財政縱向失衡、衛(wèi)生支出偏向與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化

[摘" " 要] 推進(jìn)基本醫(yī)療服務(wù)均等化是實(shí)現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化的必然要求。然而，在“收入集權(quán)，支出分權(quán)”的制度背景下，作為基本醫(yī)療服務(wù)均等化的重要籌資來源，財政縱向失衡可能會制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化進(jìn)程?；诖耍?019年某省13個地級市的住院病案首頁數(shù)據(jù)，構(gòu)建醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)，剖析財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的影響可以發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡顯著抑制醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化。財政縱向失衡會削弱地方政府的衛(wèi)生支出偏向，進(jìn)而限制醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化。異質(zhì)性分析顯示，隨著分位點(diǎn)的提高，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，且這種抑制效應(yīng)在高成本醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域表現(xiàn)得更為突出；財政縱向失衡對發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制效應(yīng)更強(qiáng)，且存在顯著的地域異質(zhì)性。為推動醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化，應(yīng)推進(jìn)省以下政府間財政事權(quán)與支出責(zé)任改革，實(shí)施差異化財政策略，引導(dǎo)地方政府增加衛(wèi)生支出，以消除醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等。

[關(guān)鍵詞] 財政縱向失衡；衛(wèi)生支出偏向；醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化；基層醫(yī)療體系建設(shè)；醫(yī)療資源下沉

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

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與居民生活水平的提升，醫(yī)療服務(wù)供給總量實(shí)現(xiàn)跨越式增長。在財政投入方面，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出規(guī)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(chǎn)出層面，每萬人擁有執(zhí)業(yè)（助理）醫(yī)師數(shù)、注冊護(hù)士數(shù)和醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)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(yī)療服務(wù)供給數(shù)量總體上雖處于穩(wěn)步上升態(tài)勢，但地區(qū)間的醫(yī)療服務(wù)供給非均等的問題卻日益凸顯，與居民醫(yī)療服務(wù)需求釋放之間的矛盾愈發(fā)尖銳[1]。相關(guān)研究指出，我國城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)供給非均等化的結(jié)構(gòu)性矛盾突出，呈現(xiàn)出“東高西低”、城鄉(xiāng)失衡、城市大醫(yī)院和基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的醫(yī)療資源兩極分化的局面[2-4]。

財政作為構(gòu)建國家治理現(xiàn)代化體系的關(guān)鍵支柱[5]，在促進(jìn)區(qū)域間醫(yī)療服務(wù)均衡發(fā)展、提升醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量等方面發(fā)揮著重要作用。1994年分稅制改革后，中國式分權(quán)體制呈現(xiàn)出政治集權(quán)與經(jīng)濟(jì)分權(quán)的顯著特征，形成了“財權(quán)上移、事權(quán)和支出責(zé)任下移”的態(tài)勢[6-7]。這種分權(quán)體制在強(qiáng)化上級政府對財政資源控制的同時，將更多的醫(yī)療服務(wù)供給職能下沉至下級政府。然而，財權(quán)和事權(quán)的縱向失衡，可能使地方政府面臨較大收支缺口[8-9]，進(jìn)而在承擔(dān)醫(yī)療服務(wù)供給職責(zé)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量的能力，還可能加劇區(qū)域間醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的不均等。因此，本文旨在探討財政縱向失衡如何影響醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。深入剖析二者關(guān)系具有重要現(xiàn)實(shí)意義，能為優(yōu)化財政資源配置提供科學(xué)依據(jù)，進(jìn)而推進(jìn)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化發(fā)展，實(shí)現(xiàn)醫(yī)療服務(wù)公平性與可及性。

部分學(xué)者曾聚焦于政府間財政關(guān)系等財政制度對基本醫(yī)療服務(wù)均等化的影響。研究結(jié)果表明，政府財權(quán)與事權(quán)統(tǒng)一是推進(jìn)醫(yī)療服務(wù)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(fù)擔(dān)，制約著基本醫(yī)療服務(wù)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(qiáng)了縣級政府的自主決策權(quán)，但擴(kuò)大了其在公共醫(yī)療服務(wù)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(yī)療服務(wù)均等化的影響，針對省域內(nèi)財政縱向失衡的研究相對較少。

事實(shí)上，省域內(nèi)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(zhuǎn)變?yōu)椤胺侄愔啤?。隨著中央與地方政府間稅收分配機(jī)制的明確，各省區(qū)市紛紛效仿中央做法，構(gòu)建了省以下的分稅制財政架構(gòu)。但相較于中央和省級間相對規(guī)范的稅收劃分，省域內(nèi)政府間的稅收分成制度卻不同程度地存在著一定的不規(guī)范與不統(tǒng)一問題：其一，雖然各省份陸續(xù)出臺了相關(guān)政策文件，但具體規(guī)定與辦法并不統(tǒng)一；其二，省域內(nèi)政府間的稅收分成比例并不固定，常隨時間的推移而調(diào)整[15]。這種不規(guī)范、不統(tǒng)一使得部分上級政府頻繁調(diào)整下級政府的稅收分成比例，下級政府難以預(yù)測分成比例變化，面臨較大不確定性，進(jìn)而在一定程度上加劇了省域內(nèi)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(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的主要財政事權(quán)和支出責(zé)任由省以下基層政府承擔(dān)，由此帶來的財政縱向失衡問題，可能會加劇省域內(nèi)醫(yī)療資源配置與服務(wù)均衡的難度。

鑒于此，本文基于中國式財政分權(quán)的典型事實(shí)，立足2019年某省13個地級市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)與住院病案首頁數(shù)據(jù)，從消費(fèi)者視角利用泰爾指數(shù)構(gòu)建醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)，采用財政收支分權(quán)與財政自主缺口率構(gòu)建財政縱向失衡測度指標(biāo)，實(shí)證分析財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的影響效應(yīng)和作用機(jī)制。研究表明，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)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(wèi)生支出偏向進(jìn)一步抑制了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：其一，深化財政縱向失衡影響效應(yīng)研究。大多數(shù)學(xué)者側(cè)重探討央地間財政縱向失衡對廣義層面的基本公共服務(wù)的影響，鮮少涉及省域內(nèi)財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)均等化的影響。本文聚焦于省域內(nèi)財政縱向失衡，將財政縱向失衡、衛(wèi)生支出偏向與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化納入同一分析框架，進(jìn)一步豐富了財政縱向失衡的研究范疇。其二，基于質(zhì)量視角優(yōu)化醫(yī)療服務(wù)均等化測度方法。既有研究在論證財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)均等化的抑制作用時，多以醫(yī)療服務(wù)供給規(guī)模衡量醫(yī)療服務(wù)均等化，然而這僅體現(xiàn)了醫(yī)療服務(wù)數(shù)量的不平等，難以反映患者所獲醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的差異。本文從消費(fèi)者視角出發(fā)，依據(jù)醫(yī)療投入與治療結(jié)果核算醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，利用泰爾指數(shù)測算醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的不平等指數(shù)，拓展了醫(yī)療服務(wù)均等化的測度方法。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

（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(quán)制國家的普遍現(xiàn)象[16-17]。不同于西方財政聯(lián)邦制國家在經(jīng)濟(jì)與政治的同步分權(quán)進(jìn)程，我國分稅制改革具有“政治集權(quán)”和“經(jīng)濟(jì)分權(quán)”的二維屬性[7]。這可能導(dǎo)致我國收入分權(quán)滯后于支出分權(quán)，地方政府面臨“財力缺口”，即存在財政縱向失衡問題[18]。

關(guān)于財政縱向失衡的影響，學(xué)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(yù)算外資金，導(dǎo)致其過度依賴土地財政與傳統(tǒng)借貸，削弱稅收努力程度，進(jìn)而影響財政可持續(xù)發(fā)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(jié)構(gòu)，產(chǎn)生“選擇執(zhí)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(jīng)濟(jì)增長為主的考核機(jī)制下，為在橫向競爭中脫穎而出，地方政府往往會調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，優(yōu)先提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展類財政事權(quán)的保障能力而弱化民生保障類公共支出[12]。

（二）基本醫(yī)療服務(wù)均等化的區(qū)域差異與測度

自20世紀(jì)70年代英國學(xué)者Townsend[21]指出醫(yī)療服務(wù)存在非均等問題以來，國內(nèi)外學(xué)者對醫(yī)療服務(wù)均等化展開了大量研究。國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療服務(wù)在國家、城市、社區(qū)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(nèi)學(xué)者多以基礎(chǔ)醫(yī)療資源為研究對象，指出我國醫(yī)療資源非均等問題顯著存在于區(qū)域間、省域間和省域內(nèi)部[24-25]，呈現(xiàn)“東高西低”、城鄉(xiāng)失衡、城市大醫(yī)院強(qiáng)而基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)弱的分化發(fā)展格局[26]。不過，2009年新醫(yī)改后，中國省域間醫(yī)療服務(wù)均等化布局整體呈區(qū)間收斂態(tài)勢，醫(yī)療資源要素的空間流動顯著增強(qiáng)[27]。

關(guān)于醫(yī)療服務(wù)均等化的測度方法主要有兩類。一類基于截面數(shù)據(jù)考察醫(yī)療服務(wù)的區(qū)域間非均等化，運(yùn)用修正的加權(quán)變異系數(shù)、泰爾指數(shù)和基尼系數(shù)等測度醫(yī)療資源供給差異[28]。另一類基于面板數(shù)據(jù)借助Dagum基尼系數(shù)、Kernel密度估計、空間計量模型等工具，刻畫醫(yī)療服務(wù)非均等化在時空上的分布狀態(tài)及其動態(tài)演進(jìn)過程[4]。

（三）財政縱向失衡與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。一方面，財政縱向失衡會削弱地方政府的物質(zhì)基礎(chǔ)，扭曲資源配置方向，致使醫(yī)療服務(wù)供給總量不足與結(jié)構(gòu)性失衡，影響醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化[29]。在中國式分權(quán)體制下，地方政府雖承擔(dān)基本醫(yī)療服務(wù)供給職責(zé)，但缺乏完全的財政收支自主權(quán)，收支錯位結(jié)構(gòu)可能擴(kuò)大地方財政缺口、加劇財政壓力，縮小醫(yī)療服務(wù)供給規(guī)模。另一方面，在“晉升錦標(biāo)賽”背景下，地方政府官員一般傾向于將有限資源投向經(jīng)濟(jì)效益好、短期見效快的“資源密集型”項目中，從而減少醫(yī)療衛(wèi)生、教育文化、生態(tài)環(huán)境治理等投資大、見效周期長且不易在政績中體現(xiàn)的民生性供給[11][30]，這種“重經(jīng)濟(jì)、輕民生”的財政支出結(jié)構(gòu)勢必導(dǎo)致政府在醫(yī)療衛(wèi)生、教育文化、生態(tài)治理方面的投入，進(jìn)而限制域內(nèi)基本醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的提升。

面對財政縱向失衡問題，上級政府可通過財政轉(zhuǎn)移支付增強(qiáng)地方政府基本公共服務(wù)的供給能力。然而，轉(zhuǎn)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(wù)差距，但轉(zhuǎn)移支付制度存在的“公共池效應(yīng)”也可能導(dǎo)致其均等化效果不顯著[31]。當(dāng)?shù)胤秸ㄟ^上級轉(zhuǎn)移支付來彌補(bǔ)財政收支缺口時，可能會陷入預(yù)算軟約束的“激勵陷阱”。地方政府往往傾向于優(yōu)先分配財政資源至經(jīng)濟(jì)增速敏感領(lǐng)域，而將醫(yī)療衛(wèi)生支出責(zé)任轉(zhuǎn)嫁至上級轉(zhuǎn)移支付。欠發(fā)達(dá)地區(qū)為獲取專項補(bǔ)助，可能采取政策迎合策略，即地方政府將有限資源優(yōu)先配置在符合上級政策要求的醫(yī)療項目上，卻忽視本地實(shí)際需求，造成轉(zhuǎn)移支付的“公共池效應(yīng)”和“道德風(fēng)險效應(yīng)”，從而固化醫(yī)療資源配置的低效率狀態(tài)[7]。這對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程極為不利，將阻礙區(qū)域間醫(yī)療公平性提升?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化發(fā)展。

如前所述，財政縱向失衡可能致使財政支出結(jié)構(gòu)失衡，突出表現(xiàn)為過度側(cè)重經(jīng)濟(jì)發(fā)展而忽視民生保障。醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域具有“成本投入高、經(jīng)濟(jì)效益見效慢、支出責(zé)任大”的特性。在此背景下，減少衛(wèi)生支出將阻礙醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的推進(jìn)。其一，衛(wèi)生支出減少可能造成醫(yī)療人才供給不足，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)面臨人才“引、育、留”難題。其二，衛(wèi)生支出降低可能使醫(yī)院基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后，公立醫(yī)院購置設(shè)備、擴(kuò)建床位等急需的資金支撐不足。其三，衛(wèi)生支出降低可能影響醫(yī)療服務(wù)的可支付性。政府通過價格調(diào)控與醫(yī)療保險報銷等機(jī)制提高醫(yī)療服務(wù)的可及性，但衛(wèi)生支出縮減后，政府對居民醫(yī)療需求的滿足能力也受到限制。雖有研究表明，隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)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(tài)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(jīng)濟(jì)、輕民生”的局面尚未發(fā)生根本性改變[32]。因此，當(dāng)財政縱向失衡加劇時，地方政府衛(wèi)生支出傾向可能進(jìn)一步弱化，進(jìn)而對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化產(chǎn)生負(fù)面影響?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：財政縱向失衡加劇可能通過抑制地方政府衛(wèi)生支出傾向，進(jìn)而制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程。

三、數(shù)據(jù)及研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

本文數(shù)據(jù)源自某省醫(yī)保結(jié)算平臺。筆者采用分層抽樣與系統(tǒng)抽樣相結(jié)合的方法，先依據(jù)H省城市層級進(jìn)行分層，再按照患者出院月份排序后進(jìn)行等距抽樣，然后將系統(tǒng)抽樣后得到的數(shù)據(jù)合并成最終樣本。圍繞研究主題，筆者選取2019年的數(shù)據(jù)樣本，經(jīng)嚴(yán)格篩選與處理，樣本量為99490。數(shù)據(jù)信息與國家衛(wèi)生健康委住院病案標(biāo)準(zhǔn)首頁一致，包括患者個人特征、診斷與治療信息以及醫(yī)療費(fèi)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(shù)及操作代碼等。醫(yī)療費(fèi)用包括醫(yī)療付費(fèi)方式、住院總費(fèi)用、自付金額、綜合醫(yī)療服務(wù)類、診斷類、治療類和康復(fù)類等。此外，城市層面的數(shù)據(jù)主要源自該省各市統(tǒng)計年鑒及統(tǒng)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(jìn)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(yī)保類型無法清晰識別，剔除醫(yī)保支付方式為“其他”的樣本。同時，對醫(yī)療總費(fèi)用進(jìn)行了1%的縮尾處理。

以往評估醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化多借鑒宏觀統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報，與之相比，住院病案首頁數(shù)據(jù)在微觀評估醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化方面具有顯著優(yōu)勢。究其原因，包括以下四個方面，一是遵循客觀科學(xué)的醫(yī)學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。住院病案首頁數(shù)據(jù)嚴(yán)格依據(jù)醫(yī)學(xué)規(guī)定與醫(yī)療制度記錄，且被納入該省二級醫(yī)院績效考核指標(biāo)。患者健康信息基于嚴(yán)格科學(xué)的醫(yī)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(qiáng)烈意愿。二是醫(yī)療信息個體化與細(xì)致化。住院病案首頁數(shù)據(jù)涵蓋所有住院患者詳細(xì)的醫(yī)療信息與治療結(jié)果，從消費(fèi)者視角反映醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，為評估提供豐富數(shù)據(jù)支撐，提升測度準(zhǔn)確性與說服力。三是疾病分類更加科學(xué)。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(yī)療服務(wù)質(zhì)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(guān)系。病案首頁數(shù)據(jù)樣本容量大、精度高。大樣本數(shù)據(jù)可顯著降低系統(tǒng)性偏差風(fēng)險，更具統(tǒng)計學(xué)意義上的可靠性。綜上，相比宏觀的統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)，住院病案首頁數(shù)據(jù)在醫(yī)療領(lǐng)域更具解釋力，可有效避免因衡量偏誤產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，從而提高研究結(jié)果的統(tǒng)計效度與識別精度[33]。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。本文運(yùn)用醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)測度醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。既有文獻(xiàn)刻畫醫(yī)療服務(wù)不平等時多采用投入類指標(biāo)或產(chǎn)出類指標(biāo)，并借助泰爾指數(shù)、基尼系數(shù)、變異系數(shù)等不平等指數(shù)測度。結(jié)合已有研究，本文從消費(fèi)者視角出發(fā)，基于微觀數(shù)據(jù)，使用泰爾指數(shù)衡量同一疾病下治療成本與治療結(jié)果比值的不平等程度。具體而言，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量=治療結(jié)果/（醫(yī)療總費(fèi)用/住院天數(shù)）。參考劉錦林等[34]的方法，測算不同病種下的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)越高，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化水平就越低。其中，治療結(jié)果賦值分別為治愈=1，好轉(zhuǎn)=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(quán)與財政收支缺口率構(gòu)建財政縱向失衡指標(biāo)。具體測算方法如下：

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

[財政收入分權(quán)度=市人均公共預(yù)算收入市人均公共預(yù)算收入+省人均公共預(yù)算收入]

[財政支出分權(quán)度=市人均公共預(yù)算支出市人均公共預(yù)算支出+省人均公共預(yù)算支出]

[地方財政收支缺口率=市公共預(yù)算支出?市公共預(yù)算收入市公共預(yù)算支出]

3.控制變量。基于數(shù)據(jù)可得性與有效性原則，在借鑒已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)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(shù)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(yī)保、城鄉(xiāng)醫(yī)保以及全自費(fèi)；手術(shù)級別按嚴(yán)重程度劃分為未手術(shù)、級別1、級別2、級別3以及級別4。宏觀層面變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、失業(yè)率和城鎮(zhèn)化水平。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用GDP增長率衡量。

4.機(jī)制變量。地方政府在衛(wèi)生支出上的傾向能夠有效促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的擴(kuò)充，進(jìn)而對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化發(fā)展產(chǎn)生積極影響。因此，本文選取衛(wèi)生支出偏向?yàn)闄C(jī)制變量，借鑒辛沖沖[7]的測度方法，選用公共財政衛(wèi)生支出占公共財政總支出的比重來測度衛(wèi)生支出偏向，即衛(wèi)生支出偏向=公共財政衛(wèi)生支出/公共財政總支出，主要反映下級政府對醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域支持力度的調(diào)整和變化。一般而言，政府衛(wèi)生支出偏向數(shù)值越高，表明政府對醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的重視程度越高，更有助于推進(jìn)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程。變量的描述性統(tǒng)計值如表1所示。

（三）模型設(shè)計

本文構(gòu)建模型（1）考察財政縱向失衡是否改善醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化這一命題，基本實(shí)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)，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(shù)，[Controlsid]表示一系列控制變量，包括支付方式、出院診斷、手術(shù)級別、是否急診以及城市特征等變量。HospFE、MonthFE分別表示醫(yī)院固定效應(yīng)與月份固定效應(yīng)，用于控制不隨時間而變的醫(yī)院固有屬性以及隨時間變化但不受患者個人醫(yī)療費(fèi)用差異影響的因素。此外，考慮到區(qū)域性差異的影響，本文還設(shè)定了城市固定效應(yīng)（CityFE）。[εid]表示誤差項。在估計方程中，本文主要關(guān)注“財政縱向失衡”的估計系數(shù)，如“財政縱向失衡”系數(shù)顯著為正值，則表明財政縱向失衡的加劇制約了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)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(tǒng)異方差序列相關(guān)的穩(wěn)健型估計量計算標(biāo)準(zhǔn)誤。其次，通過替換被解釋變量、核心解釋變量與調(diào)整樣本容量，應(yīng)用與主回歸同樣的估計方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為解決因果倒置造成的內(nèi)生性問題，本文參考蔡慶豐和陳熠輝[18]的研究，構(gòu)造工具變量，采取兩階段最小二乘法（2SLS）對基準(zhǔn)回歸結(jié)果加以檢驗(yàn)。同時，基于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和分位數(shù)回歸展開異質(zhì)性分析。此外，在機(jī)制檢驗(yàn)環(huán)節(jié)，借鑒溫忠麟等[35]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行依次檢驗(yàn)和Sobel檢驗(yàn)。最后，進(jìn)一步探討官員晉升激勵的影響。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2展示了財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)的基準(zhǔn)回歸結(jié)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(shù)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化發(fā)展。當(dāng)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(shù)大小雖有波動，但其符號和統(tǒng)計顯著性保持一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制作用，假設(shè)H1成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換被解釋變量。為減少因變量指標(biāo)選擇所造成的估計偏差，本文運(yùn)用泰爾指數(shù)測度僅包含考慮時間成本的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)和僅包含經(jīng)濟(jì)成本的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)。同時，參考李瑩等[37]的研究，選擇平均對數(shù)偏差（MLD）指數(shù)再次測度醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)?；貧w結(jié)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(shù)在1%的水平上均顯著為正，充分檢驗(yàn)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。其中，只考慮時間成本的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量計算公式為：醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量=治療結(jié)果/住院天數(shù)，只考慮經(jīng)濟(jì)成本的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量計算公式為：醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量=治療結(jié)果/醫(yī)療總費(fèi)用。

2.替換核心解釋變量。為進(jìn)一步檢驗(yàn)基準(zhǔn)實(shí)證回歸結(jié)果的穩(wěn)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(yù)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(biāo)重新進(jìn)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(shù)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(tǒng)計顯著性及影響方向未發(fā)生變化，這進(jìn)一步證實(shí)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.基于因變量的25%至75%分位數(shù)間樣本量的回歸結(jié)果。為降低極端值對回歸結(jié)果的干擾，本研究進(jìn)一步運(yùn)用相同的估計策略，針對因變量50%的樣本量展開穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表5可知，在去除最大25%與最小25%分位數(shù)的樣本后，財政縱向失衡的統(tǒng)計顯著性及影響方向未發(fā)生變化，這進(jìn)一步鞏固了表1所呈現(xiàn)的基本結(jié)論。具體而言，在統(tǒng)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(nèi)R2值提升了0.009。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

財政縱向失衡與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化之間可能存在雙向因果關(guān)系。一方面，財政縱向失衡會削弱地方政府在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的投入能力，制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的實(shí)現(xiàn)；另一方面，隨著醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程的推進(jìn)，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(yàn)證這一內(nèi)生性問題，在參考蔡慶豐等[18]的基礎(chǔ)上，本文選取“城市是否為革命老區(qū)”與該省2019年經(jīng)濟(jì)增長率的交互項為工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

從相關(guān)性出發(fā)，由于歷史因素，革命老區(qū)可以獲得更多的財政轉(zhuǎn)移支付，且上級政府為支持革命老區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，往往采取更為寬松的預(yù)算約束，這就導(dǎo)致位于革命老區(qū)的政府更傾向于擴(kuò)張財政支出，其財政縱向失衡水平往往更高。從排他性出發(fā)，對革命老區(qū)的認(rèn)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(dāng)前地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平或醫(yī)療服務(wù)供給能力無直接因果關(guān)系，因而不會直接影響特定疾病的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化水平?；诖?，我們將是否為革命老區(qū)與2019年某省的GDP增長率相乘，以此為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計（2SLS）。

從表6可以看出，Kleibergen-Paap rK Wald F統(tǒng)計量顯著，其值為6651.295，遠(yuǎn)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(yàn)P值為0.000，小于0.05，表明所使用的工具變量與內(nèi)生解釋變量是相關(guān)的，支持了工具變量的相關(guān)性假設(shè)，進(jìn)一步說明工具變量選擇的合理性。DWH內(nèi)生性檢驗(yàn)P值為0.1756，遠(yuǎn)大于0.05，表明DWH檢驗(yàn)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(nèi)生性問題。

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

（四）異質(zhì)性分析

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

估計結(jié)果表明，隨著醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)分位點(diǎn)的提高，財政縱向失衡的影響系數(shù)呈次序遞進(jìn)上升趨勢。具體而言，0.8分位點(diǎn)的財政縱向失衡的回歸系數(shù)是0.2分位點(diǎn)處的4倍左右，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)高的疾病影響更為顯著。這表明財政縱向失衡增強(qiáng)對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化產(chǎn)生抑制效應(yīng)，且該效應(yīng)呈現(xiàn)遞進(jìn)特征。可能的解釋是，分位點(diǎn)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(jié)果的離散程度，進(jìn)而強(qiáng)化財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制作用。

結(jié)合數(shù)據(jù)排查發(fā)現(xiàn)，在Q20分位點(diǎn)，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(guī)疾病。但隨著分位點(diǎn)的提高，疾病治療難度也在逐漸增加。Q80分位點(diǎn)疾病類型主要為未特指的腦梗死、腦內(nèi)出血、呼吸道結(jié)核、顱內(nèi)損傷等疑難疾病。Q80分位點(diǎn)比Q20樣本分布中疾病治療過程與治療結(jié)果的不確定性明顯更高。這進(jìn)一步說明，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的制約效應(yīng)在常規(guī)病種中表現(xiàn)相對平緩，而在疑難雜癥領(lǐng)域尤為突出。由于疑難雜癥疾病通常具有成本高、科研技術(shù)依賴性強(qiáng)、短期內(nèi)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(dǎo)致的衛(wèi)生支出減少，可能會進(jìn)一步削弱其在高難度疾病救治方面的能力，加劇醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的不平等。

2.基于城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。當(dāng)前，我國各城市間發(fā)展不平衡不充分問題較為突出。不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境和層次上的差異，顯著影響了財政收入構(gòu)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化發(fā)展的作用?；诖耍疚囊越?jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為劃分指標(biāo)，考察財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的異質(zhì)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(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)，探究二者在實(shí)證估計中的差異。

由表8可知，財政縱向失衡的回歸系數(shù)在所有樣本中均顯著為正，再次驗(yàn)證了H1假設(shè)。進(jìn)一步對比發(fā)現(xiàn)，第（1）列中財政縱向失衡系數(shù)明顯高于第（2）列，這表明財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化影響存在顯著的地區(qū)差異，財政縱向失衡對發(fā)達(dá)地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化產(chǎn)生的抑制效應(yīng)更強(qiáng)?？赡艿脑蛟谟卺t(yī)療服務(wù)供需矛盾。發(fā)達(dá)地區(qū)人口密集，醫(yī)療服務(wù)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(diào)配能力，導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)供給不足，服務(wù)質(zhì)量參差不齊，進(jìn)而抑制了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的均等化。相對而言，欠發(fā)達(dá)地區(qū)的醫(yī)療需求主要集中在基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)上，雖然財政資源不足影響其供給能力，但由于患者醫(yī)療服務(wù)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的限制在基礎(chǔ)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(fā)達(dá)地區(qū)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源更為集中，患者及家屬往往認(rèn)為大城市醫(yī)院在診斷和治療復(fù)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(fā)達(dá)地區(qū)財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制效應(yīng)。

（五）作用機(jī)制分析

從前文的理論分析可知，財政縱向失衡可能通過衛(wèi)生支出偏向影響醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。因此，本部分借鑒溫忠麟等[36]提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，驗(yàn)證傳導(dǎo)路徑“財政縱向失衡—衛(wèi)生支出偏向—醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)”的檢驗(yàn)結(jié)果。表9結(jié)果顯示：第（1）列是在不考慮中介變量下的估計結(jié)果，財政縱向失衡的回歸系數(shù)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(wèi)生支出偏向系數(shù)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(wèi)生支出偏向相應(yīng)越弱。第（3）列是考慮中介變量情況下的估計結(jié)果，衛(wèi)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(shù)為-0.138，且在1%水平上顯著，說明衛(wèi)生支出偏向的增強(qiáng)有助于促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，能為均等化提供充足的財力支撐。值得注意的是，根據(jù)中介效應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果可知，其P值均通過了1%的顯著性水平，且Bootstrap置信區(qū)間不包含0，為[0.0499，0.0712]，說明中介效應(yīng)成立。此外，中介效應(yīng)在總效應(yīng)中占比為60.2%。以上檢驗(yàn)均表明財政縱向失衡加劇會通過抑制下級政府衛(wèi)生支出偏向，進(jìn)而制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程，假設(shè)H2成立。

從表10效應(yīng)分解結(jié)果來看，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)存在直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表現(xiàn)為“財政縱向失衡↑→醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)↑”，即財政縱向失衡每增加一個單位，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)上升0.038個百分點(diǎn)。間接效應(yīng)是“財政縱向失衡↑→衛(wèi)生支出偏向↓→醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)↑”，即財政縱向失衡每增加一個單位，衛(wèi)生支出偏向下降0.422個百分點(diǎn)（見表9），并間接提高了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)，使其上升0.058個百分點(diǎn)。此外，在直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的共同作用下，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等指數(shù)影響的總效應(yīng)為0.096，且間接效應(yīng)影響更大，這表明財政縱向失衡會通過抑制衛(wèi)生支出偏向，進(jìn)一步阻礙醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。

五、進(jìn)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(biāo)賽”背景下，部分地方政府形成了“重經(jīng)濟(jì)、輕民生”的財政支出結(jié)構(gòu)，導(dǎo)致衛(wèi)生支出偏向降低。但前文僅探討了財政縱向失衡與衛(wèi)生支出偏向?qū)︶t(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的作用，未考量官員晉升激勵對衛(wèi)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(gòu)建反映官員晉升激勵強(qiáng)度的指標(biāo)，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(guān)鍵因素?！饵h政領(lǐng)導(dǎo)干部職務(wù)任期暫行規(guī)定》（中辦發(fā)〔2006〕19號）明確規(guī)定，黨政領(lǐng)導(dǎo)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(shí)現(xiàn)個人晉升目標(biāo)，地方官員往往更加注重與考核體系相關(guān)的績效表現(xiàn)，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(wù)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(jī)會的遞減，其面臨的晉升壓力也相應(yīng)增大。因此，為了凸顯政績，他們通過調(diào)整投資結(jié)構(gòu)推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的意愿會更強(qiáng)?，F(xiàn)實(shí)中，地方政府行政權(quán)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(dāng)年的任期年限取自然對數(shù)為衡量指標(biāo)進(jìn)行驗(yàn)證②。

估計結(jié)果如表11所示，列（1）結(jié)果顯示，官員晉升激勵對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化產(chǎn)生顯著抑制效應(yīng)。列（2）結(jié)果表明，官員晉升激勵與衛(wèi)生支出偏向之間呈顯著負(fù)相關(guān)，官員晉升激勵強(qiáng)度的增強(qiáng)抑制了下級政府的衛(wèi)生支出偏向。列（3）將官員晉升激勵和衛(wèi)生支出偏向均納入回歸模型中，發(fā)現(xiàn)官員晉升激勵通過抑制衛(wèi)生支出偏向，進(jìn)而制約了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。以上估計結(jié)果與假設(shè)一致，進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的思路。

六、結(jié)論與政策啟示

多級政府間事權(quán)與財權(quán)統(tǒng)一、兩者協(xié)調(diào)一致是實(shí)現(xiàn)高效醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化發(fā)展的關(guān)鍵。在財政縱向失衡背景下，事權(quán)與財權(quán)的不匹配顯著影響了醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化。本文基于某省2019年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，探究了財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，在控制其他變量條件下，省域內(nèi)財政縱向失衡會顯著增加醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量不平等，制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程。第二，分位數(shù)回歸結(jié)果表明，隨著分位點(diǎn)的提高，財政縱向失衡增強(qiáng)對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制效應(yīng)遞進(jìn)增加。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的影響存在顯著地區(qū)異質(zhì)性，其對發(fā)達(dá)地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化水平產(chǎn)生的抑制效應(yīng)更強(qiáng)。第三，機(jī)制分析結(jié)果顯示，財政縱向失衡加劇會通過抑制下級政府衛(wèi)生支出偏向，進(jìn)而制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化進(jìn)程。

據(jù)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(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的負(fù)向抑制效應(yīng)來看，應(yīng)加速推進(jìn)省級以下政府間的財政事權(quán)與支出責(zé)任改革，確保市縣級政府的支出責(zé)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(shí)中央醫(yī)療改革框架時，應(yīng)結(jié)合區(qū)域?qū)嶋H需求和特色，制定差異化實(shí)施方案，避免政策“一刀切”，以切實(shí)推進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生等民生事業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

（2）鑒于財政縱向失衡對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化產(chǎn)生的抑制效應(yīng)存在顯著的區(qū)域差異性，應(yīng)實(shí)施分類施策的財政干預(yù)機(jī)制。具體而言，對于發(fā)達(dá)地區(qū)，應(yīng)引導(dǎo)其通過提升自主創(chuàng)新能力和優(yōu)化資源配置，驅(qū)動醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的提升；對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，需加大財政扶持力度，確?；踞t(yī)療服務(wù)的全覆蓋與高質(zhì)量供給。同時，應(yīng)積極推動發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間的醫(yī)療資源共享和合作，促進(jìn)醫(yī)療技術(shù)、專業(yè)人才及資源的有效流動，從而帶動欠發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的整體提升[38]。

（3）從分位數(shù)回歸結(jié)果來看，隨著分位點(diǎn)的提高，財政縱向失衡增強(qiáng)對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的抑制效應(yīng)遞進(jìn)增加，且這種抑制效應(yīng)在高成本醫(yī)療服務(wù)領(lǐng)域表現(xiàn)得更為突出。因此，本文建議雙管齊下：一方面，通過加強(qiáng)基層醫(yī)療體系建設(shè)、促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉、提升基層醫(yī)務(wù)人員能力、推廣標(biāo)準(zhǔn)化診療流程等措施，消除基礎(chǔ)疾病醫(yī)療服務(wù)中的質(zhì)量不平等；另一方面，聚焦高成本醫(yī)療服務(wù)板塊，特別是針對罕見病與重大疾病的治療，進(jìn)一步強(qiáng)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(yī)療費(fèi)用更加親民。

（4）優(yōu)化下級政府衛(wèi)生支出激勵機(jī)制。鑒于財政縱向失衡會弱化地方政府衛(wèi)生支出偏好，進(jìn)而制約醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化發(fā)展。本文認(rèn)為應(yīng)建立科學(xué)的績效評估體系，強(qiáng)化醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量均等化的考核導(dǎo)向，激勵地方政府增加對醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的投入。同時，還應(yīng)通過政策引導(dǎo)和財政激勵，鼓勵地方政府優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，確保資源精準(zhǔn)投向基層設(shè)施、人才待遇等關(guān)鍵環(huán)節(jié)。

[參考文獻(xiàn)]

[1]" 王洪川.完善國家公共服務(wù)制度體系現(xiàn)代化發(fā)展的路徑分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2021，（1）.

[2]" 呂國營.從兩極分化到均衡配置——整合城鄉(xiāng)醫(yī)療資源的一種基本思路[J].經(jīng)濟(jì)管理，2009，（12）.

[3]" 鄒文杰，蔡鵬鴻.公共衛(wèi)生支出、人口聚集與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2015，（3）.

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

[5]" 張維剛，歐陽建勇.財政縱向失衡、公共財政支農(nóng)偏向與農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[J].當(dāng)代財經(jīng)，2023，（3）.

[6]" 儲德銀，費(fèi)冒盛.財政縱向失衡、轉(zhuǎn)移支付與下級政府治理[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2021，（2）.

[7]" 辛沖沖.縱向財政失衡、FDI競爭與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平——兼論標(biāo)尺競爭機(jī)制下地區(qū)間的策略性行為[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2022，（1）.

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

[9]" 韓良良.財政轉(zhuǎn)移支付對地方財政教育支出的影響研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2022，（5）.

[10]" 丁忠毅，譚雅丹.基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化的政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分之維[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2019，（8）.

[11]" 閆坤，黃瀟.中國式分權(quán)、財政縱向失衡與基本公共服務(wù)供給研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2022，（12）.

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

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

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

[15]" 許敬軒，王小龍.市縣級分成率波動與企業(yè)稅收征管[J].經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)研究，2019，（10）.

[17]" 郭威，李澤浩.財政縱向失衡、轉(zhuǎn)移支付與基本公共服務(wù)供給[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)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(yè)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(chǎn)率的影響——雙重機(jī)器學(xué)習(xí)下來自土地財政視角的理論闡釋[J].經(jīng)濟(jì)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(yè)避稅分化[J].審計與經(jīng)濟(jì)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(yī)療衛(wèi)生支出財政均等化水平的實(shí)證考察——以廣東省為樣本的雙變量泰爾指數(shù)分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2009，（11）.

[25]" 楊歡.中國優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源配置水平的區(qū)域差異及動態(tài)演進(jìn)研究[J].西北人口，2022，（4）.

[26]" 鄒文杰，蔡鵬鴻.公共衛(wèi)生支出、人口聚集與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化[J].上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2015，（3）.

[27]" 孫澤生，沈雨晴.長三角城市群醫(yī)療衛(wèi)生資源配置的空間收斂性研究[J].蘇州大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2022，（5）.

[28]" 伏潤得，張新煥，楊德剛.新疆醫(yī)療衛(wèi)生資源配置空間公平分析[J].中國科學(xué)院大學(xué)學(xué)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(wù)質(zhì)量？——理論分析與機(jī)制檢驗(yàn)[J].財政科學(xué)，2022，（5）.

[30]" 周黎安.中國地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007，（7）.

[31]" 張帆，吳俊培，龔旻.財政不平衡與城鄉(xiāng)公共服務(wù)均等化：理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)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(jié)構(gòu)[J].財政研究，2021，（8）.

[33]" 臧文斌，陳晨，趙紹陽.社會醫(yī)療保險、疾病異質(zhì)性和醫(yī)療費(fèi)用[J].經(jīng)濟(jì)研究，2020，（12）.

[34]" 劉錦林，吳靜嫻，井朋朋，等.基于資源異質(zhì)性假設(shè)的衛(wèi)生人力資源配置公平性研究[J].中國衛(wèi)生統(tǒng)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(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報，2004，（5）.

[37]" 李瑩，呂光明.中國機(jī)會不平等的生成源泉與作用渠道研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019，（9）.

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

[責(zé)任編輯：李利林]