財政縱向失衡、衛生支出偏向與醫療服務質量均等化

[摘" " 要] 推進基本醫療服務均等化是實現社會主義現代化的必然要求。然而，在“收入集權，支出分權”的制度背景下，作為基本醫療服務均等化的重要籌資來源，財政縱向失衡可能會制約醫療服務質量的均等化進程。基于此，利用2019年某省13個地級市的住院病案首頁數據，構建醫療服務質量不平等指數，剖析財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的影響可以發現，財政縱向失衡顯著抑制醫療服務質量的均等化。財政縱向失衡會削弱地方政府的衛生支出偏向，進而限制醫療服務質量的均等化。異質性分析顯示，隨著分位點的提高，財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的抑制效應逐漸增強，且這種抑制效應在高成本醫療服務領域表現得更為突出；財政縱向失衡對發達地區醫療服務質量均等化的抑制效應更強，且存在顯著的地域異質性。為推動醫療服務質量均等化，應推進省以下政府間財政事權與支出責任改革，實施差異化財政策略，引導地方政府增加衛生支出，以消除醫療服務質量不平等。

[關鍵詞] 財政縱向失衡；衛生支出偏向；醫療服務質量均等化；基層醫療體系建設；醫療資源下沉

[中圖分類號] D632.1" [文獻標識碼] A" [文章編號] 1002-8129（2025）06-0068-16

一、引言

隨著我國經濟的快速發展與居民生活水平的提升，醫療服務供給總量實現跨越式增長。在財政投入方面，財政醫療衛生支出規模由2007年的1989.96億元增長至2023年的24211億元，增長約12.17倍。在產出層面，每萬人擁有執業（助理）醫師數、注冊護士數和醫療衛生機構床位數分別由2007年的16人、12人和28.29張，增加到2023年的47.8人、56.3人、1020張①。然而，醫療服務供給數量總體上雖處于穩步上升態勢，但地區間的醫療服務供給非均等的問題卻日益凸顯，與居民醫療服務需求釋放之間的矛盾愈發尖銳[1]。相關研究指出，我國城鄉醫療服務供給非均等化的結構性矛盾突出，呈現出“東高西低”、城鄉失衡、城市大醫院和基層醫療機構的醫療資源兩極分化的局面[2-4]。

財政作為構建國家治理現代化體系的關鍵支柱[5]，在促進區域間醫療服務均衡發展、提升醫療服務質量等方面發揮著重要作用。1994年分稅制改革后，中國式分權體制呈現出政治集權與經濟分權的顯著特征，形成了“財權上移、事權和支出責任下移”的態勢[6-7]。這種分權體制在強化上級政府對財政資源控制的同時，將更多的醫療服務供給職能下沉至下級政府。然而，財權和事權的縱向失衡，可能使地方政府面臨較大收支缺口[8-9]，進而在承擔醫療服務供給職責時缺乏充足的財力保障。這種失衡不僅會限制地方政府改善醫療服務質量的能力，還可能加劇區域間醫療服務質量的不均等。因此，本文旨在探討財政縱向失衡如何影響醫療服務質量均等化。深入剖析二者關系具有重要現實意義，能為優化財政資源配置提供科學依據，進而推進醫療服務質量的均等化發展，實現醫療服務公平性與可及性。

部分學者曾聚焦于政府間財政關系等財政制度對基本醫療服務均等化的影響。研究結果表明，政府財權與事權統一是推進醫療服務均等化的重要維度[10]。分稅制改革以來，財政縱向失衡在一定程度上加重了下級政府的財政負擔，制約著基本醫療服務供給意愿與投入水平[11-12]。例如，省直管縣財政體制改革雖增強了縣級政府的自主決策權，但擴大了其在公共醫療服務資源配置上的差異[13]。然而，既有研究多聚焦于央地財政縱向失衡對省際基本醫療服務均等化的影響，針對省域內財政縱向失衡的研究相對較少。

事實上，省域內的財政縱向失衡問題更為突出[14]。自1994年起，我國的財政體制由“財政包干制”逐漸轉變為“分稅制”。隨著中央與地方政府間稅收分配機制的明確，各省區市紛紛效仿中央做法，構建了省以下的分稅制財政架構。但相較于中央和省級間相對規范的稅收劃分，省域內政府間的稅收分成制度卻不同程度地存在著一定的不規范與不統一問題：其一，雖然各省份陸續出臺了相關政策文件，但具體規定與辦法并不統一；其二，省域內政府間的稅收分成比例并不固定，常隨時間的推移而調整[15]。這種不規范、不統一使得部分上級政府頻繁調整下級政府的稅收分成比例，下級政府難以預測分成比例變化，面臨較大不確定性，進而在一定程度上加劇了省域內政府間的財政縱向失衡。同時，在我國“分級管理、分灶吃飯”的財政投入體制下，醫療衛生領域的主要財政事權和支出責任由省以下基層政府承擔，由此帶來的財政縱向失衡問題，可能會加劇省域內醫療資源配置與服務均衡的難度。

鑒于此，本文基于中國式財政分權的典型事實，立足2019年某省13個地級市的統計數據與住院病案首頁數據，從消費者視角利用泰爾指數構建醫療服務質量不平等指數，采用財政收支分權與財政自主缺口率構建財政縱向失衡測度指標，實證分析財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的影響效應和作用機制。研究表明，財政縱向失衡對醫療服務質量均等化具有顯著的抑制作用，且財政縱向失衡通過抑制市級政府衛生支出偏向進一步抑制了醫療服務質量均等化進程。

本文的邊際貢獻在于：其一，深化財政縱向失衡影響效應研究。大多數學者側重探討央地間財政縱向失衡對廣義層面的基本公共服務的影響，鮮少涉及省域內財政縱向失衡對醫療服務均等化的影響。本文聚焦于省域內財政縱向失衡，將財政縱向失衡、衛生支出偏向與醫療服務質量均等化納入同一分析框架，進一步豐富了財政縱向失衡的研究范疇。其二，基于質量視角優化醫療服務均等化測度方法。既有研究在論證財政縱向失衡對醫療服務均等化的抑制作用時，多以醫療服務供給規模衡量醫療服務均等化，然而這僅體現了醫療服務數量的不平等，難以反映患者所獲醫療服務質量的差異。本文從消費者視角出發，依據醫療投入與治療結果核算醫療服務質量，利用泰爾指數測算醫療服務質量的不平等指數，拓展了醫療服務均等化的測度方法。

二、文獻綜述及研究假設

（一）財政縱向失衡對地方政府收支行為的影響

財政縱向失衡是分權制國家的普遍現象[16-17]。不同于西方財政聯邦制國家在經濟與政治的同步分權進程，我國分稅制改革具有“政治集權”和“經濟分權”的二維屬性[7]。這可能導致我國收入分權滯后于支出分權，地方政府面臨“財力缺口”，即存在財政縱向失衡問題[18]。

關于財政縱向失衡的影響，學者們多基于地方政府行為從收支兩端展開研究。在收入端，財政縱向失衡可能會增加地方政府的財政壓力，促使地方政府通過土地出讓[19]、金融借貸等途徑獲取預算外資金，導致其過度依賴土地財政與傳統借貸，削弱稅收努力程度，進而影響財政可持續發展[20]。在支出端，財政縱向失衡可能影響地方政府財政支出結構，產生“選擇執行偏差”。隨著縱向失衡的日益加劇，地方政府可能受財政自主能力與資源稀缺性限制，難以滿足各類剛性支出需求。同時，在以經濟增長為主的考核機制下，為在橫向競爭中脫穎而出，地方政府往往會調整財政支出結構，優先提升經濟發展類財政事權的保障能力而弱化民生保障類公共支出[12]。

（二）基本醫療服務均等化的區域差異與測度

自20世紀70年代英國學者Townsend[21]指出醫療服務存在非均等問題以來，國內外學者對醫療服務均等化展開了大量研究。國外學者研究發現，醫療服務在國家、城市、社區等層面均存在不同程度的空間非均等問題，如意大利、美國、阿根廷等[22-23]。國內學者多以基礎醫療資源為研究對象，指出我國醫療資源非均等問題顯著存在于區域間、省域間和省域內部[24-25]，呈現“東高西低”、城鄉失衡、城市大醫院強而基層醫療機構弱的分化發展格局[26]。不過，2009年新醫改后，中國省域間醫療服務均等化布局整體呈區間收斂態勢，醫療資源要素的空間流動顯著增強[27]。

關于醫療服務均等化的測度方法主要有兩類。一類基于截面數據考察醫療服務的區域間非均等化，運用修正的加權變異系數、泰爾指數和基尼系數等測度醫療資源供給差異[28]。另一類基于面板數據借助Dagum基尼系數、Kernel密度估計、空間計量模型等工具，刻畫醫療服務非均等化在時空上的分布狀態及其動態演進過程[4]。

（三）財政縱向失衡與醫療服務質量均等化

受資源有限性制約，財政縱向失衡在一定程度上可能制約醫療服務質量均等化。一方面，財政縱向失衡會削弱地方政府的物質基礎，扭曲資源配置方向，致使醫療服務供給總量不足與結構性失衡，影響醫療服務質量的均等化[29]。在中國式分權體制下，地方政府雖承擔基本醫療服務供給職責，但缺乏完全的財政收支自主權，收支錯位結構可能擴大地方財政缺口、加劇財政壓力，縮小醫療服務供給規模。另一方面，在“晉升錦標賽”背景下，地方政府官員一般傾向于將有限資源投向經濟效益好、短期見效快的“資源密集型”項目中，從而減少醫療衛生、教育文化、生態環境治理等投資大、見效周期長且不易在政績中體現的民生性供給[11][30]，這種“重經濟、輕民生”的財政支出結構勢必導致政府在醫療衛生、教育文化、生態治理方面的投入，進而限制域內基本醫療服務質量的提升。

面對財政縱向失衡問題，上級政府可通過財政轉移支付增強地方政府基本公共服務的供給能力。然而，轉移支付雖有助于糾正因財政縱向失衡引致的基本公共服務差距，但轉移支付制度存在的“公共池效應”也可能導致其均等化效果不顯著[31]。當地方政府通過上級轉移支付來彌補財政收支缺口時，可能會陷入預算軟約束的“激勵陷阱”。地方政府往往傾向于優先分配財政資源至經濟增速敏感領域，而將醫療衛生支出責任轉嫁至上級轉移支付。欠發達地區為獲取專項補助，可能采取政策迎合策略，即地方政府將有限資源優先配置在符合上級政策要求的醫療項目上，卻忽視本地實際需求，造成轉移支付的“公共池效應”和“道德風險效應”，從而固化醫療資源配置的低效率狀態[7]。這對醫療服務質量均等化進程極為不利，將阻礙區域間醫療公平性提升。基于此，本文提出如下假設：

H1：在控制其他變量的條件下，財政縱向失衡加劇可能顯著抑制醫療服務質量均等化發展。

如前所述，財政縱向失衡可能致使財政支出結構失衡，突出表現為過度側重經濟發展而忽視民生保障。醫療衛生領域具有“成本投入高、經濟效益見效慢、支出責任大”的特性。在此背景下，減少衛生支出將阻礙醫療服務質量均等化的推進。其一，衛生支出減少可能造成醫療人才供給不足，基層醫療機構面臨人才“引、育、留”難題。其二，衛生支出降低可能使醫院基礎設施建設滯后，公立醫院購置設備、擴建床位等急需的資金支撐不足。其三，衛生支出降低可能影響醫療服務的可支付性。政府通過價格調控與醫療保險報銷等機制提高醫療服務的可及性，但衛生支出縮減后，政府對居民醫療需求的滿足能力也受到限制。雖有研究表明，隨著中國經濟的發展，官員政績考評體系不斷得以革新與完善，呈“多元化競爭”態勢[7]。但為緩解財政壓力，地方政府對民生性支出可能采取“有保有壓”的策略，“重經濟、輕民生”的局面尚未發生根本性改變[32]。因此，當財政縱向失衡加劇時，地方政府衛生支出傾向可能進一步弱化，進而對醫療服務質量的均等化產生負面影響。基于此，本文提出如下假設：

H2：財政縱向失衡加劇可能通過抑制地方政府衛生支出傾向，進而制約醫療服務質量均等化進程。

三、數據及研究設計

（一）數據來源與說明

本文數據源自某省醫保結算平臺。筆者采用分層抽樣與系統抽樣相結合的方法，先依據H省城市層級進行分層，再按照患者出院月份排序后進行等距抽樣，然后將系統抽樣后得到的數據合并成最終樣本。圍繞研究主題，筆者選取2019年的數據樣本，經嚴格篩選與處理，樣本量為99490。數據信息與國家衛生健康委住院病案標準首頁一致，包括患者個人特征、診斷與治療信息以及醫療費用等。個人信息包括病案號、姓名、性別、出生日期、年齡、籍貫等；診斷與治療信息包括入院病情、病理診斷、出院診斷、疾病編碼、入院科別、手術及操作代碼等。醫療費用包括醫療付費方式、住院總費用、自付金額、綜合醫療服務類、診斷類、治療類和康復類等。此外，城市層面的數據主要源自該省各市統計年鑒及統計公報。患者所患疾病種類使用疾病編碼（ICD-10）前四位代碼進行識別分組。為避免異常值帶來的干擾，僅保留疾病種類大于30的樣本；因部分患者醫保類型無法清晰識別，剔除醫保支付方式為“其他”的樣本。同時，對醫療總費用進行了1%的縮尾處理。

以往評估醫療服務質量均等化多借鑒宏觀統計年鑒和統計公報，與之相比，住院病案首頁數據在微觀評估醫療服務質量均等化方面具有顯著優勢。究其原因，包括以下四個方面，一是遵循客觀科學的醫學標準。住院病案首頁數據嚴格依據醫學規定與醫療制度記錄，且被納入該省二級醫院績效考核指標。患者健康信息基于嚴格科學的醫療診斷，非主觀自評量表，疾病治愈需求促使患者有提供疾病信息的強烈意愿。二是醫療信息個體化與細致化。住院病案首頁數據涵蓋所有住院患者詳細的醫療信息與治療結果，從消費者視角反映醫療服務質量，為評估提供豐富數據支撐，提升測度準確性與說服力。三是疾病分類更加科學。病案首頁中所有患者疾病均參照《國際疾病分類》（ICD-10）編碼，這有助于測算出同一病種下患者的醫療服務質量差異。四是綜合信息密集。在限定條件下，樣本容量與估計偏誤間存在反向關系。病案首頁數據樣本容量大、精度高。大樣本數據可顯著降低系統性偏差風險，更具統計學意義上的可靠性。綜上，相比宏觀的統計年鑒和統計公報數據，住院病案首頁數據在醫療領域更具解釋力，可有效避免因衡量偏誤產生的內生性問題，從而提高研究結果的統計效度與識別精度[33]。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文運用醫療服務質量不平等指數測度醫療服務質量均等化。既有文獻刻畫醫療服務不平等時多采用投入類指標或產出類指標，并借助泰爾指數、基尼系數、變異系數等不平等指數測度。結合已有研究，本文從消費者視角出發，基于微觀數據，使用泰爾指數衡量同一疾病下治療成本與治療結果比值的不平等程度。具體而言，醫療服務質量=治療結果/（醫療總費用/住院天數）。參考劉錦林等[34]的方法，測算不同病種下的醫療服務質量不平等指數，醫療服務質量不平等指數越高，醫療服務質量均等化水平就越低。其中，治療結果賦值分別為治愈=1，好轉=2，未愈=3，死亡=4。

2. 核心解釋變量。本文核心解釋變量為財政縱向失衡，借鑒Eyraud和Lusinyan[35]的測度方法，采用財政收支分權與財政收支缺口率構建財政縱向失衡指標。具體測算方法如下：

[財政縱向失衡=1?財政收入分權度財政支出分權度×（1?地方財政收支缺口率）]

[財政收入分權度=市人均公共預算收入市人均公共預算收入+省人均公共預算收入]

[財政支出分權度=市人均公共預算支出市人均公共預算支出+省人均公共預算支出]

[地方財政收支缺口率=市公共預算支出?市公共預算收入市公共預算支出]

3.控制變量。基于數據可得性與有效性原則，在借鑒已有文獻的基礎上，納入一系列控制變量，包括個體層面變量與宏觀層面變量。個體層面變量包括性別、婚姻狀況、年齡、支付方式、是否急診、手術級別。其中，婚姻狀況劃分為已婚和未婚；支付方式劃分為職工醫保、城鄉醫保以及全自費；手術級別按嚴重程度劃分為未手術、級別1、級別2、級別3以及級別4。宏觀層面變量包括經濟發展水平、失業率和城鎮化水平。其中，經濟發展水平采用GDP增長率衡量。

4.機制變量。地方政府在衛生支出上的傾向能夠有效促進優質醫療資源的擴充，進而對醫療服務質量的均等化發展產生積極影響。因此，本文選取衛生支出偏向為機制變量，借鑒辛沖沖[7]的測度方法，選用公共財政衛生支出占公共財政總支出的比重來測度衛生支出偏向，即衛生支出偏向=公共財政衛生支出/公共財政總支出，主要反映下級政府對醫療衛生領域支持力度的調整和變化。一般而言，政府衛生支出偏向數值越高，表明政府對醫療衛生領域的重視程度越高，更有助于推進醫療服務質量均等化進程。變量的描述性統計值如表1所示。

（三）模型設計

本文構建模型（1）考察財政縱向失衡是否改善醫療服務質量均等化這一命題，基本實證計量模型為：

[Inequalityid=β0+β1VFIc+γControlsid+Mont?FE+CityFE+ HospFE+εid]" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "（1）

其中，[Inequalityid]表示被解釋變量i個體在d疾病類型下的醫療服務質量不平等指數，VFIc表示c城市的財政縱向失衡，[β0]表示截距項，[β1]和[γ]均表示待估系數，[Controlsid]表示一系列控制變量，包括支付方式、出院診斷、手術級別、是否急診以及城市特征等變量。HospFE、MonthFE分別表示醫院固定效應與月份固定效應，用于控制不隨時間而變的醫院固有屬性以及隨時間變化但不受患者個人醫療費用差異影響的因素。此外，考慮到區域性差異的影響，本文還設定了城市固定效應（CityFE）。[εid]表示誤差項。在估計方程中，本文主要關注“財政縱向失衡”的估計系數，如“財政縱向失衡”系數顯著為正值，則表明財政縱向失衡的加劇制約了醫療服務質量均等化進程。

具體估計策略如下：首先，采用普通最小二乘法（OLS）來估計線性回歸模型，使用傳統異方差序列相關的穩健型估計量計算標準誤。其次，通過替換被解釋變量、核心解釋變量與調整樣本容量，應用與主回歸同樣的估計方法進行穩健性檢驗。為解決因果倒置造成的內生性問題，本文參考蔡慶豐和陳熠輝[18]的研究，構造工具變量，采取兩階段最小二乘法（2SLS）對基準回歸結果加以檢驗。同時，基于經濟發展水平和分位數回歸展開異質性分析。此外，在機制檢驗環節，借鑒溫忠麟等[35]提出的中介效應檢驗方法進行依次檢驗和Sobel檢驗。最后，進一步探討官員晉升激勵的影響。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

表2展示了財政縱向失衡對醫療服務質量不平等指數的基準回歸結果。第（1）列在未控制其他變量的情形下，財政縱向失衡的回歸系數為0.04，在1%的水平上顯著為正，表明財政縱向失衡加劇會抑制醫療服務質量均等化發展。當依次加入個體層面和宏觀層面控制變量后，在第（2）列和第（3）列中財政縱向失衡的估計系數大小雖有波動，但其符號和統計顯著性保持一致，進一步驗證了財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的抑制作用，假設H1成立。

（二）穩健性檢驗

1.替換被解釋變量。為減少因變量指標選擇所造成的估計偏差，本文運用泰爾指數測度僅包含考慮時間成本的醫療服務質量不平等指數和僅包含經濟成本的醫療服務質量不平等指數。同時，參考李瑩等[37]的研究，選擇平均對數偏差（MLD）指數再次測度醫療服務質量不平等指數。回歸結果如表3所示，在第（1）列至第（5）列中財政縱向失衡的回歸系數在1%的水平上均顯著為正，充分檢驗了基準回歸結果的穩健性。其中，只考慮時間成本的醫療服務質量計算公式為：醫療服務質量=治療結果/住院天數，只考慮經濟成本的醫療服務質量計算公式為：醫療服務質量=治療結果/醫療總費用。

2.替換核心解釋變量。為進一步檢驗基準實證回歸結果的穩健性，本文參照閆坤等[11]、胡玉杰等[12]的研究，將市級政府公共預算收支差額占財政支出的比重，即地方財政收支缺口率，作為衡量財政縱向失衡的指標重新進行回歸分析（如表4所示）。

在第（1）列未控制其他變量的情形下，地方財政收支缺口率的回歸系數為0.060，且在1%的水平上顯著為正。第（2）列至第（3）列將個體層面和宏觀控制層面變量依次引入，地方財政收支缺口率的統計顯著性及影響方向未發生變化，這進一步證實了基準回歸結果的穩健性。

3.基于因變量的25%至75%分位數間樣本量的回歸結果。為降低極端值對回歸結果的干擾，本研究進一步運用相同的估計策略，針對因變量50%的樣本量展開穩健性檢驗。由表5可知，在去除最大25%與最小25%分位數的樣本后，財政縱向失衡的統計顯著性及影響方向未發生變化，這進一步鞏固了表1所呈現的基本結論。具體而言，在統計顯著性及影響方向保持一致的情況下，相較于表1的第（3）列完整模型，表5模型的組內R2值提升了0.009。

（三）內生性檢驗

財政縱向失衡與醫療服務質量均等化之間可能存在雙向因果關系。一方面，財政縱向失衡會削弱地方政府在醫療衛生領域的投入能力，制約醫療服務質量均等化的實現；另一方面，隨著醫療服務質量均等化進程的推進，地方政府因資源需求增加（如人力、物力、財力等）可能反向影響財政縱向失衡程度。為驗證這一內生性問題，在參考蔡慶豐等[18]的基礎上，本文選取“城市是否為革命老區”與該省2019年經濟增長率的交互項為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行內生性檢驗。

從相關性出發，由于歷史因素，革命老區可以獲得更多的財政轉移支付，且上級政府為支持革命老區的經濟發展，往往采取更為寬松的預算約束，這就導致位于革命老區的政府更傾向于擴張財政支出，其財政縱向失衡水平往往更高。從排他性出發，對革命老區的認定主要基于歷史時期的軍事斗爭背景，更多是一種歷史選擇，與當前地區經濟發展水平或醫療服務供給能力無直接因果關系，因而不會直接影響特定疾病的醫療服務質量均等化水平。基于此，我們將是否為革命老區與2019年某省的GDP增長率相乘，以此為工具變量進行兩階段最小二乘估計（2SLS）。

從表6可以看出，Kleibergen-Paap rK Wald F統計量顯著，其值為6651.295，遠高于Stock-Yogo弱工具變量10%的臨界值16.38，排除弱工具變量問題。LM檢驗P值為0.000，小于0.05，表明所使用的工具變量與內生解釋變量是相關的，支持了工具變量的相關性假設，進一步說明工具變量選擇的合理性。DWH內生性檢驗P值為0.1756，遠大于0.05，表明DWH檢驗在1%水平上接受核心解釋變量財政縱向失衡不存在顯著的內生性問題。

表6第（1）列報告了工具變量第一階段的回歸結果，工具變量（是否為革命老區與2019年某省的GDP增長率交互項）系數在1%水平上顯著為正，第（2）列第二階段回歸結果顯示，采用工具變量估計的財政縱向失衡系數仍然顯著為正。表明在控制潛在的內生性后，兩階段最小二乘法（2SLS）結果與基準回歸結果保持一致。

（四）異質性分析

1.分位數回歸。相較于普通最小二乘法（OLS），分位數回歸能夠捕捉因變量在不同條件分布位置（如低分位點與高分位點）上的變動特征，從而更全面地揭示解釋變量的異質性影響。同時，分位數回歸對異常值和極端值具有更高的穩健性，有助于降低這類觀測值對估計結果的干擾，提升模型的解釋力與適用性。分位數回歸結果如表7所示。

估計結果表明，隨著醫療服務質量不平等指數分位點的提高，財政縱向失衡的影響系數呈次序遞進上升趨勢。具體而言，0.8分位點的財政縱向失衡的回歸系數是0.2分位點處的4倍左右，財政縱向失衡對醫療服務質量不平等指數高的疾病影響更為顯著。這表明財政縱向失衡增強對醫療服務質量均等化產生抑制效應，且該效應呈現遞進特征。可能的解釋是，分位點越高，疾病治療難度越大，這會一定程度上增加治療成本與治療結果的離散程度，進而強化財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的抑制作用。

結合數據排查發現，在Q20分位點，樣本疾病分布主要為肺炎、支氣管炎與上呼吸道感染等常規疾病。但隨著分位點的提高，疾病治療難度也在逐漸增加。Q80分位點疾病類型主要為未特指的腦梗死、腦內出血、呼吸道結核、顱內損傷等疑難疾病。Q80分位點比Q20樣本分布中疾病治療過程與治療結果的不確定性明顯更高。這進一步說明，財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的制約效應在常規病種中表現相對平緩，而在疑難雜癥領域尤為突出。由于疑難雜癥疾病通常具有成本高、科研技術依賴性強、短期內回報率低等特征，治療主要依賴于財政支持。財政縱向失衡導致的衛生支出減少，可能會進一步削弱其在高難度疾病救治方面的能力，加劇醫療服務質量的不平等。

2.基于城市經濟發展水平。當前，我國各城市間發展不平衡不充分問題較為突出。不同地區在經濟發展環境和層次上的差異，顯著影響了財政收入構成與財政資源分配路徑，這一定程度上也會左右財政縱向失衡對醫療服務質量均等化發展的作用。基于此，本文以經濟發展水平作為劃分指標，考察財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的異質性影響。具體做法是，以各市人均GDP均值為分界線，將樣本劃分為發達地區和欠發達地區，探究二者在實證估計中的差異。

由表8可知，財政縱向失衡的回歸系數在所有樣本中均顯著為正，再次驗證了H1假設。進一步對比發現，第（1）列中財政縱向失衡系數明顯高于第（2）列，這表明財政縱向失衡對醫療服務質量均等化影響存在顯著的地區差異，財政縱向失衡對發達地區的醫療服務質量均等化產生的抑制效應更強。可能的原因在于醫療服務供需矛盾。發達地區人口密集，醫療服務需求量大且層次多樣。財政縱向失衡限制了下級政府在高需求背景下的資源調配能力，導致醫療服務供給不足，服務質量參差不齊，進而抑制了醫療服務質量的均等化。相對而言，欠發達地區的醫療需求主要集中在基礎醫療服務上，雖然財政資源不足影響其供給能力，但由于患者醫療服務需求相對簡單和集中，財政縱向失衡的影響相對可控。如前文所述，財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的限制在基礎疾病中雖存在，但差異較小，更多不平等源自疑難雜癥類疾病。通常，發達地區優質醫療資源更為集中，患者及家屬往往認為大城市醫院在診斷和治療復雜疾病方面更可靠，更愿意前往就診。這一定程度上加劇了發達地區財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的抑制效應。

（五）作用機制分析

從前文的理論分析可知，財政縱向失衡可能通過衛生支出偏向影響醫療服務質量均等化。因此，本部分借鑒溫忠麟等[36]提出的中介效應檢驗方法，驗證傳導路徑“財政縱向失衡—衛生支出偏向—醫療服務質量不平等指數”的檢驗結果。表9結果顯示：第（1）列是在不考慮中介變量下的估計結果，財政縱向失衡的回歸系數為0.097，且在1%的水平上顯著為正。第（2）列顯示財政縱向失衡對衛生支出偏向系數為-0.422，且在1%的水平上顯著，這意味著財政縱向失衡程度越高，衛生支出偏向相應越弱。第（3）列是考慮中介變量情況下的估計結果，衛生支出偏向這一中介變量在財政縱向失衡影響下的回歸系數為-0.138，且在1%水平上顯著，說明衛生支出偏向的增強有助于促進醫療服務質量，能為均等化提供充足的財力支撐。值得注意的是，根據中介效應的Sobel檢驗和Bootstrap檢驗結果可知，其P值均通過了1%的顯著性水平，且Bootstrap置信區間不包含0，為[0.0499，0.0712]，說明中介效應成立。此外，中介效應在總效應中占比為60.2%。以上檢驗均表明財政縱向失衡加劇會通過抑制下級政府衛生支出偏向，進而制約醫療服務質量均等化進程，假設H2成立。

從表10效應分解結果來看，財政縱向失衡對醫療服務質量不平等指數存在直接效應與間接效應，直接效應表現為“財政縱向失衡↑→醫療服務質量不平等指數↑”，即財政縱向失衡每增加一個單位，醫療服務質量不平等指數上升0.038個百分點。間接效應是“財政縱向失衡↑→衛生支出偏向↓→醫療服務質量不平等指數↑”，即財政縱向失衡每增加一個單位，衛生支出偏向下降0.422個百分點（見表9），并間接提高了醫療服務質量不平等指數，使其上升0.058個百分點。此外，在直接效應與間接效應的共同作用下，財政縱向失衡對醫療服務質量不平等指數影響的總效應為0.096，且間接效應影響更大，這表明財政縱向失衡會通過抑制衛生支出偏向，進一步阻礙醫療服務質量均等化。

五、進一步分析

前文的理論分析表明，在財政縱向失衡和“晉升錦標賽”背景下，部分地方政府形成了“重經濟、輕民生”的財政支出結構，導致衛生支出偏向降低。但前文僅探討了財政縱向失衡與衛生支出偏向對醫療服務質量均等化的作用，未考量官員晉升激勵對衛生支出偏向的影響。因此，本文參考既有研究，選用官員任期年限來構建反映官員晉升激勵強度的指標，對這一問題展開分析。

任期約束是地方官員在政治生涯中的關鍵因素。《黨政領導干部職務任期暫行規定》（中辦發〔2006〕19號）明確規定，黨政領導干部在同一職位任職不超過2個任期。在此期限約束下，為實現個人晉升目標，地方官員往往更加注重與考核體系相關的績效表現，這也在較大程度上影響了其政策選擇與資源配置行為。同時，在“彈性任期”模式中，地方官員的職務存在隨時變動的可能性。同一崗位任職久的官員，隨著晉升機會的遞減，其面臨的晉升壓力也相應增大。因此，為了凸顯政績，他們通過調整投資結構推動經濟發展的意愿會更強。現實中，地方政府行政權力常常集中在地方黨委“一把手”。因此，本文以地級市市委書記當年的任期年限取自然對數為衡量指標進行驗證②。

估計結果如表11所示，列（1）結果顯示，官員晉升激勵對醫療服務質量均等化產生顯著抑制效應。列（2）結果表明，官員晉升激勵與衛生支出偏向之間呈顯著負相關，官員晉升激勵強度的增強抑制了下級政府的衛生支出偏向。列（3）將官員晉升激勵和衛生支出偏向均納入回歸模型中，發現官員晉升激勵通過抑制衛生支出偏向，進而制約了醫療服務質量均等化。以上估計結果與假設一致，進一步驗證了本文的思路。

六、結論與政策啟示

多級政府間事權與財權統一、兩者協調一致是實現高效醫療服務質量均等化發展的關鍵。在財政縱向失衡背景下，事權與財權的不匹配顯著影響了醫療服務質量均等化。本文基于某省2019年經驗數據，探究了財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的影響。研究發現，第一，在控制其他變量條件下，省域內財政縱向失衡會顯著增加醫療服務質量不平等，制約醫療服務質量均等化進程。第二，分位數回歸結果表明，隨著分位點的提高，財政縱向失衡增強對醫療服務質量均等化的抑制效應遞進增加。異質性檢驗發現，財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的影響存在顯著地區異質性，其對發達地區的醫療服務質量均等化水平產生的抑制效應更強。第三，機制分析結果顯示，財政縱向失衡加劇會通過抑制下級政府衛生支出偏向，進而制約醫療服務質量均等化進程。

據此，本文提出以下四個方面的政策建議。

（1）從省域財政縱向失衡對醫療服務質量均等化的負向抑制效應來看，應加速推進省級以下政府間的財政事權與支出責任改革，確保市縣級政府的支出責任與其財政能力相匹配。同時，考慮到省份間存在的顯著差異和多樣性，各省份在落實中央醫療改革框架時，應結合區域實際需求和特色，制定差異化實施方案，避免政策“一刀切”，以切實推進醫療衛生等民生事業的可持續發展。

（2）鑒于財政縱向失衡對醫療服務質量均等化產生的抑制效應存在顯著的區域差異性，應實施分類施策的財政干預機制。具體而言，對于發達地區，應引導其通過提升自主創新能力和優化資源配置，驅動醫療服務質量的提升；對于欠發達地區，需加大財政扶持力度，確保基本醫療服務的全覆蓋與高質量供給。同時，應積極推動發達地區與欠發達地區之間的醫療資源共享和合作，促進醫療技術、專業人才及資源的有效流動，從而帶動欠發達地區醫療服務質量的整體提升[38]。

（3）從分位數回歸結果來看，隨著分位點的提高，財政縱向失衡增強對醫療服務質量均等化的抑制效應遞進增加，且這種抑制效應在高成本醫療服務領域表現得更為突出。因此，本文建議雙管齊下：一方面，通過加強基層醫療體系建設、促進優質醫療資源下沉、提升基層醫務人員能力、推廣標準化診療流程等措施，消除基礎疾病醫療服務中的質量不平等；另一方面，聚焦高成本醫療服務板塊，特別是針對罕見病與重大疾病的治療，進一步強化財政支撐體系，降低患者自付比例，避免因病致貧，從而推動醫療費用更加親民。

（4）優化下級政府衛生支出激勵機制。鑒于財政縱向失衡會弱化地方政府衛生支出偏好，進而制約醫療服務質量均等化發展。本文認為應建立科學的績效評估體系，強化醫療服務質量均等化的考核導向，激勵地方政府增加對醫療衛生領域的投入。同時，還應通過政策引導和財政激勵，鼓勵地方政府優化財政支出結構，確保資源精準投向基層設施、人才待遇等關鍵環節。

[參考文獻]

[1]" 王洪川.完善國家公共服務制度體系現代化發展的路徑分析[J].經濟學家，2021，（1）.

[2]" 呂國營.從兩極分化到均衡配置——整合城鄉醫療資源的一種基本思路[J].經濟管理，2009，（12）.

[3]" 鄒文杰，蔡鵬鴻.公共衛生支出、人口聚集與醫療衛生服務均等化[J].上海財經大學學報，2015，（3）.

[4]" 辛沖沖，李健，楊春飛.中國醫療衛生服務供給水平的地區差異及空間收斂性研究[J].中國人口科學，2020，（1）.

[5]" 張維剛，歐陽建勇.財政縱向失衡、公共財政支農偏向與農業高質量發展[J].當代財經，2023，（3）.

[6]" 儲德銀，費冒盛.財政縱向失衡、轉移支付與下級政府治理[J].財貿經濟，2021，（2）.

[7]" 辛沖沖.縱向財政失衡、FDI競爭與醫療衛生服務供給水平——兼論標尺競爭機制下地區間的策略性行為[J].財貿經濟，2022，（1）.

[8]" 束磊，梁倩.轉移支付分配如何影響地方基本公共服務供給——基于政府間財政競爭的視角[J].當代財經，2021，（12）.

[9]" 韓良良.財政轉移支付對地方財政教育支出的影響研究[J].經濟經緯，2022，（5）.

[10]" 丁忠毅，譚雅丹.基本醫療衛生服務均等化的政府間事權與支出責任劃分之維[J].經濟問題探索，2019，（8）.

[11]" 閆坤，黃瀟.中國式分權、財政縱向失衡與基本公共服務供給研究[J].經濟學動態，2022，（12）.

[12]" 胡玉杰，高延雷，王秀東.財政縱向失衡、轉移支付與民生性公共服務供給[J].當代財經，2023，（11）.

[13]" 丁樹，楊燕英，王惠敏.省直管縣財政試點推進了縣域基本公共服務均等化嗎？[J].中國軟科學，2023，（3）.

[14]" 謝貞發，朱愷容，李培.稅收分成、財政激勵與城市土地配置[J].經濟研究，2019，（10）.

[15]" 許敬軒，王小龍.市縣級分成率波動與企業稅收征管[J].經濟研究，2022，（11）.

[16]" 儲德銀，邵嬌，遲淑嫻.財政體制失衡抑制了下級政府稅收努力嗎？[J].經濟研究，2019，（10）.

[17]" 郭威，李澤浩.財政縱向失衡、轉移支付與基本公共服務供給[J].現代經濟探討，2024，（1）.

[18]" 蔡慶豐，陳熠輝.財政縱向失衡、地方激勵異化與企業投資[J].管理世界，2023，（5）.

[19]" 呂祥偉，張莉娜.財政縱向失衡對城市綠色全要素生產率的影響——雙重機器學習下來自土地財政視角的理論闡釋[J].經濟與管理研究，2024，（4）.

[20]" 胡曉東，高艷慧.財政雙向失衡、地方稅財治理與企業避稅分化[J].審計與經濟研究，2023，（4）.

[21]" Townsend， P.， \"Inequality and the health service\". The Lancet，1974，1（7868）.

[22]" Fylkesnes， K.， Jakobsen， M.D.， Henriksen， N.O.， \"The value of general health perception in health equity research： A community-based cohort study of long-term mortality risk （Finnmark cohort study 1987–2017）\". SSM-Population Health， 2021，15（7）.

[23]" Castillo， E.G.， Harris， C.， \"Directing research toward health equity： a health equity research impact assessment\". Journal of General Internal Medicine， 2021，36（9）.

[24]" 馮海波，陳旭佳.公共醫療衛生支出財政均等化水平的實證考察——以廣東省為樣本的雙變量泰爾指數分析[J].財貿經濟，2009，（11）.

[25]" 楊歡.中國優質醫療資源配置水平的區域差異及動態演進研究[J].西北人口，2022，（4）.

[26]" 鄒文杰，蔡鵬鴻.公共衛生支出、人口聚集與醫療衛生服務均等化[J].上海財經大學學報，2015，（3）.

[27]" 孫澤生，沈雨晴.長三角城市群醫療衛生資源配置的空間收斂性研究[J].蘇州大學學報（哲學社會科學版），2022，（5）.

[28]" 伏潤得，張新煥，楊德剛.新疆醫療衛生資源配置空間公平分析[J].中國科學院大學學報，2023，（1）.

[29]" 張嘉紫煜，張仁杰，馮曦明.財政縱向失衡何以降低公共服務質量？——理論分析與機制檢驗[J].財政科學，2022，（5）.

[30]" 周黎安.中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J].經濟研究，2007，（7）.

[31]" 張帆，吳俊培，龔旻.財政不平衡與城鄉公共服務均等化：理論分析與實證檢驗[J].經濟理論與經濟管理，2020，（12）.

[32]" 楊得前，汪鼎.財政壓力、省以下政府策略選擇與財政支出結構[J].財政研究，2021，（8）.

[33]" 臧文斌，陳晨，趙紹陽.社會醫療保險、疾病異質性和醫療費用[J].經濟研究，2020，（12）.

[34]" 劉錦林，吳靜嫻，井朋朋，等.基于資源異質性假設的衛生人力資源配置公平性研究[J].中國衛生統計，2015，（1）.

[35]" Eyraud， L.， Lusinyan， L.， \"Vertical fiscal imbalances and fiscal performance in advanced economies\". Journal of Monetary Economics， 2013，60（5）.

[36]" 溫忠麟.張雷，侯杰泰，等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004，（5）.

[37]" 李瑩，呂光明.中國機會不平等的生成源泉與作用渠道研究[J].中國工業經濟，2019，（9）.

[38]" 朱城坤.精細化治理何以提升公共服務的可及性[J].決策與信息，2024，（9）.

[責任編輯：李利林]