地方政府公共衛(wèi)生支出的策略互動：競爭還是溢出

陳是昕，李是媛，金殿臣

面對突如其來的新冠肺炎疫情，中國采取了一系列舉措及時應(yīng)對，在較短時間內(nèi)取得國內(nèi)疫情基本得到控制的重大戰(zhàn)略成果，并為全球抗疫貢獻(xiàn)了“中國經(jīng)驗”。但這場抗疫之戰(zhàn)也暴露出現(xiàn)階段中國公共衛(wèi)生體系還存在一些短板與不足。從實踐層面看，中國在1994年分稅制改革后，地方政府逐漸成為提供公共衛(wèi)生服務(wù)的重要主體。特別是2002 年以來，地方政府公共衛(wèi)生支出顯著增長。具體來說，在2002—2018 年期間，地方政府公共衛(wèi)生支出從2002 年的617.79 億元大幅提高到2018 年的15412.90 億元，增幅近24倍；同期，中央政府公共衛(wèi)生支出從2002 年的17.25 億元增加到2018 年的210.65 億元，增幅略超過11 倍。從占比看，2018 年，中國政府公共衛(wèi)生支出中，中央政府占比僅為1.35%；地方政府占比高達(dá)98.65%（參見圖1）。由此可見，地方政府在公共衛(wèi)生事務(wù)與公共衛(wèi)生支出方面正扮演著不可或缺的角色。與此同時，在中國現(xiàn)有的政治考核體系下，中央政府對地方政府的考核是多維度的。為得到中央政府認(rèn)可，地方政府既要投入資金提高公共衛(wèi)生服務(wù)水平，也要投入財力推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展以滿足中央政府的其他考核要求。在此情況下，地方政府如何進(jìn)行公共衛(wèi)生支出決策？會采取“互相模仿”還是“免費搭便車”的策略性支出行為？

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，全球公共財政領(lǐng)域的學(xué)者們對地方政府公共支出間存在的策略互動現(xiàn)象展開了廣泛而深入的討論。Revelli 的研究顯示，財政分權(quán)背景下，標(biāo)尺競爭模型、財政競爭模型與溢出效應(yīng)模型這三種定量模型，可以在一定程度上解釋地方政府公共支出間存在的策略性互動行為[1]。其中，標(biāo)尺競爭模型考慮了在信息不對稱的情況下，選民在評價本地政府績效時，會以鄰近地區(qū)政府作為標(biāo)準(zhǔn)，從而導(dǎo)致地方政府間公共支出產(chǎn)生策略性互動[2]25-45；財政競爭模型主要從地區(qū)間稅收競爭的角度切入，對地方政府間競爭流動性資源的機(jī)制進(jìn)行深入刻畫[3]；溢出效應(yīng)模型意味著，地區(qū)公共支出的增加會帶來正外部性，這種正外部性產(chǎn)生的外溢效應(yīng)將使相鄰地區(qū)“免費”享受該地區(qū)公共支出增加帶來的“好處”，進(jìn)而導(dǎo)致相鄰地區(qū)忽視對該項公共支出的投入[4]。Case 等利用美國州層面的數(shù)據(jù)，對地區(qū)間公共支出相互影響進(jìn)行了開創(chuàng)性的經(jīng)驗研究，其研究發(fā)現(xiàn)美國各州的人均公共支出存在顯著正相關(guān)[5]。Caldeira 研究中國省級行政區(qū)間的公共支出后發(fā)現(xiàn)，中國地方政府間公共支出存在明顯的策略性互動[6]。

公共衛(wèi)生支出作為地方政府公共支出的重要組成部分，同樣可能存在策略性互動。Atella等利用空間杜賓模型研究發(fā)現(xiàn)，意大利各地區(qū)間的人均公共衛(wèi)生支出存在明顯的空間依賴[7]。彭沖和湯二子利用動態(tài)空間杜賓模型證實了，中國2007—2013 年283 個地級市政府的公共衛(wèi)生支出存在明顯的互補(bǔ)型策略互動行為，且這種互動行為在地理距離近的同省城市間更加明顯[8]。陶春海與王玉曉的研究發(fā)現(xiàn)，2006—2016 年山東省17 個地級市政府的公共衛(wèi)生支出存在明顯的策略性互動，具體表現(xiàn)為這17 個地級市政府公共衛(wèi)生支出呈現(xiàn)出明顯的“低—低集聚”與“高—高集聚”現(xiàn)象[9]。不過，Coughlin 等利用1977—2002 年美國48 個州的有關(guān)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，美國州政府間的醫(yī)療支出并不存在明顯的策略互動[10]。另有研究指出，中國式分權(quán)體制會對地區(qū)間的公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生一定影響。傅勇和張晏指出，中國式分權(quán)下，對地方官員的政績考核過于注重GDP 增長，這在一定程度上造成了地方政府財政支出結(jié)構(gòu)扭曲，導(dǎo)致地方政府支出優(yōu)先投向生產(chǎn)領(lǐng)域，以盡快形成增長效應(yīng)，進(jìn)而忽視對短期經(jīng)濟(jì)增長帶動效果不明顯的公共衛(wèi)生領(lǐng)域的投資[11]。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們已經(jīng)關(guān)注到地方政府公共衛(wèi)生支出間存在的策略互動行為，并運用不同的方法對其進(jìn)行識別。不過，現(xiàn)有成果仍存在研究深度有待進(jìn)一步提高的問題。尤其是，從理論與實證相結(jié)合角度深入研究中國地方政府公共衛(wèi)生支出間策略互動行為的成果較少。鑒于此，有必要對這一問題展開更為深入的研究。

二、地區(qū)間公共衛(wèi)生支出空間影響的理論模型

本文嘗試在綜合內(nèi)生增長模型與政治經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架內(nèi)，討論地區(qū)間公共衛(wèi)生支出相互影響的機(jī)理。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在兩個完全同質(zhì)的地區(qū)i 與地區(qū)-i，地區(qū)內(nèi)的居民和政府按leaderfollower 原則決策，即地方政府根據(jù)自身發(fā)展需要確定增長目標(biāo)與公共衛(wèi)生投入，區(qū)內(nèi)居民在給定政策條件下進(jìn)行生產(chǎn)、消費和儲蓄決策，以最大化其預(yù)期終生效用；又假設(shè)地方公共衛(wèi)生支出等政策主要由地方政府官員確定，且地方政府官員主要對上級負(fù)責(zé)。鑒于經(jīng)濟(jì)增長仍是上級政府考核下級官員政績的重要指標(biāo)與核心內(nèi)容，所以，受同一上級政府管轄的地方政府官員，會因經(jīng)濟(jì)增長而開展標(biāo)尺競爭[12]。因此，本文借鑒Besley＆Case 的思路[2]25-45，將地方政府官員的目標(biāo)設(shè)定為最大化自身晉升概率，且晉升概率同時受本地區(qū)與競爭地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速影響。具體到地區(qū)i 來說，區(qū)內(nèi)官員的晉升優(yōu)化問題轉(zhuǎn)化為：

式（1）中，τi表示地區(qū)i 的經(jīng)濟(jì)增長率，τ-i為競爭地區(qū)的增長率，εi服從正態(tài)分布N（0，θ2）。假設(shè)Ω（τi，τ-i）=β0+β1τi+β2τ-i為線性函數(shù)，從而式（1）可以轉(zhuǎn)化為：

式（2）中，φ(·)代表正態(tài)分布概率函數(shù)。令β1>0，表明地區(qū)i 官員的晉升概率隨本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速的提高而提高；令β2<0，表明地區(qū)i 官員的晉升概率隨競爭地區(qū)經(jīng)濟(jì)增速的提高而降低。對于地區(qū)i 來說，其經(jīng)濟(jì)增速取決于本地居民的生產(chǎn)、消費和儲蓄決策；地區(qū)i的居民則在給定現(xiàn)期政策的條件下，最大化其預(yù)期終生福利，并作出相應(yīng)的生產(chǎn)、消費和儲蓄決策。假設(shè)地方公共支出包括兩類，一是生產(chǎn)性公共支出，借鑒厲以寧、Lucas 等人的相關(guān)研究成果[13-14]，本文以公共衛(wèi)生支出為代表。因為公共衛(wèi)生支出可以促進(jìn)人力資本的積累，而人力資本積累帶來的全要素生產(chǎn)率的提高是推動經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉，所以從這一角度來看，政府公共衛(wèi)生支出具備生產(chǎn)性公共支出的特征。二是其他福利性支出。具體來說，代表性地區(qū)i 的人均形式生產(chǎn)函數(shù)為：

式（3）中，ki代表地區(qū)i 的人均資本。pi表示本地區(qū)的人均政府公共衛(wèi)生支出，p-i表示競爭地區(qū)的人均政府公共衛(wèi)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衛(wèi)生支出具有正外部性。s代表地區(qū)i 與競爭地區(qū)-i 之間的距離，?ψ(s)/?s＞0，且，這意味著政府公共衛(wèi)生支出的正外部性會隨距離的增加而衰減。

假定資本市場滿足完全競爭條件，則地區(qū)i的利率等于資本的邊際生產(chǎn)率：

設(shè)包含公共衛(wèi)生投入對生產(chǎn)貢獻(xiàn)的剩余產(chǎn)出作為工資率wi分配給居民。地區(qū)i 的居民既可以通過個人消費獲得效用，也能夠享受政府支出帶來的福利。令c 代表居民的個人消費，g 代表政府福利性支出，代表性居民的即期效用函數(shù)為如下形式：

式（5）中，v’（gi）>0,這意味著代表性居民的效用水平隨政府福利性支出的增加而增加。另外，對稅收進(jìn)行簡化處理，設(shè)地區(qū)i 的代表性居民當(dāng)期收入扣除消費支出與政府的一次性稅收Ti后，剩余的資源全部用于資本積累ki，且設(shè)資本折舊率為0，則地區(qū)i 的資本變化為:

政府在維持平衡預(yù)算的情況下，面臨如下預(yù)算約束：LiTi=gi+pi，進(jìn)而代表性居民的最優(yōu)化問題轉(zhuǎn)化為：

式（7）中，ρ 表示貼現(xiàn)因子，通過動態(tài)優(yōu)化問題（7），可以得出地區(qū)i 的預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長率為：

由式(8)可知，地區(qū)i 的預(yù)期經(jīng)濟(jì)增長率不僅受本地區(qū)政府的公共衛(wèi)生支出pi影響，還會受到競爭地區(qū)政府的公共衛(wèi)生支出p-i影響；與此同時，地區(qū)公共衛(wèi)生支出會因經(jīng)濟(jì)增長率而相互影響，這種相互影響可以通過反應(yīng)函數(shù)p-i=p-i(pi)來描述。

接著，在給定上述反應(yīng)函數(shù)的情況下，根據(jù)地方官員晉升概率函數(shù)(2)和地區(qū)預(yù)期增長率函數(shù)(8)，可以得出地區(qū)i 政府官員的最優(yōu)生產(chǎn)性支出一階條件為：

根據(jù)(9)式可知，在對稱均衡時反應(yīng)函數(shù)的斜率為:

由式（10），可以得出地區(qū)間公共衛(wèi)生支出相互影響的性質(zhì)如下。

假設(shè)1：中國省級政府在公共衛(wèi)生支出上存在空間溢出效應(yīng)。

假設(shè)2：中國省級政府在公共衛(wèi)生支出上存在標(biāo)尺競爭效應(yīng)。

假設(shè)3：中國省級政府在公共衛(wèi)生支出上不存在策略互動行為。

三、模型設(shè)計、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）空間計量模型設(shè)計

空間計量模型可以通過構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，引入因變量的空間滯后項，進(jìn)而刻畫地區(qū)間公共衛(wèi)生支出的相互影響。為了更好地研究中國省級地區(qū)間公共衛(wèi)生支出的相互影響，本文構(gòu)建如下空間杜賓模型（SDM）進(jìn)行后續(xù)研究：

式（11）中，lnpheit表示地區(qū)i在第t年的公共衛(wèi)生支出；wij用于刻畫空間相互關(guān)系，wij×lnpheit為空間滯后因變量，用于表征相鄰地區(qū)的公共衛(wèi)生支出；Xit表示一系列控制變量；μit是方程的隨機(jī)誤差項。一些學(xué)者的研究成果發(fā)現(xiàn)，各個省份不同的經(jīng)濟(jì)社會特征會對地方公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生影響[15-18]。因此，控制變量集Xit包括財政分權(quán)程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、工業(yè)化程度、經(jīng)濟(jì)外向型度、居民受教育程度、人口密度、科技水平。

（二）空間權(quán)重矩陣設(shè)置

考慮到溢出效應(yīng)和標(biāo)尺競爭效應(yīng)在地理上相鄰的地區(qū)間相對更強(qiáng)，因此，本文選取地理相鄰權(quán)重矩陣來刻畫地方政府間的相鄰關(guān)系。另外，考慮到地理距離與經(jīng)濟(jì)距離對地區(qū)間公共衛(wèi)生支出行為的可能影響，本文在穩(wěn)健性檢驗部分還提供了運用上述兩種空間權(quán)重矩陣的估計結(jié)果?？臻g權(quán)重矩陣的具體設(shè)定如下：一是地理相鄰權(quán)重矩陣，若兩省在地理上接壤，則對應(yīng)權(quán)重wij為1，若兩省地理上不接壤，則其權(quán)重wij為0；二是地理距離權(quán)重矩陣，用省會城市球面距離差的平方的倒數(shù)表示權(quán)重，即wij=1/（ri-rj）2；三是經(jīng)濟(jì)距離空間矩陣，用省級地區(qū)間人均GDP 差的倒數(shù)表示，即wij=1/|pgdpi-pgdpj|。

（三）變量選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2018 年中國31 個省級行政地區(qū)（不含港澳臺）為樣本構(gòu)建面板數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計量分析，所有數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2008—2019）。文中具體變量定義與描述性統(tǒng)計詳見表1。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）空間相關(guān)性檢驗

如無特殊說明，本文均采用變量的對數(shù)形式進(jìn)行實證分析。在用空間計量模型進(jìn)行實證檢驗前，需先檢驗中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出是否存在空間相關(guān)性。為此，本文以地理鄰接矩陣作為空間權(quán)重矩陣，并綜合運用莫蘭指數(shù)I（Moran'sI）與吉爾里指數(shù)C(Geary's C)對2007—2018 年中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出進(jìn)行空間自相關(guān)檢驗。由檢驗結(jié)果表2 可知，2007—2018 年中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出均通過了吉爾里指數(shù)C 的檢驗；雖然2007—2010 年中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出未通過莫蘭指數(shù)的檢驗，但2011 年之后，中國省級行政區(qū)各年的公共衛(wèi)生支出均通過莫蘭指數(shù)的檢驗，且顯著性水平存在上升趨勢。這些均表明，中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出存在顯著空間相關(guān)性。

表2 2007-2018 年中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出的空間效應(yīng)檢驗

（二）實證結(jié)果分析

鑒于MLE 法可同時兼顧估計結(jié)果的一致與有效，因此，本文選擇MLE 法對構(gòu)造的空間計量模型進(jìn)行估計。同時，為方便比較，本文還給出普通面板回歸結(jié)果，具體回歸結(jié)果詳見表3。

表3 地方公共衛(wèi)生支出的回歸結(jié)果

由表3 中方程（2）的回歸結(jié)果可知，總體上看，本文對空間計量模型式（11）的回歸擬合效果較好。本文重點關(guān)注的地方政府公共衛(wèi)生支出空間滯后項回歸系數(shù)為正，且通過1%的顯著性水平檢驗。這說明中國省級政府的公共衛(wèi)生支出存在較為顯著的標(biāo)尺競爭效應(yīng)，即中國省級政府在公共衛(wèi)生支出方面存在“你多投，我也多投”的策略互動行為。因此，本文接受假說2。這似乎與存在正外部性的公共衛(wèi)生支出應(yīng)具有溢出效應(yīng)的常識有所矛盾。實則不然，本文的研究結(jié)論表明中國省級政府的當(dāng)期公共衛(wèi)生支出存在較為顯著的標(biāo)尺競爭效應(yīng)，但這并未拒絕中國省級政府的跨期公共衛(wèi)生支出存在溢出效應(yīng)的可能性。當(dāng)然這種可能性還需要有關(guān)研究的進(jìn)一步確定。財政分權(quán)的回歸系數(shù)同樣為正，且通過1%的顯著性水平檢驗。這表明適度合理的財政分權(quán)有利于提高地方公共衛(wèi)生支出的規(guī)模。財政分權(quán)空間滯后項回歸系數(shù)為負(fù)，并通過5%的顯著性水平檢驗。這意味著其他地區(qū)財政分權(quán)程度的提高會導(dǎo)致本地區(qū)公共衛(wèi)生支出水平的下降。這可能因為目前經(jīng)濟(jì)增長仍是考核地方官員政績的重要指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)增長績效突出的地方官員更容易獲得晉升，進(jìn)而使得在財政分權(quán)水平提高的情況下，鄰近地區(qū)政府會高度重視地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而給本地區(qū)帶來“經(jīng)濟(jì)增長錦標(biāo)賽”的壓力，并最終導(dǎo)致本地區(qū)為了應(yīng)對經(jīng)濟(jì)增長競爭而減少公共衛(wèi)生支出。由此可見，目前，財政分權(quán)對中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出存在兩種作用相反的效應(yīng)。一是促進(jìn)效應(yīng)，即本地區(qū)財政分權(quán)水平提高對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出會產(chǎn)生促進(jìn)作用；二是抑制效應(yīng)，即鄰近地區(qū)財政分權(quán)水平提高會對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生抑制效果。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文采用以下四種方式確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健。一是更換空間權(quán)重矩陣。分別用地理距離空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣代替地理相鄰空間權(quán)重矩陣，其他變量不變。二是更換因變量。用人均醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出代替醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出，其他變量不變。三是更換財政分權(quán)指標(biāo)。分別用省級地區(qū)人均財政支出/全國人均財政支出與省級政府一般公共預(yù)算收入/全國一般公共預(yù)算收入表示財政分權(quán)程度，其他變量不變。四是同時更換因變量與財政分權(quán)指標(biāo)，即在用人均醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出代替醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出的同時，分別用省級行政區(qū)人均財政支出/全國人均財政支出、省級政府一般公共預(yù)算收入/全國一般公共預(yù)算收入表示財政分權(quán)程度。與基準(zhǔn)回歸結(jié)果方程（2）相比，穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果（見表4）中，大多數(shù)變量變化不大。由此可見，本文構(gòu)建的空間計量模型回歸結(jié)果是可靠的。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步的討論

（一）地方公共衛(wèi)生支出策略互動的跨時變化

2009 年4 月，《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》（以下簡稱“新醫(yī)改方案”）發(fā)布，新一輪醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革正式啟動?！靶箩t(yī)改方案”明確提出要建立政府主導(dǎo)的多元衛(wèi)生投入機(jī)制[19]。為探討“新醫(yī)改方案”對地方政府公共衛(wèi)生支出策略互動行為的影響，本文以2009 年為時間分界點，將樣本進(jìn)一步分成2007—2009 年與2010—2018 年兩個時間段，并分別進(jìn)行回歸。分時間段回歸與全樣本回歸結(jié)果詳見表5。

表5 顯示，2007—2009 年與2010—2018 年兩個時間段內(nèi)，主要變量的回歸系數(shù)與顯著性水平都未發(fā)生較大改變，地方公共衛(wèi)生支出空間滯后項回歸系數(shù)為正，且通過1%的顯著性水平檢驗。這不僅再次印證假設(shè)2 的正確，還同時表明前文的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。不過，2007—2009年與2010—2018 年兩個時間段內(nèi)，地方政府公共衛(wèi)生支出的策略互動程度有所變化。2010—2018 年，回歸結(jié)果中公共衛(wèi)生支出的空間滯后項估計系數(shù)相對2007—2009 年更小。這說明新一輪醫(yī)改啟動后，地方政府公共衛(wèi)生支出間標(biāo)尺競爭效應(yīng)有所減弱，地方政府加大公共衛(wèi)生投入的自主性有所增強(qiáng)。背后的原因可能是，“新醫(yī)改方案”出臺后，中央政府對地方政府基本公共衛(wèi)生服務(wù)方面的考核加強(qiáng)，從而促使地方政府更加積極主動地增加公共衛(wèi)生支出，以更好滿足中央提出的相關(guān)要求。

表5 全樣本與分時間段地方公共衛(wèi)生支出策略互動的回歸結(jié)果

（二）地方政府公共衛(wèi)生支出間策略互動的地區(qū)差異

本文將31 個省級行政區(qū)進(jìn)一步分為東部、中部、西部三個地區(qū)子樣本，并分別回歸，以研究地方政府公共衛(wèi)生支出間策略互動的地區(qū)差異。

觀察回歸結(jié)果（見表6）可知，主要變量的回歸系數(shù)與顯著性水平都未發(fā)生較大改變，東部、中部、西部地區(qū)政府公共衛(wèi)生支出空間滯后項回歸系數(shù)分別為0.125、0.631、0.612。雖然東部地區(qū)回歸系數(shù)不顯著，但是中部地區(qū)和西部地區(qū)回歸系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗。這表明東部、中部、西部地區(qū)地方政府公共衛(wèi)生支出均存在標(biāo)尺競爭型策略互動；就程度來看，中部地區(qū)最強(qiáng)，西部地區(qū)次之，東部地區(qū)最弱。

表6 地方公共衛(wèi)生支出策略互動的分地區(qū)空間回歸結(jié)果

東部、中部、西部地區(qū)財政分權(quán)回歸系數(shù)均為正，其中，東部地區(qū)、中部地區(qū)財政分權(quán)回歸系數(shù)分別通過1%、10%的顯著性檢驗，西部地區(qū)財政分權(quán)回歸系數(shù)未通過顯著性檢驗。這從地區(qū)層面再次驗證了本地區(qū)財政分權(quán)水平提高會對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生促進(jìn)作用。不過，東部地區(qū)、西部地區(qū)財政分權(quán)空間滯后項回歸系數(shù)均為正，中部地區(qū)財政分權(quán)空間滯后項回歸系數(shù)為負(fù)，且只有東部地區(qū)財政分權(quán)空間滯后項回歸系數(shù)通過了10%的顯著性檢驗。這說明對東部地區(qū)來說，鄰近地區(qū)財政分權(quán)水平提高也會對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生促進(jìn)作用。

六、結(jié)論與政策啟示

本文研究發(fā)現(xiàn)：中國省級政府公共衛(wèi)生支出存在較為顯著的標(biāo)尺競爭效應(yīng)，即中國省級政府在公共衛(wèi)生支出方面存在“你多投，我也多投”的策略互動行為；財政分權(quán)對中國省級行政區(qū)公共衛(wèi)生支出存在兩種作用相反的效應(yīng)。一是促進(jìn)效應(yīng)，即本地區(qū)財政分權(quán)水平提高對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出會產(chǎn)生促進(jìn)作用；二是抑制效應(yīng)，即鄰近地區(qū)財政分權(quán)水平提高會對本地區(qū)公共衛(wèi)生支出產(chǎn)生抑制效果；“新醫(yī)改方案”發(fā)布后，中國省級政府公共衛(wèi)生支出間標(biāo)尺競爭效應(yīng)有所減弱；中國省級政府公共衛(wèi)生支出策略互動存在地區(qū)差異，策略互動程度中部地區(qū)最強(qiáng)，西部地區(qū)次之，東部地區(qū)最弱。

據(jù)此，本文提出如下政策建議，以更好發(fā)揮地方政府在建立穩(wěn)定公共衛(wèi)生事業(yè)投入機(jī)制、構(gòu)建強(qiáng)大公共衛(wèi)生體系方面的積極作用：一是增加公共衛(wèi)生體系考核權(quán)重，提高地方政府加大公共衛(wèi)生投入的自主性。中央政府應(yīng)繼續(xù)降低對地方政府GDP 增速的考核權(quán)重，賦予公共衛(wèi)生體系、公共醫(yī)療服務(wù)等反映發(fā)展成果的考核指標(biāo)更高權(quán)重，提高地方政府加大公共衛(wèi)生投入的自主性。二是完善央地公共衛(wèi)生領(lǐng)域財權(quán)事權(quán)劃分體系，提高地方政府增加公共衛(wèi)生投入的積極性?；谪敊?quán)事權(quán)相匹配的原則，適度擴(kuò)大地方政府財權(quán)，使地方政府有足夠的財力履行公共衛(wèi)生事權(quán)。三是深化公共衛(wèi)生體制改革，建立穩(wěn)定的公共衛(wèi)生投入機(jī)制。要繼續(xù)強(qiáng)化公共財政的衛(wèi)生籌資功能，通過將公共資源更多投入到市場不足或易發(fā)生市場失靈的領(lǐng)域，完善中國公共衛(wèi)生服務(wù)體系；進(jìn)一步優(yōu)化公共衛(wèi)生投入結(jié)構(gòu)，提高專項債對醫(yī)療衛(wèi)生項目的支持力度，豐富政府加大衛(wèi)生投入的手段，確保地方政府衛(wèi)生支出規(guī)模穩(wěn)步增長[20]。