論科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)現(xiàn)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化的有效性

楊 蕾

(昭通學(xué)院 政治與管理學(xué)院，云南 昭通 657000)

針對(duì)基本公共服務(wù)均等化發(fā)展的目標(biāo)，國(guó)務(wù)院2012年7月印發(fā)的《國(guó)家基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》對(duì)城鄉(xiāng)實(shí)現(xiàn)基本公共文化服務(wù)均等化提出了新的要求。宏觀政策的實(shí)施對(duì)地方政府推進(jìn)區(qū)域基本公共服務(wù)均等化實(shí)現(xiàn)具有重要作用，但對(duì)規(guī)劃政策影響評(píng)估的相關(guān)研究成果有限：一方面是由于各級(jí)政府對(duì)政策規(guī)劃實(shí)施進(jìn)度差異較大，另一方面也局限于對(duì)政策規(guī)劃評(píng)價(jià)指標(biāo)(變量)的選取與相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的收集。本文著眼于探究“十二五”規(guī)劃實(shí)施對(duì)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化的影響，以及科技創(chuàng)新與公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化之間的關(guān)系，以期為政策評(píng)估提供新的視角，為推進(jìn)我國(guó)公共文化服務(wù)均等化提供對(duì)策建議。

一、研究緣起和理論框架

(一)研究緣起

關(guān)于公共文化服務(wù)均等化的研究成果豐碩。對(duì)于基本公共文化服務(wù)的發(fā)展現(xiàn)狀，傅才武，張偉鋒(2018)指出基本公共文化服務(wù)均等化程度不高，已達(dá)失衡狀態(tài)。[1]為了進(jìn)一步適應(yīng)新時(shí)代高質(zhì)量、可持續(xù)的公共文化服務(wù)均等化，彭雷霆，皮彥芳(2018)提出利用特色歷史文化資源，構(gòu)建多元主體供給模式，調(diào)整投入結(jié)構(gòu)，促進(jìn)公共文化資源共建共享，[2]陳立旭(2015)提出要通過(guò)科技創(chuàng)新的方式來(lái)實(shí)現(xiàn)。[3]在“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”的背景下，科技創(chuàng)新推動(dòng)了社會(huì)各領(lǐng)域的發(fā)展。科技創(chuàng)新推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]和城市發(fā)展質(zhì)量。[5]綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)公共文化服務(wù)均等化問(wèn)題、原因和實(shí)現(xiàn)路徑展開探討。

斷點(diǎn)回歸是目前在政策評(píng)估中被廣泛應(yīng)用的方法。比如在對(duì)教育政策進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，有學(xué)者選取城鎮(zhèn)教育回報(bào)率對(duì)《義務(wù)教育法》的實(shí)施進(jìn)行評(píng)價(jià)。[6]初帥，孟凡強(qiáng)(2017)用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)證明高校擴(kuò)招政策對(duì)城鎮(zhèn)居民低收入群體教育回報(bào)率的影響。[7]斷點(diǎn)回歸方法也被廣泛運(yùn)用于其他領(lǐng)域的政策評(píng)估，比如曹靜、王鑫、鐘笑寒(2014)采用斷點(diǎn)回歸方法對(duì)限行政策是否改善了空氣質(zhì)量展開探討；[8]張建同、方陳承、何芳(2015)采用斷點(diǎn)回歸方法評(píng)估了房地產(chǎn)限購(gòu)限貸政策對(duì)新建住宅價(jià)格和二手房?jī)r(jià)格的負(fù)向影響；[9]張川川(2015)運(yùn)用斷點(diǎn)回歸方法圍繞“新農(nóng)?！闭邔?duì)農(nóng)村老年人的勞動(dòng)負(fù)擔(dān)的影響對(duì)“新農(nóng)保”政策進(jìn)行了評(píng)估。[10]可見運(yùn)用斷點(diǎn)回歸對(duì)政策進(jìn)行評(píng)估已經(jīng)較為成熟，具有一定的科學(xué)性和可行性。

(二)理論框架

公共政策評(píng)估已經(jīng)成為建立透明政府的必要途徑?，F(xiàn)代政策評(píng)估理論經(jīng)歷實(shí)證評(píng)估到后實(shí)證評(píng)估兩個(gè)階段，從“單一評(píng)估”發(fā)展到“綜合評(píng)估”(Frank Fischer，1995)。針對(duì)政策評(píng)估過(guò)程，拉斯維爾提出將政策過(guò)程分為信息、建議、法令、試行、執(zhí)行、終止、評(píng)估七個(gè)階段，[11]而Richard D.Bingham和Claire L.Felbinger則將評(píng)估階段分為“過(guò)程—正式評(píng)估”和“結(jié)果—整合評(píng)估”兩個(gè)階段。[12]政策評(píng)估方法包括問(wèn)卷調(diào)查、訪談、案例研究等定性分析和“投射-實(shí)施后”對(duì)比、“前-后”對(duì)比、成本-收益、“控制對(duì)象-驗(yàn)對(duì)象”對(duì)比、成本-效能分析、“有-無(wú)”政策對(duì)比等定量分析方法。[13]因此，本文運(yùn)用“投射-實(shí)施后”對(duì)比分析方法對(duì)政策實(shí)施前的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)合建立定量模型，對(duì)比分析政策實(shí)施前后科技創(chuàng)新對(duì)提升公共文化服務(wù)均等化的作用。具體方法是根據(jù)模型預(yù)測(cè)政策實(shí)施前的趨向線O1、O2投射到政策執(zhí)行后的某一時(shí)間點(diǎn)A1上，并把在A1點(diǎn)得到的投影與政策執(zhí)行后的實(shí)際情況 A2進(jìn)行對(duì)比分析，就可以確定政策的執(zhí)行效果(A2-A1)，若A2-A1>0，則政策效果存在正向效應(yīng)，政策應(yīng)繼續(xù)推行，若A2-A1<0，則政策效果存在負(fù)效應(yīng)，政策應(yīng)終止(如圖1)。[14]本文結(jié)合斷點(diǎn)回歸的圖分析結(jié)果，若政策執(zhí)行后斷點(diǎn)若高于A1，則說(shuō)明政策效果的正效應(yīng)，反之則為負(fù)效應(yīng)。

二、變量解釋與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源及變量解釋

本文基于全國(guó)30個(gè)省市2008年—2016年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于各省市統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國(guó)文化文物統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)采用STATA14處理。公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化為因變量。公共文化服務(wù)均等化變量，借鑒彭雷霆、皮彥芳(2018)[2]；傅才武、張偉鋒(2018)[1]對(duì)基本公共文化均等化指標(biāo)的處理方法，選取每萬(wàn)人享有群眾文化機(jī)構(gòu)文化服務(wù)次數(shù)作為公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化的衡量指標(biāo)。科技創(chuàng)新變量為解釋變量，借鑒雷欣、陳繼勇、覃思(2014)的處理方法，采用每萬(wàn)人專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)來(lái)衡量。[15]根據(jù)詹國(guó)輝(2017)、[16]張海鵬和陳帥(2017)、[17]盧娟和李拓(2016)[18]對(duì)公共服務(wù)均等化的相關(guān)研究成果，把基礎(chǔ)設(shè)施、失業(yè)率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化率、初等教育、中等教育、高等教育指標(biāo)納入控制變量[19]，各變量解釋如下表1：

(二)模型設(shè)定

估計(jì)識(shí)別科技創(chuàng)新能否有效提升公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化之間的因果關(guān)系最簡(jiǎn)便的方法是直接對(duì)其進(jìn)行OLS回歸，此方法的估計(jì)方程為：

Yi=a+ρDi+ui

(1)

其中Yi為公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化，Di為科技創(chuàng)新的處理變量，ui為隨機(jī)干擾項(xiàng)。但科技創(chuàng)新變量指標(biāo)會(huì)受到地區(qū)個(gè)體特征的影響，此外遺漏變量所導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題也是最難以克服的。若這些特征影響到我們關(guān)心的Yi，那用OLS回歸就是有偏的。因此，本文結(jié)合《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策規(guī)劃頒布實(shí)施的制度設(shè)計(jì)特點(diǎn)，采用斷點(diǎn)回歸(RD)方法來(lái)估計(jì)政策實(shí)施后科技創(chuàng)新能否有效提升公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)是合適的。

在因果效應(yīng)識(shí)別的計(jì)量方法中，RD是一種比較適合的研究方法。根據(jù)《國(guó)家“十二五”科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃》文件提出，至2010年科技創(chuàng)新變量(每萬(wàn)人發(fā)明專利擁有量)的目標(biāo)為1.7，基于政策執(zhí)行的滯后性，2012年《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策的實(shí)施時(shí)，科技創(chuàng)新變量處理閾值取值1.7，即科技創(chuàng)新變量大于等于1.7才會(huì)受到處理。

(2)

其中Di為處理變量，表示科技創(chuàng)新變量達(dá)到國(guó)家提出的目標(biāo)取值為1，否則取值為0。Zi表示第i個(gè)省份的科技創(chuàng)新變量，在RD的相關(guān)研究中稱為驅(qū)動(dòng)變量，若上式成立，就可得到科技創(chuàng)新與公共文化產(chǎn)品服務(wù)均等化的因果效應(yīng)回歸模型：

Yi=α+ρDi+βZi+ui

(3)

在上式(1)成立時(shí)，稱RD為Sharp RD。但(2)成立的條件比較嚴(yán)格，政策實(shí)施的過(guò)程都具有一定的滯后效應(yīng)，即使處理變量Di的觀測(cè)變量Zi是非連續(xù)的，斷點(diǎn)處只是增加了Di取值為1的概率，因此Di和Zi存在以下關(guān)系：

(4)

在本研究中，我們假設(shè)g1(Zi)>g0(Zi)，即在政策實(shí)施后，科技創(chuàng)新對(duì)提升公共文化產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)具有重要貢獻(xiàn)，在政策實(shí)施后，政府對(duì)地方公共服務(wù)均等化發(fā)展會(huì)更加重視，因此會(huì)產(chǎn)生一定的效果。在(4)成立的條件下，本文采用的RD方法為Fuzzy RD。其一階方程如下[5]：

Di=δ+f(Zi)+θTi+ui

(5)

當(dāng)Ti=I(Zi≥1.7)時(shí)的處理狀態(tài)是Di的工具變量，二階段方程設(shè)置如同(5)，在具體實(shí)施中，F(xiàn)uzzy RD估計(jì)中可以用參數(shù)2SLS和非參數(shù)IV估計(jì)，其結(jié)果是等價(jià)的。借鑒張川川(2015)[5]的研究成果，本文選取報(bào)告參數(shù)2SLS估計(jì)結(jié)果。在進(jìn)行估計(jì)的過(guò)程中，匯報(bào)多個(gè)帶寬設(shè)定的結(jié)果以保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

三、實(shí)證結(jié)果

(一)數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表2所示，公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化指標(biāo)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差差距不是很明顯，科技創(chuàng)新變量的最小值還不足1，但其均值遠(yuǎn)超過(guò)國(guó)家科學(xué)和技術(shù)發(fā)展十二五發(fā)展規(guī)劃中實(shí)現(xiàn)1.7的目標(biāo)，最大值與最小值之間差距較大，表明即便科技創(chuàng)新是促進(jìn)地區(qū)公共服務(wù)均等化發(fā)展的重要基礎(chǔ)保障，但有的地區(qū)科技創(chuàng)新并未發(fā)揮其真正效用，成為推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要力量。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)(2008-2016)

(二)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了在RD設(shè)定下，采用2SLS回歸方法，估計(jì)《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策實(shí)施后，科技創(chuàng)新對(duì)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)的因果效應(yīng)，在實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程中分別采用了不同的控制變量來(lái)確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。表3報(bào)告了公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化的二階段回歸估計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示，政策實(shí)施后，科技創(chuàng)新對(duì)實(shí)現(xiàn)公共文化產(chǎn)品均等化具有顯著的正向影響。在三種模型設(shè)定下的結(jié)果都滿足在《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策實(shí)施后，科技創(chuàng)新顯著提高了公共文化產(chǎn)品均等化的實(shí)現(xiàn)。具體而言，科技創(chuàng)新程度越高，越有利于提升公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化發(fā)展。在控制變量上，初等教育、基礎(chǔ)設(shè)施密度顯著正相關(guān)?；竟参幕?wù)均等化的實(shí)現(xiàn)已經(jīng)成為城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的頂層設(shè)計(jì)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展的重大戰(zhàn)略。隨著這一政策的有效實(shí)施，對(duì)我國(guó)的公共文化服務(wù)均等化實(shí)現(xiàn)將發(fā)揮越來(lái)越重要的作用。

表3 回歸結(jié)果

四、RD估計(jì)

(一)圖分析

首先，從政策過(guò)程理論的視角，用“投射—實(shí)施后”對(duì)比分析方法，結(jié)合下圖2可知：在《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策規(guī)劃實(shí)施后，直線在斷點(diǎn)處向上延伸，A2-A1>0，政策效果存在正向效應(yīng)，說(shuō)明政策應(yīng)繼續(xù)推行。因此，國(guó)家繼續(xù)推進(jìn)十三五、十四五政策規(guī)劃的制定實(shí)施。同時(shí)，圖1也表明了在政策實(shí)施后科技創(chuàng)新對(duì)提升公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)的作用顯著加強(qiáng)，但在斷點(diǎn)處的跳躍距離不是很大，說(shuō)明政策的執(zhí)行效果(A2-A1)不是很明顯，可能的原因是政策規(guī)劃與其他法律法規(guī)的政策執(zhí)行效力不同，不具有較高的強(qiáng)制執(zhí)行力。其次，在對(duì)《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策規(guī)劃進(jìn)行評(píng)估時(shí)，其目標(biāo)設(shè)置的合理性也會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。最后，政策評(píng)估的過(guò)程中短期結(jié)果是否代替長(zhǎng)期效果，局部領(lǐng)域的評(píng)估判斷是否合理，是否一定要達(dá)到政策規(guī)劃的制定目標(biāo)等，這些問(wèn)題都會(huì)對(duì)規(guī)劃政策評(píng)估效果產(chǎn)生重要影響。

圖2 斷點(diǎn)示意圖

在進(jìn)入回歸分析前，首先利用圖形直觀展示公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化變量與科技創(chuàng)新之間的非連續(xù)關(guān)系。從圖2中可以看出，科技創(chuàng)新與公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化之間在科技創(chuàng)新為1.7處存在斷點(diǎn)，即當(dāng)科技創(chuàng)新大于等于1.7時(shí)，假設(shè)D=1的處理效應(yīng)為正，公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化變量與科技創(chuàng)新間的非連續(xù)關(guān)系存在跳躍的斷點(diǎn)。在文章中科技創(chuàng)新變量大于等于1.7，則處理變量D取值為1，否則為 0，即在科技創(chuàng)新值為1.7處，公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化變量得到處理的概率產(chǎn)生跳躍。精確斷點(diǎn)回歸的特點(diǎn)是在斷點(diǎn)處個(gè)體得到處理的概率由0直接跳躍到 1。因此，采用模糊斷點(diǎn)回歸進(jìn)行實(shí)證分析。

(二)RD估計(jì)回歸結(jié)果

從圖2出可知，科技創(chuàng)新與公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化之間存在著很強(qiáng)的一階關(guān)系，即科技創(chuàng)新大于1.7時(shí)顯著提升了公共文化服務(wù)產(chǎn)品的均等化程度。因此，我們可以從定性角度認(rèn)為《基本公共服務(wù)體系“十二五”規(guī)劃》政策是有效的，在政策實(shí)施后，科技創(chuàng)新有效的提升了公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)。為了確保實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健性，本文匯報(bào)如下：一是分別匯報(bào)三角核和矩形核的局部線性回歸結(jié)果(后者等價(jià)于線性參數(shù)回歸)；二是匯報(bào)使用不同帶寬的結(jié)果(最優(yōu)帶寬及其二分之一或兩倍帶寬)；三是分別匯報(bào)包含協(xié)變量與不包含協(xié)變量的情形。

表4中第一列報(bào)告了不包含協(xié)變量，使用最優(yōu)帶寬以及默認(rèn)的三角核(mbw(100)進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果，局部沃爾德估計(jì)值為正且顯著，說(shuō)明科技創(chuàng)新能力越強(qiáng)的地區(qū)，其公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化程度越高。表4中第二列報(bào)告了包含協(xié)變量，使用最優(yōu)帶寬以及默認(rèn)的三角核(mbw(100) 進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果，局部沃爾德估計(jì)值為正且顯著性提高，說(shuō)明科技創(chuàng)新確實(shí)讓公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)的顯著性增強(qiáng)。表4中第三列報(bào)告了包含協(xié)變量，使用二分之一最優(yōu)帶寬以及兩倍最優(yōu)帶寬(mbw(50)、mbw(200))進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果，局部沃爾德估計(jì)值均為正，說(shuō)明科技創(chuàng)新能力強(qiáng)的地區(qū)確實(shí)有效的提升了公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)。

表4 科技創(chuàng)新對(duì)公共文化產(chǎn)品均等化的影響

(三)有效性檢驗(yàn)

表4通過(guò)采取控制協(xié)變量和多種帶寬設(shè)置的方式進(jìn)行估計(jì)，在科技創(chuàng)新與公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化之間，得出基本一致的估計(jì)結(jié)果。表明它們之間的模糊斷點(diǎn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。為了明確RD分析方法的有效性，需識(shí)別驅(qū)動(dòng)變量能否被操縱或者至少不能被完全操縱。圖3顯示了驅(qū)動(dòng)變量科技創(chuàng)新的密度函數(shù)，可知科技創(chuàng)新密度函數(shù)在1.7附近非常平滑，即不存在對(duì)驅(qū)動(dòng)變量科技創(chuàng)新的操縱。

圖3 科技創(chuàng)新的密度函數(shù)

五、結(jié)論與啟示

基于以上實(shí)證研究，得出“十二五”規(guī)劃政策實(shí)施對(duì)推進(jìn)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化實(shí)現(xiàn)具有積極效用，且這一結(jié)果在采用不同帶寬、加入?yún)f(xié)變量以及采用全樣本多項(xiàng)式回歸的估計(jì)中依然穩(wěn)健。隨著科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步發(fā)展，科技創(chuàng)新在各個(gè)領(lǐng)域發(fā)揮的作用顯現(xiàn)，在公共文化服務(wù)領(lǐng)域，科技創(chuàng)新促進(jìn)了公共文化服務(wù)產(chǎn)品的均等化發(fā)展。

具體而言，規(guī)劃政策的實(shí)施在科技創(chuàng)新對(duì)公共文化服務(wù)產(chǎn)品的差異化供給上發(fā)揮重要作用，針對(duì)不同公眾的公共文化產(chǎn)品的需求，通過(guò)建立、發(fā)展共享性、本土化的公共文化服務(wù)體系，實(shí)現(xiàn)各類公共文化服務(wù)產(chǎn)品的系統(tǒng)化、多樣化供給?？萍紕?chuàng)新可以為公共文化產(chǎn)品的供給提供強(qiáng)大的科技信息支持。在科技創(chuàng)新與公共文化服務(wù)產(chǎn)品的結(jié)合上，可以通過(guò)采用大數(shù)據(jù)、公共數(shù)字文化、互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)等優(yōu)勢(shì)，根據(jù)不同地區(qū)居民對(duì)公共文化服務(wù)產(chǎn)品的需求特點(diǎn)，把握公共文化產(chǎn)品科技創(chuàng)新需求特點(diǎn)，依托互聯(lián)網(wǎng)網(wǎng)絡(luò)知識(shí)、知識(shí)推送等形式，為居民提供個(gè)性化、差異化的公共文化服務(wù)產(chǎn)品。在科技創(chuàng)新與公共文化產(chǎn)品的有效融合過(guò)程中，科技創(chuàng)新人才起著至關(guān)重要的角色，通過(guò)科技人才對(duì)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等化過(guò)程中的推動(dòng)作用，讓更多的公共文化資源向西部地區(qū)、邊疆地區(qū)、少數(shù)民族地區(qū)傾斜。結(jié)合科技創(chuàng)新手段，按照全覆蓋、促統(tǒng)籌的基本要求，豐富不同地區(qū)的公共文化服務(wù)內(nèi)容，真正實(shí)現(xiàn)公共文化服務(wù)產(chǎn)品均等享受、文化發(fā)展同步推進(jìn)的一體化格局。