财政分权、晋升激励与地级市政府公共医疗卫生支出研究

□许文静

（河南牧业经济学院 河南 郑州 450046）

1 研究背景

习近平指出，没有全民健康就没有全面小康，医疗卫生服务直接关系人民身体健康。世界卫生组织的数据显示，2014年我国公共医疗卫生总支出占GDP的比重仅为5.5%，不但低于世界平均水平9.9%，而且比低收入国家的平均水平5.7%还要低。我国公共医疗卫生投入严重不足，造成该问题的原因是多方面的，但政治集权体制下的财政分权制度不容忽视。

关于财政分权对公共医疗卫生支出的影响，张宏翔等（2014）[1]利用省级面板数据研究发现，财政分权与政府竞争的联合作用对地方政府公共卫生支出产生负向激励。

余显财和朱美聪（2015）[2]利用省级面板数据研究发现，剔除了“市场”方的供给因素，财政分权与医疗供给负相关。

刘正华和吕宗耀（2014）[3]利用省级面板数据研究发现，财政分权是造成目前公共卫生支出不足的重要制度性原因，政府为经济增长而竞争，忽视了对公共卫生的供给。

关于财政分权对公共医疗卫生支出影响的研究文献虽多，但大多集中在对省级政府行为的研究，未发现在地级市政府层面上研究该问题的文献。另外，现有研究文献的一般结论是财政分权伴随着政治集权，晋升激励下的地方政府将财政资金更多地用于发展经济，从而造成了对医疗卫生支出的挤占。事实上，我国已处在由追求简单经济增长向追求科学发展的转变阶段，随着科学发展观的贯彻落实，民生改善也逐渐被重视。因此，为获得职位晋升，地方政府在追求经济增长的同时，很可能还会有医疗卫生支出方面的相互竞争。

2 数据与计量模型

2.1 数据说明、变量选取与描述

数据主要来自2009—2014年的《中国区域经济统计年鉴》，基于数据可比性的考虑，删除了4个直辖市，同时也剔除了个别存在缺失数据的地级市，最终得到了2008—2013年316个地级市的平衡面板数据。

因变量为人均公共医疗卫生支出，由地级市政府公共财政预算支出中的医疗卫生项除以当地总人口计算得出。对于主要自变量财政分权程度，采用“财政自主度”指标，因为与“收入指标”和“支出指标”相比，该指标更能反映财政分权程度的跨地区差异[4]，其计算方法为预算内财政收入除以预算内财政支出。参考现有文献，选取人均地区生产总值、人口密度和基础设施水平作为控制变量。

相关变量的定义以及描述性统计的主要结果如表1所示。其中，人均公共医疗卫生支出和人均GRP都已利用GRP平减指数（2007年为基期）剔除了价格因素的影响[5]。

表1 变量定义与描述性统计

2.2 计量模型

为研究财政分权对地级市政府公共医疗卫生支出的影响，以及地级市政府公共医疗卫生支出的相互影响，构造面板数据的空间自回归模型（SAR）如下。

其中，Yit为地级市i第t年的人均公共医疗卫生支出（i=1，2，…，316；t=2008，2009，…，2013）；W为空间权重矩阵，元素wij表示地级市i和j之间的相邻关系，由于地级市政府官员的考核与选拔由所在的省级政府负责，因此地级市政府之间公共医疗卫生支出的相互竞争即使存在，也是存在于同一省份的不同地级市之间，跨省的地级市之间应该不存在这样的竞争动机，因此这样设定空间权重矩阵——如果地级市i和j属于同一省份，wij的值取1，否则取0，并设矩阵W主对角线上的元素全为零；（WY）it为空间滞后项，代表其他地级市公共医疗卫生支出观察值的一个线性组合；Xit为地级市i第t年主要自变量财政分权程度以及其他控制变量的观察值；ρ和β为模型的待估系数，其中ρ刻画地级市之间公共医疗卫生支出的相互依赖性，β刻画主要自变量财政分权以及其他控制变量对地级市政府公共医疗卫生支出的影响；μit为残差[6]。

为考察同一省份的地级市人均公共医疗卫生支出是否存在空间相关性，结合上文设定的空间权重矩阵W，对2008—2013年地级市人均公共医疗卫生支出进行全局Moran’s I 检验。

结果显示，样本期内Moran’s I指数均为正值，并且在1%的水平上显著，这说明同一省份的地级市人均公共医疗卫生支出确实存在空间相关性。为深入研究它们的相互影响，有必要利用公式（1）所设定的计量模型进一步回归分析。

3 模型估计与结果分析

3.1 模型估计

为了正确选择估计方法，首先做了相关检验，Hausman 检验在1%的统计显著性水平下拒绝“个体效应和解释变量零相关”的原假设，这表明随机效应模型是不可取的。

另外，原假设为“所有个体效应均为零”的F检验的P值小于0.001，强烈拒绝原假设，这表明固定效应模型优于混合回归，因此在接下来的实证分析中应当选择固定效应模型[7]。

在公式（1）所表述的计量模型中，首先不考虑空间滞后项，即不考虑同一省份的地级市之间公共医疗卫生支出的相互影响，对传统面板数据模型在固定效应框架下使用最小二乘法估计，之后加入空间滞后项，即直接对公式（1）所表述的面板数据的空间自回归模型（SAR）在固定效应框架下使用最大似然估计。回归结果如表2所示。

3.2 结果分析

从表2可以看出，不论使用的是传统面板数据模型还是面板数据的空间自回归模型（SAR），财政分权程度的系数估计值都显著为负，这表明财政分权程度越高，地级市政府人均公共医疗卫生支出越少。

我国是政治集权制度，政府官员的职位晋升是以上级政府对其的绩效考核为基础的，而绩效考核的核心指标是其辖区内的经济增长，晋升激励会使地级市政府官员有非常强的动力去发展经济。因此，地级市政府的财政分权程度越高，就越有可能将更多的财政资金用在基础设施建设和招商引资等对GRP贡献大的项目上，对公共医疗卫生支出的挤占也就越多。这和其他学者在省级层面上的研究所得出的结论是相一致的，因此，财政分权伴随着以经济增长为核心的政绩考核制度是我国公共医疗卫生投入不足的关键原因[8-9]。

从表2还可以看出，空间滞后项的系数估计值在1%的水平下显著为正，这表明同一省份的地级市政府之间公共医疗卫生支出确实存在相互竞争。地级市政府官员的考核与选拔由所在的省级政府负责，因此，公共医疗卫生支出的相互竞争仅存在于同一省份的地级市之间，跨省的地级市之间不存在这样的竞争动机。

我国已处在由追求简单经济增长向追求科学发展的转变阶段，随着科学发展观的贯彻落实，民生改善也在逐渐被重视，但从财政分权对公共医疗卫生支出的影响为负可以看出，绩效考核的核心指标依然是经济增长，民生改善仍处于边缘地位，否则这个影响必定为正。面对这样的政绩考核制度，晋升激励下的地级市政府官员将会采取继续大力发展经济，同时在民生改善方面确保不落后于竞争对手的策略，以最大化自己的显绩。

因此，地级市政府之间公共医疗卫生支出的相互竞争仅仅是一种确保本地不落后的相互模仿与攀比。其相互模仿与攀比的机制很可能是这样的：如果竞争对手即本省其他地级市政府的公共医疗卫生支出较低，则本地也会保持在一个较低的水平上，这可以保证本地医疗卫生事业不落后，还可以“节约”出来财政资金用于对提高政绩效果大的经济建设上；如果竞争对手降低了公共医疗卫生支出，本地也会降低，将“节约”出来的财政资金用于发展经济，与将这笔资金继续用于发展医疗卫生事业相比，这样可以更大幅度地提高自己的显绩；如果竞争对手提高了公共医疗卫生支出，则本地也将提高，否则本地的医疗卫生事业就会落后于竞争地区，这将不利于绩效考核与职位晋升。另外，同一省份的不同地级市之间的信息相对畅通也为这种模仿与攀比提供了可能[10-11]。

在控制变量方面，从表2可以看出，不论使用哪种模型，人口密度对人均公共医疗卫生支出的影响均显著为负，这是由于医疗卫生服务具有规模效应，人口密度高的地区，本地政府可以以较低的人均公共医疗卫生支出获得与竞争地区相同的人均医疗卫生服务，这样就可以“节约”出财政资金用于发展经济，以更大幅度地提高自己的显绩；不论使用哪种模型，人均GRP对人均公共医疗卫生支出的影响均显著为正，这是因为较高的人均GRP代表着较高的经济发展水平，同时也会伴随着较高的人均财政收入，从而带来较高的人均公共医疗卫生支出，意味着经济发达地区的居民享受着比欠发达地区居民更优质的医疗卫生服务；基础设施水平对人均公共医疗卫生支出也有着正向影响，尽管当期的基础设施建设会挤占当期的公共医疗卫生支出，但之前投资所形成的基础设施会促进当期的经济发展，进而增加当期的财政收入，人均公共医疗卫生支出也会相应提高[12-13]。

表2 地级市人均公共医疗卫生支出影响因素分析的实证结果

4 结论与建议

为了在地级市层面上探究我国公共医疗卫生投入不足背后的政治经济学逻辑，并探讨地级市政府公共医疗卫生支出决策的相互影响机制，利用2008—2013年我国316个地级市的平衡面板数据，使用传统面板数据模型和面板数据的空间自回归模型，定量研究了财政分权对地级市政府公共医疗卫生支出的影响以及同省的地级市政府之间公共医疗卫生支出的相互影响。

结果表明，财政分权对地级市政府公共医疗卫生支出的影响显著为负，财政分权伴随着以经济增长为核心的政绩考核制度是我国公共医疗卫生投入不足的关键原因；我国已处在由追求简单经济增长向追求科学发展的转变阶段，随着科学发展观的贯彻落实，民生改善也逐渐被重视，晋升激励下，同省的地级市政府在公共医疗卫生支出方面也存在相互竞争，但由于目前绩效考核的核心指标依然是经济增长，民生改善仍处于边缘地位，因此这种竞争仅仅是一种确保本地不落后的相互模仿与攀比。

为改善我国公共医疗卫生投入不足的现状，推进健康中国建设，上级政府要尽快改进干部的考核评价制度，淡化经济增长指标，强化民生改善指标，激励地方政府将更多的财政资金投入到医疗卫生、教育和社会保障等基本公共服务上。