財政分權(quán)下地方政府衛(wèi)生支出的競爭行為研究

彭沖，湯二子

（南京審計大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 211815）

一、問題的提出

伴隨著我國政府財政支出功能定位由“生產(chǎn)型財政”向“民生財政”的不斷轉(zhuǎn)變，近年來學(xué)者們基于不同的視角和方法針對政府衛(wèi)生支出效率（Gupta和Verhoeven，2001；Greene，2004）、衛(wèi)生支出或服務(wù)均等化（王曉潔，2009；馮海波和陳旭佳，2009；賈俊雪，2011）、最優(yōu)支出規(guī)模（肖海翔等，2011；王萱，2013）及其影響因素（Matteo 和 Matteo，1998；肖海翔和劉樂帆，2013）等展開深入探究。但既有文獻(xiàn)很少關(guān)注中國式分權(quán)體制下政府衛(wèi)生支出的策略互動行為。Elhorst和Fréret（2009）采用靜態(tài)空間Durbin模型證實了法國1992?2000年95個省的福利支出存在顯著的標(biāo)尺競爭效應(yīng)。Atella等（2014）同樣基于空間Durbin模型，證實了意大利的人均公共衛(wèi)生支出存在空間相關(guān)性。這表明，地方政府行為不僅表現(xiàn)為“為增長而競爭”，也可能存在“為福利而競爭”的錦標(biāo)賽（李郇等，2013）。事實上，隨著國家績效考核指向的不斷變化和人民生活水平的不斷提升，公眾對社會福利的訴求日益強(qiáng)烈，地方政府的行為也會伴隨著最優(yōu)化目標(biāo)而轉(zhuǎn)變。那么，近年來我國政府衛(wèi)生支出逐年增長態(tài)勢是否表明衛(wèi)生支出也存在“為福利而競爭”的策略性行為？倘若存在，則其占GDP的比例為何徘徊在2%左右（見圖1）？顯然，深入理解和探討這一問題有其現(xiàn)實性和必要性。

圖1 政府衛(wèi)生支出占全國財政支出比重

1994年分稅制改革形成的中國式分權(quán)結(jié)構(gòu)極大地調(diào)動了地方政府的積極性，其引發(fā)的地方財政支出競爭行為已被多數(shù)學(xué)者證實（周黎安，2007；李濤和周業(yè)安，2009；郭慶旺和賈俊雪，2009；Caldeira，2012）。不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有針對財政分權(quán)影響地方政府財政支出行為尤其是公共支出行為的研究往往聚焦于省級總量支出指標(biāo)，由此證明存在公共支出的省際空間外溢效應(yīng)和競爭關(guān)系（郭慶旺和賈俊雪，2009）。而針對某一項公共支出是否存在交互作用展開的研究明顯不足（Caldeira，2012）。此外，籠統(tǒng)地使用總量支出無法準(zhǔn)確地揭示各項支出的空間關(guān)系，也難以探究其背后的經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯（周亞虹等，2013）。以省級層面討論財政分權(quán)的公眾福利促進(jìn)效應(yīng)，忽視省區(qū)內(nèi)部城市間的資源稟賦、發(fā)展階段及制度環(huán)境等空間異質(zhì)性，往往會導(dǎo)致結(jié)果偏誤。事實上，目前我國98%以上的政府衛(wèi)生支出主要依賴于中央以下地方政府財政，其中省級以下政府在我國政府財政職能劃分中承擔(dān)了制定政策與標(biāo)準(zhǔn)的主要監(jiān)督職能（張曙霄等，2012）。倘若假定中央政府向地方政府實施財政分權(quán)對所有地區(qū)衛(wèi)生支出增長的作用相同，這一同質(zhì)性顯然不符合現(xiàn)實，因而在地市級層面研究某一項支出的策略性行為更切合實際。此外，城市層級政府也存在財政收支層面上擁有空間策略互動競爭的動機(jī)，孕育了財政分權(quán)的空間策略性競爭行為（張曙霄等，2012）。有鑒于此，從城市層級研究政府衛(wèi)生支出空間行為、財政分權(quán)及地市級政府間財政分權(quán)空間策略互動行為影響政府衛(wèi)生支出的微觀機(jī)理，具有重要的理論及現(xiàn)實價值。

基于上述學(xué)術(shù)和政策背景，本文開展如下研究工作：首先，在理論研究上，考慮有限資源約束下的福利最大化決策，拓展一個“自上而下”的競爭模型，作為地市級政府間政府衛(wèi)生支出相互影響的理論框架。其次，在研究方法上，利用動態(tài)空間Durbin模型解決政府衛(wèi)生支出變化的“路徑依賴”特征和緩解“內(nèi)生性”問題，綜合考慮了政府衛(wèi)生支出的時間、空間和時空滯后效應(yīng)，從而使研究結(jié)論更為準(zhǔn)確。第三，在研究數(shù)據(jù)上，基于283個地級城市2007?2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的應(yīng)用，以使本文可以更微觀、準(zhǔn)確地刻畫地級市政府的相互競爭行為。最后，在研究視角上，研究政府衛(wèi)生支出是否存在空間策略互動行為，并深入挖掘財政分權(quán)的空間策略性競爭對政府衛(wèi)生支出的短期和長期影響，進(jìn)而使本文的研究結(jié)論更具現(xiàn)實價值。

二、理論模型

本文根據(jù)競爭模型（Besley和Case，1995；Caldeira，2012），假設(shè)某個省份存在兩個地級市，分別命名為地區(qū)A與地區(qū)B。它們之間存在異質(zhì)性并主要體現(xiàn)在GDP、人口規(guī)模、衛(wèi)生基礎(chǔ)狀況等經(jīng)濟(jì)社會方面。設(shè)定地區(qū)A與地區(qū)B所隸屬的省級政府作為社會計劃者，行為目標(biāo)是最大化所屬地區(qū)居民的福利水平。由于某種福利水平如衛(wèi)生福利狀況的改善很可能會降低其他方面的福利，整體考慮將更加接近最優(yōu)化狀況。為此，首先需要考慮省級政府對地區(qū)A與地區(qū)B各種政府行為福利水平的權(quán)衡取舍。

假設(shè)居民衛(wèi)生福利狀況，取決于該地區(qū)政府的衛(wèi)生支出額，設(shè)定。根據(jù)實際狀況，滿足且。居民在衛(wèi)生之外的福利狀況取決于地方政府其他方面的財政支出額，同樣有，且。其中與關(guān)系滿足，R表示地區(qū)可支配總的財政資金。對總福利函數(shù)而言，假定為衛(wèi)生福利與其他福利簡單加總，也即：

式（1）關(guān)于衛(wèi)生支出的一階導(dǎo)數(shù)為。

由于式（1）的二階導(dǎo)數(shù)滿足：

因此，式（1）取最大值時衛(wèi)生支出應(yīng)該有：

以上函數(shù)與取決于居民效用等因素，而地級政府能夠決定的是衛(wèi)生支出額。如果某個地區(qū)在衛(wèi)生支出及其他方面的財政支出能夠?qū)崿F(xiàn)，那么該政府官員就實現(xiàn)了在約束條件下所能達(dá)到的居民最大福利水平，倘若上級政府（即省級政府）具有完全的信息，能夠察覺下級（即地市級政府）行為的最優(yōu)化決策并據(jù)此確定官員留任與否。那么，可以看出地區(qū)A與B之間的衛(wèi)生支出不存在競爭。

考慮轉(zhuǎn)移支付的支出決策。地方政府可支配的總財政資金R主要包括兩個部分：財稅收入tY和上級政府的轉(zhuǎn)移支付TR，其中：t代表稅率，f表示當(dāng)?shù)禺a(chǎn)出水平如GDP總量。那么，財政收入。 基于以上有關(guān)衛(wèi)生支出總量的討論，設(shè)定為衛(wèi)生支出占財政收入的比率（0≤≤1），同樣。因此，最優(yōu)化的衛(wèi)生支出比率應(yīng)該滿足：

根據(jù)式（4），任意地區(qū)確定其各自的衛(wèi)生支出所占財政收入的最優(yōu)比率，并且彼此獨(dú)立。對所確定的最優(yōu)比率，衛(wèi)生支出總額為。可以看出，對最優(yōu)的衛(wèi)生支出占財政收入的比率，取決于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會環(huán)境的異質(zhì)性，比如GDP總量、稅率和上級政府的轉(zhuǎn)移支付等，與其他地區(qū)不相關(guān)。對已確定的最優(yōu)衛(wèi)生支出比率，更優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和更豐厚的上級政府轉(zhuǎn)移支付都對應(yīng)著更高的衛(wèi)生支出水平。

對地區(qū)A，最優(yōu)化的衛(wèi)生支出比率應(yīng)該滿足：

同樣地區(qū)B滿足：

如果，上級政府最優(yōu)決策是將更多的轉(zhuǎn)移支付投向地區(qū)A。根據(jù)函數(shù)與的二階導(dǎo)數(shù)的特性，地區(qū)A不斷增加的轉(zhuǎn)移支付會降低與地區(qū)B的邊際福利收益差距。反之，上級政府會將更多的轉(zhuǎn)移支付投向地區(qū)B。這也說明為何中央財政會向落后地區(qū)傾斜，其中原因就是這些地區(qū)財政撥款的邊際福利收益相對較大。

倘若上級政府能察覺下級政府是否按照既定約束做出最大化居民福利的決策，此為最確切的競爭尺度?，F(xiàn)實中往往存在極大的信息不對稱問題，首先居民福利函數(shù)難以確定，且下級政府行為的邊際福利效益更難以衡量，以致上級政府難以甚至根本無法判斷下級政府是否已選擇最優(yōu)化決策。

當(dāng)設(shè)定上級政府根據(jù)下級政府在各種行為上的財政投入來確定努力程度時，上級政府不會只關(guān)注下級政府的某一行為如教育、科技或者衛(wèi)生支出等，依然會對各種行為支出進(jìn)行權(quán)衡。對下級政府衛(wèi)生支出與其他財政支出來說，上級政府的關(guān)注程度分別用一個系數(shù)來刻畫，設(shè)為與，從而上級政府衡量下級政府行為努力的基本式為。不過，該式存在很大的局限性，如果>的話，下級政府無疑會將所有財政投入到衛(wèi)生支出中。反之，政府不會在衛(wèi)生方面投入任何財政資金。因此，上級政府對下級政府的所有財政支出存在最低性要求與，這是下級政府投入的最低紅線。如此判斷的話，上級政府判斷下級政府的努力方程應(yīng)該是：

當(dāng)大于時，下級政府會選擇在衛(wèi)生支出行為方面按照上級政府最低要求投入資源，而將剩余的財政資金全部投入到衛(wèi)生支出中。反之，下級政府在衛(wèi)生方面投入最低要求的財政資金。式（7）僅考慮了上級政府對下級政府的權(quán)衡，下級政府將所有精力用于上級政府對其努力的判斷上。盡管這在中國自上而下的行政體制下具有一定的參考意義，不過中國政府官員是民眾的公仆，他們行為的最終衡量標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)該是人民群眾的滿意程度。鑒此，下級政府還應(yīng)該考慮民眾對財政支出效果的滿意程度。同時，上級政府在考察下級政府政績和考慮下級政府財政收入分配的合理性時，人民群眾的滿意度的確占據(jù)著非常重要的地位。當(dāng)上級政府對衛(wèi)生支出具有更高關(guān)注度時，下級政府會將更多的財政資金用于衛(wèi)生事業(yè)。不過，民眾對各項公共事業(yè)的均衡化需求會相對弱化下級政府的這種行為選擇。

由于，為了體現(xiàn)民眾的意志，上級政府修正下級政府努力的衡量標(biāo)準(zhǔn)為：

其中：是符號函數(shù)。

當(dāng)時，

當(dāng)時，

因此，衛(wèi)生財政支出的極值為：

當(dāng)時，衛(wèi)生支出，下級政府所體現(xiàn)的努力程度是最大化的。

當(dāng)時，衛(wèi)生支出，下級政府所體現(xiàn)的努力程度是最小化的。

為了簡化起見，下文僅論述時的情形。以上分析中，依然看出地區(qū)A與地區(qū)B的決策是相互獨(dú)立的。同樣假定上級政府是按照地級市政府決策獨(dú)自權(quán)衡的，事實上，上級政府對所覆蓋的地區(qū)，會潛意識地比較它們各自的財政投入狀況。

當(dāng)政府比較關(guān)注地級市政府衛(wèi)生支出情況時，地區(qū)A的衛(wèi)生最優(yōu)支出應(yīng)為：

地區(qū)B的衛(wèi)生最優(yōu)支出應(yīng)為：

由于、取決于同一上級政府對財政支出的偏好情況，因此各地區(qū)間具有同樣的參數(shù)取值。

對地區(qū)A，如果的話，那么地區(qū)A將按照上級政府考察努力的最優(yōu)化方式確定衛(wèi)生的財政資金支出。當(dāng)時，上級政府傾向于依據(jù)地區(qū)間衛(wèi)生支出的差異來判斷努力程度，那么地區(qū)A很可能會違背原先的最優(yōu)化決策，選擇擴(kuò)大衛(wèi)生支出來降低與地區(qū)B所存在的差異?？梢?，同一省區(qū)不同地市級政府可能存在衛(wèi)生支出的空間策略互動行為。

值得指出的是，改革開放以來，中國憑借人口、土地等紅利實現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)高速增長。但這種以犧牲環(huán)境為代價的高速增長也對人們的健康造成了嚴(yán)重影響。隨著民眾健康意識的越來越強(qiáng)，對政府醫(yī)療服務(wù)供給的訴求日益高漲。2008年“民生財政”一詞被政府首次應(yīng)用于官方文件中，2009年中共中央、國務(wù)院發(fā)布的新一輪醫(yī)療衛(wèi)生體制改革重點(diǎn)并將改革成效列入政府績效考核范疇。因此，在國家財政和績效考核方向逐步轉(zhuǎn)向“民生指標(biāo)”的背景下，一方面，同一省份內(nèi)城市財政分權(quán)程度的提升會激發(fā)地方政府會通過提高當(dāng)?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給增加民眾滿意度獲取晉升籌碼的政治激勵。另一方面，財政分權(quán)會帶來醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給增加的同時，在現(xiàn)有體制框架下中國式分權(quán)同樣孕育了地方政府競爭，而且這一競爭不僅體現(xiàn)在政府衛(wèi)生支出上，還會體現(xiàn)在教育等其他支出方面（周亞虹等，2013）。事實上，在財政支出權(quán)利日益擴(kuò)大的背景下，財政分權(quán)的空間策略性強(qiáng)度也會越大。由于不同城市的資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、區(qū)位條件和制度環(huán)境等諸多因素存在著空間異質(zhì)性，加之政績考核指標(biāo)逐步的多元化和“民生”化，為成功把握住政治晉升錦標(biāo)賽激勵機(jī)遇，轄區(qū)官員可能會綜合權(quán)衡做出最有利于自身的決策。倘若同一省區(qū)的臨近城市在政府衛(wèi)生支出處于較強(qiáng)優(yōu)勢時，本地區(qū)官員會依據(jù)“鄰居”城市的情況和投入的邊際效益，可能會把精力放在其他諸如教育、科技等公共支出上來彌補(bǔ)劣勢，借助財政轉(zhuǎn)移支付等公共池渠道擠占衛(wèi)生支出。根據(jù)理論分析提出如下兩個假說。

假說1：在中國式分權(quán)制度框架下，同一省區(qū)內(nèi)地市級政府衛(wèi)生支出行為存在策略互動行為，一地區(qū)制定本轄區(qū)的衛(wèi)生支出決策時會考慮到鄰近地區(qū)的反應(yīng)。

假說2：在現(xiàn)有財政體制安排下，財政分權(quán)對地方政府的公共支出具有推動效應(yīng)，但地市級政府間財政分權(quán)的空間策略性競爭可能成為對政府衛(wèi)生支出的約束因素。

三、研究設(shè)計

（一）計量模型

空間計量模型為準(zhǔn)確刻畫政府醫(yī)療衛(wèi)生支出方面的空間策略互動行為提供了一個很好的工具。值得指出的是，以往應(yīng)用于考察政府競爭行為的靜態(tài)空間滯后模型（SAR）、靜態(tài)空間滯后誤差模型（SAC）（周亞虹等，2013）往往難以獲得無偏估計。LeSage和Pace（2009）的研究指出空間Durbin模型（SDM）才是產(chǎn)生無偏估計的唯一模型。因此，空間Durbin模型成為了刻畫政府公共支出空間交互行為的理想模型（Elhorst和 Fréret，2009；Atella等，2014）。遺憾的是，上述文獻(xiàn)忽視了空間變量如福利支出變化的“路徑依賴”特征。從計量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度看，靜態(tài)空間計量模型未考慮到由聯(lián)立性和遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，故通過取被解釋變量滯后一期項來構(gòu)建動態(tài)空間面板模型有其必要性。Caldeira（2012）納入被解釋變量的滯后一期，基于動態(tài)空間滯后模型考察了中國地方政府公共支出的空間行為。然而，Elhorst（2012）指出，變量的空間依賴關(guān)系不僅體現(xiàn)在當(dāng)期地區(qū)間的相關(guān)影響，而且可能來自其他地區(qū)先前行為的影響。因此，針對本文的核心變量人均政府衛(wèi)生支出可能還存在時間上的動態(tài)依賴性。為同時解決上述問題并緩解內(nèi)生性偏誤，本文拓展現(xiàn)有研究，將政府衛(wèi)生支出的時間滯后效應(yīng)、空間滯后效應(yīng)和時空滯后效應(yīng)納入統(tǒng)一的分析框架中，借鑒Elhorst等（2016）提出的動態(tài)空間Durbin模型來模擬不同個體間的互動影響。設(shè)定如下動態(tài)空間廣義嵌套模型：

其中：代表被解釋變量，本文特指第i 個城市第t 年的政府衛(wèi)生支出表示財政分權(quán)及控制變量、、分別代表城市和年份的固定效應(yīng)以及隨機(jī)擾動項。表示空間權(quán)重矩陣，用來描述樣本期各城市的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)。表示時間滯后系數(shù)，反映前一期政府衛(wèi)生支出對本期的影響；表示空間滯后系數(shù)，用來捕捉政府衛(wèi)生支出政策的策略反應(yīng)強(qiáng)度，如果>0且顯著，說明地級市政府在公共衛(wèi)生支出上存在相互模仿的策略互動，反映出地方政府衛(wèi)生支出決策表現(xiàn)為“策略互補(bǔ)”；反之，表現(xiàn)為“策略替代”；表示時空滯后系數(shù)。在模型的估計上，借鑒Lee和Yu（2010）提出的糾偏極大似然估計（BCQML）方法估計動態(tài)空間面板模型。

依據(jù)第二部分的理論模型可知，策略互動往往發(fā)生在同一省區(qū)內(nèi)不同地市級政府之間。因此，本文設(shè)定所有空間權(quán)重矩陣的基礎(chǔ)判斷依據(jù)為兩個城市是否屬于同一省區(qū)。由于空間相互作用及空間效應(yīng)大小、符號和顯著性水平對空間權(quán)重矩陣的選取較為敏感（Elhorst和Halleck Vega，2017），借鑒周亞虹等（2013）、Halleck Vega 和 Elhorst（2015）的思路，本文依據(jù)地理空間、經(jīng)濟(jì)空間和社會空間等賦值標(biāo)準(zhǔn)構(gòu)造逆距離的連續(xù)型空間權(quán)重矩陣作為比較，以刻畫同一上級不同地市級政府之間的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)。具體構(gòu)造如下：第一類是逆距離的地理空間權(quán)重矩陣Wgeo。①基于地理距離考察范圍內(nèi)任何兩地區(qū)間的相關(guān)性，相關(guān)強(qiáng)度隨距離增大而加速減弱，服從地理學(xué)第一定律。設(shè)定為城市i 和城市間的地理距離，若兩城市屬于同一省區(qū)，則，否則取值為0。其中，地理距離依據(jù)地級市行政單位的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)計算而成。第二類是逆距離的經(jīng)濟(jì)社會空間權(quán)重矩陣。采用經(jīng)濟(jì)、社會兩個賦值因素來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，若城市i 和屬于同一省區(qū)，則樣本期內(nèi)人均實際GDP、人口密度、醫(yī)療技術(shù)人員和醫(yī)療機(jī)構(gòu)的平均值，本文分別以符號、、和來表示相應(yīng)的空間權(quán)重矩陣。需要指出的是，采用地區(qū)醫(yī)療技術(shù)人員數(shù)和醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)作為賦值因素構(gòu)建出社會空間權(quán)重矩陣，主要刻畫出因社會基礎(chǔ)資源空間差異所形成的空間關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)。上述公式中的表示空間衰減參數(shù)，本文取2。最后，針對上述五種空間權(quán)重矩陣進(jìn)行行標(biāo)準(zhǔn)化。

（二）變量定義

1.因變量。采用城市人均政府衛(wèi)生支出，并取自然對數(shù)。

2.自變量。采用財政分權(quán)度。財政分權(quán)程度的指標(biāo)選擇一直爭議較大。為消除人口規(guī)模及轉(zhuǎn)移支付的影響，本文借鑒傅勇（2010）、賈俊雪和應(yīng)世為（2016）的做法來以地級市人均財政支出占總財政支出（中央政府本級、省級本級和地級市人均預(yù)算內(nèi)財政支出總和）的比重來表征。

3.控制變量。依據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)及數(shù)據(jù)可得性，選取人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境質(zhì)量等經(jīng)濟(jì)社會因素。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為第一產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的份額；人均實際GDP用于捕捉經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響；以公路里程數(shù)與土地面積之比來反映城市基礎(chǔ)設(shè)施水平。需要指出的是，環(huán)境質(zhì)量對政府衛(wèi)生支出規(guī)模的影響體現(xiàn)為兩個方面：其一，環(huán)境質(zhì)量下降通過影響當(dāng)?shù)鼐用竦慕】邓?，從而會提高居民對衛(wèi)生公共服務(wù)的需求；其二，環(huán)境質(zhì)量提高改善居民健康福利從而減少公共衛(wèi)生支出規(guī)模。本文采用全局主成分分析法（PCA），將全市工業(yè)廢水排放量（萬噸）、SO2排放量（噸）、工業(yè)煙塵排放量（噸）以及城市建成區(qū)綠化覆蓋率（%）四個反映環(huán)境的指標(biāo)進(jìn)行信息整合來衡量城市環(huán)境質(zhì)量。具體做法為：首先對上述四個環(huán)境質(zhì)量指標(biāo)進(jìn)行正向和逆向標(biāo)準(zhǔn)化處理，進(jìn)而基于全局主成分分析法得到環(huán)境質(zhì)量綜合指數(shù)，其值越大，說明環(huán)境質(zhì)量越好。

（三）數(shù)據(jù)來源

基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》（2008?2014年）、《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2008?2014年，考慮到《2007年政府收支分類科目》[財預(yù)（2006）401號]對各項政府支出功能進(jìn)行重新分類，因此，本文選取的數(shù)據(jù)觀測期為2007年至2013年（T=7），樣本截面為中國283個地級市，總樣本數(shù)為1981個。所有以貨幣為單位的變量，均采用各城市其所屬省份CPI指數(shù)進(jìn)行平減化處理，基期為2007年。為減少異方差，貨幣變量如政府人均衛(wèi)生支出和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分別取自然對數(shù)。表1匯報了主要變量的基本描述性統(tǒng)計。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析結(jié)果及其解釋

回歸之前，我們采用控制了相關(guān)因素后的全局Moran’s I指數(shù)展開空間相關(guān)性預(yù)檢驗，估測樣本期間內(nèi)政府衛(wèi)生支出在地理、經(jīng)濟(jì)、社會空間上均表現(xiàn)出的相關(guān)性。結(jié)果顯示，在、、、和五種權(quán)重矩陣下的全局Moran’s I值分別為0.642、0.674、0.638、0.611和0.632，且均通過了1%的顯著性水平檢驗，初步判斷地市級政府衛(wèi)生支出具有顯著的空間相關(guān)性。那么，其呈現(xiàn)怎樣的特征，有待后續(xù)計量的進(jìn)一步嚴(yán)格檢驗。

（一）不同空間權(quán)重矩陣下地方政府衛(wèi)生支出反應(yīng)方程的CQML回歸結(jié)果分析

在實證分析前，為捕捉不可觀測的地區(qū)異質(zhì)性和宏觀經(jīng)濟(jì)因素的共同沖擊，我們基于五種權(quán)重矩陣來檢驗空間效應(yīng)和時間效應(yīng)的存在性。LR檢驗表明同時存在上述兩種效應(yīng)；根據(jù)Elhorst等（2016）的做法，經(jīng)Wald-spatial-lag檢驗和Wald-spatial-error檢驗顯示動態(tài)空間Durbin模型無法退化至空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），證實了采用包含被解釋變量內(nèi)生交互項（W×Y）和解釋變量外生交互項（W×X）的空間Durbin模型的必要性（LeSage和Pace，2009）。①限于篇幅，本文未報告詳細(xì)的檢驗結(jié)果，歡迎讀者索要。因此，接下來的估計在控制空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)框架下展開。為進(jìn)行比較分析，我們選擇最小二乘法（OLS）作為參照系，表2同時匯報了OLS模型、靜態(tài)空間Durbin模型和動態(tài)空間Durbin模型的估計結(jié)果。

對比發(fā)現(xiàn)，在校正了空間相關(guān)性導(dǎo)致的估算偏差以及充分考慮到時間滯后效應(yīng)和時空滯后效應(yīng)后，各系數(shù)符號、顯著性水平及其系數(shù)大小更符合理論預(yù)期，凸顯了采用動態(tài)空間Durbin模型估計的優(yōu)勢。同時表2所有動態(tài)模型中系數(shù)++<1，顯示出模型的穩(wěn)健性。因此，接下來的分析主要圍繞動態(tài)空間Durbin模型的估計結(jié)果展開。首先，從空間維度上看，空間滯后系數(shù)）在五種權(quán)重矩陣設(shè)定下均在1%的水平上顯著為正。這表明，同一省區(qū)的地市級政府衛(wèi)生支出決策確實存在顯著的策略互動行為且主要采取互補(bǔ)性策略。反映出近年來，同一上級管轄的不同地市級政府間，在國家績效考核方向逐步轉(zhuǎn)向“民生指標(biāo)”下，孕育了政府公共衛(wèi)生支出的競爭，與本文的理論假說1形成了呼應(yīng)。這意味著，對某一城市的政府官員而言，倘若處于同一省區(qū)對手選擇提高政府衛(wèi)生支出，那么該城市政府官員的最優(yōu)策略也是提高政府衛(wèi)生支出，達(dá)到“高水平”的均衡狀態(tài)，這有力地解釋了近年來我國政府衛(wèi)生支出絕對額持續(xù)提升的客觀現(xiàn)象。

估計結(jié)果還表明，同一省區(qū)內(nèi)本城市政府衛(wèi)生支出程度與地理、經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療基礎(chǔ)水平相近城市的衛(wèi)生支出水平密切相關(guān)。從策略互動強(qiáng)度來看，相較于醫(yī)療基礎(chǔ)水平以及經(jīng)濟(jì)距離相近地區(qū)，地理距離鄰近城市的策略互動強(qiáng)度更為突出。以表2地理距離權(quán)重矩陣下空間效應(yīng)為例，其系數(shù)為0.546，即省內(nèi)鄰近城市加權(quán)平均的人均政府衛(wèi)生支出水平每提高1%，會帶來本城市的政府衛(wèi)生支出水平提高0.546個百分點(diǎn)。因此，通過政府公共衛(wèi)生支出等非生產(chǎn)性支出以改善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給，必須充分釋放地市級政府在公共衛(wèi)生支出方面的激勵效應(yīng)，設(shè)置科學(xué)的績效考核指標(biāo)體系重塑競爭規(guī)則，從“宏觀經(jīng)濟(jì)績效”向“微觀福利績效”轉(zhuǎn)變中，引導(dǎo)政府官員展開衛(wèi)生服務(wù)供給的“趨優(yōu)競爭”,逐漸實現(xiàn)政府在衛(wèi)生領(lǐng)域責(zé)任的回歸。接下來，從時間維度上看，政府衛(wèi)生支出的時間滯后系數(shù)）在五種空間權(quán)重矩陣情形下均在1%的水平上顯著為正。這表明，政府衛(wèi)生支出變化具有典型的路徑依賴特征，即前期人均政府衛(wèi)生支出處于較高水平，則當(dāng)期人均政府衛(wèi)生支出規(guī)模將可能繼續(xù)走高，形成一個良性的自我強(qiáng)化過程，從而表現(xiàn)為“慣性效應(yīng)”。最后，從時空雙維度的視角可知，政府衛(wèi)生支出的時空滯后系數(shù)）在五種空間權(quán)重矩陣情形下為正，但僅在社會空間權(quán)重距離下顯著，表明省內(nèi)公共醫(yī)療衛(wèi)生基礎(chǔ)水平相近的鄰近城市上一期較高的政府衛(wèi)生支出會促使本城市當(dāng)期的政府衛(wèi)生支出的提升。這主要?dú)w因于鄰近地區(qū)政府衛(wèi)生支出對本地區(qū)的“示范效應(yīng)”，即面對鄰近地區(qū)尤其是公共基礎(chǔ)衛(wèi)生醫(yī)療水平與本地區(qū)相近的周邊地區(qū)更好的公共衛(wèi)生供給和更高的居民醫(yī)療滿意度，往往容易獲得上級部門的認(rèn)可，本地區(qū)政府出于居民輿論壓力、官員政績考核謀求晉升機(jī)會，可能將其視為“典型”并隨后學(xué)習(xí)模仿鄰近地區(qū)的做法進(jìn)而通過增加本地區(qū)政府衛(wèi)生投入提高衛(wèi)生績效。

表2 不同空間權(quán)重矩陣下地方政府衛(wèi)生支出反應(yīng)方程的QML估計結(jié)果

財政分權(quán)度也是本文關(guān)注的變量。表2結(jié)果顯示財政分權(quán)變量的系數(shù)在五種空間權(quán)重情形下的系數(shù)均為正數(shù)，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。說明上級政府將更多財政支出權(quán)限下放至下一級地級市政府對促進(jìn)城市政府衛(wèi)生支出有著一定的推動效應(yīng)。究其原因，可能在于2007年黨的十七大報告明確將改善民生為主的社會建設(shè)納入國家發(fā)展戰(zhàn)略。2008年3月，全國人大審議的《關(guān)于2007年中央和地方預(yù)算執(zhí)行情況與2008年中央和地方預(yù)算草案的報告》中首次使用了“民生財政”一詞，此后中央的政策目標(biāo)到支出安排越來越體現(xiàn)出“民生財政”的導(dǎo)向。2009年中共中央、國務(wù)院開展新一輪醫(yī)療衛(wèi)生體制改革，目標(biāo)是逐步實現(xiàn)人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，有關(guān)醫(yī)療衛(wèi)生體制改革成效被各級政府納入政績考核范疇。由此可見，在城市財政分權(quán)程度不斷增強(qiáng)、政府財政由“建設(shè)財政”逐步向“民生財政”轉(zhuǎn)變、政府醫(yī)療衛(wèi)生體制改革成效納入政績考核的背景下，地方政府醫(yī)療衛(wèi)生供給得到了一定程度上的重視和提升，中國城市政府衛(wèi)生支出顯示出逐年遞增的態(tài)勢。該結(jié)論為當(dāng)前轉(zhuǎn)變政府職能、依托簡政放權(quán)和深入推進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生供給側(cè)改革等改善公共服務(wù)供需矛盾、提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提供了一個科學(xué)決策的經(jīng)驗證據(jù)。根據(jù)表2的估計結(jié)果我們可以得到如下幾點(diǎn)認(rèn)識：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)在五種空間權(quán)重矩陣下至少在10%的水平上顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后地方往往居民疾病率也相對較高。因此，政府具有較大公共衛(wèi)生支出的壓力和責(zé)任。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對人均政府衛(wèi)生支出的影響系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這反映出地市級地方政府的衛(wèi)生投入高度依賴于其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)地區(qū)的居民從地方政府公共醫(yī)療服務(wù)中獲益最大；人口密度、基礎(chǔ)設(shè)施和環(huán)境質(zhì)量變量的系數(shù)在五種空間權(quán)重矩陣下有正有負(fù)，但這一作用不具有統(tǒng)計顯著性，由于該指標(biāo)不是本文考察的重點(diǎn)，限于篇幅，在此不再贅述。

（二）財政分權(quán)的空間溢出效應(yīng)檢驗

當(dāng)存在空間溢出效應(yīng)時，某因素的變化不僅會導(dǎo)致本地區(qū)政府衛(wèi)生支出的變化，而且會通過系列反饋作用影響鄰近地區(qū)的政府衛(wèi)生支出，也即存在策略互動。根據(jù)表2結(jié)果，地理距離權(quán)重下政府衛(wèi)生支出的空間關(guān)聯(lián)程度明顯優(yōu)于其他權(quán)重矩陣下的估計結(jié)果，反映出地理區(qū)位鄰近地區(qū)的政府衛(wèi)生支出規(guī)模大的地區(qū)對周邊地區(qū)產(chǎn)生了較大的空間影響力。在信息不對稱條件下，同一省區(qū)上級政府考核下級政府，更有可能針對地理區(qū)位鄰近地區(qū)地方官員在改善衛(wèi)生供給上的努力程度及績效展開比較，進(jìn)而決定是否提拔或留任。因此，本文基于表2地理距離權(quán)重矩陣下動態(tài)空間Durbin模型估計結(jié)果顯示，W×財政分權(quán)變量的系數(shù)估計為?2.261，且在1%的水平上顯著，初步說明城市財政分權(quán)水平在空間上存在明顯的負(fù)相關(guān)性，是否存在地方政府競爭扭曲政府公共衛(wèi)生支出呢？為此，本文進(jìn)一步從短長期角度分解出各因素對政府衛(wèi)生支出的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。有關(guān)空間溢出效應(yīng)的存在性可根據(jù)間接效應(yīng)的顯著水平展開判定（Elhorst，2012)。根據(jù) Elhorst（2012）、Elhorst等（2016）的思路，我們對式（14），將間接效應(yīng)從時間維度上分為短期效應(yīng)和長期效應(yīng)，分別反映各因素對政府衛(wèi)生支出的短期即時效應(yīng)和考慮時間滯后效應(yīng)的長期影響。上述效應(yīng)可通過求個個體因變量對第個自變量的偏導(dǎo)數(shù)組成矩陣，進(jìn)而計算矩陣非對角線元素行和平均值，具體公式為：

其中：為單位矩陣表示測算矩陣非對角線元素行和平均值的運(yùn)算符，其他符號變量與式（14）變量含義相同。

表3顯示，除了環(huán)境質(zhì)量外，其他指標(biāo)均存在長期效應(yīng)且其效應(yīng)（系數(shù)絕對值）均大于短期效應(yīng)，從而表明各因素對政府衛(wèi)生支出具有更為深遠(yuǎn)的長期影響。本文重點(diǎn)考察政府間財政分權(quán)的空間策略互動行為在短期內(nèi)和長期內(nèi)對政府衛(wèi)生支出的影響，可以看到，無論在短期還是長期條件下，財政分權(quán)對政府衛(wèi)生支出的間接效應(yīng)均為負(fù)，顯示出財政分權(quán)的空間策略性行為屬于“策略替代”且城市間存在長期博弈特征，這說明控制城市其他條件下，地市級政府間財政分權(quán)的空間策略互動強(qiáng)度的增加并不利于城市公共衛(wèi)生福利的供給，證實了本文的理論假說2。需要說明的是，盡管前文的估計顯示，財政分權(quán)雖然對政府衛(wèi)生支出具有推動效應(yīng)，但在中國式分權(quán)體制下，其空間策略性競爭反而抑制了政府衛(wèi)生支出，這或許構(gòu)成了我國政府衛(wèi)生支出占GDP比重徘徊在2%左右背后的制度與經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要成因之一。

表3 財政分權(quán)的空間溢出效應(yīng)檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.基于區(qū)域異質(zhì)性的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到城市樣本的空間異質(zhì)性特征，本文結(jié)合地理距離空間權(quán)重矩陣及采用人均財政支出指標(biāo)計算的財政分權(quán)度展開地區(qū)分組回歸，結(jié)果呈現(xiàn)于表4第1?3列中。從時間維度上看，政府衛(wèi)生支出的“慣性效應(yīng)”在東部地區(qū)體現(xiàn)最為明顯，其次為中部，西部排最末。從空間維度上看，政府衛(wèi)生支出的“競爭效應(yīng)”表現(xiàn)為中部地區(qū)>東部地區(qū)>西部地區(qū)。從時空雙維度上看，東部地區(qū)和中部地區(qū)的系數(shù)顯著為負(fù)，而西部地區(qū)顯著為正，究其原因，通過統(tǒng)計2007?2013年東、中、西部地區(qū)的人均政府醫(yī)療衛(wèi)生支出年平均規(guī)模，如圖2所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，東、中、西部地區(qū)人均政府醫(yī)療衛(wèi)生支出年均規(guī)模幾乎一致，西部地區(qū)略高。顯然，對經(jīng)濟(jì)相對落后的西部地區(qū)而言，增加人均政府衛(wèi)生支出越有可能獲取政治晉升和留任的優(yōu)勢。因此，其更有可能根據(jù)上期鄰近地區(qū)的政府衛(wèi)生支出做出正向反應(yīng)；較高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的東部和中部地區(qū)人均壽命較高，居民健康福利較高，因此醫(yī)療衛(wèi)生支出的邊際效益相對較低，轄區(qū)官員為了晉升可能會從其他途徑尋找競爭優(yōu)勢。比如同一省區(qū)的A城市上一期醫(yī)療衛(wèi)生支出很高，B城市政府官員可能會認(rèn)為通過醫(yī)療衛(wèi)生支出競爭難以取得優(yōu)勢，因而可能會把精力放在其他諸如教育、科技等公共支出，削弱了政府衛(wèi)生支出的正向激勵。從財政分權(quán)變量的系數(shù)來看，財政分權(quán)對政府衛(wèi)生支出具有顯著的推動效應(yīng)，其影響力度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)，從估計系數(shù)來看，東部>中部>西部，證實了前文所得出的財政分權(quán)顯著地促進(jìn)了政府衛(wèi)生支出規(guī)模提升的結(jié)論。從財政分權(quán)的空間溢出效應(yīng)來看，均表現(xiàn)為“策略替代”，但西部地區(qū)不顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗主要結(jié)果

圖2 2007—2013年東、中、西部地區(qū)平均人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的絕對量

2.基于不同衛(wèi)生服務(wù)供給指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗。醫(yī)療服務(wù)供給不僅體現(xiàn)為投入層面，還體現(xiàn)為產(chǎn)出層面。因此，本文進(jìn)一步從產(chǎn)出角度采用每萬人擁有醫(yī)療機(jī)構(gòu)病床數(shù)以及每萬人擁有衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)作為政府衛(wèi)生服務(wù)供給程度進(jìn)行穩(wěn)健性回歸，結(jié)果見表4第4和第5列。從結(jié)果來看，核心變量與前文的估計結(jié)果基本一致。

3.基于不同財政分權(quán)度指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗。依據(jù)前文考慮中央本級、省級本級和地級市本級三級政府支出思路來測度人均財政收入的分權(quán)指標(biāo)和以總量規(guī)模作為財政分權(quán)穩(wěn)健性指標(biāo)展開重新估計，結(jié)果分別呈現(xiàn)于表4第6和第7列中。從以財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)代理變量和以總量度量財政分權(quán)度的估計結(jié)果可知，所有核心指標(biāo)在系數(shù)大小、符號和顯著性水平上與前文保持了較好的一致性，進(jìn)一步證實了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（四）財政分權(quán)對政府衛(wèi)生支出競爭影響程度的進(jìn)一步考察

前述我們已經(jīng)驗證了地市級政府存在著競爭行為，財政分權(quán)及其空間策略性競爭均會影響到政府衛(wèi)生支出，且存在區(qū)域異質(zhì)性。那么，財政分權(quán)又是否會影響到地市級政府衛(wèi)生供給的策略互動效果呢？因此，本文將納入財政分權(quán)與政府衛(wèi)生服務(wù)供給滯后項（W×政府衛(wèi)生供給）的交叉項基于地理距離空間權(quán)重矩陣進(jìn)行重新估計，結(jié)果呈現(xiàn)于表5中。由表5可知，政府衛(wèi)生支出空間滯后項的系數(shù)始終顯著為正，而財政分權(quán)與空間滯后項的系數(shù)顯著為負(fù)，這表明，財政分權(quán)確實會緩解政府衛(wèi)生服務(wù)供給的空間策略互動強(qiáng)度，這與Caldeira（2012）關(guān)于財政分權(quán)削弱了公共支出策略互動的結(jié)論類似。顯然，面對財權(quán)上收、事權(quán)留置，“為晉升”所支配的地級市政府往往在公共支出的水平和結(jié)構(gòu)上存在“此消彼長”的策略互動行為，進(jìn)一步佐證了前文財政分權(quán)存在空間策略互動的結(jié)論。在此背景下，現(xiàn)階段深化財稅體制改革與醫(yī)療衛(wèi)生供給側(cè)改革應(yīng)當(dāng)協(xié)調(diào)、協(xié)同推進(jìn)。

表5 財政分權(quán)影響政府衛(wèi)生支出策略互動的進(jìn)一步檢驗

五、主要結(jié)論及啟示

本文在構(gòu)建地方政府衛(wèi)生支出策略互動理論模型的基礎(chǔ)上，應(yīng)用動態(tài)空間Durbin模型和2007?2013年中國283個城市面板數(shù)據(jù)對分權(quán)體制下政府衛(wèi)生支出競爭行為進(jìn)行了經(jīng)驗檢驗，同時揭示出財政分權(quán)及其空間策略性競爭對政府衛(wèi)生支出的影響。主要結(jié)論與啟示如下：

（1）在當(dāng)前中國式分權(quán)體制下，我國同一省區(qū)內(nèi)地市級政府衛(wèi)生支出決策確實存在顯著的互補(bǔ)型策略互動行為，反映出倘若同一省區(qū)內(nèi)相鄰地市級政府提高醫(yī)療衛(wèi)生供給水平，那么本城市政府也會相應(yīng)提高政府衛(wèi)生供給水平，達(dá)到“高水平”均衡。為此，中央政府應(yīng)增加公共醫(yī)療服務(wù)、人民健康狀況等發(fā)展成果和社會治理的績效考核指標(biāo)并賦予其更大的權(quán)重，將共享發(fā)展理念納入地方政府競爭目標(biāo)函數(shù)中。發(fā)揮競爭機(jī)制積極引導(dǎo)地方政府展開衛(wèi)生服務(wù)供給的高質(zhì)量發(fā)展，加速實現(xiàn)公共衛(wèi)生服務(wù)的均等化進(jìn)程。對比地理距離、經(jīng)濟(jì)距離和社會距離三類空間權(quán)重矩陣設(shè)定下競爭效應(yīng)的大小可以發(fā)現(xiàn)，地理相鄰地區(qū)出于競爭的策略互動強(qiáng)度更為突出。基于政府衛(wèi)生支出在時間單維度、空間單維度和時空雙維度上分別表現(xiàn)為慣性效應(yīng)、標(biāo)桿效應(yīng)和示范效應(yīng)的演變特征，因而推進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生供給側(cè)改革必須堅持常抓不懈、樹立標(biāo)桿和示范引領(lǐng)。

（2）研究還發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)可以有效地促進(jìn)政府衛(wèi)生服務(wù)供給，但無論是短期還是長期條件下，城市政府間財政分權(quán)的空間策略性競爭對政府衛(wèi)生支出具有顯著的抑制作用，其主要原因在于財政公共支出競爭結(jié)構(gòu)的變化，較好地解釋了政府衛(wèi)生支出比重一直徘徊在2%左右的原因。事實上，本文的理論分析和經(jīng)驗證據(jù)也反映出，“為晉升”所支配的地市級政府往往在公共支出的水平和結(jié)構(gòu)上存在“此消彼長”的策略互動行為。在當(dāng)前地方政府競爭模式下，加入任何一種諸如教育、醫(yī)療等激勵指標(biāo)，都可能讓地方政府展開競爭，但由于信息不對稱，很難保證這些用于激勵官員的指標(biāo)與社會福利最大化相一致（陸銘，2017）。因此，中央政府在市場化的改革取向中，適度增加區(qū)域公共事務(wù)的權(quán)利和責(zé)任，一方面考慮設(shè)置諸如公共服務(wù)滿意度綜合考核指標(biāo)實現(xiàn)社會整體福利最大化；另一方面，因地制宜地設(shè)置偏向公共醫(yī)療服務(wù)供給數(shù)量和質(zhì)量方面的績效考核指標(biāo)解決醫(yī)療衛(wèi)生供給不充分的問題。

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