MỤC LỤC
1. GIỚI THIỆU 3
2. HỆ THỐNG CHĂM SÓC SỨC KHỎE Ở TRUNG QUỐC 5
3. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY 10
4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU 14
5. KẾT QUẢ 18
6. KẾT LUẬN 25
SỰ PHÂN QUYỀN TÀI CHÍNH CÓ THỂ GÓP PHẦN CẢI THIỆN NHỮNG KẾT QUẢ
CỦA CÔNG TÁC CHĂM SÓC SỨC KHỎE HAY KHÔNG?
BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM CỦA TRUNG QUỐC
Yinghua Jin
Khoa Kinh tế Phát triển
Đại học Georgia Sourthern
Statesboro, Georgia
Rui Sun
Ngành Quản lí Công
Đại học Central Floria
Orlando, Florida
TÓM TẮT
Từ cuối những năm 70, Trung Quốc đã thực hiện nhiều cải cách khác nhau về kinh tế, điều này
dẫn đến thành công trên lĩnh vực kinh tế. Cuộc cải cách Hệ thống Chia sẻ Thuế (TSS), một phần
trong chính sách phân quyền tài chính từng bước được khởi xướng năm 1994. Lý thuyết thông
thường cho rằng quá trình phân quyền tài chính có thể mang đến nhiều lợi ích tiềm ẩn khác
nhau trong đó có việc phản ứng ngày càng nhanh của chính quyền địa phương để bàn giao hàng
hóa công. Tuy nhiên, có rất ít công trình thực nghiệm kiểm tra tính tác động của quá trình phân
quyền tài chính lên các kết quả về chăm sóc sức khỏe tại Trung Quốc. Trong bài nghiên cứu này,
chúng tôi sử dụng tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh như là chỉ số về những kết quả của công tác chăm
sóc sức khỏe và cung cấp những đánh giá mang tính định lượng sự tác động của quá trình phân
quyền tài chính lên tình trạng tử vong của trẻ sơ sinh ở chính quyền cấp tỉnh. Chúng tôi đánh
giá quá trình phân quyền tài chính như là một mô hình cũng như là một tỉ số và ước tính tỷ lệ tử
vong của trẻ sơ sinh bằng cách sử dụng những phương pháp bình phương bé nhất (OLS) và

quyền tài chính lên tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh tại Trung Quốc.
Mục đích của bài nghiên cứu này là đưa ra sự đánh giá về mặt định lượng trong tác động của
tình trạng phân quyền tài chính lên tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh tại Trung Quốc sử dụng dữ liệu từ
chính quyền cấp tỉnh. Kể từ năm 1978, Trung Quốc đã chuyển dịch từ hệ thống tài chính tập
trung sang hệ thống tài chính phi tập trung. Sự thay đổi mang tính hệ thống từ hệ thống tài chính
tập trung sang hệ thống tài chính phân quyền dựa trên của cuộc cải cách Hệ thống Chia sẻ Thuế
năm 1994. Để nắm bắt được tác động của cuộc cải cách TSS, chúng tôi đã phát triển một mô
hình khái quát hóa sử dụng bảng dữ liệu cấp tỉnh trong thời kỳ 1980-2003 bao gồm thời kỳ trước
TSS và thời kỳ sau TSS. Sử dụng mô hình của hàm IMR, chúng tôi phân tích các kênh trực tiếp
3
và gián tiếp chẳng hạn như thu nhập và điều kiện chăm sóc sức khỏe. Với mục đích so sánh,
chúng tôi sử dụng hai cách đo lường sự phân quyền tài chính: thứ hai là chúng tôi xem cuộc cải
cách Hệ thống Chia sẻ Thuế năm 1994 như là cuộc thử nghiệm hiển nhiên (natural experiment)
và sử dụng yếu tố tương tác của một biến giả phân quyền tài chính và một biến giả vị trí địa lý để
đánh giá tác động của phân quyền tài chính lên IMR tại các vùng miền khác nhau; thứ hai là
chúng tôi đánh giá mức độ phân quyền tài chính bằng việc sử dụng tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình
quân đầu người của tỉnh trên tổng chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của trung ương và chi
tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh, được phát triển bởi Qiao, Martinez-Vazquez & Xu
(2008). Cả hai biện pháp đều được phân tích thành sự hồi quy phương pháp bình phương bé nhất
(OLS) và phương pháp bình phương bé nhất tổng quát (FGLS).
Có hai lý do chính để tập trung vào mối quan hệ giữa tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh và quá
trình phân quyền tài chính tại Trung Quốc. Trước tiên, Trung Quốc đã đạt được những tiến bộ
đáng kể trong việc giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh từ năm 1949 đến năm 1978, đây là thời kỳ
kinh tế kế hoạch hóa với mức thu nhập cá nhân thấp. Với các cuộc cải cách trong năm 1978, nền
kinh tế Trung Quốc đã bắt đầu bùng nổ trong những năm 80 và duy trì ở tỷ lệ tăng trưởng cao –
trung bình là tăng trưởng ở mức 9% trong Tổng Sản phẩm Nội địa thực tế trong suốt những năm
90 và cả trong thế kỷ 21. Theo các quan điểm thông thường, tình hình phát triển kinh tế cao hơn
nên có sự liên kết với việc giảm tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh (Ngân hàng Thế giới, 1993). Tuy
nhiên, ở Trung Quốc tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh vẫn duy trì vào khoảng 29 trẻ sơ sinh tử
vong trên 1000 trẻ sơ sinh đang sống từ cuối những năm 80 cho đến thời điểm hiện tại, và không

chúng tôi cũng đánh giá mức độ phân quyền tài chính sử dụng tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình quân
đầu người cấp tỉnh trên tổng mức chi tiêu ngân sách bình quân đầu người cấp trung ương và chi
tiêu ngân sách bình quân đầu người cấp tỉnh.
Phần còn lại của bài nghiên cứu được tổ chức như sau. Phần 2 trình bày ngắn gọn về hệ
thống chăm sóc sức khỏe của Trung Quốc. Phần 3 khảo sát hàm IMR và các kênh khả thi thông
qua đó mà tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh có thể được xác định. Phần 4 phát triển các mô hình
thực nghiệm và giới thiệu các nguồn dữ liệu. Phần 5 báo cáo kết quả và phần 6 kết luận với
những gợi ý về chính sách cho cuộc nghiên cứu trong tương lai.
2. HỆ THỐNG CHĂM SÓC SỨC KHỎE Ở TRUNG QUỐC
Trung Quốc có hình thức chính phủ thống nhất với năm cấp độ phân cấp như hình kim tự
tháp mà trong đó chính quyền trung ương nằm ở đỉnh kim tự tháp này, tiếp theo phía dưới đỉnh
là các cấp địa phương là tỉnh, quận (bao gồm các thành phố tương đương cấp quận), huyện (bao
gồm các huyện tương đương cấp thành phố) và cuối cùng là chính quyền thị trấn. Chính quyền
cấp tỉnh bao gồm 22 tỉnh, 5 khu vực tự trị và 4 thành phố chịu sự quản lý trực tiếp của Hội đồng
Nhà nước. (4 thành phố trực thuộc Trung Ương).
5
Figure 1. Infant mortality rate in China, 1950-2006 – Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh tại Trung
Quốc, giai đoạn 1950 -2006
Data Source: Population Division of the Department of Economic and Social Affairs of the
United Nations Secretariat, World Population Prospects.
Là một phần của phúc lợi công cộng trong giai đoạn kinh tế kế hoạch từ năm 1949 đến 1978,
việc cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe được thiết kế một cách sáng tạo bởi chính quyền trung
ương và được thực hiện thành công tại chính quyền địa phương. Các cấp thấp hơn cung cấp một
hệ thống y tế công cộng trong các khu đô thị và chủ yếu dựa vào các bác sĩ không chuyên (hay
“bác sĩ chân trần”) trong các vùng nông thôn. Việc đào tạo và các dịch vụ của “bác sĩ chân trần”
được trợ cấp bởi chính quyền địa phương. Sidel và Sidel (1975) tóm tắt kiểu hệ thống y tế này
như là một sự kết hợp giữa y học cổ truyền Trung Quốc và y học hiện đại phương Tây: phòng
ngừa, lao động, hợp tác xã theo định hướng, dựa trên năng suất tập thể và chủ nghĩa quân bình.
Hệ thống này đã được chứng minh là có hiệu quả trong đó nó đã nhanh chóng làm giảm tỷ lệ tử
vong trẻ sơ sinh từ hơn 200 ca trẻ sơ sinh tử vong trên 1.000 ca vào năm 1950 xuống còn

chính phủ có liên quan, trách nhiệm chi tiêu trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe được phối hợp
một cách ngầm định giữa trung ương, tỉnh, quận, và các cấp huyện của chính phủ đó. Trong thực
tế, chi tiêu của chính phủ trung ương về chăm sóc sức khỏe đã được giảm thiểu. Thay vào đó nó
là nhiệm vụ của các tỉnh và các cấp dưới tỉnh. Cụ thể, chính quyền địa phương đã ước tính chi trả
97% chi phí chăm sóc sức khỏe trong những năm gần đây trong khi chính quyền trung ương chỉ
chia sẻ có 3%. Tuy nhiên, phần lớn doanh thu của chính quyền địa phương đã được sử dụng để
bắt đầu xây dựng cơ sở hạ tầng quy mô lớn và các dự án đầu tư ngoài để tài trợ cho chi phí hành
7
chính. Các quỹ còn lại dành cho chăm sóc sức khỏe là tối thiểu. Ngược lại với tốc độ tăng trưởng
trung bình 9% của GDP danh nghĩa hàng năm, tổng chi phí chăm sóc sức khỏe chiếm một phần
tỷ lệ trong GDP danh nghĩa thì giảm, từ khoảng hơn 1% vào năm 1981 xuống còn dưới 1% trong
2006. Hơn nữa, tỷ lệ chi phí chăm sóc sức khỏe trong tổng số chi tiêu chính phủ cũng giảm từ
hơn 5% vào năm 1981 xuống dưới 5% vào năm 2006 (xem hình3).
Figure 2. Compositions of total healthcare expenditures, 1978-2006 – Tổng quan về tổng chi
tiêu cho dịch vụ chăm sóc sức khỏe, giai đoạn 1978 – 2006
Do việc giảm chi tiêu chính phủ cho y tế và việc tăng nhanh thị trường hóa trong dịch vụ
chăm sóc sức khỏe, thì không đáng ngạc nhiên khi hiệu suất tổng thể của vấn đề chăm sức khỏe
theo đó mà giảm xuống. Việc cắt giảm chi phí của chính phủ cho vấn đề chăm sóc sức khỏe đã
trực tiếp hạn chế sự tích lũy vốn cho dịch vụ này, và có thể dẫn đến sự suy giảm hiệu quả chăm
sóc sức khỏe như tình trạng trì trệ trong việc giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh (IMR ) trong giai
đoạn những năm 1990 và 2000. Trong một cuộc đánh giá về dịch vụ y tế thực hiện bởi WHO
trong năm 2002, Trung Quốc được xếp hạng 144 trong số 191 nước trên thế giới. Bên cạnh việc
suy giảm hiệu quả chăm sóc sức khỏe ngày càng lớn, thì khoảng cách chênh lệch trong chi phí
chăm sóc sức khỏe cũng rộng hơn. Chi phí dành cho y tế của Chính phủ đã chuyển dịch từ nông
thôn ra thành thị để đào tạo nhân viên dịch vụ y tế chuyên nghiệp, mua thiết bị y tế sử dụng
nguồn vốn tài chính, nghiên cứu y học tiên tiến. Khoảng cách về chi phí chăm sóc sức khỏe giữa
thành thị và nông ngày càng tăng dựa trên chi phí y tế bình quân đầu người (xem hình 4). Hillier
8
và Shen (1996) ước tính rằng khoảng cách về chi phí y tế bình quân đầu người giữa thành thị và
nông thôn tăng gấp bốn lần năm 1981 và sáu lần trong những năm 1990.

điều kiện chăm sóc sức khỏe của từng địa phương. Theo đó, để định lượng sự ảnh hưởng của thu
10
nhập và chi tiêu của cộng đồng cho vấn đề sức khỏe, trong nghiên cứu này sẽ tập trung vào tỷ lệ
tử vong của trẻ sơ sinh là chủ yếu.
Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh là kết quả của nguyên nhân trực tiếp lẫn gián tiếp. Trước đây tỷ
lệ này cơ bản bị ảnh hưởng điều kiện y tế do những nguyên nhân tác động ngay lập tức (như
chưa đủ độ tuổi, tổn thương khi mới sinh, vấn đề về gien, bệnh tật và dị tật bẩm sinh) và các
nguyên nhân kinh điển (như thiếu dinh dưỡng, quá trình dưỡng thai, các loại vacxin có sẵn và sự
nhiễm trùng). Những nguyên nhân gián tiếp ảnh hưởng đến tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh liên
quan đến điều kiện xã hội, kinh tế và môi trường thường dễ nhận thấy và nhạy cảm hơn những
nguyên nhân trực tiếp. Những nguyên nhân đó bao gồm cấp độ thu nhập, phân phối thu nhập, chi
tiêu công cho vấn đề sức khỏe, nguồn nhân lực y tế, điều kiện cơ sở vật chất y tế, tỷ lệ tham gia
của lực lượng lao động nữ, sự đô thị hóa, sự phân chia ngôn ngữ, chất lượng của chế độ cai trị,
hệ thống bảo vệ sức khỏe cộng đồng và các chính sách khác liên qua đến hạ tầng cơ sở như an
toàn nước và điện v.v… Theo đó, sự chi tiêu công cho vấn đề sức khỏe là đầu vào trực tiếp,
trong khi nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe (như số lượng bác sĩ, y tá trên 1000 người) và điều
kiện cơ sở vật chất chăm sóc sức khỏe (như số lượng giường bệnh trên 1000 người) là biến đầu
ra trực tiếp. Ảnh hưởng chung của sự phân quyền tài chính tác động đến chăm sóc sức khỏe bao
gồm của ảnh hưởng trực tiếp của tiết kiệm chi phí sản xuất và cung cấp dịch vụ sức khỏe cũng
như ảnh hưởng gián tiếp của sự gia tăng chi phí dành cho vấn đề sức khỏe hoặc cải thiện nguồn
lực dành cho chăm sóc sức khỏe.
Tuy trong lịch sử, IMRs từng bị dao động bởi chiến tranh, nạn đói, bệnh dịch và sự rối loạn
xã hội nhưng sự thịnh vượng chung của xã hội đã làm giảm tỷ lệ IMRs. Do đó, các nước giàu có
xu hướng có IMR thấp hơn các nước nghèo.
Flegg (1982) kiểm tra nghiên cứu xuyên quốc gia một số nước kém phát triển trong giai đoạn
1968-1972 và sử dụng ước lượng OLS để đo lường sự không cân xứng thu nhập, tỷ lệ sinh sản
của phụ nữ, tỷ lệ mù chữ của phụ nữ và nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe (đo bằng số lượng
bác sĩ, y tá trên 1000 người). Kết quả chỉ ra rằng tác động của GDP thực tế trên IMR thì không
có ý nghĩa thống kê, theo đó mức thu nhập (đo bằng từng đồng vốn GDP thực tế) không là yếu tố
quyết định trực tiếp đến tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh hay nếu có chỉ là ảnh hưởng gián tiếp thông

cho sức khỏe và sự suy giảm IMR trong các nghiên cứu trước không chính thức dựa trên sự phân
tích dữ liệu cuả họ từ năm 1960 đến 1992 với hơn 20 nước trong tổ chức Hợp tác và phát triển
kinh tế (OECD) với sự ước lượng OLS. Đối nghịch lại, họ thấy rằng sự gia tăng trong chi tiêu
công dành cho sức khỏe thì liên quan đến sự gia tăng IMRs. Hơn nữa, nghiên cứu của họ cũng
nêu lên rằng sự gia tăng không cân xứng thu nhập ít liên quan đến tỷ lệ tử vong.
Đối với vấn đề ảnh hưởng của sự phân quyền tài chính trên sự suy giảm IMR, một số nghiên
cứu tranh cãi rằng sự phân quyền tài chính có thể dẫn đến sự tham nhũng, quan liêu của chính
quyền địa phương bằng việc cung cấp sự ưu đãi hàng hóa địa phương (preference-matching) như
thử nghiệm ban đầu các loại tiêm chủng chuyên biệt (Alesina & Spolaore 1997; Faguet 2004;
Lockwood 2002; Oates 1972; Silverman 1992). Ảnh hưởng này được biết như “hiệu quả phân
bổ” (allocative efficiency). Seabright (1996), Person and Tabellini (2000) và Hindriks và
Lockwood (2005) phân tích rằng sự phân quyền tài chính có thể giảm sự lạm dụng quyền (the
12
incumbent’s rent diversion) với các khoản thuế thu được. Hayek (1945) tranh cãi rằng sự dự trữ
bởi chính quyền địa phương liên quan đến nhu cầu của cư dân sẽ tiết kiệm chi phí truyền dẫn
thông tin từ chính quyền địa phương đến chính quyền địa phương. Ảnh hưởng này liên quan đến
hiệu quả sản xuất (productive effiency). Ví dụ, nhắm đến mục tiêu giảm cư dân có thu nhập thấp
và nguy cơ suy dinh dưỡng của trẻ sơ sinh, chương trình phúc lợi địa phương như cung cấp thức
ăn, giới thiệu y tế, dinh dưỡng cho thai phụ thu nhập thấp có thể bắt đầu ngay mà không cần sự
phê chuẩn của chính quyền địa phương. Bên cạnh hiệu quả phân bổ và hiệu quả sản xuất, lợi ích
thứ ba từ sự phân quyền tài chính đối với một nước lớn như Trung Quốc thì nhiều chính quyền
địa phương có thể thử nghiệm những cách khác với sự suy giảm IMR. Loại ảnh hưởng này được
gọi là thử nghiệm hay “hiệu quả thử nghiệm” (experimental efficiency) (Garzarelli, 2006; Oates,
1999). Tất cả những điều nêu trên là những hiệu quả trực tiếp ảnh hưởng của sự phân quyền tài
chính đến sự giảm IMR. Có tồn tại các cơ chế khác mà qua đó có thể có phân quyền tài khóa ảnh
hưởng gián tiếp IMR. Ví dụ, sự cống hiến tài chính sau khi cơ cấu chi tiêu cho sức khỏe ở địa
phương, có ảnh hưởng đến vốn địa phương dành cho sức khỏe con người và sau đó là IMR.
Tuy nhiên, Prud’homme (1995) và Tanzi (1996) nhắc nhở chúng ta rằng những lợi ích tiềm
năng của sự phân quyền tài chính có thể không thành hiện thực. Đầu tiên, sự quan trọng của phân
hóa giàu nghèo (gap of rich-poor), phân hóa thành thị và nông thôn, IMR ở Trung Quốc có thể

khỏe mà thiếu đi sự hướng dẫn có thể ảnh hưởng đến lợi ích của hệ thống chăm sóc sức khỏe và
làm suy yếu việc thực hiện những ưu tiên quốc gia dựa trên sự phân tích về Việt Nam. Trên thực
tế, Green và Collins (1994) nhấn mạnh rằng sự chăm sóc sức khỏe căn bản phải có một số mức
độ tập trung trong phân bổ nguồn lực, lập kế hoạch và đề xuất phân cấp không cản trở các chính
sách về nguồn ngân sách.
4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU
Theo các lý thuyết thông thường, tác giả bài nghiên cứu này đề xuất giả thuyết như sau: sự
phân quyền tài chính làm giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh tại Trung Quốc.
Hầu hết các bài nghiên cứu trước đây về các yếu tố quyết định tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh là
các bài nghiên cứu xuyên quốc gia hoặc các bài nghiên cứu của riêng từng quốc gia được lựa
chọn. Không có bài nghiên cứu nào khám phá dữ liệu về các chuỗi thời gian ở mức độ cấp tỉnh
tại Trung Quốc. Tác giả sử dụng một mô hình các ước tính bảng cũng như phương pháp hồi quy
bình phương bé nhất (OLS) để kiểm tra kết quả chăm sóc sức khỏe thông qua 31 chính quyền
cấp tỉnh tại Trung Quốc. Dữ liệu được thu thập từ Tổng cục thống kê Trung Quốc từ năm 1980
đế năm 2003.
Đặc biệt, mô hình thực nghiệm thì được cụ thể hóa như sau:
14
Trong đó: i =1,2,3…,31 tỉnh trong mẫu nghiên cứu, t = 1980, 1981, 1989, 1990, 2000 và
2003. Năm 1981, 1990 và 2000 dữ liệu trẻ sơ sinh tử vong cấp tỉnh là dữ liệu tổng điều tra dân
số, dữ liệu này được thu thập mười năm một lần trong khi đó dữ liệu của năm 1980, 1989, 2003
được phỏng đoán bởi Tổng cục thống kê.
Biến phụ thuộc IMR
it
(tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh), được chọn như một chỉ số chăm sóc sức
khỏe cho mỗi năm và cho mỗi tỉnh để đánh giá những kết quả của sự phân quyền tài chính và chi
tiêu chăm sóc sức khỏe công của các chính quyền địa phương (cấp tỉnh).
Biến độc lập quan tâm chính, FD
it
là mức độ phân quyền tài chính được đo lường theo 2
cách: Cách 1: Một biến giả nhận giá trị 0 trước cải cách năm 1994, và nhận giá trị 1 sau cải cách

đầu người của trung ương và chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh như một đo lường
của phân quyền tài chính. Mặc dù còn chưa được hoàn chỉnh, nhưng đo lường này có một số giá
trị như sau: Đo lường từ khía cạnh chi phí nắm bắt tốt hơn mức độ tự chủ tài chính địa phương,
tổng chi tiêu của trung ương và địa phương như là một chỉ báo cho thấy mức độ phân quyền tài
chính và cuối cùng là phương pháp nghiên cứu này góp phần theo dõi dân số. Tỷ lệ nói trên càng
cao thì việc phân quyền tài chính của chính quyền cấp tỉnh càng lớn. Theo đo lường này, chúng
ta xếp hạng 31 chính quyền cấp tỉnh từ năm 1980 đến 2003 theo giá trị trung bình và tìm thấy
rằng danh sách sáu tỉnh có phân quyền tài chính cao nhất là: Tây Tạng, Thượng Hải, Bắc Kinh,
Thiên Tân, Thanh Hải, Ninh Hạ và Tân Cương, trong khi danh sách sáu tỉnh xếp sau cùng là
Quảng Châu, Giang Tô, Tứ Xuyên, Hồ Nam, An Huy và Hà Nam. Các khu dân tộc ít người và
ba thành phố trực thuộc trung ương hưởng thụ mức độ tự chủ tài chính cao nhất trong khi những
khu vực sâu trong lục địa thì có mức độ tự chủ tài chính thấp nhất.
LnGRPPC
it
là hình thức ln của GRP thực bình quân đầu người. Tác giả sử dụng biến này để nắm
bắt ảnh hưởng trong suy giảm thu nhập lên IMR. Hệ số ß
2
được giả định chỉ sự tác động ngược
chiều theo đó một mức độ gia tăng trong thu nhập sẽ làm giảm tỷ lệ IMR.
lnHEBC
it
, HESE
it
,

HESG
it
theo thứ tự là chi tiêu chăm sóc sức khoẻ bình bình quân đầu người,
chi tiêu chăm sóc sức khoẻ trong tổng chi tiêu, chi tiêu chăm sóc sức khoẻ trong GRP danh
nghĩa. Những biến này được giả định có tương quan ngược chiều với IMRs. Chúng đại diện cho

là một biến giả về vị trí địa lý. Bốn thành phố trực thuộc trung ương, nơi mà được quản lý
trực tiếp bởi chính quyền trung ương là Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải, Trùng Khánh thì
mang giá trị 1, tám tỉnh duyên hải gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang,
16
Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam mang giá trị 2; mười ba tỉnh đất liền bao gồm Cát Lâm,
Hắc Long Giang, An Huy, Giang Tây, Hà Nam, Hồ Bắc, Hồ Nam, Sơn Tây, Tứ Xuyên, Quý
Châu, Vân Nam, Thiểm Tây và Cam Túc mang giá trị 3, và năm khu dân tộc ít người tự trị gồm
Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương mang giá trị 4. Như chỉ dẫn trong
Bảng số liệu 5, tính ở mức trung bình, tỷ lệ IMRs tại khu vực đất liền và khu vực tự trị c thì cao
hơn vùng duyên hải và bốn thành phố trực thuộc trung ương. Weng and Wang (1993) cũng tìm
thấy rằng IMR tại khu dân tộc ít người cao hơn 50% so với người Hán, dân tộc lớn nhất ở Trung
Hoa.
FD
t
* GEO
it
là sản phẩm tương tác của biến giả phân quyền và biến giả khu vực. Cùng với
GEO
it
, chi tiêu công được phân vào hai khía cạnh: Những thay đổi vào những thời gian đặc biệt
và những tác động của khu vực đặc biệt, GEO
it,
ngụ ý chung là kết quả của những khu vực cố
định và phân cấp tài chính thì bị ảnh hưởng bời khu vực, FD
t
* GEO
it
đại diện cho những phản
ứng của chính quyền địa phương khu vực đất liền và khu vực dân tộc ít người tự trị sau khi phân
cấp tài chính.

ước lượng sai số chuẩn với những tùy chọn chắc chắn trong các mô hình OLS và sử dụng mẫu
hiệu chỉnh kỹ thuật FGLS cho hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan mẫu cụ thể
AR(1).
URBAN
it
được định nghĩa là tỷ lệ dân thành thị trên tổng dân số. Nó đại diện cho mức độ đô
thị hóa và bao gồm sự khác biệt của IMR giữa khu vực thành thị và nông thôn với một hệ số có
thể âm β
11
.
Chúng tôi lần đầu tiên chạy hồi quy với sự phân quyền tài chính được đo lường bởi một biến
giả. Sử dụng OLS với tùy chọn chắc chắn, chúng tôi ước tính tác động của thu nhập và sự phân
quyền tài chính trong mô hình (i), và sau đó thêm ba biến chi tiêu cho y tế: lnHEPC
it
, HESE
it
, và
HESG
it
trong mô hình (ii), trong đó có thể tồn tại đa cộng cao; trong mô hình (iii), chúng tôi
thêm hai biến đầu ra chi tiêu cho y tế: biến cơ sở vật chất y tế đại diện bởi BEDP
it
và biến nguồn
nhân lực y tế đại diện bởi DOCP
it
; trong mô hình (iv), chúng tôi đưa vào tất cả các biến kiểm
soát khác: biến giả địa lý, hệ số tương tác giữa sự phân quyền tài chính và biến giả địa lý, sự đô
thị hóa, và tỷ lệ sinh sản. Cuối cùng, chúng tôi áp dụng mẫu kỹ thuật FGLS với mô hình sau khi
hiệu chỉnh cho hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan mẫu cụ thể AR(1). Phương
18

FD dummy ("0" before the 1994
TSS and "1" after the 1994 TSS)
186 0.33 0.47 0 1
FD ratio (defined as the ratio of
per capita provincial budgetary
expenditures to the sum of per
capita central budgeta-ry
expenditures and provincial
budgetary expenditures)
182 0.63 0.14 0.33 0.93
Real Gross Regional Product per
capita in log form (lnGRPPC)
182 7.50 1.32 5.31 10.76
19
Public healthcare expenditures per
capita in log form (lnHEPC)
178 3.60 0.74 2.27 5.83
The share of public health
expenditures in total public
expenditures (HESE)
178 0.20 0.18 0.02 1.61
The share of public health
expenditures in Nominal Gross
Regional Product (HESG)
178 0.03 0.02 0.002 0.12
The number of medical beds per
ten thousand persons (BEDP)
182 25.02 11.27 0.17 62.10
The number of doctors per ten
thousand persons (DOCP)

lnGRPPC
-12.69***
(1.73)
-8.64***
(3.19)
-9.60***
(3.29)
-5.13
(3.55)
-6.09***
(1.61)
lnHEPC
0.34
(2.93)
0.14
(2.97)
-1.41
(3.11)
0.32
(1.29)
HESE 44.27*** (14.51) 40.61*** (13.54)
14.22**
(5.78)
-25.35*
(13.21)
HESG
872.45***
(98.25)
876.30***
(95.59)

0.15
(0.30)
0.18
(0.19)
URBAN
-4.83**
(7.21)
-8.64*
(5.25)
Constant
122.88**
(12.52)
49.60***
(16.88)
53.74***
(17.25)
29.13
(19.07)
47.46***
(11.07)
Observation
number
178 174 174 172 172
R-squared 0.30 0.60 0.61 0.63
Wald Chi-
squared
340.81
(1) ***statistically significant at 1%, **significant at 5%, *significant at 10%;
(2) In parentheses are standard errors of coefficients;
(3) OLS are estimated with robust option;

(2002) trong một nghiên cứu xuyên quốc gia.
Để khám phá những tác động gián tiếp của FD
it
lên IMR
it
thông qua chi tiêu y tế, chúng tôi sử
dụng lnHEPC
it
như là biến phụ thuộc và hồi quy trên FD
it
và lnGRPPC
it
, và sau đó có được giá
trị dự đoán, . Kết quả này được viết lại trong phương trình sau:
lnHEPC
it
= -2.05 -1.39 FD
it
+ 0.81 lnGRPPC
it
(2)
(0.23) (0.12) (0.03)
n = 178, R
2
= 0.71
Trong ngoặc là sai số chuẩn chắc chắn.
Chúng tôi sau đó chạy mô hình chính được quy định trong phương trình (1), bao gồm các giá trị
dự đoán, , và có được hệ số . Kết quả được báo cáo trong phương trình sau
đây:
IMR

(iii).
Biến vị trí địa lý GEO
it
có những dấu dương như mong đợi. Hệ số của biến giả địa lý này là
không có ý nghĩa thống kê trong mô hình OLS nhưng có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô
hình FGLS. Điều này cho thấy tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong ở các khu vực phía tây và nội địa cao hơn
so với khu vực phát triển phía đông của Trung Quốc. Điều kiện tương tác của phân quyền tài
chính và biến giả địa lý FD
t
* GEO
it
có những dấu hỗn hợp nhưng đều không có ý nghĩa thống
kê.
Tỷ lệ sinh sản, FERit, xấp xỉ bằng tốc độ tăng trưởng dân số tự nhiên, có dấu dương như
mong đợi nhưng không có ý nghĩa thống kê. Có thể là do tốc độ tăng trưởng dân số tự nhiên là
không phải là tiêu biểu cho khả năng sinh sản.
Tỷ lệ đô thị hóa, URBAN
it
, có dấu âm như dự đoán của Weng và Wang (1993) và có ý nghĩa
thống kê ở mức 5 và 10% trong các mô hình OLS và FGLS tương ứng. Điều này cho thấy
khoảng cách về kết quả chăm sóc sức khỏe giữa các vùng đô thị và nông thôn vẫn còn lớn.
Bảng 3 hiển thị các kết quả của các hồi quy OLS và FGLS sử dụng phân quyền tài chính đo
lường bằng tỷ lệ chi ngân sách vùng bình quân đầu người với tổng của chi ngân sách trung ương
bình quân đầu người và chi ngân sách vùng bình quân đầu người. Một lần nữa, phân quyền tài
chính cho thấy những dấu dương trong tất cả các mô hình và ý nghĩa thống kê ở mức 1, 5 và mức
10% trong tất cả các mô hình OLS trong khi không có ý nghĩa trong mô hình FGLS.
Table 3. Regression result (FD as a ratio)
Dependent variable: yearly provincial infant mortality rate (‰)
OLS
Panel Es-

HESE 23.93**
(10.83)
22.31**
(10.57)
1.49
(8.73)
-18.81
(12.12)
HESG 986.83*** 938.61*** 671.00*** 586.91***
23
(111.06) (110.44) (119.11) (88.40)
BEDP 0.28*
(0.16)
0.22**
(0.10)
DOCP -0.50***
(0.17)
0.20
(0.17)
-0.10
(0.13)
GEO 8.47
(6.50)
2.09
(4.08)
FD*GEO -4.02
(8.90)
5.43
(5.69)
FER -0.24

chắn này thậm chí còn lớn hơn so với kết quả thu được với việc đo lường biến giả phân quyền tài
chính.
Ước tính GRP thực bình quân đầu người mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê đối với mô
hình (i) trong khi mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê đối với mô hình (ii) và (iii). Kết quả
dường như mâu thuẫn này có thể được kết hợp với những ước lượng cho chi phí y tế bình quân
24
đầu người. Với đo lường bằng số của phân quyền tài chính, chi phí y tế bình quân đầu người có
dấu âm như dự đoán và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong tất cả các mô hình. Tác động này
gây ra bởi chi phí chăm sóc sức khỏe có thể là tác động gián tiếp của GRP thực bình quân đầu
người giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong thông qua các khoản chi phí y tế. Điều này cũng phù hợp với
kết luận của chúng tôi về nhân tố thu nhập được đề cập ở trên: tác động giảm dần của biến thu
nhập trên tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong có thể là do việc đưa vào các biến chi phí y tế đầu vào và các
biến đầu chi phí y tế đầu ra tương quan. Hai tỷ lệ chi phí ý tế liên quan khác, HESE
it
, và HESG
it
,
rất giống với các ước lượng trong Bảng 2. Các chi phí chăm sóc sức khỏe càng cao trong tổng
chi tiêu công và tổng thu nhập thì tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong càng cao. Nó có thể là kết cục luẩn
quẩn cho các nước nghèo.
BEDP
it
và DOCP
it
có kết quả tương tự như trong bảng 2. GEO
it
có dấu dương nhưng không
đáng kể về mặt thống kê thậm chí trong mô hình FGLS. FD
t
* GEO