我國省際基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效分析——基于以產(chǎn)出為導(dǎo)向的三階段DEA模型

陳 剛 賴小瓊

（廈門大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 福建廈門 361005）

一、引 言

改革開放以來，我國經(jīng)濟取得了長足的發(fā)展，隨著經(jīng)濟不斷增長，人們對基礎(chǔ)公共服務(wù)（如教育、醫(yī)療、社會保障等）的需求也越來越大，然而各級地方政府并不能很好地滿足這種日益增長的需求。以2013年為例，按當(dāng)年價格計算，全國各級地方政府預(yù)算內(nèi)財政支出總額為119740.35億元，其中基礎(chǔ)公共服務(wù)（教育、醫(yī)療、社會保障）支出總額占財政支出總額的35.87%。廣東2013年的基礎(chǔ)公共服務(wù)投入總額為3060.88億元，位居全國第一，而西藏的投入總額僅為220.41億元，全國最少。從人均投入看，2013年我國人均基礎(chǔ)公共服務(wù)投入為3169.2元，各省市的人均基礎(chǔ)公共服務(wù)人均投入水平差異也較大，西藏的基礎(chǔ)公共服務(wù)以人均7063.52元居首，而河北的人均基礎(chǔ)公共服務(wù)投入最少，只有2382.51元，在全國人均投入水平以上的有13個省市。①分別為：河北、浙江、福建、山東、廣東、安徽、江西、湖南、湖北、湖南、廣西、四川、貴州?？梢钥闯?，我國各省市基礎(chǔ)公共服務(wù)投入存在一定的不平衡現(xiàn)象，這種不平衡是政府在基礎(chǔ)公共服務(wù)的投入不足導(dǎo)致的，還是政府在基礎(chǔ)公共服務(wù)供給過程中存在一定的資源配置不合理的原因造成的（呂煒、王偉同，2008）？本文擬運用實證的方法對我國基礎(chǔ)公共服務(wù)供給問題進行探討。

二、文獻回顧

在研究我國地方政府基礎(chǔ)公共服務(wù)問題時，國內(nèi)一些學(xué)者主要將研究的目光投向農(nóng)村公共服務(wù)，還有一些學(xué)者則關(guān)注某個地區(qū)（包括城鄉(xiāng)）整體公共服務(wù)的供給情況。國內(nèi)學(xué)者在此方面取得的研究成果主要有：林萬龍（2007）對農(nóng)村公共服務(wù)市場化供給中的效率與公平問題進行了探討，認(rèn)為農(nóng)村公共服務(wù)市場化供給與供給效率、供給公平之間不存在必然的確定性關(guān)系。張鳴鳴（2010）運用DEA方法對我國農(nóng)村公共產(chǎn)品供給效率進行縱向評估，并深入研究數(shù)年來的財政投入狀況，分析其趨勢和規(guī)律。朱玉春（2010）等人利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法對2005-2007年間全國28個省市的農(nóng)村公共服務(wù)效率進行了實證分析。劉海英（2011）等人運用剔除不可控因素影響的三階段DEA方法，對2005-2009年中國城鄉(xiāng)公共衛(wèi)生服務(wù)系統(tǒng)的投入產(chǎn)出技術(shù)效率進行了分析。趙京（2013）等人運用協(xié)整分析、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗系統(tǒng)分析了政府農(nóng)村公共產(chǎn)品投入對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的影響。

從某個地區(qū)整體公共服務(wù)供給效率方面進行的研究有：肖朝陽（2008）等人基于結(jié)構(gòu)方程構(gòu)建了公共產(chǎn)品供給配置效率分析模型。張菀洺（2008）運用經(jīng)濟學(xué)的分析方法研究了公共服務(wù)的供給效率問題，強調(diào)了市場失靈狀態(tài)下政府干預(yù)的必要性。陳碧琴（2009）等人針對中央和地方哪級政府提供公共服務(wù)更有效率的問題，構(gòu)建了中央和地方政府提供公共產(chǎn)品服務(wù)相對效率的理論模型。續(xù)競秦（2011）等人運用修正的DEA兩步法，對中國大陸省級政府基本公共服務(wù)供給效率進行了核算，并給出了相關(guān)解釋。付鮮鳳（2012）等人運用DEA分析方法對以政府為主導(dǎo)的公共服務(wù)平臺和以市場為主導(dǎo)的公共服務(wù)平臺的投入產(chǎn)出效率進行評價。龔鋒（2013）等人基于公共品供給的薩繆爾森條件界定了地方公共服務(wù)配置效率的內(nèi)涵，并實證檢驗多維財政分權(quán)指標(biāo)對中國地方義務(wù)教育和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)配置效率的影響。

綜上所述，導(dǎo)致基礎(chǔ)公共服務(wù)短缺的原因有兩個：一是各級政府在基礎(chǔ)公共服務(wù)上的直接投資不足導(dǎo)致了供給不足；二是政府在提供基礎(chǔ)公共服務(wù)過程中的供給績效水平不高，導(dǎo)致了基礎(chǔ)公共服務(wù)產(chǎn)出沒有實現(xiàn)最優(yōu)?，F(xiàn)有大部分研究測算地方基礎(chǔ)公共服務(wù)績效水平時，并沒有考慮環(huán)境因素和隨機誤差因素的影響。因此，本文采用以產(chǎn)出為導(dǎo)向的三階段DEA模型，運用我國31個省市2003-2013年的面板數(shù)據(jù)，對它們的基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效進行系統(tǒng)分析，測算各省市政府基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的真實績效水平，以便進一步提升各省市基礎(chǔ)公共服務(wù)的資源有效配置。之所以選擇以產(chǎn)出為導(dǎo)向的三階段DEA模型，本文認(rèn)為這更符合我國的實際情況，在政府提供基礎(chǔ)公共服務(wù)供給過程中，環(huán)境變量因素對各地方政府的決策行為所產(chǎn)生影響較少，主要還是通過影響項目進行過程來影響產(chǎn)出，進而影響地方政府的基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的績效水平。

三、模型選取

三階段DEA方法是Fried（2002）等人提出的一種新的效率評價模型，它克服了一階段DEA方法無法衡量影響效率因素和二階段DEA方法給定影響因素函數(shù)的形式和無法剔除環(huán)境影響因素的缺點。Fried等人認(rèn)為生產(chǎn)的低效率不僅受管理因素的影響，還受環(huán)境與隨機誤差等外生因素的影響，三階段DEA模型的目的就是剔除環(huán)境和隨機誤差的影響，從而更加真實的反映各決策單元的效率水平。

第一階段：傳統(tǒng)DEA模型（BCC模型）

在該階段本文使用我國31個省市的基礎(chǔ)公共服務(wù)初始投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)進行傳統(tǒng)的DEA分析。為使研究更加接近實際，本文在此階段選用規(guī)模報酬可變的BCC模型進行分析。鑒于BCC模型理論已經(jīng)相對成熟，本文在此就不再介紹BCC模型的運行機制。

第二階段：隨機前沿分析（SFA）模型

Fried等人認(rèn)為，第一階段分析得出的各變量的松弛變量受環(huán)境因素、隨機因素和管理效率三部分的影響。但傳統(tǒng)DEA模型并未將這三部分因素對效率值的影響加以區(qū)分。而第二階段通過構(gòu)建類似SFA模型可以分別觀測出三個因素的影響，從中剔除環(huán)境因素和隨機因素的影響。以產(chǎn)出導(dǎo)向為例，設(shè)有n個決策單元，每個決策單元均有m種產(chǎn)出，假定有p個可觀測的環(huán)境變量，分別對每個決策單元的投松弛變量進行SFA分析，構(gòu)建如下SFA回歸方程：

為剝離外部環(huán)境和隨機誤差的影響，本文選擇對那些處于較好外部環(huán)境或運氣較好的決策單元增加產(chǎn)出?；谧钣行У臎Q策單元，以其產(chǎn)出量為基礎(chǔ)，對其他各樣本產(chǎn)出量的調(diào)整如下：

第三階段：BCC模型分析

針對第二階段進行調(diào)整后的產(chǎn)出數(shù)據(jù) yi*k代替原來的產(chǎn)出變量 yik，再次采用BCC模型計算個決策單元的效率值。該階段得出的效率值已經(jīng)剔除了環(huán)境因素和隨機因素的影響，能夠客觀的表示我國各省政府在提供基礎(chǔ)公共服務(wù)產(chǎn)品的效率大小。

四、變量的選取及數(shù)據(jù)獲取

（一）變量的選取

根據(jù)研究需要，本文對投入變量、產(chǎn)出變量和環(huán)境變量進行簡單地說明。

1、投入變量

本文參考中國（海南）改革發(fā)展研究院課題組（2009）和續(xù)競秦（2011）相關(guān)研究，選取我國各省政府教育經(jīng)費支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出及社會保障支出總和作為投入變量。本文將選取各省預(yù)算內(nèi)的三者支出總和作為各省的基本公共服務(wù)投入水平。沒有使用預(yù)算外支出數(shù)據(jù)和將其作為三個獨立的投入變量主要從三個方面進行考慮：（1）各省預(yù)算外支出數(shù)據(jù)的可獲得性難度較大，不能有效的取得較為準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)；（2）中國各地區(qū)的預(yù)算外支出主要用于非服務(wù)性項目支出，對于改善民生服務(wù)的作用較?。▍螣?、王偉同，2008）；（3）政府在基礎(chǔ)公共服務(wù)方面的支出計劃狀況也在政府績效水平的評價范圍之內(nèi)，因此，用三者支出總和作為投入變量更能客觀的測算政府績效水平。

2、產(chǎn)出變量

本文依據(jù)借鑒相關(guān)研究以及考慮實際數(shù)據(jù)的可獲得性，用小學(xué)和初中學(xué)校數(shù)、小學(xué)和初中在校人數(shù)以及小學(xué)和初中教師數(shù)表示教育方面的產(chǎn)出指標(biāo)；用衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)和衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)表示醫(yī)療衛(wèi)生方面的產(chǎn)出指標(biāo)；用養(yǎng)老保險人數(shù)、失業(yè)保險人數(shù)和醫(yī)療保險人數(shù)表示社會保障方面的產(chǎn)出指標(biāo)。

3、環(huán)境變量

雖然學(xué)界對于影響政府效率的諸多因素的實證結(jié)果并不一致，但普遍認(rèn)為財政、政治和教育等變量對政府效率具有某種影響。本文借鑒續(xù)競秦（2011）關(guān)于環(huán)境變量的選取，考察以下因素對基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率的可能產(chǎn)生的影響：（1）財政自主權(quán)。雖然中國地方政府沒有設(shè)定轄區(qū)內(nèi)稅率和稅基的權(quán)力，但由于各地經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同，各地地方政府在地方財政稅收收入方面仍表現(xiàn)出很大的差異。較富裕地區(qū)地方政府擁有更多的財政資源，往往較少地依賴上級政府的轉(zhuǎn)移支付，從而具有更高的財政支出自主權(quán)；而欠發(fā)達地區(qū)地方政府具有較低的財政自主權(quán)，因為他們更多的依賴上級政府的轉(zhuǎn)移支付。本文用地方財政總收入中地方稅收收入所占的比重來刻畫地方財政自主權(quán)；（2）居民受教育程度。Milligan（2004）認(rèn)為轄區(qū)內(nèi)居民受教育程度的提升會改善其民主參與意識與政治行動能力，從而提升其政府監(jiān)督的能力，并最終促使地方政府改善公共服務(wù)供給效率。本文采用6歲及以上人口中高中及大專以上人口所占比例來度量居民受教育程度；（3）人均GDP。Baumol（1967）研究發(fā)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與政府公共服務(wù)攻擊績效也有著很大的關(guān)系。本文地區(qū)實際GDP與總?cè)丝诒戎乇硎镜貐^(qū)人均GDP；（4）人口密度。Athanassopoulose（1998）和Afonso（2008）等人研究發(fā)現(xiàn)人口密度也對政府公共服務(wù)績效水平有著一定的影響。本文采用每平方公里人口數(shù)來衡量人口密度；（5）城市化水平。同樣的基礎(chǔ)公共產(chǎn)品資源投入對于城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村來說所產(chǎn)生的效果必然存在著一定的差異，各地區(qū)的經(jīng)濟人口結(jié)構(gòu)是否對政府提供基礎(chǔ)公共服務(wù)產(chǎn)生影響，目前還沒有學(xué)者進行相關(guān)研究。本文用地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎酒涑鞘谢?；?）地區(qū)虛擬變量（D0、D1、D2）。續(xù)競秦（2011）等人認(rèn)為我國東、中和西部地區(qū)在資源稟賦和發(fā)展水平等方面存在巨大差異。本文借鑒中國統(tǒng)計局將我國分為東部、中部、東北和西部四大經(jīng)濟區(qū)域的方法，在模型中引入東部（D0）、中部（D1）和東北（D2）三個虛擬變量來區(qū)分四個區(qū)域之間不可觀測因素對地方政府基本公共服務(wù)供給效率可能產(chǎn)生的影響。

（二）數(shù)據(jù)與經(jīng)驗檢驗

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文所分析主體的實際情況，結(jié)合本文所選分析工具的特點，本文分析2003-2013年我國各省或直轄市政府在提供基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效。投入變量中的三個指標(biāo)的數(shù)據(jù)均取自各年《中國統(tǒng)計年鑒》。此外，本文僅選取了各省預(yù)算內(nèi)支出水平。各產(chǎn)出變量和環(huán)境變量數(shù)據(jù)選自各年《中國統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。為消除通貨膨脹因素對相關(guān)變量的影響，文中所涉及到的與通過膨脹因素有關(guān)的變量均以2003年為基期cpi進行折算。

考慮到各個指標(biāo)數(shù)據(jù)單位不同可能會對分析結(jié)果產(chǎn)生影響，本文借鑒Afonso（2006）等人提出的無量綱化數(shù)據(jù)處理方法，本文采用的數(shù)據(jù)處理方法為：將各項子指標(biāo)除以各自的平均值來進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，以消除不同單位的影響，得到均值為1的無量綱子指標(biāo)。

結(jié)合上一節(jié)變量說明以及所獲得的數(shù)據(jù)，本文將回歸模型設(shè)置為：

式中，Crste表示第一階段各省市每年的綜合效率值，F(xiàn)D表示財政自主權(quán)系數(shù)，education_level表示受教育水平，rper_gdp表示實際人均GDP，population_density表示人口密度，city_level表示是城市化水平，D表示區(qū)域虛擬變量，其中D0為東部地區(qū)，D1為中部地區(qū)，D2為東北地區(qū)。得出以下回歸方程表達式：

回歸結(jié)果顯示，模型（5）的回歸效果較好，除去常數(shù)項，財政自主權(quán)、受教育水平、實際人均GDP、城市化水平以及東北地區(qū)虛擬變量（D2）等變量都通過了顯著性檢驗，且通過自相關(guān)性（D-W）檢驗，表明模型不存在自相關(guān)問題；擬合優(yōu)度達到了0.8204，表明一個地區(qū)的基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率和地方政府財政自主權(quán)、當(dāng)?shù)貙嶋H人均GDP、城市化水平有著較大的聯(lián)系；由于財政自主權(quán)和受教育水平的回歸系數(shù)為正，說明各地區(qū)的財政自主權(quán)越大，受教育水平越高，其基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的綜合效率越高，越容易高估當(dāng)?shù)卣诨A(chǔ)公共服務(wù)供給時的真實綜合效率；而實際人均GDP和城市化水平的回歸系數(shù)為負，表明經(jīng)濟越發(fā)達的地方政府的基礎(chǔ)公共供給效率越低，本文認(rèn)為這可能是由于地方經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的基礎(chǔ)公共服務(wù)投資基數(shù)較大，出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減導(dǎo)致的。

五、實證分析

（一）第一階段DEA實證結(jié)果

利用DEAP2.1軟件對我國2003-2013年間31個省區(qū)市基礎(chǔ)公共服務(wù)的效率水平與規(guī)模報酬所處狀態(tài)進行分析，結(jié)果如表1所示。由表1可以看出，以四大經(jīng)濟區(qū)域進行劃分：在不考慮外在環(huán)境變量和隨機因素的情況下，2003-2012年我國各省市基礎(chǔ)公共服務(wù)的三種效率均值分別為0.947、0.97、0.976，東部地區(qū)為0.915、0.967、0.947，東北三省為0.97、0.974、0.996，中部地區(qū)為0.959、0.972、0.987，西部地區(qū)為0.963、0.972、0.991。

表1 2003-2013年各省市第一階段基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的相關(guān)效率水平

（二）第二階段SFA回歸結(jié)果

將第一階段得出的決策單元中各產(chǎn)出變量的松弛量作為被解釋變量，將前述6個環(huán)境變量對數(shù)化后作為解釋變量，軟件Frontier4.1給出的SFA回歸結(jié)果見表2（下頁）。表2分析結(jié)果顯示，九個產(chǎn)出的松弛變量的γ值均比較高，均通過了10%顯著水平檢驗，說明本文所選環(huán)境變量對各省市政府對基礎(chǔ)公共服務(wù)的供給效率均有著一定的影響。因此，需對各省份的所有產(chǎn)出變量進行環(huán)境因素和隨機因素剝離分析。

進一步考察各環(huán)境因素對九種產(chǎn)出松弛變量的系數(shù)，由于環(huán)境變量是對各產(chǎn)出松弛變量的回歸，所以當(dāng)回歸系數(shù)為正時，表示增加環(huán)境變量值有利于增加產(chǎn)出的松弛量，即有利于增加各產(chǎn)出或降低投入，進而對績效有正的影響，剔除環(huán)境變量因素后，績效就會變小；反之則相反。下面逐一說明六種環(huán)境變量對各產(chǎn)出松弛變量的影響。

財政自主權(quán)。該變量對小學(xué)和初中學(xué)校數(shù)、小學(xué)和初中在校人數(shù)等松弛變量均產(chǎn)生了正的影響，說明財政自主權(quán)越高，對這些產(chǎn)出的松弛變量正影響越大，各省市的基礎(chǔ)公共服務(wù)的供給效率就越高。本文認(rèn)為：一方面，財政自主權(quán)越高的地方政府對地方財政資源的支配權(quán)越大，在基礎(chǔ)公共服務(wù)方面的配置也越靈活，地方政府能夠更好地根據(jù)本地人民對基礎(chǔ)公共服務(wù)的實際需求，對公共服務(wù)資源進行更加合理的配置，進而提升了績效水平；另一方面，財政自主權(quán)低的政府，在財政資金的使用上更多的依賴于中央政府的財政扶持，而中央政府扶持程度越高，地方政府使用這些財政扶持資金時面臨的限制條件就越大，對這些財政資源的配置也越不靈活。中央政府的財政扶持往往具有很強的專項性，這限制了地方政府對財政資源的配置，不能夠?qū)崿F(xiàn)這些財政資源的有效利用，導(dǎo)致了地方政府供給績效的偏低狀況。

表2 2003-2013年各省市基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的SFA回歸結(jié)果

居民受教育水平。該變量對失業(yè)保險人數(shù)和醫(yī)療保險人數(shù)的松弛變量有顯著影響，且對這兩個松弛變量的回歸系數(shù)均為負，這說明居民受教育水平的提升使得這兩個變量的產(chǎn)出水平有一定的降低。

人均GDP。從本文的研究可以看出，實際人均GDP的增加對小學(xué)和初中學(xué)校數(shù)、小學(xué)和初中在校人數(shù)等松弛變量產(chǎn)生正的影響，對醫(yī)療保險人數(shù)的回歸系數(shù)為負，且這些變量的t檢驗值均通過了顯著性檢驗。這說明，人均GDP對各省市政府的教育和醫(yī)療衛(wèi)生有著正的促進作用，對社會保障具有負面作用，對各地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效的影響取則決于對三者影響程度的大小。

人口密度。該變量對小學(xué)和初中在校人數(shù)、小學(xué)和初中教師數(shù)等松弛變量均有正的影響，且在10%顯著水平下通過了檢驗。本文認(rèn)為，地方人口密度越大，當(dāng)?shù)卣ㄙM更多的財政資源和精力在基礎(chǔ)公共服務(wù)方面，提升了供給的規(guī)模效率水平，這與我國的實際情況相符合。

城市化水平。該變量對小學(xué)和初中學(xué)校數(shù)、養(yǎng)老保險人數(shù)等松弛變量的回歸系數(shù)均為正，且通過了5%顯著水平檢驗。而對衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)則產(chǎn)生了負影響，而城市化水平提升對各地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率的影響則取決于對三者的影響程度。

地區(qū)虛擬變量。我國東部的虛擬變量對九個產(chǎn)出的松弛變量均產(chǎn)生了負的影響；中部地區(qū)的虛擬變量對小學(xué)和初中學(xué)校數(shù)等松弛變量產(chǎn)生了負的影響；東北地區(qū)的虛擬變量對小學(xué)和初中在校人數(shù)、小學(xué)和初中教師數(shù)等變量產(chǎn)生了負影響。這說明我國各省份所在的地理位置對基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效也有著一定的影響。此外，西部地區(qū)的12省份的基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效要高于其他三個地區(qū)的省份。

由于各環(huán)境變量對于各省市基礎(chǔ)公共服務(wù)產(chǎn)出的松弛變量均有影響，可能導(dǎo)致一些面臨較好經(jīng)營環(huán)境或運氣的地區(qū)政府具有較佳的效率表現(xiàn)，而一些面臨較差經(jīng)營環(huán)境或運氣的地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率表現(xiàn)較差。因此，必須調(diào)整原產(chǎn)出變量，使所有地區(qū)政府面對同樣的經(jīng)營環(huán)境與經(jīng)營運氣，進而考察其真實基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率水平。

（三）第三階段DEA實證結(jié)果

根據(jù)式（3）調(diào)整投入變量，并將調(diào)整后的產(chǎn)出值與原始投入再次代入BCC模型進行分析，得到第三階段各決策單元的效率值及規(guī)模報酬狀態(tài)，如表3所示。

表3 2003-2013年第三階段各省市相同環(huán)境下基礎(chǔ)公共服務(wù)供給相關(guān)效率水平

對比第一階段和第三階段的DEA分析結(jié)果，可以看出剔除環(huán)境因素和隨機影響因素后，各省市政府基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率有了很大的改變，從各省的供給效率的均值來看，第三階段的三種效率均值相比第一階段均有略微的降低?？芍{(diào)整后各省份的綜合效率水平總體上有所下降，且由純技術(shù)效率和規(guī)模效率的共同變化影響所致。

從各省分情況看，調(diào)整后，處于綜合效率前沿的省份由原來的10個增加到12個。中、西部省份的供給績效有明顯的增加，而東部和東北地區(qū)省份的供給績效均有所降低。對比調(diào)整前后，從綜合效率上看，相比于第一階段分析結(jié)果，東部地區(qū)所有省市、遼寧和四川等13個省市的綜合效率有所降低，黑龍江和陜西等11個省市的綜合效率水平有明顯的提升，吉林和江西等6個省份的綜合技術(shù)效率均達到技術(shù)前沿水平。

比調(diào)整前后，在剔除環(huán)境變量和隨機因素影響后，2003-2012年我國各省市三種供給績效均值分別為0.903、0.95、0.946，東部地區(qū)為0.738、0.859、0.858，東北三省為0.954、0.977、0.976，中部地區(qū)為0.98、0.988、0.992，西部地區(qū)為0.991、1、0.991。從經(jīng)濟區(qū)域?qū)用婵矗捎诃h(huán)境因素和隨機因素的存在，中部和西部地區(qū)的供給績效均被低估，東部和東北地區(qū)各項指標(biāo)均被高估。

（四）變量調(diào)整前后區(qū)域供給效率比較：Bootstrap方法

Bootstrap方法是由Simar（1998）等人為進行DEA研究而提出的一種統(tǒng)計方法。本文利用stata13分別對投入調(diào)整前后四大經(jīng)濟區(qū)域以及全國供給績效的三個指標(biāo)值進行90%和95%水平的置信區(qū)間估計。在研究中，為取得準(zhǔn)確的分析結(jié)果，本文將Bootstrap次數(shù)B設(shè)為1000，分析結(jié)果如表4所示。

表4（1） 投入調(diào)整前后四大經(jīng)濟區(qū)域綜合效率均值及置信區(qū)間的對比情況

表4（2） 投入調(diào)整前后四大經(jīng)濟區(qū)域純技術(shù)效率均值及置信區(qū)間的對比情況

表4（3） 投入調(diào)整前后四大經(jīng)濟區(qū)域規(guī)模效率均值及置信區(qū)間的對比情況

從表4可知，從經(jīng)濟區(qū)域上看，調(diào)整后，全國基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的平均綜合效率、平均純技術(shù)效率以及規(guī)模效率均在95%和90%兩種類型置信區(qū)間均有明顯的降低，使得我國各省市政府基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的平均綜合效率有所減少，在提出環(huán)境因素和隨機因素的影響后，各個經(jīng)濟區(qū)域變化情況如下：（1）東部地區(qū)平均純技術(shù)效率均值從0.967減少到0.859，平均規(guī)模效率值由0.947減少到0.858?？芍?，東部地區(qū)的平均純技術(shù)效率和規(guī)模效率被高估，導(dǎo)致了該區(qū)域的平均綜合技術(shù)效率被高估；（2）東北三省的平均純技術(shù)水平從0.974增加到0.977，平均規(guī)模效率從原來的0.996降到0.976，東北三省的平均綜合效率由原來的0.97減少到0.954，可知，東北三省的平均規(guī)模效率被高估，導(dǎo)致該區(qū)域省份的平均綜合效率被高估；（3）中部地區(qū)的純技術(shù)效率從0.972增加到0.988，規(guī)模效率也由0.987增加到0.992，中部地區(qū)省份的平均綜合效率整體略有提升。這說明，環(huán)境變量存在導(dǎo)致了中部地區(qū)省份的純技術(shù)效率和規(guī)模效率被低估，從而導(dǎo)致了該地區(qū)的平均綜合效率被低估；（4）西部地區(qū)的平均純技術(shù)效率從原來的0.972增加到1，而該地區(qū)的平均規(guī)模效率卻沒有發(fā)生變化?？芍?，西部地區(qū)省份的平均規(guī)模效率被低估了，并最終導(dǎo)致了西部地區(qū)省份的平均綜合效率水平被低估；（5）全國地區(qū)，我國平均綜合效率由0.947降到0.903，而中部和西部地區(qū)的平均綜合效率是增加的，而東部和東北兩地的平均綜合效率下降幅度較大。這說明，環(huán)境變量對東部和東北兩地的影響程度要大于中部和西部。

本文認(rèn)為可以從以下幾個方面對以上結(jié)果進行解釋：（1）我國東部地區(qū)各省份的基礎(chǔ)公共服務(wù)建設(shè)已相對完善，再增加其投入量，較之其它地區(qū)來說，對當(dāng)?shù)厮鸬降男Ч呀?jīng)不明顯。以2003年為基年，截止到2013年，不考慮折舊情況下，我國東部地區(qū)人均基礎(chǔ)公共服務(wù)累計投入量最高，已經(jīng)累計達到19553.74元。表1和表3分析結(jié)果顯示，東部地區(qū)各省份均出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減特征，這說明，隨著東部地區(qū)各省份投入的不斷增加，其績效水平是遞減的。因此，影響我國東部省份績效水平不高是基礎(chǔ)公共服務(wù)較為完善導(dǎo)致規(guī)模報酬遞減所致；（2）中部地區(qū)六省份實際人均累計投入只有12106.54元，遠小于其他三個地區(qū)和全國平均水平，且從表1和表3中可以看出，西部地區(qū)六個省份中，調(diào)整前，除去已達到技術(shù)前沿層面的省份，只有安徽省的基礎(chǔ)公共服務(wù)投資呈現(xiàn)出規(guī)模報酬遞減特征。調(diào)整后，除安徽和山西外其余省份均達到技術(shù)前沿水平，而河南和湖北兩省在2003-2013年間實際人均累計投入只有10509.69元和12017.81元，相對較低。說明這兩個省份的基礎(chǔ)公共服務(wù)投入還沒有達到最優(yōu)規(guī)模水平，限制了中部地區(qū)的供給效率的提升；（3）東北三省是我國老工業(yè)基地，從長遠看，其基礎(chǔ)公共服務(wù)建設(shè)水平和完善程度要遠高于中部和西部地區(qū)，但較之東部地區(qū)卻有所不足。調(diào)整后，東北三省中，不考慮已經(jīng)達到技術(shù)前沿水平的吉林省，遼寧省的規(guī)模效率（0.929）小于純技術(shù)效率水平（0.951），且呈現(xiàn)出規(guī)模報酬遞減特征，這說明遼寧省績效水平不高是由于其投入規(guī)模過大而導(dǎo)致了規(guī)模效率遞減造成的。而黑龍江的各種效率指標(biāo)均大于遼寧省，且規(guī)模報酬呈現(xiàn)出遞增特征，這說明，限制黑龍江基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率的主要因素是投入規(guī)模沒有達到最優(yōu)和技術(shù)效率不高。（4）西部地區(qū)十二個省份的基礎(chǔ)公共服務(wù)建設(shè)均超過最優(yōu)規(guī)模，呈現(xiàn)出規(guī)模報酬遞減特征。調(diào)整后，西部地區(qū)十二省份的純技術(shù)效率均達到技術(shù)前沿水平，有七個省份的規(guī)模效率達到技術(shù)前沿水平，其余五個省份的供給規(guī)模已超過最優(yōu)水平，出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減特征?？梢钥闯?，規(guī)模效率相對不高是導(dǎo)致西部地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)供給效率偏低的主要因素。本文認(rèn)為西部地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)之所以出現(xiàn)此種狀況，主要得益于我國重要政府1999年以來提出并實施的西部大開發(fā)戰(zhàn)略。西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施不僅為西部省份帶來了大量的投資，還帶來了更為先進的管理技術(shù)和生產(chǎn)技術(shù)，從而使得西部地區(qū)的基礎(chǔ)公共服務(wù)供給得到了快速的發(fā)展。

六、結(jié)論與建議

本文采用以產(chǎn)出為導(dǎo)向的三階段DEA方法對我國2003-2013年間31個省市的政府基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率水平進行了系統(tǒng)性分析，得出以下幾點重要結(jié)論：

（一）我國各地區(qū)基礎(chǔ)公共服務(wù)供給的綜合效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率均受到所選環(huán)境因素和隨機因素的影響，在剔除這些因素的影響后，各地區(qū)供給績效的三個指標(biāo)均有明顯的降低，綜合效率的降低是受純技術(shù)效率和規(guī)模效率降低的共同影響所致。這說明，環(huán)境因素和隨機因素對供給績效產(chǎn)生了一定的影響，如果不考慮這些因素，可能會高估我國基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效水平。

（二）在剔除環(huán)境因素和隨機因素對各地區(qū)供給績效影響以后，我國各地區(qū)供給績效水平還有待提升，全國各省份平均綜合效率水平均為0.903，且是由于純技術(shù)效率和規(guī)模效率雙重影響所致。這表明，目前我國基礎(chǔ)公共服務(wù)投入的整體水平不高，是由于各地區(qū)投入均出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減，且技術(shù)水平不高造成的。應(yīng)當(dāng)減少規(guī)模報酬遞減省市的供給規(guī)模，加大規(guī)模報酬遞增省市的供給規(guī)模，并加大各省市在供給過程中的技術(shù)水平，使得總體供給績效水平得以提升。

（三）從區(qū)域角度來看，我國地方基礎(chǔ)公共服務(wù)供給績效存在著明顯的地區(qū)差異，即西部地區(qū)最優(yōu)，其次是中部地區(qū)和東北三省，東部地區(qū)最差。這表明，因西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施，較之其他地區(qū)，西部大開發(fā)戰(zhàn)略的實施不僅為西部地區(qū)帶來了大量的投資，也帶來了更為先進的管理技術(shù)和生產(chǎn)技術(shù)，提升了純技術(shù)效率水平，從而使得西部地區(qū)的基礎(chǔ)公共服務(wù)得到了快速的發(fā)展。而中部地區(qū)和東北三省則由于部分省份供給規(guī)模不足，限制了其綜合績效的提升。東部地區(qū)則是由于供給規(guī)模過大而出現(xiàn)了規(guī)模報酬遞減，最終降低了地區(qū)綜合績效水平。

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