晉升激勵、專業搭配與公共衛生服務滿意度

潘春陽 吳柏鈞 吳一平

一、引言

提供高質量的公共衛生服務不但是現代政府的重要職責，也是國家治理能力的重要體現。不同于醫療服務，公共衛生服務通過預防來降低人口患病概率，從而達到改善社會整體健康水平的目標。(1)關于“公共衛生”的概念和具體內容詳見本文第二部分“制度背景與理論假說”。國際經驗表明，有效的傳染病防控對于提高人口預期壽命、降低貧困和促進經濟增長具有積極意義(Gallup and Sachs，2001；WHO，2001；Acemoglu and Johnson，2007；Bleakley，2010)。在計劃經濟時代，中國在公共衛生領域取得了偉大成就，不但控制了鼠疫、天花、霍亂等烈性傳染病和一些地方病，而且還改善了城鄉衛生狀況。人口預期壽命從建國初期的35歲大幅提高至1981年的67.8歲。這些成就遠遠超過了當時中國經濟發展階段可以預期的水平，被譽為一次成功的“衛生革命”(世界銀行，1994)。

遺憾的是，進入新世紀以來，重大公共衛生事件偶有發生。無論是SARS(嚴重急性呼吸綜合征)、禽流感等突發性傳染病，還是三聚氰胺奶粉、問題疫苗等食品藥品安全問題，都嚴重威脅著人民群眾的生命安全和身體健康。可以說，公共衛生服務已經成為一些地區和城市不平衡不充分發展的突出短板和民生痛點。從國際比較來看，2018年，中國健康支出占GDP的比例和人均健康支出分別為5.35%和501美元，皆低于世界平均水平的9.85%和1111美元，因此，完善公共衛生體系、實現“健康中國”依然任重道遠。(2)相關數據源于世界銀行“世界發展指標”數據庫(https://data.worldbank.org/)。

根據2013年中國綜合社會調查(China General Social Survey, CGSS)，如果我們用被調查者的公共衛生服務滿意度(按城市平均)來衡量所在城市的公共衛生服務質量，那么可以發現，在被調查的81個城市中，公共衛生服務滿意度的差距十分明顯(頻率分布見圖1)，(3)相關數據和變量的介紹詳見本文第三部分“研究設計”。變量“城市平均公共衛生服務滿意度”均值和標準差分別為66.17和4.86分，正態性檢驗卡方值為0.23，相應p值為0.8921，因此不能拒絕符合正態分布的原假設。其中，最低值為太原市的54.89分，而最高值為成都市的78.38分，兩者差距4.8個標準誤。顯然，城市間公共衛生服務質量的差距需要一個理論解釋。

圖1 城市公共衛生服務滿意度的頻率分布及正態擬合數據來源：根據CGSS(2013)計算繪制。

在上述背景下，一個亟待回答的重要問題是，究竟是哪些因素影響了城市公共衛生服務的質量？現有研究主要從醫療衛生體制、公共財政體制等角度揭示制約城市公共衛生發展的因素(王紹光，2005；高春亮等，2009；顧昕，2010)。但想要真正揭示上述問題的制度根源，我們依然要回到中國的政治經濟體制中尋找答案。關于“中國式分權”的經典文獻表明，(4)“中國式分權”主要涉及兩方面制度安排：(1)經濟分權，即地方官員掌握公共資源的配置權力，并對地方經濟發展負責；(2)垂直的政治管理體制，即地方官員是自上而下逐級任命的。這一制度安排決定了地方官員的行為激勵。相關研究可以參考Qian and Weingast(1997)、Blanchard and Shleifer(2001)、周黎安(2004，2007)以及Xu(2011)。在以經濟增長為核心考核指標的官員晉升機制下，地方官員有激勵將公共資源投入到能夠在短期內促進經濟增長的領域，諸如基礎設施建設，而對于公共衛生、基礎教育、社會保障等領域，則顯得投資不足，導致了“重經濟建設，輕民生服務”的扭曲行為格局(傅勇、張晏，2007；傅勇，2010；陳思霞、盧盛峰，2014)。

盡管上述邏輯能夠較好地解釋中國經濟的高速增長和民生領域的投入不足，但上述邏輯的前提假設已經發生了潛在變化。隨著中國經濟發展進入新常態，經濟發展的環境、條件、任務、要求都發生了新的變化，特別是黨的十八大以來，干部考核評價機制不斷完善，民生、環保等要素都被視為干部考核的重要依據(朱建軍、張蕊，2016；鄧曉蘭等，2019)。(5)朱建軍、張蕊(2016)發現民生支出對省委書記晉升有顯著影響，鄧曉蘭等(2019)認為政績觀轉型促使地方政府重視民生支出，從而降低了地方債務規模。同時，隨著地方民主選舉與監督機制的不斷完善，地方民意支持度也成為上級政府對地方政府考核的重要參考因素(汪立鑫等，2010)。可以說，簡單以GDP論英雄的時代一去不復返了。在新的激勵結構下，地方政府官員是否依然一味追求經濟增長、忽視民生服務，顯然值得我們認真思考。

我們認為，一方面，在當前的國家治理體系下，各地方領導不但在推動經濟發展中發揮積極作用，而且也在提供公共衛生服務等民生領域扮演重要角色。在官員考核標準多元化的趨勢下，具有較強晉升激勵的官員可能更有意愿改善當地的公共衛生服務。

另一方面，在“黨委領導、政府主導”的現行體制下，市委書記和市長的定位和職責存在差異，但兩者的工作和目標往往存在一定的交叉和重疊。因此，城市黨政“一把手”之間的有效協作對于各項工作的順利開展顯得尤為重要。由于不同技能的勞動者之間往往存在潛在的互補效應(Iranzo et al.，2008；Parrotta et al.，2014；Marino et al.，2016)，因此，地方官員之間差異化的專業背景可能有助于發揮這一“技能互補效應”，從而對城市公共衛生服務質量產生積極影響。

循著上述思路，本文將CGSS(2013)微觀調查數據與81個地級以上城市官員(市委書記和市長)的相關信息進行匹配，將上任時年齡小于55歲的官員定義為“強晉升激勵”官員，而將上任時年齡大于等于55歲的官員定義為“弱晉升激勵”官員。研究發現：第一，給定官員和被訪者的個人特征，具有“強晉升激勵”的市委書記和市長都有助于改善城市公共衛生服務滿意度。第二，在經濟較發達、政府財力較雄厚和東部地區城市，官員晉升激勵的積極效應更為明顯。第三，在本研究樣本中，市委書記和市長差異性的專業搭配，特別是“經管—理工”專業搭配模式，是提高城市公共衛生服務滿意度的積極因素。同時，在考慮了測量偏誤、地區異質性、遺漏變量、樣本代表性問題，并經過安慰劑檢驗后，本文的主要結論依然保持穩健。

本文的研究具有顯著的理論意義。第一，本研究豐富了中國式分權下官員晉升激勵及其效應的相關研究。現有研究強調，擁有較高晉升激勵的地方官員更加重視經濟增長和基礎設施建設，從而相對忽視了民生服務的提供(傅勇、張晏，2007；傅勇，2010；周黎安，2018)。本研究則表明，在官員考核標準變革的背景下，擁有晉升激勵的官員也開始重視民生服務(如公共衛生)的質量。

第二，本研究有助于深入理解城市管理層技能搭配的社會經濟效應。現有研究集中于分析企業管理層多元化對企業經營業績和創新能力的影響(張建君、張閆龍，2016；趙子夜等，2018；王性玉、邢韻，2020)，針對城市管理層的研究還十分少見。陳思霞等(2017)探索了市委書記—市長技能搭配的經濟發展效應，但其沒有探索對公共服務的影響。Lu et al.(2019)、黃帥(2020)分別研究了官員專業背景在調整財政支出結構、應對新冠疫情沖擊中的作用，但都沒有涉及官員間的技能搭配。本文則致力于揭示城市管理層技能搭配對當地公共衛生服務質量的影響，為“技能互補效應”提供經驗證據。

第三，本研究也是對公共服務滿意度研究的有益補充。現有文獻從人口統計學特征(如年齡、教育、收入、職業等)、患病類型、診療方式、報銷比例、衛生機構狀況等角度探索了醫療衛生服務滿意度的影響因素(王延中、江翠萍，2010；賈勝男，2019；馬東平等，2019)，也有學者從財政分權、財政透明度的角度對醫療衛生等公共服務的滿意度展開探索(高琳，2012；王永莉等，2016)，但都沒有將地方官員晉升激勵及技能搭配考慮在內，本文則試圖填補這一空白。

總之，本研究不但有助于我們更深入地理解城市公共衛生服務質量的決定因素，而且也啟發我們從改善官員治理的角度來提高公共衛生服務質量，以及應對突發性公共衛生事件的能力，從而有效推進中國經濟健康可持續發展。

本文剩余部分安排如下：第二部分介紹了制度背景并提出理論假說，第三部分設計了計量模型和相關變量，第四部分詳細分析了估計結果并進行穩健性檢驗，最后總結全文。

二、制度背景與理論假說

(一)地方官員提供公共衛生服務的職責與激勵

“公共衛生”是指組織社會共同努力，改善環境衛生條件，預防控制傳染病和其他疾病流行，培養良好衛生習慣和文明生活方式，提供醫療衛生服務，達到預防疾病，促進人民身體健康的目的(吳儀，2003)。根據國家衛計委2017年2月發布的《國家基本公共衛生服務規范(第三版)》，基本公共衛生服務包括12項內容，包括居民健康檔案管理、健康教育、預防接種、0～6歲兒童健康管理、孕產婦健康管理、老年人健康管理、慢性病患者健康管理、嚴重精神障礙患者管理、肺結核患者健康管理、中醫藥健康管理、傳染病及突發公共衛生事件報告和處理，以及衛生計生監督協管。

在中國當前的治理體系下，提供公共衛生等民生服務是地方黨委和政府的重要職責。根據《中國共產黨地方委員會工作條例》(后文簡稱《條例》)，地方黨委具有“討論和決定本地區經濟社會發展戰略、重大改革事項、重大民生保障等經濟社會發展重大問題”的職責。而根據《中華人民共和國地方各級人民代表大會和地方各級人民政府組織法》(后文簡稱《組織法》)，地方政府具有行使“管理本行政區域內的經濟、教育、科學、文化、衛生、體育事業、環境和資源保護、城鄉建設事業和財政、民政、公安、民族事務、司法行政、監察、計劃生育等行政工作”的職權。同時，《中華人民共和國傳染病防治法》第五條規定，各級人民政府領導傳染病防治工作。縣級以上人民政府制定傳染病防治規劃并組織實施，建立健全傳染病防治的疾病預防控制、醫療救治和監督管理體系。

更重要的是，民生保障日益成為干部考核評價的重要依據。2009年中共中央組織部發布的《地方黨政領導班子和領導干部綜合考核評價辦法》不但將基礎教育、醫療衛生等工作作為考核依據，而且也將“民生改善”納入民意調查之中。2013年，中共中央組織部印發的《關于改進地方黨政領導班子和領導干部政績考核工作的通知》強調，“不能僅僅把地區生產總值及增長率作為政績評價的主要指標”，要將“民生改善、社會和諧進步、生態文明建設、黨的建設等作為考核評價的重要內容”。一些學術研究也發現，地方官員的“政績觀”已有所轉型，民生改善在官員激勵結構中日益占據重要位置(朱建軍、張蕊，2016；鄧曉蘭等，2019)。基于上述分析，我們提出以下理論假說：

假說1：具有較強晉升激勵的官員更有助于改善當地的公共衛生服務質量。

(二)地方官員專業搭配與技能互補效應

在當前的治理體系下，地方黨政官員的定位存在差異。黨委側重于“總攬全局”和“全面領導”。《條例》明確規定“黨的地方委員會在本地區發揮總攬全局、協調各方的領導核心作用，……對本地區經濟建設、政治建設、文化建設、社會建設、生態文明建設實行全面領導。”而政府側重于“執行決定”和“依法行政”。《組織法》規定，縣級以上地方政府“執行本級人民代表大會及其常務委員會的決議，以及上級國家行政機關的決定和命令，規定行政措施，發布決定和命令”。“執行國民經濟和社會發展計劃、預算，管理本行政區域內的經濟、教育、科學、文化、衛生……等行政工作。”

盡管黨政“一把手”的定位和職責存在差異，但在具體實踐中，兩者的工作緊密相關且目標相對一致，這便要求兩者能夠緊密配合、有效協作。現有研究表明，在一個組織內部，不同技能的勞動者往往能夠產生“技能互補效應”，從而提高勞動生產率(Iranzo et al.，2008；Parrotta et al.，2014；Marino et al.，2016)。因此，具有不同專業背景的黨政領導可能更有助于拓寬工作思路、提高工作效率。陳思霞等(2017)的研究表明，市委書記和市長之間差異化的專業搭配(如“文理搭配”)有助于促進城市發展(用夜間燈光數據衡量)。2019年頒布的《2019—2023年全國黨政領導班子建設規劃綱要》指出，“注意選配具有專業能力、專業精神的干部，使領導班子形成搭配合理、優勢互補的專業結構”。基于上述分析，我們提出以下理論假說：

假說2：具有不同專業背景的黨政領導搭配有助于改善當地的公共衛生服務質量。

需要說明的是，上述分析依然不能完全排除官員晉升激勵和專業搭配降低公共衛生服務質量的可能。例如，官員追求增長的思維慣性導致民生服務提供的滯后，官員不同專業背景也可能引起認知沖突。因此從本質上看，官員晉升激勵和專業搭配的積極效應是否存在依然是一個實證研究的問題。

三、研究設計

(一)模型設定

為了探索官員晉升激勵和專業搭配對城市公共衛生服務滿意度的影響，我們設定如下計量經濟模型：

Satic=α+βPromc+γMajorc+Lc+Mic+uic

其中，i代表被調查者，c代表被調查者所在城市，包括77個地級市和4直轄市。被解釋變量Sat代表被調查者對所在城市的公共衛生服務滿意度。Prom和Major為本文的核心解釋變量，前者代表市委書記或市長的晉升激勵，后者代表市委書記和市長的專業搭配，L和M是控制變量，分別包含了領導和被訪者的個人特征，u為誤差項。

(二)變量構造

1.被解釋變量：公共衛生服務滿意度

根據CGSS(2013)，下述問題調查了被訪者的公共衛生服務滿意度：“綜合考慮各個方面，您對于醫療衛生公共服務的總體滿意度如何？如果0分代表完全不滿意，100分代表完全滿意，您給打多少分？”由于該問卷將醫療衛生服務限定為以下10項，包括(1)城鄉居民健康檔案服務、(2)健康教育服務、(3)預防接種、(4)傳染病防治、(5)兒童、孕產婦、老年人保健、(6)慢性病管理、(7)重性精神疾病管理、(8)衛生監督協管(食品、飲水、公共場所等)、(9)基本藥物制度、(10)藥品安全管理。可以發現，前8項都屬于國家基本公共衛生服務項目，而后2項也都涉及基本醫療衛生需求，因此我們將上述問題的調查結果理解為居民公共衛生服務滿意度，其從主觀的角度反映了所在城市的公共衛生服務質量。

值得指出的是，盡管滿意度指標存在一定的主觀認知偏誤，但相比現有文獻僅從醫療衛生機構數、人員數、病床數等指標來刻畫醫療衛生服務的質量(楊光，2015；程迪爾、劉國恩，2019)，本文的主觀滿意度指標更為綜合全面，至少是對相關研究的一個有益補充。圖2展示了該變量的頻率分布，其取值范圍為0到100的整數，且有較強的波動性(均值和標準差分別為65.84和15.45)，因此我們將其視為一個連續變量，并在后文實證中，采用普通最小二乘法(OLS)對模型系數進行估計。

圖2 公共衛生服務滿意度頻率分布及正態擬合數據來源：根據CGSS(2013)計算繪制。

2. 核心解釋變量之一：官員晉升激勵

給定其他因素，官員的年齡是影響其職位晉升的硬約束。由于市委書記和市長任滿一屆為五年，如果其上任時年齡小于55歲，那么在任期結束后，實現晉升的希望較大。吳敏、周黎安(2018)、Yu et al.(2016)都認為，地級市官員面臨“退居二線”的臨界年齡一般在54到55歲。根據上述研究，本文將上任現職時年齡小于55歲的市委書記和市長定義為“強晉升激勵”官員(賦值為1)，而將上任現職時年齡大于等于55歲的官員定義為“弱晉升激勵”官員(賦值為0)。

3. 核心解釋變量之二：官員專業搭配

本文將官員獲得最高學歷所攻讀的專業視為其專業背景。同時，我們將專業背景分為四個大類：經濟管理類(經管)、政治法律類(政法)、文史教育類(文史)，和理工農醫類(理工)。(6)限于篇幅，具體分類方案留存備索。圖3展示了樣本中市委書記和市長攻讀專業的頻率分布，可以發現：經濟管理類專業占比最高，分別有52.50%的市委書記和64.94%的市長具有經濟管理類專業背景。理工農醫類專業位居第二位，分別有27.50%的市委書記和20.78%的市長具有理工農醫類專業背景。擁有政治法律類和文史教育類專業背景的官員則相對較少。

圖3 官員專業頻率分布(單位：%)數據來源：作者整理。

考慮到擁有經濟管理類專業背景的官員占大多數，我們設計如下4類“官員專業搭配”的類型：“經管—經管”、“經管—政法”、“經管—文史”、“經管—理工”。在具體衡量上，以“經管—理工”為例，凡市委書記或市長之一為“經濟管理類”專業，另一位為“理工農醫類”專業，則賦值為1，否則為0，其他3類專業搭配的衡量以此類推。在樣本中，上述4類專業搭配占樣本的84.2%。

4. 控制變量之一：官員特征

現有研究表明，官員性別、年齡、學歷與所在城市的公共支出與公共產品提供存在關聯(宋冉、陳廣漢，2016；江依妮、易雯，2017；郭平、林曉飛，2018；易雯，2018；吳敏、周黎安，2018)，因此為了盡可能地獨立出官員“晉升激勵”和“專業搭配”這兩類變量對公共衛生服務滿意度的影響，我們將以下官員特征納入模型的控制變量之中：第一，官員性別。男性賦值為1，女性為0。第二，官員年齡，即官員在2012年(CGSS(2013)調查的前一年)的實際年齡，其在一定程度上衡量了官員的工作經驗。第三，官員學歷，碩士或博士研究生學歷賦值為1，其他為0，其代表了官員的人力資本水平。

5. 控制變量之二：被調查者特征

借鑒滿意度決定因素的實證研究，本文還引入一系列被調查者的個人特征以緩解遺漏變量帶來的偏誤，包括：(1)性別(“男性”=1，“女性”=0)；(2)年齡，及年齡平方項(除以1000)；(3)個人年收入(利用winsor方法對上下1%極值處理后取對數)；(4)受教育年數，用完成相應學歷所需最少的年數來衡量(即“文盲/未接受教育”=0，“小學”=6，“初中”=9，“高中、中專或技校”=12，“大專”=15，“本科”=16，“研究生”=19)；(5)自評健康水平(“很不健康”=1，“比較不健康”=2，“一般”=3，“比較健康”=4，“很健康”=5)；(6)居住地(“城鎮居民”=1，“農村居民”=0)；(7)婚姻狀況(“已婚”=1，“離異、喪偶、單身等其他狀況”=0)；(8)工作狀況(“全職工作”=1，“兼職工作、失業等其他狀況”=0)。

在下文的“穩健性分析”中，我們還引入了城市人均GDP(萬元)、人均財政收入(元)、人均病床數(張/萬人)三個變量(均取對數)。上述變量的基本統計量如表1所示。

表1 基本統計量

(三)數據來源

本文主要有三個數據來源：第一，2013年中國綜合社會調查(CGSS)，該數據來自中國人民大學中國調查與數據中心主持的《中國綜合社會調查(CGSS)》項目。CGSS(2013)覆蓋了中國28個省、自治區和直轄市，涉及83個地級以上城市，具有良好的全國代表性。據此我們獲得了被調查者的人口統計學特征、公共衛生服務滿意度(該調查的C部分“公共服務”)等重要信息。第二，城市官員信息。我們根據互聯網上公開的地級以上城市的官員信息，手工收集并整理了市委書記和市長的性別、年齡、學歷、專業、上任時間等關鍵變量。第三，《中國城市統計年鑒》，我們從中獲得了城市人均生產總值、財政收入等宏觀經濟變量。

考慮到CGSS(2013)是在2013年開展調查的，因此我們用2012年的城市官員信息和宏觀經濟變量與之相匹配，形成了一個“被調查者—官員—城市變量”的嵌套結構的截面數據，為實證研究的展開奠定數據基礎。

四、估計結果分析

(一)官員晉升激勵與公共衛生服務滿意度

表2匯總了不同變量設定下官員晉升激勵影響公共衛生服務滿意度的回歸結果。我們可以發現：在那些配備較強晉升激勵官員的城市，居民對公共衛生服務滿意度也顯著較高。由于官員晉升激勵相對于居民主觀態度具有一定的外生性，而且模型已經控制了官員年齡這一與晉升激勵和公共服務提供都相關的變量，因此在很大程度上，我們可以將上述相關關系視為因果效應。這也就意味著，官員晉升激勵有助于改善居民公共衛生服務滿意度。具體而言，在其他條件不變的情況下，如果一個城市配備一位晉升激勵較強的市委書記，那么該城市的公共衛生服務滿意度將相應提高1.97分(模型2)，而如果配備一位晉升激勵較強的市長，那么該城市的公共衛生服務滿意度將提高1.21分(模型4)。這說明在官員考核標準多元化的趨勢下，具有較強晉升激勵的官員更有可能改善城市的公共衛生服務，這驗證了“假說1”。

表2 官員晉升激勵與公共衛生服務滿意度

控制變量系數的估計結果也具有啟發意義。從官員特征來看，官員的年齡和研究生學歷都顯著為正，這說明官員的工作經驗和人力資本都是改善城市公共衛生服務的有利因素。同時，女性市長(占樣本的5%)所在城市的公共衛生服務滿意度相對更高。從被調查者特征來看，受教育程度、自評健康程度和居住地是影響公共衛生服務滿意度的顯著因素。受教育程度較高的居民往往對公共衛生服務質量有更高的要求，因此對現有的公共衛生服務評價較低。自評健康程度較低的居民往往有較高的慢性病、老年病預防保健需求，甚至長期護理需求，因此對公共衛生服務的質量更為敏感，其滿意度也相對較低。城鎮居民的滿意度顯著低于農村居民，這可能源于中國城鄉二元的公共衛生體制(高春亮等，2009；顧昕，2010)。在這一體制下，城鎮居民和農村居民對公共衛生服務的評價標準存在顯著差異，這導致城鄉居民主觀滿意度的差異。同時，性別、年齡、收入、婚姻和工作狀況都不是影響公共衛生服務滿意度的重要因素。

表3將市委書記和市長的晉升激勵強度以及個人特征同時納入模型，我們可以發現，市委書記晉升激勵對公共衛生服務滿意度的提升效應要高于市長晉升激勵的相應效應。具體而言，給定其他變量，配備強晉升激勵的市委書記能夠使公共衛生服務滿意度提升約2.49分，而配備強晉升激勵的市長只能使滿意度提升約1.46分(模型5)。這可能反映了城市黨政“一把手”工作側重點的差異，黨委書記總攬全局，領導和協調各項工作，對公共衛生事業規劃及重大項目決策的影響力更大。而市長可能更側重于經濟發展，將更多的資源和精力投入到城市經濟建設之中，因而其晉升激勵對于改善公共衛生服務的作用相對于書記較小一些。

表3 市委書記和市長晉升激勵效應比較

(二)官員專業搭配與公共衛生服務滿意度

在官員晉升激勵模型的基礎上，我們進一步加入了官員專業搭配的相關變量。表4匯總了相應估計結果，我們可以發現：官員晉升激勵以及官員特征變量的方向和顯著性與表2基本保持一致，因此模型具有較好的穩健性。(7)被調查者特征變量系數的方向和顯著性與表2也基本保持一致。限于篇幅沒有匯報，相關結果留存備索。更重要的是，官員專業搭配變量系數顯著(除“經管—文史”之外)。由于官員專業搭配相對于居民公共服務主觀評價有明顯的外生性，因此可以認為官員專業搭配對公共衛生服務滿意度存在因果效應。

表4 官員專業搭配與公共衛生服務滿意度

具體而言，第一，黨政“一把手”“經管—理工”專業搭配的正向效應最為明顯，符合這類專業搭配的黨政領導組合能夠顯著提高公共衛生服務滿意度2.47和2.06分(模型6和11)。第二，“經管—經管”專業搭配存在負向效應，符合這類專業搭配的黨政領導組合將降低了公共衛生服務滿意度1.06和1.33分(模型7和12)。第三，“經管—政法”專業搭配也存在負面影響，這一專業搭配將降低公共衛生服務滿意度2.17和1.45分(模型8和13)。第四，“經管—文史”專業搭配則對公共衛生服務滿意度沒有顯著影響(模型9和14)。

我們進一步將4類專業搭配同時納入模型，結論基本保持不變，即“經管—理工”專業搭配的正向效應依然顯著，“經管—經管”和“經管—政法”專業搭配的效應依然為負，但前者不再顯著(模型10和15)。(8)我們還進一步將城市黨政領導的晉升激勵及特征同時納入模型，發現4類專業搭配系數的方向和顯著性依然基本保持不變，相關結果留存備索。因此，我們部分地驗證了“假說2”，即相同的專業搭配(“經管—經管”)的確不利于城市公共衛生服務的改善，但差異性的專業搭配也不必然帶來積極效果，只有黨政領導“經管—理工”的專業搭配才最有利于城市公共衛生服務的改善。這一結果與陳思霞等(2017)關于官員“技能互補”促進城市經濟發展的觀點是基本一致的。基于此，后文在納入“經管—理工”專業搭配的基礎上，進一步討論官員晉升激勵的異質性影響。(9)即使我們將其他三類專業搭配類型納入異質性分析，基本結論也不會改變，相關結果留存備索。

(三)官員晉升激勵在不同城市的異質效應

我們進一步將城市宏觀經濟變量與官員晉升激勵的交互項納入模型，以探索官員晉升激勵在不同類型城市的不同效應。表5匯總了相關估計結果，我們可以發現：

表5 官員晉升激勵效應的異質性

第一，城市人均生產總值(取對數)與官員晉升激勵交互項的系數顯著為正，(10)事實上，對城市人均生產總值和人均財政收入取對數與否并不影響估計結果，相關結果留存備索。這說明在經濟較為發達的城市，官員晉升激勵改善公共衛生服務滿意度的效應更大(模型16和19)。在經濟較為發

達的城市，黨政領導若想要進一步促進城市經濟增長，則需要投入更大規模的公共資源，面臨著更高的難度和機會成本，而在此背景下，投入公共資源改善民生服務則顯得相對容易，因而官員便更有動力去改善諸如公共衛生服務等民生“短板”。

第二，城市人均財政收入(取對數)與官員晉升激勵交互項的系數顯著為正，這說明在政府財力較為雄厚的城市，官員晉升激勵改善公共衛生服務滿意度的效應更大(模型17和20)。擁有較多財政收入的城市意味著其黨政領導能夠掌握和動用更大規模的公共資源，從而有利于改善諸如公共衛生服務等民生領域。甚至可以說，政府財力的多寡直接制約了官員改善民生領域的意愿和能力。從模型20可以發現，盡管交互項顯著為正，但市長晉升激勵系數顯著為負，這意味著在一些財力較弱城市，那些具有較高晉升激勵的市長依然沒有能夠改善公共衛生服務的質量。

第三，東部地區城市與官員晉升激勵交互項的系數顯著為正，(11)在樣本中，東部地區的城市包括：北京市、天津市、唐山市、邯鄲市、滄州市、上海市、南京市、徐州市、常州市、連云港市、揚州市、杭州市、寧波市、湖州市、福州市、三明市、漳州市、煙臺市、濟寧市、泰安市、日照市、臨沂市、廣州市。這說明在東部地區的城市，官員晉升激勵改善公共衛生服務滿意度的效應更大。東部城市經濟相對發達并擁有較為雄厚的財政實力，因此具有較強晉升激勵的官員有意愿和能力來改善公共衛生服務(模型18和21)。同時，變量“強晉升激勵”本身不顯著，這意味著，官員晉升激勵的公共衛生服務改善效應在東北和中西部城市并不明顯。

(四)穩健性分析

針對可能存在的內生性問題，我們進行了一系列穩健性分析，相關結果匯總于表6。

表6 穩健性分析

第一，測量偏誤。被解釋變量“公共衛生服務滿意度”可能反映的是被調查者對自身生活的總體滿意度，而不是針對公共衛生服務進行的評價。換言之，具有積極情緒的被調查者總是傾向于對其生活的各方面作出積極評價。因此，我們將被調查者的總體生活滿意度納入控制變量，(12)在CGSS(2013)中，關于總體生活滿意度的調查問題為：“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”并要求被調查者選擇下列五項之一：“非常不幸福”、“比較不幸福”、“說不上幸福不幸福”、“比較幸福”、“非常幸福”，我們依次賦值為1到5。從而將被調查者對公共衛生服務的主觀評價獨立出來，可以發現，核心解釋變量官員“晉升激勵”和“專業搭配”前的系數依然顯著為正(模型22和26)。

第二，地區異質性。考慮到中國各地區存在文化傳統、地理氣候等異質性，這可能會同時影響官員行為和居民對公共服務的主觀評價，因此我們將地區虛擬變量納入控制變量，(13)地區虛擬變量涉及東部、東北、中部、西部四大地區，其中，東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；東北地區包括黑龍江、遼寧、吉林；中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。可以發現，核心解釋變量的方向和顯著性與之前保持一致(模型23和27)。

第三，遺漏變量。考慮到城市經濟發展水平、政府財力和醫療衛生條件也會影響當地公共服務質量，因此我們進一步將城市人均GDP、人均財政收入、人均病床數(皆取對數)納入模型，可以發現，核心解釋變量的方向和顯著性依然保持穩定(模型24和28)。

第四，樣本代表性。考慮到直轄市市委書記和市長的行政級別和考核評價標準可能與地級市存在差異，因此我們將四個直轄市對應的樣本剔除后并重新進行估計，可以發現，市委書記“晉升激勵”和官員“專業搭配”的系數顯著為正，但市長“晉升激勵”的系數不再顯著(模型25和29)，我們認為這與地級市“一把手”分工、市長主抓經濟建設有關。

總之，在考慮了上述內生性來源之后，本文的主要結論依然保持穩健。

(五)安慰劑檢驗(Placebo Tests)

盡管本文的模型控制了一系列官員特征和被調查者特征，但不可避免的是，模型依然存在遺漏重要變量帶來的估計偏誤。為了檢驗其他不可觀測的遺漏變量可能帶來的影響，我們根據Chetty et al.(2009)、La Ferrara et al.(2012)以及Cai et al.(2016)等學者的思路進行以下安慰劑檢驗：首先，隨機生成官員“晉升激勵”和“專業搭配”變量，并維持這些“虛假”變量的概率分布與真實變量相一致。例如，在本文的樣本中，81個城市中有63位市委書記(占77.78%)滿足“強晉升激勵”的標準，那么在構造相應的市委書記“虛假晉升激勵”變量時，我們首先隨機抽取63個城市，將其視為配備“強晉升激勵”市委書記的城市。接著，我們用上述“虛假”的變量對公共衛生服務滿意度進行多次回歸，如果得到的估計系數系統性地偏離零值，那么就意味著模型的確遺漏了重要變量。反之，則說明遺漏變量并沒有對模型估計造成嚴重影響。

基于模型6和11，圖4展示了重復1000次的市委書記和市長虛假“晉升激勵”估計系數的概率密度，圖5則展示了重復1000次的官員虛假“經管—理工”專業搭配估計系數的概率密度，并用正態分布和Epanechnikov核函數對概率密度函數進行擬合。可以發現，虛假變量估計系數都均勻地分布在零值左右，即其對公共衛生服務滿意度不存在顯著影響。同時，相應真實變量系數的估計值(用豎線表示)則落在虛假變量估計系數分布的小概率區間內。總之，潛在的遺漏變量對于本文模型的估計結果威脅不大。

(a) (b)圖4 安慰劑檢驗1：虛假的“晉升激勵”對公共衛生服務滿意度的影響注：圖4(a)和圖4(b)分別基于模型6和模型11重復1000次回歸得到。

(a) (b)圖5 安慰劑檢驗2：虛假的“經濟—管理”專業搭配對公共衛生服務滿意度的影響注：圖5(a)和圖5(b)分別基于模型6和模型11重復1000次回歸得到。

五、總結性評價

提高公共衛生服務質量是實施健康中國戰略的必然舉措，也是提升國家治理能力的內在要求。本文從官員“晉升激勵”和“專業搭配”兩個角度，探索了城市公共衛生服務滿意度的決定因素。基于CGSS(2013)與81個地級以上城市官員信息的匹配數據，我們至少發現了三個重要且相互關聯的結論：第一，具有“強晉升激勵”的市委書記和市長都有助于改善城市公共衛生服務滿意度。第二，在經濟較發達、政府財力較雄厚和東部地區城市，官員晉升激勵的積極效應更為明顯。第三，在本文的樣本中，市委書記和市長“經管—理工”的專業搭配模式是提高城市公共衛生服務滿意度的積極因素。

上述結論啟發我們從改善官員治理的角度來提升城市公共衛生服務質量，在堅持“德才兼備、以德為先”的選人用人原則基礎上，首先，應進一步推進干部考核評價機制改革，不再簡單以GDP增長率論英雄，而應更加重視經濟發展的質量和可持續性，將人民健康、民生改善作為重要考核內容納入政績考核體系，提高城市黨政官員提供公共衛生服務、改善民生福祉的積極性。其次，應創新黨政干部專業搭配模式，不但聚天下英才而用之，而且根據城市發展的問題和短板，精心選配具有專業能力和創新精神的干部，形成一個優勢互補的領導班子，充分發揮“技能互補效應”，切實提高公共服務的供給質量，以及應對突發性公共衛生事件的能力。最后，對于經濟欠發達、政府財力相對薄弱的內地城市，中央政府應加強財力性轉移支付以平衡地區間的財力差距，從而促進地區間公共服務供給均等化。

盡管本文采用了大量微觀調查數據進行了一系列實證研究，但依然存在不少缺陷和有待改進之處。第一，本文樣本僅僅涉及81個地級以上城市，不足全國總數量的三分之一，因而樣本代表性略顯不足。第二，本文從實證的角度探索了官員專業搭配對公共衛生服務的影響，但尚未揭示其理論機制和影響渠道。第三，本文的內生性問題也未完全排除，如果存在基于當地公共衛生服務滿意度而配置相應專業背景官員的可能，那么模型便存在互為因果的估計偏誤。總之，這些都是我們未來研究的方向。