李強誼，鐘水映

(武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北　武漢　430072)

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我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間差異及分布動態(tài)演進
——基于Dagum基尼系數(shù)分解與Kernel密度估計的實證研究

李強誼，鐘水映

(武漢大學經(jīng)濟與管理學院，湖北武漢430072)

文章基于全國1997-2014年面板數(shù)據(jù)，采用Dagum基尼系數(shù)和Kernel密度估計方法，考察了我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距及其分布動態(tài)過程。研究結(jié)果顯示，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的總體差距呈先升后降的演變趨勢，總體差距主要由地區(qū)間差距引起，超變密度和地區(qū)內(nèi)差距對總體差距的貢獻則在逐漸減小。同時，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平不斷提高，但不同區(qū)域間出現(xiàn)了兩極或者多極分化現(xiàn)象。據(jù)此，提出了扭轉(zhuǎn)醫(yī)療衛(wèi)生資源配置空間非均衡態(tài)勢的政策建議。

醫(yī)療衛(wèi)生支出；空間差異；Dagum基尼系數(shù)；Kernel密度

一、引言與文獻綜述

2015年5月，國務(wù)院辦公廳印發(fā)《深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革2014年工作總結(jié)和2015年重點工作任務(wù)》中強調(diào)，要減小醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的地區(qū)差異，促使各地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)均衡發(fā)展。但是從我國當前醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的現(xiàn)狀來看。由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平以及政策導(dǎo)向等各方面的原因，導(dǎo)致地區(qū)之間醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)呈非均衡態(tài)勢并伴隨著極化現(xiàn)象，這已經(jīng)成為當前人們關(guān)注的重要議題之一。此外，由于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)本身具有公共產(chǎn)品的屬性，發(fā)揮財政政策的宏觀調(diào)控對其起著至關(guān)重要的作用。由此可見，深入探討財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間非均衡特征對于我國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)發(fā)展具有重要的理論意義和現(xiàn)實意義。

近年來，國外有關(guān)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)發(fā)展的文獻大量涌現(xiàn)。大多數(shù)學者聚焦于衛(wèi)生籌資公平性的探討[1][2]。也有部分學者研究公共衛(wèi)生資源分配的公平性[3][4][5]。在國內(nèi)，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出問題也受到眾多學者的關(guān)注。相關(guān)研究的重點是考察我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間差異。比如平新喬(2003)發(fā)現(xiàn)我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出結(jié)構(gòu)不合理，支出比例偏低，且接近于世界的最低行列[6]；黃小平和方齊云(2008)指出我國東部、中部、西部的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出存在明顯的空間非均衡特征[7]；楊玲(2010)則認為我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出比重低、籌資公平性差[8]。另一方面，國內(nèi)有不少學者采用數(shù)理評價方法，如泰爾指數(shù)法[9][10][11]、變異系數(shù)法[12]、綜合評價法[13][14][15]、離散系數(shù)法[16]等測算我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的地區(qū)差異。除此之外，也有學者研究我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的經(jīng)濟效應(yīng)，如財政醫(yī)療衛(wèi)生支出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系[17][18][19][20]，基本醫(yī)療保險對消費的影響[21][22][23]。

通過對現(xiàn)有文獻的整理，發(fā)現(xiàn)以下兩點不足：第一，絕大多數(shù)文獻對我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的地區(qū)差異僅僅做了簡單的對比分析，或者采用離散系數(shù)、變異系數(shù)等實證方法。這些方法既無法準確地描述財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間非均衡程度，更不能詳細地得出地區(qū)差距的具體來源及其構(gòu)成。雖然泰爾指數(shù)分析方法在一定程度上可以彌補這方面的不足，然而泰爾指數(shù)存在過強的假設(shè)條件，導(dǎo)致得到的結(jié)果不理想[24]；第二，現(xiàn)有文獻主要聚焦于我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的地區(qū)非均衡現(xiàn)狀及其影響因素，對我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的分布動態(tài)過程研究甚少。針對現(xiàn)有研究存在的不足，本文做了以下兩點改進：首先，通過Dagum基尼系數(shù)深入分析我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間非均衡態(tài)勢及其差距來源；其次，采用Kernel(核)密度估計方法分析我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的分布動態(tài)演變過程。

二、研究方法、數(shù)據(jù)說明及來源

(一)Dagum基尼系數(shù)及其按子群分解方法

相比于傳統(tǒng)的基尼系數(shù)而言，Dagum基尼系數(shù)能夠?qū)⑵浞纸鉃榈貐^(qū)內(nèi)差距、地區(qū)間差距以及超變密度。Dagum基尼系數(shù)具有的優(yōu)良特性，使其已經(jīng)被得到廣泛的運用[24][25][26][27]。Dagum基尼系數(shù)的計算公式為：

(1)

公式(1)當中，μ表示所有省份的平均財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度，yji(yhr)表示j(h)地區(qū)內(nèi)每個省份的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度，n表示考察省份的總個數(shù)，k表示總的區(qū)域數(shù)，nj(nh)表示j(h)地區(qū)內(nèi)所包含的省份數(shù)目。此外，考慮到Dagum基尼系數(shù)計算更加方便。在計算基尼系數(shù)之前，需要對各地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的平均水平從小到大進行排序。

(2)

根據(jù)Dagum基尼系數(shù)的分解思路，G=Gw+Gnb+Gt。我們可以分別計算出地區(qū)間差距的貢獻程度Gnb，即j和h地區(qū)之間財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的分布差異；地區(qū)內(nèi)差距的貢獻程度Gw，即j(h)地區(qū)內(nèi)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的分布差異；以及超變密度的貢獻程度Gt，即地區(qū)之間財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度交叉影響的剩余項。此外，在計算Gnb和Gw時，還需要測算Gjh和Gjj，其中Gjh表示j地區(qū)和h地區(qū)之間的基尼系數(shù)，Gjj表示j地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)。

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

(二)Kernel密度估計

非參數(shù)估計和參數(shù)估計方法在研究過程中應(yīng)用都很廣泛，非參數(shù)估計方法與參數(shù)估計方法最大的不同在于前者不需要事先確定具體模型，從而避免了對設(shè)定模型的敏感性。而Kernel(核)密度函數(shù)作為非參數(shù)估計方法之一，能夠有效地考察樣本分布動態(tài)的演變趨勢。因此，在社會學、經(jīng)濟學、地理學等方面都得到廣泛的運用，成為一種非常流行的非參數(shù)估計方法[26][27]。其基本原理是：假設(shè)隨機變量X1,…,XN同分布，根據(jù)經(jīng)驗分布函數(shù)可以得到密度函數(shù)的Kernel估計，且密度函數(shù)f(x)未知。其中，經(jīng)驗分布函數(shù)為：

(11)

(11)式中I(z)為示性函數(shù)，N為觀測數(shù)目，z為條件關(guān)系式。當z為真時，I(z)=1；當z為假時，I(z)=0，Kernel密度估計為：

f(x)=[Fn(x+h)-Fn(x-h)]/2h

(12)

Xi代表獨立同分布的樣本值，x表示均值。Kernel函數(shù)是一種平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)，也是一種加權(quán)函數(shù)，其中有四種常見的Kernel函數(shù)，分別為：Epanechnikov核、三角核(Triangular)、四次核(Quartic)、高斯核(Gaussian)。研究過程中，采用高斯核估計較多，本文亦采用高斯核(Gaussian)估計我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的分布動態(tài)演進過程，其Kernel函數(shù)形式表示如下：

(13)

在Kernel密度估計過程中，由于帶寬選擇極為敏感。因此，選擇恰當?shù)膸捴陵P(guān)重要。通常來說，分布較為密集的區(qū)域選擇較窄的帶寬，反之，選擇較寬的帶寬。在實踐過程中，我們采用公式(14)來選擇合適的帶寬，帶寬(h)和觀測值(N)之間通常滿足如下條件：

(14)

(三)數(shù)據(jù)說明及來源

考慮到各地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出水平受當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平的影響，用醫(yī)療衛(wèi)生支出強度來考察醫(yī)療衛(wèi)生支出水平均等化更加切合實際。醫(yī)療衛(wèi)生支出強度等于財政醫(yī)療衛(wèi)生總支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比。本文所使用原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。考察的時間為1997-2014年，截面單元為31個省、自治區(qū)、直轄市。由于地區(qū)之間的生態(tài)、經(jīng)濟、文化等方面具有明顯的差異，從不同地區(qū)進行探討更加具有實際意義。按照國家統(tǒng)計局的劃分標準，將我國劃分為：東、中、西三大地區(qū)[27]。

三、我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距及其來源

筆者采用Dagum基尼系數(shù)及其按子群分解方法，計算出我國1997-2014年財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的基尼系數(shù)，結(jié)果如表1所示。

表1　我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)基尼系數(shù)及其分解結(jié)果

(一)我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的總體差距及演變趨勢

圖1描述了我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度總體基尼系數(shù)的演變趨勢。從圖1可以看出，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的基尼系數(shù)呈倒“V”形的演變趨勢。1997年我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的基尼系數(shù)達到0.2724；隨后波動上升至2007年達到最大值0.3219，說明從1997-2007年，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差異不斷加大。然而，在2007年之后，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的基尼系數(shù)基本呈現(xiàn)出下降趨勢，且2014年達到最小值0.2432。從總體上來看，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距在考察期內(nèi)略有縮小，但是縮小幅度并不明顯。若以1997年、2005年、2010年為基期，2014年我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的總體差距年均分別下降0.66%、2.37%、5.03%。

圖1　我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度總體基尼系數(shù)及演變趨勢

(二)我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)內(nèi)差距及其演變趨勢

圖2描述了東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)及其演變趨勢。從圖2可以看出，三大地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距從大到小依次為西部地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)。具體來看，東部地區(qū)的基尼系數(shù)經(jīng)歷了“M”形的演變趨勢。由1997年的0.1644上升至2000年的0.2067，達到最大值，隨后下降到2002年達到最小值0.1442；但2002年之后持續(xù)上升到2009年達到極大值0.2053，然后在2014年再次降至0.1625。中部地區(qū)的基尼系數(shù)可以用兩個階段來描述：第一階段，由1997年的0.1338短暫上升至2000年的0.1350，隨后持續(xù)下降到2006年達到最小值0.0674；第二階段，從2007-2014年，在此期間，基本保持著在0.8左右，只是在2010年、2011年出現(xiàn)了小幅度變動。西部地區(qū)的基尼系數(shù)演變軌跡也經(jīng)歷了兩個階段：第一階段，從1997-2007年，在此期間，呈現(xiàn)出上下波動趨勢，但總體上呈現(xiàn)出上升趨勢。由1997年的0.2954波動至2001年的0.2678，達到極小值，然后經(jīng)歷了短暫的小幅度上下波動，2007年升至0.3181，此時達到最大值；第二階段，從2007-2014年，在此期間，除了2010年之外，基本呈現(xiàn)出下降趨勢，且在2014年達到最小值0.1838。若以1997年、2005年、2010年為基期，2014年東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)內(nèi)差距年均分別下降0.07%、0.95%、2.32%；中部年均分別下降2.26%、0.40%、上升5.18%；西部地區(qū)年均分別下降2.75%、5.08%、7.33%。

圖2　東部、中部、西部地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)及演變趨勢

(三)我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)間差距及其演變趨勢

圖3描述了財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度地區(qū)間基尼系數(shù)及其演變趨勢。從圖3可以得知，1997-2000年東西部、東中部的地區(qū)間基尼系數(shù)曲線位于中西部地區(qū)之下，而2001-2014年東西部的地區(qū)間基尼系數(shù)曲線位于另外兩者之上。說明在整個考察期內(nèi)，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度差異從大到小依次為：東西部、中西部以及東中部。具體來看，東中部在1997-2000年出現(xiàn)了小幅度的上升趨勢，2000年達到0.1798；而2000年之后呈下降趨勢，不過在2006年之后又開始上升，且在2009年達到峰值0.2327，2014年再次降到0.1967。東西部的地區(qū)間基尼系數(shù)由1997年的0.3316先上升到2002年達到極大值0.3943，2003-2006年出現(xiàn)了短暫的下降之后，再次上升到2007年達到極大值0.4514；此后，其地區(qū)間基尼系數(shù)經(jīng)歷反復(fù)的上下波動趨勢，2014年降至0.3780。在整個考察期內(nèi)，中西部的地區(qū)間基尼系數(shù)演變過程基本呈上下波動趨勢。由1997年的0.3479波動上升至2005年達到最大值0.3861；此后，除了2007年、2010年出現(xiàn)短暫上升之外，其他年份基本保持著下降趨勢，且在2014年達到最小值0.2460。若以1997年、2005年、2010年為基期，2014年東中部財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)間差距年均分別上升1.42%、上升3.27%、下降0.33%；東西部年均分別上升0.77%、下降0.60%、下降4.51%；中西部年均分別下降2.02%、4.89%、6.70%。

圖3　東部、中部、西部地區(qū)間基尼系數(shù)及演變趨勢

(四)我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度地區(qū)差距的來源及其貢獻率

圖4描述了我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度總體基尼系數(shù)的貢獻率，包括地區(qū)間貢獻率、地區(qū)內(nèi)貢獻率、超變密度貢獻率的演變過程。從圖4可以看出，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距主要是由于地區(qū)間差距引起，而地區(qū)內(nèi)差距和超變密度對其貢獻較小。具體來看，地區(qū)間差距在整個考察期內(nèi)呈現(xiàn)出上下波動趨勢，不過總體上表現(xiàn)為上升趨勢。由1997年的59.05%，先上升到2002年達到極大值66.51%，隨后轉(zhuǎn)為下降趨勢，且在2004年跌至62.34%；而2004年之后開始上升，直到2011年達到峰值74.71%；2011年之后又轉(zhuǎn)為下降趨勢，2014年下降為72.31%。地區(qū)內(nèi)差距貢獻率在考察期內(nèi)變化較小，不過整體上呈下降趨勢。由1997年的28.60%持續(xù)下降到2011年達到最小值21.63%，只是下降速度較慢，2014年則小幅度上升為21.99%。超變密度貢獻率從1997-2006年基本保持在10%-12%之間，由1997年的12.35%先下降到2002年達到極小值8.27%，而2006年之后出現(xiàn)了較大幅度的下降，2007年下降到5.57%，2008年之后其貢獻率基本保持在3%-5%之間。若以1997年、2005年、2010年為基期，2014年我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)間貢獻率年均分別上升1.20%、上升1.38%、下降0.70%；地區(qū)內(nèi)貢獻率年均分別下降1.54%、1.83%、0.64%；超變密度貢獻率年均分別下降4.44%、下降6.15%、上升16.62%。

圖4　地區(qū)差距貢獻率的演變趨勢

四、我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的Kernel密度估計

(一)全國各地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的Kernel密度估計

圖5描述了全國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度估計的分布動態(tài)演變趨勢。根據(jù)圖5得出三點結(jié)論：首先，全國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度曲線不斷向右發(fā)生移動，說明我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度在考察期內(nèi)不斷提高；其次，與1997年相比，2000年、2005年的Kernel密度曲線基本保持不變，說明在此期間，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距變化不明顯。相比2005年而言，2010年的Kernel密度曲線波峰高度降低，波峰寬度增大，說明我國各地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度地區(qū)差距增大。相比2010年而言，2014年Kernel密度曲線變得更加扁平，說明地區(qū)差距進一步增大。此外，根據(jù)圖5可以發(fā)現(xiàn)，Kernel密度曲線右拖尾逐漸拉長，說明有些省份(如廣東、山東等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較快，而有些省份(西藏、云南等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較慢，兩者之間形成了較大的差距；最后，在考察期內(nèi)，Kernel密度曲線在1997年、2000年、2005年均出現(xiàn)了多峰形態(tài)，說明在此期間，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度出現(xiàn)了多極分化現(xiàn)象，但在2010年、2014年這種極化現(xiàn)象逐漸消失。

(二)東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的Kernel密度估計

圖6描述了東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度估計的分布動態(tài)演變趨勢。根據(jù)圖6得出三點結(jié)論：首先，東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度曲線不斷向右發(fā)生移動，說明東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度在考察期內(nèi)不斷提高；其次，與1997年相比，2000年的Kernel密度曲線波峰高度下降，波峰寬度基本保持不變。相比2000年而言，2005年的Kernel密度曲線波峰高度和寬度與1997年基本一致，說明在2005年東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距呈縮小趨勢。相比2005年而言，2010年的Kernel密度曲線波峰高度明顯下降，波峰寬度增大，說明2010年東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距增大。相比2010年而言，2014年的Kernel密度曲線波峰高度略有升高，波峰寬度略有減小，說明東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距呈減小趨勢。此外，根據(jù)圖6可以發(fā)現(xiàn)，Kernel密度曲線右拖尾逐漸拉長，說明有些省份(如廣東、山東等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較快，而有些省份(如遼寧、河北等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較慢，兩者之間形成了較大的差距；最后，在考察期內(nèi)，Kernel密度曲線在1997年、2000年、2005年、2014年均出現(xiàn)了多峰形態(tài)，說明在此期間，東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度存在多極分化現(xiàn)象，但是在2010年這種極化現(xiàn)象不明顯。

圖5　全國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度核密度分布

圖6　東部財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度核密度分布

(三)中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的Kernel密度估計

圖7描述了中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度估計的分布動態(tài)演變趨勢。根據(jù)圖7得出三點結(jié)論：首先，中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度曲線不斷向右發(fā)生移動，說明中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度在考察期內(nèi)不斷提高；其次，與1997年相比，2000年的Kernel密度曲線基本保持不變，說明中部地區(qū)差距基本沒有發(fā)生改變。相比2000年而言，2005年波峰高度明顯升高、波峰寬度縮小，說明2005年中部的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度差距減小。但是在2010年中部地區(qū)Kernel密度曲線變的扁平，說明中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度差距加大。相比2010年而言，2014年中部地區(qū)Kernel密度曲線變得更加扁平，說明中部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度差距進一步加大。此外，根據(jù)圖7可以發(fā)現(xiàn)Kernel密度曲線右拖尾逐漸拉長，說明有些省份(山西、河南等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較快，而有些省份(吉林、黑龍江等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較慢，兩者之間形成了較大的差距；最后，在考察期內(nèi)，Kernel密度曲線均未出現(xiàn)明顯的雙峰或者多峰形態(tài)，說明中部地區(qū)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度沒有出現(xiàn)兩極或者多極分化現(xiàn)象。

(四)西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的Kernel密度估計

圖8描述了西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度估計的分布動態(tài)演變趨勢。根據(jù)圖8得出三點結(jié)論：首先，西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度Kernel密度曲線不斷向右發(fā)生移動，說明西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度在考察期內(nèi)不斷提高；其次，與1997年相比，2000年的Kernel密度曲線基本保持不變，說明在2000年西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距變化不明顯。相比2000年而言，2005年的Kernel密度曲線波峰高度降低，波峰寬度略有增大，說明西部各地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距增大。相比2005年而言，2010年、2014年的Kernel密度曲線波峰高度明顯下降、波峰寬度明顯增大，說明2010年、2014年西部地區(qū)差距進一步增大。此外，根據(jù)圖8可以發(fā)現(xiàn)，Kernel密度曲線右拖尾逐漸拉長，說明有些省份(重慶、四川等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較快，而有些省份(如青海、云南等)的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較慢，兩者之間形成了較大的差距；最后，在考察期內(nèi)，Kernel密度曲線在1997年、2000年、2005年、2010年均出現(xiàn)了雙峰形態(tài)，說明在此期間，西部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度出現(xiàn)了兩極分化現(xiàn)象，但是在2014年這種極化現(xiàn)象逐漸消失。

圖7　中部財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度核密度分布

圖8　西部財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度核密度分布

五、結(jié)論與政策建議

本文利用我國31個省、市(自治區(qū))的1997-2014年面板數(shù)據(jù)，同時采用Dagum基尼系數(shù)及其分解方法和Kernel密度估計方法對我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)差距及其分布動態(tài)演進過程進行實證研究。得到以下結(jié)論：

(1)Dagum基尼系數(shù)顯示：在樣本考察期內(nèi)，我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的總體差距呈現(xiàn)出先上升、后下降的演變趨勢。從三大區(qū)域來看，中部和西部財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)內(nèi)差距表現(xiàn)為波動下降演變趨勢，而東部地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度的地區(qū)內(nèi)差距呈“M”形波動趨勢。我國財政醫(yī)療衛(wèi)生支出總體差距主要由地區(qū)間差距引起，且呈現(xiàn)出持續(xù)上升趨勢。超變密度和地區(qū)內(nèi)差距對總體差距的貢獻率卻呈現(xiàn)出下降趨勢。

(2)Kernel密度估計表明：我國各地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度在考察期內(nèi)不斷提高；有些省份的財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較快，而有些省份財政醫(yī)療衛(wèi)生支出強度水平發(fā)展較慢，兩者之間形成了較大的差距，且出現(xiàn)兩極或者多極分化現(xiàn)象。

針對本文實證結(jié)果，筆者提出以下政策建議：

首先，提高財政醫(yī)療衛(wèi)生支出水平，強化醫(yī)療衛(wèi)生投入的政府責任?？v觀全球視野下醫(yī)療支出規(guī)模，普遍存在著“財政投入不足、政府責任弱化”的現(xiàn)象，而且這種現(xiàn)象在我國尤為凸顯。由于地方政府對財政醫(yī)療衛(wèi)生持“有效制度供給欠缺、重視不夠、投入不足”的態(tài)度，使得醫(yī)療衛(wèi)生投入存在“總量不足、結(jié)構(gòu)失衡”的問題[28]。因此，我國務(wù)必強化醫(yī)療衛(wèi)生投入的政府責任，充分發(fā)揮政府在醫(yī)療衛(wèi)生資源配置過程中的宏觀調(diào)控作用，逐步扭轉(zhuǎn)醫(yī)療衛(wèi)生資源配置空間非均衡態(tài)勢。

其次，發(fā)揮財政杠桿作用，積極拓寬醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)籌資渠道。在我國衛(wèi)生投入體系中，現(xiàn)有政府醫(yī)療衛(wèi)生支出既不能滿足醫(yī)療衛(wèi)生支出的實際需求，也不能滿足醫(yī)療衛(wèi)生支出的社會需要[29]?？紤]到政府醫(yī)療衛(wèi)生支出水平有限，要充分發(fā)揮財政的杠桿效應(yīng)，積極引導(dǎo)其他社會主體對該領(lǐng)域的資金投入，拓寬醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)籌資渠道。逐步建立以“政府為主、社會為輔”的籌資系統(tǒng)，形成資金使用的整體合力，加快地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生投入資金的均衡發(fā)展[29]。

再次，強化地方財政醫(yī)療衛(wèi)生支出管理，對財政醫(yī)療衛(wèi)生支出實施監(jiān)督考核。稅收具有“取之于民，用之于民”的性質(zhì)，國家財政醫(yī)療衛(wèi)生支出大多來自于稅收，醫(yī)療衛(wèi)生支出在財政支出中占有一定的權(quán)重[29]。因此，我們更應(yīng)該加強地方財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的管理，通過政策創(chuàng)新和相應(yīng)的制度安排來調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)，加大對醫(yī)療衛(wèi)生的投入，高度重視財政醫(yī)療衛(wèi)生支出資金使用的監(jiān)督和考核。此外，在資金的使用過程中要堅持采用事前、事中、事后的監(jiān)督機制，同時建立嚴密的內(nèi)部監(jiān)管體系，避免地區(qū)財政醫(yī)療衛(wèi)生支出水平差距過大的趨勢。

最后，優(yōu)化經(jīng)濟增長的空間格局，促進地區(qū)間經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展。地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平的均衡發(fā)展是財政醫(yī)療衛(wèi)生支出均衡發(fā)展的基礎(chǔ)，財政醫(yī)療衛(wèi)生支出水平的均衡發(fā)展本質(zhì)上仍然需要依靠地區(qū)經(jīng)濟的均衡發(fā)展[28]。而地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平的空間差異在一定程度上導(dǎo)致了財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間非均衡態(tài)勢，使得財政醫(yī)療衛(wèi)生支出水平地區(qū)非均衡具有一定的必然性。因此，在民生財政的導(dǎo)向下，地區(qū)經(jīng)濟的協(xié)同可持續(xù)發(fā)展將有助于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)事業(yè)均等化發(fā)展。

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(責任編輯:風云)

Spatial Difference and Distribution Dynamics of Financial Health Expenditure——An Empirical Study Based on Dagum Gini Coefficient Decomposition and Kernel Density Estimation

LI Qiang-yi，ZHONG Shui-ying

(School of Economics and Management,Wuhan University, Wuhan 430072，China

By using panel data of 31 provinces from 1997 to 2014 in China, at the same time with the aid of Dagum gini coefficient and its decomposition method and the Kernel density estimation method, this paper conducts an empirical research of regional difference and the dynamics distribution of the strength of financial health expenditure. The results are as follows: The overall gap of the strength of financial health expenditure exhibits a developing trend of first rising and then falling. The disparity among regions is the major source of overall inequality, and the impact of inter-regional disparity and intensity of trans-variation has been decreased．In addition, it’s also found that the overall level of the strength of financial health expenditure continues to improve, accompanied by polarization phenomenon.

health care spending; spatial difference; Dagum gini coefficient; Kernel density

2016-05-07

教育部人文社會科學重點研究基地資助項目(12JJD790046)；湖南省教育廳一般資助項目(15C0946)

李強誼(1986-)，男，湖南岳陽人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士生；鐘水映(1966-)，男，湖北武漢人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院教授，博士。

F062.6

A

1004-4892(2016)10-0019-10