為健康而競爭:公共衛生服務供給效率提升的新機制
——來自新醫改后中國省級政府的經驗證據

孔凡懿 王鴻蘊

1.清華大學醫院管理研究院 廣東深圳 518055 2.北京中醫藥大學管理學院 北京 100029

1 引言

《“健康中國2030”規劃綱要》強調優化公共衛生服務是增強人民健康福祉的重要關切。[1]但就現階段而言,“看病難、看病貴”問題尚未完全解決,公共衛生服務需求增大[2]、區域及城鄉衛生發展失衡[3]等問題較為突出,公共衛生服務供給呈現效率偏低的特征。鑒于公共衛生服務的準公共產品屬性,其供給主體應是政府。黨的二十大報告也指出:“政府要完善人民健康促進政策。”[4]因此,改善公共衛生服務供給效率的著力點應立足于政府,而正確認識地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的影響機制則是其關鍵部分。

1994年分稅制改革后,地方政府開展“為增長而競爭”,弱化醫療衛生這類“投資大、見效慢”的民生性服務。2009年,國家啟動新一輪醫藥衛生體制改革,提出人人享有基本醫療衛生服務的目標。在此背景下,因地制宜提高公共衛生服務供給水平成為地方政府亟待關注的問題。那么,這是否會激勵地方政府開展適度的“為健康而競爭”,促進公共衛生服務供給效率的提升?這需要進一步實證檢驗。

因此,本文的研究問題是:新醫改后,地方政府競爭與公共衛生服務供給效率間的影響關系到底如何?為此,本文基于2009—2020年中國31個省級政府的面板數據,依托DEA-Malmquist模型測算公共衛生服務供給效率,采用工具變量Tobit模型實證探討新醫改后地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的影響,以期為地方政府開展適度的“為健康而競爭”,改善公共衛生服務效率提供參考。

2 文獻綜述

2.1 促進機理

首先,“仁慈政府”假設認為地方政府在本地區公共服務產品供給上具備天然優勢[5-6],更了解轄區內居民的服務需求偏好,服務供給效率高。其次,地方政府競爭推動要素的區域流動與配置,為公共衛生服務創造更多資金支持的可能性。第一,這可能來源于稅收的測算方式。稅收收入是稅率與計稅依據的乘積,稅收優惠吸引的投資累加會客觀擴大計稅依據規模[7],這可能為提高公共衛生服務供給效率奠定經濟基礎。第二,這來源于對納稅人的關注,即為保證本轄區納稅人的穩定,地方政府會通過制度優化等手段推動服務模式創新,滿足納稅人公共衛生服務的需求偏好和消費預期。[8]再次,適度的地方政府競爭會通過優化財政支出的規模、結構與利用方式提高支出效率,從而保障公共衛生服務供給的規模可以滿足轄區內居民的需求總量,公共衛生服務供給的整體結構保持合理比例關系。[9]最后,已有研究證實地方政府競爭正在將視角從“為經濟增長而競爭”的硬指標轉向“為公共服務競爭”的軟指標。[10]同時,伴隨突發公共衛生危機與居民對健康的需求程度與日俱增,公共衛生績效成為政府績效考核體系的重要部分[11],公共衛生服務供給效率成為公眾監督的重要領域,為此地方政府會注重公共衛生服務效率水平。

基于此,本文提出以下假設H1:地方政府競爭會促進公共衛生服務供給效率的提升。

2.2 抑制機理

首先,第二代財政分權理論引入政府競爭的概念,將激勵相容與機制設計作為核心。[12]其認為政府官員會通過投機取巧的手段追求自身利益最大化,進行尋租行為、外資引進競爭與稅收競爭[13],甚至產生負向的層層加碼[14]與政治腐敗行為[15],這容易導致公共衛生服務供給結構扭曲,效率低下。其次,中國形成經濟分權與垂直的政治管理體制緊密結合的模態,中央政府掌握政治分配權和控制權,地方官員的政治升遷與區域經濟績效掛鉤。[16]因此地方官員將競爭目標聚焦于經濟高速增長,而忽視公共衛生這種不具備直接經濟轉換率的民生型公共產品。[17]再次,聚焦財政資金視角,地方政府的稅收競爭多采取稅收優惠、補貼的方式,這導致地方政府的稅收收入呈下降趨勢,地方公共衛生投入相對減少[18],抑制公共衛生服務供給效率。最后,基于公共產品的非競爭性特征,公共衛生服務產品具有明顯的空間外溢效應,其他地方政府可以免費共享服務成果,產生“一榮俱榮”的效果[19],但為防止擔責與履職,轄區地方政府對此類產品供給積極性較低,從而對供給效率產生負面影響。

基于此,本文提出以下假設H2:地方政府競爭會導致公共衛生服務供給效率的折損。

綜上所述,雖然關于公共服務供給效率與地方政府競爭的單獨研究成果豐富,但具有較大局限性。其一,忽視健康生產與生活范式下公共衛生服務供給效率的重要性與特殊性,弱化統合關聯視角,單獨聚焦于公共衛生服務供給效率的研究較少。其二,學界目前在政府競爭與公共服務間的理論邏輯與傳導機制上存在正反兩種爭論,尚未形成統一的影響關系認知。因此,本文聚焦這一研究薄弱地帶,考察地方政府競爭與公共衛生服務供給效率的作用關系及傳導機制,為改善公共衛生服務供給提供新視角。

3 資料與方法

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取2009—2020年除港澳臺外的31個省(市、自治區)作為研究對象,共獲得有效樣本372個。本研究數據來源包括:(1)《中國統計年鑒》(2009—2020),其收錄了全國各省市社會經濟發展方面的數據。(2)《中國財政年鑒》(2009—2020),其收錄了全國各省市政府財政收支方面的數據。(3)《中國衛生健康統計年鑒》(不同年份名稱有所差異),其詳細記錄了地方政府衛生健康事業發展情況。針對數據的缺失值,本文采用線性插值法進行補足。

3.2 變量選取

3.2.1 被解釋變量

本文的被解釋變量是公共衛生服務供給效率(HSDE),其測量指標是Malmquist指數中的全要素生產率。為便于檢驗,本文將2009年的Malmquist指數設為1,進而轉換為以2009年為基期的相對變化率,從而測算出跨時序各省份的數據。(1)因篇幅原因無法呈現,如需要請聯系作者索取。

3.2.2 解釋變量

本文的解釋變量是地方政府競爭(LGC),借鑒繆小林[20]等人的研究,以經濟趕超壓力作為衡量地方政府競爭強度的代理變量,具體的測算方法為:

(1)

3.2.3 控制變量

參考既有研究,為保證結果穩健性,本文選取一系列控制變量,具體包括:衡量區域經濟發展水平的城鎮化率、人均地區生產總值;衡量財政維度的人均地方財政支出、財政自主性;代表區域特征的人口密度、對外開放程度、城鄉差距程度;代表人口學特征的老齡化程度、受教育程度。主要變量定義及其測算方式詳見表1。

表1 主要變量定義及其測算方式

3.3 計量模型設定

為規避內生性問題和數據選擇偏誤問題,本文選取工具變量Tobit模型(IV Tobit)進行回歸分析。具體而言,工具變量選擇的是“地方政府競爭滯后兩期”,其能夠很好地滿足“相關性”和“外生性”要求。同時,本文不僅控制衡量經濟發展、財政、區域特征、人口學特征的相關變量,而且在估計模型中加入了省份固定效應和年份固定效應,以進一步排除可能遺漏的省份和時間特定因素。綜上,本文建立的估計模型如(2)式所示。

LGCit=α0+θp+θy+δ1LGCi(t-2)+∑φ1Controlsit+ωit

(2)

4 結果

4.1 基本回歸結果分析

表2匯報了基本回歸結果及工具變量回歸結果。列(1)為未處理內生性問題時的回歸結果,可得出在未處理內生性問題前,地方政府競爭與公共衛生服務供給效率呈正向顯著關系。列(2)和(3)報告了雙向固定效應工具變量回歸的第一階段和第二階段估計結果。列(2)結果表明,地方政府滯后兩期的經濟趕超水平會顯著影響當期的地方政府競爭程度,即本文工具變量滿足相關性要求。列(3)結果顯示,地方政府競爭對公共衛生服務供給效率存在顯著正向影響,這驗證H1成立,說明新醫改后適度的地方政府競爭會促進公共衛生服務供給效率的提升。此外,值得注意的是,在控制變量層面,財政自主性的增強會促進公共衛生服務供給效率水平的提升,而人口集聚與老齡化水平的提升則會起到阻礙作用。

表2 基本回歸結果統計

4.2 穩健性檢驗

為驗證實證結果穩健性,本文參考相關研究進行模型替換檢驗[21]、縮尾檢驗[22]、刪除部分控制變量檢驗[23]、去除直轄市檢驗[24]、分組回歸檢驗[25],具體如表3所示。回歸結果均表明核心解釋變量的系數未發生方向改變,且仍為顯著關系,回歸穩健性良好。值得注意的是,分組回歸結果表明:東中部與西部的分組回歸結果雖然與全國省際回歸結果具有一致性,但二者的顯著程度存在差異,西部地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的正向促進效應高于東中部。

表3 穩健性檢驗

4.3 機理分析

本部分集中探討地方政府競爭行為影響公共衛生服務供給效率的脈絡機理。主要包含兩個方面:其一是分析“政府財政支配實力”與“產業結構轉型升級”兩種中介機制;其二是研究“政策環境”的調節效應。具體如圖1所示。

4.3.1 潛在中介路徑

本文借鑒溫忠麟等[26]的研究,采用中介效應模

型驗證潛在機制路徑,并參考錢雪松等[27]的檢驗流程,借用Sobel檢驗[28]進行驗證。具體而言,本文分別選擇“地方政府人均財政收入(PFR)”與“第三產業增加值占GDP的比率(IS)”作為兩種路徑的中介變量。表4匯報了中介效應檢驗的結果,據此可知:列(1)和列(2)檢驗“政府財政支配實力”這一間接效應。結果表明,“地方政府競爭”與“地方政府人均財政收入”顯著正相關,且其ω3及γ均顯著,說明地方政府競爭會通過財政收入的累加而提升公共衛生服務供給效率。列(3)和列(4)檢驗“產業結構轉型升級”這一傳導路徑。本文發現政府競爭會推動以第三產業增加為標志的產業結構升級,進而促進公共衛生服務供給效率提高。

表4 中介效應分析

4.3.2 外部調節效應

地方政府的橫向競爭受制于中央政府的約束,因此本文關注新醫改后的政策調適,探討政策環境的變化是否會作用于地方政府競爭與公共衛生服務供給效率的關系。

借鑒方杰等[29]的研究,本文首先對數據進行中心化處理,然后采用調節效應模型驗證外部環境影響。具體而言,2019年7月15日國務院印發《國務院關于實施健康中國行動的意見》《健康中國行動組織實施和考核方案》《健康中國行動(2019—2030年)》三份文件,本文將此視為新醫改后的政策環境改善,即以2019年為節點劃分虛擬變量區間。但是考慮到政策效果的滯后性與落地時間間隔,本文的“政策出臺”變量是將2019年及以前賦值為0,2020年賦值為1。

將“中心化的地方政府競爭”與“政策出臺”的交互項納入模型,調節效應檢驗結果如表5所示,列(3)匯報了交互項、調節變量與被解釋變量間的關系,據此可知:政策因素不僅在地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的影響中存在調節作用,而且強化二者間的促進效應,即隨著政策環境的不斷改善,政府競爭對公共衛生服務供給效率的提升效果越強。

表5 調節效應分析

4.4 拓展性分析

上述基本回歸的直接效應與機理分析的間接效應均已證實地方政府競爭對提升公共衛生服務供給效率的正效應。但這是否會因受到其他變量的影響而呈現階段差異、時有時無、負向轉化等情況尚不可知。為進一步深化結論,本文借鑒Hansen的門檻回歸模型[30],以及在此基礎上Wang提出的非動態面板門檻模型[31],探究不同門檻變量影響后的異質性。

首先,采用Bootstrap法重復抽樣300次,依次對選取的四個變量進行單門檻、雙門檻和三門檻檢驗,結果如表6所示。本文發現“人均地方財政收入”和“財政自主性”均在5%的水平下顯著通過單門檻檢驗,未通過雙重門檻檢驗,故二者分別以0.000121與0.102為單門檻被劃分為高低兩個區間;“城鎮化率”和“人口密度”均在5%、10%的水平下依次顯著通過單門檻與雙門檻檢驗,未通過三門檻檢驗,故二者分別以0.796和0.862、6.987和7.143為雙門檻被劃分為低中高三個區間。同時,門檻值是似然比統計量LR趨向于0時對應的被解釋變量值,故繪制對應門檻估計值在95%置信區間下的LR圖,具體如圖2所示,門檻變量從左至右、從上至下依次為“人均地方政府財政收入”“財政自主性”“城鎮化率”和“人口密度”。

表6 門檻效應檢驗

其次,根據門檻檢驗結果判斷的門檻數量與階段區間,采用單門檻模型分析“人均地方政府財政收入”和“財政自主性”的影響,采用雙門檻模型分析“城鎮化率”和“人口密度”的影響。具體回歸結果如表7所示。列(1)匯報“人均地方政府財政收入(PFR)”的門檻效果。當PFR≤0.000 121時,地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的影響系數為0.015,且在1%的顯著性水平上通過檢驗。當PFR>0.000 121時,地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的影響系數為0.101,且仍在1%的顯著性水平上通過檢驗。說明無論人均財政收入處于何種階段區間,地方政府競爭始終會提高公共衛生服務供給效率,而且這種促進效應會伴隨地方財政收入的累積而逐漸增強。列(2)匯報“財政自主性(FISCAL)”的門檻效果。本文發現,財政自主性的兩階段區間內地方政府競爭始終會提高公共衛生服務供給效率,但是這種促進效應呈現非對稱性,在最優區間上限后,政府競爭的服務效率促進效應趨向減弱。列(3)匯報“城鎮化率(PUP)”的門檻效果。結果表明,伴隨城鎮化水平的提高,地方政府競爭對公共衛生服務供給效率的提升作用成倍增加。列(4)匯報“人口密度(LNPOP)”的門檻效果。結果顯示,人口密度存在一個“無效區間”,此區間內政府的競爭行為喪失對公共衛生服務供給效率的提升效果。

表7 門檻回歸結果

5 討論和建議

5.1 討論

首先,適度的政府間競爭行為能夠提升公共衛生服務供給效率,其邏輯鏈路分別為:一是地方政府的“標尺競爭”客觀提高了區域財政汲取能力,形成擴大稅基與增加財政收入的衍生效應。同時,政府競爭行為會促進土地征占,擴大出讓規模[32],增強財政收入[33]。而公共衛生服務供給能力的提升需要充足的資金支撐[34],因此財政收入增加既證明地方政府的衛生資金支出可能性與基礎儲備額較高,又說明其衛生領域掌控力更強,財政自給度高。結合已有學者的觀點,這會顯著改善公共衛生服務供給效率。[35]二是地方政府為獲取競爭優勢,不僅會根據資源稟賦因地制宜地制定產業發展戰略,培育區域特色產業,而且會采取費用減免、政策優待、服務供給的方式以吸引產業投資流入,形成產業集聚效應和規模效應,從而促進產業結構升級。而以第三產業發展為標志的產業結構轉型升級在為社會創造大量物質財富的同時,也增加了政府來自服務業的增值稅收入,為政府履行公共服務職能提供保障,改善公共衛生服務供給效率。[36]同時,第三產業的發展也培育大量包含非營利組織、私人部門等在內的第三部門,其可以通過市場機制提供部分公共衛生服務[37],改善公共衛生服務供給效率。

其次,關于外在調節效應,其存在的可能原因主要是:一系列健康中國政策文件出臺,在宏觀層面明晰公共衛生服務體系的建設方向與時間節點,由此形成政策示范效能,地方政府響應國家號召開展公共衛生服務競爭,出臺區域政策,推動公共衛生機構改革。同時,地方政府的相關政策也激勵社會力量參與、智慧技術嵌入于公共衛生服務供給過程。[38]

再次,關于拓展性分析部分,一是地方政府為完成中央政府委托的公共衛生服務職能,并持續獲得財政、資源與政策支持,會優化公共衛生服務供給效率。然而當地方財政自主性突破最優范圍,地方財政行為受到中央政府的掣肘減弱,這為地方政府進行純粹自我判斷的競爭行為提供機會,使其可能將原有部分公共衛生注意力和財政資金轉移至具備直接經濟效益的市場產品上。二是城鎮化效率與區域經濟發展階段和水平具備時空耦合性[39],經濟越發達越會面臨復雜的公共衛生服務需求,這會刺激區域政府采取競爭的方式以彌補公共衛生服務低質低效的問題。三是適度的政府競爭會形成強大的人口虹吸優勢,吸引人口集聚。因此除無效區間外的兩段區間,地方政府競爭仍會促進公共衛生服務供給效率的提升。但是,當“人口密度”跨越單門檻但未跨越雙門檻時,地方政府競爭積累的人力資本提效作用可能會被高密度人口集聚下的需求壓力劇增而中和或壓制,這也驗證了上文得出的人口集聚本身會對效率產生抑制作用這一結論。

此外,需要注意的是,控制變量的結果也具有一定指引性:一是在人口高密度聚集處,不僅存在復雜多樣的公共衛生服務需求,而且易累積不確定性的負效應,使地方政府更多關注基礎設施建設投入,忽視公共衛生服務。二是較高的老齡化程度會顯著抑制公共衛生服務供給效率的提升。這可能是因為人口老年期的延長使得慢性病與老年病日益普遍,公共衛生服務需求增加,導致服務壓力攀升,公共衛生資源配置供需扭曲結構加劇,政府醫療負擔顯著增加,服務供給效率受損。

5.2 政策建議

一方面,地方政府應改變傳統壓力型框架下的晉升錦標賽模式,明晰“保障人民健康”在民生性公共服務中的重要地位,進行適度的“為健康而競爭”,保證公共衛生服務的財政資金支持。具體而言,一是地方政府應學習先進財政預算收支管理理念,提高財政汲取能力,并因地制宜制定特色且適配的財政收支政策,建立健全地方稅體系,規避地方財政收入質量低下的問題。二是省級地方政府應發揮服務業的創收優勢,積極推動產業結構轉型升級,并利用區域資源優勢發展高新技術型產業與現代化醫藥產業。在此過程中,重塑政社企的公共衛生服務合作供給關系,完善市場機制與營商環境,將部分公共衛生服務職能委托給第三部門與醫藥企業,彌補純粹政府部門供給而產生的效率低下問題。同時,地方政府應防止無節制的“人口虹吸”,進行妥善的流動人口公共衛生服務供給,防止點狀人口大量集聚;并著重關注老年人群體,推出老年友好化的公共衛生服務,例如安寧養護、老年慢性整合治療體系、老年家庭照護師等。

另一方面,中央政府應不斷營造健康友好化的政策環境,持續通過政策發力深化新型公共衛生體制改革,由此激勵省級政府結合實際情況出臺區域公共衛生條例和政策,縮減區域內部同級地級市、城鄉間的公共服務供給效率差距,并通過建立針對性的轉移支付機制,通過專項撥款的方式為欠發達區域的省級政府提供公共衛生服務資金,并采取構建欠發達地區的基本醫療保障網、調整醫療報銷的額度與范圍等具體措施以引導衛生資源合理向經濟欠發達地區傾斜。此外,中央政府需要完善地方政府官員的績效考核機制,增添并細化關于公共衛生投入績效與公共衛生服務供給效率考核的指標,并采取多樣化的考核方式進行綜合評定。同時,建立一套自上而下的縱向監督機制,設立專門的醫療衛生服務監察組,開創專屬政務網站反饋渠道,激勵人民群眾參與醫療衛生服務供給的監督環節。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。