省及省以下財政分權與區域公共衛生服務供給——基于面板分位數回歸的實證研究

劉小勇，李齊云

(1.華南理工大學經濟與貿易學院，廣東 廣州 510006;2.山東大學經濟學院，山東 濟南 250100)

一、引言和文獻回顧

關于中國財政分權的研究大多集中在分析和檢驗財政分權對經濟增長的影響，檢驗財政分權對公共產品和公共服務供給等方面的文獻并不多。贊成財政分權的重要觀點之一就是分權體制下，地方政府將更貼近本地居民，從而提供更匹配的公共產品，因而會提高公共產品供給效率，從而提高經濟增長率。張軍等(2007)認為中國分權體制下對上負責的政治機制可以解釋為什么中國擁有良好的基礎設施［1］。良好的基礎設施對中國高速經濟增長做出了重要貢獻，但是，從長期來看，決定經濟增長的更關鍵因素是人力資本，人們自然要問，中國的財政分權在促進基礎設施快速發展的同時，是否也促進了人力資本的快速積累。因此，從實證的角度，檢驗財政分權對人力資本積累的影響便顯得非常必要。

西方主流財政分權理論認為，在“用手投票”機制和“用腳投票”機制下，財政分權會提高社會福利總水平。“用手投票”機制下，通過居民選舉產生的地方政府具有信息上的優勢和激勵來了解和滿足當地公眾的需求;“用腳投票”機制下，地方政府根據居民偏好提供不同稅收和公共產品組合，居民根據自身偏好選擇不同的轄區居住，從而選擇相應的稅收和公共產品組合。在上述兩種機制作用下，財政分權會促使地方政府更多地考慮本地居民的偏好，不斷采取措施提高公共服務供給效率，改善社會福利總水平。Habi等(2001)發現西方國家的財政分權與地區競爭有利于提高諸如教育、衛生、社會保障等公共產品的支出水平，美國和部分發展中國家的經驗支持了這一結論［2］。但喬寶云等(2006)認為，“用腳投票”機制在中國并不存在，一般而言，居民對公共產品的偏好和需求并不在地方政府的優先考慮范圍內［3］。傅勇和張晏(2006)、李婉(2007)發現中國的財政分權以及基于政績考核下的政府競爭導致地方政府重經濟建設支出，而輕文教科衛社會性支出［4］［5］。孟慶躍等(2003)發現衛生部門財政分權給衛生部門帶來了負面影響，并未促進經濟落后地區衛生服務系統的發展［6］。李齊云等(2010)發現財政分權對區域公共衛生服務供給影響較為復雜［7］。

現有文獻還鮮有實證檢驗財政分權，尤其是省以下財政分權對公共衛生服務供給的影響，省以下政府是中國公共產品供給的主要主體，忽略省以下財政分權對公共產品供給的影響，可能導致結論的偏頗。基于此，本文利用面板分位數回歸檢驗省及省以下財政分權對公共衛生服務供給的影響，考察不同條件分位數下，財政分權對公共衛生服務供給的影響是否存在不同，以期為中央政府和省級政府實施更好的分權體制，提高公共衛生服務供給提供借鑒。

二、公共衛生服務供給影響因素分析

(一)財政分權制度變遷影響公共衛生服務供給

分權反映的是政府間的財政制度安排，不同的分權體制和分權程度對政府行為的影響不一樣，在中國，次級政府主要是對上級政府負責，在這種委托代理模式下，次級政府安排財政支出時更多考慮的是上級政府的偏好，如果上級政府偏好于基礎設施類公共產品，則該類公共產品的供給會增加，如果上級政府偏好公共衛生服務，則這類公共產品供給會增加。

分權體制下，地方政府間公共產品供給中還會存在標尺競爭和溢出效應，如果中央政府更加偏好某類公共產品，那么地方政府之間會競相加大提供該公共產品的力度，在以GDP為中心的考核機制中，地方政府會為經濟增長率展開競爭，將更多的財政資金投入到短期對經濟增長率提高有較大作用的經濟性公共產品供給中，而降低社會性支出的投入比重，但這并不意味著地方政府不會增加這類公共產品的供給，只不過供給的力度相對經濟性公共產品供給而言顯得較小，因為地方政府除了提高經濟增長率之外，還會追求預算最大化目標，這也使得各類公共產品的供給可能會有所提高。文教科衛類公共產品具有較強的外溢性，李真和劉小勇(2012)的研究證明了文教科衛支出對相鄰地區經濟增長具有較強的正外部性，地方政府間為經濟增長率展開競爭的時候，會較少考慮這類公共產品的供給［8］，劉小勇和丁煥峰(2011)的研究證明了這一點，某一地區公共衛生服務供給的增加會使得相鄰地區減少該類公共衛生服務的供給［9］，這也驗證了當存在正的外部性時，公共產品的供給往往是不足的。

分權體制下，橫向部門之間也存在競爭，中國雖然不存在廣泛意義上的“以手投票”機制，但在政府部門內部則是存在“以手投票”機制的，省級政府官員需要各橫向部門的配合，才能確保其在該省獲得成功，這樣官員分配資源時會考慮到各個橫向部門;另外，各橫向部門領導都具有自身的部門利益，為了部門利益，他們展開對財政資源分配的爭取以最大化本部門預算，這種機制的存在，使得分權體制下，政府公共衛生供給水平有所提高。

(二)政府供給能力影響公共衛生服務供給

政府供給能力越強，供給的各類公共產品總量都會有所增加，雖然對各類公共產品供給的程度并不完全一樣。政府支出占GDP的比重反映了政府供給公共產品的能力，政府支出占GDP的比重越高，表明政府掌握的資源越多，用于供給公共產品的資金也越多，因此，公共產品和服務的供給也會增加。

(三)公共產品的需求影響公共衛生服務供給

雖然，在中國公共產品和服務的供給屬于自上而下供給主導型的提供模式，但是，中央和地方政府供給公共產品的時候也會考慮居民的需求，地方政府在迎合中央政府的偏好時，也會考慮到本地居民的需求水平。根據瓦格納法則，隨著人均GDP水平的提高，居民對教育、醫療、衛生等方面的公共產品的需求會增加，因此，本文選用人均GDP來測度居民需求對公共產品供給的影響。

三、區域公共衛生服務供給及差異性演變趨勢

對于公共產品和服務的測度可以從投入、直接產出和消費三個視角測度，考慮到消費視角測度的公共產品和服務數據難以獲得，本文采用投入和直接產出來測度區域公共衛生服務。采用人均衛生事業費作為投入類指標，采用每萬人擁有醫院衛生院床位數和每萬人擁有衛生技術人員作為直接產出指標。

(一)區域間公共衛生服務投入變動及差異性演變分析

圖1反映了1997－2006年各地區人均衛生經費增長情況，從圖中可以看出各地區人均衛生經費年均增長率基本在10%－15%之間，而同一時期，人均GDP年均增長率基本都低于人均衛生經費年均增長率，這表明，雖然地方政府為GDP競爭會將更多的財政支出投向經濟建設領域，但并不意味著不會增加教育、衛生等社會性支出，只不過地方政府對教育、衛生服務投入的重視程度低于經濟建設領域而已。

圖1 1997－2006年各地區人均衛生經費和人均GDP年均增長率

從圖1還可以看出，不同地區之間的人均衛生經費增長率的差異程度要高于人均GDP增長率的差異，從圖2可以看出人均衛生經費的差異程度明顯高于人均GDP的差異程度，超過24%以上，這反映了各地區對衛生健康服務的投入不僅受到經濟發展水平差異的制約，還受到其他因素的影響，其中財政體制是重要的因素之一，分權體制下，在中央以GDP為核心的考核機制下，各省雖然對衛生健康服務的投入也會逐年增加，但是其重視的程度要明顯不如對經濟建設支出的重視程度，為了在政治錦標賽中獲得好名次，地方政府選擇將更多的財力投入到經濟建設領域，一方面的確使得地區間人均GDP的差異控制在相對較低的水平，但另一方面，地區間健康衛生服務的投入差異卻呈現出比人均GDP大得多的差異程度。

從圖1還可以看出，中、西部地區人均衛生經費平均增長率要普遍高于東部地區，而事實上，東部地區在1997年的人均衛生經費支出則普遍要高于中、西部地區，這體現了初始衛生投入較低的地區，在1997－2008年間其衛生投入增加幅度要高于初始衛生投入較高的地區，這意味著這一時期，區域間公共衛生投入可能呈現出收斂趨勢。從表1可以看出，1997－2008年地區間公共衛生投入的確存在收斂，地區間差異逐漸縮小。而人均GDP則表現出不顯著收斂，即差距縮小不明顯，這從圖2也可以看出。

圖2 人均衛生經費支出與人均GDP變異系數變動趨勢

表1 公共衛生服務投入產出收斂估計

(二)區域間公共衛生服務產出變動及差異性演變趨勢

從圖3可以看出，1997－2008年間各地區每萬人擁有衛生技術人員數及醫院床位數增長率呈現出較大的差異，北京、天津、遼寧、上海、福建、海南、青海七省、市兩者年均增長率皆為負數，除了青海省，其他都是東部地區;山西、內蒙古、云南三省、自治區每萬人擁有衛生技術人員數出現了負增長，但每萬人擁有醫院衛生院床位數則呈現正增長。

圖3 1997－2008每萬人擁有衛生技術人員數及醫院衛生院床位數年均增長率

從圖4可以看出，各地區1997－2008年每萬人擁有衛生技術人員數及醫院衛生院床位數總體上呈現出縮小趨勢，其差異程度明顯低于人均GDP和人均衛生經費支出差異程度，從圖4也可以看出，其差距縮小程度明顯高于人均衛生經費支出和人均GDP。從表1可以看出，區域間每萬人擁有衛生技術人員數及醫院衛生院床位數都存在顯著收斂。

圖4 每萬人擁有衛生技術人員數及醫院衛生院床位數區域差異變動趨勢

四、模型和估計結果

(一)計量模型

本文基本計量模型為:ln Yit=αi+β1ln fdeit+β2ln fdleit+xitθ+eit

Y包括:bed，每萬人擁有醫院衛生院床位數;pop，每萬人擁有衛生技術人員數;wsjf，人均衛生經費支出。fde為財政分權度，采用喬寶云(2002)的測度方法［10］;fdle為省以下財政分權度，采用地市縣財政支出占全省財政支出比重測度。x為控制變量，包括:soe測度地區市場化進程，采用非國有工業企業總產值占工業企業總產值比重測度;rjgdp為1997年不變價人均GDP;bgov為預算內政府財政支出占GDP比重;urban為城鎮化率，采用非農業人口占總人口比重測度;e為誤差項。各變量均取對數，故參數表示彈性。

本文樣本包括1997－2008年中國大陸除西藏外其他30個省級面板數據，數據來源歷年中國統計年鑒、中國財政年鑒，城鎮化率數據來自歷年中國人口統計年鑒，市場化進程數據來自歷年中國工業經濟統計年鑒和2004年中國工業經濟普查數據，1997－2004年人均GDP數據來自《中國國內生產總值核算—歷史資料1952－2004》，為1997年不變價實際人均GDP。

(二)普通面板估計結果

表2報告了財政分權對公共衛生服務供給影響的普通面板模型估計結果，省級財政分權提高1%，每萬人擁有衛生院床位數增加1.0084%，每萬人擁有衛生技術人員數增加0.7256%，人均衛生經費支出增加1.1262%。省以下財政分權則表現出了截然相反的特征，地市縣財政支出比重提高1%，每萬人擁有衛生院床位數不顯著下降0.0226%，每萬人擁有衛生技術人員數顯著下降0.1011%，人均衛生經費支出不顯著下降0.1911%。

市場化程度的提高，降低了每萬人擁有衛生院床位數和每萬人擁有衛生技術人員數，但卻顯著提高了公共衛生投入。城鎮化率的提高增加了每萬人擁有衛生院床位數和每萬人擁有衛生技術人員數，卻降低了人均公共衛生投入。人均GDP對公共衛生服務產出的影響不顯著，但是對人均衛生經費支出的影響顯著為正，并且其彈性系數大于1，這和前文對人均衛生經費支出和人均GDP增長率分析中得到的結論一致，隨著居民收入水平的提高，人們對于衛生醫療服務的需求會增加，因而對其投入也會增加。政府預算內支出占GDP比重越高，公共衛生服務產出水平越低，但是公共服務投入水平卻越高，政府集中財力越多，其投入到各個橫向部門的經費自然會相應增加，但是，令人費解的是集中財力越多，產出卻越低，這可能表明衛生經費使用中存在低效率的問題。

表2 財政分權對公共衛生服務供給影響普通面板估計結果

(三)面板分位數回歸估計結果

普通面板估計模型是均值回歸結果，反映的信息有限，為了捕捉更多信息，了解不同條件分位數下，財政分權對公共衛生服務供給的影響是否會發生轉變是很有必要的。從表3可以看出，所有分位數條件下，省級財政分權系數符號和普通面板模型下估計結果一致。每萬人擁有醫院衛生院床位數模型中，省級財政分權度提高1%，每萬人擁有醫院衛生院床位數增加幅度在0.9037%－1.2836%之間，處于越高分位數水平下的省份，省級財政分權度的提高對每萬人擁有醫院衛生院床位數的影響越高。省級財政分權度提高1%，對每萬人擁有衛生技術人員數的增加幅度在0.8109－0.9567%之間，所有回歸系數都高于均值回歸系數，與每萬人擁有衛生院床位數回歸方程不同的是，并不是處于越高分位數水平下的省份，省級財政分權度對每萬人擁有衛生技術人員數的影響越高，在十分之一到四分之三分位數中，處于越高分位數水平時，省級財政分權的影響逐漸提高，但在十分之九分位數時又出現下降的趨勢。財政分權度提高1%，對人均衛生經費支出的影響幅度在1.0803%－1.3880%之間，其中，十分之一位數條件分位數下影響效應最大，四分之三分位數條件下影響效應最低。

除十分之一分位數以外，省以下財政分權顯著降低了每萬人擁有醫院衛生院床位數，地市縣財政支出比重每提高1%，每萬人擁有醫院衛生院床位數降低0.1054%－0.2129%，不同分位數條件下相差一倍之多。地市縣財政支出比重每提高1%，每萬人擁有衛生技術人員會降低0.2243%－0.2923%，不同分位數條件下影響效應相差也較大。地市縣財政支出比重的提高，在所有分位數條件下，都未對人均衛生經費投入產生顯著影響。

表3 財政分權對公共衛生服務供給影響固定效應面板分位數估計結果

(四)省級財政分權與省以下財政分權效應相反的一個解釋

前面的分析表明省級財政分權總體上對公共衛生服務的產出和投入都具有正向效應，而省以下財政分權則具有負向效應，為什么不同層次政府的分權產生的效應竟會出現完全相反，是一個值得研究的課題，本部分試圖從晉升激勵和行政發包制的角度給出一個合理的解釋。

周黎安(2008)認為中央政府營造了以GDP為核心的晉升激勵機制，中國的政府治理存在典型的行政發包特征，形成層層發包，層層加碼的治理機制［11］。這表明，省級政府可以將中央政府的壓力轉移給其下屬的各級行政層級政府。省級官員為了晉升到更高層次的職位，會為經濟增長率展開競爭，因此，其會將更多的資源投入到對經濟增長有利的領域，如加大基礎設施建設力度，引導金融資源投向支持的企業，提供土地優惠政策等，但相對而言，省級政府官員還會考慮到其軟實力對招商引資的吸引力，因此會將不斷增加的財政收入投入一部分到教育、醫療衛生等領域，并且省級財政往往擁有相對較多的財政資金，因為其主導了省以下財政體制的變遷，相對充裕的資金使得省級政府將財政資金主要投入到經濟性支出中的同時，也有余力可以兼顧教育、醫療、衛生等公共服務的供給，但是這種供給體制會使得公共衛生資源主要集中在省會城市。地市縣政府尤其是縣級政府則不同，省級官員將經濟增長的任務分解到各市級政府，市級政府又會將增長的任務分解到各縣級政府，縣級政府雖然也可以分解到鄉鎮政府，但是鄉鎮政府的人口主要是農業人口為主，農業基礎本身就薄弱，經濟發展能力往往較弱，大部分鄉鎮政府僅能維持自身運轉，在保工資的壓力下，無暇顧及其他公共服務的供給。中國的縣域經濟實力總體上相對較弱，財政資金有限，基本屬于吃飯財政，為了完成上級下達的政府，往往會預留部分財政資金用于推動經濟增長，甚至只能依靠預算外財政資金來推動經濟增長，而將有限的預算內財政資金主要用于發工資，因此，地市縣財政支出比重的提高，雖然也會提高人均衛生投入，但這主要是提高了人均衛生事業費，即衛生部門基本的運轉經費，卻無力提供更多的資金用于改善醫療衛生服務設施，如醫院衛生院床位數和醫療衛生技術人員數。

遵循以上的邏輯分析，我們就不難理解，為什么地市縣財政支出比重的提高，即省以下財政越分權，每萬人擁有醫院衛生院床位數和每萬人擁有衛生技術人員數反而更低，以GDP為核心的晉升激勵和屬地管理的行政發包機制雖然推動了中國經濟的高速增長，但也帶來了諸多的社會問題，中央政府今后如何調整考核機制，充分發揮財政分權的積極作用，而降低分權的負效應，將是中央政府面臨的新課題。

五、結 論

本文采用普通面板固定效應模型和分位數面板固定效應模型實證檢驗了財政分權對公共衛生服務供給的影響，得到以下結論:(1)省級財政分權提高了區域公共衛生服務供給水平，省以下財政分權降低了區域公共衛生服務產出，分權體制下，預算最大化目標引領下的橫向部門競爭促進了區域公共衛生服務供給水平。(2)不同條件分位數下，財政分權對區域公共衛生服務供給的影響效應不同，并且影響程度相差較大。(3)市場化進程對公共衛生服務產出具有顯著負效應，對公共衛生服務投入具有不顯著正效應。市場化改革，尤其是醫療衛生領域的市場化改革，導致了公共衛生服務產出供給的下降，這也是近年來醫療衛生改革領域重新思考市場化改革，推行新的醫療衛生改革方案的重要原因。

雖然我們的研究表明給予省以下政府更多的支出分權會不利于地方政府供給公共衛生服務，但并不能據此認為分稅制重新調整過程中應該減少地方財政自主性，地方政府具有關于選民對地方公共產品和服務需求的信息優勢，給予地方政府更多的財政自主性有助于公共產品和服務的更有效的供給。在給予地方政府更多財政自主性的同時，中央政府也應考慮相應上收部分支出責任，避免將過多的支出責任甩給地方政府，導致地方政府在財力有限的情況下，在GDP考核機制激勵下，重經濟性支出輕社會性支出。

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［3］喬寶云，范劍勇，馮興元．中國財政分權與小學義務教育［J］．中國社會科學，2005，(6):37－46．

［4］傅勇，張晏．中國式分權與財政支出結構偏向:為增長而競爭的代價［J］．管理世界，2007，(3):4－12．

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［6］孟慶躍等．財政分權和公共衛生服務:山東省四縣區結核病控制籌資分析［J］．衛生經濟研究，2003，(10):19－21．

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［8］李真，劉小勇．外溢性、公共產品與經濟增長——基于空間面板模型的實證檢驗和效應分解［J］．統計信息與論壇，2012，(10):57－63．

［9］劉小勇，丁煥峰．區域公共服務收斂性研究——基于動態空間面板模型的實證分析［J］．經濟評論，2011，(4):70－78．

［10］喬寶云．增長與均等的取舍——中國財政分權政策研究［M］．北京:人民出版社，2002．

［11］周黎安．轉型中的地方政府——官員激勵與治理［M］．上海:格致出版社，上海人民出版社，2008．