儲(chǔ)德銀，韓一多，張同斌

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠233030；

2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連116025)

財(cái)政分權(quán)、公共部門效率與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給

儲(chǔ)德銀1，韓一多1，張同斌2

(1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽 蚌埠233030；

2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連116025)

摘要：文章基于財(cái)政分權(quán)與公共部門效率間關(guān)系在我國仍未引起足夠重視以及國外相關(guān)研究尚不成熟的現(xiàn)實(shí)背景，首先從理論層面構(gòu)建財(cái)政分權(quán)與公共部門效率之間倒“U”形關(guān)系的理論框架；然后在構(gòu)建財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，運(yùn)用三種組合指標(biāo)預(yù)測(cè)方法和Shannon-Spearman方法對(duì)中國式財(cái)政分權(quán)水平重新進(jìn)行測(cè)度；并將公共部門提供公共服務(wù)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，以醫(yī)療衛(wèi)生部門為例，采取Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法全面測(cè)度我國地方政府醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的三種效率指數(shù)；最后選擇以財(cái)政分權(quán)作為門限變量建立面板門限回歸模型，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給之間是否存在倒“U”形關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)當(dāng)財(cái)政分權(quán)位于第一和第二區(qū)域內(nèi)，即分權(quán)水平小于0.5263時(shí)，財(cái)政分權(quán)水平的增加有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率的提升；但當(dāng)財(cái)政分權(quán)從第一區(qū)制進(jìn)入第二區(qū)域內(nèi)，即分權(quán)水平位于0.3643與0.5263之間時(shí)，財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率的激勵(lì)效應(yīng)出現(xiàn)下降。(2)當(dāng)財(cái)政分權(quán)進(jìn)入第三區(qū)域內(nèi)，即分權(quán)水平大于0.5263時(shí)，財(cái)政分權(quán)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率之間負(fù)相關(guān)，即財(cái)政分權(quán)水平的提高反而不利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給。(3)財(cái)政分權(quán)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給之間的倒“U”形關(guān)系主要是通過影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；公共部門效率；醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給；面板門限回歸模型

中圖分類號(hào)：F810.4

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：：A

文章編號(hào)：：1001-9952(2015)05-0028-15

收稿日期：2015-01-15

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(10CJY016)；安徽省自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目(1508085MG139)

作者簡(jiǎn)介：儲(chǔ)德銀(1976-)，男，安徽岳西人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后；

Abstract：Based on the real background that the relationship between fiscal decentralization and public sector efficiency still does not attract enough attention in China and related foreign research is not mature yet, this paper established a theoretical analytical framework about the inverted U-shape relationship between fiscal decentralization and public sector efficiency at the theoretical level. Then it uses three combined indicator prediction methods and the method of Shannon-Spearman to re-measure the level of fiscal decentralization of China on the basis of building combined index system of fiscal decentralization. And it divides the total factor productivity index of public services provided by public sec-

韓一多(1992- )，女，安徽定遠(yuǎn)人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院碩士研究生；

張同斌(1985-)，男，山東濰坊人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士。

一、引言

眾所周知，公共部門效率因國家與政府層級(jí)不同而存在較大差異。其中，政府間財(cái)政關(guān)系的設(shè)計(jì)被認(rèn)為是影響公共部門效率的重要原因之一。

依據(jù)財(cái)政聯(lián)邦主義理論，財(cái)政分權(quán)可經(jīng)由兩種作用機(jī)制提高公共部門效率，即選舉約束與地方政府間的標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)。根據(jù)選舉約束機(jī)制，財(cái)政分權(quán)可以降低地方政府官員轉(zhuǎn)移租金的主觀動(dòng)機(jī)與增加其因選舉失敗成為一個(gè)“壞”政府官員的可能性，從而對(duì)整個(gè)政府效率產(chǎn)生一個(gè)積極影響(Hindriks和Lockwood,2009)。根據(jù)標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)理論(Shleifer,1985;Besley和Case,1995)，居民將本轄區(qū)政府官員的政策選擇與相鄰地區(qū)進(jìn)行比較，不僅能夠評(píng)價(jià)轄區(qū)政策制定者的執(zhí)政成績，還可以使其在與地方政府官員博弈中處于相對(duì)有利的位置。正是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)能給居民提供比較不同地區(qū)公共服務(wù)供給和稅收使用情況的機(jī)會(huì)，讓他們有權(quán)利評(píng)價(jià)轄區(qū)內(nèi)政府官員的能力是否偏低以及是否因追求租金而造成公共資源浪費(fèi)，所以，財(cái)政分權(quán)可以提高公共部門效率(Besley和Smart,2007)。

與之相反，也有一些學(xué)者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)給公共部門效率產(chǎn)生負(fù)面影響，原因在于中央政府在提供公共物品時(shí)能夠獲得潛在優(yōu)勢(shì)(Bardhan和Mookerjee, 2000)，表現(xiàn)在：一是因規(guī)模經(jīng)濟(jì)的存在，財(cái)政分權(quán)水平的提高會(huì)導(dǎo)致公共產(chǎn)品生產(chǎn)成本的增加；二是中央政府機(jī)關(guān)能為有才干的人提供更好的就業(yè)與晉升機(jī)會(huì)，同時(shí)好的就業(yè)與晉升機(jī)會(huì)反過來又會(huì)吸引更優(yōu)秀的人才加入；三是地方政府官員與其機(jī)構(gòu)可能面臨諸多不確定風(fēng)險(xiǎn)與外在壓力，尤其是來自地方特定利益群體的壓力，而且轄區(qū)越小則地方政府面臨的壓力更大。

盡管國內(nèi)學(xué)者圍繞財(cái)政分權(quán)展開了大量研究，但大多集中于財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長、政府規(guī)模以及政府支出結(jié)構(gòu)等問題，而涉及財(cái)政分權(quán)與公共部門效率之間關(guān)系的研究較少。國內(nèi)學(xué)者大多認(rèn)為財(cái)政分權(quán)與公共部門效率間是一種線性關(guān)系。劉長生等(2008)和駱永民(2008)發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與政府效率之間具有正相關(guān)關(guān)系，即財(cái)政分權(quán)有利于政府效率的提高；而劉小勇(2009)認(rèn)為財(cái)政分權(quán)對(duì)我國地方政府效率產(chǎn)生了負(fù)面效應(yīng)，即財(cái)政分權(quán)與政府效率之間表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于財(cái)政分權(quán)與公共部門效率間關(guān)系并未達(dá)成共識(shí)，除了采用的實(shí)證模型、估計(jì)方法與樣本選擇等方面的差異之外，這還與財(cái)政分權(quán)和公共部門效率測(cè)度方法的選擇有很大關(guān)系。一是國內(nèi)外學(xué)者多數(shù)采用單一指標(biāo)測(cè)度財(cái)政分權(quán)，即主要是用地方政府自有收入(支出)占政府總收入(支出)的占比來衡量財(cái)政收入(支出)分權(quán)；但是，采用單一的收入(或支出)指標(biāo)進(jìn)行衡量，不僅忽略了一些其他重要因素以及這些因素對(duì)分權(quán)的共同作用，而且還會(huì)出現(xiàn)收入分權(quán)與支出分權(quán)負(fù)相關(guān)的異?，F(xiàn)象。例如，賈俊雪等(2011)發(fā)現(xiàn)用收入比重衡量財(cái)政分權(quán)時(shí)可以增強(qiáng)縣級(jí)財(cái)政的自給能力并有助于緩解其財(cái)政困難，但用支出比重衡量分權(quán)時(shí)反而會(huì)顯著加劇縣級(jí)財(cái)政困難，這一結(jié)論在很大程度上間接反映了單一財(cái)政分權(quán)度量指標(biāo)存在的缺陷。二是國內(nèi)外學(xué)者大多采用嬰兒死亡率和文盲率等社會(huì)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)對(duì)公共部門效率進(jìn)行測(cè)度。例如劉長生等(2008)采用義務(wù)教育升學(xué)率來衡量地方政府教育供給的效率；Barankay和Lockwood(2007)認(rèn)為已有研究在測(cè)度公共部門效率時(shí)沒有控制相應(yīng)的投入指標(biāo)，此時(shí)實(shí)證結(jié)果將無法揭示財(cái)政分權(quán)與公共部門效率間關(guān)系的真相，因?yàn)檫z漏重要解釋變量會(huì)導(dǎo)致回歸估計(jì)結(jié)果有偏并出現(xiàn)不一致。

與已有研究相比，本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下四個(gè)方面：一是從理論上假設(shè)財(cái)政分權(quán)與公共部門效率間存在倒“U”形非線性關(guān)系，并嘗試構(gòu)建一個(gè)分析框架對(duì)此進(jìn)行理論詮釋；二是通過構(gòu)建一個(gè)多維財(cái)政分權(quán)衡量指標(biāo)體系，運(yùn)用三種組合指標(biāo)預(yù)測(cè)方法和Shannon-Spearman方法(Zhou和Ang，2009)對(duì)中國式財(cái)政分權(quán)水平重新進(jìn)行測(cè)度；三是將公共部門提供公共服務(wù)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，并以醫(yī)療衛(wèi)生公共部門為例，采用Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法全面測(cè)度我國地方政府提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的效率指數(shù)；四是采用面板門限回歸模型實(shí)證估計(jì)財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率的門檻效應(yīng)，從而驗(yàn)證兩者間的倒“U”形關(guān)系。

二、理論框架

(1)

將式(1)作為目標(biāo)函數(shù)，考慮地方政府的公共物品生產(chǎn)函數(shù)等約束條件，地方政府最大化其自主決定的公共資源投入量xi，得到以下一階條件：

φ/xi=?/θi

(2)

然后根據(jù)式(2)即可得到第i個(gè)轄區(qū)公共資源投入量xi的均衡解為：

xi=φθi/?

(3)

(二)中央政府。中央政府選擇對(duì)每個(gè)轄區(qū)統(tǒng)一征收且能讓每一個(gè)消費(fèi)者都能實(shí)現(xiàn)效用最大化的最優(yōu)稅率t，則消費(fèi)者的個(gè)人效用函數(shù)可表示為：

(4)

將式(3)和中央政府的稅收收入代入式(4)，進(jìn)一步得到以下中央政府的目標(biāo)函數(shù)：

(5)

目標(biāo)函數(shù)效用最大化關(guān)于θi的一階條件為：

(6)

(三)財(cái)政分權(quán)與公共部門效率之間倒“U”形關(guān)系。根據(jù)Afonso(2005)和Adam(2011)的研究結(jié)論，我們將公共部門效率PSE(PublicSectorEfficiency)定義為政府提供公共產(chǎn)品時(shí)的產(chǎn)出與投入之比。從全國的角度來看，公共部門效率的計(jì)算公式為：

(7)

(8)

然后將其關(guān)于θ求一階導(dǎo)數(shù)，可得到：

(9)

根據(jù)式(9)可知，一階導(dǎo)數(shù)的符號(hào)不確定。因此，財(cái)政分權(quán)θ對(duì)公共部門效率PSEi的影響可能是非線性的。此時(shí)，如果進(jìn)一步求解關(guān)于θ的二階導(dǎo)數(shù)，則可得到：

(10)

因?yàn)榈胤秸a(chǎn)公共物品GL過程中的技術(shù)參數(shù)φ<1，所以公共部門效率PSE關(guān)于財(cái)政分權(quán)θ的二階導(dǎo)數(shù)小于零。

根據(jù)式(9)與式(10)可知，公共部門效率與財(cái)政分權(quán)之間存在倒“U”形關(guān)系；在財(cái)政分權(quán)小于最優(yōu)分權(quán)θ*之前，增加分權(quán)有利于提高公共部門效率；在財(cái)政分權(quán)大于最優(yōu)分權(quán)θ*時(shí)，財(cái)政分權(quán)程度的提高就會(huì)對(duì)公共部門效率產(chǎn)生負(fù)面影響；當(dāng)實(shí)際分權(quán)等于最優(yōu)分權(quán)θ*時(shí)，公共部門效率最高。

三、中國式財(cái)政分權(quán)水平的重新測(cè)度

(一)構(gòu)建衡量財(cái)政分權(quán)的多維指標(biāo)體系。理論上，財(cái)政分權(quán)應(yīng)該包括收入分權(quán)、支出分權(quán)與稅收管理分權(quán)，因而單一財(cái)政分權(quán)指標(biāo)無法反映分權(quán)是多種因素共同作用的結(jié)果。為了盡可能地包括政府間收入權(quán)利配置、支出責(zé)任分?jǐn)偂⑥D(zhuǎn)移支付分配、預(yù)算內(nèi)外收支以及稅收管理等多種因素對(duì)財(cái)政分權(quán)的共同作用，本文構(gòu)建了一個(gè)多維財(cái)政分權(quán)衡量指標(biāo)體系，包括地方財(cái)政收入自給率、地方財(cái)政支出自決率、地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入占比、地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占比、地方財(cái)政預(yù)算外收入占比、地方預(yù)算外支出占比和地方稅收管理分權(quán)度等7個(gè)指標(biāo)。

1.地方財(cái)政收入自給率(LR)。地方財(cái)政收入自治率=(地方本級(jí)預(yù)算內(nèi)收入+地方預(yù)算外收入)/(地方預(yù)算總收入+地方預(yù)算外收入)。由于地方預(yù)算總收入和地方本級(jí)預(yù)算收入之間的缺口即為地方獲得的中央轉(zhuǎn)移支付補(bǔ)助收入，因而地方財(cái)政收入自給率在一定程度上反映了地方政府對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付的依賴程度。一般認(rèn)為，地方財(cái)政收入自給率越高，即便財(cái)政收入的絕對(duì)規(guī)模較低，也意味著財(cái)政分權(quán)程度較高。

2.地方財(cái)政支出自決率(LRin)。地方財(cái)政支出自決率=((地方預(yù)算總支出-中央轉(zhuǎn)移支付)+地方預(yù)算外支出)/(地方預(yù)算總支出+地方預(yù)算外支出)。這一指標(biāo)可以反映地方政府擁有自主決定權(quán)的財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比例。地方財(cái)政支出自決率越高，意味著地方政府在財(cái)政資金的安排和使用方面受到中央政府的約束越小，即分權(quán)水平越高。

4.地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占比(LE)。地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占比=地方人均本級(jí)預(yù)算內(nèi)支出/(地方人均預(yù)算內(nèi)總支出+人均中央預(yù)算支出)。該指標(biāo)在國內(nèi)學(xué)者測(cè)度財(cái)政分權(quán)程度時(shí)得到了極其廣泛的應(yīng)用。地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占比主要衡量的是地方政府承擔(dān)的預(yù)算內(nèi)支出責(zé)任和可供使用的預(yù)算內(nèi)財(cái)政資金規(guī)模。

5.地方財(cái)政預(yù)算外收入占比(LEin)。地方財(cái)政預(yù)算外收入占比=地方人均預(yù)算外收入/(地方人均預(yù)算內(nèi)總收入+地方人均預(yù)算外收入)。我國政府收支包括預(yù)算內(nèi)收支與預(yù)算外收支兩套并存的運(yùn)行機(jī)制，準(zhǔn)確測(cè)度財(cái)政分權(quán)程度不僅要考慮地方財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入與支出占比，還應(yīng)包括地方政府預(yù)算外收入與支出占比。該指標(biāo)大小主要反映地方預(yù)算外收入在地方政府總收入中的占比，反映地方政府收入對(duì)預(yù)算外收入的依賴程度以及現(xiàn)行財(cái)政收入體制不規(guī)范程度的高低。

6.地方財(cái)政預(yù)算外支出占比(LEout)。地方財(cái)政預(yù)算外支出占比=地方人均預(yù)算外支出/(地方人均預(yù)算內(nèi)總支出+地方人均預(yù)算外支出)。該指標(biāo)的大小主要反映地方預(yù)算外支出在地方政府總支出中的比重，該比重大小直接反映地方政府支出對(duì)預(yù)算外支出的依賴程度以及現(xiàn)行財(cái)政支出體制不規(guī)范程度的高低。

7.地方稅收管理分權(quán)度(LG)。地方稅收管理分權(quán)度=各省地方稅務(wù)局職工數(shù)/(該省國家稅務(wù)局職工人數(shù)+該省地方稅務(wù)局職工人數(shù))。在“中國式”財(cái)政分權(quán)體制下，我國稅收的立法權(quán)與開征權(quán)幾乎全部集中于中央政府，地方政府僅有稅收征管權(quán)?，F(xiàn)代稅務(wù)管理理論早已證明稅收努力程度是影響政府收入能力與收入水平的重要因素，因而地方政府稅務(wù)部門增強(qiáng)稅收努力程度可以對(duì)其財(cái)政收入規(guī)模產(chǎn)生一定的正效應(yīng)。我國的稅務(wù)機(jī)構(gòu)在1994年分稅制改革時(shí)被一分為二，國家稅務(wù)局負(fù)責(zé)征管中央稅和中央地方共享稅；而地方稅的征管則由地方稅務(wù)局負(fù)責(zé)。一般而言，地方稅務(wù)局職工人數(shù)占整個(gè)稅務(wù)機(jī)關(guān)職工總?cè)藬?shù)的比重越高，代表地方稅務(wù)局的征管力量相對(duì)較強(qiáng)，從而對(duì)本轄區(qū)地方稅種的征管力度以及征收自主權(quán)就越大。

表1　財(cái)政分權(quán)指標(biāo)值的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：鑒于數(shù)據(jù)獲取的原因，本文僅計(jì)算我國的31個(gè)省份2004-2012年間的七個(gè)分權(quán)指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于2005-2013年的《中國財(cái)政年鑒》、《中國稅務(wù)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

根據(jù)表1可知，除財(cái)政收入自給率與財(cái)政支出自決率以及財(cái)政收入自給率與財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入占比間的相關(guān)系數(shù)較高(分別為0.6916和0.5336)外，其余指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)均較小。然而，部分財(cái)政分權(quán)指標(biāo)間呈負(fù)相關(guān)，如財(cái)政支出自決率與地方預(yù)算內(nèi)收入占比、財(cái)政支出自決率與地方預(yù)算外收入占比以及地方預(yù)算內(nèi)支出占比與地方預(yù)算外收入占比之間的相關(guān)系數(shù)均小于零。因此，采用多維指標(biāo)測(cè)度地方政府財(cái)政分權(quán)程度，就有可能得到不同甚至相反的結(jié)果。本文在選取多維財(cái)政分權(quán)指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上構(gòu)建財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)，能更好地反映財(cái)政分權(quán)效應(yīng)的全貌。

(二)財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)的計(jì)算與解析。為了構(gòu)建財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)，首先需要濃縮指標(biāo)信息以及將多維指標(biāo)降維，以獲得一個(gè)能夠全面測(cè)度我國省級(jí)財(cái)政分權(quán)水平的組合指標(biāo)。目前，指標(biāo)加總與降維的估計(jì)方法大致可以分為兩種：一是采用相對(duì)較為復(fù)雜的應(yīng)用統(tǒng)計(jì)方法，例如主成分分析，但這種通過復(fù)雜統(tǒng)計(jì)技術(shù)獲得的組合指標(biāo)一般經(jīng)濟(jì)含義不明確，不太適合經(jīng)濟(jì)主體特定經(jīng)濟(jì)行為的分析(龔鋒和雷欣，2010)。二是采用簡(jiǎn)單直觀的加總方法，其優(yōu)勢(shì)是組合指標(biāo)具有非常明確的經(jīng)濟(jì)含義，能較好地適用于通過某一組合指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)主體行為進(jìn)行具體分析。基于此，本文在構(gòu)建財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)時(shí)采用兩步法：第一步，嘗試采用當(dāng)前在組合指標(biāo)預(yù)測(cè)領(lǐng)域廣泛使用的3種簡(jiǎn)單加總方法，逐個(gè)對(duì)多維財(cái)政分權(quán)指標(biāo)進(jìn)行綜合；第二步，采用Zhou和Ang(2009)開發(fā)的Shannon-Spearman方法，通過計(jì)算3種簡(jiǎn)單加總方法獲得的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的信息損失量，然后以信息損失最小化為標(biāo)準(zhǔn)，選擇最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)組合衡量指標(biāo)。

本文在對(duì)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)進(jìn)行加總之前，按照個(gè)體順序?qū)?1個(gè)省份2004-2012年間的9年數(shù)據(jù)匯總，采用以下方法對(duì)各個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以消除量綱的影響：

(11)

其中，xk依次等于財(cái)政分權(quán)指標(biāo)LR、LRin、LRout、LE、LEin、LEout和LG。在對(duì)7個(gè)分權(quán)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理之后，采用加權(quán)求和法、加權(quán)乘積法和加權(quán)重置理想法逐一將標(biāo)準(zhǔn)化后的7個(gè)分權(quán)指標(biāo)加總為一維的組合指標(biāo)，3種指標(biāo)加總方法與具體計(jì)算公式如表2所示。需要特別指出的是，因?yàn)閷?duì)7個(gè)分權(quán)指標(biāo)的權(quán)重沒有任何先驗(yàn)信息，僅能依據(jù)財(cái)稅理論在主觀上將收入分權(quán)、支出分權(quán)與稅收管理分權(quán)的權(quán)重設(shè)置為0.4、0.4和0.2，并認(rèn)為收入分權(quán)與支出分權(quán)下的二級(jí)指標(biāo)同等重要，最終設(shè)定7個(gè)分權(quán)指標(biāo)的權(quán)重。

表2　3種指標(biāo)加總方法與具體計(jì)算公式

(12)

表3　Shannon-Spearman測(cè)度的信息損失量

表4　2004-2012年我國31個(gè)省財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)的測(cè)度結(jié)果

表4的測(cè)度結(jié)果顯示：

1.我國財(cái)政分權(quán)的絕對(duì)水平相對(duì)較低。雖然這一結(jié)論與國內(nèi)部分學(xué)者認(rèn)為中國財(cái)政分權(quán)程度較高的觀點(diǎn)存在較大差異，但本文的測(cè)度結(jié)果可能更貼近中國財(cái)政實(shí)際。眾所周知，我國財(cái)政分權(quán)體制是通過1994年的分稅制改革搭建起來的，盡管從收入方面將稅收劃分為中央稅、地方稅以及中央與地方共享稅，但在此次改革中，中央政府將稅源穩(wěn)定且規(guī)模較大的稅種或設(shè)為中央稅，或設(shè)為中央與地方共享稅，僅將一些零星、分散的小稅種歸為地方政府，從而導(dǎo)致財(cái)權(quán)與財(cái)力不斷向中央政府集中。另外，所有稅種的立法權(quán)與開征權(quán)完全集中于中央政府，地方政府既沒有自己的主體稅種，也沒有任何開征新稅種的權(quán)利，而這一問題伴隨“營改增”的推進(jìn)將被進(jìn)一步凸顯放大。因此，我國在收入方面的分權(quán)十分有限，這也是國內(nèi)學(xué)者在分析中國財(cái)政分權(quán)時(shí)為何僅采用支出分權(quán)指標(biāo)而不選擇收入分權(quán)指標(biāo)的原因。由于國內(nèi)學(xué)者在衡量我國支出分權(quán)水平時(shí)基本上是采用預(yù)算內(nèi)支出指標(biāo)，從而得出我國支出分權(quán)程度較高的結(jié)論。然而，這種支出分權(quán)指標(biāo)沒有考慮中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付(或稱體制性補(bǔ)助)以及地方政府本級(jí)預(yù)算支出與地方政府預(yù)算總支出兩者的差異。以2004-2012年我國31個(gè)省份為例，按照前者口徑與后者口徑計(jì)算的這一時(shí)期31個(gè)省份支出分權(quán)的均值分別為0.9670和0.8592。因此，國內(nèi)學(xué)者所測(cè)度的支出分權(quán)水平在一定程度上存在虛高的假象。除了上述兩方面的原因外，還有高度行政集權(quán)問題。因此，本文認(rèn)為我國財(cái)政分權(quán)的實(shí)際程度并不高。

2.我國財(cái)政分權(quán)水平提升緩慢。2004-2012年我國31個(gè)省份的平均分權(quán)水平僅從0.4295增加到0.4592，而且期間還有升降反復(fù)。這是因?yàn)?994年分稅制改革搭建的財(cái)政分權(quán)體制已經(jīng)被社會(huì)各界高度認(rèn)可，近年來雖然進(jìn)行了包括增值稅轉(zhuǎn)型、兩稅合并以及“營改增”等多項(xiàng)改革，但都只是在基本框架下的不斷調(diào)整與完善，也正是因?yàn)樵谑杖塍w制、支出體制以及稅收管理體制等方面沒有大的變化，從而無法使中國財(cái)政分權(quán)水平產(chǎn)生跳躍式的上升。

3.我國財(cái)政分權(quán)程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)，且存在明顯的地區(qū)差異。2004-2012年我國財(cái)政分權(quán)平均水平排前三位的省份依次是北京、上海和江蘇，而排倒數(shù)后三位的依次是西藏、青海和貴州。如果進(jìn)一步計(jì)算東部、中部與西部地區(qū)的平均分權(quán)水平會(huì)發(fā)現(xiàn)，2004-2012年三大地區(qū)的平均分權(quán)水平每年都是東部最高、西部最低與中部居中。*東部包括北京、天津、遼寧、上海、江蘇、河北、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部包括安徽、江西、河南、吉林、黑龍江、山西、湖南和湖北；西部包括四川、重慶、內(nèi)蒙古、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆和西藏。傳統(tǒng)財(cái)政理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)決定財(cái)政，即一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平越發(fā)達(dá)，稅基就會(huì)越大，稅源就會(huì)越充足，地方財(cái)政收入就會(huì)越多，從而導(dǎo)致該地區(qū)的財(cái)政收入自給率與財(cái)政支出自決率較高，最終形成較高的分權(quán)水平；反過來，較高的分權(quán)水平又會(huì)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)較快發(fā)展，進(jìn)而在財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間形成良性互動(dòng)。

四、公共部門效率水平的測(cè)度——以醫(yī)療衛(wèi)生部門為例

(一)公共部門效率水平的測(cè)度與分解。本文首先用TFPt表示公共部門生產(chǎn)公共物品的全要素生產(chǎn)率，具體如下：

TFPt=Yt/Xt

(13)

其中，Yt和Xt代表公共部門生產(chǎn)某種公共物品或服務(wù)時(shí)的全部產(chǎn)出與投入要素。

公共部門生產(chǎn)公共物品的全要素生產(chǎn)率可以進(jìn)一步分解為效率提升與技術(shù)進(jìn)步兩方面，即生產(chǎn)前沿面內(nèi)部的移動(dòng)和生產(chǎn)前沿面向外的移動(dòng)。因此，本文將公共部門生產(chǎn)公共物品的全要素生產(chǎn)率進(jìn)一步寫成：

(14)

采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)是衡量多投入與多產(chǎn)出組合的決策單位相對(duì)效率的較好方法。與已有研究不同的是，本文采取DEA中的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)測(cè)度公共部門提供公共物品的生產(chǎn)效率。與索洛殘差估計(jì)法以及隨機(jī)前沿估計(jì)方法等DEA方法相比，該方法的優(yōu)點(diǎn)在于：它屬于一種非參數(shù)估計(jì)方法，不需要先估計(jì)參數(shù)，而且還適用于存在多個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)的效率估算。

(15)

在式(15)的基礎(chǔ)上，可將Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)一步分解為技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，如以下式所示：

=ECi×TCi

(16)

(二)投入與產(chǎn)出指標(biāo)的選取。本文在對(duì)公共部門效率進(jìn)行測(cè)度時(shí)，選擇醫(yī)療衛(wèi)生部門作為衡量公共部門效率水平的代表，理由主要有三：一是醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域公共服務(wù)的有效供給與居民福祉息息相關(guān)；二是政府為了改善醫(yī)療衛(wèi)生等民生領(lǐng)域的公共服務(wù)供給不僅需要大量財(cái)政投入，而且這種投入還具有長期化與非顯性化的特征；三是政府在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域中的投入與產(chǎn)出數(shù)據(jù)相對(duì)而言較易獲取。

由于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)由醫(yī)療保健和衛(wèi)生防疫服務(wù)構(gòu)成，本文選取醫(yī)院、基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)、專業(yè)公共衛(wèi)生機(jī)構(gòu)、每千人口的衛(wèi)生技術(shù)人員、每千人口的執(zhí)業(yè)醫(yī)師、每千人口的注冊(cè)護(hù)士和每千人口醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)共7個(gè)指標(biāo)作為投入指標(biāo)；選取門診診療次數(shù)、危重病人搶救人次、住院病人手術(shù)人次、病床使用率、出院者平均住院日、入院人數(shù)、出院人數(shù)、住院病死率(的倒數(shù))、急診病死率(的倒數(shù))和健康檢查人數(shù)共10個(gè)指標(biāo)作為產(chǎn)出指標(biāo)?？紤]到相關(guān)數(shù)據(jù)獲取的難度，本文選取2004-2012年的樣本對(duì)我國31個(gè)省份地方政府醫(yī)療衛(wèi)生部門的效率水平進(jìn)行測(cè)度，所有數(shù)據(jù)均來自2005-2013年的《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(三)醫(yī)療衛(wèi)生部門效率的測(cè)度結(jié)果。本文采用DEAP2.1軟件進(jìn)行效率的測(cè)算與分解，最終得到2004-2012年共744個(gè)全要素生產(chǎn)率增長、技術(shù)效率提升和技術(shù)進(jìn)步的指數(shù)值。本文僅給出2004-2012年我國31個(gè)省份醫(yī)療衛(wèi)生部門的Malmquist指數(shù)、技術(shù)效率指數(shù)與技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的均值，具體如表5所示。

表5　2004-2012年間各地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生部門效率指數(shù)的均值

根據(jù)表5可知，代表醫(yī)療衛(wèi)生部門全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)值較大的三個(gè)省份依次是上海、山東和北京，最小的依次是西藏、寧夏和青海。從醫(yī)療衛(wèi)生部門的全要素生產(chǎn)率指數(shù)來看，地方政府提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的效率水平與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平正相關(guān)，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展越高，生產(chǎn)效率就越高。造成我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率地區(qū)差異的根本原因是醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給過程中技術(shù)進(jìn)步的差異。在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，除了政府提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)之外，資金相對(duì)充裕的民間資本也會(huì)更多地參與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的提供，從而形成了更多的優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源。同時(shí)，發(fā)達(dá)地區(qū)的收入水平以及政府提供的其他公共服務(wù)水平更好，也會(huì)對(duì)高水平的醫(yī)療衛(wèi)生人員有更大的吸引力，從而形成人才聚集效應(yīng)以及進(jìn)一步推動(dòng)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給過程中的技術(shù)進(jìn)步。

五、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)來源說明

圖1　醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率與財(cái)政分權(quán)之間的曲線擬合圖

(一)基于LOWESS方法的曲線擬合。本文以醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給為例，借鑒Caner和Hansen(2004)建立面板門限回歸模型的思路，*Hansen(1999)以及Caner和Hansen(2004)建立面板門限回歸模型是以“殘差平方和最小化”為原則確定最優(yōu)門限值，同時(shí)檢驗(yàn)門限值的顯著性，從而保證門限值的可靠性。選擇以財(cái)政分權(quán)為門限變量，實(shí)證檢驗(yàn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率PSEit與財(cái)政分權(quán)Fq之間的關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證兩者之間的非線性關(guān)系，本文采取局部加權(quán)散點(diǎn)圖修勻(LOWESS)方法進(jìn)行曲線擬合。因?yàn)長OWESS方法是一種非參數(shù)的擬合方法，在兩個(gè)變量之間的關(guān)系或函數(shù)形式未知時(shí)，可采用該方法進(jìn)行模型形式的初步檢驗(yàn)。在曲線擬合過程中，將門限變量財(cái)政分權(quán)Fq分別與全要素生產(chǎn)率指數(shù)PSETFP,it、技術(shù)效率指數(shù)PSEEFF,it和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)PSETFCH,it進(jìn)行了三次曲線擬合，擬合結(jié)果均表明門限變量與被解釋變量之間存在非線性關(guān)系。

根據(jù)圖1可知，*本文僅給出了財(cái)政分權(quán)與全要素生產(chǎn)率指數(shù)PSETEP，it的曲線擬合圖。當(dāng)采用財(cái)政分權(quán)Fq作為門限變量時(shí)，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率的全要素生產(chǎn)率指數(shù)可以劃分為三個(gè)區(qū)域。財(cái)政分權(quán)在第一個(gè)區(qū)域內(nèi)的水平較低，此時(shí)隨著財(cái)政分權(quán)水平的增加，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率增速不斷提高；第二區(qū)域內(nèi)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給全要素生產(chǎn)率增速相對(duì)有所下降，并在該區(qū)間內(nèi)保持穩(wěn)定；在最后一個(gè)區(qū)域內(nèi)，當(dāng)財(cái)政分權(quán)水平達(dá)到一定程度時(shí)，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率增速反而隨財(cái)政分權(quán)水平的提高而下降。

(二)實(shí)證模型。根據(jù)圖1的擬合結(jié)果，本文先以雙門限為例構(gòu)建一個(gè)相對(duì)簡(jiǎn)單的面板門限回歸模型，至于門限個(gè)數(shù)的最終確定，隨后將通過門限檢驗(yàn)予以判斷。因此，本文考慮以下形式的面板門限回歸模型：

+?1lngdpit+?2XMit+?3Urbanit+ui+εit

(17)

(三)數(shù)據(jù)來源說明。由于前文已詳細(xì)地說明了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率與財(cái)政分權(quán)變量Fqit的測(cè)度與結(jié)果，因而在此僅對(duì)其他變量進(jìn)行說明。(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平lngdp。首先用各地區(qū)的GDP除以人口總數(shù)得到人均GDP，然后再用各地區(qū)的GDP指數(shù)(2005=100)進(jìn)行平減以削除通貨膨脹或通貨緊縮的影響，最后取自然對(duì)數(shù)得到。(2)對(duì)外開放度XM。由于在2006-2013年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中僅能得到各省份在2005-2012年間且用美元作為計(jì)量單位的進(jìn)出口總額，因此本文首先利用各地區(qū)進(jìn)出口總額乘以每年的平均美元匯率，然后再除以地區(qū)GDP得到。(3)城鎮(zhèn)化率Urban，利用各地區(qū)的城鎮(zhèn)常住人口除以總?cè)丝诘玫?。?shù)據(jù)均來自2006-2013年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

六、財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率影響的實(shí)證分析

(一)門限個(gè)數(shù)及門限值的檢驗(yàn)。雖然本文采用LOWESS方法發(fā)現(xiàn)了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率與財(cái)政分權(quán)之間的非線性關(guān)系，但這有待于進(jìn)一步驗(yàn)證。本文選擇以財(cái)政分權(quán)Fq作為門限變量，門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見表6。在5%的顯著性水平上，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)模型均拒絕零個(gè)門限與單個(gè)門限的原假設(shè)，接受存在兩個(gè)門限的原假設(shè)，這表明醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)模型有且僅有2個(gè)門限值；而在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)效率指數(shù)模型中，拒絕零個(gè)門限的原假設(shè)，接受存在1個(gè)門限的原假設(shè)，這表明該模型有且僅有1個(gè)門限值。各模型的具體門限值見表7。

表6　門限效應(yīng)檢驗(yàn)

表7　門限估計(jì)值

(二)財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率非線性效應(yīng)的實(shí)證分析。

1.各變量對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率影響的估計(jì)結(jié)果。本文采用Stata11.0軟件對(duì)模型(17)進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表8　各變量對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率影響的估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平。下同。

2.財(cái)政分權(quán)水平與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給全要素生產(chǎn)率指數(shù)之間呈現(xiàn)倒“U”形關(guān)系。首先，財(cái)政分權(quán)在第一區(qū)域和第二區(qū)域中對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給全要素生產(chǎn)率增速的影響效應(yīng)顯著為正，即財(cái)政分權(quán)水平的提高有利于地方政府醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給全要素生產(chǎn)率的提高，但財(cái)政分權(quán)的激勵(lì)效應(yīng)從第一區(qū)域進(jìn)入第二區(qū)域后有所下降。其次，財(cái)政分權(quán)在第三區(qū)域中對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給全要素生產(chǎn)率增速的影響效應(yīng)由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)。其中財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率增速平均下降0.1787個(gè)百分點(diǎn)。主要原因在于：一是財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府的激勵(lì)效應(yīng)會(huì)隨分權(quán)水平的提高而不斷釋放，但激勵(lì)效果將會(huì)不斷減?。欢秦?cái)政分權(quán)與規(guī)模經(jīng)濟(jì)負(fù)相關(guān)，即財(cái)政分權(quán)水平的上升會(huì)因規(guī)模不經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)等公共產(chǎn)品供給成本的增加，進(jìn)而導(dǎo)致地方政府減少在醫(yī)療衛(wèi)生等領(lǐng)域的相對(duì)投資；三是當(dāng)轄區(qū)內(nèi)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給達(dá)到較高水平時(shí)，地方政府會(huì)加大尋租力度從而降低醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)的供給效率。

3.財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)效率的提升效應(yīng)總體顯著。如表8所示，財(cái)政分權(quán)(Fq)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)效率(PSEEFF,it)的提升具有顯著的正向影響，同時(shí)還呈現(xiàn)出明顯的非對(duì)稱性特征。其中，在第1區(qū)域內(nèi)，即財(cái)政分權(quán)水平低于0.5680時(shí)，財(cái)政分權(quán)每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)效率增速平均提高0.3219%；但是進(jìn)入第2區(qū)域后，即財(cái)政分權(quán)水平大于0.5680時(shí)，財(cái)政分權(quán)每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)效率增速平均僅提高0.0738個(gè)百分點(diǎn)。由此可知，財(cái)政分權(quán)雖然在總體上有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)效率的提升，但影響效應(yīng)具有顯著的非對(duì)稱性；當(dāng)財(cái)政分權(quán)較高時(shí)，財(cái)政分權(quán)的激勵(lì)效果會(huì)出現(xiàn)大幅度地下降。這是因?yàn)椋阂环矫妫謾?quán)可以充分調(diào)動(dòng)地方政府的工作積極性從而產(chǎn)生正向激勵(lì)效果；另一方面，分權(quán)后的地方政府在提供醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)時(shí)，可以更好地以轄區(qū)內(nèi)居民需求偏好為導(dǎo)向，在實(shí)現(xiàn)公共資源優(yōu)化配置的同時(shí)，提供更加具有針對(duì)性、靈活性與匹配性的公共服務(wù)。因此，財(cái)政分權(quán)在總體上有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)效率的提升，但分權(quán)對(duì)地方政府工作與公共資源配置的正效應(yīng)也會(huì)隨分權(quán)水平的提高而邊際遞減。

4.財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的影響軌跡與全要素生產(chǎn)率指數(shù)趨同。如表7所示，財(cái)政分權(quán)(Fq)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(PSETFCH,it)之間也呈現(xiàn)顯著的倒“U”形關(guān)系。當(dāng)財(cái)政分權(quán)處于第1區(qū)域內(nèi)時(shí)，即低于0.3971時(shí)，財(cái)政分權(quán)每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)則平均提高0.6307%。目前，我國僅有西部的西藏、青海和甘肅的財(cái)政分權(quán)水平還處于該區(qū)域內(nèi)，大多數(shù)省份的財(cái)政分權(quán)水平都已跨越這一區(qū)域。當(dāng)財(cái)政分權(quán)進(jìn)入第二區(qū)域，即分權(quán)水平大于0.3971且小于0.5369時(shí)，財(cái)政分權(quán)仍然有利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的提升，但效應(yīng)幅度呈下降趨勢(shì)，財(cái)政分權(quán)每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)平均僅提高0.2389%。目前，我國大多數(shù)省份的財(cái)政分權(quán)水平處于該區(qū)域內(nèi)，但是像北京、上海和天津等東部發(fā)達(dá)省份已實(shí)現(xiàn)跨越，進(jìn)入了第三區(qū)域，即分權(quán)水平大于0.5369。在第三區(qū)域內(nèi)，財(cái)政分權(quán)的影響效應(yīng)由正轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)，即財(cái)政分權(quán)會(huì)降低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，財(cái)政分權(quán)每提高1%，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)平均下降0.4698個(gè)百分點(diǎn)。我們將這一變動(dòng)軌跡與財(cái)政分權(quán)與全要素生產(chǎn)率指數(shù)之間的關(guān)系變動(dòng)軌跡進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)兩者基本一致，僅門限值大小與回歸系數(shù)的絕對(duì)值略有區(qū)別。綜上所述，我國地方政府醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率存在顯著的地區(qū)差異，而造成這一差異的根本原因是技術(shù)進(jìn)步不同。

上述實(shí)證結(jié)果都通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，表明我們的研究結(jié)論是可信的。

七、結(jié)論與政策建議

首先，鑒于財(cái)政分權(quán)包括收入分權(quán)、支出分權(quán)與稅收管理分權(quán)，本文通過構(gòu)建財(cái)政分權(quán)組合指標(biāo)體系，運(yùn)用三種組合指標(biāo)預(yù)測(cè)方法和Shannon-Spearman測(cè)度方法對(duì)中國式財(cái)政分權(quán)水平重新進(jìn)行測(cè)度，從而克服了采用各種單維指標(biāo)可能存在的缺陷，并發(fā)現(xiàn)我國財(cái)政分權(quán)存在水平偏低、提升緩慢和地區(qū)差異等的特征。雖然這一結(jié)論與國內(nèi)其他學(xué)者的研究結(jié)論有較大差異，但該結(jié)論可能更加貼近中國式財(cái)政分權(quán)實(shí)際，對(duì)完善我國財(cái)政體制、建立現(xiàn)代財(cái)政制度更加具有指導(dǎo)性的意義。

其次，由于我國大多數(shù)省份的財(cái)政分權(quán)水平處于第二區(qū)域內(nèi)，這表明財(cái)政分權(quán)水平的提升有助于提高公共部門效率以及推進(jìn)政府職能的轉(zhuǎn)變。因此，從國家層面來看，我們?nèi)匀恍枰M(jìn)一步提高財(cái)政分權(quán)水平，尤其是提高收入分權(quán)和稅收管理分權(quán)的水平，在現(xiàn)有財(cái)政分權(quán)體制框架下進(jìn)行不斷調(diào)整與完善。在中央與地方政府間進(jìn)一步劃分事權(quán)，逐步理順事權(quán)關(guān)系，并按照事權(quán)劃分各應(yīng)自承擔(dān)和分擔(dān)的支出責(zé)任，形成科學(xué)的財(cái)稅體制、建立現(xiàn)代財(cái)政制度，最終實(shí)現(xiàn)國家治理體系和治理能力的現(xiàn)代化。

最后，將醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解為技術(shù)效率指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)，實(shí)證結(jié)果表明財(cái)政分權(quán)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率的影響主要是通過醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給的技術(shù)進(jìn)步來實(shí)現(xiàn)的。因此，地方政府在醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)供給的過程中，一是要在增加醫(yī)療衛(wèi)生等基本公共服務(wù)領(lǐng)域研發(fā)經(jīng)費(fèi)財(cái)政撥款的同時(shí)，重點(diǎn)向基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究方面傾斜，提高原始性創(chuàng)新支出在研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出中的比重；二是通過制定相應(yīng)的財(cái)政激勵(lì)政策和稅收優(yōu)惠政策吸引民間資本參與醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)，鼓勵(lì)與引導(dǎo)醫(yī)療衛(wèi)生部門根據(jù)自身發(fā)展?fàn)顩r適當(dāng)增加研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出和研發(fā)人員投入，逐步提高研發(fā)強(qiáng)度，注重培育核心競(jìng)爭(zhēng)力；三是地方政府與醫(yī)療衛(wèi)生等公共服務(wù)部門要從行業(yè)特點(diǎn)出發(fā)，制定與完善高層次人才培養(yǎng)、引進(jìn)與保護(hù)機(jī)制，通過建立和諧的工作環(huán)境與良好的人才競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制來推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。

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Fiscal Decentralization, Public Sector Efficiency

and the Supply of Medical and Health Services

Chu Deyin1, Han Yiduo1, Zhang Tongbin2

(1.SchoolofFinanceandPublicAdministration,AnhuiUniversityofFinanceandEconomics,

Bengbu233030,China; 2.SchoolofMathematicsandQuantitativeEconomics,Dongbei

UniversityofFinanceandEconomics,Dalian116025,China)

tor into technology efficiency index and technology progress index, and employs the Malmquist productivity index to measure three efficiency indexes of medical and health services supplied by local governments, taking health sector as an example. Finally this paper takes fiscal decentralization as a threshold variable to establish a panel threshold regression model which is used to examine the inverted U-shape relationship between fiscal decentralization and the supply of medical and health services. It reaches the following results: firstly, when fiscal decentralization is located in the first and second districts, namely the decentralization level is lower than 0.5263, the increase in fiscal decentralization is conducive to the improvement of the supply efficiency of medical and health services; but while the decentralization level is between 0.3643 and 0.5263, the incentive effect of fiscal decentralization on the supply efficiency of medical and health services decreases; secondly, when fiscal decentralization enters the third district, namely the decentralization level is higher than 0.5263, there is a negative relationship between fiscal decentralization and the supply efficiency of medical and health services, namely the increase in fiscal decentralization is not beneficial to the supply of medical and health services instead; thirdly, the inverted U-shape relationship between fiscal decentralization and the supply of medical and health services mainly depends on the effect on technology progress of the supply of medical and health services.

Key words:fiscal decentralization;public sector efficiency;supply of medical and health services;panel threshold regression model

(責(zé)任編輯許柏)