周 靖，胡秋紅，段丁強(qiáng)

（武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430074）

0 引言

政府間轉(zhuǎn)移支付的目的是為了提高落后地區(qū)公共服務(wù)水平，以實(shí)現(xiàn)各地區(qū)公共服務(wù)的均等化[1]。居民健康是衡量一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展程度的重要組成部分。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中，轉(zhuǎn)移支付能否提升居民健康水平?盡管部分學(xué)者[2,3]討論了轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)間差距的影響，但關(guān)于轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康影響的理論和實(shí)證研究仍處于探索階段。為此，本文擬從理論與實(shí)證兩個(gè)角度重點(diǎn)關(guān)注轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康的影響。

國(guó)外方面，地區(qū)間均等化財(cái)力轉(zhuǎn)移存在軟預(yù)算約束問(wèn)題，獲得較多轉(zhuǎn)移支付的落后地區(qū)，為發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，將轉(zhuǎn)移支付投入到能夠帶來(lái)高收益的經(jīng)濟(jì)建設(shè)，而不是用于改善民生的基本公共服務(wù)[4]，從而制約了居民健康水平的提升。有些學(xué)者[5]研究發(fā)現(xiàn)一般性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府公共物品供給可能存在正效應(yīng)，也可能存在負(fù)效應(yīng)。國(guó)內(nèi)方面，一些研究[1]發(fā)現(xiàn)稅收返還加劇了地方公共服務(wù)的不均等程度，一般轉(zhuǎn)移支付對(duì)縮小地方公共服務(wù)供給水平差距的作用有限。有些學(xué)者[6]認(rèn)為一般性轉(zhuǎn)移支付對(duì)基本公共服務(wù)供給的影響極其微弱，而專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)了公共服務(wù)供給。因此，轉(zhuǎn)移支付大體上可以通過(guò)影響公共服務(wù)均等化與公共服務(wù)供給，從而影響居民健康。

理論上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能帶動(dòng)基本公共服務(wù)水平的提高[7]，社會(huì)對(duì)公共服務(wù)的供給能力與公眾對(duì)公共服務(wù)的需求能力均取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平[8]。但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不一定能帶來(lái)基本公共服務(wù)水平的提高[9]。綜上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)基本公共服務(wù)水平影響的結(jié)論仍然存在爭(zhēng)議，轉(zhuǎn)移支付作用于居民健康的理論傳導(dǎo)機(jī)制與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)仍不充分，有待進(jìn)一步完善建模和進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1 理論模型

假設(shè)由代表性消費(fèi)者充當(dāng)生產(chǎn)工作。生產(chǎn)函數(shù)由物質(zhì)資本存量k、地方政府的財(cái)政支出s二部分要素構(gòu)成。生產(chǎn)函數(shù)滿足柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生產(chǎn)函數(shù)形式，則具體函數(shù)為：

其中，A表示技術(shù)進(jìn)步率，α均大于0且小于1。

設(shè)U為總效用，c表示代表性家庭的消費(fèi)水平，h表示居民健康狀態(tài)，ρ表示時(shí)間貼現(xiàn)率。h引入效用函數(shù)的形式遵循Dinda（2005）的研究[10]。消費(fèi)者選擇合適自己的消費(fèi)路徑來(lái)極大化它的貼現(xiàn)效應(yīng)，則相應(yīng)的效用函數(shù)為：表示對(duì)消費(fèi)的偏好，σ表示對(duì)健康的偏好，且0＜σ＜1，0＜φ＜1表示瞬時(shí)替代彈性。

物質(zhì)資本積累為稅后收入與消費(fèi)之差，具體方程為：

其中，τ表示宏觀稅率。

地方政府收入有一部分來(lái)源于中央政府補(bǔ)助，即中央政府的轉(zhuǎn)移支付。根據(jù)Gong和Zou（2002）研究[11]，中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付與地方公共支出成比例，假設(shè)所成比例為φ，因此中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付為φs。地方政府收支平衡，則它的預(yù)算約束條件為：

結(jié)合上述各方程，居民健康相關(guān)問(wèn)題其實(shí)就是一個(gè)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化問(wèn)題，可表示為：

對(duì)式（5）構(gòu)造Hamilton泛函，可表示為：

在上式中，λ為Hamilton乘子。對(duì)其求一階偏導(dǎo)數(shù)，可得：

結(jié)合式（1）、式（4）以及式（7），可得均衡路徑上的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為：

對(duì)式（8）進(jìn)一步變形，可得：

對(duì)式（9）求關(guān)于φ的偏導(dǎo)數(shù)，可得 ?gh?φ＞0，表明轉(zhuǎn)移支付率越高，居民健康水平越高。理論上說(shuō)，中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付增多，地方政府的財(cái)政收入越多，使得地方政府更多地考慮民生問(wèn)題，從而推升居民健康水平。由此，提出如下命題：

命題1：轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康水平呈現(xiàn)正向影響。

對(duì)式（9）求關(guān)于gc的偏導(dǎo)數(shù)，可得 ?gh?gc＞0 ，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，居民健康水平越高。理論上說(shuō)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，人們的可支配收入越高，有助于提升其健康水平。由此，提出如下命題：

命題2：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民健康水平呈現(xiàn)正向影響。

為驗(yàn)證理論模型分析結(jié)果在實(shí)際經(jīng)濟(jì)中的適應(yīng)性，本文后續(xù)將從實(shí)證角度探討轉(zhuǎn)移支付、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民健康的影響及作用機(jī)制。

2 實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)定

本文以居民健康水平（H）為被解釋變量，轉(zhuǎn)移支付率（TP）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GRPCGDP）為核心解釋變量，并引入一些影響居民健康的因素作為控制變量進(jìn)入回歸模型。具體的計(jì)量方程為：

其中，下標(biāo)i和t分別表示省份和年份，α1,α2,βk為系數(shù)矩陣，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

居民健康H是實(shí)證研究的對(duì)象，本文采用彭浩然等（2013）[12]的測(cè)定方法，以人口死亡率表示。轉(zhuǎn)移支付率TP則用轉(zhuǎn)移支付占本級(jí)財(cái)政支出的比重表示。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率GRPCGDP用本年和其后三年人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的平均值加以表示[13]。

control代表影響居民健康的一些其他變量，主要包括：DC是用來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)水平，以各省市當(dāng)年人均預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出/當(dāng)年人均預(yù)算內(nèi)中央本級(jí)財(cái)政支出表示[14]；城鎮(zhèn)化水平（UL）用各省城鎮(zhèn)人口占當(dāng)年總?cè)丝诒戎乇硎?；?duì)外開(kāi)放水平（OL）用各省貿(mào)易總額與當(dāng)年GDP的比值表示；老齡化水平（OD）用65歲以上人口占當(dāng)年總?cè)丝诒戎乇硎尽?/p>

計(jì)量檢驗(yàn)所依賴的數(shù)據(jù)為2000—2014年全國(guó)31個(gè)?。ㄊ校┑脑济姘鍞?shù)據(jù)，取自《中國(guó)財(cái)政年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及國(guó)家數(shù)據(jù)庫(kù)公布的年度報(bào)告。同時(shí)，均對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，這樣的處理不但不會(huì)改變數(shù)據(jù)本身的經(jīng)濟(jì)意義，反而使其經(jīng)濟(jì)意義更加明確。

2.3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為防止偽回歸現(xiàn)象發(fā)生，首先本文對(duì)各變量進(jìn)行CD檢驗(yàn)[15]，以判斷各變量的截面相關(guān)性，從而選擇合適的單位根檢驗(yàn)方法。CD檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示，反映出各變量具有較強(qiáng)的截面相關(guān)性。因此，進(jìn)一步采用CIPS檢驗(yàn)[16]來(lái)檢驗(yàn)變量平穩(wěn)性。

表1 截面相關(guān)性檢驗(yàn)與單位根檢驗(yàn)

由CIPS檢驗(yàn)結(jié)果可知，各變量的原序列統(tǒng)計(jì)上均不顯著，即存在單位根；各變量對(duì)應(yīng)的一階差分序列均統(tǒng)計(jì)顯著，即不存在單位根。可知各變量滿足一階單整I(1)。

2.4 實(shí)證結(jié)果

2.4.1 基準(zhǔn)回歸

首先，利用Hausman檢驗(yàn)來(lái)判斷是采用隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）還是固定效應(yīng)模型（FE）進(jìn)行回歸方程的估計(jì)。Hausman檢驗(yàn)拒絕了原假設(shè)（隨機(jī)效應(yīng)模型），因此采用固定效應(yīng)模型估計(jì)式（10）。F檢驗(yàn)的表明各組回歸方程均統(tǒng)計(jì)顯著。

為保證回歸結(jié)果的可靠性，本文采用了Kao-ADF協(xié)整檢驗(yàn)，如下頁(yè)表2所示，回歸殘差水平值均在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，說(shuō)明各經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，回歸結(jié)果是有效和可信的。

根據(jù)5組估計(jì)結(jié)果（模型1至模型5）可知，轉(zhuǎn)移支付與居民健康水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。這與理論分析并不一致，原因可能是地方政府為了政治晉升而過(guò)分追求GDP數(shù)量，當(dāng)中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付增加后，地方政府會(huì)把更多資金用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)，而忽略了對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生等方面的投入，從而不利于居民健康水平的提升。

表2 轉(zhuǎn)移支付、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民健康水平影響的實(shí)證結(jié)果

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與居民健康呈正相關(guān)關(guān)系，這與理論分析一致，原因可能是一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展好，地方政府有足夠的財(cái)力支持醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)；另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高，居民可支配收入越多，此時(shí)居民對(duì)當(dāng)?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生的要求也變得越來(lái)越高，這會(huì)迫使地方政府改善并提高當(dāng)?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生條件，從而推升居民健康。

但是，人口死亡率指標(biāo)也可能影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與轉(zhuǎn)移支付。如果這種效應(yīng)存在，那么原先的估計(jì)結(jié)果就可能存在偏誤?；诖耍疚睦貌罘諫MM檢驗(yàn)反向因果。本文遵循Jia等（2014）的研究[17]，利用自變量的滯后二項(xiàng)作為工具變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。模型6的檢驗(yàn)結(jié)果表明，Sargan與AR(2)的檢驗(yàn)值分別為0.440與0.993，表明差分GMM是有效的。同時(shí)，轉(zhuǎn)移支付、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與居民健康之間分別呈負(fù)相關(guān)與正相關(guān)，與模型1至模型5的檢驗(yàn)結(jié)果一致。

繼續(xù)觀察控制變量，六組回歸結(jié)果（模型1至模型6）均表明：老齡化水平與居民健康呈正相關(guān)關(guān)系。城市化水平與居民健康呈正相關(guān)關(guān)系，原因可能是隨著城鎮(zhèn)化的進(jìn)程，基本醫(yī)療服務(wù)得以改善。

2.4.2 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

本文進(jìn)一步探究轉(zhuǎn)移支付影響居民健康的途徑。轉(zhuǎn)移支付使得地方政府將更多資金偏向于經(jīng)濟(jì)建設(shè)方面，而忽略了對(duì)于醫(yī)療方面的投入。為此，本文以經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重作為中介變量，探究其是否在轉(zhuǎn)移支付與居民健康的關(guān)系中起到中介作用。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，回歸方程均使用固定效應(yīng)模型（Hausman值是顯著的，拒絕原假設(shè)）進(jìn)行估計(jì)。

表3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

模型8和模型9的回歸檢驗(yàn)結(jié)果表明，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康具有顯著的負(fù)向影響（β=0.073*），當(dāng)經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重作為解釋變量進(jìn)入回歸方程后，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康仍保持顯著的負(fù)向影響，但系數(shù)明顯降低(β=0.057＜0.073)。同時(shí)，由模型7所示，自變量（轉(zhuǎn)移支付）的變化能顯著地解釋中介變量（經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重）的變化(β=0.066***)，這滿足Baron和Kenny（1986）[18]提出的作為中介變量的3個(gè)條件。因此，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重在轉(zhuǎn)移支付與居民健康的關(guān)系中具有中介效應(yīng)。

2.4.3 異質(zhì)性分析

為探究轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康影響的異質(zhì)性，本文利用面板分位數(shù)回歸方法，選取了5個(gè)較具代表性的分位點(diǎn)，即0.1、0.25、0.5、0.75、0.9，進(jìn)行說(shuō)明與解析。面板分位數(shù)回歸的優(yōu)勢(shì)在于：第一，能捕獲居民健康分布的尾部特征，特別是居民健康可能存在左偏或右偏的情形；第二，能精確刻畫分布特征，從而得到更為精準(zhǔn)的實(shí)證結(jié)果。

由表4（見(jiàn)下頁(yè)）可知，在分位點(diǎn)0.1和0.25上，轉(zhuǎn)移支付系數(shù)顯著為負(fù)，表明在居民健康水平高的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康呈正相關(guān)關(guān)系。由分位點(diǎn)0.5～0.9，轉(zhuǎn)移支付系數(shù)顯著為正，表明在居民健康水平低的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。原因可能是，落后地區(qū)地方政府為發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì)，更可能將轉(zhuǎn)移支付偏向于基建，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展好的地區(qū)，地方政府會(huì)在更大程度上兼顧民生。

3 結(jié)論與政策建議

本文首先基于內(nèi)生增長(zhǎng)模型討論了轉(zhuǎn)移支付、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民健康的影響。實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果表明：轉(zhuǎn)移支付與居民健康呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與居民健康呈正相關(guān)關(guān)系。中介效應(yīng)檢驗(yàn)顯示，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出比重在轉(zhuǎn)移支付與居民健康的關(guān)系中具有中介效應(yīng)。同時(shí)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康的影響具有異質(zhì)性，結(jié)果顯示：健康水平高的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康呈正相關(guān)關(guān)系；而在健康水平低的地區(qū)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民健康則呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表4 面板分位數(shù)回歸

由此，本文提出如下政策建議：第一，推進(jìn)轉(zhuǎn)移支付制度改革。重點(diǎn)在于優(yōu)化支付結(jié)構(gòu)。第二，地方政府要努力發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，提供并改善本地居民優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)產(chǎn)品。第三，中央應(yīng)引導(dǎo)地方政府將轉(zhuǎn)移支付資金更多地投入民生事業(yè)，并監(jiān)督其實(shí)施的效果，為提高居民健康水平奠定牢固基礎(chǔ)。

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