PHÂN CẤP TÀI KHÓA CÓ LÀM CẢI THIỆN KẾT QUẢ
CHĂM SÓC SỨC KHỎE?
BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TỪ TRUNG QUỐC
Yinghua Jin
School of Economic Development
Georgia Southern University
Rui Sun
Department of Public Administration
University of Central Florida
Orlando, Florida
TÓM TẮT
Kể từ cuối những năm 1970, Trung Quốc thông qua một loạt các cải cách kinh tế
đã dẫn đến thành công chung của kinh tế. Cuộc cải cách ngân sách toàn diện (TSS – được
gọi là hệ thống phân bổ thuế giữa các cấp chính quyền) một phần của chính sách phân cấp
tài khóa đã được khởi xướng vào năm 1994. Lý thuyết thông thường cho rằng phân cấp
tài khóa có thể mang lại nhiều lợi ích bao gồm việc làm tăng mức độ đáp ứng của chính
quyền địa phương đối với việc cung cấp hàng hóa công cộng. Tuy nhiên, có rất ít nghiên
cứu thực nghiệm kiểm tra sự ảnh hưởng của phân cấp tài khóa đối với việc chăm sóc sức
khỏe ở Trung Quốc. Trong nghiên cứu này, chúng tôi sử dụng tỉ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh
(IMR) như là chỉ số kết quả chăm sóc sức khỏe và đưa ra một phép đo định lượng về tác
động của phân cấp tài khóa đến tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở cấp chính quyền tỉnh. Chúng tôi
đo lường phân cấp tài khóa vừa là một biến giả vừa là một tỷ số và ước lượng hàm sản
xuất tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh sử dụng cả hai phương pháp tiếp cận: phương pháp bình
phương nhỏ nhất (OLS) và ước lượng bình phương nhỏ nhất tổng quát khả thi (FGLS).


Chúng tôi thấy rằng, trái ngược với dự đoán của các lý thuyết thông thường, phân cấp tài
khóa đã tạo ra tác động tổng thể bất lợi đến IMR ở Trung Quốc.
1.

GIỚI THIỆU

y

tế,

phân

cấp

tài

khóa

đặc biệt liên quan đến việc phân cấp trách nhiệm về nguồn tài chính và chi tiêu cho y tế từ
trung ương đến chính quyền địa phương (Mills, Vaughan, Smith & Tabibzadeh,
1990). Vấn đề này của phân cấp sẽ trở thành một phần quan trọng trong cải cách chính
sách ở nhiều nước như Trung Quốc, Ghana, Indonesia, Philippines, Uganda và Zambia.
Sử dụng các biện pháp đo lường sự phân cấp khác nhau, các học giả thường thấy rằng
phân cấp tài khóa cao hơn dẫn đến một IMR thấp hơn (Asfaw, Frohberg, James, &
Jutting, 2007; Cantarero & Pascual, 2008; Duret, 1999; Uchimura & Jutting, 2007).
Tuy nhiên, có rất ít nghiên cứu tìm hiểu tác động của phân cấp tài khóa trên IMR ở Trung
Quốc.


Mục đích của nghiên cứu này là cung cấp một phép đo định lượng của tác động của
phân cấp tài khóa trên IMR ở Trung Quốc sử dụng dữ liệu của chính quyền cấp tỉnh.
Từ năm 1978 Trung Quốc đã chuyển từ hệ thống tài chính tập trung sang hệ thống tài
chính phân cấp. Sự thay đổi có hệ thống sang hệ thống tài chính phân cấp diễn ra sau khi
thông qua cải cách ngân sách toàn diện (TSS) năm 1994. Để nắm bắt được tác động của
cải cách TSS, chúng tôi đã phát triển một mô hình tổng quát sử dụng bảng dữ liệu của cấp
tỉnh giai đoạn 1980-2003 trong đó bao gồm thời kỳ trước TSS và sau TSS. Sử dụng một

(1997), Wagstaff (2001), and Case, le Roux, and Menendez (2004), trong chăm sóc sức
khỏe trước khi sinh, các phương tiện và người đỡ đẻ, dinh dưỡng trẻ sơ sinh và vệ sinh
công cộng là tất cả các kênh thông qua đó sức khỏe trẻ sơ sinh có thể bị ảnh hưởng .
Những yếu tố này cũng là kết quả trực tiếp của chi phí y tế của chính phủ. Trách nhiệm
gia tăng nhưng nguồn ngân sách không đủ ở cấp địa phương có thể đóng góp vào sự trì trệ
trong việc giảm thiểu tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh kể từ cuối những năm 1980 ở Trung Quốc.
Vì vậy, nghiên cứu này cố gắng để xác định liệu tốc độ phát triển kinh tế cao trong những
năm 1990 và đầu thế kỷ 21, cũng như việc phân cấp tài khóa tiêu biểu là các cải cách TSS
năm 1994 có ảnh hưởng đến tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở Trung Quốc hay không.
Nghiên cứu này nhằm phát triển các nghiên cứu hiện tại theo 1 số cách. Đầu tiên,
chúng tôi sử dụng một bảng dữ liệu trên toàn tỉnh, chấp nhận các tác động theo thời gian
khác nhau không quan sát được. Thứ hai, chúng tôi đo lường chi phí y tế trong tổng số
tiền chi tiêu, như là tỷ lệ phần trăm so với tổng số chi tiêu chính phủ, hay tỷ lệ so với tổng
sản lượng quốc gia danh nghĩa (GRP). Thứ ba, chúng tôi đưa vào một số các biến kiểm
soát như biến giả vùng, nguồn nhân lực y tế, vốn vật chất chăm sóc sức khỏe, đô thị hóa,
và khả năng sinh sản. Cuối cùng, ngoài đo lường các biến giả, chúng tôi cũng đo mức độ
phân cấp tài khóa bằng cách sử dụng tỷ lệ chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người so với
bình quân đầu người chi tổng ngân sách trung ương và chi ngân sách tỉnh.
Phần còn lại của bài nghiên được tổ chức như sau. Phần 2 mô tả ngắn gọn hệ thống
cung cấp chăm sóc sức khỏe của Trung Quốc. Phần 3 khảo sát hàm sản xuất IMR và các
kênh xác định tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Phần 4 phát triển mô hình thực nghiệm và giới
thiệu nguồn dữ liệu. Phần 5 báo cáo kết quả và phần 6 kết luận với hàm ý chính sách và
gợi ý cho nghiên cứu trong tương lai.


2.

HỆ THỐNG Y TẾ TẠI TRUNG QUỐC

Trung Quốc tổ chức chính quyền theo kiểu tập trung với năm cấp đơn vị hành

nhuận, tư nhân hoá, thương mại hóa, và thị trường hóa trong lĩnh vực y tế. Tất cả các tổ
chức y tế như Trung Tâm Kiểm Soát và Phòng Ngừa Bệnh (CDC) bây giờ phải chịu trách
nhiệm về lợi nhuận và thua lỗ của mình theo cải cách kinh tế mà không có sự hỗ trợ tài
chính nào hoặc bất kỳ các khoản trợ cấp nào của chính phủ. Dịch vụ chăm sóc sức khỏe
bao gồm cả chăm sóc sức khỏe trẻ sơ sinh và tiêm chủng được tính theo giá thị trường.
Kết quả là, chi phí thấp của hệ thống y tế dự phòng và theo định hướng hợp tác xã trước
đó đã bị hủy bỏ và thay thế bằng một hệ thống y tế theo hướng thị trường với mức giá
tăng đột biến. Chưa đến 1/10 dân số Trung Quốc, mà phần lớn trong số đó là công chức
hoặc nhân viên trong các doanh nghiệp nhà nước (DNNN), có bảo hiểm y tế (Bertelsmann
Stiftung, 2010).
Cùng với việc thị trường hóa các hàng hóa, dịch vụ, các tổ chức chăm sóc sức
khỏe, chi tiêu về y tế của chính phủ đã thu hẹp gần một nửa. Thể hiện trong hình 2 là tổng
chi tiêu quốc gia về chăm sóc sức khỏe bao gồm chi ngân sách của chính phủ, chi tiêu
ngoài ngân sách của chính phủ và chi tiêu cá nhân. Trong số đó, tỷ lệ chi ngân sách của
chính phủ lại giảm từ khoảng 39% năm 1982 xuống khoảng 18% năm 2006, và chi tiêu


ngoài ngân sách của chính phủ giảm từ hơn 47% vào cuối năm năm 1970 xuống 32%
trong năm 20061. Ngược lại, chi tiêu cá nhân về y tế lại tăng hơn gấp đôi trong vòng ba
thập kỷ qua, từ khoảng 20% năm 1978 lên gần 50% trong năm 2006.
Sau cuộc cải cách TSS vào năm 1994, chi phí chăm sóc sức khỏe đã dịch chuyển từ
các chính quyền trung ương đến chính quyền địa phương. Các lãnh đạo của chính quyền
địa phương hướng đến GDP – tập trung chính vào mục tiêu đẩy mạnh tăng trưởng kinh tế,
với chi phí đầu tư chăm sóc sức khỏe công cộng. Dựa trên các quy định có liên quan của
chính phủ, trách nhiệm chi phí chăm sóc sức khỏe được gánh vác ở mức độ chính quyền
trung ương, tỉnh, quận, và địa phương2.
Thực tế, chi tiêu của chính quyền trung ương về y tế được giảm thiểu. Chính quyền
cấp tỉnh và cấp dưới tỉnh sẽ gánh vác nhiệm vụ. Cụ thể, chi phí chăm sóc sức khỏe của
chính quyền địa phương trong những năm gần đây được cho là chiếm khoảng 97% trong
khi chi phí của chính quyền trung ương chỉ chiếm 3%. Tuy nhiên, phần lớn các khoản thu

cho các dịch vụ y tế nên hiệu quả chăm sóc sức khỏe ngày càng xấu hơn. Chi phí cho y tế
của chính phủ giảm lập tức cản trở việc tích lũy vốn dành cho chăm sóc sức khỏe, dẫn đến
suy giảm kết quả chăm sóc sức khỏe chẳng hạn như tình trạng đình trệ việc giảm tỷ lệ tử
vong ở trẻ sơ sinh trong những năm 1990 và 2000. Trong một đánh giá công bằng về y tế
được thực hiện bởi WHO vào năm 2002, Trung Quốc được xếp hạng 144 trong số 191
nước trên thế giới. Bên cạnh việc giảm về hiệu quả, chênh lệch trong chi tiêu cho chăm
sóc sức khỏe cũng mở rộng. Chi phí cho y tế của chính phủ đã chuyển từ nông thôn ra đô
thị để đào tạo nhân viên y tế chuyên nghiệp, mua thiết bị y tế đắt tiền, và tài trợ cho
nghiên cứu y học tiến bộ. Khoảng cách giữa thành thị và nông thôn dựa trên chi phí cho y
tế ngày càng tăng dưới dạng chi phí y tế bình quân đầu người (xem hình 4). Hillier 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 vào năm 1981 và gấp sáu lần trong những năm 1990.


Hình 3: Tổng chi tiêu y tế trong tổng chi tiêu của Chính Phủ và GDP danh
nghĩa, 1981 – 2006
■ Tổng chi tiêu y tế trong tổng chi tiêu của Chính Phủ
■ Tổng chi tiêu y tế trong GDP danh nghĩa

Qua nhiều năm thử nghiệm, Trung Quốc giờ đây đã cố gắng để thực hiện một hệ
thống chăm sóc sức khỏe toàn diện. Trong khu vực đô thị, kết hợp từ các quỹ tích lũy xã
hội và tài khoản cá nhân với bảo hiểm y tế bắt buộc tối thiểu, việc bù đắp bảo hiểm y tế
của người sử dụng lao động và bảo hiểm y tế thương mại cá nhân. Trong khu vực nông
thôn, hệ thống y tế hợp tác nông thôn mới đã được thực hiện bao gồm nguồn tài trợ từ
người dân, chính quyền địa phương và chính quyền Trung ương.
Mặc dù cải cách kinh tế vào năm 1978 đã mang lại tăng trưởng kinh tế đáng kể ở
Trung Quốc, tuy nhiên việc cung cấp chăm sóc sức khỏe đã không thấy cải thiện nhiều.
Việc giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh đã bị đình trệ sau năm 1980 như thể hiện trong hình
1. Trong lúc đó, tuổi thọ vẫn xấp xỉ như nhau từ 68 năm 1982 lên 69 vào năm 1993 (Hsiao
& Liu, 1996). Hơn nữa, như Bloom và Gu (1997) và Liu và cộng sự. (1999) báo cáo, hầu

hưởng đến nguyên nhân trực tiếp. Những yếu tố này bao gồm, nhưng không giới hạn, mức
thu nhập, phân phối thu nhập, chi phí chăm sóc sức khỏe công cộng, vốn nhân lực y tế,
vốn cơ sở vật chất y tế, sự tham gia lực lượng lao động của phụ nữ, đô thị hóa, ngôn ngữ
văn hóa , chất lượng quản lý, hệ thống vệ sinh công cộng và những vấn đề liên quan đến
cơ sở hạ tầng như các vấn đề khác liên quan với cơ sở hạ tầng như tiếp cận nước sạch và
điện, vv. Trong số đó, chi phí chăm sóc sức khỏe công cộng là đầu vào trực tiếp, trong khi
nguồn nhân lực y tế (ví dụ như số lượng bác sĩ hoặc y tá trên một nghìn người) và vốn vật
chất (ví dụ như số lượng giường bệnh trên một nghìn người) là đầu ra trực tiếp . Những
tác động tổng thể của phân cấp tài khóa vào kết quả chăm sóc sức khỏe bao gồm các tác
động trực tiếp như tiết kiệm chi phí trong sản xuất và cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe
cũng như các tác động gián tiếp như tăng chi phí chăm sóc sức khỏe hoặc cải thiện nhân
lực chăm sóc sức khỏe.
Lịch sử cho thấy tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh (IMR) biến động khi có chiến tranh, nạn
đói, dịch bệnh và bất ổn xã hội, cũng như phúc lợi chung của một xã hội cải thiện sự suy
giảm IMR. Do đó, các nước giàu có xu hướng có một IMR thấp hơn so với những nước
nghèo.
Flegg (1982) tiến hành một nghiên cứu qua các quốc gia kém phát triển trong giai
đoạn 1968-1972 và sử dụng ước lượng OLS kiểm soát bất bình đẳng thu nhập, tỷ lệ nữ
sinh sản, tỷ lệ nữ mù chữ, và nhân lực chăm sóc sức khỏe (đo bằng số bác sỹ trên 1.000
người và số lượng y tá trên 1.000 người). Kết quả cho thấy tác động GDP thực bình quân


đầu người trên IMR là không có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy mức thu nhập (đo
bằng GDP thực bình quân đầu người) không phải là một yếu tố quyết định trực tiếp đến tử
vong trẻ sơ sinh và có lẽ chỉ ảnh hưởng gián tiếp qua các yếu tố vốn nhân lực chăm sóc
sức khỏe. Trong thực tế, bằng cách sử dụng dữ liệu các quốc gia của WHO năm 2004,
Anand và Barnighausen (2004) đã khẳng định mối quan hệ tích cực đáng kể giữa vốn
nhân lực chăm sóc sức khỏe và sự giảm của tử vong trẻ sơ sinh.
Những nghiên cứu trước cũng cho thấy rằng chi phí chăm sóc sức khỏe công cộng
có một tác động tích cực trong tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Ví dụ, Corman, Grossman, và

Liên quan đến vấn đề tác động của phân cấp tài khóa đến việc giảm IMR, một vài
nghiên cứu cho rằng phân cấp tài khóa có thể dẫn đến làm tăng cung ứng và trách nhiệm
của chính phủ bằng cách cung cấp những hàng hóa ưu tiên như tiêm chủng (Alesina &
Spolaore năm 1997; Faguet, 2004; Lockwood, 2002; Oates, 1972; Silverman, 1992). Ảnh
hưởng này được biết đến như là hiệu quả phân bổ. Seabright (1996), Person và Tabellini
(2000), và Hindriks và Lockwood (2005) cho rằng phân cấp tài khóa cũng có thể giảm
dòng tiền thuê của các công ty truyền thống ra khỏi các khoản thu thuế. Hayek (1945) cho
rằng việc cung ứng của chính quyền địa phương liên quan đến sở thích của cư dân tiết
kiệm được chi phí truyền tải thông tin từ chính quyền địa phương đến chính quyền trung
ương. Hiệu ứng này có liên quan đến hiệu ứng năng suất. Ví dụ, hướng tới mục tiêu cho
dân cư có thu nhập thấp và trẻ sơ sinh có nguy cơ suy dinh dưỡng cao, các chương trình
phúc lợi đặc biệt của địa phương như bổ sung thực phẩm, hướng dẫn chăm sóc sức khỏe
và giáo dục dinh dưỡng cho phụ nữ mang thai có thu nhập thấp có thể bắt đầu ngay lập
tức thay vì chờ đợi sự chấp thuận của chính quyền trung ương. Bên cạnh hiệu quả phân bổ
và hiệu quả sản xuất, lợi ích thứ 3 có thể có của phân cấp tài khóa trong một quốc gia lớn
như Trung Quốc đó là chính quyền địa phương khác nhau có thể trải nghiệm các cách
khác của việc giảm IMR. Loại ảnh hưởng này có thể được gọi là thí nghiệm hoặc hiệu ứng
kinh nghiệm (Garzarelli, 2006; Oates, 1999). Tất cả những điều trên là tác động trực tiếp
của phân cấp tài khóa trong việc giảm IMR. Còn có các cơ chế khác mà qua đó phân cấp
tài khóa có thể có tác động gián tiếp đến IMR. Ví dụ, chuyển giao quyền lực tài chính có


thể làm thay đổi cấu trúc chi phí y tế địa phương, do đó làm ảnh hưởng đến nguồn nhân
lực y tế địa phương và sau đó ảnh hưởng đến IMR
Tuy nhiên, Prud'homme (1995) và Tanzi (1996) nhắc nhở chúng ta rằng những lợi
ích tiềm năng của phân cấp tài khóa có thể không trở thành hiện thực. Đầu tiên, khoảng
cách của giàu nghèo, và IRM trong đô thị nông thôn là đáng kể ở Trung Quốc có thể bị
mở rộng trong bối cảnh mà cân bằng tài chính không thể đạt được bằng cách chuyển giao
của trung tâm. Thứ hai, do thiếu nhân viên có tay nghề, thông tin, năng lực quản lý, và
thiết bị tiên tiến, những lợi ích cung cấp y tế địa phương có thể bị giảm. Thứ ba, chính

các ưu tiên quốc gia dựa trên phân tích trường hợp của Việt Nam. Trong thực tế, Green và
Collins (1994) nhấn mạnh y tế căn bản phải có một số mức độ tập trung trong phân cấp
phân bổ nguồn lực , lập kế hoạch và các hình thức được đưa ra của phân cấp nên không
cản trở các chính sách vốn.
4. PHƢƠNG PHÁP
Theo những lý thuyết thông thường , chúng tôi giả định giả thuyết sau: sự phân cấp
tài khóa làm giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở Trung Quốc.
Hầu hết những nghiên cứu trước đây về những yếu tố quyết định tới IMR là những
nghiên cứu trên toàn quốc hoặc là những nghiên cứu điển hình trong quốc gia được chọn.
Không có nghiên cứu nào tìm hiểu về những dữ liệu chuỗi thời gian ở cấp chính quyền
tỉnh của Trung Quốc. Chúng tôi áp dụng mô hình sử dụng những ước lượng bảng cũng
như phương pháp hồi quy OLS để giải thích kết quả chăm sóc sức khỏe trên 31 chính
quyền cấp tỉnh ở Trung Quốc. Dữ liệu được tổng hợp từ Cục Thống kê Quốc gia Trung
Quốc từ năm 1980 đến 2003.
Cụ thể, mô hình thực nghiệm được mô tả như sau:
IMR it = β 0 + β 1 FD it + β 2 lnGRPPC it + β 3 lnHEPC it + β 4 HESE it + β 5 HESG it +
β 6 BEDP it + β 7 DOCP it + β 8 GEO it + β 9 FD t * GEO it + β 10 FER it + β 10 FER it +
β 11 URBAN it + v i + e it


Trong đó: i= 1,2,3….31 tỉnh trong mẫu và t=năm 1980, 1981, 1989, 1990, 2000 và
2003. Dữ liệu IMR của tỉnh năm 1981, 1990, 2000 là những dữ liệu điều tra dân số được
thu thập mười năm một lần còn những dữ liệu năm 1980, 1989 và 2003 được ước tính bởi
Cụ Thống kê Quốc Gia.
Biến phụ thuộc IMRit, được chọn như là chỉ số y tế cho mỗi năm và mỗi tỉnh để
đánh giá ảnh hưởng của sự phân cấp tài khóa và chi phí y tế công của chính quyền địa
phương.
Biến độc lập của lãi suất chính, FDi là phân cấp tài khóa được đo lường bởi 2 cách:
(1)là biến giả với giá trị 0 trước năm cải cách TSS 1994 và 1 sau cải cách; và (2) tỷ lệ chi
tiêu ngân sách địa phương bình quân đầu người trên tổng chi tiêu ngân sách trung ương

phương pháp đo lường từ khía cạnh chi tiêu nắm bắt tốt hơn mức độ tự chủ ngân sách của
địa phương. (2) tổng chi tiêu trung ương và chi tiêu địa phương như mẫu số của tỷ lệ cho
phép thay đổi mức độ phân cấp tài khóa đến 1 mức độ nào đó và (3) nó kiểm soát được sự
gia tăng dân số. Tỉ lệ này càng cao thì sự phân cấp tài khóa cho chính quyền địa phương
cấp tỉnh càng cao 4 Theo phương pháp này, chúng tôi xếp hạng 31 chính quyền địa
phương tỉnh từ năm 1980 đến 2003 bằng giá trị trung bình và thấy rằng tốp đầu là 6 chính
quyền địa phương cấp tỉnh là Tây Tạng, Thượng Hải, Bắc Kinh, Thiên Tân, Thanh Hải ,
Ninh Hạ, Tân Cương trong khi tốp cuối là Quý Châu, Giang Tay, Tứ Xuyên, Hồ Nam, An
Huy, Hà Nam. Những vùng dân tộc thiểu số ít người và 3 thành phố tự trị cũ có sự tự chủ
ngân sách địa phương cao nhất trong khi các khu vực nội địa có ít quyền tự do quyết định
ngân sách nhất.
lnGRPPCit là hàm logarit tự nhiên của GRP thực theo đầu người. Chúng tôi sử
dụng biến này để phân tích sự ảnh hưởng giảm sút của thu nhập vào IMR. Hệ số β2 được
giả định rằng một sự tăng lên trong thu nhập làm giảm β2 IMR.

5 Xem Halder (2007)

nghiên cứu toàn diện về những phương pháp đo lường sự phân cấp tài khóa


lnHEPCit, HESEit, và HESGit lần lượt là chi tiêu y tế theo đầu người, chi tiêu y tế
chia tổng chi tiêu, và chi tiêu y tế chia cho GRP danh nghĩa. Những biến này được kỳ
vọng là tương quan nghịch với IMRs. Chúng thể hiện những yếu tố đầu vào trực tiếp mà
thông qua các yếu tố đó FDit ảnh hưởng gián tiếp vào IMRit. Những ảnh hưởng gián tiếp
của FDit có thể bao gồm sự gia tăng những cơ sở vật chất y tế và nguồn vốn con người,
trong khi những ảnh hưởng trực tiếp có thể bao gồm, nhưng không giới hạn, các chương
trình y tế đa dạng hơn theo sự đa dạng trong sở thích của các địa phương, nhiều chương
trình giáo dục cho phụ nữ mang thai tương ứng với việc thực hiện trách nhiệm đối với
người dân địa phương và tiết kiệm chi phí trong việc chuyển những thông tin về ưu tiên
của y tế địa phương từ chính quyền cấp tỉnh đến chính quyền trung ương.

Giang, An Huy, Giang Tây, Hà Nam, Hồ Bắc, Hồ Nam, Sơn Tây, Tứ Xuyên, Quý Châu Vân Nam, Thiển
Tây, và Cảm Túc và “4” là 5 vùng dân tộc thiếu số tự trị - Nội Mông Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và
Tây Cương.


Cuối cùng, sai số v t là thay đổi khu vực cụ thể bất biến thời gian và e t là nhiễu
trắng.
Bảng 1 cung cấp toàn bộ số liệu thống kê các biến. IMR được xếp hạng từ 3,66 (
năm 2000 ở Bắc Kinh) tới 122 (năm 1981 của Tân Cương) với giá trị trung bình là trong
1000 trẻ được sinh ra thì có 32 người chết. Con số mức độ phân cấp tài khóa xếp hạng từ
0.33 đến khoảng 0.93 với trung bình là 0.63. chi tiêu vốn y tế theo đầu người từ 10 nhân
dân tệ đến 341 nhân dân tệ và trung bình là 49 nhân dân tệ. Tỷ lệ tăng dân số tự nhiên xếp
hạng từ -1.35 đến 23.57 với trung bình là 11. Tỷ lệ đô thị hóa xếp hạng từ 10 tới khoảng
82% và trung bình dao động khoảng 27%.
5. KẾT QUẢ
Kiểm định Wald chỉ ra rằng dữ liệu của chúng tôi phụ thuộc vào phương sai của sai
số thay đổi, kiểm định Wooldridge thì chỉ ra rằng có sự tương quan trong dữ liệu; chúng
tôi ước lượng sai số chuẩn bằng lệnh Robust trong mô hình OLS và sử dụng kỹ thuật
FGLS để loại bỏ sai số thay đổi tính tương quan của dữ liệu. URBANit là tỷ lệ dân thành
thị trên tổng mức dân số. Nó đại diện cho mức đô thị hóa và sự khác biệt trong IMR giữa
thành thị và các khu vực nông thôn, tỷ lệ có thể là một số âm.
Đầu tiên chúng tôi chạy mô hình hồi quy với sự phân cấp tài khóa được đo lường
bởi các biến giả. Sử dụng mô hình OLS với lệnh Robust, chúng tôi ước lượng tác động
thu nhập tới phân cấp tài khóa trong mô hình (i); sau đó thêm vào ba biến chi tiêu cho sức
khỏe: lnHEPCit, HESEit và HESGit trong mô hình (ii), giữa các biến này có thể tồn tại sự
đa cộng tuyến cao; Trong mô hình (iii) chúng tôi thêm vào 2 biến đầu ra: biến cơ sở vật
chất y tế được đại diện bởi BEDPit và biến nguồn nhân lực y tế được đại diện bởi DOCP it
trong mô hình (iv), bao gồm tất cả các biến kiểm soát khác: biến giả địa lý, giới hạn tương
tác phân quyền tài chính và biến giả địa lý, sự đô thị hóa và tỷ lệ sinh sản. Cuối cùng,
chúng tôi thêm kỹ thuật FGLS vào mô hình sau khi đã loại bỏ phương sai thay đổi và tính

measures:

(FD)

with

two

(Phân cấp tài khóa với hai cách đo lƣờng)

Mean

Std.

Min.

Max.

(Trung
bình)

Dev.

(Nhỏ
nhất)

(Lớn nhất)

3.66


0.93

182

7.50

1.32

5.31

10.76

178

3.60

0.74

2.27

5.83

178

0.20

0.18

0.02


46.30

186

2.65

0.90

1

4

5.35

-1.35

23.57

Biến giả FD (Trả giá trị “0” nếu trƣớc
1994 TSS, trả giá trị “1” nếu sau 1994 TSS)
FD ratio (defined as the ratio of per capita
provincial budgetary expenditures to the sum
of per capita central budgetary expenditures
and provincial budgetary expenditures)
Tỷ lệ FD (đƣợc xác định = Chi tiêu ngân
sách địa phƣơng bình đầu ngƣời chia cho chi
tiêu ngân sách TW+địa phƣơng)
Real Gross Regional Product per capita in log
form (lnGRPPC)
Logarit của sản phẩm quốc nội thực bình

Tỷ lệ đô thị hóa

182

0.27

0.17

0.09

0.82


Bảng 2: Kết quả hồi quy (Phân cấp tài khóa là biến giả)
Biến phụ thuộc: Tỉ lệ tử vong trẻ sơ sinh theo tỉnh hàng năm

(1) *** có ý nghĩa thống kê 1%, ** có ý nghĩa thống kê 5%, * 10%
(2) Số trong ngoặc đơn là độ lệch chuẩn của hệ số


(3) OLS (phương pháp bình phương nhỏ nhất) được ước tính với lựa chon ….
(4) FGLS được ước tính ….. và tự tương quan.
Điều này cho thấy từ cải cách TSS năm 1994, các chính quyền địa phương ở
Trung Quốc đã tập trung vào tăng trưởng kinh tế dựa trên GDP trong khi bỏ qua đời
sống cơ bản của người dân địa phương. Những lợi ích tiềm năng của phân cấp tài khóa
đã không được nhận ra như dự đoán của lý thuyết thông thường.
Bảng 2 cũng chỉ ra rằng mức thu nhập được thể hiện bằng GRP thực bình quân
đầu người, lnGRPPCit, đã dự kiến những dấu hiệu tiêu cực trong tất cả năm mô hình và
có ý nghĩa thống kê trong ba mô hình OLS đầu tiên và mô hình FGLS. Sau khi kiểm
soát các biến số khác từng bước, tác động tiêu cực của mức thu nhập trên tỷ lệ tử vong