基于共同事权视角的地方中医药服务能力影响因素研究

卜忆群

近年来，中医药凭借自己独具特色的优势深受国家重视，各级政府面临的中医药相关工作也愈渐繁多，合理划分中医药事权与支出责任显得愈发重要。然而，当前我国中央及地方政府在具体的中医药项目事权上划分还不够明确。由于中医药本身存在显著的区域外溢性，中央和地方政府不仅需要各自承担相应的事权，还要共同承担跨区域的事权。与独立事权不同，共同事权因责任主体的多元性往往存在着权力边界划分不清、支出责任界定不明确或者职责交叉重叠、相互推诿以及财政支出偏好等问题，导致地方各级政府对共同事权的建设情况存在差异，地方政府“看菜吃饭”，行政效率低下，基本公共服务不能有效提供。有研究表明，地方政府对中医药服务能力建设履责情况存在差异，且基础设施建设和服务数量是影响中医药服务能力建设的主要指标。因此，本研究在控制一些影响实证结果的变量的基础上，进一步探讨关系基础设施建设的中央财政投入和关系服务数量的地方居民中医服务需求对地方中医药服务能力建设共同事权的影响，具有一定借鉴意义。

1 数据来源与研究方法

1.1 数据来源

本文的数据包括2012年—2019年中国30个省、自治区、直辖市的中医财政投入、居民中医服务需求、地方支出责任履责情况及相关指标的面板数据，因西藏地区部分数据缺乏且其卫生体系运作与其他地区差异较大，故剔除。本文原始数据来源于《中国统计年鉴》《中国卫生健康统计年鉴》《全国中医药统计摘编》《中国社会统计年鉴》，一些数据由原始数据通过简单计算得出。在数据处理方面，考虑到变量间的单位及大小存在差异，本研究对一些连续变量进行对数化处理，从而减弱异方差对原始数据的影响。

1.2 变量选取与数据说明

（1）主要解释变量：中央中医药共同事权财政投入和地方居民中医服务需求。

中央中医药共同事权财政投入直接采用《全国中医药统计摘编》历年卫生健康部门卫生健康财政拨款分省数据。地方居民中医服务需求参考以往学者做法，采用各地区中医医院总诊疗人次占医院总诊疗人次的比重，考虑到数据的可得性以及研究对象前后指标的一致性，故不将中西医结合、民族医纳入。

（2）被解释变量：地方中医药服务能力建设情况。

以中医医院服务能力建设情况代表地方中医药服务能力建设情况，一方面，根据《全国中医药统计摘编》数据显示，中央对地方中医机构财政拨款大部分都流入了公立医院；另一方面，地区中医药发展建设成效最终还是要落实到具体的医院服务诊疗数据上，因而以中医医院服务能力建设情况衡量政府在这个领域的贡献成效具有一定代表性。关于中医医院服务能力评价指标的选取依据以及熵权密切值在评价服务能力方面的应用原理在前一阶段的研究中已有详细说明，故在本文中不再赘述。

（3）控制变量：选取经济发展因素相关指标：人均可支配收入、对外开放程度；财政体系因素相关指标：财政集中度；人口结构指标：常住人口、城镇人口比重、老龄化程度、教育水平；基本医疗保险体系指标：医保水平。其中2012年人均可支配收入利用城镇地区人均纯收入、农村地区人均纯收入、城镇人口比重以及常住人口数据计算而得；对外开放程度和财政集中度，分别用地区按境内目的地、货源地分进出口总额和公共财政预算收入与地区生产总值的比值衡量；老龄化程度用65岁以上老人占总人口比重衡量；教育水平用文盲人口占15岁及以上人口比重衡量；医保水平用年末基本医疗保险参保数占年末人口数的比重衡量，城乡居民医保未统筹前，计算城镇居民医保参保数和新型农村合作医疗参保数的总和。

本文对所选取的变量利用方差膨胀因子(Variance Inflation Factor, VIF)进行检验,最大VIF值=8.94＜10,平均VIF值=3.74＜5，认为不存在多重共线性问题。各变量的具体说明和描述性统计结果见表1。

表1 变量描述性统计

1.3 模型设定

运用30个省、自治区、直辖市2012年—2019年相关数据构建平衡面板数据模型，研究中医服务需求、中央财政投入对地方中医药服务能力建设情况的影响效应。在具体计量模型设定过程中,首先对比固定效应模型和混合OLS模型，根据BP-LM检验，Prob＞chibar2=0.0000，拒绝原假设，应采用固定效应模型；然后再比较固定效应模型和随机效应模型的优劣，Hausman检验结果拒绝原假设，认为误差项和解释变量是相关的，应采用固定效应模型。构建基准模型如下。

模型(1)中，Respon表示地区(=1, ..., 30)在第(=2012, ..., 2019)期的中医药服务能力建设情况；为常数项；Demand、Invest、Income、Open、Concen、Popula、Urban、Aging、Educa、Insur 分 别表示中医服务需求、中央财政投入、人均可支配收入、开放程度、财政集中度、年末常住人口数、城镇人口比重、老龄化程度、教育水平和医保水平；γ表示各省份的个体固定效应；δ表示时间固定效应；ε表示残差项。

在基准模型建立的基础上，考虑到部分控制变量对地方中医药服务能力建设情况有显著影响，它们与主要解释变量中医服务需求之间可能存在交互效应，即中医服务需求与其他变量共同作用对地方中医药服务能力建设情况产生影响，故在基准模型基础上建立包含交互项的模型(2) ～ (7)。为避免共线性造成交互效应可能会掩盖或歪曲2个因子中任何1个因子的主效应，做交互项之前对相关变量进行中心化处理，这样原始变量的系数也具有有用的解释，本文中心化处理减去的是面板数据总体的均值，具体扩展模型如下，其中“c”表示已中心化处理。

其中，交互项X(k=1, ..., 6)分别代表lnInvest、lnIncome、lnOpen、Popula、Urban 和 Insur。

2 研究结果

2.1 基准模型回归结果分析

从全样本估计结果来看，居民中医服务需求与地方中医药服务能力建设情况呈显著的负相关，中医服务需求越大，密切值越小，地方中医药服务能力建设情况越好；中央财政投入与地方中医药服务能力建设情况呈显著的正相关，中央财政投入越多，地方中医药服务能力建设情况越好；控制变量人均可支配收入越高、对外开放程度越高、城镇人口比重越大、常住人口数越少、医疗保障水平越低，地方中医药服务能力建设情况越好。从分样本估计结果来看，相比西部地区，东中部地方中医服务需求、中央财政投入对地方政府中医药服务能力建设情况的影响更大。见表2。

表2 基准模型全样本以及分样本的固定效应估计结果

2.2 引入交互项的扩展模型回归结果分析

从基准模型回归结果分析可以看出，中医财政投入、人均可支配收入、对外开放程度、年末常住人口数、城镇人口比重、医疗保障水平都对被解释变量存在独立影响，不能排除它们与主要解释变量——中医服务需求共同作用对地方中医药服务能力建设情况产生影响。为了进一步探究主要解释变量对被解释变量的影响效应，引入主要解释变量与其他变量的交互项，结果见表3。模型(2)中，中央财政投入与中医服务需求的交互项在1%的水平上显著，当中央财政投入处于经验平均值时，中医服务需求增加1%，使得中医药服务能力建设情况减少5.05%，当中医服务需求处于经验平均值时，中央财政投入增加1%，使得中医药服务能力建设情况增加0.08%，在现阶段中央财政投入不断增加的趋势下，两者的共同作用会削弱地方居民中医服务需求对服务能力建设情况的负向影响。模型(3)表示在现阶段人均可支配收入不断增加的趋势下，两者的共同作用会削弱居民中医服务需求对服务能力建设情况的负向影响。模型(4)表示在现阶段对外开放程度不断加强的趋势下，两者的共同作用会增强地方居民中医服务需求对服务能力建设情况的负向影响。模型(7)表示在现阶段医疗保障水平不断提高的趋势下，两者的共同作用会削弱地方居民中医服务需求对服务能力建设情况的负向影响。

表3 扩展模型全样本交互效应估计结果

2.3 稳健性检验

在实证研究中发现，改变样本时期有时会得到不同的结论，会存在某一结论在某一时间段内得到的结果符合预期的情况。为避免选取样本期的随意性对回归结果造成的影响，采用调整样本期法，对2015年及以后的全国样本重新进行估计，以验证回归结果稳健性。在缩短样本期后，模型估计系数的符号和显著性与缩短样本期前的估计结果基本一致，除了中央财政投入和医疗保障水平的显著性有所差异。引入交互项的模型结果显示，除了对外开放程度与地方居民中医服务需求的交互项、医疗保障水平与地方居民中医服务需求的交互项不显著外，其他模型的估计结果符号和显著性与前文中的估计结果基本保持一致。总之，稳健性检验结果表明，在调整样本期的情况下，各模型的估计结果与前文分析基本一致，主要研究结论仍然成立。

3 讨论

3.1 中医服务需求可促进地方中医药服务能力建设

由表2可知，中医服务需求可促进地方中医药服务能力建设，且这种影响对东中部地区更加明显。从福利经济学角度看，将事权分配给地方政府的目的之一就是使政策符合地方居民的需求偏好，增强政府支出责任的明确性。在我国医疗卫生领域，各级政府职责同构，同一事务各级政府“齐抓共管”现象突出，地方支出责任划分不明确，影响共同事权的有效履行。以GDP为主的考核机制也在抑制地方卫生支出的积极性，地方官员通常关注那些能够迅速拉动地区经济、见效快、考核比重高、凸显政绩的项目。因此，可发现政府财政支出偏向符合居民需求偏好的领域，居民中医服务需求高，地方建设的积极性就高。同时，与西部地区相比，东中部地区中医基础设施建设水平高，但是中医服务需求小、中医医院利用率低，一味地进行财政投入，地方只是流于形式地承担相应事权的支出责任，影响其服务能力建设的关键在地方居民中医服务需求。

为提高中医群众基础薄弱地区的中医服务需求，一方面要提升消费能力，完善中医药服务价格政策和医保管理措施，支持将疗效、成本有优势的中医医疗服务项目纳入基本医疗保险支付范围，并合理制定价格和报销额度，使投入产出效益好的中医疗法和技术得以应用推广；另一方面要提升消费意愿，针对中医基础知识薄弱的群体，如非城镇户口、青年群体，可进行系统的中医知识普及教育，引导他们客观地对待中医诊疗，不偏激，提高辨别伪中医的能力；最根本的还是要从广域视角提升中医药本身的综合实力，增添群众对民族医药的自信心。

3.2 经济要素的满足利于减弱地方中医药服务能力建设对中医服务需求的依赖

从前述研究结果可以看出，一些控制变量或多或少会通过影响中医服务需求来影响地方中医药服务能力建设，表3扩展模型的回归结果进一步显示，中央财政投入、人均可支配收入和医保水平的提高可以削弱中医服务需求对地方中医药服务能力建设的负向影响，说明经济要素的满足，有利于减少地方政府履行中医药服务能力建设的责任对于居民中医服务需求的影响。

因此，要巩固中医群众基础好但经济条件较为落后地区的中医服务需求，以云南地区为例，该地区少数民族医药极具特色，虽然中医服务需求大，但是服务供给存在问题，政府财政投入不足，人才培养薄弱。因为当政府提供基本公共服务的成本超出本级政府辖区收益范围时，事权的受益范围呈现区域交叉，地方政府也会缺乏提供服务的积极性，这就依赖多级政府共同承担基本公共服务事权的支出责任，通过转移支付等激励手段补偿共同事权领域的公共服务外溢成本。应加强基础设施的建设，对于这些中医群众基础好和具有中医药特色优势的地区，中央应做好转移支付工作，依据考核绩效给予科学的、额外的专项转移支付补助，提高中医药事业均等化水平和地方对中医药发展的积极性，这也是体现出中央在共同事权领域承担支出责任的重要手段。