1 引言

《“健康中国2030”规划纲要》强调优化公共卫生服务是增强人民健康福祉的重要关切。^[1]但就现阶段而言，“看病难、看病贵”问题尚未完全解决，公共卫生服务需求增大^[2]、区域及城乡卫生发展失衡^[3]等问题较为突出，公共卫生服务供给呈现效率偏低的特征。鉴于公共卫生服务的准公共产品属性，其供给主体应是政府。党的二十大报告也指出：“政府要完善人民健康促进政策。”^[4]因此，改善公共卫生服务供给效率的着力点应立足于政府，而正确认识地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的影响机制则是其关键部分。

1994年分税制改革后，地方政府开展“为增长而竞争”，弱化医疗卫生这类“投资大、见效慢”的民生性服务。2009年，国家启动新一轮医药卫生体制改革，提出人人享有基本医疗卫生服务的目标。在此背景下，因地制宜提高公共卫生服务供给水平成为地方政府亟待关注的问题。那么，这是否会激励地方政府开展适度的“为健康而竞争”，促进公共卫生服务供给效率的提升？这需要进一步实证检验。

因此，本文的研究问题是：新医改后，地方政府竞争与公共卫生服务供给效率间的影响关系到底如何？为此，本文基于2009—2020年中国31个省级政府的面板数据，依托DEA-Malmquist模型测算公共卫生服务供给效率，采用工具变量Tobit模型实证探讨新医改后地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的影响，以期为地方政府开展适度的“为健康而竞争”，改善公共卫生服务效率提供参考。

2 文献综述 2.1 促进机理

首先，“仁慈政府”假设认为地方政府在本地区公共服务产品供给上具备天然优势^[5-6]，更了解辖区内居民的服务需求偏好，服务供给效率高。其次，地方政府竞争推动要素的区域流动与配置，为公共卫生服务创造更多资金支持的可能性。第一，这可能来源于税收的测算方式。税收收入是税率与计税依据的乘积，税收优惠吸引的投资累加会客观扩大计税依据规模^[7]，这可能为提高公共卫生服务供给效率奠定经济基础。第二，这来源于对纳税人的关注，即为保证本辖区纳税人的稳定，地方政府会通过制度优化等手段推动服务模式创新，满足纳税人公共卫生服务的需求偏好和消费预期。^[8]再次，适度的地方政府竞争会通过优化财政支出的规模、结构与利用方式提高支出效率，从而保障公共卫生服务供给的规模可以满足辖区内居民的需求总量，公共卫生服务供给的整体结构保持合理比例关系。^[9]最后，已有研究证实地方政府竞争正在将视角从“为经济增长而竞争”的硬指标转向“为公共服务竞争”的软指标。^[10]同时，伴随突发公共卫生危机与居民对健康的需求程度与日俱增，公共卫生绩效成为政府绩效考核体系的重要部分^[11]，公共卫生服务供给效率成为公众监督的重要领域，为此地方政府会注重公共卫生服务效率水平。

基于此，本文提出以下假设H1：地方政府竞争会促进公共卫生服务供给效率的提升。

2.2 抑制机理

首先，第二代财政分权理论引入政府竞争的概念，将激励相容与机制设计作为核心。^[12]其认为政府官员会通过投机取巧的手段追求自身利益最大化，进行寻租行为、外资引进竞争与税收竞争^[13]，甚至产生负向的层层加码^[14]与政治腐败行为^[15]，这容易导致公共卫生服务供给结构扭曲，效率低下。其次，中国形成经济分权与垂直的政治管理体制紧密结合的模态，中央政府掌握政治分配权和控制权，地方官员的政治升迁与区域经济绩效挂钩。^[16]因此地方官员将竞争目标聚焦于经济高速增长，而忽视公共卫生这种不具备直接经济转换率的民生型公共产品。^[17]再次，聚焦财政资金视角，地方政府的税收竞争多采取税收优惠、补贴的方式，这导致地方政府的税收收入呈下降趋势，地方公共卫生投入相对减少^[18]，抑制公共卫生服务供给效率。最后，基于公共产品的非竞争性特征，公共卫生服务产品具有明显的空间外溢效应，其他地方政府可以免费共享服务成果，产生“一荣俱荣”的效果^[19]，但为防止担责与履职，辖区地方政府对此类产品供给积极性较低，从而对供给效率产生负面影响。

基于此，本文提出以下假设H2：地方政府竞争会导致公共卫生服务供给效率的折损。

综上所述，虽然关于公共服务供给效率与地方政府竞争的单独研究成果丰富，但具有较大局限性。其一，忽视健康生产与生活范式下公共卫生服务供给效率的重要性与特殊性，弱化统合关联视角，单独聚焦于公共卫生服务供给效率的研究较少。其二，学界目前在政府竞争与公共服务间的理论逻辑与传导机制上存在正反两种争论，尚未形成统一的影响关系认知。因此，本文聚焦这一研究薄弱地带，考察地方政府竞争与公共卫生服务供给效率的作用关系及传导机制，为改善公共卫生服务供给提供新视角。

3 资料与方法 3.1 样本选择与数据来源

本文选取2009—2020年除港澳台外的31个省(市、自治区)作为研究对象，共获得有效样本372个。本研究数据来源包括：(1)《中国统计年鉴》(2009—2020)，其收录了全国各省市社会经济发展方面的数据。(2)《中国财政年鉴》(2009— 2020)，其收录了全国各省市政府财政收支方面的数据。(3)《中国卫生健康统计年鉴》(不同年份名称有所差异)，其详细记录了地方政府卫生健康事业发展情况。针对数据的缺失值，本文采用线性插值法进行补足。

3.2 变量选取 3.2.1 被解释变量

本文的被解释变量是公共卫生服务供给效率(HSDE)，其测量指标是Malmquist指数中的全要素生产率。为便于检验，本文将2009年的Malmquist指数设为1，进而转换为以2009年为基期的相对变化率，从而测算出跨时序各省份的数据。^①

① 因篇幅原因无法呈现，如需要请联系作者索取。

3.2.2 解释变量

本文的解释变量是地方政府竞争(LGC)，借鉴缪小林^[20]等人的研究，以经济赶超压力作为衡量地方政府竞争强度的代理变量，具体的测算方法为：

(1)

3.2.3 控制变量

参考既有研究，为保证结果稳健性，本文选取一系列控制变量，具体包括：衡量区域经济发展水平的城镇化率、人均地区生产总值；衡量财政维度的人均地方财政支出、财政自主性；代表区域特征的人口密度、对外开放程度、城乡差距程度；代表人口学特征的老龄化程度、受教育程度。主要变量定义及其测算方式详见表 1。

3.3 计量模型设定

为规避内生性问题和数据选择偏误问题，本文选取工具变量Tobit模型(IV Tobit)进行回归分析。具体而言，工具变量选择的是“地方政府竞争滞后两期”，其能够很好地满足“相关性”和“外生性”要求。同时，本文不仅控制衡量经济发展、财政、区域特征、人口学特征的相关变量，而且在估计模型中加入了省份固定效应和年份固定效应，以进一步排除可能遗漏的省份和时间特定因素。综上，本文建立的估计模型如(2)式所示。

(2)

其中，因变量HSDE_it是刻画公共卫生服务供给效率的连续变量，HSDE_it^*是潜变量；LGC_it为衡量地方政府竞争程度的变量；LGC_i(t-2)是本文所用的工具变量，内生性主要来自ε_it和LGC_i(t-2)、ω_it的相关性；θ_p为省份固定效应；θ_y为年份固定效应；Controls_it是经济发展、财政、区域特征、人口学特征层面的控制变量向量；i为各省(市、自治区)，i=1, 2, …, 31；t为年份，t=2009，2010，…，2020；α₀为截距项；β₁、γ₁为待估参数；ε_it是误差项。

4 结果 4.1 基本回归结果分析

表 2汇报了基本回归结果及工具变量回归结果。列(1)为未处理内生性问题时的回归结果，可得出在未处理内生性问题前，地方政府竞争与公共卫生服务供给效率呈正向显著关系。列(2)和(3)报告了双向固定效应工具变量回归的第一阶段和第二阶段估计结果。列(2)结果表明，地方政府滞后两期的经济赶超水平会显著影响当期的地方政府竞争程度，即本文工具变量满足相关性要求。列(3)结果显示，地方政府竞争对公共卫生服务供给效率存在显著正向影响，这验证H1成立，说明新医改后适度的地方政府竞争会促进公共卫生服务供给效率的提升。此外，值得注意的是，在控制变量层面，财政自主性的增强会促进公共卫生服务供给效率水平的提升，而人口集聚与老龄化水平的提升则会起到阻碍作用。

4.2 稳健性检验

为验证实证结果稳健性，本文参考相关研究进行模型替换检验^[21]、缩尾检验^[22]、删除部分控制变量检验^[23]、去除直辖市检验^[24]、分组回归检验^[25]，具体如表 3所示。回归结果均表明核心解释变量的系数未发生方向改变，且仍为显著关系，回归稳健性良好。值得注意的是，分组回归结果表明：东中部与西部的分组回归结果虽然与全国省际回归结果具有一致性，但二者的显著程度存在差异，西部地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的正向促进效应高于东中部。

4.3 机理分析

本部分集中探讨地方政府竞争行为影响公共卫生服务供给效率的脉络机理。主要包含两个方面：其一是分析“政府财政支配实力”与“产业结构转型升级”两种中介机制；其二是研究“政策环境”的调节效应。具体如图 1所示。

4.3.1 潜在中介路径

本文借鉴温忠麟等^[26]的研究，采用中介效应模型验证潜在机制路径，并参考钱雪松等^[27]的检验流程，借用Sobel检验^[28]进行验证。具体而言，本文分别选择“地方政府人均财政收入(PFR)”与“第三产业增加值占GDP的比率(IS)”作为两种路径的中介变量。表 4汇报了中介效应检验的结果，据此可知：列(1)和列(2)检验“政府财政支配实力”这一间接效应。结果表明，“地方政府竞争”与“地方政府人均财政收入”显著正相关，且其ω₃及γ均显著，说明地方政府竞争会通过财政收入的累加而提升公共卫生服务供给效率。列(3)和列(4)检验“产业结构转型升级”这一传导路径。本文发现政府竞争会推动以第三产业增加为标志的产业结构升级，进而促进公共卫生服务供给效率提高。

4.3.2 外部调节效应

地方政府的横向竞争受制于中央政府的约束，因此本文关注新医改后的政策调适，探讨政策环境的变化是否会作用于地方政府竞争与公共卫生服务供给效率的关系。

借鉴方杰等^[29]的研究，本文首先对数据进行中心化处理，然后采用调节效应模型验证外部环境影响。具体而言，2019年7月15日国务院印发《国务院关于实施健康中国行动的意见》《健康中国行动组织实施和考核方案》《健康中国行动(2019—2030年)》三份文件，本文将此视为新医改后的政策环境改善，即以2019年为节点划分虚拟变量区间。但是考虑到政策效果的滞后性与落地时间间隔，本文的“政策出台”变量是将2019年及以前赋值为0，2020年赋值为1。

将“中心化的地方政府竞争”与“政策出台”的交互项纳入模型，调节效应检验结果如表 5所示，列(3)汇报了交互项、调节变量与被解释变量间的关系，据此可知：政策因素不仅在地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的影响中存在调节作用，而且强化二者间的促进效应，即随着政策环境的不断改善，政府竞争对公共卫生服务供给效率的提升效果越强。

4.4 拓展性分析

上述基本回归的直接效应与机理分析的间接效应均已证实地方政府竞争对提升公共卫生服务供给效率的正效应。但这是否会因受到其他变量的影响而呈现阶段差异、时有时无、负向转化等情况尚不可知。为进一步深化结论，本文借鉴Hansen的门槛回归模型^[30]，以及在此基础上Wang提出的非动态面板门槛模型^[31]，探究不同门槛变量影响后的异质性。

首先，采用Bootstrap法重复抽样300次，依次对选取的四个变量进行单门槛、双门槛和三门槛检验，结果如表 6所示。本文发现“人均地方财政收入”和“财政自主性”均在5%的水平下显著通过单门槛检验，未通过双重门槛检验，故二者分别以0.000121与0.102为单门槛被划分为高低两个区间；“城镇化率”和“人口密度”均在5%、10%的水平下依次显著通过单门槛与双门槛检验，未通过三门槛检验，故二者分别以0.796和0.862、6.987和7.143为双门槛被划分为低中高三个区间。同时，门槛值是似然比统计量LR趋向于0时对应的被解释变量值，故绘制对应门槛估计值在95%置信区间下的LR图，具体如图 2所示，门槛变量从左至右、从上至下依次为“人均地方政府财政收入”“财政自主性”“城镇化率”和“人口密度”。

其次，根据门槛检验结果判断的门槛数量与阶段区间，采用单门槛模型分析“人均地方政府财政收入”和“财政自主性”的影响，采用双门槛模型分析“城镇化率”和“人口密度”的影响。具体回归结果如表 7所示。列(1)汇报“人均地方政府财政收入(PFR)”的门槛效果。当PFR≤0.000 121时，地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的影响系数为0.015，且在1%的显著性水平上通过检验。当PFR>0.000 121时，地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的影响系数为0.101，且仍在1%的显著性水平上通过检验。说明无论人均财政收入处于何种阶段区间，地方政府竞争始终会提高公共卫生服务供给效率，而且这种促进效应会伴随地方财政收入的累积而逐渐增强。列(2)汇报“财政自主性(FISCAL)”的门槛效果。本文发现，财政自主性的两阶段区间内地方政府竞争始终会提高公共卫生服务供给效率，但是这种促进效应呈现非对称性，在最优区间上限后，政府竞争的服务效率促进效应趋向减弱。列(3)汇报“城镇化率(PUP)”的门槛效果。结果表明，伴随城镇化水平的提高，地方政府竞争对公共卫生服务供给效率的提升作用成倍增加。列(4)汇报“人口密度(LNPOP)”的门槛效果。结果显示，人口密度存在一个“无效区间”，此区间内政府的竞争行为丧失对公共卫生服务供给效率的提升效果。

5 讨论和建议 5.1 讨论

首先，适度的政府间竞争行为能够提升公共卫生服务供给效率，其逻辑链路分别为：一是地方政府的“标尺竞争”客观提高了区域财政汲取能力，形成扩大税基与增加财政收入的衍生效应。同时，政府竞争行为会促进土地征占，扩大出让规模^[32]，增强财政收入^[33]。而公共卫生服务供给能力的提升需要充足的资金支撑^[34]，因此财政收入增加既证明地方政府的卫生资金支出可能性与基础储备额较高，又说明其卫生领域掌控力更强，财政自给度高。结合已有学者的观点，这会显著改善公共卫生服务供给效率。^[35]二是地方政府为获取竞争优势，不仅会根据资源禀赋因地制宜地制定产业发展战略，培育区域特色产业，而且会采取费用减免、政策优待、服务供给的方式以吸引产业投资流入，形成产业集聚效应和规模效应，从而促进产业结构升级。而以第三产业发展为标志的产业结构转型升级在为社会创造大量物质财富的同时，也增加了政府来自服务业的增值税收入，为政府履行公共服务职能提供保障，改善公共卫生服务供给效率。^[36]同时，第三产业的发展也培育大量包含非营利组织、私人部门等在内的第三部门，其可以通过市场机制提供部分公共卫生服务^[37]，改善公共卫生服务供给效率。

其次，关于外在调节效应，其存在的可能原因主要是：一系列健康中国政策文件出台，在宏观层面明晰公共卫生服务体系的建设方向与时间节点，由此形成政策示范效能，地方政府响应国家号召开展公共卫生服务竞争，出台区域政策，推动公共卫生机构改革。同时，地方政府的相关政策也激励社会力量参与、智慧技术嵌入于公共卫生服务供给过程。^[38]

再次，关于拓展性分析部分，一是地方政府为完成中央政府委托的公共卫生服务职能，并持续获得财政、资源与政策支持，会优化公共卫生服务供给效率。然而当地方财政自主性突破最优范围，地方财政行为受到中央政府的掣肘减弱，这为地方政府进行纯粹自我判断的竞争行为提供机会，使其可能将原有部分公共卫生注意力和财政资金转移至具备直接经济效益的市场产品上。二是城镇化效率与区域经济发展阶段和水平具备时空耦合性^[39]，经济越发达越会面临复杂的公共卫生服务需求，这会刺激区域政府采取竞争的方式以弥补公共卫生服务低质低效的问题。三是适度的政府竞争会形成强大的人口虹吸优势，吸引人口集聚。因此除无效区间外的两段区间，地方政府竞争仍会促进公共卫生服务供给效率的提升。但是，当“人口密度”跨越单门槛但未跨越双门槛时，地方政府竞争积累的人力资本提效作用可能会被高密度人口集聚下的需求压力剧增而中和或压制，这也验证了上文得出的人口集聚本身会对效率产生抑制作用这一结论。

此外，需要注意的是，控制变量的结果也具有一定指引性：一是在人口高密度聚集处，不仅存在复杂多样的公共卫生服务需求，而且易累积不确定性的负效应，使地方政府更多关注基础设施建设投入，忽视公共卫生服务。二是较高的老龄化程度会显著抑制公共卫生服务供给效率的提升。这可能是因为人口老年期的延长使得慢性病与老年病日益普遍，公共卫生服务需求增加，导致服务压力攀升，公共卫生资源配置供需扭曲结构加剧，政府医疗负担显著增加，服务供给效率受损。

5.2 政策建议

一方面，地方政府应改变传统压力型框架下的晋升锦标赛模式，明晰“保障人民健康”在民生性公共服务中的重要地位，进行适度的“为健康而竞争”，保证公共卫生服务的财政资金支持。具体而言，一是地方政府应学习先进财政预算收支管理理念，提高财政汲取能力，并因地制宜制定特色且适配的财政收支政策，建立健全地方税体系，规避地方财政收入质量低下的问题。二是省级地方政府应发挥服务业的创收优势，积极推动产业结构转型升级，并利用区域资源优势发展高新技术型产业与现代化医药产业。在此过程中，重塑政社企的公共卫生服务合作供给关系，完善市场机制与营商环境，将部分公共卫生服务职能委托给第三部门与医药企业，弥补纯粹政府部门供给而产生的效率低下问题。同时，地方政府应防止无节制的“人口虹吸”，进行妥善的流动人口公共卫生服务供给，防止点状人口大量集聚；并着重关注老年人群体，推出老年友好化的公共卫生服务，例如安宁养护、老年慢性整合治疗体系、老年家庭照护师等。

另一方面，中央政府应不断营造健康友好化的政策环境，持续通过政策发力深化新型公共卫生体制改革，由此激励省级政府结合实际情况出台区域公共卫生条例和政策，缩减区域内部同级地级市、城乡间的公共服务供给效率差距，并通过建立针对性的转移支付机制，通过专项拨款的方式为欠发达区域的省级政府提供公共卫生服务资金，并采取构建欠发达地区的基本医疗保障网、调整医疗报销的额度与范围等具体措施以引导卫生资源合理向经济欠发达地区倾斜。此外，中央政府需要完善地方政府官员的绩效考核机制，增添并细化关于公共卫生投入绩效与公共卫生服务供给效率考核的指标，并采取多样化的考核方式进行综合评定。同时，建立一套自上而下的纵向监督机制，设立专门的医疗卫生服务监察组，开创专属政务网站反馈渠道，激励人民群众参与医疗卫生服务供给的监督环节。

作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。