,3 1,

1.牛津大學(xué)社會(huì)學(xué)系 英國(guó)牛津 OX13UQ

2.倫敦衛(wèi)生與熱帶病醫(yī)學(xué)院 英國(guó)倫敦 WC1H9SH

3.斯坦福大學(xué)醫(yī)學(xué)院 美國(guó)帕洛阿爾托 CA94305

·理論探索·

政治經(jīng)濟(jì)緊縮與衛(wèi)生服務(wù)
——基于1995—2011年27個(gè)歐洲國(guó)家費(fèi)用變化的跨國(guó)分析

AaronReeves1*MartinMcKee2SanjayBasu2,3DavidStuckler1,2

1.牛津大學(xué)社會(huì)學(xué)系 英國(guó)牛津OX13UQ

2.倫敦衛(wèi)生與熱帶病醫(yī)學(xué)院 英國(guó)倫敦WC1H9SH

3.斯坦福大學(xué)醫(yī)學(xué)院 美國(guó)帕洛阿爾托CA94305

在經(jīng)濟(jì)衰退期間衛(wèi)生支出為何呈現(xiàn)出多樣化？本文采用1995—2011年27個(gè)歐洲國(guó)家的數(shù)據(jù)，對(duì)可能引起衛(wèi)生支出變化的政治、經(jīng)濟(jì)和衛(wèi)生體系等關(guān)鍵因素進(jìn)行評(píng)估。糾正之前存在的時(shí)間趨勢(shì)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型對(duì)2013年歐盟統(tǒng)計(jì)局、國(guó)際貨幣基金組織和世界銀行的數(shù)據(jù)進(jìn)行了測(cè)量和評(píng)估。研究發(fā)現(xiàn)，政府衛(wèi)生支出的削減與經(jīng)濟(jì)衰退的程度關(guān)系不大；執(zhí)政黨的意識(shí)形態(tài)也不會(huì)對(duì)政府衛(wèi)生支出產(chǎn)生很大影響。相反，稅收每減少100美元，衛(wèi)生支出將減少2.72美元。在控制可能的混淆因素后，國(guó)際貨幣基金組織貸款國(guó)家比非貸款國(guó)家更有可能削減政府衛(wèi)生支出。在歐盟成員國(guó)中，與經(jīng)濟(jì)條件和政黨意識(shí)形態(tài)等因素相比，向國(guó)際金融機(jī)構(gòu)貸款、稅收減少以及實(shí)施削減政策等可能更會(huì)導(dǎo)致政府衛(wèi)生支出的削減。

政治經(jīng)濟(jì)； 緊縮； 衰退； 國(guó)際貨幣基金組織； 衛(wèi)生服務(wù)

歐洲各國(guó)普遍經(jīng)歷了2007年以來的經(jīng)濟(jì)衰退，對(duì)于英國(guó)等擁有大型金融中心的國(guó)家來說，可能最先受到經(jīng)濟(jì)衰退的沖擊，隨后其他國(guó)家的銀行業(yè)也會(huì)陷入困境。各國(guó)領(lǐng)導(dǎo)人往往采取財(cái)政激勵(lì)措施以幫助銀行擺脫困境，將銀行債務(wù)吸收到公共部門的資產(chǎn)負(fù)債表中。而經(jīng)濟(jì)衰退同時(shí)引發(fā)失業(yè)率上升和收入減少，進(jìn)而導(dǎo)致消費(fèi)性支出和稅收驟減，造成政府財(cái)政赤字大幅增加，政府債務(wù)激增。如何更好地應(yīng)對(duì)大規(guī)模經(jīng)濟(jì)衰退所帶來的出口減少、失業(yè)增加和不斷上升的政府債務(wù)和赤字，一直是業(yè)界討論的焦點(diǎn)話題。

歐盟委員會(huì)、歐盟中央銀行和國(guó)際貨幣基金組織聯(lián)合眾多歐洲國(guó)家領(lǐng)導(dǎo)人，明確將削減赤字工作放在首位。一位歐盟經(jīng)濟(jì)與貨幣事務(wù)專員認(rèn)為，當(dāng)一個(gè)國(guó)家公共債務(wù)占GDP的比重超過90%時(shí)，勢(shì)必會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響。[1]人們普遍擔(dān)心居高不下的債務(wù)會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢[2]，進(jìn)而導(dǎo)致無力償還債務(wù)。為削減赤字，各國(guó)政府開始實(shí)行經(jīng)濟(jì)緊縮政策，包括預(yù)算削減、增加企業(yè)和個(gè)人所得稅以及其它形式的稅收。

為何有些歐盟國(guó)家決策者會(huì)大幅削減衛(wèi)生支出而有些決策者卻不會(huì)？有人認(rèn)為大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)沖擊是導(dǎo)致決策者削減衛(wèi)生支出的主要原因。[3]然而，通過對(duì)歐洲的跨國(guó)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)衰退與衛(wèi)生支出削減之間并沒有必然聯(lián)系。在對(duì)2007年以后出現(xiàn)的大規(guī)模經(jīng)濟(jì)衰退和隨后出現(xiàn)的預(yù)算削減程度進(jìn)行對(duì)比后發(fā)現(xiàn)，二者之間并沒有相關(guān)性。[4]以?shī)W地利和德國(guó)為例，二者都經(jīng)歷了相同規(guī)模和時(shí)長(zhǎng)(2008—2009年)的經(jīng)濟(jì)衰退，奧地利政府衛(wèi)生支出人均減少90.1美元，而德國(guó)人均增加了57.4美元。從圖1可以看出，為有效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退，決策者們做出了不同的政策選擇。[5-8]盡管面臨不斷攀升的政府債務(wù)和赤字壓力，有些國(guó)家增加政府預(yù)算支出以滿足不斷增長(zhǎng)的人口需求，甚至部分國(guó)家明確表示增加政府衛(wèi)生支出，以提高衛(wèi)生服務(wù)的質(zhì)量和可及性。[9]然而，也有一些國(guó)家選擇大規(guī)模削減政府預(yù)算支出。[10-11]

應(yīng)對(duì)歐洲經(jīng)濟(jì)衰退的不同政治反應(yīng)促成了準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)(a quasi-natural experiment)的開展，以更好地理解影響政府衛(wèi)生支出的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)因素。盡管匯率的波動(dòng)或許可以解釋歐元區(qū)以外國(guó)家的差異(如冰島、希臘、愛爾蘭等國(guó)家大規(guī)模削減衛(wèi)生支出，荷蘭、法國(guó)和瑞士卻保持增長(zhǎng))，但人們主觀上普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)衰退必然導(dǎo)致政府預(yù)算削減，而最近的調(diào)查結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)衰退的程度與衛(wèi)生支出的變化之間關(guān)系不大。[12]

圖1 經(jīng)濟(jì)衰退和緊縮期間部分國(guó)家GDP和政府衛(wèi)生支出的變化

對(duì)于經(jīng)濟(jì)危機(jī)如何影響政府衛(wèi)生支出，目前有四種解釋。一是“可見性假說(Visibility hypothesis)”認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期，公共支出的削減往往在政治上不受歡迎，也不太可能得以實(shí)施。[13]Pierson發(fā)現(xiàn)歐洲各國(guó)的衛(wèi)生支出高度透明，占GDP的比重超過10%，同時(shí)，各國(guó)政府普遍認(rèn)為衛(wèi)生是一個(gè)棘手的政治問題，但并不是經(jīng)濟(jì)緊縮的目標(biāo)。[14]二是執(zhí)政黨的意識(shí)形態(tài)影響政府預(yù)算支出。如左翼黨派可能更傾向于通過提高政府預(yù)算支出以維系社會(huì)保障網(wǎng)，但右翼黨派則可能優(yōu)先考慮降低赤字和債務(wù)，包括削減衛(wèi)生支出。[15]因此，這一“政黨假說(Party hypothesis)”認(rèn)為，削減衛(wèi)生支出多發(fā)生在執(zhí)政黨為右翼黨派的情形中。三是“債務(wù)危機(jī)假說(Debt hypothesis)”認(rèn)為，政府債務(wù)水平的不斷上升有必要削減政府預(yù)算支出，以避免高額的債務(wù)利率支付，這種情況下政黨通常將預(yù)算削減作為一種經(jīng)濟(jì)緊縮戰(zhàn)略。[2,16]而衛(wèi)生支出在政府預(yù)算支出中占比較大，這就使得政府著重對(duì)其進(jìn)行削減。第四種假說聚焦于國(guó)際金融機(jī)構(gòu)。一直以來，國(guó)際金融機(jī)構(gòu)主張結(jié)構(gòu)調(diào)整，包括私有化、自由化和緊縮性政策，并提供一定條件促進(jìn)私營(yíng)企業(yè)投資。[17-19]國(guó)際貨幣基金組織更加關(guān)注外匯儲(chǔ)備積累，其一直被認(rèn)為是政府衛(wèi)生預(yù)算削減的重要因素。[20-21]在東歐，接受國(guó)際貨幣基金組織貸款的國(guó)家削減政府預(yù)算支出的程度要比其它國(guó)家高出8%。[22]1996—2006年，在135個(gè)國(guó)家中，未向國(guó)際貨幣基金貸款的國(guó)家獲得的捐助中，平均每1美元用于政府衛(wèi)生支出的費(fèi)用增加了0.45美元，而貸款國(guó)家則僅增加了0.01美元。[23]國(guó)際貨幣基金組織向來鼓勵(lì)通過增加共付比來削減社會(huì)保障支出。[24]在經(jīng)濟(jì)衰退期間，歐洲各國(guó)一直面對(duì)來自歐盟中央銀行、歐洲委員會(huì)和國(guó)際貨幣基金組織的壓力，以希臘為例，三大機(jī)構(gòu)對(duì)其實(shí)施救助的附加條件是將衛(wèi)生支出占GDP的比重降至6%。因此，這一假說認(rèn)為，來自國(guó)際金融機(jī)構(gòu)的壓力可能是某些國(guó)家衛(wèi)生支出削減的原因之一。

本文對(duì)1995—2011年27個(gè)歐洲國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行跨國(guó)數(shù)據(jù)分析，對(duì)上述假說進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，通過建立衛(wèi)生支出年度變化與人均GDP、GDP累計(jì)下降程度和人均稅收變化的分析模型，以評(píng)估經(jīng)濟(jì)衰退是否會(huì)導(dǎo)致衛(wèi)生支出的削減。[7,29-30]其次，通過衡量政府衛(wèi)生支出是否會(huì)受到保護(hù)或成為國(guó)家經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)期的目標(biāo)以檢測(cè)“可見性”假說。[12]為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)的緊縮程度，本文構(gòu)建了一個(gè)緊縮指標(biāo)，即在調(diào)整通貨膨脹和購(gòu)買力之后，連續(xù)兩年之間的政府預(yù)算支出削減程度[8,10]，并且與國(guó)際貨幣基金組織經(jīng)濟(jì)緊縮的編碼進(jìn)行交叉驗(yàn)證[25]。為檢驗(yàn)衛(wèi)生支出削減是否由不同政黨的意識(shí)形態(tài)所導(dǎo)致[26]，本文分別將左翼黨派和右翼黨派的思想與中立黨派進(jìn)行比較，以評(píng)估二者是否更傾向于削減衛(wèi)生支出[14,27-28]。本文也評(píng)估了那些政府債務(wù)水平較高的國(guó)家是否更易削減衛(wèi)生支出[25-26]，以及國(guó)際貨幣基金組織的貸款是否會(huì)影響受援方削減衛(wèi)生支出，以檢測(cè)“國(guó)際機(jī)構(gòu)假說”[29]。

1 數(shù)據(jù)與方法

衛(wèi)生支出的數(shù)據(jù)主要來源于2013年歐盟統(tǒng)計(jì)局一般政府衛(wèi)生支出數(shù)據(jù)。[31]政治意識(shí)形態(tài)的數(shù)據(jù)主要來源于2012年世界銀行政治制度數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)各國(guó)執(zhí)政黨經(jīng)濟(jì)政策和政黨宣言進(jìn)行評(píng)估。[27]如果執(zhí)政者制定的經(jīng)濟(jì)政策與其政黨宣言相違背，則編碼為政黨領(lǐng)袖個(gè)人立場(chǎng)。采用國(guó)際貨幣基金組織資金安排監(jiān)管數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)各國(guó)參與程度進(jìn)行編碼[32]，數(shù)據(jù)包括了備用貸款和擴(kuò)展信貸的數(shù)據(jù)(所有數(shù)據(jù)庫(kù)變量統(tǒng)計(jì)見網(wǎng)絡(luò)附錄2)[33]。

為了對(duì)影響衛(wèi)生支出的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和政治因素進(jìn)行評(píng)估，本研究采用了多元統(tǒng)計(jì)分析模型。[34]由于歐洲各國(guó)普遍面臨經(jīng)濟(jì)衰退，因此本研究評(píng)估了國(guó)家間和國(guó)家內(nèi)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)的不同反應(yīng)，以便進(jìn)行跨國(guó)數(shù)據(jù)分析。當(dāng)大多數(shù)解釋變量在各國(guó)之間未有明顯變化時(shí)，則說明固定效應(yīng)模型的變化主要是由組內(nèi)面板數(shù)值的變化引起的。[35]基于此，本文將國(guó)際貨幣基金組織貸款者的樣本量減少到8個(gè)。固定效應(yīng)往往會(huì)放大獨(dú)立變量的重要性以及潛在測(cè)量誤差[36-37]，而隨機(jī)效應(yīng)模型能夠有效避免放大測(cè)量誤差對(duì)總體變量的影響，本文采用Hausman檢驗(yàn)方法對(duì)模型的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，同時(shí)采用時(shí)間虛擬變量，以進(jìn)一步調(diào)整國(guó)家—年趨勢(shì)。

本研究的分析模型如下：

△Healthi,t=αi+β1△GDPi,t+β2△TAXi,t-1

+β2Debti,t-1+β3Lefti,t+β4Righti,t

+β5Austerityi,t+β6IMFi,t+θi+εi,t

其中，“i”代表國(guó)家，“t”代表年份?！鞅硎灸甓茸兓?。本研究將衛(wèi)生支出作為二分類變量來測(cè)量其削減的概率、程度和年度變化，均以美元為單位，并對(duì)通貨膨脹和購(gòu)買力進(jìn)行調(diào)整。“GDP”是指國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年度變化，以測(cè)量其是否會(huì)對(duì)衛(wèi)生支出產(chǎn)生影響?！癟AX”是指人均稅收收入變化，“Debt”是指上一年度的政府債務(wù)總額，按照占GDP的百分比進(jìn)行計(jì)算。[38]“Left”和“Right”為代表執(zhí)政黨意識(shí)形態(tài)的虛擬變量，以中立為基礎(chǔ)劃分。“Austerity”用于測(cè)量政府是否削減政府預(yù)算支出，即經(jīng)濟(jì)緊縮周期內(nèi)相鄰兩年的變化。“IMF”是衡量一個(gè)國(guó)家是否會(huì)受到國(guó)際金融機(jī)構(gòu)貸款影響的虛擬變量，如果與國(guó)際貨幣基金組織簽訂協(xié)議，此變量當(dāng)年即被編碼為“1”，考慮到財(cái)務(wù)整頓的執(zhí)行會(huì)存在滯后性，因此只要協(xié)議繼續(xù)有效，此變量均被編碼為“1”。[39]“θ”是一種隨機(jī)效應(yīng)，反映了國(guó)家間與國(guó)家內(nèi)的變化。在新成員國(guó)的政治意識(shí)形態(tài)方面存在缺失值(缺失N=120)，因此在下面的分析中，這些缺失數(shù)據(jù)均不予計(jì)算。[40]

由于接受國(guó)際貨幣基金組織貸款的國(guó)家正面臨經(jīng)濟(jì)下滑，即使對(duì)年度GDP和其它經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行修正，模型中也可能存在著選擇性偏差。因此，本研究構(gòu)建了 Heckman兩階段修正模型，在第一階段，評(píng)估向國(guó)際貨幣基金組織貸款的風(fēng)險(xiǎn)性，在第二階段，對(duì)這種風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行修正。[29,41-42]模型采用STATA v12.1進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。為了使衛(wèi)生支出削減概率的預(yù)測(cè)更加具體化，本文采用STATA分析中的CLARIFY模塊進(jìn)行概率分布分析。[43]

2 結(jié)果

2.1 衛(wèi)生支出變化的跨國(guó)決定因素

由表1可以看出，在經(jīng)濟(jì)因素方面，以α= 0.05為水準(zhǔn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)衰退程度的影響較大，但經(jīng)過稅收收入調(diào)整之后，這種影響力便消失了，這表明經(jīng)濟(jì)衰退的影響是通過政府稅收收入基數(shù)發(fā)揮作用的。但GDP的年度變化、政府債務(wù)水平與衛(wèi)生支出變化之間的關(guān)系不大(P=0.31和P=0.38)。相比之下，人均稅收收入的變化卻是導(dǎo)致衛(wèi)生支出發(fā)生變化的重要因素，其每減少100美元，人均衛(wèi)生支出將減少2.72美元(95%置信區(qū)間：1.03～4.41美元)。執(zhí)政黨的政治立場(chǎng)與衛(wèi)生支出削減也無顯著相關(guān)性?；谑澜玢y行測(cè)量的政治傾向標(biāo)準(zhǔn)，無論執(zhí)政黨帶有右翼思想還是左翼思想，二者均不會(huì)對(duì)衛(wèi)生支出產(chǎn)生影響(P=0.55和P=0.34)。結(jié)果還發(fā)現(xiàn)削減政府總預(yù)算支出的政府同樣也會(huì)大幅削減衛(wèi)生支出。

2.2 國(guó)際金融機(jī)構(gòu)的影響

在衛(wèi)生支出削減方面，國(guó)際貨幣基金貸款國(guó)家是非貸款國(guó)家的3.9倍(95%置信區(qū)間：1.95～7.74)。然而，在政府總預(yù)算支出削減的國(guó)家中，與國(guó)際貨幣基金非貸款國(guó)家相比，28%的貸款國(guó)家更傾向于削減衛(wèi)生支出，也更易采取經(jīng)濟(jì)緊縮政策以應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退(95%置信區(qū)間：0.13～0.44)。此外，貸款國(guó)家削減衛(wèi)生支出的幅度普遍較大，平均比非貸款國(guó)家高出50%。在對(duì)經(jīng)濟(jì)衰退和政府債務(wù)嚴(yán)重程度進(jìn)行修正之后，貸款國(guó)家的人均衛(wèi)生支出削減額度比非貸款國(guó)家高出44.8美元(95%置信區(qū)間：6.28 ～83.3美元)。

為正確看待這些影響因素，本研究將模型進(jìn)行分解，以上述變量的平均水平為基準(zhǔn)，采用邏輯回歸模型對(duì)衛(wèi)生支出削減的概率進(jìn)行估計(jì)(參見網(wǎng)絡(luò)附錄3)[43]。表2是對(duì)模型中的一些特定值進(jìn)行校正后得出的概率。減少政府一般預(yù)算支出的貸款國(guó)家選擇削減衛(wèi)生支出的概率是79%(95%置信區(qū)間：0.56～0.94)，在調(diào)整GDP年度變化和國(guó)家債務(wù)占GDP的比重之后，減少政府一般預(yù)算支出的非貸款國(guó)家進(jìn)行衛(wèi)生支出削減的概率是53%(95%置信區(qū)間：0.29～0.74)；而增加政府一般預(yù)算支出的國(guó)家削減衛(wèi)生支出的概率只有15%(95%置信區(qū)間：0.06～0.27)。

2.3 國(guó)家間與國(guó)家內(nèi)衛(wèi)生支出的差異

為進(jìn)一步深入了解衛(wèi)生支出削減的作用機(jī)制，本研究將模型限定在國(guó)家內(nèi)部的變量上(網(wǎng)絡(luò)附錄4)。利用Hausman檢驗(yàn)方法對(duì)隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型進(jìn)行比較，結(jié)果顯示，除國(guó)家內(nèi)部變量的低水平浮動(dòng)以及某些國(guó)家操作手段的模糊性之外，其它系數(shù)均無明顯變化(網(wǎng)絡(luò)附錄5)。這揭示了國(guó)家內(nèi)部變量存在兩大動(dòng)態(tài)差異性：一是政府債務(wù)水平雖然并不是衛(wèi)生支出削減的顯著決定因素，但較高的政府債務(wù)水平與衛(wèi)生支出削減存在一定關(guān)系：每超出平均水平1%，就會(huì)導(dǎo)致衛(wèi)生支出減少1.87美元(95%置信區(qū)間：1.06～2.74美元)，但無論是實(shí)際的債務(wù)水平占GDP的比重還是政府債務(wù)絕對(duì)水平，二者在統(tǒng)計(jì)學(xué)上均不具有顯著性(P=0.55和P=0.15)。二是在對(duì)衛(wèi)生支出削減政策進(jìn)行修正之后，發(fā)現(xiàn)國(guó)際貨幣基金組織的影響也不顯著，說明國(guó)際貨幣基金組織貸款與衛(wèi)生支出的關(guān)系可能會(huì)受到經(jīng)濟(jì)緊縮政策的影響。

2.4 潛在選擇性偏差檢驗(yàn)

尋求并接受國(guó)際貨幣基金組織貸款的國(guó)家并非隨機(jī)選擇的，可能存在某些因素導(dǎo)致這些國(guó)家同樣也會(huì)削減衛(wèi)生支出。為解決這一問題，基于之前的研究，本文采用Heckman兩階段修正模型(網(wǎng)絡(luò)附錄6)。[22,44]Vreeland強(qiáng)調(diào)以下三大因素在影響國(guó)際貨幣基金組織參與方面的重要性：債務(wù)清償能力、赤字程度與外匯儲(chǔ)備量[29]。由于債務(wù)清償能力并不十分重要，因此不包含在此模型內(nèi)。同時(shí)，本研究還對(duì)GDP的水平以及變化進(jìn)行了測(cè)量，試圖發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)參與國(guó)際貨幣基金組織的影響以及較少收入與國(guó)際貨幣基金組織貸款之間的關(guān)系。在控制了國(guó)際貨幣基金組織貸款的風(fēng)險(xiǎn)之后，發(fā)現(xiàn)國(guó)際貨幣基金組織與衛(wèi)生支出之間存在關(guān)聯(lián)性，導(dǎo)致后者平均減少49.5美元(95%置信區(qū)間：2.56～96.5美元)，這與隨機(jī)效應(yīng)模型的結(jié)果保持一致。

2.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)模型的穩(wěn)健性，本研究將時(shí)間趨勢(shì)和時(shí)間虛擬變量引入模型之中，結(jié)果未發(fā)生變化。為檢測(cè)潛在異常值可能產(chǎn)生的影響，本研究將希臘剔除(網(wǎng)絡(luò)附錄7)，并重復(fù)該模型(網(wǎng)絡(luò)附錄8)，兩次分析也未見變化。本研究基于經(jīng)濟(jì)衰退程度(從高峰到低谷)的測(cè)量重新修正模型(2007—2011年)，結(jié)果也未見任何變化(網(wǎng)絡(luò)附錄9)。為探討政府赤字是否顯著影響預(yù)算決策，本研究對(duì)赤字的影響進(jìn)行了評(píng)估，也未發(fā)現(xiàn)顯著變化(P=0.89)，人均公共債務(wù)水平也未對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響(P=0.77)。將政府支出年度變化納入模型之中，結(jié)果無變化，但政府支出變量卻有顯著差異(P=0.034)(網(wǎng)絡(luò)附錄10)。此外，本研究采用國(guó)際貨幣基金組織財(cái)務(wù)整頓二元指標(biāo)對(duì)模型進(jìn)行了重新評(píng)估，發(fā)現(xiàn)效應(yīng)大小與經(jīng)濟(jì)緊縮的日期無顯著相關(guān)性(效應(yīng)同質(zhì)性檢驗(yàn)：χ2(1)=1.64,P=0.20)[25]。

本研究還發(fā)現(xiàn)，實(shí)行社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的國(guó)家(網(wǎng)絡(luò)附錄11)[7]，衛(wèi)生支出削減與經(jīng)濟(jì)緊縮的關(guān)系不大(-7.52美元，P=0.21)，人均稅收和國(guó)際貨幣基金組織因素在低購(gòu)買力的背景下作用有限。同樣，當(dāng)模型中加入個(gè)人衛(wèi)生支出變化指標(biāo)時(shí)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)緊縮對(duì)衛(wèi)生支出有重要影響(-69.29美元，P<0.001)，而向國(guó)際貨幣基金組織貸款未產(chǎn)生影響(P=0.45)(網(wǎng)絡(luò)附錄12)。最后，本研究對(duì)表2中所應(yīng)用的隨機(jī)效應(yīng)模型評(píng)估結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行了評(píng)估，其結(jié)果未發(fā)生任何實(shí)質(zhì)變化(網(wǎng)絡(luò)附錄13)。

3 結(jié)論

本研究在對(duì)與衛(wèi)生支出有關(guān)的政治、經(jīng)濟(jì)因素進(jìn)行梳理后，得出以下5點(diǎn)結(jié)論：(1)“可見性假說”不成立。該假說認(rèn)為衛(wèi)生在經(jīng)濟(jì)緊縮期間可能受到保護(hù)，但研究發(fā)現(xiàn)，預(yù)算削減中衛(wèi)生占了很大一部分，尤其是接受國(guó)際貨幣基金組織貸款的國(guó)家。(2)衛(wèi)生支出的削減與GDP年度變化和降低程度無關(guān)，因此并不是經(jīng)濟(jì)衰退的必然結(jié)果。(3)“政黨假說”同樣不成立，執(zhí)政黨的意識(shí)形態(tài)并不會(huì)對(duì)衛(wèi)生支出產(chǎn)生影響。(4)盡管本研究發(fā)現(xiàn)了支持“債務(wù)危機(jī)假說”的一些證據(jù)，但政府債務(wù)水平占GDP的比重、各國(guó)債務(wù)增長(zhǎng)的幅度與衛(wèi)生支出變化無關(guān)。(5)接受國(guó)際貨幣基金組織貸款的國(guó)家與執(zhí)行大規(guī)模政府衛(wèi)生預(yù)算削減的行為存在重大關(guān)聯(lián)，即支持“國(guó)際金融機(jī)構(gòu)假說”。最后，本研究還發(fā)現(xiàn)，與以稅收籌資為主的國(guó)家衛(wèi)生體系相比，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)體系對(duì)緊縮政策和稅收收入波動(dòng)無易感性。[7]

本研究也存在一些局限性。首先，由于缺乏相關(guān)數(shù)據(jù)，本研究無法區(qū)分不同衛(wèi)生支出削減的類型。有些衛(wèi)生支出削減是必要的，如用非專利藥品替代品牌藥品。衛(wèi)生體系與政策歐洲觀察站(The European Observatory on Health Systems and Policies)發(fā)現(xiàn)各國(guó)有不同的應(yīng)對(duì)手段，如希臘實(shí)行全面削減、愛爾蘭采用退休人員自付和共付相結(jié)合的方式、西班牙則限制移民衛(wèi)生服務(wù)的可及性[45]。第二，盡管本研究試圖監(jiān)測(cè)私營(yíng)機(jī)構(gòu)衛(wèi)生支出的變化，但由于其規(guī)模龐大，很有可能產(chǎn)生“自動(dòng)穩(wěn)定器(automatic stabilizer)”的效應(yīng)。在希臘和愛爾蘭，之前選擇私營(yíng)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的患者如果轉(zhuǎn)向公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)，則會(huì)增加經(jīng)濟(jì)下滑時(shí)期的公共衛(wèi)生支出。第三，在英國(guó)等國(guó)家，決策者表面上“維護(hù)”衛(wèi)生支出，但在通貨膨脹背景下，衛(wèi)生預(yù)算的不變其實(shí)意味著實(shí)際值的下降。本研究的模型旨在研究實(shí)際值的預(yù)算變化，未來還需要對(duì)名義衛(wèi)生支出和實(shí)際衛(wèi)生支出之間的潛在區(qū)別進(jìn)行評(píng)估，以更好地理解政治經(jīng)濟(jì)緊縮與衛(wèi)生政策選擇的關(guān)系。[46]

未來研究還需要對(duì)衛(wèi)生支出削減的健康影響以及下游效應(yīng)做出評(píng)估。希臘公共衛(wèi)生預(yù)算的削減導(dǎo)致就醫(yī)等待時(shí)間延長(zhǎng)，降低了衛(wèi)生服務(wù)的可及性[47]，衛(wèi)生服務(wù)供應(yīng)不足[48]，從而導(dǎo)致了衛(wèi)生服務(wù)利用量減少，而去街邊診所(由非政府組織運(yùn)作)就醫(yī)的人數(shù)越來越多[47]。然而，希臘并非個(gè)例，還需要做更多的研究以全面理解衛(wèi)生支出削減對(duì)人口健康的影響[49]，也應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注國(guó)際貨幣基金組織貸款導(dǎo)致衛(wèi)生支出削減的整個(gè)決策過程以揭示此類決策動(dòng)機(jī)的根源，如政府可能會(huì)利用國(guó)際貨幣基金組織作為掩護(hù)，而政黨意識(shí)形態(tài)可能才是衛(wèi)生政策改變的根本原因[50-51]。

致謝

衷心感謝衛(wèi)生體系與政策歐洲觀測(cè)站Jonathan Cylus，Philipa Mdladovsky與Josep Figueras在本文寫作過程中提供的支持與幫助。

利益沖突

本研究與任何組織和個(gè)人不存在任何利益沖突。

與本文相關(guān)補(bǔ)充數(shù)據(jù)可參見網(wǎng)絡(luò)附錄：http://dx.doi.org/10.1016/j.healthpol.2013.11.008

[1]Rehn O.Letter to Europe’s Finance Ministers[Z].Brussels:European Commission, 2013.

[2]Reinhart C M, Rogoff K S.Growth in a time of debt[J].American Economic Review, 2010, 100(2):573-578.

[3]Wilensky H L.The welfare state and equality:structural and ideological roots of public expenditures[M].Berkeley, London:University of California Press, 1975.

[4]Hall R, Feldstein M, Frankel J, et al.Determination of the December 2007 peak in economic Activity[R]. 2008.

[5]Spilimbergo A, Symansky S, Schindler M.Fiscal multipliers[R].Washington D C:IMF, 2009.

[6]IMF.World economic outlook:coping with high debt and sluggish growth[R].Washington, D C:IMF, 2012.

[7]Cylus J, Mladovsky P, McKee M.Is there a statistical relationship between economic crises and changes in government health expenditure growth? An analysis of twenty-four European countries[J].Health Services Research, 2012, 47(6):2204-2224.

[8]Reeves A, Basu S, McKee M, et al.Does investment in the health sector promote or inhibit economic growth?[J].Globalization Health, 2013, 9(43):1-12.

[9]Ministry of Finance.From the Budget Bill for 2011:Budget Statement[R].Stockholm:Government Offices of Sweden, 2010.

[10]Reeves A, Basu S, McKee M, et al.Austere or not? UK coalition government budgets and health inequalities[J].Journal of the Royal Society of Medicine, 2013, 106(11):432-436.

[11]IMF.Will it hurt? Macroeconomic effects of fiscal consolidation[R].Washington D C:IMF, 2010.

[12]Stuckler D, Basu S.The Body Economic:why austerity kills?[M]. London:Penguin, 2013.

[13]Reeves A, Stickler D.Crowd-out of defense and health spending:is Israel different from other industrialized nations?[J].Israel Journal of Health Policy Research, 2013, 2(1):14.

[14]Pierson P.Dismantling the welfare state? Reagan, Thatcher, and the politics of retrenchment[M].Cambridge:Cambridge University Press, 1994.

[15]Kopp M S, Stauder A, Purebl G, et al.Work stress and mental health in a changing society[J]. European Journal of Public Health, 2008, 18(3):238-244.

[16]Osborne G.A New Economic Model[R].London, 2010.

[17]Burgard S A, Brand J E, House J S.Perceived job insecurity and worker health in the United States[J].Social Science and Medicine, 2009, 69(5):777-785.

[18]Fergusson D M, John Horwood L, Woodward L J. Unemployment and psychosocial adjustment in young adults:causation or selection?[J].Social Science and Medicine, 2001, 53(3):305-320.

[19]D’Souza R M, Strazdins L, Broom D H, et al.Work demands, job insecurity and sickness absence from work.How productive is the new, flexible labour force?[J].Australian and New Zealand Journal of Public Health, 2006, 30(3):205-212.

[20]Kim I H, Muntaner C, Khang Y H, et al.The relationship between nonstandard working and mental health in a representative sample of the South Korean population[J].Social Science and Medicine, 2006, 63(3):566-574.

[21]Stuckler D, Basu S.The International Monetary Fund’s effects on global health:before and after the 2008 financial crisis[J].International Journal of Health Services, 2009, 39(4):771-781.

[22]Stuckler D, King L P, Basu S.International Monetary Fund programs and tuberculosis outcomes in post-communist countries[J].PLoS Medicine, 2008, 5(7):1079-1090.

[24]Montgomery S M, Cook D G, Bartley M J,et al. Unemployment pre-dates symptoms of depression and anxiety resulting in medical consultation in young men[J].International Journal of Epidemiology, 1999, 28(1):95-100.

[25]Devries P, Guajardo J, Leigh D, et al.A new action-based dataset of fiscal consolidation[R].IMF, 2011.

[26]Mackenbach J P, McKee M.Social-democratic government and health policy in Europe:a quantitative analysis[J].International Journal of Health Services:Planning, Administration, Evaluation, 2013, 43(3):389-413.

[27]Beck T, Clarke G, Groff A, et al.New tools in comparative political economy:The Database of Political Institutions[J].World Bank Economic Review, 2001, 15(1):165-176.

[28]Hacker J S, Pierson P.Winner-take-all politics:public policy, political organization, and the precipitous rise of top incomes in the United States[J].Politics & Society, 2010, 38(2):152-204.

[29]Przeworski A, Vreeland J R.The effect of IMF programs on economic growth[J].Journal of Development Economics, 2000, 62(2):385- 421.

[30]Stuckler D, Basu S, McKee M, et al.Responding to the economic crisis:a primer for public health professionals[J].Journal of Public Health, 2010, 32(3):298-306.

[31]EUROSTAT.General Government expenditure by function[R].Luxembourg:EUROSTAT, 2012.

[32]IMF.Monitoring of Fund Arrangements (MONA)[R].Washington D C:IMF, 2013.

[33]IMF.The IMF and Europe[R].Washington D C:IMF, 2013.

[34]Keegan C, Thomas S, Normand C, et al.Measuring recession severity and its impact on healthcare expenditure[J].International Journal of Health Care Finance and Economics, 2013, 13(2):139-155.

[35]Heckman J J.The incidental parameters problem and the problem of initial condition in estimating a discrete time-discrete data stochastic process[M].//Manski C F, McFadden D L.Structural analysis of analysis of discrete data and econometric applications.Cambridge, M A:MIT Press, 1981.

[36]Griliches Z, Hausman J A.Errors in variables in panel data[J].Journal of Econometrics, 1986, 31(1):93-118.

[37]Griliches Z.Errors in variables and other unobservables[J].Econometrica, 1974, 42(6):971-998.

[38]WHO.Outcome document for the high-level meeting on Health systems in times of global economic crisis:an update of the situation in the WHO European Region[R].Istanbul, Turkey:WHO, 2013.

[39]Copelovitch M S.Master or servant? Common agency and the political economy of IMF lending[J].International Studies Quarterly, 2010, 54(1):49-77.

[40]Stuckler D, Basu S, Suhrcke M, et al.The public health effect of economic crises and alternative policy responses in Europe:an empirical analysis[J].Lancet, 2009, 374(9686):315-323.

[41]Vreeland J R.IMF program compliance:aggregate index versus policy specific research strategies[J].Review of International Organizations, 2006, 1(4):359-378.

[42]Dreher A, Sturm J E, Vreeland J R.Development aid and inter-national politics:does membership on the UN Security Council influence World Bank decisions?[J].Journal of Development Economics, 2009, 88(1):1-18.

[43]King G, Tomz M, Wittenberg J.Making the most of statistical analyses:improving interpretation and presentation[J].American Journal of Political Science, 2000, 44(2):341-355.

[44]Vreeland J R.Institutional determinants of IMF agreements[R]. 2001.

[45]Mladovsky P, Srivastava D, Cylus J, et al.Health policy in the financial crisis[J].Eurohealth, 2012, 18(1):3-6.

[46]Mladovsky P, Srivastava D, Cylus J, et al.Health policy responses to the financial crisis in Europe[R].2012.

[47]Kentikelenis A, Karanikolos M, Papanicolas I, et al. Health effects of financial crisis:omens of a Greek tragedy[J].The Lancet, 2011, 378(9801):1457-1458.

[48]Kentikelenis A, Karanikolos M, Papanicolas I,et al.Health and the financial crisis in Greece? Authors’ reply[J].The Lancet, 2012, 379(9820):1002.

[49]Skrondal A, Rabe-Hesketh S.Generalized latent variable modeling:multilevel, longitudinal, and structural equation models[M].London:Chapman & Hall/CRC, 2004.

[50]Woods N.The globalizers:the IMF, the World Bank, and their borrowers[M].NY, London:Cornell University Press, 2006.

[51]George A L, Bennett A.Case studies and theory development in the social sciences.Cambridge, Mass[M].MIT Press, 2005.

(編輯 趙曉娟)

Thepoliticaleconomyofausterityandhealthcare：Cross-nationalanalysisofexpenditurechangesin27Europeannations1995—2011

AaronReeves1,MartinMcKee2,SanjayBasu2,3,DavidStuckler1,2

1.DepartmentofSociology,UniversityofOxford,OxfordOX13UQ,UK

2.LondonSchoolofHygieneandTropicalMedicine,LondonWC1H9SH,UK

3.SchoolofMedicine,StanfordUniversity,PaloAltoCA94305,USA

Why have patterns of healthcare spending varied during the Great Recession? Using cross-national, harmonized data for 27 EU countries from 1995 to 2011, we evaluated political, economic, and health system determinants of recent changes to healthcare expenditure.Data from Euro Stat, the IMF, and World Bank (2013 editions) were evaluated using multivariate random-and fixed-effects models, correcting for pre-existing time-trends.Reductions in government health expenditure were not significantly associated with magnitude of economic recessions.Nor did ideology of governing parties have an effect. In contrast, each $100 reduction in tax revenue was associated with a $2.72 drop in health spending.IMF borrowers were significantly more likely to reduce healthcare budgets than non-IMF borrowers, even after correcting for potential confounding by indication.Exposure to lending from international financial institutions, tax revenue falls, and decisions to implement cuts correlate more closely than underlying economic conditions or orientation of political parties with healthcare expenditure change in EU member states.

Political economy; Austerity; Recession; IMF; Healthcare

歐盟委員會(huì)資助項(xiàng)目(278511)

AaronReeves,男，研究助理，主要研究方向?yàn)檎谓?jīng)濟(jì)與衛(wèi)生、社會(huì)保障及定量社會(huì)學(xué)分析等。E-mail:aaron.reeves@sociology.ox.ac.uk

R

Adoi:10.3969/j.issn.1674-2982.2014.04.013

2014-01-17

2014-02-13

本文英文原文參見HealthPolicy, 2014,115(1):18,http:11dx.doi.org/10.1016/j.healthpol.2013.11.2008，略有刪減。