地方政府公共卫生支出的策略互动：竞争还是溢出

陈是昕，李是媛，金殿臣

面对突如其来的新冠肺炎疫情，中国采取了一系列举措及时应对，在较短时间内取得国内疫情基本得到控制的重大战略成果，并为全球抗疫贡献了“中国经验”。但这场抗疫之战也暴露出现阶段中国公共卫生体系还存在一些短板与不足。从实践层面看，中国在1994年分税制改革后，地方政府逐渐成为提供公共卫生服务的重要主体。特别是2002 年以来，地方政府公共卫生支出显著增长。具体来说，在2002—2018 年期间，地方政府公共卫生支出从2002 年的617.79 亿元大幅提高到2018 年的15412.90 亿元，增幅近24倍；同期，中央政府公共卫生支出从2002 年的17.25 亿元增加到2018 年的210.65 亿元，增幅略超过11 倍。从占比看，2018 年，中国政府公共卫生支出中，中央政府占比仅为1.35%；地方政府占比高达98.65%（参见图1）。由此可见，地方政府在公共卫生事务与公共卫生支出方面正扮演着不可或缺的角色。与此同时，在中国现有的政治考核体系下，中央政府对地方政府的考核是多维度的。为得到中央政府认可，地方政府既要投入资金提高公共卫生服务水平，也要投入财力推动经济社会发展以满足中央政府的其他考核要求。在此情况下，地方政府如何进行公共卫生支出决策？会采取“互相模仿”还是“免费搭便车”的策略性支出行为？

一、文献综述

近年来，全球公共财政领域的学者们对地方政府公共支出间存在的策略互动现象展开了广泛而深入的讨论。Revelli 的研究显示，财政分权背景下，标尺竞争模型、财政竞争模型与溢出效应模型这三种定量模型，可以在一定程度上解释地方政府公共支出间存在的策略性互动行为[1]。其中，标尺竞争模型考虑了在信息不对称的情况下，选民在评价本地政府绩效时，会以邻近地区政府作为标准，从而导致地方政府间公共支出产生策略性互动[2]25-45；财政竞争模型主要从地区间税收竞争的角度切入，对地方政府间竞争流动性资源的机制进行深入刻画[3]；溢出效应模型意味着，地区公共支出的增加会带来正外部性，这种正外部性产生的外溢效应将使相邻地区“免费”享受该地区公共支出增加带来的“好处”，进而导致相邻地区忽视对该项公共支出的投入[4]。Case 等利用美国州层面的数据，对地区间公共支出相互影响进行了开创性的经验研究，其研究发现美国各州的人均公共支出存在显著正相关[5]。Caldeira 研究中国省级行政区间的公共支出后发现，中国地方政府间公共支出存在明显的策略性互动[6]。

公共卫生支出作为地方政府公共支出的重要组成部分，同样可能存在策略性互动。Atella等利用空间杜宾模型研究发现，意大利各地区间的人均公共卫生支出存在明显的空间依赖[7]。彭冲和汤二子利用动态空间杜宾模型证实了，中国2007—2013 年283 个地级市政府的公共卫生支出存在明显的互补型策略互动行为，且这种互动行为在地理距离近的同省城市间更加明显[8]。陶春海与王玉晓的研究发现，2006—2016 年山东省17 个地级市政府的公共卫生支出存在明显的策略性互动，具体表现为这17 个地级市政府公共卫生支出呈现出明显的“低—低集聚”与“高—高集聚”现象[9]。不过，Coughlin 等利用1977—2002 年美国48 个州的有关数据研究发现，美国州政府间的医疗支出并不存在明显的策略互动[10]。另有研究指出，中国式分权体制会对地区间的公共卫生支出产生一定影响。傅勇和张晏指出，中国式分权下，对地方官员的政绩考核过于注重GDP 增长，这在一定程度上造成了地方政府财政支出结构扭曲，导致地方政府支出优先投向生产领域，以尽快形成增长效应，进而忽视对短期经济增长带动效果不明显的公共卫生领域的投资[11]。

梳理现有文献不难发现，学者们已经关注到地方政府公共卫生支出间存在的策略互动行为，并运用不同的方法对其进行识别。不过，现有成果仍存在研究深度有待进一步提高的问题。尤其是，从理论与实证相结合角度深入研究中国地方政府公共卫生支出间策略互动行为的成果较少。鉴于此，有必要对这一问题展开更为深入的研究。

二、地区间公共卫生支出空间影响的理论模型

本文尝试在综合内生增长模型与政治经济学的框架内，讨论地区间公共卫生支出相互影响的机理。假设经济中存在两个完全同质的地区i 与地区-i，地区内的居民和政府按leaderfollower 原则决策，即地方政府根据自身发展需要确定增长目标与公共卫生投入，区内居民在给定政策条件下进行生产、消费和储蓄决策，以最大化其预期终生效用；又假设地方公共卫生支出等政策主要由地方政府官员确定，且地方政府官员主要对上级负责。鉴于经济增长仍是上级政府考核下级官员政绩的重要指标与核心内容，所以，受同一上级政府管辖的地方政府官员，会因经济增长而开展标尺竞争[12]。因此，本文借鉴Besley＆Case 的思路[2]25-45，将地方政府官员的目标设定为最大化自身晋升概率，且晋升概率同时受本地区与竞争地区的经济增速影响。具体到地区i 来说，区内官员的晋升优化问题转化为：

式（1）中，τi表示地区i 的经济增长率，τ-i为竞争地区的增长率，εi服从正态分布N（0，θ2）。假设Ω（τi，τ-i）=β0+β1τi+β2τ-i为线性函数，从而式（1）可以转化为：

式（2）中，φ(·)代表正态分布概率函数。令β1>0，表明地区i 官员的晋升概率随本地区经济增速的提高而提高；令β2<0，表明地区i 官员的晋升概率随竞争地区经济增速的提高而降低。对于地区i 来说，其经济增速取决于本地居民的生产、消费和储蓄决策；地区i的居民则在给定现期政策的条件下，最大化其预期终生福利，并作出相应的生产、消费和储蓄决策。假设地方公共支出包括两类，一是生产性公共支出，借鉴厉以宁、Lucas 等人的相关研究成果[13-14]，本文以公共卫生支出为代表。因为公共卫生支出可以促进人力资本的积累，而人力资本积累带来的全要素生产率的提高是推动经济增长的重要源泉，所以从这一角度来看，政府公共卫生支出具备生产性公共支出的特征。二是其他福利性支出。具体来说，代表性地区i 的人均形式生产函数为：

式（3）中，ki代表地区i 的人均资本。pi表示本地区的人均政府公共卫生支出，p-i表示竞争地区的人均政府公共卫生支出。其中，0 ＜ζ＜1，0＜α＜1，0＜β＜1，1/2＜γ＜1，0＜ψ(s)＜1，表示地方政府的公共卫生支出具有正外部性。s代表地区i 与竞争地区-i 之间的距离，∂ψ(s)/∂s＞0，且，这意味着政府公共卫生支出的正外部性会随距离的增加而衰减。

假定资本市场满足完全竞争条件，则地区i的利率等于资本的边际生产率：

设包含公共卫生投入对生产贡献的剩余产出作为工资率wi分配给居民。地区i 的居民既可以通过个人消费获得效用，也能够享受政府支出带来的福利。令c 代表居民的个人消费，g 代表政府福利性支出，代表性居民的即期效用函数为如下形式：

式（5）中，v’（gi）>0,这意味着代表性居民的效用水平随政府福利性支出的增加而增加。另外，对税收进行简化处理，设地区i 的代表性居民当期收入扣除消费支出与政府的一次性税收Ti后，剩余的资源全部用于资本积累ki，且设资本折旧率为0，则地区i 的资本变化为:

政府在维持平衡预算的情况下，面临如下预算约束：LiTi=gi+pi，进而代表性居民的最优化问题转化为：

式（7）中，ρ 表示贴现因子，通过动态优化问题（7），可以得出地区i 的预期经济增长率为：

由式(8)可知，地区i 的预期经济增长率不仅受本地区政府的公共卫生支出pi影响，还会受到竞争地区政府的公共卫生支出p-i影响；与此同时，地区公共卫生支出会因经济增长率而相互影响，这种相互影响可以通过反应函数p-i=p-i(pi)来描述。

接着，在给定上述反应函数的情况下，根据地方官员晋升概率函数(2)和地区预期增长率函数(8)，可以得出地区i 政府官员的最优生产性支出一阶条件为：

根据(9)式可知，在对称均衡时反应函数的斜率为:

由式（10），可以得出地区间公共卫生支出相互影响的性质如下。

假设1：中国省级政府在公共卫生支出上存在空间溢出效应。

假设2：中国省级政府在公共卫生支出上存在标尺竞争效应。

假设3：中国省级政府在公共卫生支出上不存在策略互动行为。

三、模型设计、变量选择与数据来源

（一）空间计量模型设计

空间计量模型可以通过构造空间权重矩阵，引入因变量的空间滞后项，进而刻画地区间公共卫生支出的相互影响。为了更好地研究中国省级地区间公共卫生支出的相互影响，本文构建如下空间杜宾模型（SDM）进行后续研究：

式（11）中，lnpheit表示地区i在第t年的公共卫生支出；wij用于刻画空间相互关系，wij×lnpheit为空间滞后因变量，用于表征相邻地区的公共卫生支出；Xit表示一系列控制变量；μit是方程的随机误差项。一些学者的研究成果发现，各个省份不同的经济社会特征会对地方公共卫生支出产生影响[15-18]。因此，控制变量集Xit包括财政分权程度、经济发展水平、工业化程度、经济外向型度、居民受教育程度、人口密度、科技水平。

（二）空间权重矩阵设置

考虑到溢出效应和标尺竞争效应在地理上相邻的地区间相对更强，因此，本文选取地理相邻权重矩阵来刻画地方政府间的相邻关系。另外，考虑到地理距离与经济距离对地区间公共卫生支出行为的可能影响，本文在稳健性检验部分还提供了运用上述两种空间权重矩阵的估计结果。空间权重矩阵的具体设定如下：一是地理相邻权重矩阵，若两省在地理上接壤，则对应权重wij为1，若两省地理上不接壤，则其权重wij为0；二是地理距离权重矩阵，用省会城市球面距离差的平方的倒数表示权重，即wij=1/（ri-rj）2；三是经济距离空间矩阵，用省级地区间人均GDP 差的倒数表示，即wij=1/|pgdpi-pgdpj|。

（三）变量选择与数据来源

本文以2007—2018 年中国31 个省级行政地区（不含港澳台）为样本构建面板数据进行空间计量分析，所有数据均来自《中国统计年鉴》（2008—2019）。文中具体变量定义与描述性统计详见表1。

表1 变量说明与描述性统计

四、实证结果分析

（一）空间相关性检验

如无特殊说明，本文均采用变量的对数形式进行实证分析。在用空间计量模型进行实证检验前，需先检验中国省级行政区公共卫生支出是否存在空间相关性。为此，本文以地理邻接矩阵作为空间权重矩阵，并综合运用莫兰指数I（Moran'sI）与吉尔里指数C(Geary's C)对2007—2018 年中国省级行政区公共卫生支出进行空间自相关检验。由检验结果表2 可知，2007—2018 年中国省级行政区公共卫生支出均通过了吉尔里指数C 的检验；虽然2007—2010 年中国省级行政区公共卫生支出未通过莫兰指数的检验，但2011 年之后，中国省级行政区各年的公共卫生支出均通过莫兰指数的检验，且显著性水平存在上升趋势。这些均表明，中国省级行政区公共卫生支出存在显著空间相关性。

表2 2007-2018 年中国省级行政区公共卫生支出的空间效应检验

（二）实证结果分析

鉴于MLE 法可同时兼顾估计结果的一致与有效，因此，本文选择MLE 法对构造的空间计量模型进行估计。同时，为方便比较，本文还给出普通面板回归结果，具体回归结果详见表3。

表3 地方公共卫生支出的回归结果

由表3 中方程（2）的回归结果可知，总体上看，本文对空间计量模型式（11）的回归拟合效果较好。本文重点关注的地方政府公共卫生支出空间滞后项回归系数为正，且通过1%的显著性水平检验。这说明中国省级政府的公共卫生支出存在较为显著的标尺竞争效应，即中国省级政府在公共卫生支出方面存在“你多投，我也多投”的策略互动行为。因此，本文接受假说2。这似乎与存在正外部性的公共卫生支出应具有溢出效应的常识有所矛盾。实则不然，本文的研究结论表明中国省级政府的当期公共卫生支出存在较为显著的标尺竞争效应，但这并未拒绝中国省级政府的跨期公共卫生支出存在溢出效应的可能性。当然这种可能性还需要有关研究的进一步确定。财政分权的回归系数同样为正，且通过1%的显著性水平检验。这表明适度合理的财政分权有利于提高地方公共卫生支出的规模。财政分权空间滞后项回归系数为负，并通过5%的显著性水平检验。这意味着其他地区财政分权程度的提高会导致本地区公共卫生支出水平的下降。这可能因为目前经济增长仍是考核地方官员政绩的重要指标，经济增长绩效突出的地方官员更容易获得晋升，进而使得在财政分权水平提高的情况下，邻近地区政府会高度重视地区经济发展，从而给本地区带来“经济增长锦标赛”的压力，并最终导致本地区为了应对经济增长竞争而减少公共卫生支出。由此可见，目前，财政分权对中国省级行政区公共卫生支出存在两种作用相反的效应。一是促进效应，即本地区财政分权水平提高对本地区公共卫生支出会产生促进作用；二是抑制效应，即邻近地区财政分权水平提高会对本地区公共卫生支出产生抑制效果。

（三）稳健性检验

本文采用以下四种方式确保回归结果的稳健。一是更换空间权重矩阵。分别用地理距离空间权重矩阵与经济距离空间权重矩阵代替地理相邻空间权重矩阵，其他变量不变。二是更换因变量。用人均医疗卫生与计划生育支出代替医疗卫生与计划生育支出，其他变量不变。三是更换财政分权指标。分别用省级地区人均财政支出/全国人均财政支出与省级政府一般公共预算收入/全国一般公共预算收入表示财政分权程度，其他变量不变。四是同时更换因变量与财政分权指标，即在用人均医疗卫生与计划生育支出代替医疗卫生与计划生育支出的同时，分别用省级行政区人均财政支出/全国人均财政支出、省级政府一般公共预算收入/全国一般公共预算收入表示财政分权程度。与基准回归结果方程（2）相比，稳健性检验回归结果（见表4）中，大多数变量变化不大。由此可见，本文构建的空间计量模型回归结果是可靠的。

表4 稳健性检验回归结果

五、进一步的讨论

（一）地方公共卫生支出策略互动的跨时变化

2009 年4 月，《中共中央国务院关于深化医药卫生体制改革的意见》（以下简称“新医改方案”）发布，新一轮医药卫生体制改革正式启动。“新医改方案”明确提出要建立政府主导的多元卫生投入机制[19]。为探讨“新医改方案”对地方政府公共卫生支出策略互动行为的影响，本文以2009 年为时间分界点，将样本进一步分成2007—2009 年与2010—2018 年两个时间段，并分别进行回归。分时间段回归与全样本回归结果详见表5。

表5 显示，2007—2009 年与2010—2018 年两个时间段内，主要变量的回归系数与显著性水平都未发生较大改变，地方公共卫生支出空间滞后项回归系数为正，且通过1%的显著性水平检验。这不仅再次印证假设2 的正确，还同时表明前文的估计结果是稳健的。不过，2007—2009年与2010—2018 年两个时间段内，地方政府公共卫生支出的策略互动程度有所变化。2010—2018 年，回归结果中公共卫生支出的空间滞后项估计系数相对2007—2009 年更小。这说明新一轮医改启动后，地方政府公共卫生支出间标尺竞争效应有所减弱，地方政府加大公共卫生投入的自主性有所增强。背后的原因可能是，“新医改方案”出台后，中央政府对地方政府基本公共卫生服务方面的考核加强，从而促使地方政府更加积极主动地增加公共卫生支出，以更好满足中央提出的相关要求。

表5 全样本与分时间段地方公共卫生支出策略互动的回归结果

（二）地方政府公共卫生支出间策略互动的地区差异

本文将31 个省级行政区进一步分为东部、中部、西部三个地区子样本，并分别回归，以研究地方政府公共卫生支出间策略互动的地区差异。

观察回归结果（见表6）可知，主要变量的回归系数与显著性水平都未发生较大改变，东部、中部、西部地区政府公共卫生支出空间滞后项回归系数分别为0.125、0.631、0.612。虽然东部地区回归系数不显著，但是中部地区和西部地区回归系数均通过1%的显著性检验。这表明东部、中部、西部地区地方政府公共卫生支出均存在标尺竞争型策略互动；就程度来看，中部地区最强，西部地区次之，东部地区最弱。

表6 地方公共卫生支出策略互动的分地区空间回归结果

东部、中部、西部地区财政分权回归系数均为正，其中，东部地区、中部地区财政分权回归系数分别通过1%、10%的显著性检验，西部地区财政分权回归系数未通过显著性检验。这从地区层面再次验证了本地区财政分权水平提高会对本地区公共卫生支出产生促进作用。不过，东部地区、西部地区财政分权空间滞后项回归系数均为正，中部地区财政分权空间滞后项回归系数为负，且只有东部地区财政分权空间滞后项回归系数通过了10%的显著性检验。这说明对东部地区来说，邻近地区财政分权水平提高也会对本地区公共卫生支出产生促进作用。

六、结论与政策启示

本文研究发现：中国省级政府公共卫生支出存在较为显著的标尺竞争效应，即中国省级政府在公共卫生支出方面存在“你多投，我也多投”的策略互动行为；财政分权对中国省级行政区公共卫生支出存在两种作用相反的效应。一是促进效应，即本地区财政分权水平提高对本地区公共卫生支出会产生促进作用；二是抑制效应，即邻近地区财政分权水平提高会对本地区公共卫生支出产生抑制效果；“新医改方案”发布后，中国省级政府公共卫生支出间标尺竞争效应有所减弱；中国省级政府公共卫生支出策略互动存在地区差异，策略互动程度中部地区最强，西部地区次之，东部地区最弱。

据此，本文提出如下政策建议，以更好发挥地方政府在建立稳定公共卫生事业投入机制、构建强大公共卫生体系方面的积极作用：一是增加公共卫生体系考核权重，提高地方政府加大公共卫生投入的自主性。中央政府应继续降低对地方政府GDP 增速的考核权重，赋予公共卫生体系、公共医疗服务等反映发展成果的考核指标更高权重，提高地方政府加大公共卫生投入的自主性。二是完善央地公共卫生领域财权事权划分体系，提高地方政府增加公共卫生投入的积极性。基于财权事权相匹配的原则，适度扩大地方政府财权，使地方政府有足够的财力履行公共卫生事权。三是深化公共卫生体制改革，建立稳定的公共卫生投入机制。要继续强化公共财政的卫生筹资功能，通过将公共资源更多投入到市场不足或易发生市场失灵的领域，完善中国公共卫生服务体系；进一步优化公共卫生投入结构，提高专项债对医疗卫生项目的支持力度，丰富政府加大卫生投入的手段，确保地方政府卫生支出规模稳步增长[20]。