计量模型：
其中，scoreit表示第i地区第t年的基本公共服务水平，W代表空间权重矩阵，LnGDPit、Lnczshrit、Lnggfwzhcit、Lncyjgit、Lnjsjbit、Lnldlspbit、Lnpopit，分别表示i地区第t年的人均GDP、人均财政收入、人均一般公共服务支出、城市化水平、产业结构、人均专利授予量、人均受教育年限、城市人口密度，ε代表随机误差。
4.3.2 数据检验
① 空间依赖性检验
通过第四部分的全局Moran’s I指数检验发现，我国基本公共服务存在强烈的空间正相关性，但是为了进一步确定模型中是否含有空间滞后项与空间误差项，需要进行空间依赖性检验。常用的检验方法为拉格朗日乘数检验，检验过程如图1所示：
图1 空间依赖性检验判别图
检验结果如表6所示，Moran’s I指数为7.859，P值为0.000，说明我国基本公共服务水平存在明显的空间相关性。检验结果显示LM-Error的P值均为0，在1%的显著性水平下通过检验；
LM-Lag的P值为0.029，在5%的显著性水平下通过检验，在进一步进行的Robust-LM检验中，LM-Error（Robust）的P值为0，在1%的显著性水平下通过检验；
LM-Lag（Robust）的P值为0.012，在5%的显著性水平下通过检验。因此，本文需要建立空间计量模型。
表6 空间依赖性检验结果
② Hausman检验
Hausman检验用于检验固定效应与随机效应，二者的区别在于代表个体影响的变量与解释变量是否相关。一般而言，分别建立固定效应模型与随机效应模型，然后通过Hausman检验是否应该接受模型为随机效应模型的原假设。检验统计量为45.24，P值为0，在1%的显著性水平下均拒绝原假设，因此本文选择固定效应模型。
表7 Hausman检验结果
③ LR检验、Wald检验
LR检验与Wald检验用于检验SDM模型能否退化为SAR或者SEM模型。SDM模型考虑了空间滞后效应与空间误差效应，SAR只考虑空间滞后效应，SEM只考虑空间误差效应。LR检验统计量分别为150.49、133.80，P值均为0；
Wald检验统计量分别为36.46、60.00，P值均为0，所以SDM模型不能退化为SAR、SEM模型，即空间滞后效应与空间误差效应均存在。
表9 Wald检验结果
5.1 模型估计
根据空间依赖性检验结果可知，需要建立SDM模型进行回归分析，模型回归结果如表10所示。
表10 SDM回归结果
续表
本文选用SDM模型分析我国基本公共服务水平差异的影响因素，但是SDM模型的系数并不能直接反映解释变量对被解释变量的解释能力。因此，本文利用空间杜宾模型自带的直接效应、间接效应以及总效应展开进一步的分析。直接效应表示模型中本地区各因素对基本公共服务水平的影响，间接效应表示周边地区各因素对基本公共服务水平的影响，总效应表示各因素对基本公共服务水平的综合影响。在空间杜宾模型中，各因素的直接效应、间接效应和总效应如表11所示。间接效应也被称为空间溢出效应，整体来看，各项间接效应系数的绝对值大于直接效应系数的绝对值，说明影响基本公共服务水平的各因素空间溢出效应显著。
表11 SDM回归时间固定效应拆解结果
5.2 结果分析
从模型的时间固定效应回归结果来看，人均一般公共服务支出、城镇化水平、产业结构指标在1%的显著性水平上通过了检验，系数均为正，表明这些因素对基本公共服务水平产生正向带动作用。
人均GDP直接效应系数为-0.182，通过5%的显著性检验，间接效应系数为0.452，总效应系数为0.270，均通过1%的显著性检验。地区经济的快速发展在一定程度上可以降低交易成本，因此大量劳动力、资本等生产要素会不断涌向经济发达地区，本地区提供基本公共服务的压力急剧上升，降低了本地区提高基本公共服务水平的可能。反之对临近地区会起到促进作用，综合来看，在直接效应与间接效应共同影响形成的总效应中，人均GDP对提升基本公共服务水平的正向作用明显。
人均财政收入的直接效应系数不显著，间接效应系数为-0.603，总效应系数为-0.536，均分别通过1%的显著性检验。雄厚的区域财政收入为该区域增加基本公共服务供给量、提高基本公共服务质量提供了可能，对本地区基本公共服务水平的提高起到正向作用。当周围地区的人均财政收入更高时，本地区的居民会自发地向周围地区迁移，用行动来表现自己的偏好，即“以足投票”，这不利于本地区基本公共服务水平提升。从总效应系数来看，本地区人均财政收入每增加1%，基本公共服务水平将降低0.536%。
人均公共服务支出的直接效应、间接效应、总效应均为正，且均通过1%的显著性检验。具体来说，人均公共服务支出直接效应系数为0.121，区域在一般公共服务上的财政支出直接增加该区域的基本公共服务供给量，为提高基本公共服务质量提供了可能。间接效应系数为0.632，人均公共服务支出的提高均会引发“以足投票”现象，本地区为了减少“以足投票”行为的发生，会不断提升本地区的基本公共服务水平，从而达到优化基本公共服务空间格局的效果。从总效应来看，人均公共服务支出增长1%，基本公共服务水平提高0.754%。
城市人口密度与城镇化水平均表现出正向作用，除城市人口密度的直接效应系数外，均通过1%的显著性检验。具体来说，城镇化水平直接效应系数为0.757，城市化水平的提高意味着城市人口数量的扩张和城市规模的扩大，从基本公共服务供需视角分析，人口的增加一方面带来了基本公共服务需求的扩张，同时也促进了人口结构的优化。城市人口密度的间接效应系数为0.150，城镇化水平间接效应系数为1.600，二者水平的提高均会引发“以足投票”现象，本地区为了减少“以足投票”行为的发生，会不断提升本地区的基本公共服务水平。从总效应来看，城市人口密度与城镇化水平增长1%，基本公共服务水平分别提高0.152%和2.276%
产业结构方面，总效应系数为0.819，通过5%的显著性检验。产业发展带动了人口的转移，二三产业的发展为本地区带来高素质人才，带来更多的劳动、资本等生产要素，促进本地区基本公共服务水平提高。从总效应来看，二三产业占GDP比重每增长1%，基本公共服务水平提高0.819%。
专利授予量的直接效应与间接效应系数分别只有-0.023与0.051，总效应系数为0.028，均通过1%与5%的显著性检验，但是系数较小表明作用不明显。
人均受教育年限反映出基本公共服务的需求层次以及可提供的资源水平。本地区人均受教育年限越高，对基本公共服务的需求层次越高，从而激励地区提供更高水平的基本公共服务；
但周边地区人均受教育年限提高，周边地区对基本公共服务的需求层次随之提高，会吸收更多的高素质劳动力到周边地区，可能不利于本地区基本公共服务建设。整体而言，人均受教育年限每提高1%，基本公共服务水平将降低1.516%。
从实证结果也能够清楚地看出经济发展水平与基本公共服务水平的相互作用关系，经济发展水平显著影响基本公共服务水平。
本文利用熵权法合成了覆盖七大领域的基本公共服务综合评价指数，客观测度了我国基本公共服务水平；
通过比较分析以及实证分析发现：目前我国基本公共服务水平与经济发展水平并不完全协调一致，经济发展水平显著高于基本公共服务水平；
同时，结合探索性空间数据分析法研究了我国基本公共服务水平空间差异状况；
并利用空间计量经济学对我国2011-2020年基本公共服务水平的影响因素进行了实证分析。研究发现，我国基本公共服务在省际间呈现出显著的空间集聚特征，且省际基本公共服务存在显著的空间依赖性。从全国整体看，在所选取的影响我国基本公共服务水平差异的八大因素中，人均GDP、一般公共服务支出、人口密度、城市化水平等因素对基本公共服务水平的正向作用显著，经济发展水平是影响我国基本公共服务水平的关键因素。因此，要促使我国基本公共服务水平与经济发展水平相互协调平衡，除了要加强顶层设计以及区域联动发展，还需要辅之财政政策以相互协调、相互补充，最终实现社会经济协调发展、基本公共服务水平在城乡和区域间的差距缩小、不平衡不充分的发展问题得到有效改善的目标。
基于上述结论，本文提出以下政策建议：
第一，强化核心优势，提升区域经济发展水平。经济发展水平是制约基本公共服务水平的核心因素，因此，为更有效地缩小区域间基本公共服务水平差距，更好地促进基本公共服务水平与经济发展水平相互协调，必须从根本上入手，提升中西部经济发展水平。首先，中部和西部省份应积极利用当地资源禀赋优势和特色产业打造区域核心竞争力，提升区域内生发展动力，以谋求区域经济的可持续发展；
东部沿海及边境省份应积极发展沿边、沿海贸易，不断扩展市场范围以促进经济发展。其次，一带一路、长江经济带等发展战略密切了区域间的经济联系，沿线城市通过劳动、技术等要素流动，可进一步拓展中西部地区的对外开放空间。再次，加快京津冀协同发展、长江三角洲区域一体化发展、粤港澳大湾区建设等区域发展战略，为东部地区经济发展提供新的经济增长点，不断辐射带动周围地区，进一步提高对外开放和外向型经济发展水平。
第二，发挥溢出效应，优化公共服务空间格局。一个地区对基本公共服务的投入力度、供给模式等不仅影响本地区的基本公共服务水平，而且对周围地区的基本公共服务水平有促进或抑制的作用，对优化我国基本公共服务空间格局具有重要影响。因此，政府在制定基本公共服务规划时，必须充分考虑基本公共服务的空间溢出效应，在加强宏观调控的基础上，重视并强化与周围省份的交流合作。一方面，以现有的“东西部扶贫协作机制”为依托，积极鼓励沿海省份与中西部省份进一步深化“一对一”帮扶协作关系，打破行政壁垒，将自身先进的基本公共服务发展经验与技术优势不断传导至中西部地区，带动中西部地区基本公共服务水平的提升；
另一方面，国家可以出台相关优惠政策，鼓励具有正向溢出效应的地区积极作为，探索高效率的区域间基本公共服务资源整合、优势互补的运作模式，进一步加强区域间基本公共服务资源的对接带动、取长补短，最终实现我国基本公共服务空间格局的优化和区域间基本公共服务水平的共同提高。
第三，以需求为导向，提高供给的水平和质量。随着经济发展水平的提高，对于基本公共服务供给的要求也在随之变化，基本公共服务需求从吃穿住行等基础需求上升到对文化、教育、艺术等高层次需求。一方面要从供给端入手不断增加基本公共服务投入；
另一方面要从需求端着力精准识别公众需求。当基本公共服务供给与需求吻合时，才能真正提高基本公共服务供给的水平和质量，因此，畅通居民需求表达机制是优化基本公共服务空间格局、提高基本公共服务供给水平和供给效率的重要环节。首先，建立自下而上的公众需求反映机制，依托大数据技术，准确分析公众对基本公共服务的偏好及对当前基本公共服务的满意度。其次，根据对公众满意度的分析和实际情况，政府通过自上而下的需求回应机制发现公众需求增长点，并实现对公共服务及时、充足、全面的精准供给。此外，在建立自下而上的公众需求反映机制时，应尽可能全面地关注不同群体的需求，特别是弱势群体的需求。建议政府设立一个专门部门，负责收集民意，倾听民声，从根本上解决群众的实际困难和满足其基本公共服务需求，从而使基本公共服务供给与经济社会转型升级所要求的基本公共服务新需求相一致。
第四，明晰事权财权，完善财政转移支付制度。明确划分中央政府和地方政府的事权和财权，使各级政府履行职责具有充足的资金保障，从而激发各级政府提供基本公共服务的积极性。我国各地区经济发展水平和财政汲取能力存在较大差距，要优化基本公共服务空间格局、全面提高基本公共服务水平，必须充分发挥转移支付制度调节政府财力的作用。首先，明确转移支付模式，中央可以通过纵向转移支付为地方基本公共服务“输血”，以及通过规范地区间的横向转移支付制度以平衡地方基本公共服务能力；
其次，在转移支付的基础上，中央财政可以对关系到全国布局和跨区域的大型交通基础设施、公共服务设施等领域进行直接投资，并且中央政府的直接投资应起到平衡地区间经济发展水平的作用，这样使得基本公共服务水平与经济发展水平在地区间均得以平衡。
第五，优化产业结构，加快城镇化建设。在提供相同数量基本公共服务的条件下，城镇化水平较高地区的基本公共服务人均成本明显低于城镇化水平低的地区，具有强烈的规模经济效应，加之人口的集聚催生了更加多样的基本公共服务需求，城镇化水平较高的地区往往基本公共服务水平也较高。以农业为主的经济体多是以家户形式从事农业生产，且其居住地相对比较分散，而工业、服务业的发展一方面带来了人口的集聚，人口的集聚带动医疗、教育等相关公共服务的发展；
另一方面工业、服务业的正常运行离不开道路、信息化等基础设施的支持，即工业企业及服务业的发展进一步提高了对基本公共服务的需求。因此，提高城镇化水平是提高基本公共服务供给水平的重要载体。一方面，要加强基础设施建设，提高城镇化发展的承载力，采取政府主导、社会参与、农民自建等方式，利用国家各项支农政策，引导社会资金参与基础设施建设；
另一方面，要加快产业建设，增强城镇化发展的综合竞争力，通过加快产业发展实现“聚集效应”和“规模效益”，为城镇化发展提供坚实的物质保障，通过发展现代农副产品加工产业，不断提高农产品附加值，增加农民收入，同时要大力引导现代服务业和生态旅游业等第三产业发展，为新型城镇发展开辟新的经济增长点。
