摘要：為考察衛(wèi)生醫(yī)療支出的非均等性，文章通過檢驗(yàn)醫(yī)療衛(wèi)生支出收斂性的兩個(gè)假設(shè)，發(fā)現(xiàn)在全國范圍內(nèi)沒有單一收斂，只有簇收斂。另外，利用中國城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)有關(guān)醫(yī)療衛(wèi)生支出數(shù)據(jù)進(jìn)行新的面板協(xié)整檢驗(yàn)，考察醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等化、收入非均等化、省級(jí)政府預(yù)算赤字之間的長(zhǎng)期關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等和省級(jí)政府預(yù)算赤字對(duì)解釋醫(yī)療衛(wèi)生支出在城鄉(xiāng)之間的差異非常有用。為了縮小醫(yī)療衛(wèi)生支出的非均等性，應(yīng)該實(shí)行從富裕沿海地區(qū)向貧困農(nóng)村地區(qū)重點(diǎn)支持的財(cái)政政策轉(zhuǎn)換。

關(guān)鍵詞：醫(yī)療衛(wèi)生支出；非均等性；收斂性檢驗(yàn)；面板協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F810.453 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：10085831（2016）04001108

一、問題提出

1978年中國實(shí)行改革開放以來，醫(yī)療衛(wèi)生體制發(fā)生了較大變化，即由高度集中的計(jì)劃體制逐步轉(zhuǎn)向市場(chǎng)化體制。令人遺憾的是，正如中國政府所承認(rèn)，中國在醫(yī)療方面的體制改革在很大程度上沒有取得成功，醫(yī)療體制改革存在的主要問題可以概括為對(duì)私人支出的強(qiáng)烈依賴和醫(yī)療衛(wèi)生支出成本的上升[1-2]。據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2014年盡管城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率超過95%，但是與城鎮(zhèn)居民相比，大多數(shù)農(nóng)村人口必須自己負(fù)擔(dān)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，這些不列入財(cái)政預(yù)算醫(yī)療衛(wèi)生支出的部分，也就是個(gè)人負(fù)擔(dān)的醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用，由1990年的20.4%迅速上升到2014年的54.1%①。這種醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性逐步擴(kuò)大以及由此產(chǎn)生的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響引起了社會(huì)各界及學(xué)者的廣泛關(guān)注。例如，Liu和Hsiao觀察了中國城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民收入與醫(yī)療狀況，發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)方面的差距日益擴(kuò)大，這與收入狀況、醫(yī)療衛(wèi)生資源的有效利用在城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間的差距逐步擴(kuò)大有著緊密關(guān)聯(lián)。Yip和Mahal的研究發(fā)現(xiàn)，1985-2007年間各省之間的嬰兒死亡率和預(yù)期壽命存在著明顯差異[3]。Zhang和Kanbur的研究表明，嬰兒死亡率和預(yù)期壽命在農(nóng)村之間、城鎮(zhèn)之間以及農(nóng)村和城鎮(zhèn)之間也同樣存在非均衡性[4]。

對(duì)上述關(guān)于醫(yī)療狀況和醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性的研究，由于缺乏相應(yīng)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，很少使用時(shí)間序列計(jì)量模型，它們?cè)诤艽蟪潭壬鲜腔谡{(diào)查研究和橫截面模型進(jìn)行研究。這種橫截面模型通常不考慮隨時(shí)間變化的獨(dú)立變量，但是這種隨時(shí)間變化的獨(dú)立變量對(duì)因變量有著重要的影響作用。在本研究中，對(duì)因變量的調(diào)整往往要考慮時(shí)間滯后，通過運(yùn)用混合橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在面板設(shè)置中考察醫(yī)療衛(wèi)生支出和收入不平等之間的關(guān)系。本文的目的在于兩個(gè)方面：其一，通過檢驗(yàn)醫(yī)療衛(wèi)生支出的兩個(gè)收斂性假設(shè)，以考察中國醫(yī)療衛(wèi)生支出方面的非均等性，這對(duì)搞清楚一些醫(yī)療衛(wèi)生支出滯后的省份如何追趕先進(jìn)省份以及評(píng)估當(dāng)前中央政府和地方政府所實(shí)行的醫(yī)療衛(wèi)生政策非常有用；其二，在面板設(shè)置中，利用Westerlund和Edgerton[5-6]所使用的新面板協(xié)整檢驗(yàn)考察醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性和收入非均等性。我們所采用的變量是Gerdtham和Johsson在面板模型中所使用的政府預(yù)算赤字、收入不平等變量，以便將醫(yī)療衛(wèi)生支出作為因變量，在以下的研究中，這種檢驗(yàn)可以解決更加重要的問題。以往的實(shí)證研究并沒有在這些模型中使用回歸檢驗(yàn)“新”變量，一種可能性在于，這種“新”變量可能就是政府預(yù)算赤字，這極有可能對(duì)公共衛(wèi)生支出形成一種強(qiáng)有力的約束，由此引起進(jìn)一步需要關(guān)注的問題就是對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生支出關(guān)聯(lián)性的非平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)問題，至今還沒有一致的結(jié)論。除此之外，我們也考察收入不平等這一新變量究竟是如何用來解釋中國醫(yī)療衛(wèi)生支出地區(qū)差異的。為了便于分析，我們搜集了2002-2014年30個(gè)省、市、自治區(qū)（西藏除外）城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的面板數(shù)據(jù)，并把它進(jìn)行詳細(xì)分類研究

這里僅獲得了2002年及以后年度城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)有關(guān)的分類數(shù)據(jù)。由于部分西藏的數(shù)據(jù)沒有獲得，所以實(shí)證中沒有考慮西藏，文中其他地方也是一樣。

二、研究方法

目前中國的醫(yī)療衛(wèi)生支出所占國民生產(chǎn)總值（GDP）約為5.6%，但是在農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出只占全部醫(yī)療衛(wèi)生支出的20%，城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)之間存在較大差別。如上所述，我們的研究擬分為兩個(gè)部分：第一部分將研究醫(yī)療衛(wèi)生支出的收斂性假設(shè)，以此用匯總的面板數(shù)據(jù)來確定收斂簇；第二部分利用城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出的分類數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板協(xié)整檢驗(yàn)來考察醫(yī)療衛(wèi)生支出的非均等性狀況。在這一部分，我們將簡(jiǎn)要運(yùn)用醫(yī)療衛(wèi)生支出混合橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)檢驗(yàn)收斂性假設(shè)的方法。

醫(yī)療衛(wèi)生支出收斂性的核心概念來源于新古典增長(zhǎng)模型的收入收斂性。在新古典模型假設(shè)下，經(jīng)濟(jì)模型對(duì)這種情況進(jìn)行預(yù)測(cè)：在不同的發(fā)展初始水平下，假設(shè)一個(gè)國家或者一個(gè)地區(qū)的收入，從長(zhǎng)期看將出現(xiàn)一個(gè)相同的穩(wěn)定增長(zhǎng)路徑。正如在不同地區(qū)之間收入出現(xiàn)收斂，醫(yī)療衛(wèi)生支出作為一種重要的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，也呈現(xiàn)出相同的收斂特征Hitiris和Nixon[7] （2001）， Okunade等[8]，Wang[9]關(guān)于經(jīng)濟(jì)收斂理論及相關(guān)醫(yī)療衛(wèi)生支出收斂的含義。在橫截面模型下，有兩個(gè)非常重要的收斂性概念：β-收斂與σ-收斂。具體來講，處于不同初始水平下的醫(yī)療衛(wèi)生支出的N個(gè)省份，在既定時(shí)期，如果低水平的省份，醫(yī)療衛(wèi)生支出消費(fèi)支出的增長(zhǎng)速度高于高水平支出水平的省份，這種差距縮小的變化過程我們稱為β-收斂。在一定時(shí)期，如果醫(yī)療衛(wèi)生支出省際之間離差呈現(xiàn)不斷縮小，我們稱之為出現(xiàn)σ-收斂。這種離差我們用變異系數(shù)（CV）表示，也就是說，一個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)差被它的均值標(biāo)準(zhǔn)化了。

為了檢驗(yàn)β-收斂，我們通過橫截面模型的檢驗(yàn)回歸來進(jìn)行估計(jì)。如果檢驗(yàn)結(jié)果不能顯示中國所有省份醫(yī)療衛(wèi)生支出正常收斂的證據(jù)，我們將進(jìn)行收斂簇分析，我們利用Hobijn和Franses的收斂簇方法來考察收斂的大小和具體構(gòu)成。

三、醫(yī)療衛(wèi)生支出收斂性的檢驗(yàn)結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)

我們搜集了1988-2014年中國30個(gè)省市人均醫(yī)療衛(wèi)生支出和人均GDP的面板數(shù)據(jù)，這兩方面數(shù)據(jù)以2000年的不變價(jià)格為基礎(chǔ)，結(jié)合通貨膨脹率進(jìn)行了價(jià)格調(diào)整。表1提供的是1988和2014年醫(yī)療衛(wèi)生支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)以及相應(yīng)各省人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的增長(zhǎng)率。可以看出，醫(yī)療衛(wèi)生支出在樣本期的初始年份和結(jié)束年份表現(xiàn)出非常大的變動(dòng)，醫(yī)療衛(wèi)生支出總額最大的省份與總額最小省份的比例從1988年的6.15%增長(zhǎng)到2014年的8.91%。

（二）橫截面證據(jù)：β-收斂和σ-收斂的檢驗(yàn)結(jié)果

我們首先利用變異系數(shù)檢驗(yàn)σ-收斂，圖1顯示1988-2014年全國30個(gè)省份變異系數(shù)的變化順序，醫(yī)療衛(wèi)生支出在樣本周期內(nèi)的跨區(qū)域分散率由48.59%增長(zhǎng)到71.34%，增長(zhǎng)了22.75%。在圖1中，醫(yī)療衛(wèi)生支出變異系數(shù)顯示上升趨勢(shì)，因而這不能支持醫(yī)療衛(wèi)生支出的σ-收斂。

為了估價(jià)β-收斂，我們利用方程（1）來估計(jì)橫截面回歸，這里k=1，t=1，2，…，（T-1）。表2的第2列和第3列提供了參數(shù)估計(jì)和相應(yīng)的置信區(qū)間，置信區(qū)間為90%～95%，這些是通過1 900個(gè)樣本自舉方法獲得的。這里點(diǎn)估計(jì)β=0.012，統(tǒng)計(jì)上沒有出現(xiàn)顯著的變化，因此，我們沒有發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生支出絕對(duì)β-收斂的證據(jù)。然后，我們通過使用實(shí)際的人均收入變量GDP在方程（1）檢驗(yàn)條件收斂，考慮GDP這一影響因素，所估計(jì)的相關(guān)系數(shù)β=-0.028，顯著水平為5%，由此可以看出支持條件收斂。也就是說，在各省人均收入水平以每年2.8%增長(zhǎng)率增長(zhǎng)的情況下，各省的HCE呈現(xiàn)條件收斂。表2所估計(jì)的收入相關(guān)系數(shù)γ呈顯著變化，說明收入與相應(yīng)的醫(yī)療衛(wèi)生支出增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系。這與下面第四部分所描述的結(jié)果保持一致，地區(qū)收入離差與醫(yī)療衛(wèi)生支出的非均等性緊密相關(guān)，同時(shí)也表明，為了消除醫(yī)療衛(wèi)生支出的非均等性狀況，我們所采取的政策的重點(diǎn)應(yīng)該放在加快貧困農(nóng)村地區(qū)的快速發(fā)展上。

為了進(jìn)一步研究條件收斂，我們?cè)卺t(yī)療衛(wèi)生支出初始水平上對(duì)長(zhǎng)期HCE的增長(zhǎng)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，也就是說（yi，T-yi，1）對(duì)yi，1進(jìn)行回歸。表2的第4列已經(jīng)列出了回歸結(jié)果，β估計(jì)值為-0.122，表明呈現(xiàn)非顯著性。這說明關(guān)于

HCE呈現(xiàn)絕對(duì)收斂沒有提供可靠的有力證據(jù)，由此印證了在不同省份不存在整體收斂這一早期研究結(jié)果，意味著不同省份之間醫(yī)療衛(wèi)生支出存在差異。考慮GDP這一因素，HCE在初始水平下的點(diǎn)估計(jì)為-0.553（表2的第4列），意味著HCE在對(duì)各省的收入水平呈現(xiàn)條件收斂，β-條件收斂的證據(jù)與我們?cè)缙讷@得的證據(jù)保持一致。

（三）時(shí)間序列收斂的證據(jù)

以上研究表明各省之間醫(yī)療衛(wèi)生支出沒有在全國范圍內(nèi)呈現(xiàn)出收斂性。我們現(xiàn)在利用收斂簇做進(jìn)一步研究，這里利用了Hobijn和Franses的聚類算法，表3列出了HCE收斂簇的檢驗(yàn)結(jié)果。我們把中國分為華北、東北、華東、中南、西南、西北六大區(qū)域，分別用數(shù)字1-6表示

具體地理位置劃分如下：（1）華北地區(qū)：北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古；（2）東北地區(qū)：黑龍江、吉林、遼寧；（3）華東地區(qū)：上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東；（4）中南地區(qū)：河南、湖北、湖南、廣東、廣西、海南；（5）西南地區(qū)：重慶、四川、云南、貴州、西藏；（6）西北地區(qū)：陜西、甘肅、寧夏、新疆。為了便于解釋我們的研究結(jié)果，根據(jù)它們實(shí)際中等收入水平的中位數(shù)，把30個(gè)省分為3組，也就是收入水平較高的用h表示，收入水平中等的用m表示，收入水平較低的用l表示。在表3中，這種劃分在每個(gè)省后面用括號(hào)標(biāo)出。表3的上半部分顯示出19個(gè)省呈現(xiàn)了8個(gè)規(guī)模為2～3的漸進(jìn)性收斂，其余9個(gè)是非收斂的省份，這種結(jié)果與橫截面檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭胁淮嬖贖CE全面收斂的結(jié)果一致。再看表3的下半部分，我們可以發(fā)現(xiàn)30個(gè)省HCE相對(duì)漸進(jìn)收斂有著更多的證據(jù)。這就說明，從長(zhǎng)期看，HCE的增長(zhǎng)率在1組范圍內(nèi)是相等的，除了廣東，所有省份應(yīng)該屬于11個(gè)規(guī)模為2或3相對(duì)收斂的組別。表3也意味著6個(gè)傳統(tǒng)區(qū)域沒有一個(gè)屬于時(shí)間序列收斂的類型。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證，表3上半部分我們選擇湖北、江蘇、陜西這3個(gè)省份，它們?yōu)橐?guī)模3的第3組，它們呈現(xiàn)了漸進(jìn)收斂。在圖2的（a）部分，我們測(cè)算了HCE的收斂值，我們可知，3個(gè)省在時(shí)間上HCE呈現(xiàn)相同的動(dòng)態(tài)特征。在圖2的（b）部分，則呈現(xiàn)出略有不同的趨勢(shì)，我們可知，廣東省不屬于任何確定的收斂組別。事實(shí)上，當(dāng)它與組成相對(duì)收斂組別的省份相比較，醫(yī)療衛(wèi)生支出有不同的動(dòng)態(tài)特征，我們將進(jìn)一步考察出現(xiàn)這些結(jié)果的各種可能原因。

通過收斂檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生支出在中國各省之間缺乏整體上的收斂性，這表明醫(yī)療衛(wèi)生支出在一定程度上存在非均等化。為了進(jìn)一步考察影響醫(yī)療衛(wèi)生支出差異的各種因素，我們利用另一個(gè)檢驗(yàn)方法，那就是Westerlund和Edgerton所使用的面板協(xié)整檢驗(yàn)，并使用中國城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的有關(guān)混合橫截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)。這種檢驗(yàn)是基于拉格朗日乘數(shù)原理，它考慮了橫截面依賴，這對(duì)于小樣本檢驗(yàn)是非常有效的。檢驗(yàn)的過程在前面已有具體闡述，在此不再贅述。

（一）醫(yī)療衛(wèi)生支出和收入不平等測(cè)量的有關(guān)數(shù)據(jù)

對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分解，用來檢驗(yàn)醫(yī)療衛(wèi)生支出不均等和收入不均等之間的關(guān)系。由于時(shí)間跨度較短，官方和非官方公布的基尼系數(shù)在時(shí)間序列的分析上沒有多大幫助。我們計(jì)算全國30個(gè)省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村居民人均可支配收入的比重，把這個(gè)比重作為收入不平等的代理變量，得到了2004年以后的城鎮(zhèn)與農(nóng)村有關(guān)分類數(shù)據(jù)，因此我們采用2004年以后的樣本。同樣我們可以計(jì)算城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療衛(wèi)生支出與農(nóng)村人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的比重，并把這個(gè)比重作為醫(yī)療衛(wèi)生支出不均衡的代理變量。表4列出了2004年、2009年、2014年3年人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的比重，我們所收集的數(shù)據(jù)表明城鎮(zhèn)地區(qū)人均HCE2004年為57.04元，農(nóng)村居民人均HCE僅僅是24.53元；2014年，城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)人均HCE分別是270.78元和95.06元，意味著隨著時(shí)間的推移城鎮(zhèn)與農(nóng)村的醫(yī)療衛(wèi)生支出差距日益擴(kuò)大。醫(yī)療衛(wèi)生支出最大值與最小值的比值，由2004年的3.8%增長(zhǎng)到2009年的5.7%，到2014年下降為3.18%。

除了測(cè)量收入的非均等性，我們也計(jì)算城鎮(zhèn)居民收入與農(nóng)村居民收入的差異性即標(biāo)準(zhǔn)差。我們考慮一個(gè)省級(jí)政府變量——政府預(yù)算赤字（BD），這個(gè)變量的重要性在Gerdtham和Johsson的研究已有所體現(xiàn)。對(duì)中國大多數(shù)省份，政府預(yù)算赤字可能成為一種對(duì)公共醫(yī)療衛(wèi)生支出強(qiáng)有力的約束。因此，政府預(yù)算赤字與中國的醫(yī)療衛(wèi)生支出具有特別的關(guān)聯(lián)性。這里的各省政府預(yù)算赤字（BD）數(shù)據(jù)根據(jù)通貨膨脹率進(jìn)行了調(diào)整，我們所使用的數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《醫(yī)療衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省的各類《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（二）醫(yī)療衛(wèi)生支出與收入不平等關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

我們?cè)诘谝徊糠痔岬?，在面板協(xié)整檢驗(yàn)所使用的收入不平等和政府預(yù)算赤字兩個(gè)變量來源于Gerdtham 和Johsson的研究，這種檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臋z驗(yàn)過程在前面已有描述。我們把醫(yī)療衛(wèi)生支出不平等（Y）、收入不平等（X）同收入不平等的變異性（Z1）、實(shí)際政府預(yù)算赤字BD和實(shí)際政府預(yù)算赤字的變異性Z2三個(gè)因素中的一個(gè)聯(lián)系起來。表5列出了面板協(xié)整檢驗(yàn)在協(xié)整檢驗(yàn)之前，我們測(cè)試了該系列的平穩(wěn)性。全系列均是非平穩(wěn)的。的結(jié)果，面板協(xié)整檢驗(yàn)使用了LM檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)使用了混合橫截面和時(shí)間序列數(shù)據(jù)，用來解釋橫截面依賴這一重要特征我們也試圖嘗試允許結(jié)構(gòu)變化的Edgerton和Westerlund檢驗(yàn)。由于檢驗(yàn)程序只是用來處理一個(gè)自變量，因此我們沒有使用這種檢驗(yàn)。從表5可知，在面板模型中，收入不平等變異性、實(shí)際政府預(yù)算赤字變異性與其他方面之間存在著長(zhǎng)期關(guān)系，面板協(xié)整的零假設(shè)沒有被拒絕，這就意味著醫(yī)療衛(wèi)生支出不平等和收入不平等之間存在著長(zhǎng)期關(guān)系。這些檢驗(yàn)結(jié)果表明，收入的不平等性（或者變異性）以及各省預(yù)算赤字BD（或者變異性）對(duì)解釋中國城鎮(zhèn)地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)之間醫(yī)療衛(wèi)生支出不平等性非常有幫助。這些結(jié)果也驗(yàn)證了第三部分所述的不存在全國范圍收斂性所體現(xiàn)的醫(yī)療衛(wèi)生支出不均等性，這種現(xiàn)象在很大程度上是由富裕的城鎮(zhèn)居民與貧困的農(nóng)村居民的收入差距以及地方政府預(yù)算赤字這些因素所引起的。

當(dāng)前中國政府強(qiáng)調(diào)醫(yī)療衛(wèi)生政策改革以及相應(yīng)的醫(yī)療衛(wèi)生支出的增長(zhǎng)，說明中國政府比以往更加重視著手解決醫(yī)療部門問題。這里研究的結(jié)論表明，要想妥善處理醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性的問題，必須加快促進(jìn)貧困地區(qū)的收入快速增長(zhǎng)，加大政府對(duì)貧困地區(qū)的有關(guān)財(cái)政支出，制定這方面的政策是非常有用的。我們的研究也為中國政府的工作重點(diǎn)應(yīng)該從富裕沿海地區(qū)向貧困農(nóng)村地區(qū)

轉(zhuǎn)換，以保持均衡增長(zhǎng)提供了一個(gè)支持證據(jù)。

五、結(jié)論及政策含義

以往對(duì)中國醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性的研究在很大程度上是利用橫截面數(shù)據(jù)的調(diào)查方法。在本文中，我們利用混合橫截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的計(jì)量研究方法，對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性進(jìn)行系統(tǒng)研究，以此增加了定量的方法和內(nèi)容。我們利用基于醫(yī)療衛(wèi)生支出數(shù)據(jù)檢驗(yàn)的兩個(gè)收斂性假設(shè)，來考察中國醫(yī)療衛(wèi)生支出的非均等性，收斂檢驗(yàn)的結(jié)果表明，在全國范圍內(nèi)整體上缺乏單一的收斂性。然而，簇的收斂性是存在的，這就表明，地區(qū)之間的醫(yī)療衛(wèi)生支出非均等性在很大程度上是存在的，醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出存在很大差距。對(duì)于造成這些不同情況的可能原因，使用了新的面板檢驗(yàn)方法進(jìn)行進(jìn)一步研究。另外，我們使用農(nóng)村地區(qū)和城鎮(zhèn)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，考察了醫(yī)療衛(wèi)生支出不均等、收入不均等和政府預(yù)算赤字這三個(gè)方面的關(guān)聯(lián)性。通過研究發(fā)現(xiàn)，收入不平等和各省預(yù)算赤字在解釋醫(yī)療衛(wèi)生支出不平等的長(zhǎng)期行為特征方面非常有用，它們之間呈現(xiàn)正相關(guān)的關(guān)系更為準(zhǔn)確地說，應(yīng)該是城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的不均等。進(jìn)一步說，我們的研究驗(yàn)證和發(fā)展了早期關(guān)于地區(qū)財(cái)政不均等的研究前文所述，這些研究大多是基于調(diào)查研究方法和描述統(tǒng)計(jì)方法。，以此提供了一個(gè)系統(tǒng)定量的證據(jù)。我們得出了這樣一個(gè)有效的結(jié)論：財(cái)政困難（預(yù)算赤字）對(duì)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生支出具有很強(qiáng)的約束性，財(cái)政困難是導(dǎo)致農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生支出低水平的重要原因，結(jié)果導(dǎo)致了城鎮(zhèn)地區(qū)與農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出出現(xiàn)較大的差異。

為此，要想有效解決醫(yī)療衛(wèi)生支出不平等性這一問題，筆者認(rèn)為有關(guān)財(cái)政政策應(yīng)該從以下幾個(gè)方面進(jìn)行調(diào)整。

第一，應(yīng)該推行積極經(jīng)濟(jì)發(fā)展的策略，增強(qiáng)財(cái)政實(shí)力，加大財(cái)政在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的投入力度。

第二，加大力度緩解地方財(cái)政矛盾，深化改革并完善省級(jí)以下財(cái)政體制。一方面，構(gòu)建并完善“省直管縣”財(cái)政體制。與此同時(shí)，在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的一些地方實(shí)行“鄉(xiāng)財(cái)縣管”，為了緩解基層財(cái)政困難而擴(kuò)大基層政府的財(cái)權(quán)，增強(qiáng)它們的財(cái)政實(shí)力。另一方面，調(diào)動(dòng)基層地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)、精簡(jiǎn)機(jī)構(gòu)、增收節(jié)支的積極性，可以開展“以獎(jiǎng)代補(bǔ)”的試點(diǎn)工作，做大財(cái)政“蛋糕”。

第三，根據(jù)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展戰(zhàn)略，進(jìn)一步加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的一般性財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度。在大力發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的同時(shí)，應(yīng)繼續(xù)增加財(cái)政對(duì)農(nóng)村地區(qū)公共衛(wèi)生的支出，增加地方財(cái)政對(duì)農(nóng)村地區(qū)的投入量，緩解城鄉(xiāng)矛盾[10]。

第四，必須加快農(nóng)村地區(qū)收入的快速增長(zhǎng)，提高政府對(duì)農(nóng)村地區(qū)的可支配財(cái)力，這一點(diǎn)至關(guān)重要。中國政府的戰(zhàn)略重點(diǎn)應(yīng)該實(shí)行這樣一個(gè)政策轉(zhuǎn)換：工作重點(diǎn)從富裕沿海地區(qū)轉(zhuǎn)向貧困農(nóng)村地區(qū)，以保持城鄉(xiāng)均衡增長(zhǎng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]YIP W，HSIAO W C.The Chinese health system at a crossroads[J].Health Affairs，2008，27：460-468.

[2]WAGSTAFF A，LINDELOW M.Health reform in rural China：Challenges and options[C]//LOU J，WANG S.Public finance in China： Reform and growth for a harmonious society.The World Bank：Washington，DC，2008：265-306.

[3]YIP W，MAHAL A.The health care system of China and India：Performance and future challenges[J].Health Affairs，2008，27：921-932.

[4]ZHANG X，KANBUR R.Spatial inequality in education and health care in China[J].China Economic Review，2005，16：189-204.

[5]WESTERLUND J，EDGERTON D L.A panel bootstrap cointegration test[J].Economics Letters，2007，97：185-190.

[6]WESTERLUND J，EDGERTON D L.A simple test for cointegration in dependent panels with structural breaks[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2008，70：665-690.

[7]HITIRIS T，NIXON J.Convergence of health care expenditure in the EU countries[J].Applied Economics Letters，2001，8（4）：223-230.

[8]OKUNADE A A，KARAKUS M C，OKEKE C.Determinants of health expenditure growth of the OECD countries：Jacknife resampling plan estimates[J].Health Care Management Science，2004，7：173-183.

[9]WANG Z.The convergence of health care expenditure in the U.S.States[J].Health Economics，2008，18（1）：55-70.

[10]藍(lán)相潔.公共衛(wèi)生財(cái)政支出收斂性廣義熵指數(shù)測(cè)度研究——以廣西為例[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2015（1）：156-160.

Abstract： In order to investigate the inequality about health expenditure， we test two hypothesis of health expenditure convergence， and find that there is no single convergence in the nationwide， only convergence by cluster. In addition， we investigate the longrun relationship between health expenditure inequality， income inequality， and provincial government budget deficits by using new panel cointegration tests with health expenditure data in Chinas urban and rural areas. We find that the income inequality and real provincial government budget deficits are useful in explaining the disparity in health expenditure prevailing between urban and rural areas. In order to reduce healthspending inequality， we should carry out the support from wealthy coastal regions to poverty in rural areas and focus on fiscal policy shifting.

Key words： health expenditure； inequality； convergence test； panel cointegration test

（責(zé)任編輯 傅旭東）