为“抢人”而竞争——基于地方政府公共卫生服务的有效供给研究①

程晓丽 夏怡然

（温州大学 商学院，浙江 温州325000）

1 引言

地方政府间竞争是理解地方政府行为与中国治理模式的重要视角。改革开放以来，中国经济经历了近40年的高速增长，堪称“世界经济增长的奇迹”。很多学者将其归因于中国地方政府“为增长而竞争”即以GDP作为官员晋升主要考核指标的制度模式[1-2]。在这种制度模式下，地方政府依靠大量土地供应、税收优惠政策等方式吸引要素尤其是资本的流入，同时借助人口红利的优势实现了短时间内经济的快速增长。

进入21世纪，物质资本等要素投入的经济增长效率下降，人口生育率普遍低下、老龄化现象的出现使得人口红利消失，“为增长而竞争”下的传统经济增长模式亟需改变。在中国城市化进程远远落后于工业化的背景下，城市化恰恰成为经济结构调整的机遇和经济发展的新动力。人口向城市集聚，不仅为城市发展贡献出知识才智，而且带动了消费需求增长。因此，作为劳动者和消费者的人，逐渐成为各城市竞相争夺的宝贵资源[3]，地方政府的竞争模式逐渐转向“为抢人而竞争”。然而，竞争模式的转变并不意味着经济增长不重要。作为一个发展中国家，现阶段下“发展”仍是第一要务，“为抢人而竞争”仍是一种以“增长”为目标的竞争模式。“为抢人而竞争”的“人”包含各种各样的人，即不同技能的劳动力对城市发展都有促进作用。除了高技能劳动力拥有的知识、技能和创意会加快城市的发展速度，人们对低技能劳动力从事的低技能服务业如快递员、家政等的需求快速上涨。长期以来，低技能劳动力为城市做的贡献却被忽视。因此，与传统文献不同，本文除了重视高技能人才对城市的作用，我们将低技能劳动力包含在内的全部流动人口作为地方政府“为抢人而竞争”的研究对象②在本文的研究样本中，流动人口的平均受教育年限为9.628年即以初中学历为主，更加证明流动人口中低技能劳动力是不可忽视的群体。。

随着Tiebout“用脚投票”机制在中国被证实，公共服务成为除收入和就业之外影响劳动力流动的重要因素[4]。在这种背景下，为流动人口提供优质的公共服务成为地方政府 “为抢人而竞争”的途径之一。在公共服务的众多项目中，本文将视角聚焦到基层公共卫生服务。基层公共卫生服务是促进国家基层公共服务逐步均等化的重要内容，包括统一建立居民健康档案、健康教育服务、传染病及突发公共卫生事件的报告和处理等项目，有助于提高居民的健康意识和改善不良生活习惯，从而减少劳动力在城市工作的健康损耗，特别是新冠疫情让我们更加认识到公共卫生服务均等化的重要性。并且与其他公共服务项目不同的是，无论是城市或农村、户籍或非户籍的常住人口，都有权享受政府为其免费提供的基层公共卫生服务。而流动人口作为城市的非户籍人口，很难享受到与户籍人口平等的公共服务。因此，流动人口是否可以在流入地享受到公共卫生服务在一定程度上也体现出当地政府对流动人口重视程度的高低。基于此，以流动人口公共卫生服务为例，本文利用2014-2017年中国流动人口动态监测数据（CMDS）对地方政府间的竞争行为进行研究。

2 文献综述和研究假设

2.1 地方政府竞争：“为增长而竞争”向“为抢人而竞争”的转变

结合中国的分权制度，“为增长而竞争”是解释改革开放经济持续增长四十年的重点理论，具体表现为以GDP为核心的政绩考核驱动地方政府之间竞争从而促进增长[2]，从而造成各个地方政府间的基础设施支出竞争、税收竞争和预算支出竞争等现象[10]。这种制度模式极大地刺激了地方政府的积极性：为促进城市的经济增长，地方政府不断提高商、住用地价格，并提供大量低价工业用地，甚至不惜放松环境管制吸引制造业的流入，城市为争夺各类稀缺资源如资本、劳动力等要素展开竞争。然而，随着我国经济由高速增长阶段转向高质量增长阶段，廉价劳动力、大量土地供应、低标准环保要求以及各类税收优惠政策带来的经济增长动力逐渐消退，“为增长而竞争”下的传统增长模式反而带来地方保护主义现象再次抬头、劳动者权益、缩小收入差距、保护环境、提供地方公共品等目标被忽略甚至牺牲等不良影响[5-6]。

随着国家与社会关系的变化以及政府政策的调整，地方政府的竞争方式正在发生变化。现有文献告诉我们，随着经济发展阶段的变化，地方政府不再执着于GDP单一指标，创新、人才、公众满意度等成为地方政府竞争的新内容[7-9]。然而，学者们虽然提出了不同的地方政府竞争目标，仍要结合我国处于发展阶段的背景，即经济增长仍是首要目标。本文提出，当传统经济增长模式受阻时，城市化过程中人口以及人口集聚带来的经济效应为增长提供新动力。地方政府也逐渐意识到人口的重要性。尤其从2017年武汉率先打开“抢人大战”的序幕后，各城市纷纷通过降低落户门槛、给予就业、生活和购房补贴等政策吸引高技能人才。相比之下，低技能劳动力对城市发展的作用却被低估。随着城市化进程的加快，城市规模的扩大带来服务业尤其是低技能服务业需求的增加。并且，高、低技能劳动力之间存在互补性，抑制低技能劳动力的进入不利于城市整体劳动生产率的提高。同时，户籍制度的限制为低技能劳动力设置更高的进入门槛，尤其在经济发展水平较高的东部地区更为严格，这使得低技能劳动力的需求进一步增加。因此，本文研究的核心背景是：当传统经济增长动力不足时，“为抢人而竞争”逐渐成为地方政府竞争的新模式。其中，除了高技能人才外，低技能劳动力的重要性不容忽视。本文将低技能劳动力包含在内的流动人口作为地方政府的竞争主体。

2.2 劳动力“用脚投票”理论

“为抢人而竞争”本质是吸引外来人口的流入。关于劳动力流动的相关理论已经较为成熟。作为理性人，每一个做出流动决定的人的根本目的是利用地区之间形形色色的差异来实现自己利益的最大化。大量的文献已经表明，劳动力会为了获得更多的就业机会和更高的工资而流动。同时，除了为获得更多的工资和就业机会流动，劳动力还会为了更好的教育和医疗水平等公共服务变换居住地[11-12]。之后，越来越多的学者提出，城市公共服务的质量对劳动力乃至整个家庭的流动都是有影响的，即“用脚投票”机制在我国也是成立的[13-16]。而在众多的公共服务项目中，我们将视角聚焦到与劳动力身体健康息息相关的公共卫生服务。目前，大多数学者使用中国流动人口动态监测数据从微观层面探讨公共卫生服务对流动人口的行为影响。研究发现，公共卫生服务对促进农民工劳动供给和提高农民工居留意愿具有显著的积极作用[17-20]。因此，在明确公共服务尤其是公共卫生服务对促进劳动力流动的作用后，我们提出本文的核心假设：

在“为抢人而竞争”的模式和劳动力“用脚投票”背景下，通过向劳动力提供优质的公共卫生服务是地方政府“为抢人而竞争”的有效途径之一。

3 模型设定与数据

3.1 空间计量模型设定

根据上述分析，地方政府在为流动人口提供其公共卫生服务时会存在竞争关系，即地方政府公共卫生服务的供给行为会受到邻居的影响。因此如何刻画各个地方政府之间的这种空间相关性或依赖性是本文实证研究的关键，空间计量模型则提供了一个很好的工具。以往文献中，常常使用静态空间计量模型中描述政府的竞争行为[24-25]。然而，静态模型往往没有将时间效应和空间效应共同考虑进去，且会造成由联立性和遗漏变量导致的内生性问题，难以获得无偏估计[30]。本文将公共卫生服务有效供给的时空滞后效应纳入分析框架，构建动态空间计量模型。在模型中我们最为关心的是邻居地区提供的公共卫生服务的有效供给对本地区的影响。具体实证回归模型为:

其中，Qit为被解释变量，表示城市i在t年为流动人口提供的公共卫生服务有效供给。W是给定的n×n维空间权重矩阵，其元素wij表示城市i和j行为之间的空间关系。为时空滞后变量，也是本文的核心解释变量，其含义代表t-1年除去城市i以外其他所有地级市加权的流动人口公共卫生服务的有效供给。ρ为时空滞后系数，也是本文关心的核心参数，代表时空滞后变量对Qit的影响。若ρ显著为正，则表明地方政府在公共卫生服务的有效供给方面确实存在竞争关系。Xi,t-1为城市的控制变量，为减少内生性问题在此使用城市滞后一期的特征。ei是控制不可观察到的城市固定效应。γt代表时间趋势。εit为未观测因素。

3.2 空间权重矩阵的选取

空间权重矩阵（W）的设定是空间计量模型分析的关键，该矩阵用来表达n个位置的空间区域的邻近关系。结合相关理论和文献，本文主要依据地理距离和经济距离标准生成空间权重矩阵。具体设定方式如下：

第一类是地理距离权重矩阵。地理距离权重矩阵的设定方式为根据城市的经纬度③各城市的经纬度数据来自国家基础地理信息系统http://www.ngcc.cn/ngcc/计算出城市i和j之间的地理距离dij，矩阵非主对角线元素的表达式为wij=1/dij2。城市的地理距离dij越近，则wij越大，代表地方政府的竞争关系越明显。即为了吸引更多的劳动力，地理距离近的城市间为流动人口提供的公共服务有效供给更容易出现竞争行为。

第二类是经济距离权重矩阵。文献表明[25]相邻地区之间会出现策略模仿现象，表现为两个地区具有相似的经济社会特征。因此相比于地理距离权重矩阵，经济距离权重矩阵更具有逻辑性[28]。常见的经济距离权重矩阵的设定方式为使用地区间人均GDP的差额作为测量地区间“经济距离”的指标，我们将其引入经济距离矩阵，非主对角线元素的表达式为为城市i在2014-2017年的人均GDP平均值。经济距离越近的城市之间竞争越激烈。

另外，在空间权重矩阵设定完成后，我们还需对其进行行标准化处理，保证空间权重矩阵每行元素之和为1。

3.3 数据与变量说明

3.3.1 数据来源与样本处理

本文利用的是2014-2017年中国流动人口动态监测调查数据。中国流动人口动态监测调查数据（China Migrants Dynamic Survey,简称CMDS），是国家卫生健康委自2009年起一年一度大规模全国性流动人口抽样调查数据，覆盖全国31个省（区、市）和新疆生产建设兵团中流动人口较为集中的流入地，每年样本量近20万户。该调查采用分层、三阶段、与流动人口规模成比例的PPS抽样方法，调查对象为在流入地居住1个月及以上、非本区（县、市）户籍的15周岁及以上流入人口。

样本处理。根据本文研究需要，我们选取具有农业户口、流动原因为务工经商，且在城市居留时间为6个月及以上的样本，同时剔除关键变量缺失的样本。最终得到2014年的样本数122478个，2015年样本数118282个，2016年的样本数65942个，2017年样本数62638个。

需要说明的是，由于CMDS并不是跟踪调查，2014-2017年的数据为个人层面的独立混合截面数据，而本文的研究角度是城市层面。为此，将流入地城市相同的个体特征取均值处理为城市层面数据，最终得到197个城市。这197个城市是劳动力流入的主要城市，位于全国23个省份和新疆、宁夏、西藏、广西、内蒙古五个自治区，占所有城市的70%以上，样本量充分。

3.3.2 变量选取与描述性统计

本文的被解释变量是地方政府为流动人口提供的公共卫生服务有效供给Qit。现有文献中，学者们对公共服务的研究大多从三个方面展开：公共服务的投入（支出）、公共服务的产出（数量和质量）以及公共服务的主观评价。并且这些都基于政府对城市所有人口的公共服务供给，针对流动人口这一群体的公共服务供给无法得知。由于公共服务的“有效供给”意味着流动人口充分地享受到公共服务，而是否为“有效供给”的评价权在其使用者而不是供给者手中，因此，本文使用CMDS数据中流动人口对公共卫生服务的评价用来衡量政府为流动人口提供的公共卫生服务的有效供给。

根据以往学者开展流动人口公共卫生服务研究的做法，我们选取流动人口是否在流入地建立健康档案、在流入地接受健康教育状况作为城市公共卫生服务的代理变量[20]。具体定义如下：（1）健康档案：根据调查问卷中“本地是否给您建立了居民健康档案”的回答来设置健康档案变量，如果被访者回答“是，已经建立”，则定义为建立了健康档案并赋值为1，其他回答“未建立，没听说过“”未建立，但听说过”及“不清楚”均归纳为未建立健康档案，赋值为0。（2）健康教育状况：调查问卷中对被访者过去一年在现居村/局是否接受过职业病防治、艾滋病防治、生殖与避孕、结核病防治、性病防治、精神障碍防治、慢性病防治、营养健康防治和其他传染病防治等九方面进行了详细询问。如果被访者至少接受过其中一项健康教育，则定义为获得健康教育并赋值为1，如果被访者未接受过上述任何一项健康教育，则赋值为0。

最后，由于是否在流入地建立健康档案和是否接受健康教育存在较强的相关性，直接加总将导致模型估计的不准确，我们将这两组变量进行主成分分析，取第一主成分得分值④2014-2017年第一主成分的方差贡献率分别为69.285%、61.356%、64.203%和73.248%。由于主成分的得分出现负值，不便于经济意义的解释，本文在原始第一主成分得分的基础上加上6，使其调整为正数，如此调整并不改变回归结果。作为每个流动人口所得的公共卫生服务，并将流入地相同的流动人口所得的公共卫生服务取均值，得到每个城市为流动人口提供的公共卫生服务有效供给，将其作为被解释变量放入实证模型。

本文的核心解释变量是其他地方政府滞后一期的公共卫生服务供给。在“为抢人而竞争”模式下，地方政府通过为流动人口提供优质的公共卫生服务达到“抢人”的目的。考虑到一般情况下，其他城市的竞争影响会在第二年才体现出来，即第t期地方政府为流动人口所提供的公共卫生服务会受到第t-1期周边地级市的影响。因此，本文选取时空滞后变量作为核心解释变量，数据的来源和计算与被解释变量相同。

本文的控制变量主要包含城市中流动人口的特征（平均受教育年限、平均月收入、居留意愿）和其他的城市特征（人均GDP、人口规模、职工平均工资、财政自主度、城市化率、失业率和产业结构）。城市中流动人口的特征变量来自2014-2017年中国流动人口动态监测数据，数据处理方式与被解释变量相同。其他的城市特征变量从2015-2018年《中国城市统计年鉴》中整理得到。上述变量可能会影响地级市为流动人口提供公共卫生服务的决策。

表1列出了本文研究中影响地方政府为流动人口提供公共卫生服务的城市特征变量及其定义。其中，城市流动人口的特征和其他的城市变量均会对公共卫生服务的供给行为造成影响。

表1 主要变量的定义和单位

本文的一个重要控制变量是财政自主度。城市为流动人口提供的公共卫生服务有效供给受到该地区财政分权程度的影响。在以往的文献研究中，财政分权常常和公共服务供给有着密切的联系。中国的财政分权体制给予了地方政府更多的自主权，在政治晋升激励机制下，地方政府往往会把资金优先投入到短期内促进GDP增长的投资建设等项目中，而在公共服务的建设方面缺乏动力。经验研究表明，财政分权显著地减少了地方政府的公共教育供给和城市公用设施供给，对医疗卫生服务的供给方面也有较为显著的负向影响，同时随着财政分权程度的提高，政府供给的公共服务会低于公民实际偏好的需求水平[25-29]。因此，在本文的研究中，有必要控制城市的财政分权程度。基于本文使用的是面板数据，我们选取了“财政自主度”指标刻画财政分权程度，计算方法为预算内财政收入除以预算内财政支出[25]。该指标值等于1表示地方政府完全“自给自足”，不依赖上级政府的转移支付;小于1代表地方政府“入不敷出”;高于1则表明地方政府自有收入比重很高，在收入满足支出需求之外还有剩余财力。因此，如果不控制城市的财政分权程度，无法准确估计地方政府为流动人口提供公共服务有效供给时存在的竞争关系。

表2报告了城市特征变量的描述性统计。某些控制变量做了对数处理。

表2 各变量描述性统计

4 地方政府公共卫生服务有效供给竞争的实证结果

在使用动态空间计量模型之前，我们需要对数据进行相关性检验，估计地方政府关于流动人口公共卫生服务的有效供给是否存在空间相关性。其中，莫兰指数检验是度量空间自相关的常用方法。使用全局莫兰指数对被解释变量进行检验，结果显示，在地理距离矩阵和经济距离矩阵下的莫兰指数均显著为正，且均在1%的统计水平上显著，因此可以初步得出地方政府在流动人口公共卫生服务的有效供给方面存在正空间自相关。

4.1 不同空间权重矩阵下的动态计量回归结果

由于考虑了被解释变量的时空滞后效应、城市固定效应以及时间固定效应，本文选取空间动态SAR计量模型和空间动态SDM计量模型（其他空间计量模型均不满足本文的模型设定）进行回归。表3分别报告了两种模型下的基准回归结果。结果表明，在地理距离矩阵和经济距离矩阵下，两种空间计量模型回归的结果均显示时空滞后变量的系数在5%的统计水平上显著为正，即地方政府间关于流动人口公共卫生服务的有效供给方面的确存在竞争关系。该结果符合我们的理论预期：一个城市增加流动人口的公共卫生服务供给之后，其相邻城市也会随之增加自身城市对流动人口提供的公共卫生服务。与此同时，表3结果显示，地理距离权重矩阵下的时空效应系数分别为0.378和0.408，这可以解释为在其他变量不变的情况下，当地理相邻城市在t-1期对流动人口提供的公共卫生服务平均增加1单位，该城市在t期对流动人口提供的公共卫生服务会增加0.378和0.408单位。相比于地理距离权重矩阵下的时空效应系数值，经济距离权重下的时空效应系数值分别为0.120和0.122。这说明地方政府为流动人口提供公共卫生服务的竞争行为更容易受到地理距离较近城市的影响。这可能是因为信息更容易在地理距离近的城市之间传播开来，而经济距离较近的城市可能由于信息不对称等问题难以形成激烈的竞争关系。

表3 动态空间面板回归的基准结果

财政自主度也是本文关注的变量。表3结果显示财政自主度的系数在两种矩阵和两种模型下的系数都显著为负。表明政府的财政自主权越大，对流动人口提供的公共卫生服务供给越少。一方面，现阶段我国仍处于发展中国家，中央政府和地方政府仍以经济增长为目标。同时，在分权体制和政绩推动的背景下，地方政府为了实现短期经济增长目标而继续招商引资或基础建设投资的传统增长模式难以改变。地方政府的财政自主度越高，越有可能忽略公共服务供给等民生项目。更不用说，流动人口尤其是低技能劳动力作为城市的非户籍人口，难以享受到与户籍人口平等的公共服务，地方政府对其公共服务供给的重视程度偏低。

同时，我们还能从表3的结果中得知，人均GDP和职工平均工资的系数均显著为负，说明人均GDP和职工平均工资越高的城市中公共卫生服务有效供给反而越少。这可能是因为：经济增长速度快虽然可以增加居民对公共服务的需求，但是收入水平的提高也意味着公共服务供给成本的上升，造成地方政府对公共服务供给积极性的下降[25]。

4.2 同省内地方政府的竞争结果

上述表3的结果说明了197个城市间的公共卫生服务有效供给的竞争关系。相关文献表明，在财政分权背景下，由于同一上级管辖的地方政府即同省内的各城市存在经常性的互动或会议往来，彼此之间的情况更加了解，受到政治晋升的激励更容易形成竞争关系，因此地方政府更容易受到本省内其他政府的影响从而做出相似的决策[26-27]。为了进一步检验同省内的地方政府为流动人口提供公共卫生服务的竞争行为是否更加强烈，我们重新设定地理距离矩阵和经济距离矩阵进行回归，具体结果呈现于表4。其中，地理距离矩阵的设定方式为：如果城市i和j属于同一省份，wij=1/dij2，否则取值为0。经济距离矩阵的设定方式亦如此。结果显示，在地理距离矩阵和经济距离矩阵下，两种模型都显示时空效应系数ρ显著为正。说明同省内的地方政府之间仍然存在公共卫生服务有效供给的竞争关系。同时，与表3结果相比，表4中系数ρ在5%的水平上显著为正，且数值明显增大。即在政治晋升的激励下，信息充分的同省内地方政府间会形成更加激烈的竞争。为了赢得“抢人大战”，若某一地方政府增加公共卫生服务的有效供给，那么同省内其他地方政府会相应提高自身的有效供给。这种政府间“你追我赶”的良性竞争有助于提高公共卫生服务的有效供给，从而增加了流动人口在城市的合理权益。

表4 省内地方政府间的竞争

4.3 稳健性检验

由于目前政府对流动人口提供的公共服务数据并未统计或公布，本文使用流动人口对公共卫生服务的评价作为地方政府对流动人口这一群体公共服务有效供给的测量。除了考虑流动人口的“主观评价”，我们在此使用地方政府对公共卫生服务的“客观供给”（具体为各城市的基层医疗卫生机构、床位数、人员数、诊疗人次和入院人数⑤数据来源于2014-2017年《中国卫生健康统计年鉴》，其中只公布了省份的数据，本文将其利用常住人口比重下分到城市层级。的主成分分析得分值）作为稳健性检验并再次进行回归。发现其结论与基本回归结果保持一致。由于篇幅所限，该部分的具体结果不在正文中展示，感兴趣的读者可向作者索要。

4.4 地方政府公共服务竞争的异质性分析

一般来说，经济发展水平相似的地方政府间可能存在较强的攀比动机[26]。经济发展水平较高的东部地区需要更多人口的流入，因此在公共服务的竞争上会存在显著的竞争关系，而欠发达地区往往缺乏财力基础为公共品供给提供物质基础。基于此，我们进一步分析地方政府间流动人口公共卫生服务有效供给的竞争行为是否存在区域异质性。表5显示了东部、中部和西部城市在地理距离矩阵和经济距离矩阵下进行动态空间面板回归的异质性结果：

从表5中可以看到，东部地区在地理矩阵下的时空效应系数ρ显著大于0，说明东部地区城市间流动人口公共卫生服务有效供给存在显著的竞争关系，并且该系数值也是最大，可能的原因是劳动力在流向经济较发达的东部地区时，不仅考虑工资和收入，公共卫生服务也成为他们特别重视的因素，因此东部地区城市内部会形成这种竞争关系，但是在经济矩阵下没有表现出这样的关系。中部地区城市在地理矩阵下的时空效应系数ρ显著为负，经济矩阵下显著为正。与东部地区相比，中部地区在地理位置和经济发展上处于劣势，因此地理位置相近的城市间可能更倾向于经济实力的竞争，公共卫生服务有效供给行为存在替代关系，而经济距离相近的城市便更重视对流动人口的竞争，于是经济距离矩阵下中部地区城市间表现出明显的竞争关系。与前两种情况不同，西部地区的时空效应系数ρ无论在地理矩阵还是经济矩阵下都显著为负，这是因为高就业和高收入是影响劳动力流动的首要因素[11]，由于西部地区经济发展缓慢，没有条件为流动人口提供充足的公共卫生服务。即便在公共服务供给充足的情况下，经济水平高的东部地区仍然是劳动力流动的首选。因此西部地区城市间为流动人口提供的公共卫生服务可能存在“搭便车”行为。上述三个地区城市的系数也从侧面反映出人口在不同地区的集聚模式。从全国层面来看，劳动力呈现出由中西部地区向东部地区流动的趋势。相比于中西部地区，东部地区内的城市经济差距最小，人口流入最多，因此城市之间最有可能在公共服务的供给上形成竞争。而中西部地区城市间的经济差距较大，导致人口向中心城市或省会城市进行集聚，并且这些城市会对周边的小城市产生“虹吸效应”，那么，小城市往往无法吸引足够的人口进入，更不用说对其提供充足的公共服务。这就导致了中西部地区内的城市在公共卫生服务的供给上会形成替代关系。

表5 地方政府公共卫生服务有效供给的区域差异

5 地方政府公共卫生服务竞争的效果检验

从上文的回归结果我们得知，在流动人口的公共卫生服务有效供给方面，各个地方政府之间存在竞争行为。基于劳动力“用脚投票”即为了公共服务而流动的背景下，我们可以得知地方政府之间的这种竞争行为最终目的是吸引更多的人口。本节为了检验地方政府之间的竞争行为是否达到“抢人”的竞争效果，我们使用中国流动人口动态监测数据中流动人口在各城市中的居留意愿作为地方政府的“竞争结果”，地方政府公共卫生服务的有效供给作为“竞争手段”，观察地方政府的“竞争手段”是否有效促进“竞争结果”的产生。地方政府公共卫生服务竞争的效果检验模型如下：

其中，Uij为式（2）的被解释变量，即流动人口在城市的居留意愿。Pij为流动人口i所处城市的公共卫生服务有效供给，具体为城市是否为流动人口建立健康档案和是否为其提供健康教育。特别地，由于城市公共服务有效供给与流动人口的居留意愿之间存在内生性，为了避免两者之间的双向因果关系，我们将Pij采取滞后一期的数据。Zij为流动人口的特征变量如性别、年龄、受教育程度和平均月收入。Wij代表流动人口所在城市的一系列控制变量（与表3相同）。若核心参数α显著为正，则流动人口的居留意愿与其得到的公共卫生服务呈现显著的正相关关系，即地方政府为流动人口提供的公共卫生服务越多，流动人口的居留意愿越强烈。这意味着地方政府通过增加公共卫生服务的有效供给这一“竞争手段”能够达到“抢人”的竞争效果。回归结果如表7所示：

表6分别展示了2015-2018年公共卫生服务的有效供给影响滞后一期流动人口居留意愿的回归结果，结果均显示城市为流动人口建立健康档案和提供健康教育能够显著增加他们的居留意愿，并且随着年份增加，建立健康档案和提供健康教育对流动人口的居留意愿的影响逐渐增大。这可能是由于：一方面，健康档案的记录和完善能准确记录疾病的发展过程，方便就诊过程中医生的诊治，特别是有助于部分低技能流动人口的异地就医，从而最大程度地保障其身体健康；另一方面，劳动力自身对健康的重视程度日益提高，对参加社区内开展的职业病防治、艾滋病防治、生殖与避孕、结核病防治、性病防治、精神障碍防治、慢性病防治、营养健康防治和其他传染病防治等医疗讲座的积极性增加。上述结果表明，城市的公共卫生服务有效供给越多，流动人口的居留意愿越强烈。这也代表着为流动人口提供充足的公共卫生服务将成为政府“抢人”的有效手段之一。

表6 地方政府的“竞争结果”

为了观察不同地区公共卫生服务有效供给对流动人口的吸引力是否存在差异，我们进一步将城市分为东部、中部、西部和东北四个地区进行回归。结果如表7所示，分别报告了2015-2018年不同地区的公共卫生服务有效供给对流动人口居留意愿的影响。从结果中可以看出，在城市是否为流动人口建立健康档案和城市是否为流动人口提供健康教育两个方面，只有东部地区城市的系数α在1%的水平显著为正，说明当东部地区的城市为流动人口提供充足的公共卫生服务时，这些流动人口的居留意愿就会显著增加。这个结果也验证了上文中表5的结果。东部地区城市间公共卫生服务竞争最激烈，这种激烈的竞争自然会吸引劳动力流入，流动人口的居留意愿最强烈，地方政府“抢人”的竞争目的达成。相比于东部地区，其他地区的系数则不能同时显著为正。这是因为当地区的经济发展水平较低时，无法为劳动力提供更高的工资水平和更多的就业机会。即便公共服务充足，对流动人口的吸引力也是有限的。

表7 东中西部地区地方政府公共卫生服务的效果检验

6 结论与建议

本文首先基于2014-2017年中国流动人口动态监测数据（CMDS）整理而成的197个地级市组成的动态空间面板数据，分别构建地理空间距离矩阵和经济空间距离矩阵，研究地方政府间流动人口公共卫生服务有效供给的竞争行为。估计结果显示，地方政府为流动人口提供的公共卫生服务与该地区（地理距离和经济距离）相邻城市上一年的有效供给之间存在着显著的竞争特征，即一个城市对其相邻城市增加流动人口公共卫生服务有效供给的反应是相应增加自身城市的公共卫生服务，并且这种竞争行为更容易受到地理距离较近的邻居的影响，同省内的城市竞争关系会更加明显。相比于中部和西部地区，东部地区城市内流动人口公共卫生服务有效供给的竞争更加激烈。进一步通过2018年流动人口居留意愿对这种竞争行为进行检验，证明地方政府的竞争关系的确提升了流动人口的居留意愿。

基于上述研究，本文提出如下政策建议：（1）地方政府要以人为本，逐步消除土地制度和户籍制度对劳动力流动的藩篱。城市化进程推进的前提是要素特别是劳动力的自由流动，只有这样劳动力才能成为城市发展和经济增长的新动力。其中，随着低技能劳动力的重要性不断突出，放开低技能劳动力在大城市的落户限制迫在眉睫，提高人口集聚程度，更好地发挥人口集聚效应，促进包容性就业和高低技能劳动力在城市的共同富裕。（2）政府要持续推进公共服务管理体制。将公共服务与常住人口而非户籍人口挂钩，确保流动人口在流入地学有所教、劳有所获、病有所医、老有所养、住有所居，实现基本公共服务均等化的目标，使得流动人口在城市工作、就业的同时，可以享受到与户籍人口相等的公共服务待遇。（3）地方政府竞争目标需要多元化。随着中国经济转型，地方政府的竞争模式正逐步从单一目标转向多元化，创新、人口和公共服务等都将成为地方政府竞争的内容。同时，进一步完善官员的考核机制是地方政府竞争模式改变的重要条件。不能搞地区生产总值及增长率排名，选人用人不能简单地把地区生产总值或增长率作为唯一标准。要注重对民生保障目标任务完成情况的考核，推动领导干部把人民安危冷暖、安居乐业放在心上，把为民造福作为最重要的政绩，解决发展不平衡不充分问题，满足人民日益增长的美好生活需要。