余興厚 熊興

摘 要：本文基于需求視角從理論上構建資源稟賦和主體認知對基本公共服務滿意度的影響機制以及資源稟賦對于主體認知的影響機制，并通過三峽庫區(qū)的實地調研數(shù)據(jù)對其影響路徑進行驗證。結果表明：從基本公共服務要素來看，三峽庫區(qū)城鄉(xiāng)居民對基礎教育和基礎設施滿意度相對較高，其次對社會保障，環(huán)境保護和醫(yī)療衛(wèi)生的滿意度相對較低；同時對基礎設施和社會保障的主體認知程度較高，其次為基礎教育，環(huán)境保護和醫(yī)療衛(wèi)生的主體認知程度相對較低。從結構方程模型來看，主體認知對基本公共服務滿意度具有直接正向影響；資源稟賦對基本公共服務滿意度既存在直接負向影響，又存在間接正向影響；資源稟賦對主體認知具有直接正向影響。

關鍵詞：基本公共服務滿意度；資源稟賦；主體認知；三峽庫區(qū)

中圖分類號：F321.1；F042 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2018）05-0099-10

隨著改革開放40多年的發(fā)展，我國經(jīng)濟發(fā)展水平和人民收入水平顯著提升，但區(qū)域間、城鄉(xiāng)間收入差距依然較大。以城鄉(xiāng)差距為例，2016年全國城鄉(xiāng)收入比的平均水平為2.72，有9個省份的城鄉(xiāng)收入比大于這一數(shù)據(jù)，其中貴州高達3.31，成為全國城鄉(xiāng)差距最大的省份。伴隨著區(qū)域間、城鄉(xiāng)間收入差距而來的是區(qū)域間、城鄉(xiāng)間基本公共服務發(fā)展不平衡不充分，民生性基本公共服務短板突出。以小學師資力量為例，2015年北京、天津、上海小學專任教師本科以上學歷占比分別為86.31%、68.60%、71.27%，而同期海南、廣西、四川這一比例僅為15.07%、27.87%和29.06%。因此補齊基本公共服務民生短板，增進人民獲得感是化解新時代人民美好生活需要與不平衡不充分發(fā)展矛盾的根本出路。

滿足人民群眾對基本公共服務需求是黨和政府責無旁貸的責任，面對不斷增長的多層次、多樣化的公共需求，供給效率與質量成為新時代評價公共服務型政府的最主要的指標，盡管有一系列的理論分析工具通過第三方評價可以客觀分析描述政府供給狀況及進展，但人民群眾的滿意度才是評價基本服務供給效率與質量的唯一標準。

供給側結構性改革背景下，民生改善的短板在基本公共服務供給表象上是供給不足，但內(nèi)在實質是政府面對人民群眾新的需求變動無動于衷，仍執(zhí)著于自上而下的增加公共財政投入[1]，從而導致供需錯位，結構失衡，效率不高，質量下降。因此，堅持需求導向的基本公共服務供給體系重構，是補齊基本公共服務民生短板的重要前提。本文基于三峽庫區(qū)微觀樣本數(shù)據(jù)，從居民資源稟賦和對基本公共服務的主體認知實證剖析基本公共服務滿意度的需求影響機制，以求尋找到補齊基本公共服務民生短板的有效路徑。余興厚，熊 興：居民資源稟賦、主體認知與基本公共服務滿意度

一、文獻回顧與理論假設

基本公共服務滿意度是一種主觀上的心理感受，關于基本公共服務滿意度的測量主要基于問卷調研的方法，通過公眾對基本公共服務打分直接體現(xiàn)基本公共服務滿意度水平，通?；竟卜諠M意度涵蓋基礎設施、教育、醫(yī)療、社會保障、環(huán)境保護、公共文化、公共安全等方面（張會萍等，2011；蔣小杰和趙春盛，2013；謝星全，2017）[2-4]，也有通過訪談、座談的形式了解公眾對基本公共服務的滿意度情況（馬秀玲和張賓，2016）[5]。關于問卷調研的數(shù)據(jù)處理通常有因子分析法（唐娟莉等，2010）[6]、熵權topsis法（紀江明和胡偉，2013）[7]、適當性-重要性加權模型（官永彬等，2017）[8]等方法。關于基本公共服務滿意度影響因素既包括評價對象（基本公共服務）供給水平和質量，也包括評價主體（公眾）自身綜合素質和資源稟賦。其中基本公共服務供給水平和質量受到經(jīng)濟發(fā)展水平、政府財政能力（馮菲和鐘楊，2016）[9]、政治參與程度（鄭建君，2017）[10]等方面的影響；公眾自身綜合素質和資源稟賦主要包括受教育程度（王偉同等，2016）[11]、社會地位（姬生翔和姜流，2017）[12]、居民收入水平（彭瑾等，2016）[13]等方面。關于基本公共服務滿意度影響因素的分析方法主要有二元離散選擇模型（朱玉春等，2010）[14]、Logistic回歸分析（張超和吳春梅，2015）[15]、Probit 模型（馮亞平，2015）[16]、結構方程模型（徐增陽等，2017）[17]等方法。鑒于此，國內(nèi)學者關于基本公共服務滿意度的概念、涵蓋范圍、測量方法、影響因素以及分析方法等內(nèi)容進行了系統(tǒng)研究，提出了具有針對性、可操作性的對策建議。在此基礎上，本文認為基本公共服務滿意度既是一種主觀上的心理感受，那么滿意度評價主體（公眾）的自身綜合素質和資源稟賦對滿意度水平具有直接重要的影響，因此本文基于基本公共服務需求角度，從公眾資源稟賦和對基本公共服務的主體認知出發(fā)分析其對基本公共服務滿意度的影響作用。關于影響因素的分析方法由于二元離散選擇模型、Logistic回歸分析、Probit 模型等方法在測算滿意度時需要對問卷數(shù)據(jù)進行擬合，易造成原始數(shù)據(jù)部分失真，而結構方程模型恰好解決了這一問題，因此本文選擇結構方程模型進行基本公共服務滿意度的影響因素分析。在進行影響因素分析前，先對資源稟賦、主體認知對基本公共服務滿意度的影響機制進行理論邏輯梳理。

關于資源稟賦對基本公共服務滿意度的影響機制，我們通過理論與文獻梳理發(fā)現(xiàn)居民資源稟賦可以通過以下三種路徑影響其對基本公共服務的滿意度。首先，資源稟賦通過影響基本公共服務消費量，進而影響基本公共服務滿意度。在供求均衡理論看來，在其他條件不變的情況下，收入增加必然會帶來需求量的增加，而自上而下的基本公共服務供給短期內(nèi)又是固定不變的，故會造成基本公共服務供不應求，降低居民基本公共服務滿意度。朱玉春等（2010）通過實地調查發(fā)現(xiàn)隨著農(nóng)戶收入水平的提升對農(nóng)田水利設施的需求具有顯著影響[18]；張立榮等（2011）實證發(fā)現(xiàn)不同收入群體對公共服務需求具有偏好差異，從而導致滿意度差異[19]。其次，資源稟賦通過影響基本公共服務需求結構，進而影響基本公共服務滿意度。需求層次理論認為每個人都有需求，當較低層的需求獲得滿足后，就會向高處發(fā)展，同時當某層次需求得到滿足后會產(chǎn)生新的需求，在多種需求均未獲滿足時，首先滿足最迫切需求。隨著全面建成小康社會進入攻堅沖刺階段，人民群眾生活水平由溫飽階段向小康階段不斷轉變，同時對基本公共服務提出了更高的要求，在現(xiàn)行的基本公共服務供給結構還沒來得及調整時，會降低居民基本公共服務滿意度。秦穎（2006）認為隨著居民收入水平的提高其基本公共服務需求結構會由低端公共產(chǎn)品向高端公共產(chǎn)品轉移[20]；陳波（2013）實證發(fā)現(xiàn)隨著家庭收入層級的提升其消費結構由溫飽型、小康型、富裕型及最富裕型有序演進[21]。最后，資源稟賦通過影響政府基本公共服務決策，進而影響基本公共服務滿意度。社會經(jīng)濟地位模型認為收入、受教育水平、職業(yè)等社會經(jīng)濟地位因素對居民參與社會公共事務具有影響作用，較高的收入、受教育程度和公務員、事業(yè)單位這類公職職業(yè)更容易參與到社會公共事務的決策過程中來，社會經(jīng)濟地位的不平衡意味著基本公共服務供給結果的不平衡，低收入、低學歷群體從公共產(chǎn)品中獲益比較高收入、高學歷相對較少，從而降低基本公共服務滿意度，如城鄉(xiāng)基本公共服務非均等。趙雪雁和毛笑文（2015）通過對甘肅的調研發(fā)現(xiàn)社會資本對農(nóng)戶生活滿意度有顯著的正向關系[22]；傅利平和賈才毛加（2017）認為個人社會資本是影響居民主觀幸福感的重要因素[23]。

基于此，提出理論假設1：在控制其他外生變量的情形下，資源稟賦對當期基本公共服務滿意度具有抑制作用。因此要提高基本公共服務滿意度，應基于需求為導向，動態(tài)調整基本公共服務供給結構，補齊基本公共服務短板。

關于主體認知對基本公共服務滿意度的影響機制，其作用路徑在于主體認知通過影響居民基本公共服務需求偏好，進而影響基本公共服務滿意度。公共產(chǎn)品理論認為由于“搭便車”問題的存在，個體公共物品需求的真實顯示是不可能存在的，但本文采用的主體認知是指個體對于基本公共服務重要程度的主觀感知和認同，即基本公共服務為個體居民所帶來的效用水平，通過主體認知的重要程度顯示出居民消費基本公共服務的需求偏好，居民對某項基本公共服務的主體認知越好，則其帶來的效應水平越高，故基本公共服務滿意度越高。羅麗英和姚衛(wèi)（2012）認為居民對公共物品的真實需求顯示能夠化解基本公共服務供需錯位進而提升政府基本公共服務供給效率[24]；方菲和胡勛峰（2018）基于調研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)農(nóng)民主體認知的提高能夠顯著提升農(nóng)民新農(nóng)保滿意度[25]。

基于此，提出理論假設2：在控制其他外生變量的情形下，主體認知對當期基本公共服務滿意度具有促增作用。因此應完善居民基本公共服務需求表達機制，增強主體認同以提升基本公共服務獲得感和滿意度。

關于資源稟賦對主體認知的影響機制，從經(jīng)濟基礎決定上層建筑的關系來看，其作用路徑在于資源稟賦通過影響居民生產(chǎn)生活條件，進而影響居民對于基本公共服務的主體認知。需求的收入彈性理論認為隨著居民收入水平的提高，其消費結構會發(fā)生調整，需求收入彈性較小的產(chǎn)品消費需求增長較慢，需求收入彈性較大的產(chǎn)品消費需求增長較快，因此隨著居民資源稟賦的改善特別是收入的增長，其對低端基本公共服務需求減少，增加對高端基本公共服務的需求；同時需求層次理論認為在基本的生理需求得到滿足時人們會要求自身發(fā)展的需求，因此在基本公共服務供給結構中居民對教育、醫(yī)療、環(huán)保等代表美好生活需要的基本公共服務需求將日益增長，同時增強居民對基本公共服務的主體認知。肖立（2012）發(fā)現(xiàn)隨著農(nóng)民收入水平的提升對其消費結構向上演進具有重要影響[26]；孫巍和楊程博（2015）通過實證發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民收入水平的提升促進其消費結構由生存型消費向享受發(fā)展型消費轉變[27]。

基于此，本文提出理論假設3：在控制其他外生變量的情形下，資源稟賦對基本公共服務主體認知具有正向影響。

二、模型構建與數(shù)據(jù)說明

1.模型構建

基本公共服務滿意度是指居民在消費基本公共服務過程中對服務績效的一種感知。梁昌勇等（2015）認為公共服務滿意度是公眾對公共服務質量、效果的綜合主觀評價。居民資源稟賦主要包括其收入狀況、受教育水平狀況、職業(yè)狀況等，其中收入狀況代表其財產(chǎn)資源，受教育水平代表其個人素質，職業(yè)狀況代表其社會資本[28]。張翠娥等（2015）認為個體資源稟賦包括經(jīng)濟資本、文化資本和社會資本三個方面[29]。美國顧客滿意度指數(shù)模型認為滿意度取決于消費者實際感受同預期質量的比較，其中顧客滿意度即為居民基本公共服務滿意度，受顧客預期影響的感知質量和感知價值即為居民基本公共服務的主體感知?；谝陨戏治?，構建基本公共服務滿意度的理論模型，并在此基礎上設定結構方程模型，其結構方程模型的路徑圖如圖1所示。模型包括3個潛在變量，其中基本公共服務滿意度（sati）包括5個觀測變量：基礎教育滿意度（sati1）、醫(yī)療衛(wèi)生滿意度（sati2）、基礎設施滿意度（sati3）、社會保障滿意度（sati4）和環(huán)境保護滿意度（sati5）；主體認知（cog）也包含5個觀測變量：基礎教育認知（cog1）、醫(yī)療衛(wèi)生認知（cog2）、基礎設施認知（cog3）、社會保障認知（cog4）和環(huán)境保護認知（cog5）；資源稟賦（reso）包括3個觀測變量：收入水平（inc）、受教育水平（edu）、職業(yè)狀況（pro）。結構方程模型作為一種驗證性而非探索性的統(tǒng)計方法包括測量模型和結構模型兩個方面。其中測量模型是通過對觀測變量對潛變量進行定義，結構模型是分析潛變量之間的關系。資源稟賦、主體認知與基本公共服務滿意度的測量模型和結構模型如下：

2.觀測變量設計

觀測變量是潛變量的具體問題描述，觀測變量設計是結構方程模型的前提和基礎?；竟卜盏闹黧w認知和滿意度是居民對基本公共服務的主觀感知和評價，其測量方法采用五級分量法評價居民對每一問題的認知程度和滿意程度；對于資源稟賦，收入水平依據(jù)國家貧困標準進行分段劃分，受教育水平基于學歷程度劃分，職業(yè)基于生產(chǎn)部門劃分。具體量表如表1所示。

3.數(shù)據(jù)來源與描述

本文所采用的數(shù)據(jù)來源于2018年1-3月對三峽庫區(qū)萬州區(qū)、云陽縣、開州區(qū)、巫溪縣、忠縣五個區(qū)縣關于基本公共服務滿意度的調研數(shù)據(jù)。此次調研共發(fā)放問卷900份，收回有效問卷829份，有效率為92.11%。為使調研效果的真實可靠性，調研對象選擇年滿18周歲以上的無溝通障礙的城鄉(xiāng)居民，調研方法采用匿名評價方式。對調研樣本的個體特征統(tǒng)計結果表明（如表2所示），受訪者城鄉(xiāng)分布基本均衡，農(nóng)村居民占比（53.44%）略多于城鎮(zhèn)居民（46.56%）；受訪者女性所占比重較大，占樣本總量的60.43%，男性占比39.57%；受訪者年齡階段主要集中在18～40歲的青年為主，占比為50.3%。

關于觀測變量，通過五級分量法表明，調研對象對基礎教育滿意最高，其次是基礎設施、社會保障和環(huán)境保護，醫(yī)療衛(wèi)生滿意度最低；關于對基本公共服務的主體認知，城鄉(xiāng)居民對基礎設施的認知度較高、其次為社會保障、環(huán)境保護和基礎教育，對于醫(yī)療衛(wèi)生的主體認知度最低；關于資源稟賦，城鄉(xiāng)居民平均受教育水平處于初中至高中階段水平，平均人均收入水平處于1.8萬～3萬元左右，職業(yè)分布以務農(nóng)和企業(yè)職工為主。變量統(tǒng)計描述見表 3。

三、實證分析

1.數(shù)據(jù)質量分析

在進行數(shù)據(jù)結構方程模型估算之前，為保證模型構建和問卷數(shù)據(jù)的可靠性和有效性，對問卷數(shù)據(jù)進行檢信度和效度檢驗。

（1）信度分析

信度檢驗是對問卷數(shù)據(jù)的可靠性進行檢驗，通常使用Cronbach's α系數(shù)衡量問卷量表的內(nèi)部一致性來進行信度檢驗，其取值介于0-1之間，Cronbach's α系數(shù)越大信度越高[30]，通常Cronbach's α≥0.7表示信度較高，0.6≤Cronbach's α≤0.7表示信度可以接受建議。本文使用SPSS19.0軟件進行信度檢驗，總體Cronbach's α系數(shù)為0.708，表明問卷數(shù)據(jù)具有較高的可信度。從潛變量信度檢驗來看，基本公共服務滿意度和主體認知的Cronbach's α系數(shù)均在0.8以上，具有較高的信度，資源稟賦的Cronbach's α系數(shù)相對較低為0.632，屬于可接受范圍。整體來看，問卷數(shù)據(jù)和潛變量設計可靠、可信，如表4所示。

（2）效度分析

效度檢驗是對問卷數(shù)據(jù)的有效性進行檢驗，即觀測變量對潛變量的解釋程度，效度越高表明觀測變量的對潛變量解釋能力越強，反之亦然。效度檢驗通常包括內(nèi)容邏輯效度、準則效度和建構效度三種。其中，內(nèi)容邏輯效度主要是測量觀測變量的問卷設計十分合理，主要基于理論模型構建和主觀判斷；準則效度指問卷數(shù)據(jù)與其他準則變量的值相比是否有意義，主要基于專家的定性分析；建構效度指問卷數(shù)據(jù)所體現(xiàn)出的某種結構與觀測變量間的對應關系。

本文選用建構效度對基本公共服務滿意度問卷量表進行效度檢驗，建構效度檢驗采用因子分析法來實現(xiàn)。取樣足夠度的WKMO值為0.858，Bartlett的球形度檢驗近似卡方值為3938.502（df =78， Sig. =0.000），表明問卷數(shù)據(jù)可以做因子分析。特征值大于1的主成分有3個，總方差累計解釋度為60.232%，大于60%表明理論模型所設定的3個潛變量較為合理。在此基礎上， 運用因子負荷值對問卷數(shù)據(jù)的效度進行檢驗，從主成分旋轉矩陣來看，3個主成分所對應的觀測變量與前文理論模型假定完全一致，且各觀測變量對潛變量均大于0.6（如表5所示），表明觀測變量對潛變量具有較好的解釋，故問卷數(shù)據(jù)具有較高的效度。

2.模型評價與估計

（1）模型評價

本文采用AMOS 24.0軟件對理論模型（如圖1所示）和理論假定進行結構方程模型擬合和檢驗。通過對模型整體適配度估計檢驗，通過客觀評價方法來判斷結構模型的優(yōu)劣程度。模型整體適配度包括絕對適配度、增值適配度和簡約適配度三個方面，各適配度擬合指數(shù)與理想標準如表6所示。從表6可知模型各類適配度擬合指數(shù)均在理想標準范圍內(nèi)，說明本文所提出的理論假設模型與問卷調查數(shù)據(jù)較為契合，模型設計合理可用，問卷數(shù)據(jù)能夠對模型作出較好的解釋。

（2）模型估計

在模型整體擬合適配度通過檢驗后，對基本公共服務滿意度、主體認知和資源稟賦等潛變量的路徑系數(shù)進行了估計，估計結果如圖2所示。

在1%的顯著性水平下，除收入水平對資源稟賦的解釋，其余潛變量的載荷因子均在0.5～0.9之間，且無負的誤差項，表明本文理論模型假定符合適配度要求。

由上文可知結構方程模型包括結果模型和測量模型兩方面，其模型估計結果如表7所示。從結構模型來看，路徑系數(shù)均支持了理論模型假定，三個潛變量間的影響路徑系數(shù)均滿足1%的顯著性水平。其中主體認知對基本公共服務滿意度具有顯著正向影響，標準化影響路徑系數(shù)為0.47，驗證了假設1。資源稟賦對基本公共服務滿意度既有直接影響又有間接影響，其直接影響為負，直接標準化影響路徑系數(shù)為-0.59，其通過影響城鄉(xiāng)居民主體認知間接影響基本公共服務滿意度的間接影響為正，間接標準化影響路徑系數(shù)為0.0752（0.16×0.47），其直接影響部分驗證了假設2，關于其間接影響究其原因在于資源稟賦的改善雖然創(chuàng)新了新的基本公共服務需求，新的需求沒有得到有效滿足進而降低其整體基本公共服務滿意度，但也會影響其基本公共服務消費理論和消費結構轉變，進而通過主體認知的加強提升其基本公共服務滿意度，故需要假設3對其進一步驗證。資源稟賦對居民主體認知具有顯著正向影響，其標準化影響路徑系數(shù)為0.16，驗證了假設3。

從測量模型來看，各潛變量的觀測變量估計值在1%的顯著性水平下均顯著，其個體觀察變量信度值（Squared Multiple Correlations）為0.216～0.831，總體看測量模型較為理想。分潛變量來看，基本公共服務滿意度的觀測變量對其解釋性最強，其觀測變量標準化估計值均在0.6以上，評價估計值為0.743；其次為主體認知，其觀測變量標準化估計值集中在0.6～0.7左右，平均估計值為0.668；資源稟賦觀測變量評價標準化估計值最低為0.633，究其原因在于其標準差較大，受教育水平對資源稟賦的標準化估計值達0.91，而收入水平對資源稟賦的標準化估計值僅為0.37，這可能與實際調研中收入水平涉及個人財產(chǎn)隱私，人們對真實收入水平持保守態(tài)度，故其對資源稟賦的解釋強度相對較小。

四、結論及啟示

提升基本公共服務滿意度，是基本公共服務滿足人民群眾需求的本質要求，是建設服務型政府的重要體現(xiàn)。本文基于需求視角從理論上構建了資源稟賦和主體認知對基本公共服務滿意度的影響機制以及資源稟賦對于主體認知的影響機制，并通過三峽庫區(qū)的實地調研數(shù)據(jù)對影響路徑進行了驗證。從基本公共服務要素來看，三峽庫區(qū)城鄉(xiāng)居民對基礎教育和基礎設施滿意度相對較高，對社會保障，環(huán)境保護和醫(yī)療衛(wèi)生的滿意度相對較低；同時對基礎設施和社會保障的主體認知程度較高，其次對基礎教育，環(huán)境保護和醫(yī)療衛(wèi)生的主體認知程度相對較低。從結構方程模型來看，主體認知對基本公共服務滿意度具有直接正向影響；資源稟賦對基本公共服務滿意度既存在直接負向影響，又存在間接正向影響；資源稟賦對主體認知具有直接正向影響?；诖耍疚牡贸鲆韵聨c啟示。

1.構建以需求為導向的基本公共服務供給體系

隨著城鄉(xiāng)居民資源稟賦的改善特別是收入水平的提升，基本公共服務消費結構和需求層次將發(fā)生轉變，如溫飽階段由于整體基本公共服務水平較低，城鄉(xiāng)居民更傾向于基礎設施、低保等滿足基本生產(chǎn)和發(fā)展的基本公共服務需求，但隨著人民生活水平進入小康階段，其對優(yōu)質教育、優(yōu)質醫(yī)療、環(huán)境保護、信息公共服務、金融公共服務等關乎個人長期可持續(xù)發(fā)展的基本公共服務更加偏好。同時城鄉(xiāng)居民資源稟賦的改善對基本公共服務需求數(shù)量、質量提出了更高要求，以道路基礎設施為例，據(jù)實地調研重慶市萬州區(qū)分水鎮(zhèn)被國道318穿鎮(zhèn)而過，地處交通要道也給分水鎮(zhèn)帶來了巨大的經(jīng)濟效益，使得其主要商鋪沿街而布，但隨著我國汽車市場的發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入的提升，近年來大量家庭購置小汽車，每逢過年過節(jié)近3公里的沿街道路被堵得水泄不通，原本的交通優(yōu)勢，由于近30年未提檔升級和合理規(guī)劃布局，成為當?shù)爻青l(xiāng)居民宜居出行的“老大難”問題，嚴重影響當?shù)鼐用窕竟卜斋@得感和滿意度。因此要提升基本公共服務滿意度，應基于城鄉(xiāng)居民需求狀況和經(jīng)濟社會發(fā)展狀況，以需求為導向，動態(tài)調整基本公共服務供給結構，實現(xiàn)基本服務的精準供給，力求補齊基本公共服務民生短板。

2.完善基本公共服務需求表達機制

從主體認知對基本公共服務滿意度具有顯著正向影響來看，完善基本公共服務需求表達機制是構建以需求為導向的基本公共服務供給體系的前提和基礎。近年來基本公共服務供給不平衡不充分的突出表現(xiàn)是人民群眾日益增長的多層次、多樣化的基本公共服務需求得不到回應和滿足，而不需要的公共服務大量提供，形成基本公共服務供給錯配和供求失衡，其主要原因還在于自上而下的政府主導型決策機制沒有充分表達城鄉(xiāng)居民需求意愿。因此，建立自上而下和自下而上相結合的基本公共服務供給決策機制是解決之道。要求各級政府真正樹立公共服務觀念，堅持以人民群眾需求為中心的基本公共服務供給目標，構建公共服務型政府；進一步完善和鞏固人民群眾參與機制，拓寬人民群眾需求表達渠道，既包括制度化渠道也包括非制度化渠道；充分發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)+基本公共服務”優(yōu)勢[31]，通過公共服務多媒體平臺、網(wǎng)上公民論壇、網(wǎng)絡問政，網(wǎng)絡對話等收集民意了解需求。

3.科學制定基本公共服務供給優(yōu)先順序

基本公共服務民生問題是整個三峽庫區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的短板，從三峽庫區(qū)城鄉(xiāng)居民基本公共服務滿意度和主體認知來看，醫(yī)療衛(wèi)生和環(huán)境保護又是三峽庫區(qū)基本公共服務的短板，因此在保障基礎教育、社會保障和基礎設施建設的同時，應更加重視加大對庫區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生條件建設和生態(tài)環(huán)境保護的投入力度。在庫區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生方面，醫(yī)療衛(wèi)生質量的提升是關鍵，其著力點在于醫(yī)療平臺與醫(yī)療衛(wèi)生人才隊伍建設，要按照《國家醫(yī)療衛(wèi)生服務體系規(guī)劃綱要》（2015—2020年）要求，建立區(qū)（縣）、鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）、村三級醫(yī)療衛(wèi)生服務網(wǎng)絡，加大醫(yī)療衛(wèi)生機構的設施設備投入和基層醫(yī)療隊伍建設，確保到2020年基本實現(xiàn)國家規(guī)劃目標。當前要加強與市內(nèi)外醫(yī)科高校、醫(yī)院合作，爭取設立附屬醫(yī)院、分院以及教學實習醫(yī)院（如重慶市涪陵中心醫(yī)院作為重慶醫(yī)科大學和西南醫(yī)科大學的非直管附屬醫(yī)院，2018年6月重慶市與中國科學院大學共建的中國科學院大學重慶醫(yī)院）等合作項目可以有效利用醫(yī)科高校的醫(yī)療衛(wèi)生平臺吸引醫(yī)療衛(wèi)生人才，與此同時加強本地生源的全科醫(yī)生定向培養(yǎng)計劃和醫(yī)療人才的進修培訓等人才提升措施，并采取配套政策促使醫(yī)療人才源于庫區(qū)、扎根庫區(qū)、服務庫區(qū)。在庫區(qū)環(huán)境保護方面，針對生態(tài)環(huán)境治理中長期存在著治理碎片化、無序化、效能低下等問題，迫切需要構建生態(tài)合作型政府推動生態(tài)環(huán)境合作共治。在對現(xiàn)有政策進行梳理和評價基礎上，積極構建區(qū)際政府間生態(tài)管理協(xié)調機制、生態(tài)補償機制、績效考核和監(jiān)督約束機制；建立庫區(qū)環(huán)保負面清單制度，從源頭上嚴格控制新增污染；建立庫區(qū)生態(tài)環(huán)境保護法律制度，運用強制手段有效地推動庫區(qū)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展；在財政、金融、投資、市場化等方面推動政策工具創(chuàng)新，確保生態(tài)環(huán)境保護與治理投入，以產(chǎn)出優(yōu)質高效生態(tài)公共產(chǎn)品與服務滿足人民群眾日益增長的對生態(tài)公共產(chǎn)品需求。

4.構建完善的基本公共服務供給監(jiān)管機制

居民的滿意度和獲得感是基本公共服務供給效果評價的重要指標，因此，應構建基于滿意度和獲得感的基本公共服務供給評價機制，以此為目標構建以需求為導向的基本服務供給監(jiān)管機制。一方面，加強對政府基本公共服務供給監(jiān)管，確保供給效果，同時不能忽視對私人部門、社會組織供給的監(jiān)管，避免市場失靈帶來的各種弊端。另一方面，加強對居民需求的管理，采取必要政策措施引導正向需求，抑制負向需求，倡導健康、綠色、低碳、適度的基本公共服務需求。配合監(jiān)管機制的運行，還要運用財政稅收、投融資等政策措施，激勵基本公共服務的有效供給，防止和避免低效甚至無效供給，實現(xiàn)基本公共服務供給側結構性改革目標任務。

參考文獻：

[1] 官永彬.民主與民生：民主參與影響公共服務滿意度的實證研究[J].中國經(jīng)濟問題，2015（2）：26-37.

[2] 張會萍，閆澤峰，劉濤.城市公共服務滿意度調查研究——以寧夏回族自治區(qū)銀川市為例[J].財政研究，2011（9）：54-57.

[3] 蔣小杰，趙春盛.縣級政府公共服務供給的公眾滿意度測評——基于云南省開遠市較大樣本的實證數(shù)據(jù)研究[J].行政論壇，2013，20（1）：46-51.

[4] 謝星全.我國省際基本公共服務滿意度研究：特征、價值與啟示[J].現(xiàn)代經(jīng)濟探討，2017（2）：66-71.

[5] 馬秀玲，張賓.縣級政府公共服務公民滿意度研究——基于廣東、河南、甘肅三縣問卷調查的比較分析[J].蘭州大學學報（社會科學版），2016，44（1）：149-159.

[6] 唐娟莉，朱玉春，劉春梅.農(nóng)村公共服務滿意度及其影響因素分析——基于陜西省32個鄉(xiāng)鎮(zhèn)67個自然村的調研數(shù)據(jù)[J].當代經(jīng)濟科學，2010，32（1）：110-116+128.

[7] 紀江明，胡偉.中國城市公共服務滿意度的熵權TOPSIS指數(shù)評價——基于2012連氏“中國城市公共服務質量調查”的實證分析[J].上海交通大學學報（哲學社會科學版），2013，21（3）：41-51.

[8] 官永彬，劉陳倩，廖小琴，熊楠.地方政府民生性公共服務滿意度評價研究[J].重慶師范大學學報（哲學社會科學版），2017（1）：91-99.

[9] 馮菲，鐘楊.中國城市公共服務公眾滿意度的影響因素探析——基于10個城市公眾滿意度的調查[J].上海行政學院學報，2016，17（2）：58-75.

[10]鄭建君.政治參與、政治溝通對公共服務滿意度影響機制的性別差異——基于6159份中國公民調查數(shù)據(jù)的實證分析[J].清華大學學報（哲學社會科學版），2017，32（5）：164-171+199.

[11]王偉同，湯雨萌，魏勝廣.基于民生滿意度視角的基本公共服務績效評價——來自中國家庭動態(tài)跟蹤調查數(shù)據(jù)的分析[J].地方財政研究，2016（3）：51-56.

[12]姬生翔，姜流.社會地位、政府角色認知與公共服務滿意度——基于CGSS2013的結構方程分析[J].軟科學，2017，31（1）：1-5.

[13]彭瑾，李娜，鄭爽，劉波.農(nóng)民工流入地基本公共服務滿意度的影響因素分析——基于深圳P新區(qū)的調查[J].西安交通大學學報（社會科學版），2016，36（6）：68-74.

[14]朱玉春，唐娟莉.農(nóng)村公共品投資滿意度影響因素分析——基于西北五省農(nóng)戶的調查[J].公共管理學報，2010，7（3）：31-38+123-124.

[15]張超，吳春梅.合作社公共服務滿意度實證研究——基于290戶中小社員的調查證據(jù)[J].經(jīng)濟學家，2015（3）：15-22.

[16]馮亞平.城市規(guī)模、公共服務滿意度與居民主觀幸福感——以武漢城市圈為例[J].中國人口·資源與環(huán)境，2015，25（S1）：358-362.

[17]徐增陽，崔學昭，姬生翔.基于結構方程的農(nóng)民工公共服務滿意度測評——以武漢市農(nóng)民工調查為例[J].經(jīng)濟社會體制比較，2017（5）：62-74.

[18]朱玉春，唐娟莉，鄭英寧.欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)村公共服務滿意度及其影響因素分析——基于西北五省1478戶農(nóng)戶的調查[J].中國人口科學，2010（2）：82-91+112.

[19]張立榮，李軍超，樊慧玲.基于收入差別的農(nóng)村公共服務需求偏好與滿意度研究[J].中國行政管理，2011（10）：118-122.

[20]秦穎.收入水平與公共品需求結構關系探討[J].經(jīng)濟與管理，2006（12）：5-9.

[21]陳波.不同收入層級城鎮(zhèn)居民消費結構及需求變化趨勢——基于AIDS模型的研究[J].社會科學研究，2013（4）：14-20.

[22]趙雪雁，毛笑文.社會資本對農(nóng)戶生活滿意度的影響——基于甘肅省的調查數(shù)據(jù)[J].干旱區(qū)地理，2015，38（5）：1040-1048.

[23]傅利平，賈才毛加.公共服務滿意度、社會資本與居民主觀幸福感關系研究——基于中國綜合社會調查（CGSS）2013的實證分析[J].天津大學學報（社會科學版），2017，19（4）：321-326.

[24]羅麗英，姚衛(wèi).公共物品的需求顯示機制理論研究[J].經(jīng)濟學動態(tài)，2012（11）：45-48.

[25]方菲，胡勛峰.主體認知、理性自覺與農(nóng)民對新農(nóng)保滿意度關系研究——基于湖北省3個村莊調查數(shù)據(jù)的Logistic回歸分析[J].西北人口，2018，39（3）：100-108.

[26]肖立.我國農(nóng)村居民消費結構與收入關系研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2012（11）：91-99.

[27]孫巍，楊程博.收入分布變遷與消費結構轉變——基于門限模型的非線性計量分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2015，34（2）：307-315.

[28]梁昌勇，代犟，朱龍.基于SEM的公共服務公眾滿意度測評模型研究[J].華東經(jīng)濟管理，2015，29（2）：123-129.

[29]張翠娥，李躍梅，李歡.資本稟賦與農(nóng)民社會治理參與行為——基于5省1599戶農(nóng)戶數(shù)據(jù)的實證分析[J].中國農(nóng)村觀察，2016（1）：27-37+50.

[30]侯英，陳希敏.聲譽、借貸可得性、經(jīng)濟及個體特征與農(nóng)戶借貸行為——基于結構方程模型（SEM）的實證研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2014（9）：61-71.

[31]薄貴利.建設服務型政府的戰(zhàn)略與路徑[J].國家行政學院學報，2014（5）：94-99.

Abstract： This paper based on the perspective of demand， constructed the theoretical influence mechanism of resources endowment and residents' cognition on the satisfaction of basic public service， and the influence mechanism of resources endowment on residents' cognition， and verified the influence mechanism path by the spot survey data of the Three Gorges region. The results show that from the point of basic public service elements， the urban and rural residents satisfaction with basic education and infrastructure is relatively high in the Three Gorges reservoir area， that their satisfaction is relatively lower with the social security， environmental protection and medical and healthcare， meanwhile， the residents' cognition of infrastructure and social security is relatively high and followed by basic education， and that the residents' cognition of environmental protection and medical and healthcare is relatively low. According to the structural equation model， residents' cognition has direct positive influence on the satisfaction with basic public service. The resource endowment has both direct negative influence and indirect positive influence on the satisfaction with basic public service. The resource endowment has direct positive influence on the subject cognition.

Key words： satisfaction of basic public service ；resource endowment； residents' cognition； the Three Gorges region

CLC number：F062.6；F127 Document code： A Article ID： 1674-8131（2018）05-0099-10

（編輯：莫遠明）