省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響

□文/王委鑫 吳 琛 林蔚然

（浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 浙江·杭州）

［提要］ 在日益增長的醫(yī)療供給壓力下，提供充足的醫(yī)療資源，滿足人民對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求是浙江省打造共同富裕示范區(qū)的努力方向之一。本文選取浙江省縣區(qū)（市）級(jí)數(shù)據(jù)，利用空間杜賓模型實(shí)證分析財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響，并對(duì)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出影響的門檻特征展開研究。結(jié)果表明：縣級(jí)政府衛(wèi)生支出存在策略性互動(dòng)，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出有負(fù)向影響和外溢效應(yīng)，且在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下影響的強(qiáng)度不同，就此提出政策建議。

自2009 年新醫(yī)改以來，政府公共投資加強(qiáng)介入醫(yī)療衛(wèi)生健康體系，保證政府衛(wèi)生支出。《中華人民共和國國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035 年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》提出，構(gòu)建強(qiáng)大公共衛(wèi)生體系，包括疾病預(yù)防控制體系、精神衛(wèi)生服務(wù)體系等。面向共同富裕要實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化，浙江的醫(yī)療服務(wù)供給能力已經(jīng)有了較大的提高，2020 年浙江省縣級(jí)行政單位人均政府衛(wèi)生支出最低為226.69 元，最高為3，809.24 元，存在著區(qū)域間政府衛(wèi)生支出不均衡的情況，因此仍需進(jìn)一步推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化。盡管山區(qū)26 縣經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后，但近年來山區(qū)縣政府衛(wèi)生支出相對(duì)其他地區(qū)高，那么，政府衛(wèi)生支出究竟受哪種重要因素的影響？政府衛(wèi)生支出在不同地區(qū)差異的原因有哪些？關(guān)注這些問題對(duì)于促進(jìn)浙江省醫(yī)療衛(wèi)生健康事業(yè)的公共治理、改善醫(yī)療衛(wèi)生健康資源配置機(jī)制和結(jié)構(gòu)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

以Tiebout（1956）為代表的第一代財(cái)政分權(quán)理論學(xué)者認(rèn)為，地方政府比中央政府更具信息優(yōu)勢(shì)，更能了解民眾對(duì)于公共品的偏好，并且相互之間存在著受民眾“用腳投票”影響的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，能夠高效率地提供民眾所需要的公共品。而第二代財(cái)政分權(quán)理論指出，政府與民眾之間存在著利益的劃分，需要一定的激勵(lì)機(jī)制促使政府提供民眾所需要的公共品。財(cái)政分權(quán)代表著地方政府對(duì)財(cái)政資金的使用支配能力，通過研究財(cái)政分權(quán)對(duì)于公共支出的影響能夠得知地方政府對(duì)于公共支出的偏好。對(duì)此，學(xué)術(shù)界存在著兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)是財(cái)政分權(quán)能夠促進(jìn)地方政府提供當(dāng)?shù)鼐用袼枰墓财贰ｅX穎一和Weingast（1997）指出，財(cái)政分權(quán)能夠促使地方政府提供企業(yè)所需要的良好的營商環(huán)境，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展和改善民生。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)能抑制地方政府高質(zhì)量地提供公共品。中國特有的地方官員“晉升錦標(biāo)賽治理模式”可能會(huì)導(dǎo)致激勵(lì)扭曲，使得地方政府將財(cái)政資金更多地投入到用于經(jīng)濟(jì)增長的固定資產(chǎn)中，從而減少了不太被上級(jí)政府重視的民生支出，同時(shí)忽視了不容易被度量的民生任務(wù)。陳思霞等（2014）認(rèn)為貧困地區(qū)“重基建，輕民生”的現(xiàn)象更為明顯。近年來，教育等民生支出也成為了重要考核指標(biāo)。

目前國內(nèi)關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出影響的研究也分為兩種：一種是財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出有促進(jìn)作用。陳昕等（2021）利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)得出，本省財(cái)政分權(quán)的增加有利于本省政府增加衛(wèi)生健康支出。還有一種是財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出具有抑制作用。彭沖等（2018）對(duì)地方政府衛(wèi)生支出競(jìng)爭(zhēng)行為的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府間的財(cái)政分權(quán)策略性互動(dòng)會(huì)對(duì)政府衛(wèi)生支出產(chǎn)生抑制作用。總體來看，受到我國特定體制的影響，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響方式具有一定特殊性。

地理學(xué)第一定理認(rèn)為，空間相鄰的事物之間聯(lián)系更為緊密。Anne 和Harvey（1993）在對(duì)美國各州的財(cái)政支出研究中發(fā)現(xiàn)，地方政府之間存在著“你多投，我也多投”的策略性互動(dòng)行為，財(cái)政支出存在著外溢性。趙文凱等（2020）對(duì)中國地方政府衛(wèi)生支出的研究也得出了類似的結(jié)論。Herrmann-Pillath（2014）對(duì)中國地方經(jīng)濟(jì)一體化的研究表明，省內(nèi)因各種地方政策的一致，各行政區(qū)劃間的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)度比省與省之間要強(qiáng)。因此，中國省以下地方政府在衛(wèi)生健康支出方面存在著較強(qiáng)的策略性互動(dòng)行為和外溢性。然而，有省際層面的研究得出了有趣的結(jié)論，當(dāng)本省政府增加衛(wèi)生健康支出并允許相鄰省份享受到正外部性，鄰省政府會(huì)減少衛(wèi)生健康支出。也有學(xué)者在研究國外政府衛(wèi)生健康支出時(shí)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)有利于地方政府增加衛(wèi)生健康支出，并且能促使周圍地區(qū)與之發(fā)生策略性互動(dòng)，也增加衛(wèi)生健康支出。這些研究表明，不同國家內(nèi)部、不同行政區(qū)劃級(jí)別的政府間策略性互動(dòng)行為、財(cái)政分權(quán)對(duì)相鄰地區(qū)政府衛(wèi)生支出的外溢性都有所差異。

綜上所述，目前使用縣級(jí)數(shù)據(jù)研究地方政府衛(wèi)生健康支出行為的文獻(xiàn)較為稀少，而縣域經(jīng)濟(jì)是中國經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，從縣域角度來研究地方政府衛(wèi)生支出的互動(dòng)行為以及財(cái)政分權(quán)的外溢性很可能會(huì)得出與省級(jí)有一定差異性的結(jié)論。由于浙江省在全國范圍內(nèi)縣級(jí)政府擁有較高的財(cái)政分權(quán)，選擇浙江省縣級(jí)樣本有利于研究地方政府擁有較多財(cái)權(quán)后的支出偏向。其次，關(guān)于對(duì)政府衛(wèi)生支出研究的文獻(xiàn)還不多，大多集中于支出效率以及教育、科技、環(huán)境的研究。再者，國內(nèi)使用門檻模型研究不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下財(cái)政分權(quán)對(duì)民生性支出影響的文獻(xiàn)較少。本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在：一是區(qū)別于省級(jí)層面的研究，以縣級(jí)政府衛(wèi)生支出為視角，研究財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響和外溢性；二是豐富關(guān)于衛(wèi)生健康支出的已有文獻(xiàn)；三是運(yùn)用門檻模型研究相對(duì)落后地區(qū)與相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府衛(wèi)生支出影響的差異性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量說明

1、被解釋變量。政府衛(wèi)生支出水平，用人均政府衛(wèi)生支出（phep）衡量。政府衛(wèi)生支出是指各級(jí)政府用于衛(wèi)生事業(yè)的財(cái)政撥款，包括公共衛(wèi)生服務(wù)經(jīng)費(fèi)和公費(fèi)醫(yī)療經(jīng)費(fèi)。

2、解釋變量。財(cái)政分權(quán)程度（fd）：財(cái)政分權(quán)代表地方政府對(duì)于財(cái)政資金的支配能力，研究財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出水平的影響，有利于展現(xiàn)政府的支出偏好。

3、控制變量。（1）人均GDP（pgdp）：一個(gè)地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)政府衛(wèi)生支出具有重要影響，而人均GDP 能代表一個(gè)地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）政府規(guī)模（govs）：政府規(guī)模越大，經(jīng)濟(jì)中的政府力量也越強(qiáng)大，政府衛(wèi)生支出水平也越高。（3）經(jīng)濟(jì)外向型（fdi）：經(jīng)濟(jì)外向型與政府競(jìng)爭(zhēng)度呈正相關(guān)，政府競(jìng)爭(zhēng)越大，用于固定資產(chǎn)投資越多，對(duì)民生類支出具有擠出效應(yīng)。（4）老年人口占比（prop_aged）：老年人對(duì)衛(wèi)生服務(wù)的需求能促使政府增加衛(wèi)生支出。（5）人口密度（popd）：醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)具有一定的非排他性，人口的過分擁擠會(huì)降低政府的衛(wèi)生支出水平。（6）服務(wù)業(yè)水平（ser）：政府衛(wèi)生支出所代表的醫(yī)療服務(wù)水平與一個(gè)地方的服務(wù)業(yè)水平緊密關(guān)聯(lián)。

（二）樣本選擇。本文選取的樣本為2011～2020 年70 個(gè)浙江省縣（市）、區(qū)級(jí)數(shù)據(jù)，并使用Stata14.0 進(jìn)行計(jì)量分析。由于數(shù)據(jù)存在異常值，本文對(duì)數(shù)據(jù)在1%和99%的分位數(shù)上進(jìn)行縮尾處理，并對(duì)個(gè)別缺失值采用了線性插值法。數(shù)據(jù)主要來源于2012～2021 年《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》《浙江財(cái)政年鑒》。（表1）

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一覽表

（三）模型設(shè)計(jì)

1、莫蘭指數(shù)。應(yīng)用空間杜賓模型的前提是，地區(qū)之間的確存在空間依賴性。空間依賴一般用于檢驗(yàn)?zāi)撤N現(xiàn)象是否有集群效應(yīng)，一般用莫蘭指數(shù)計(jì)算，其值在［-1，1］之間。Moran's I＞0 表示存在空間正相關(guān)，值越大，空間正相關(guān)性越明顯；Moran's I＜0表示存在空間負(fù)相關(guān)，值越小，空間負(fù)相關(guān)性越大；Moran's I=0，則不存在空間依賴性。其計(jì)算公式為：

2、空間杜賓模型。逐年份進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗(yàn)，計(jì)算出莫蘭指數(shù)，發(fā)現(xiàn)只有2012 年不顯著，2018 年在5%的水平上顯著，其余年份均在1%的水平上顯著，說明2011～2020 年每年人均政府衛(wèi)生支出地域間均存在空間自相關(guān)，應(yīng)使用空間計(jì)量模型。（表2）

表2 人均衛(wèi)生健康支出Moran' s I 指數(shù)一覽表

空間杜賓模型的建立如下：

其中，ρ 表示空間自回歸系數(shù)；W 表示空間權(quán)重矩陣，β 表示待估計(jì)的自變量系數(shù)，X 表示控制變量，πi、τt分別表示個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3、門檻模型。本文利用門檻效應(yīng)考察不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平財(cái)政分權(quán)與政府衛(wèi)生支出的非線性關(guān)系，具體模型構(gòu)建如下：

其中，pgdp 為門檻變量；τ 為門檻值；I（·）為示性函數(shù)，如果（·）是真，則I 等于1，否則I 等于0。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）空間杜賓模型回歸結(jié)果

1、浙江省總體。空間杜賓模型中，直接效應(yīng)表示本地區(qū)自變量對(duì)因變量的平均影響，間接效應(yīng)表示相鄰地區(qū)自變量對(duì)本地區(qū)因變量的平均影響，總效應(yīng)表示所有觀測(cè)地區(qū)自變量對(duì)本地區(qū)因變量的平均影響，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和為總效應(yīng)。表3 報(bào)告了各類財(cái)政及其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)政府衛(wèi)生支出水平的影響。（表3）

表3 財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出水平的影響空間回歸結(jié)果一覽表

由表3 可知，相較于基準(zhǔn)OLS 回歸，空間杜賓模型的可決系數(shù)大約提高了3.1 個(gè)百分點(diǎn)，說明考慮空間相關(guān)因素后的計(jì)量模型解釋力度更大，應(yīng)采用SDM 模型。空間杜賓模型回歸結(jié)果中空間自相關(guān)系數(shù)ρ 的估計(jì)系數(shù)為正，且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明人均政府衛(wèi)生支出具有空間關(guān)聯(lián)性，地方政府間在衛(wèi)生支出方面存在“你多投，我也多投”的正向策略性互動(dòng)行為。2007 年，浙江省人民政府印發(fā)《關(guān)于印發(fā)浙江省衛(wèi)生強(qiáng)市衛(wèi)生強(qiáng)縣考核辦法（試行）的通知》（浙政發(fā)［2007］69 號(hào)），該文件通過設(shè)定一系列指標(biāo)鼓勵(lì)縣級(jí)政府在衛(wèi)生服務(wù)方面做出努力，也激勵(lì)了各縣級(jí)政府增加衛(wèi)生支出，爭(zhēng)創(chuàng)衛(wèi)生強(qiáng)縣。

從直接效應(yīng)可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)本縣的政府衛(wèi)生支出具有顯著的負(fù)向影響，財(cái)政分權(quán)每上升0.01 單位，人均政府衛(wèi)生支出總體平均下降10.68 元。可能原因在于，晉升錦標(biāo)賽的治理模式下，縣級(jí)政府更可能會(huì)把有限的財(cái)政資金用于固定資產(chǎn)投資來發(fā)展經(jīng)濟(jì)，從而減少衛(wèi)生健康一類的民生支出。

從間接效應(yīng)可以看出，相鄰縣的財(cái)政分權(quán)對(duì)本縣政府衛(wèi)生支出具有顯著負(fù)向溢出；財(cái)政分權(quán)間接效應(yīng)系數(shù)為-0.116488，在1%的顯著性水平上顯著，即鄰縣財(cái)政分權(quán)越大，本縣人均政府衛(wèi)生支出越少。鄰縣財(cái)政分權(quán)提高，鄰縣的政府衛(wèi)生支出會(huì)減少，會(huì)對(duì)本地區(qū)有負(fù)向的外溢效應(yīng)。同時(shí)，本縣在“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”壓力下，會(huì)將更多財(cái)政資金用于發(fā)展經(jīng)濟(jì)。

從控制變量的影響可以得知，本地人均GDP 對(duì)本地政府衛(wèi)生支出具有正向影響，而周圍地區(qū)人均GDP 對(duì)本地政府衛(wèi)生支出的影響不顯著，說明GDP 對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響較為直接，基本不受周圍地區(qū)GDP 的外溢效應(yīng)。本地政府規(guī)模及周圍地區(qū)政府規(guī)模對(duì)本地政府衛(wèi)生支出具有正向影響，且均在1%顯著性水平上顯著。經(jīng)濟(jì)外向型在運(yùn)用基準(zhǔn)OLS 回歸時(shí)顯著，效應(yīng)分解后不顯著，但總體來看，經(jīng)濟(jì)外向型所刻畫的政府競(jìng)爭(zhēng)能導(dǎo)致政府衛(wèi)生支出減少。老年人口占比直接效應(yīng)、間接效應(yīng)、總效應(yīng)均在1%顯著性水平上顯著，估計(jì)系數(shù)均為正，說明地方政府應(yīng)對(duì)老齡化采取了增加衛(wèi)生健康支出的措施，且受到鄰縣老齡化的外溢效應(yīng)。人口密度對(duì)政府衛(wèi)生支出具有負(fù)向影響，高密度的人口使得醫(yī)療服務(wù)存在“擁擠性”，致使人均衛(wèi)生支出較低。服務(wù)業(yè)水平總體上與衛(wèi)生支出呈正相關(guān)。

2、穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為證明回歸結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。以縣級(jí)政府一般公共預(yù)算收入/地市級(jí)政府一般公共預(yù)算收入的比值作為財(cái)政分權(quán)的替代變量分別做OLS 和SDM 回歸，發(fā)現(xiàn)與前文從支出角度核算的財(cái)政分權(quán)結(jié)果一致，具有穩(wěn)健性。

（二）門檻效應(yīng)模型

1、門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步探究財(cái)政分權(quán)與政府衛(wèi)生支出水平的非線性關(guān)系。門檻變量為人均GDP，用Bootstrap 法重復(fù)抽取樣本300 次。由表4 可得，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出存在顯著的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平單一門檻效應(yīng)，門檻估計(jì)值為3.8706。（表4）

表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果一覽表

2、回歸結(jié)果。門檻模型的具體回歸結(jié)果如表5 所示。從表5 中可知，財(cái)政分權(quán)在不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段與政府衛(wèi)生支出具有非線性關(guān)系。當(dāng)人均GDP 低于或等于38，706 元時(shí)，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出存在顯著的抑制作用，財(cái)政分權(quán)每上升0.01，人均政府衛(wèi)生支出大約總體平均下降136.21 元。當(dāng)人均GDP 高于38，706 元時(shí)，財(cái)政分權(quán)每上升0.01，下降值降至38.14 元。這表明財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的抑制作用呈現(xiàn)先強(qiáng)后弱的非線性特征。在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后地區(qū)，財(cái)政分權(quán)的提高會(huì)使地方政府將多出來的財(cái)政資金更多用于發(fā)展經(jīng)濟(jì)，少部分留給衛(wèi)生健康支出。而政府衛(wèi)生支出所帶來的健康人力資本的積累也是長期的，在短期內(nèi)難以用指標(biāo)來體現(xiàn)。在經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響相對(duì)較弱，是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的政府衛(wèi)生支出本來就不多，而再將財(cái)政資金投入發(fā)展經(jīng)濟(jì)之中所帶來的邊際效益比投入衛(wèi)生健康支出要少。由此可見，財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府在衛(wèi)生支出投入方面的影響是階段性的，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的抑制作用會(huì)減弱，但不可否認(rèn)的是，落后地區(qū)在政府衛(wèi)生支出方面已做出了努力。（表5）

表5 財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出水平的影響門檻回歸結(jié)果一覽表

四、結(jié)論及政策建議

本文通過研究財(cái)政分權(quán)及相關(guān)控制變量對(duì)政府衛(wèi)生支出的空間影響及不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的門檻效應(yīng)得出以下結(jié)論：第一，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出具有負(fù)向影響，且這一影響具有外溢性，導(dǎo)致周圍地區(qū)的政府衛(wèi)生支出也減少。第二，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的影響在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下具有非線性特征。隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高，財(cái)政分權(quán)對(duì)政府衛(wèi)生支出的抑制作用會(huì)減弱。第三，從控制變量來看，相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)度較高，政府衛(wèi)生支出也受到鄰地人均GDP、政府規(guī)模、老齡化程度、人口密度的影響。

為了進(jìn)一步提高政府衛(wèi)生支出水平，降低財(cái)政分權(quán)改革對(duì)民生福利類的政府衛(wèi)生支出負(fù)面影響的風(fēng)險(xiǎn)，本文提出如下政策建議：第一，優(yōu)化財(cái)政管理體制，明確劃分上下級(jí)政府的財(cái)政事權(quán)和支出責(zé)任。未來需對(duì)財(cái)政管理體制進(jìn)行不斷優(yōu)化，減少醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域財(cái)政管理的模糊和空白地帶，增強(qiáng)政府醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給能力。第二，提高政府衛(wèi)生支出區(qū)域間均衡度，對(duì)不同地區(qū)政府衛(wèi)生支出設(shè)定適當(dāng)?shù)臉?biāo)準(zhǔn)。發(fā)達(dá)地區(qū)雖然有一定的社會(huì)資本參與，但醫(yī)療服務(wù)作為一種事關(guān)生命健康的特殊公共品，需要政府的介入。中國當(dāng)前政府衛(wèi)生投入仍然較低，而公共資金的投入有利于降低個(gè)人衛(wèi)生支出，提高社會(huì)福利。山區(qū)26縣經(jīng)濟(jì)落后，而其政府衛(wèi)生支出相對(duì)其他地區(qū)較高，一方面是由于上級(jí)政府的一些硬性指標(biāo)；另一方面是因?yàn)樯絽^(qū)26 縣本來的醫(yī)療服務(wù)就較非山區(qū)26 縣弱，需要更多的醫(yī)療衛(wèi)生投資。因此，需要上級(jí)政府的介入，保證政府衛(wèi)生支出，更好地提供醫(yī)療資源。第三，完善衛(wèi)生強(qiáng)縣考核指標(biāo)體系，結(jié)合地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)際和財(cái)政保障能力建立指標(biāo)動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，更好地發(fā)揮激勵(lì)效應(yīng)。