徐姍姍，鞠鎮(zhèn)遠(yuǎn)

（山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100）

一、引 言

健康是促進(jìn)人的全面發(fā)展的必然要求，是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)條件，是民族昌盛和國家富強(qiáng)的重要標(biāo)志，也是廣大人民群眾的共同追求。第七次全國人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020 年我國流動(dòng)人口規(guī)模近3.8 億人，流動(dòng)人口增長速度也逐漸加快。黨的二十大報(bào)告提出要“推進(jìn)健康中國建設(shè)，把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置”。在人口流動(dòng)背景下，做好流動(dòng)人口管理服務(wù)工作、切實(shí)保障推進(jìn)流動(dòng)人口健康公平具有重要意義。

改革開放以來，我國基本公共服務(wù)均等化進(jìn)程取得突出成就，醫(yī)療水平顯著提升并普及，流動(dòng)人口健康公平問題得到一定改善，但醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給仍存在城鄉(xiāng)間、區(qū)域間不平衡，［1-2］加之我國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)和戶籍制度制約，流動(dòng)人口往往難以享受到與戶籍人口等同的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，特別是受到異地醫(yī)療的影響，流動(dòng)人口面臨著健康不公平，流動(dòng)人口與戶籍人口存在顯著健康差異。［3］此外，流動(dòng)人口內(nèi)部健康狀況同樣存在顯著的不公平現(xiàn)象。［4-5］

流動(dòng)人口健康影響因素研究是學(xué)界長期關(guān)注的問題之一，首先是流動(dòng)人口個(gè)體差異，例如年齡、受教育程度及收入、職業(yè)、社會(huì)融入程度等都會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康自評(píng)產(chǎn)生影響；［6］但相比較而言，結(jié)構(gòu)性因素對(duì)流動(dòng)人口健康的制約性更明顯，［7］流動(dòng)人口由于無法享受到戶口所關(guān)聯(lián)的一攬子福利，例如醫(yī)療保險(xiǎn)參保差異、公共衛(wèi)生健康教育差異、居住不穩(wěn)定性、居住隔離等，均會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康產(chǎn)生相應(yīng)的影響。［8-11］

目前鮮有文獻(xiàn)從財(cái)政縱向失衡視角分析流動(dòng)人口健康問題。事實(shí)上，流動(dòng)人口健康與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給均等化密切相關(guān)，而公共財(cái)政是實(shí)現(xiàn)基本醫(yī)療服務(wù)均等化的重要保障。自1994 年分稅制改革以來，中央政府財(cái)權(quán)高度集中，但事權(quán)和支出責(zé)任歸屬地方政府導(dǎo)致地方政府財(cái)政收支壓力較大，盡管中央轉(zhuǎn)移支付一定程度上緩解了這一問題，但財(cái)政縱向失衡問題仍然存在。［12］理論上看，財(cái)政縱向失衡造成的收支壓力會(huì)影響地方政府行為進(jìn)而會(huì)對(duì)區(qū)域內(nèi)醫(yī)療公共服務(wù)供給產(chǎn)生影響。從結(jié)果導(dǎo)向來看，醫(yī)療服務(wù)供給水平和效率顯著影響著居民健康，那么財(cái)政縱向失衡是否會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康產(chǎn)生影響？這一結(jié)論是否穩(wěn)??？異質(zhì)性特征與作用機(jī)制如何？二者是否存在門檻效應(yīng)？以上是本文試圖回答的主要問題。

為厘清這一問題，本文首先測算地級(jí)市層面財(cái)政縱向失衡（VFI）指標(biāo)，將其與2017、2018 年全國流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)相匹配，構(gòu)建“流動(dòng)人口健康”指標(biāo)代理變量，使用probit模型實(shí)證分析二者之間的關(guān)系；其次，基于中國式分權(quán)理論實(shí)證分析財(cái)政轉(zhuǎn)移支付是否對(duì)財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康關(guān)系存在調(diào)節(jié)效應(yīng)；再次，從流動(dòng)城市、流動(dòng)人口年齡、學(xué)歷等視角分析財(cái)政縱向失衡健康效應(yīng)異質(zhì)性特征；第四，從醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向與效率兩條路徑檢驗(yàn)潛在作用機(jī)制；最后，從二者之間的非線性關(guān)系出發(fā)，探究財(cái)政縱向失衡程度是否對(duì)流動(dòng)人口健康情況存在門檻效應(yīng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于以下三點(diǎn)：第一，關(guān)于流動(dòng)人口健康問題的研究極具現(xiàn)實(shí)意義，但目前鮮有文獻(xiàn)從財(cái)政失衡視角分析流動(dòng)人口健康問題的成因，因此本文是對(duì)現(xiàn)有研究視角的有益拓展；第二，本文關(guān)注的主題是醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化，現(xiàn)有研究往往基于宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)測算，本文在傳統(tǒng)的“投入-產(chǎn)出”框架之外創(chuàng)新性地基于結(jié)果導(dǎo)向，使用流動(dòng)人口微觀調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于個(gè)人健康指標(biāo)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給實(shí)效進(jìn)行研究，是對(duì)現(xiàn)有研究的深入；第三，本文異質(zhì)性分析與作用機(jī)制研究進(jìn)一步厘清了財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，其結(jié)論對(duì)進(jìn)一步完善常住地提供基本公共服務(wù)、實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化有一定的參考價(jià)值。

二、理論分析與研究假說

自1994 年分稅制改革以來，中央和地方財(cái)政職責(zé)劃分呈現(xiàn)新格局，在對(duì)中央稅種和地方稅種進(jìn)行劃分之余，財(cái)政權(quán)力高度集中在中央但事權(quán)與支出責(zé)任仍主要由地方承擔(dān)，由此產(chǎn)生了垂直政府關(guān)系中收入權(quán)力和支出責(zé)任不匹配的問題，也就是本文所研究的財(cái)政縱向失衡問題。

財(cái)政縱向失衡帶來的直接問題是地方政府面臨的財(cái)政壓力，在此背景下地方政府的財(cái)政支出行為將會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的變化。已有研究發(fā)現(xiàn)在財(cái)政過度失衡的情況下，地方政府會(huì)選擇將財(cái)政支出投向能夠帶來更多稅源的生產(chǎn)建設(shè)性支出，而減少醫(yī)療、教育等民生性支出，加之地方政府官員的“晉升錦標(biāo)賽”，這種“重投資、輕民生”的財(cái)政支出偏向會(huì)不斷強(qiáng)化。［13］基于以上分析，財(cái)政縱向失衡將導(dǎo)致地方政府對(duì)于醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的財(cái)政投入和關(guān)注度不足，不利于醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)、醫(yī)務(wù)人員等指標(biāo)增長，從而不利于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平提升，進(jìn)而造成醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率扭曲；［14］反之，若財(cái)政縱向失衡程度降低將有效改善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給水平和效率。

醫(yī)療服務(wù)供給水平和效率與居民健康緊密相關(guān)，對(duì)本文研究對(duì)象——流動(dòng)人口更是如此。由于我國特有的戶籍制度，流動(dòng)人口往往難以享受到與戶籍人口等同的基本公共服務(wù)。在醫(yī)療服務(wù)方面，流動(dòng)人口在“建立居民健康檔案”“慢性病患者健康管理”等方面屬于有瑕疵享有，而“城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)”非戶籍人口不能在一些常住地參保、無法享有服務(wù)。［15］因此，財(cái)政縱向失衡引發(fā)的地方財(cái)政壓力對(duì)流動(dòng)人口健康的影響可能會(huì)更加顯著。

理論上講，中國式分權(quán)下財(cái)政轉(zhuǎn)移支付是推動(dòng)財(cái)力均等化、糾正財(cái)政縱向失衡的政策工具。財(cái)政轉(zhuǎn)移支付能夠通過刺激地方政府財(cái)政支出和改善民生性支出占比來改進(jìn)基本公共服務(wù)水平，［16］相應(yīng)地，我們認(rèn)為當(dāng)?shù)胤秸?cái)力改善時(shí)，流動(dòng)人口也能享受到轉(zhuǎn)移支付的“激勵(lì)效應(yīng)”，特別是在醫(yī)療衛(wèi)生支出增加時(shí)，能享受到更加完善的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)從而改進(jìn)自身健康情況。但有部分學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付并不能降低財(cái)政失衡程度。［17］因此，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)流動(dòng)人口健康的調(diào)節(jié)作用是否顯著還有待檢驗(yàn)。

基于以上分析，本文提出研究假說1 ～3：

研究假說1：財(cái)政縱向失衡降低有利于流動(dòng)人口健康水平提高。

研究假說2a：財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)財(cái)政縱向失衡的健康效應(yīng)存在顯著正向調(diào)節(jié)作用。

研究假說2b：財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)財(cái)政縱向失衡的健康效應(yīng)不存在顯著調(diào)節(jié)作用。

研究假說3：財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康的作用機(jī)制體現(xiàn)在影響醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向和醫(yī)療衛(wèi)生支出效率。

前文的研究假說提出財(cái)政縱向失衡程度與流動(dòng)人口健康情況之間存在負(fù)向關(guān)系，但事實(shí)上，財(cái)政縱向失衡程度也并非是一個(gè)完全負(fù)面的指標(biāo)。適度的財(cái)政縱向失衡會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向激勵(lì)作用，原因在于適度財(cái)政失衡是一種協(xié)調(diào)的央地關(guān)系，此時(shí)能充分調(diào)動(dòng)地方積極性，發(fā)揮財(cái)政分權(quán)的激勵(lì)效應(yīng)。［18］由此，我們猜測，不同程度的財(cái)政縱向失衡同樣可能會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康產(chǎn)生異質(zhì)性影響，也就是說，財(cái)政縱向失衡程度與流動(dòng)人口健康之間存在非線性關(guān)系。

由此，本文進(jìn)一步提出研究假說4：

研究假說4：財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康的影響存在顯著門檻效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）基準(zhǔn)模型

1.財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康

為檢驗(yàn)財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康的影響，本文首先設(shè)定如下Probit模型：

其中，healthij是被解釋變量，代表城市j中流動(dòng)人口i的健康情況；核心解釋變量VFIjt表示城市j在t年的財(cái)政縱向失衡程度；Xijt是系列控制變量，包括流動(dòng)人口i的個(gè)體特征、所在城市j的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征等，具體為流動(dòng)人口年齡、性別、流動(dòng)時(shí)間、流動(dòng)類型以及所在城市人均GDP、每萬人的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比重。為減少可能存在的遺漏變量偏誤，本文還加入了年份固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)。我們關(guān)心的是核心解釋變量VFIjt的系數(shù)α1，若α1顯著為正（負(fù)），則能驗(yàn)證財(cái)政失衡降低對(duì)流動(dòng)人口健康存在正向（負(fù)向）影響；若α1不顯著，則說明財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間不存在因果關(guān)系。

2.財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)研究假說2，為探究財(cái)政轉(zhuǎn)移支付是否會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康產(chǎn)生正向的調(diào)節(jié)作用，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上加入財(cái)政縱向失衡與財(cái)政轉(zhuǎn)移支付變量的交互項(xiàng)及財(cái)政轉(zhuǎn)移支付變量的一次項(xiàng)：

其中，Transferkt是流動(dòng)人口所在省份獲得的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付額度與該省GDP的比值。該模型是在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，加入了Transferkt與VFIjt的交互項(xiàng)及Transferkt的一次項(xiàng)，其他設(shè)置與基準(zhǔn)模型保持一致。交互項(xiàng)系數(shù)符號(hào)和顯著性能夠反映出財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)流動(dòng)人口健康的調(diào)節(jié)作用，是本文所關(guān)注的結(jié)果。

（二）變量選取

1.被解釋變量：流動(dòng)人口健康情況（health）

本文使用2017 年、2018 年全國流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測調(diào)查流動(dòng)人口問卷（CMDS）中的數(shù)據(jù)作為衡量流動(dòng)人口健康的代理變量。第一個(gè)代理變量是健康自評(píng)情況（self-health），依據(jù)問卷中的問題“您的健康狀況如何”，將答案“健康、基本健康、不健康但生活能自理、生活不能自理”四個(gè)選項(xiàng)分別賦值為“1、2、3、4”，由于這一數(shù)值為有序離散變量，因此在基準(zhǔn)回歸中選擇Ordered-Probit模型進(jìn)行回歸。此外，為增加這一結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還選擇“最近一年您是否有患?。ㄘ?fù)傷）或身體不適的情況”這一問題，若選擇“是，最近一次發(fā)生在兩周內(nèi)”或“是，最近一次發(fā)生在兩周前”則賦值為1；若選擇“否”則賦值為0，由此構(gòu)建第二個(gè)代理變量——近期健康情況（recent-health）。

2.核心解釋變量：財(cái)政縱向失衡（VFI）

關(guān)于財(cái)政縱向失衡的測度目前已經(jīng)有大量研究，綜合考慮國內(nèi)學(xué)者的應(yīng)用情況和地級(jí)市層面數(shù)據(jù)的可獲得性，本文與絕大多數(shù)文獻(xiàn)一致，選擇VFI ＝1 -（財(cái)政收入分權(quán)／財(cái)政支出分權(quán)）×（1 -財(cái)政收支缺口率）的做法，［14］其中，財(cái)政收入分權(quán)度＝地方人均公共財(cái)政收入／（地方人均公共財(cái)政收入＋中央人均公共財(cái)政收入）、財(cái)政支出分權(quán)度＝地方人均公共財(cái)政支出／（地方人均公共財(cái)政支出＋中央人均公共財(cái)政支出）、地方財(cái)政收支缺口率＝（地方公共財(cái)政支出-地方公共財(cái)政收入）／地方公共財(cái)政支出。

3.控制變量：本文選取流動(dòng)人口個(gè)體特征、城市經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征等指標(biāo)作為控制變量

控制變量包括流動(dòng)人口年齡（age）、性別（sex）、流動(dòng)時(shí)間（time）、流動(dòng)類型（type）以及所在城市人均GDP（lngdp）、每萬人的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)（lnhosp）、第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比重（indus）等7 個(gè)指標(biāo)。具體而言，流動(dòng)人口年齡為連續(xù)變量，將問卷年份減去出生年份后獲得；性別為虛擬變量，男性賦值為1、女性賦值為0；流動(dòng)時(shí)間為連續(xù)變量，選取問卷中“本次流動(dòng)時(shí)間”這一問題，使用問卷年份減去本次流動(dòng)時(shí)間后獲得；流動(dòng)類型依據(jù)“本次流動(dòng)范圍”這一問題，考慮流動(dòng)距離的遠(yuǎn)近分別對(duì)“市內(nèi)跨縣”“省內(nèi)跨市”“跨省”賦值為3、2、1；所在城市人均GDP（lngdp）、每萬人的醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)（lnhosp）、第三產(chǎn)業(yè)增加值所占比重（indus）則是使用宏觀統(tǒng)計(jì)年鑒中相關(guān)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理后而來，主要反映城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給情況。表1 是本文實(shí)證變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

依據(jù)基準(zhǔn)回歸模型，表2 報(bào)告了財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康影響的實(shí)證結(jié)果。在Ordered-Probit模型下，第（1）列的結(jié)果說明財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康自評(píng)情況存在顯著的負(fù)向影響，也就是財(cái)政縱向失衡程度越低，流動(dòng)人口的健康自評(píng)狀況會(huì)越高。但考慮到流動(dòng)人口健康情況會(huì)受多種因素影響，因此在第（2）列中我們加入流動(dòng)人口個(gè)體層面、城市層面的7 個(gè)控制變量，核心解釋變量系數(shù)仍然顯著為正，證明了該結(jié)論的穩(wěn)健性。第（3）列和第（4）列是基于Probit模型回歸后的結(jié)果，無論是否加入控制變量，核心解釋變量系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說明財(cái)政縱向失衡程度降低顯著提高了流動(dòng)人口的近期健康狀況。這一結(jié)論符合我們的預(yù)期，可能是由于財(cái)政失衡問題帶來的公共服務(wù)支出結(jié)構(gòu)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給效率變化導(dǎo)致的。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

上文分析驗(yàn)證了財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系。自1994 年分稅制改革以來，中央對(duì)地方財(cái)政轉(zhuǎn)移支付是均衡地方政府財(cái)力的重要舉措，大量研究證實(shí)了財(cái)政轉(zhuǎn)移支付能改善地方政府財(cái)力，但由于地方政府行為的不確定性，其能否改善流動(dòng)人口健康水平也同樣存在不確定性?；谇拔牡难芯考僬f2，本文在基準(zhǔn)回歸中試圖繼續(xù)分析財(cái)政轉(zhuǎn)移支付能否調(diào)節(jié)財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間的負(fù)向關(guān)系。表3 報(bào)告了財(cái)政轉(zhuǎn)移支付調(diào)節(jié)作用的實(shí)證結(jié)果，無論是否加入流動(dòng)人口個(gè)體層面和城市層面控制變量，交互項(xiàng)系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，說明財(cái)政轉(zhuǎn)移支付規(guī)模對(duì)流動(dòng)人口健康自評(píng)和近期健康情況有顯著的改善作用。這一結(jié)果符合研究假說2a，主要是由于財(cái)政轉(zhuǎn)移支付能有效改善地方政府財(cái)力，解決不同層級(jí)政府財(cái)力不均衡的問題，此時(shí)地方政府將提升醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平和效率，從而對(duì)區(qū)域內(nèi)流動(dòng)人口健康水平起到了正向促進(jìn)作用。

（二）內(nèi)生性討論

值得注意的是，財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間可能存在雙向因果關(guān)系，導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸模型存在內(nèi)生性問題。另一方面，影響流動(dòng)人口健康的因素眾多，盡管本文添加了多個(gè)層面的控制變量與固定效應(yīng)，但仍有可能存在遺漏變量的問題。因此，本文擬引入工具變量來解決內(nèi)生性問題。

在參考解堊、陳昕做法的基礎(chǔ)之上，［19］本文使用的工具變量是除本市外所在省份其他城市的財(cái)政縱向失衡程度均值（meanvif）與財(cái)政透明度對(duì)數(shù)（lntrans）的交互項(xiàng)。工具變量的選擇需要滿足相關(guān)性和外生性的條件。省內(nèi)其他城市財(cái)政縱向失衡程度的均值在一定程度上能反映出省內(nèi)總體財(cái)政失衡情況，這與城市的財(cái)政失衡程度是高度相關(guān)的；已有研究顯示，財(cái)政透明度會(huì)對(duì)預(yù)決算偏離度產(chǎn)生影響，［20］這會(huì)通過財(cái)政收支情況影響到財(cái)政縱向失衡程度。但目前沒有證據(jù)顯示以上兩個(gè)指標(biāo)與城市流動(dòng)人口健康存在直接關(guān)聯(lián)，因此理論上本文工具變量選擇符合要求。

由于本文的被解釋變量為有序變量，傳統(tǒng)的IV-Probit模型難以直接估計(jì)，因此本文將工具變量與條件混合過程估計(jì)法相結(jié)合，用于內(nèi)生性檢驗(yàn)。CMP估計(jì)結(jié)果如表4 所示，運(yùn)用CMP估計(jì)法需同時(shí)估計(jì)兩個(gè)階段，第一個(gè)階段估計(jì)工具變量對(duì)解釋變量——財(cái)政縱向失衡程度的影響，如表4 第（1）列所示，工具變量與核心解釋變量存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系；第二個(gè)階段回歸結(jié)果分別報(bào)告在表4 的（2）列和（3）列，回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，財(cái)政縱向失衡程度降低會(huì)顯著提升流動(dòng)人口健康自評(píng)及近期健康情況。這說明本文基準(zhǔn)回歸結(jié)論在排除了內(nèi)生性影響之后仍然成立。

表4 內(nèi)生性討論結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換vfi衡量方案

本文在基準(zhǔn)回歸中選擇使用“1 -（財(cái)政收入分權(quán)／財(cái)政支出分權(quán)）×（1 -財(cái)政收支缺口率）”來衡量財(cái)政縱向失衡程度。為避免財(cái)政縱向失衡測算方式對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本部分使用地方財(cái)政收支缺口率作為財(cái)政縱向失衡程度的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，計(jì)算公式為“（地方公共財(cái)政支出-地方公共財(cái)政收入）／地方公共財(cái)政支出”。更換VFI測算方式后，核心解釋變量系數(shù)的顯著性和正負(fù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，說明財(cái)政縱向失衡程度降低會(huì)給流動(dòng)人口健康自評(píng)和近期健康水平帶來提升作用，而財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)此可以有效調(diào)節(jié)。①限于篇幅，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未予列示，備索。

2.更換實(shí)證模型

本文在基準(zhǔn)回歸中使用了Ordered-Probit模型和Probit模型進(jìn)行實(shí)證分析，為排除模型選擇對(duì)研究結(jié)論可能產(chǎn)生的影響，本部分將實(shí)證模型調(diào)整為Ordered-logit 模型和logit 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在更換實(shí)證模型后，財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康自評(píng)和近期健康水平的關(guān)系仍然是顯著為負(fù)、財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)其調(diào)節(jié)作用仍顯著為正，證明了基準(zhǔn)回歸結(jié)論是穩(wěn)健的。

3.刪除直轄市樣本

本文關(guān)于財(cái)政縱向失衡的測算是基于城市層面的，基準(zhǔn)回歸樣本中北京市、上海市、天津市、重慶市四個(gè)直轄市數(shù)據(jù)也包含在內(nèi)，但直轄市相對(duì)于普通地級(jí)市在財(cái)政收支方面存在顯著差異性，可能會(huì)對(duì)本文的研究結(jié)論產(chǎn)生影響?；诖?，本部分刪除了四個(gè)直轄市數(shù)據(jù)再次進(jìn)行回歸，基準(zhǔn)回歸的結(jié)論依然成立。

4.刪除未成年人及老年人樣本

本文基準(zhǔn)回歸樣本為全部年齡段的流動(dòng)人口，但考慮到未成年人和老年人由于自身所處年齡階段的特殊性，在自身免疫等方面存在薄弱之處，相較于中青年群體更容易生病。事實(shí)上，這部分群體的健康可能與是否流動(dòng)并不存在相關(guān)關(guān)系，因此可能會(huì)影響基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性。為排除這一潛在影響，本部分選擇刪除18 歲以下和65 歲以上的流動(dòng)人口樣本，在加入控制變量的情況下，核心解釋變量對(duì)被解釋變量（流動(dòng)人口健康）的影響在1%水平下顯著，且財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)流動(dòng)人口健康存在顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)，進(jìn)一步排除了樣本選擇對(duì)研究結(jié)論的潛在影響。

（四）異質(zhì)性分析：哪類流動(dòng)人口對(duì)財(cái)政縱向失衡更敏感？

1.城市人口流動(dòng)規(guī)模異質(zhì)性

本文首先從城市人口差異視角進(jìn)行異質(zhì)性分析，由于本文研究對(duì)象是流動(dòng)人口健康問題，我們預(yù)計(jì)城市流動(dòng)人口規(guī)?？赡軙?huì)對(duì)其健康產(chǎn)生影響。這一異質(zhì)性背后的邏輯在于我國目前尚未形成健全的常住地提供流動(dòng)人口基本公共服務(wù)制度，流動(dòng)人口往往難以享受到與戶籍人口同質(zhì)的公共服務(wù)。人口凈流入城市的常住人口數(shù)多于戶籍人口數(shù)，此時(shí)城市在公共服務(wù)供給方面將面臨更大的壓力，從而可能導(dǎo)致流動(dòng)人口醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化水平相對(duì)降低，進(jìn)而會(huì)在一定程度上影響健康情況。我們以第七次人口普查數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過對(duì)城市常住人口數(shù)和戶籍人口數(shù)比較，將城市分為“人口流入地”和“人口流出地”兩類進(jìn)行分組回歸，結(jié)果顯示：在人口流入地，財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康自評(píng)情況和近期健康情況都存在顯著的抑制作用；但在人口流出地，財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間并不存在顯著的相關(guān)性。①限于篇幅，異質(zhì)性分析中“近期健康情況”回歸結(jié)果未予列示，備索。這一結(jié)果符合我們的預(yù)期，其主要是由于人口流入給所在城市帶來財(cái)政壓力而影響公共服務(wù)供給造成的。

2.學(xué)歷異質(zhì)性

本部分將高中／中專及以下學(xué)歷（包括高中／中專、初中、小學(xué)、未上過學(xué)四類）劃分為低學(xué)歷組，將大學(xué)?？萍耙陨希òù髮W(xué)?？?、大學(xué)本科、研究生）劃分為高學(xué)歷組。分組回歸結(jié)果顯示，財(cái)政縱向失衡對(duì)流動(dòng)人口健康的影響在低學(xué)歷組在1%水平下顯著，但在高學(xué)歷組并不顯著。我們認(rèn)為可能是由于學(xué)歷差異會(huì)帶來收入和消費(fèi)觀念方面的差異，高學(xué)歷流動(dòng)人口收入相對(duì)較高且對(duì)個(gè)人健康情況比較關(guān)注，不需要依賴于公共醫(yī)療服務(wù)，而是通過定期體檢、線上問診等方式及時(shí)解決健康問題，但低學(xué)歷流動(dòng)人口往往收入相對(duì)較低且在健康方面的消費(fèi)意識(shí)和消費(fèi)能力相對(duì)欠缺，對(duì)身體健康問題關(guān)注度不夠，加之財(cái)政失衡帶來的流動(dòng)人口基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)相對(duì)欠缺，往往會(huì)導(dǎo)致其健康方面出現(xiàn)問題。

3.年齡異質(zhì)性

本部分從年齡差異出發(fā)，將流動(dòng)人口樣本分為18 歲以下、18 ～65 歲、65 歲以上三類進(jìn)行分組回歸，以便探討財(cái)政失衡對(duì)不同年齡段流動(dòng)人口健康的影響。結(jié)果顯示，財(cái)政縱向失衡對(duì)未成年人和老年人健康狀況并不存在顯著影響，但對(duì)于18 ～65 歲的中青年人健康自評(píng)情況和近期健康情況均存在顯著的負(fù)向作用。這可能是由于老年人和未成年人健康狀況更多受自身年齡階段的影響，而中青年人在流動(dòng)過程中往往承擔(dān)較大的工作壓力，且會(huì)受到流入地醫(yī)療服務(wù)可及性的影響，從而對(duì)財(cái)政縱向失衡的健康效應(yīng)更加敏感。

表5 異質(zhì)性分析回歸結(jié)果

五、機(jī)制檢驗(yàn)：財(cái)政失衡何以影響流動(dòng)人口健康

根據(jù)本文的假說3，構(gòu)建如下實(shí)證模型分析解釋變量對(duì)機(jī)制變量的影響：

其中，medicalratejt和healtharchivesij是本文選取的機(jī)制變量，分別代表城市j在t年的醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向和醫(yī)療衛(wèi)生支出效率。本文使用醫(yī)療衛(wèi)生支出占一般公共預(yù)算支出的比重來衡量醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向，這也是目前度量公共服務(wù)支出偏向的主要方法之一。對(duì)于醫(yī)療衛(wèi)生支出效率這一指標(biāo)，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多是基于“投入-產(chǎn)出”的思路，通過構(gòu)建綜合指標(biāo)體系進(jìn)行參數(shù)估計(jì)或非參數(shù)測算支出效率值，本文從微觀數(shù)據(jù)視角出發(fā)，基于結(jié)果導(dǎo)向，選擇流動(dòng)人口調(diào)查問卷中“您是否建立健康檔案”這一問題作為醫(yī)療衛(wèi)生支出效率的衡量，若回答“是”則賦值為1，反之則賦值為0。選取這一指標(biāo)背后的邏輯在于，居民建立健康檔案是國家基本公共衛(wèi)生服務(wù)項(xiàng)目之一，該項(xiàng)目可以為城鄉(xiāng)居民提供醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)記錄，動(dòng)態(tài)掌握居民健康狀況，并及時(shí)提供相應(yīng)健康指導(dǎo)，有助于居民健康的實(shí)現(xiàn)。流動(dòng)人口是否建立健康檔案，能夠從政府提供服務(wù)的角度來分析流動(dòng)人口的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用質(zhì)量狀況，是對(duì)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出效率的有效度量。

由于兩個(gè)機(jī)制變量中“醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向”為連續(xù)變量而“醫(yī)療衛(wèi)生支出效率”為虛擬變量，因此本文在實(shí)證過程中，分別采用OLS和Probit模型進(jìn)行回歸。表6 展示了作用機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)核心解釋變量的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，說明財(cái)政縱向失衡對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生支出偏向及醫(yī)療衛(wèi)生支出效率都存在顯著的負(fù)向影響，這一結(jié)論符合我們的預(yù)期，財(cái)政縱向失衡會(huì)加劇地方政府的財(cái)政壓力，因而會(huì)選擇減少民生性支出，所以醫(yī)療衛(wèi)生支出水平會(huì)相應(yīng)減少；當(dāng)醫(yī)療衛(wèi)生支出水平有限時(shí)，“戶籍”帶來的公共服務(wù)壁壘開始顯現(xiàn)，地方政府往往會(huì)選擇優(yōu)先滿足戶籍人口的基本公共服務(wù)，此時(shí)會(huì)導(dǎo)致流動(dòng)人口的公共服務(wù)難以滿足，醫(yī)療衛(wèi)生支出的效率將會(huì)顯著降低。

表6 潛在機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

接下來，我們?cè)俜治鲠t(yī)療衛(wèi)生支出偏向和效率為什么會(huì)影響流動(dòng)人口健康。國內(nèi)外大量文獻(xiàn)已然證實(shí)政府公共衛(wèi)生支出增加顯著提升了人民健康水平。例如，Bein 等發(fā)現(xiàn)衛(wèi)生支出有助于改善居民健康，衛(wèi)生支出水平越高，居民預(yù)期壽命越高且嬰兒及5 歲以下兒童死亡率越低；［21］鄭超等認(rèn)為政府衛(wèi)生支出具有顯著的健康績效，飲水方式、到達(dá)最近醫(yī)療機(jī)構(gòu)的距離和社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人自評(píng)健康、心理健康及客觀健康指標(biāo)均產(chǎn)生了顯著的影響。［22］當(dāng)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出規(guī)模和效率提升（降低）時(shí)，流動(dòng)人口能享受到的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)也會(huì)相應(yīng)增加（減少），進(jìn)一步會(huì)對(duì)流動(dòng)人口健康產(chǎn)生正向（負(fù)向）影響。由此，本文作用機(jī)制分析的鏈條梳理完成。

六、進(jìn)一步分析

基于研究假說4，本部分驗(yàn)證財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間是否存在門檻效應(yīng)。本文的實(shí)證數(shù)據(jù)為混合截面數(shù)據(jù)，傳統(tǒng)的面板門檻回歸方法并不適用。借鑒Hansen 提出的測算截面門檻的方法，探究二者之間是否存在顯著的非線性效應(yīng)。［23］設(shè)計(jì)實(shí)證模型如下：

式（5）列示了單一門檻回歸模型，待估計(jì)門檻值Q將樣本劃分為兩個(gè)區(qū)間，I（·）為示性函數(shù)，在財(cái)政縱向失衡程度符合括號(hào)內(nèi)的條件時(shí)取值為1，反之，取值為0，模型其他設(shè)定與基準(zhǔn)回歸保持一致。若存在雙重門檻或多重門檻效應(yīng)，我們將參照這一模型，增加待估計(jì)門檻個(gè)數(shù)進(jìn)行相應(yīng)的回歸。

通過反復(fù)抽樣300 次后①為保證這一結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還重新進(jìn)行了反復(fù)抽樣500 次的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果基本保持一致。，單一門檻、雙重門檻、三重門檻的存在性與門限值檢驗(yàn)結(jié)果顯示三重門檻均在1%水平下顯著②限于篇幅，門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果未予列示，備索。，說明通過了三重門檻檢驗(yàn)，三重門檻值分別為0.814、0.903、0.371，且三重門限值均在95%置信區(qū)間范圍內(nèi)，說明本文門限值估計(jì)是可以接受的。

表7 報(bào)告了財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間非線性關(guān)系的估計(jì)結(jié)果，由于通過了三重門檻檢驗(yàn)，因此我們以第三列為例進(jìn)行分析?？傮w來看，三重門檻值將財(cái)政縱向失衡程度分為四個(gè)區(qū)間，當(dāng)財(cái)政縱向失衡程度在0.371 以下、0.371 ～0.814 以及0.814 ～0.903 時(shí)，對(duì)流動(dòng)人口健康影響的系數(shù)分別為0.136、0.067、0.15，且均在1%水平下顯著，但當(dāng)財(cái)政縱向失衡程度高于0.903 后，其對(duì)流動(dòng)人口健康的影響不顯著。從回歸系數(shù)來看，當(dāng)財(cái)政縱向失衡程度在0.371 ～0.814 之間時(shí)，其對(duì)流動(dòng)人口健康的負(fù)向影響程度最低，也低于基準(zhǔn)回歸中的0.171，這一結(jié)果同樣符合我們的預(yù)期。

表7 門檻效應(yīng)系數(shù)估計(jì)結(jié)果

七、結(jié) 語

本文嘗試探討財(cái)政縱向失衡與流動(dòng)人口健康之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，研究顯示由于中國式分權(quán)產(chǎn)生的中央、地方財(cái)權(quán)與支出責(zé)任劃分不合理在一定程度上不利于流動(dòng)人口健康水平提升，但財(cái)政轉(zhuǎn)移支付會(huì)發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。在此背景下，設(shè)計(jì)合理的財(cái)政激勵(lì)實(shí)現(xiàn)常住地提供流動(dòng)人口公共服務(wù)至關(guān)重要。［24］首先，應(yīng)重視財(cái)政縱向失衡問題，進(jìn)一步改進(jìn)央地財(cái)政關(guān)系，完善縱向財(cái)政轉(zhuǎn)移支付機(jī)制，將人口流動(dòng)因素納入統(tǒng)籌考慮，［25］實(shí)現(xiàn)地方政府財(cái)力與事權(quán)、支出責(zé)任相匹配；其次，合理降低基本公共服務(wù)戶口關(guān)聯(lián)，推進(jìn)地區(qū)間財(cái)力均衡，提高面向城市流動(dòng)人口的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供給水平和效率，加快實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化；最后，合理把握流動(dòng)人口群體性差異，提高對(duì)人口凈流入城市、低學(xué)歷、中青年流動(dòng)人口健康問題的關(guān)注度，制定合理的配套方案，切實(shí)保障流動(dòng)人口的健康水平。