LIỆU PHÂN QUYỀN TÀI CHÍNH CÓ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ CHĂM SÓC Y TẾ

1
LIỆU PHÂN QUYỀN TÀI CHÍNH CÓ CẢI THIỆN HIỆU QUẢ CHĂM SÓC Y TẾ
BẰNG CHỨNG THỰC NGHIỆM TẠI TRUNG QUỐC
Tóm tắt
Từ cuối những năm 1970, Trung Quốc đã thông qua một loạt các cải cách kinh tế, điều đã
dẫn đến sự thành công toàn diện của nền kinh tế.Việc cải cách Hệ thống phân phối thuế
(TSS), như một phần của chính sách phân quyền tài chính dần dần, được đề xuất vào năm
1994.Lý thuyết thông thường cho rằng sự phân quyền tài chính có thể dẫn đến những lợi
ích tiềm năng khác nhau, bao gồm việc tăng đáp ứng của chính quyền địa phương trong
việc cung cấp hàng hóa công.Tuy nhiên, rất ít nghiên cứu thực nghiệm kiểm tra tác động
của phân quyền tài chính đến kết quả sức khỏe ở Trung Quốc. Trong nghiên cứu này,
chúng tôi sử dụng tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh (IMR) như là một chỉ số về kết quả chăm sóc
sức khỏe và cung cấp một phép đo định lượng về tác động của phân quyền tài chính lên
tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở cấp chính quyền địa phương. Chúng tôi ước lượng phân quyền
tài chính theo cả 2 cách: như một biến giả và như một tỷ lệ, và ước lượng hàm tỷ lệ tử
vong trẻ sơ sinh bằng việc sử dụng cả cách tiếp cận bằng phương pháp bình phương nhỏ
nhất (OLS) và phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi dạng bảng
(FGLS). Chúng tôi thấy rằng, trái ngược với dự đoán của các lý thuyết thông
thường, phân quyền tài chính đã tạo ra một tác động bất lợi toàn diện đến IMR ở Trung
Quốc.
I. Giới thiệu:
Sống một cuộc sống lâu hơn và khỏe mạnh hơn đã trở thành lựa chọn hàng đầu và là mục
đích của phát triển con người (Chương trình Phát triển Liên Hợp Quốc, 1990-2008).
Trong số các biện pháp đo lường sức khỏe con người khác nhau, tuổi thọ của trẻsơ sinh
được coi là “thử nghiệm nhạy cảm nhất về những điều kiện sức khỏe” (Liu, Hsiao, và
Eggleston, 1999). Vì ở giai đoạn bắt đầu của cuộc sống, một trẻ sơ sinh dễ bị tổn thương
nhất.Do đó, tình trạng sức khỏe được cải thiện có thể có tác động tích cực sâu rộng trong
2
việc giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Blaxter (1981) và Sen (1998) lập luận rằng chất lượng
cuộc sống phụ thuộc rất nhiều vào chăm sóc sức khỏe, kiến thức y tế, và bảo hiểm
y tế.Họ cũng thấy rằng số liệu thống kê về tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh phản ánh tất cả những

vấn đề chính sách.Theo Chương trình Phát triển Liên Hợp Quốc (UNDP), tỷ lệ tử vong
trẻ sơ sinh (IMR) được định nghĩa là số ca tử vong trẻ sơ sinh trên 1.000 trẻ sinh sống
dưới một năm tuổi trong cùng một năm (UNDP, 1990-2008).Chỉ số này đã được sử dụng
rộng rãi để so sánh giữa các quốc gia và phân tích xu hướng các kết quả chăm sóc sức
khỏe.
Một số nghiên cứu đã cố gắng để kết hợp chăm sóc y tế với phân quyền tài chính (Asfaw,
Frohberg, James, và Jutting, 2007; Cantarero & Pascual, 2008; Duret, 1999; Uchimura &
Jutting, 2007).Trong lĩnh vực y tế, phân quyền tài chính đặc biệt đề cập đến việc phân
cấp nguồn lực tài chính và trách nhiệm chi tiêu cho y tế từ trung ương đến chính quyền
địa phương (Mills, Vaughan, Smith & Tabibzadeh, 1990).Lĩnh vực phân cấp này sẽ trở
thành mộtthành phần quan trọng của cải cách chính sách ở nhiều nước bao gồm
Trung Quốc, Ghana, Indonesia, Philippines, Uganda và Zambia. Sử dụng các
phương pháp khác nhau của việc phân cấp, các học giả thường thấy rằng phân quyền tài
chính cao hơn dẫn đến một IMR thấp hơn (Asfaw, Frohberg, James, và Jutting,
2007; Cantarero & Pascual, 2008; Duret năm 1999; Uchimura & Jutting, 2007). Tuy
nhiên, có rất ít nghiên cứu tìm hiểu tác động của phân quyền tài chính lên IMR ở Trung
Quốc.
Mục tiêu của nghiên cứu này là cung cấp một phép đo định lượng về tác động của phân
quyền tài chính lên IMR ở Trung Quốc bằng việc sử dụng dữ liệu của chính quyền địa
phương. Từ năm 1978 Trung Quốc đã chuyển từ một hệ thống tài chính tập trung thành
một hệ thống tài chính phân cấp.Sự thay đổi có hệ thống của một hệ thống phân quyền tài
chính xảy ra từ việc thông qua cải cách Hệ thống phân phối thuế (TSS)năm 1994.Đểnắm
bắt được tác động của việc cải cách TSS, chúng tôi phát triển một mô hình tổng quát
bằng cách sử dụng một tập dữ liệu toàn tỉnh dạng bảng cho giai đoạn 1980-2003 bao gồm
cả thời kỳ trước và sau TSS.Sử dụng một mô hình hàm sản xuất IMR, chúng tôi phân tích
3
cả các kênh trực tiếp và gián tiếp như thu nhập và cơ sở y tế. Với mục đích so sánh,
chúng tôi sử dụng hai biện pháp phân quyền tài chính: thứ nhất, chúng tôi xem cuộc cải
cách TSS năm 1994 như là một thử nghiệm tự nhiên và sử dụng một tác động qua lại
giữa một biến giả phân quyền tài chính và một biến giả vị trí địa lý để đánh giá ảnh

hưởng của việc phân quyền tài chính trên IMR trong các khu vực khác nhau; thứ hai,
chúng tôi đo lường mức độ phân quyền tài chính bằng cách sử dụng tỷ lệ chi ngân sách
bình quân đầu người của tỉnh trên tổng chi ngân sách trung ương bình quân đầu người và
chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người, được phát triển bởi Qiao, Martinez-Vazquez và
Xu (2008). Cả hai phương pháp này được phân tích thông qua phương pháp hồi quy bình
phương nhỏ nhất (OLS) và bình phương tối thiểu tổng quát khả thi dạng bảng (FGLS).
Có hai lý do chính để tập trung vào mối liên hệ giữa tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh và việc phân
quyền tài chính ở Trung Quốc:
-Trước hết, Trung Quốc đã đạt được tiến bộ đáng kể trong việc giảm IMR từ năm 1949
đến năm 1978, đó là thời kỳ kinh tế kế hoạch hóa với một mức thu nhập cá nhân thấp.
Với những cải cách năm 1978, nền kinh tế của Trung Quốc bắt đầu bùng nổ trong những
năm 1980 và duy trì tỷ lệ tăng trưởng cao- mức tăng trưởng trung bình khoảng 9% trong
Tổng sản phẩm quốc nội thực (GDP) trong suốt những năm 1990 cho đến thế kỷ 21.Theo
những quan điểm thông thường, phát triển kinh tế cao hơn sẽ tương ứng với việc giảm tỷ
lệ tử vong trẻ sơ sinh (Ngân hàng Thế giới, 1993). Tuy nhiên, ở Trung Quốc, tỷlệ tử vong
trẻ sơ sinh ở vào khoảng 29 trẻ sơ sinh tử vong trên 1.000 trẻ sinh sống từ cuối những
năm 1980 cho đến nay, và không thấy những cắt giảm thêm nữa ở quy mô lớn mặc dù
tăng trưởng kinh tế cao trong suốt khoảng thời gian đó (Liên Hiệp Quốc, 2005).
- Thứ hai, cải cách TSS năm 1994 tại Trung Quốc tái tập trung doanh thu ngân
sách chính phủ trong khi vẫn giữ phần lớn trách nhiệm chi tiêu y tế trên vai
của chínhquyền địa phương mà không có sự cung cấp hỗ trợ kinh phí đầy đủ từ chính
quyền trung ương. Lý thuyết thông thường của phân quyền tài chính dự đoán rằng chính
quyền địa phương sẽ đáp ứng tốt hơn nhu cầu của địa phương bao gồm chăm sóc sức
4
khoẻ sinh sản (Oates, 1993).Không giống như các chỉ tiêu y tế khác như tuổi thọ và tỷ lệ
bà mẹ tử vong, tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh có thể nhạy cảm hơn đối với các khoản đầu tư y
tế công cộng trong chi tiêu y tế của chính phủ. Theo Barker (1997), Wagstaff (2001), và
Case, le Roux, và Menendez (2004), chăm sóc sức khỏe trước khi sinh, đội ngũ và trang
thiết bị y tế đỡ đẻ, dinh dưỡng trẻ sơ sinh và vệ sinh công cộng là tất cả các kênh
mà 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 tiêu chăm sóc sức khỏe của chính phủ.Trách nhiệm gia tăng cùng
với sự tài trợ không đầy đủ ở cấp địa phương có thể góp phần 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 cốgắng để định lượng rằng liệu tốc độ phát triển kinh tế cao trong những
năm 1990 và đầu thế kỷ 21, cũng như việc phân quyền tài chính được đại diện bởi cải
cách TSS năm 1994 có ảnh hưởng đến tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở Trung Quốc hay không.
Nghiên cứu này dự kiến cải thiện các nghiên cứu hiện tạitheo nhiều cách. Đầu tiên, chúng
tôi sử dụng một bộ dữ liệu toàn tỉnh dạng bảng cho phép xem xét các tác động của các
biến không quan sát biến thiên theo thời gian. Thứ hai, chúng tôi đo lường chi phí y tế
trong tổng số tiền chi tiêu, như là % của tổng số chi tiêu chính phủ và như là một tỷ lệ
cho tổng sản phẩm khu vực danh nghĩa (GRP).Thứ ba, chúng tôi thêm vào một số các
biến kiểm soát như một biến giả khu vực, nguồn nhân lực y tế, cơ sở vật chất y tế, đô
thịhóa, và khả năng sinh sản. Cuối cùng, ngoài phương pháp biến giả truyền thống, chúng
tôi cũng đo mức độ phân quyền tài chính bằng cách sử dụng tỷ lệ chi ngân sách tỉnh bình
quân đầu người trên tổng bình quân đầu người của chi ngân sách trung ương và chi ngân
sách tỉnh.
Phần còn lại của bài viết được tổ chức như sau.Phần 2 mô tả một cách ngắn gọn hệ thống
phân phối chăm sóc sức khỏe Trung Quốc. Phần 3 khảo sát hàm sản xuất IMR và các
kênh có thể xảy ra thông qua đó tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh có thể được xác định. Phần 4
phát triển mô hình thực nghiệm và giới thiệu nguồn dữ liệu.Phần 5 báo cáo kết quả và
phần 6 đúc kết lại với những tác động chính sách và gợi ý cho nghiên cứu trong tương lai.
5
2. HỆ THỐNG Y TẾ TẠI TRUNG QUỐC
Trung Quốc có một hình thức thống nhất của chính phủ với năm cấp độ phân cấp bố trí
trong một mô hình kim tự tháp với chính quyền trung ương ở đỉnh, đến cấp địa phương
mà bao gồm các tỉnh, quận (bao gồm cả thành phố cấp tỉnh), huyện (bao gồm cả thành
phố cấp huyện), và chính quyền thị trấn. Chính phủ cấp tỉnh bao gồm 22 tỉnh, khu tự trị
dân tộc thiểu số năm dân tộc, và bốn thành phố trực tiếp quản lý bởi Hội đồng Nhà nước.
Nguồn dữ liệu: Sự phân chia dân số của Vụ Kinh tế và Xã hội của Ban Thư ký Liên Hợp
Quốc, Triển vọng dân số thế giới.

Là một phần của phúc lợi công cộng trong giai đoạn nền kinh tế kế hoạch từ năm 1949
đến 1978, sự cung cấp y tế được thiết kế đổi mới bởi chính quyền trung ương và được
thực hiện thành công bởi chính quyền địa phương. Các cấp thấp hơn cung cấp một hệ
thống y tế công cộng tại các đô thị và dựa chủ yếu vào các bác sĩ nông dân bán thời gian
(hoặc "bác sĩ chân đất") trong các khu vực nông thôn. Đào tạo và dịch vụ của các bác sĩ
chân trần được trợ cấp bởi chính quyền địa phương. Sidel và Sidel (1975) tóm tắt kiểu
này của hệ thống y tế như là một sự kết hợp của y học cổ truyền Trung Quốc và y học
phương Tây hiện đại: phòng ngừa, dùng nhiều lao động, hợp tác xã theo định hướng,
khối lượng dựa trên tập thể lao động, và chủ nghĩa quân bình. Hệ thống này đã được
chứng minh có hiệu quả trong đó nó nhanh chóng giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh từ hơn
200/1.000 ca sinh vào năm 1950 xuống còn khoảng 50 vào năm 1978, giảm khoản ba
phần tư trong độ lớn (xem hình 1). Tuổi thọ trung bình ở Trung Quốc đã tăng từ khoảng
35 vào năm 1949 lên khoảng 70 trong những năm 1980. Các điều kiện sức khỏe tổng thể
6
ở Trung Quốc cải thiện đáng kể và nhiều bệnh truyền nhiễm đã bị xóa bỏ trong vòng
chưa đầy 30 năm. Do thành tựu đáng kể, hệ thống này được công nhận là một mô hình y
tế cơ sở của Tổ chức Y tế Thế giới (WHO) tại Hội nghị Alma Ata năm 1978 (WHO,
2008).
Tuy nhiên, hệ thống y tế tập trung tương đối thành công này không tồn tại trong cuộc cải
cách kinh tế năm 1978, trong đó đẩy mạnh tìm kiếm lợi nhuận, tư nhân hóa, thương mại
hóa, và thị trường hóa trong lĩnh vực y tế. Tất cả các cơ sở y tế như Trung tâm kiểm soát
và phòng ngừa dịch bệnh (CDC) bây giờ phải chịu trách nhiệm về lợi nhuận và thua lỗ
của mình phù hợp với cải cách kinh tế mà không có hỗ trợ tài chính công hay bất kỳ loại
trợ cấp khác của chính phủ. Dịch vụ y tế bao gồm chăm sóc sức khỏe trẻ sơ sinh và tiêm
chủng được tính theo giá thị trường. Kết quả là, chi phí hệ thống dự phòng y tế thấp và
hợp tác xã theo định hướng trước đã bị giải thể và thay thế bằng một hệ thống y tế theo
hướng thị trường với giá tăng cao. Ít hơn một phần mười dân số Trung Quốc, phần lớn
trong số đó là công chức hoặc nhân viên trong doanh nghiệp nhà nước (DNNN), có bảo
hiểm y tế (Bertelsmann Stiftung, 2010).
Cùng với việc thị trường hóa y tế, dịch vụ và các tổ chức, chi phí y tế của chính phủ đã bị

thu hẹp gần một nửa. Như thể hiện trong hình 2, tổng kinh phí quốc gia về y tế bao gồm
ngân sách chi tiêu chính phủ, chi tiêu ngoài ngân sách chính phủ và chi tiêu cá nhân.
Trong số đó, phần chi tiêu ngân sách của chính phủ đã giảm từ khoảng 39% năm 1982
xuống khoảng 18% năm 2006, và chi tiêu ngoài ngân sách chính phủ cũng đã giảm từ
hơn 47% vào cuối năm 1970 còn 32% vào năm 2006. Ngược lại, chi tiêu cá nhân về y tế
đã tăng gấp đôi trong ba thập kỷ qua, từ khoảng 20% năm 1978 lên gần 50% vào năm
2006.
Sau khi cải cách 1994 TSS (Tax Sharing System), chi phí chăm sóc sức khỏe được dịch
chuyển từ chính quyền trung ương đến chính quyền địa phương. Chính quyền địa phương
theo đuổi mục tiêu tăng trưởng kinh tế GDP đang được thúc đẩy, với chi phí đầu tư y tế
công cộng. Dựa trên các quy định của chính phủ có liên quan, trách nhiệm chi tiêu y tế là
chịu trách nhiệm chung của Trung ương, tỉnh, huyện, và quận hạt của các chính quyền.
Trong thực tế, chi tiêu của chính phủ trung ương về y tế đã được giảm thiểu. Quyền cấp
tỉnh chính phủ, tỉnh và gánh nhiệm vụ. Cụ thể, chính quyền địa phương đã gánh chịu
97% chi phí chăm sóc sức khỏe trong những năm gần đây trong khi phần chính phủ trung
ương chỉ có 3%. Tuy nhiên, phần lớn doanh thu của chính quyền địa phương đã được sử
dụng để bắt đầu các dự án đầu tư xây dựng cơ sở hạ tầng quy mô lớn ngoài tài trợ chi phí
hành chính. Các quỹ còn lại dành cho chăm sóc sức khỏe là tối thiểu. Ngược lại với tỷ lệ
7
tăng trưởng trung bình 9% GDP danh nghĩa hàng năm, tổng chi phí chăm sóc sức khỏe
như là một tỷ lệ phần trăm của GDP danh nghĩa giảm-từ khoảng hơn 1% vào năm 1981
xuống còn dưới 1% trong năm 2006.
Hơn nữa, tỷ lệ chi phí y tế trong tổng chi tiêu chính phủ cũng giảm từ hơn 5% vào năm
1981 xuống dưới 5% vào năm 2006 (xem hình 3).
Do sự giảm chi tiêu chính phủ cho y tế và các thị trường hóa ngày càng tăng của các dịch
vụ y tế, hiệu suất tổng thể của chăm sóc sức khỏe không có gì ngạc nhiên khi giảm đi.
Chi phí chăm sóc sức khỏe giảm trực tiếp của chính phủ hạn chế sự tích tụ vốn chăm sóc
sức khỏe, có thể dẫn đến suy giảm kết quả chăm sóc sức khỏe như tình trạng trì trệ giảm
IMR (infant mortality rate – tỷ lệ tử vong ở trẻ em) trong những năm 1990 và những năm
2000. Trong một đánh giá công bằng y tế của WHO được tiến hành vào năm 2002, Trung

Quốc được xếp hạng 144 trong số 191 nước trên thế giới. Bên cạnh hiệu suất kém tổng
thể, sự chênh lệch trong chi phí chăm sóc sức khỏe cũng được mở rộng. Chi phí chăm sóc
sức khỏe của chính phủ đã chuyển từ nông thôn ra thành thị để đào tạo nhân viên y tế
chuyên nghiệp, mua thiết bị y tế nhiều vốn, và tài chính nghiên cứu y học tiên tiến.
Khoảng cách giữa thành thị và nông thôn trên chi phí chăm sóc sức khỏe ngày càng tăng
về 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 năm 1981 và sáu lần trong những năm 1990.
Qua những thử thách trong nhiều năm, Trung Quốc bây giờ đã cố gắng để nhận ra một hệ
thống chăm sóc sức khỏe toàn diện. Ở thành thị, nó được kết hợp từ các quỹ tích lũy xã
hội và tài khoản cá nhân với bảo hiểm tối thiểu bắt buộc y tế, bảo hiểm y tế bồi thường
của chủ doanh nghiệp, 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 với sự tài trợ chung của dân nông
thôn, chính quyền địa phương, và chính quyền trung ương.
Mặc dù những cải cách kinh tế năm 1978 đã mang lại tăng trưởng kinh tế đáng chú ý ở
Trung Quốc, việc cung cấp chăm sóc sức khỏe đã không nhìn thấy cải thiện nhiều. Giảm
IMR đã bị đình trệ sau năm 1980, như thể hiện trong hình 1. Trong khi đó, tuổi thọ vẫn
gần giống nhau từ 68 năm 1982 lên 69 năm 1993 (Hsiao & Liu, 1996). Hơn nữa, như
Bloom và Gu (1997) và Liu et al. (1999) báo cáo, hầu hết các chỉ số y tế là tốt hơn cho
người dân thành thị hơn cho người dân nông thôn sau khi cải cách kinh tế. Ví dụ, tỷ lệ tử
vong trẻ sơ sinh tại các khu vực đô thị đã được thống nhất giảm nhưng với tốc độ chậm
hơn so với tốc độ trước năm 1978 trong khi IMR trong khu vực nông thôn đã liên tục
tăng kể từ những năm 1990.
8
3. CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY
Tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh và tuổi thọ thường chọn là số đo mức độ sức khỏe tổng thể trong
nền văn học hiện nay. Ngược lại với tuổi thọ bị ảnh hưởng bởi sức khỏe cá nhân đầu tư,
tích lũy các yếu tố tích cực hay tiêu cực trong thói quen sống và sinh hoạt cá nhân của
một người, tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh bị ảnh hưởng nhiều bởi mức thu nhập, chi tiêu công,
và các cơ sở y tế địa phương. Theo đó, để định lượng các tác động của chi phí thu nhập

và chăm sóc sức khỏe công cộng, nghiên cứu này chỉ tập trung vào tỷ lệ tử vong trẻ sơ
sinh.
Tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh có thể là một kết quả của cả hai nguyên nhân trực tiếp và gián
tiếp. Nguyên nhân trực tiếp chủ yếu là bao gồm cả y tế (ví dụ như sự non nớt, chấn
thương sinh, bệnh di truyền và dị tật bẩm sinh) và các nguyên nhân mãn tính (như suy
dinh dưỡng, chăm sóc trước khi sinh, tính sẵn có của tất cả các loại vắc-xin, và nhiễm
trùng). Các nguyên nhân gián tiếp gây tử vong cho trẻ sơ sinh bao gồm các yếu tố xã hội,
kinh tế và môi trường được đưa bộc lộ hơn và nhạy cảm với nguyên nhân trực tiếp.
Những yếu tố này bao gồm, nhưng không giới hạn, mức thu nhập, sự phân phối thu nhập
, chi phí chăm sóc sức khỏe công cộng, vốn chăm sóc sức khỏe con người, vốn chăm sóc
sức khỏe vật chất, sự tham gia lực lượng lao động của phụ nữ, đô thị hóa, sự phân biệt
chủng tộc, ngôn ngữ, chất lượng quản trị, vệ sinh công cộng và các vấn đề khác đối phó
với cơ sở hạ tầng như tiếp cận với nước sạch và điện, và 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 các bác sĩ hoặc y tá cho mỗi một nghìn người) và vốn vật chất (ví dụ như số
giường bệnh trên một nghìn người) là chăm sóc sức khỏe đầu ra trực tiếp. Những tác
động tổng thể của phân quyền tài chính vào kết quả chăm sóc sức khỏe bao gồm ảnh
hưởng 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, vốn chăm sóc
sức khỏe được cải thiện.
Mặc dù lịch sử IMRs biến động với cuộc chiến tranh, nạn đói, dịch bệnh và khủng hoảng
xã hội, phúc lợi chung trong một xã hội cải thiện IMR của xã hội giảm. Do đó, các nước
giàu có xu hướng có một IMR thấp hơn so với những người nghèo.
Flegg (1982) tiến hành một nghiên cứu qua các quốc gia kém phát triển trong giai đoạn
1968-1972 và sử dụng OLS ước tính sự kiểm soát đối với bất bình đẳng thu nhập, tỷ suất
sinh nữ, tỷ lệ mù chữ của phụ nữ, và nguồn nhân lực y tế (đo bằng số bác sỹ trên 1.000
người và số lượng điều dưỡng trên 1.000 người). Kết quả cho thấy tác động của bình
quân đầu người GDP thực tế trên IMR là không có ý nghĩa thống kê, điều này cho thấy
mức thu nhập (đo bằng GDP thực tế bình quân đầu người) không phải là một yếu tố
quyết định trực tiếp của tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh và có thể ảnh hưởng đến tỷ lệ tử vong trẻ

sơ sinh chỉ gián tiếp thông qua các yếu tố như chăm sóc sức khỏe nguồn nhân lực. Trong
thực tế, sử dụng dữ liệu xuyên quốc gia của WHO năm 2004, Anand và Barnighausen
9
(2004) đã khẳng định mối quan hệ tích cực đáng kể giữa nguồn nhân lực y tế và giảm tỷ
lệ tử vong trẻ sơ sinh.
Các nghiên cứu trước cũng thấy rằng chi phí chăm sóc sức khỏe công cộng có tác động
tích cực đối với tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Ví dụ, Corman, Grossman, và Joyce (1987) sử
dụng tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh xuyên quận năm 1977 tại Mỹ và thấy rằng chương trình
chi tiêu y tế công cộng liên quan đến nghèo đóng một vai trò quan trọng trong việc giảm
tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Ngân hàng Thế giới (1995) cũng ghi nhận sự ảnh hưởng đáng kể
chi tiêu y tế công cộng về giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở các khu vực lạc hậu của
Philippines. Sử dụng dữ liệu nhân khẩu học và điều tra y tế từ hơn 60 quốc gia có thu
nhập thấp từ năm 1990 đến năm 1999, Wang (2003) thấy rằng tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở
nông thôn cao hơn đáng kể so với ở các khu vực đô thị. Một nghiên cứu gần đây của
Bokhari, Gai, và Gottret (2007) ước tính độ co giản của trẻ em dưới năm tuổi tử vong đối
với cả chi phí y tế và thu nhập của chính phủ có sử dụng kỹ thuật biến số công cụ và thấy
rằng tỷ lệ tử vong là bị ảnh hưởng bởi chi phí y tế của chính phủ nhưng không phải do
tăng trưởng kinh tế.
Mặt khác, một số nghiên cứu đã cho những kết quả đối lập. Ví dụ, Filmer và Pritchett
(1999) sử dụng Quỹ Nhi đồng Liên hợp quốc (UNICEF) và Ngân hàng Thế giới dữ liệu
xuyên quốc gia với ước lượng IV và thấy rằng những tác động của chi phí y tế công cộng
trên tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh đều không đáng kể về mặt thống kê và kinh tế. Musgrove
(1996) tổng kết rằng trong số các yếu tố quyết định tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh, biến thu
nhập luôn luôn là đáng kể trong khi thị phần chi phí chăm sóc y tế trong GDP, chi phí
chăm sóc y tế trong tổng chi tiêu của chính phủ, và phần chi tiêu chính phủ trong GDP
đều không đáng kể. Sử dụng một mẫu mặt cắt ngang chứa 117 quốc gia vào năm 1993 và
một mô hình điều chỉnh cho biến ngẫu nhiên, Zakir và Wunnava (1999) thấy rằng chi phí
chăm sóc y tế của chính phủ và những chia sẻ của GNP không đóng một vai trò trong
việc xác định tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Berger và Messer (2002) cũng cho rằng mối quan
hệ ngược giữa chi phí chăm sóc sức khỏe và giảm IMR bởi các nghiên cứu trước đó

không giữ dựa trên phân tích của họ về 1960-1992 dữ liệu trên 20 Tổ chức Hợp tác Kinh
tế và Phát triển (OECD) ước tính sử dụng OLS . Ngược lại, họ thấy sự gia tăng chi phí y
tế công cộng có liên quan với sự gia tăng IMRs. Ngoài ra, nghiên cứu của họ cho thấy sự
gia tăng bất bình đẳng thu nhập có liên quan đến tỷ lệ tử vong thấp hơn.
Liên quan đến tác động của phân quyền tài chính giảm IMR, một số nghiên cứu cho rằng
phân quyền tài chính có thể dẫn đến phản ứng và trách nhiệm tăng chính quyền địa
phương bằng cách cung cấp hàng hóa công cộng địa phương phù hợp với sở thích, chẳng
hạn như sáng kiến tiêm chủng cụ thể (Alesina & Spolaore năm 1997; Faguet, 2004;
Lockwood, 2002; Oates, 1972; Silverman, 1992). Hiệu ứng này được gọi là "hiệu quả
phân bổ." Seabright (1996), con trai và Pers- Tabellini (2000), và Hindriks và Lockwood
(2005) cho rằng phân quyền tài chính cũng có thể làm giảm tiền thuê chuyển hướng của
các đương nhiệm ra các khoản thu thuế. Hayek (1945) lập luận rằng việc cung cấp bởi
chính quyền địa phương liên quan đến sở thích của cư dân tiết kiệm chi phí truyền thông
10
tin từ chính quyền địa phương để chính quyền trung ương. Hiệu ứng này có liên quan đến
"hiệu quả sản xuất." Ví dụ, mục tiêu dân số có thu nhập thấp và chất dinh dưỡng có nguy
cơ trẻ sơ sinh, chương trình phúc lợi đặc biệt của địa phương như thực phẩm bổ sung,
giới thiệu dịch vụ chăm sóc sức khỏe và giáo dục dinh dưỡng cho phụ nữ mang thai có
thu nhập thấp có thể được 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, mức tăng thứ ba có
thể của phân quyền tài chính ở một nước lớn như Trung Quốc là nhiều chính quyền địa
phương có thể thử nghiệm với những cách khác của việc giảm IMR. Đây là loại có hiệu
lực có thể được gọi là phòng thí nghiệm hoặc "hiệu quả thử nghiệm" (Garzarelli, 2006;
Oates, 1999). Tất cả các công việc trên là tác động trực tiếp của phân quyền tài chính
giảm IMR. Có tồn tại cơ chế khác mà qua đó phân quyền tài chính có thể có tác động
gián tiếp đến IMR. Ví dụ, chuyển giao quyền lực tài chính có thể thay đổi cơ cấu chi phí
chăm sóc y tế địa phương, làm ảnh hưởng đến nguồn vốn địa phương chăm sóc 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 phân quyền tài chính có thể không trở thành hiện thực. Đầu tiên, khoảng

trống đáng kể của IMR giàu nghèo thành thị và nông thôn khu vực ở Trung Quốc có thể
được mở rộng trong bối cảnh mà cân bằng tài chính ngang không thể đạt được hoàn toàn
bằng chuyển trung tâm. Thứ hai, do thiếu nhân sự có tay nghề cao, thông tin, năng lực
quản lý, và thiết bị tiên tiến, lợi ích của địa phương cung cấp chăm sóc y tế có thể được
giảm giá đáng kể. Thứ ba, chính quyền địa phương nghèo cũng có thể xảy ra do các mối
nguy hiểm về đạo đức đi kèm với phân quyền tài chính như tham nhũng và quan liêu.
Điều này có thể là trường hợp, đặc biệt là đối với Trung Quốc vì nó không có một hệ
thống bầu cử dân chủ. Các quan chức địa phương có thể tham nhũng và quan liêu mà
không cần giám sát hoặc từ chính quyền trung ương do phân cấp hoặc từ người dân do sự
vắng mặt của một cơ chế biểu quyết. Ngoài ra, ngay cả với sự hiện diện của hiệu quả sản
xuất và phân bổ từ phía cầu, hình thức này có thể được hiệu quả chống lại bởi không hiệu
quả việc cung cấp địa phương do thiếu nền kinh tế của quy mô và phạm vi (Prud'homme,
1995; Tanzi, 1996).
Bên cạnh các cuộc thảo luận lý thuyết, bằng chứng thực nghiệm về tác động của phân cấp
ngân sách về y tế cũng là hỗn hợp. Sử dụng số liệu của các quốc gia cả thu nhập thấp và
thu nhập cao cho giai đoạn 1970-1995 với OLS và ước lượng cố định có hiệu lực,
ROBALINO, Picazo, và Voetberg (2001) tìm thấy một tác động đáng kể của phân quyền
tài chính về giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh. Họ nói thêm rằng hiệu ứng này cũng có mặt
ngay cả trong môi trường tham nhũng cao. Một nghiên cứu của Trung Quốc bởi
Uchimura và Jutting (2007), sử dụng một bảng dữ liệu cấp huyện, cũng cho thấy rằng các
hạt phân cấp về tài chính hơn có IMRs thấp hơn nếu họ có một hệ thống chuyển giao hoạt
động tốt giữa các chính quyền địa phương và khả năng ngân sách địa phương tăng cường.
Tuy nhiên, nghiên cứu này không kiểm soát các yếu tố như chi phí y tế, nguồn nhân lực y
tế, chăm sóc sức khỏe hoặc tài sản vật chất đã được bao gồm trong hầu hết các nghiên
11
cứu trước đó IMR chức năng sản xuất. Ngoài ra, Asfaw et al. (2007) sử dụng IMRs nông
thôn ở 14 bang ở Ấn Độ từ năm 1990 đến năm 1997 và tài liệu phân quyền tài chính đóng
một vai trò quan trọng về mặt thống kê trong việc giảm IMR nông thôn.
Chống lại những phát hiện trên, Tang và Bloom (2000) trình bày một nghiên cứu trường
hợp của một quận nghèo ở nông thôn ở Trung Quốc và tìm thấy ít bằng chứng cho thấy

phân cấp ngân sách triệt để dẫn đến kết quả chăm sóc sức khỏe tăng lên. Nghiên cứu của
họ cảnh báo chống lại nỗ lực để thực hiện phân cấp triệt để mà không giải quyết khó
khăn tài chính địa phương hoặc sự yếu kém trong năng lực quản lý của địa phương.
Guldner (1995) cũng nói rằng phân cấp trong chăm sóc sức khỏe mà không có hướng có
thể ảnh hưởng hiệu quả của hệ thống y tế và phá hoại việc thực hiện các ưu tiên quốc gia
dựa trên phân tích trường hợp của Việt Nam. Trong thực tế, Green và Collins (1994)
nhấn mạnh rằng cho chăm sóc sức khỏe ban đầu, phải có một mức độ tập trung trong
phân bổ nguồn lực và lập kế hoạch và hình thức đề xuất phân cấp không nên cản trở
chính sách của vốn chủ sở hữu.
4. PHƯƠNG PHÁP
Theo lý thuyết thông thường, chúng tôi đề xuất giả thuyết sau đây: phân cấp quản lý tài
chính làm giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh ở Trung Quốc.
Hầu hết các nghiên cứu trước đây về các yếu tố quyết định của IMR là một trong hai
nước được nghiên cứu hoặc nghiên cứu trường hợp chéo trong nước lựa chọn. Không có
nghiên cứu đã khám phá dữ liệu chuỗi thời gian ở cấp chính quyền địa phương ở Trung
Quốc. Chúng tôi sử dụng một mô hình ước tính bảng sử dụng cũng như hồi quy OLS để
kiểm tra kết quả chăm sóc sức khỏe trên 31 chính phủ cấp tỉnh ở Trung Quốc. Dữ liệu
được thu thập từ Cục Thống kê quốc gia Trung Quốc từ năm 1980 đến
2003.
Cụ thể, mô hình thực nghiệm được quy định như sau:
IMR
it
= P
0
+ P
1
FD
it
+ p
z

lnGRPPC
it
+ P
3
lnHEPC
it
+ {3
4
HESE
it
+ P
s
HESG
it
+ P
6
BEDP
it
+
f3
7
DOCP
it
+ f3
8
GEO
it
+ $
9
FD

t
* GEO
it
+
(1)
trong đó i = 1, 2, 3 , 31 tỉnh trong mẫu, và t = năm 1980, 1981, 1989, 1990, 2000
và năm 2003 Dữ liệu năm 1981, 1990 và 2000 IMR tỉnh là dữ liệu điều tra dân số
được thu thập khoảng mười năm trong khi số liệu cho năm 1980, năm 1989 và 2003
được ước tính của Cục Thống kê quốc gia.
12
Biến phụ thuộc, IMRit, được chọn là chỉ số y tế cho từng năm, từng tỉnh để đánh giá
những tác động của phân quyền tài chính và chi tiêu y tế công cộng của chính quyền
địa phương.
Biến độc lập quan tâm chính, FDit, là phân quyền tài chính đo theo hai cách: (1) một giả
mà có 0 trước năm 1994 cải cách TSS và 1 sau khi cải cách; và (2) tỷ lệ bình quân đầu
người chi ngân sách tỉnh với tổng bình quân đầu người chi ngân sách trung ương và chi
ngân sách bình quân đầu người của tỉnh, được sử dụng trong Qiao, Martinez Vazquez &
Xu (2008). Nếu phân quyền tài chính cải thiện phản ứng chính quyền địa phương, p1 là
hình dung tiêu cực. Chúng tôi so sánh kết quả từ các mô hình sử dụng hai biện pháp phân
quyền tài chính khác nhau.
Cần lưu ý rằng các phép đo phân quyền tài chính nhiều hơn nữa gây tranh cãi và khó
khăn hơn các chính sách riêng của mình, đặc biệt là trong trường hợp của Trung Quốc.
Như đã chỉ ra bởi Ebel và Yilmaz (2002), trong ý nghĩa của việc phân cấp, chính quyền
địa phương phải có các cơ quan thuế "nguồn riêng". Dựa trên định nghĩa này, các biện
pháp thích hợp nhất sẽ là phần tổng doanh thu của tỉnh (bao gồm cả các khoản trợ cấp và
các khoản thu khác chuyển từ chính quyền trung ương) từ nguồn thu của mã nguồn của
tỉnh. Akai và Sakata (2002) áp dụng biện pháp này trong nghiên cứu cắt ngang nhà nước
của họ về phân cấp quản lý tài chính ở Mỹ Thật không may, ở Trung Quốc, không có
chính phủ địa phương có thẩm quyền này để áp đặt một khoản thuế mới, cũng không có
quyền tự quyết để thay đổi mức thuế suất hiện hành.

Ngoài ra, một dòng chảy phức tạp của tỉnh thu như doanh thu chia sẻ, nguồn thu từ thuế
chiết khấu, doanh thu chuyển giao và các khoản thu mở rộng ngân sách phức tạp thêm
các nguồn thu ở cấp địa -chính phủ quốc gia (Qiao, et al., 2008). Vì vậy, hầu hết các
nghiên cứu phân cấp ngân sách về Trung Quốc tập trung vào các biện pháp từ phía chi
tiêu. Theo logic từ các nghiên cứu xuyên quốc gia sử dụng tỷ lệ chi tiêu chính phủ địa
phương để chi tiêu chính phủ trung ương, phân cấp quản lý tài chính ở cấp tỉnh phải
được đo theo tỷ lệ chi phí trực tiếp của tỉnh để chi tiêu trung tâm tại tỉnh. Tuy nhiên, các
dữ liệu cho các chi tiêu chính phủ trung ương ở mỗi tỉnh ở Trung Quốc là không có sẵn
(Lin & Liu, 2000).
Zhang và Zou (1998) sử dụng tỷ lệ chi phí tỉnh để chi tiêu trung tâm như một biện pháp
phân quyền tài chính ở cấp tỉnh, trong đó đã nhận được những lời chỉ trích do mẫu số
chung.
13
Với những nhận xét này, chúng tôi làm theo Qiao, et al. (2008) và sử dụng các tỷ lệ chi
ngân sách bình quân đầu người của tỉnh với tổng bình quân đầu người chi ngân sách
trung ương và chi ngân sách bình quân đầu người của tỉnh như một biện pháp phân
quyền tài chính. Mặc dù không hoàn hảo, biện pháp này có giá trị sau đây: (1) các biện
pháp từ phía chi tiêu tốt hơn nắm bắt được mức độ tự chủ tài chính địa phương; (2) tổng
chi phí trung ương và kinh phí của tỉnh như là mẫu số của tỷ lệ cho phép biến đổi phân
cấp một mức độ nào; và (3) nó điều khiển cho người dân. Cao hơn tỷ lệ này, các tài
chánh hơn phân cấp chính quyền cấp tỉnh. Theo biện pháp này, chúng tôi xếp hạng 31
chính quyền cấp tỉnh 1980-2003 bởi giá trị trung bình và thấy rằng sáu chính quyền cấp
tỉnh phân cấp hàng đầu là Tây Tạng, Thượng Hải, Bắc Kinh, Thiên Tân, Thanh Hải,
Ninh Hạ và Tân Cương trong khi phía dưới sáu là Quý Châu, Giang Tây , Tứ Xuyên, Hồ
Nam, An Huy và Hà Nam. Các dân tộc thiểu số khu vực dân cư và ba thành phố cũ được
quyền tự chủ tài chính địa phương, trong khi hầu hết các khu vực nội địa có quyền quyết
định tài chính nhất.
lgNGRPPC
it
là hình thức đăng nhập tự nhiên của GRP thực bình quân đầu người. Chúng

tôi sử dụng này Vari-có khả năng chụp ảnh hưởng suy giảm thu nhập trên IMR. Các hệ
số p2
được giả định là tiêu cực cho thấy sự gia tăng thu nhập làm giảm IMR với tốc độ giảm.
lnHEPC
it
,, HESE
it
, và HESG
it
là chi phí y tế bình quân đầu người, tỷ lệ chi tiêu y tế trong
tổng chi tiêu, và chia sẻ chi phí y tế trong danh GRP, tương ứng. Các biến này được dự
kiến sẽ có tương quan nghịch với IMRs. Họ đại diện cho đầu vào trực tiếp mà thông qua
đó FDit có thể có ảnh hưởng gián tiếp IMRit. Các tác động gián tiếp của FDit có thể bao
gồm chăm sóc sức khỏe cơ sở vật chất và vốn con người nhiều hơn chương trình giáo
dục dành cho phụ nữ mang thai tăng lên, trong khi tác động trực tiếp có thể bao gồm,
nhưng không giới hạn, các chương trình chăm sóc sức khỏe đa dạng hơn đáp ứng sở
thích đa dạng hóa địa phương, trong việc đáp ứng trách nhiệm giải trình với người dân và
tiết kiệm chi phí trong việc truyền thông tin ưu tiên y tế địa phương từ chính quyền địa
phương để chính quyền trung ương.
BEDPit và DOCPit là số giường bệnh và các bác sĩ trên 10.000 dân đo chăm sóc sức
khỏe vốn vật chất và vốn con người, tương ứng. Cả hai hệ số P6 và p7 dự kiến sẽ được
tiêu cực. Các biến này là kết quả của chi tiêu chăm sóc sức khỏe mà có thể tạo thành
nguyên nhân gián tiếp của IMRit và có thể liên quan chặt chẽ với nguyên nhân mãn tính
của IMRit như chăm sóc em bé và giao hàng chăm sóc sức khỏe trước khi sinh.
GEOit là một vị trí địa lý giả. Bốn "siêu" thành phố được trực tiếp quản lý bởi Hội đồng
Nhà nước - Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải, và Trùng Khánh - được phân công 1; tám
14
tỉnh ven biển trong đó có Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc
Kiến, Quảng Đông, Hải Nam và được giao nhiệm vụ 2; 13 tỉnh nội địa 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, Cam Túc và được giao nhiệm vụ 3; và năm
dân tộc thiểu số dân cư khu tự trị dân tộc - Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và
Tân Cương có mối giao 4 Như trong hình 5, trên trung bình, IMRs cho các khu vực nội
địa và tự trị là hai nếp gấp cao hơn so với vùng ven biển khu vực và bốn siêu đô thị.
Weng và Wang (1993) cũng thấy rằng IMR cao hơn khoảng 50% dân tộc thiểu số so với
những người Hán, dân tộc lớn nhất ở Trung Quốc. Vì vậy, p8 được đưa ra giả thuyết là
dương tính.
* FDT GEOit là sản phẩm tương tác của các phân cấp giả và giả khu vực. Cùng với
GEOit, chi tiêu công được phân tích thành hai khía cạnh: thay đổi thời gian cụ thể và
hiệu quả khu vực cụ thể, GEOit,, ngụ ý các khía cạnh chung khu vực cố định; và phân
cấp quản lý tương tác hiệu quả khu vực tài chính, FDT * GEOit, đại diện cho các phản
ứng từ chính quyền địa phương trong nội địa và khu vực tự trị dân tộc sau khi phân cấp
quản lý tài chính.
Ferit là tỷ lệ tăng dân số tự nhiên (ví dụ, tốc độ tăng trưởng dân số trừ đi tỷ lệ tử vong)
được sử dụng như là một proxy cho tỷ suất sinh. Dự kiến cao hơn tỷ lệ khả năng sinh
sản, cao hơn các IMR.
Figure 5. Average IMRs for four groups of provinces or province-level regions
60
Average IMR from 1980-2003 for different geographical locations in China
50
Geographical location dummy
Ghi chú: Vị trí địa lý giả "^ đại diện cho bốn thành phố được trực tiếp quản lý bởi Hội
đồng Nhà nước - Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải và Trùng Khánh; "2" đại diện cho
30
20
10
I
15
tám tỉnh ven biển trong đó có Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang,
Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam; "3" đại diện cho mười ba tỉnh nội địa 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; và "4" đại diện cho dân tộc thiểu
số năm khu tự trị dân tộc - Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương.
Cuối cùng, các điều khoản lỗi ui là cú sốc cụ thể khu vực thời gian không thay đổi và
thuế TNDN là tiếng ồn trắng.
Bảng 1 cung cấp số liệu thống kê tóm tắt của các biến. Các IMRs dao động từ 3,66 (năm
2000 của Bắc Kinh) với khoảng 122 (năm 1981 của Tân Cương) với giá trị trung bình
của 32 trường hợp tử vong trên 1.000 trẻ đẻ sống. Mức độ số của phân quyền tài chính
dao động từ 0,33 đến 0,93 về với trung bình chi phí chăm sóc sức khỏe 0.63.The mỗi
phạm vi quân đầu người từ khoảng 10 nhân dân tệ đến 341 nhân dân tệ và trung bình ở
mức 49 nhân dân tệ. Tỷ lệ tăng dân số tự nhiên khoảng từ -1,35 đến 23.57 với trung bình
của 11. phạm vi tỷ lệ đô thị hóa từ 10 đến 82% và trung bình của nó là khoảng 27%.
5. Kết Quả
Khi kiểm định Wald điều chỉnh dữ liệu của chúng tôi cho thấy rằng có thể HETE-
roskedasticity và kiểm tra Wooldridge cho tương quan trong bảng dữ liệu sự tồn tại của
mối liên hệ nối tiếp trong dữ liệu của chúng tôi, chúng tôi ước tính sai số chuẩn với các
tùy chọn mạnh mẽ trong các mô hình OLS và sử dụng bảng kỹ thuật FGLS điều chỉnh
cho heteroskedasticity và bảng đặc trưng AR (1) tự hồi quy.
URBAN
it
được định nghĩa là tỷ lệ dân số đô thị trên tổng dân số. Nó đại diện cho mức độ
đô thị hóa và thể hiện sự khác biệt của IMR giữa khu vực đô thị và nông thôn với khả
năng dấu của β
11
là âm.
Đầu tiên chúng tôi chạy hồi quy với biến phân cấp tài chính được đo bằng một biến giả.
Sử dụng phương pháp OLS với những chọn lựa mạnh mẽ, chúng tôi ước tính tác động
của thu nhập và phân cấp quản lý tài chính trong mô hình (i); và sau đó thêm ba biến chi
tiêu cho sức khỏe là: lnHEPC
it

, HESE
it
, và HESG
it
vào trong mô mình (ii), lúc này hiện
tượng đa cộng có thể xuất hiện là cao; trong mô hình (iii), chúng tôi thêm vào biến đầu ra
chi tiêu sức khỏe là: biến chăm sóc sức khỏe thể chất đại diện bởi BEDP
it
và biến chăm
sóc sức khỏe nhân lực ký hiệu DOCP
it
; trong Model (iv), đã bao gồm tất cả các biến điều
khiển khác: biến giả về địa lý, tương tác giữa phân cấp quản lý tài chính và biến giả về
địa lý, đô thị hóa, và tỷ lệ sinh. Cuối cùng, chúng tôi áp dụng bảng điều khiển kỹ thuật
FGLS với mô hình sau khi điều chỉnh cho heteroskedasticity và bảng điều khiển cụ thể
AR (1) tương quan. Phương pháp FGLS có lợi thế hơn một mô hình hiệu ứng cố định
trong trường hợp không quan sát được, không đồng nhất thời gian bất biến, giả định của
16
mô hình ảnh hưởng cố định không nhất thiết phải áp dụng đối với các tỉnh khác nhau, vì
các mục tiêu của chính quyền địa phương ở các vùng khác nhau có những thay đổi
(WHO, 2008).
Trái với dự đoán của chúng tôi, như thể hiện trong Bảng 2, phân cấp tài chính đại diện
bởi các cải cách TSS năm 1994, FD
it
, đã làm tăng tỷ lệ tử vong tự nhiên của trẻ sơ sinh.
Với dấu hiệu tích cực trong từng mô hình OLS và mô hình FGLS được ước lượng tại
mức ý nghĩa 1% hoặc 5%. Sư thêm vào các biến liên quan đến sức khỏe, liên quan đến
các biến đầu ra chi phí y tế và các biến độc lập khác được thêm vào ở từng bước (hồi quy
từng bước) không ảnh hưởng lớn và ý nghĩa cho sự tác động của biến FD
it

's đến IMR
it
ở
hầu hết (Efroymson, 1960 ). Với kết luận tất cả các biến kiểm soát (độc lập) và những thứ
khác tương đương, cải cách TSS làm tăng thêm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh khoảng 24
trên 1.000 ca sinh với trẻ dưới một tuổi và được tính theo một năm, Nó không những có ý
nghĩa thống kê ở mức 1% mà còn tích cực cả về ý nghĩa kinh tế và xã hội học. May mắn
thay, sau khi kiểm soát heteroskedasticity và bảng đặc trưng AR (1) tự hồi quy, ảnh
hưởng bất lợi này của FD
it
lên IMR
it
được giảm xuống còn khoảng 13,vẫn có ý nghĩa
thống kê ở mức 1%.
17
18
Điều này ám chỉ rằng việc cải cách TSS năm 1994, chính quyền địa phương ở Trung
Quốc đã tập trung vào tăng trưởng GDP trong khi bỏ qua đời sống của cư dân địa
phương. Lợi ích tiềm năng của việc phân quyền tài chính đã không được nhận ra như dự
đoán từ lý thuyết phân quyền thông thường.
Bảng 2 cũng chỉ ra rằng mức độ thu nhập, đại diện bởi GRP thực bình quân đầu người,
lnGRPPC
it
, kỳ vọng có dấu âm trong tất cả 5 mô hình và có ý nghĩa thống kê trong 3 mô
hình OLS đầu tiên và mô hình FGLS. Sau khi lần lượt kiểm soát các biến khác lần lướt
từng bước, tác động ngược chiều của mức thu nhập đối với tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh đã
19
giảm, nhưng vẫn còn ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình FGLS và 3 mô hình
OLS. Điều này cho thấy mức thu nhập vẫn góp phần vào vấn đề giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ
sơ sinh mặc dù ảnh hưởng này có thể được bù đắp bởi các biến đầu vào chi phi y tế và

các biến đầu ra chi phí kinh tế như đã nêu ở trên.
Chi phí chăm sóc y tế bình quân đầu người, lnHEPC
it
, có dấu hiệu pha trộn nhưng không
có ý nghĩa thống kê. Tỷ lệ chi phí y tế trong tổng chi êu: HESE
it
và tỷ lệ chi phí y tế trong
GRP danh nghĩa, HESG
it
, có dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trong mô hình
OLS lẫn FGLS. Chỉ có một ngoại lê là ước lượng HESE
it
trong mô hình FGLS lại mang dấu
âm trong tỷ lệ chi phí chăm sóc y tế công cộng trong tổng chi êu công (hay là tổng sản
phẩm trong khu vực) có liên quan đến sự gia tăng tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh. Điều này
nhắc lại một phần nghiên cứu xuyên quốc gia của Berger và Messer (2002).
Để khám phá tác động gián tiếp của FD
it
đến IMR
it
thông qua chi tiêu y tế, chúng tôi sử
dụng lnHEPC
it
như là biến độc lập và hồi quy theo FD
it
và lnGRPPC
it
, và sau đó thu được
được giá trị dự đoán, . Kết quả được chỉ ra ở phương trình dưới:
lnHEPC

it
= -2.05 - 1.39 FD
it
+ 0.81 lnGFPPC
it
(2)
(0.23) (0.12) (0.03)
n = 178, R
2
= 0.71.
Trong ngoặc đơn là sai số chuẩn mạnh.
Sau đó chúng tôi chạy mô hình ở phương trình (1), bao gồm cả giá trị dự đoán, ,
và thu được hệ số của . Kết quả được chỉ ra ở phương trình bên dưới:
IMR
it
= 23.05
- 7.02
+ X’s (3)
(10.18) (2.62)
20
n = 172, R
2
= 0,62.
Ảnh hưởng tổng hợp của FD
it
lên IMR
it
là tổng các tác động trực tiếp, hệ số của FD
it
trong mô hình chính (iv) và tác động gián tiếp, hệ số của FD

it
trong phương trình (2) và
hệ số của trong phương trình (3). Và bằng:
24.13+(-1.39)*(-7.02) = 33.89
Cả 3 ước lượng này đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này củng cố tác động
tích cực của phân quyền tài chính đến tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh, bằng tác động trực tiếp
và tác động gián tiếp thông qua chi phí y tế.
Ngoài ra, cơ sở vật chất bình quân đầu người BEDP
it
không kỳ vọng mang dấu dương và
có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trong mô hình (iv) và 1% trong mô hình FGLS. Kết quả
ngạc nhiên này có thể giải thích bởi giả thuyết phụ thuộc: tăng cơ sở vật chất y tế làm
tăng sự phụ thuộc của người dân vào chúng để duy trì sức khỏe và bỏ mặc chế độ dinh
dưỡng và các yếu tố quan trọng khác trong cuộc sống (Sidel & Sidel, 1975). Một khả
năng giải thích khác là tỷ lệ tối ưu giường bệnh giành cho trẻ sơ sinh rất thấp so với sự
gia tăng giường bệnh bởi vì đa số trẻ sơ sinh ở Trung Quốc được chăm sóc ở nhà. Biến
cán bộ y tế bình quân đầu người, DOCP
it
, được kỳ vọng mang dấu âm mặc dù nó chỉ có ý
nghĩa thống kê ở mức 10% và chỉ ở mô hình OLS (iii).
Biến địa lý GEO
it
được kỳ vọng mang dấu dương. Hệ số của biến giả địa lý 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 chỉ ra rằng tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh ở phía tây và vùng đảo cao hơn so
với khu vực phía đông phát triển của Trung Quốc. Sự tương tác của phân quyền tài chính
và biến giả địa lý FD
t
*GEO
it

có dấu hiệu hỗn hợp nhưng không biến nào có ý nghĩa
thống kê.
Tỷ lệ sinh, FER
it
, xấp xỉ bới tỷ lệ tăng dân số tự nhiên, kỳ vọng mang dấu dương nhưng
không có ý nghĩa thống kê. Có thể vì tốc độ tăng dân số tự nhiên là một biến đại diện yếu
của tỷ lệ sinh.
Tỷ lệ đô thị hóa, URBAN
it
, có dấu âm như kỳ vọng của Weng và Wang (1993) và sự tác
động có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trong mô hình OLS và 10% trong mô hình FGLS.
Điều này gợi ý rằng sự khác biệt trong kết quả chăm sóc y tế giữa khu vực đô thị và nông
thôn vẫn còn khá lớn.
21
Bảng 3 cho thấy kết quả của hồi quy OLS và FGLS sử dụng phân quyền tài chính đo
lường bằng tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh đối với tổng chi tiêu
ngân sách bình quân đầu người của trung ương. Một lần nữa, phân quyền tài chính có dấu
dương trong tất cả mô hình và có ý nghĩa thống kê ở mức 1, 5 và 10% trong tất cả mô
hình OLS, nhưng lại không có ý nghĩa trong mô hình FGLS.
Để khám phá tác động của phân quyền tài chính đo lường bằng tỷ lệ IMRs thông qua chi
phí y tế, chúng tôi theo quy trình tương tự ở trên và hồi quy lnHEPC
it
theo FD
it
và
22
lnGRPPC
it
, có được kết quả dự đoán cho lnHEPC
it

, thế vào mô hình gốc OLS (iv) với đầy
đủ tất cả các biến khác và tính toán tác động tổng quát của FD
it
lên IMR
it
như sau:
85.84 + (4.38)*(-1.33) = 80.01
Một lần nữa, tác động tổng quát của FD
it
lên IMR
it
vẫn dương và mức độ thể hiện dương
này thậm chí còn lớn hơn kết quả có được bằng cách đo lường biến giả.
Ước lượng GRP thực bình quân đầu người có dấu âm và có ý nghĩa thống kê cho mô
hình (i) trong khi mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mô hình (ii) và (iii). Kết quả
có vẻ mâu thuẫn này có thể liên quan đến ước lượng về chi phí y tế bình quân đầu người.
Với việc lượng hóa phân quyền tài chính, chi phí y tế bình quân đầu người có kỳ vọng
âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong tất cả các mô hình. Tác động gây ra bởi chi
phí y tế này có thể là tác động gián tiếp của GRP thực bình quân đầu người lên sự giảm
tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh thông qua chi phí chăm sóc y tế. Điều này cũng giống như kết
luận của chúng tôi về nhân tố thu nhập ở trên: tác động suy giảm dần biến thu nhập lên tỷ
lệ tử vong ở trẻ sơ sinh là do sự tương quan của biến đầu vào chi phí y tế và biến đầu ra
chi phí y tế. Hai tỷ số tương quan chi phí y tế khác, HESE
it
và HESG
it
, rất giống với ước
lượng ở Bảng 2. Tỷ lệ chi phí chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu công và tổng thu
nhập càng cao thì liên quan đến tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh càng cao. Đây có thể là một
vòng luẩn quẩn của các quốc gia nghèo.

BEDP
it
và DOCP
it
có kết quả tương tự ở bảng 2. GEO
it
có dấu dương nhưng không có ý
nghĩa thống kê thậm chí ở mô hình FGLS. FD
t
*GEO
it
, FER
it
và URBAN
it
có ước lượng
tương tự và dấu như đã chỉ ra ở Bảng 2.
Hơn nữa, theo quan điểm nội suy tiềm năng của biến thu nhập, ước lượng biến công cụ
cũng được áp dụng với phương pháp tổng quát hóa thời điểm (GMM) sử dụng ma trận
trọng số hiệp phương sai không đồng nhất làm mạnh tiêu chuẩn (không nêu ra ở đây).
Phân quyền tài chính đo bằng biến giả có cùng dự đoán về dấu và cũng có ý nghĩa về
thống kê và kinh tế. Trong kiểm định nội suy tiềm năng của GRP thực bình quân đầu
người, chúng tôi không thể loại bỏ giả thuyết Null là biến thu nhập có thể giả định ngoại
sinh.
6. KẾT LUẬN
Các nghiên cứu trước, kiểm tra xem chính quyền địa phương ở Trung Quốc đang trở nên
đáp ứng tốt hơn nhu cầu chăm sóc y tế địa phương sau khi phân quyền tài chính đại diện
bởi các cải cách 1994 TSS. Những phát hiện này đối lập với dự đoán của các lý thuyết
23
thông thường của phân quyền tài chính và bằng chứng thực nghiệm được trình bày trong

nhiều nghiên cứu trước đây. Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng phân cấp ngân sách đã
đóng một tác động bất lợi tổng thể trong việc giảm IMRs ở Trung Quốc, hoặc là với một
biện pháp giả hoặc một phương pháp tỷ lệ.
Chúng tôi cũng thấy rằng mức thu nhập đóng một vai trò trong việc làm giảm tỷ lệ tử
vong trẻ sơ sinh và có thể được giả định ngoại sinh trong các chức năng sản xuất IMR.
Tuy nhiên, hiệu ứng thu nhập có thể suy giảm sau khi kiểm soát cho các biến liên quan
đến thu nhập khác như chi phí y tế bình quân đầu người. Sự chia sẻ của chi phí y tế trong
tổng chi tiêu công và tổng sản phẩm khu vực có ảnh hưởng xấu về giảm tỷ lệ tử vong trẻ
sơ sinh. Đô thị hóa có những tác động dự kiến như dự đoán của các nghiên cứu trước. Sự
gia tăng về chi phí chăm sóc sức khỏe thể chất thì có liên quan tích cực đến việc IMRs
trong khi đó nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe có liên quan đến tiêu cực với IMRs.
Nghiên cứu này có ý nghĩa chính sách quan trọng. Kết quả cho thấy rằng phân quyền tài
chính cần được thiết kế thận trọng ở Trung Quốc để cân bằng nhu cầu chăm sóc sức khỏe
người dân địa phương và phát triển kinh tế. Cụ thể, chúng tôi thực hiện các khuyến nghị
chính sách sau đây: thứ nhất, một hệ thống đánh giá hiệu suất toàn diện thay vì GDP - hệ
thống đánh giá tăng trưởng kinh tế trung tâm cho các quan chức chính phủ địa phương,
nên được thiết lập để đạt được một sinh kế bền vững cũng như phát triển kinh tế địa
phương. Thứ hai, một hệ thống chuyển giao liên chính phủ cân bằng hơn chuyển hướng
nguồn lực công nhất định từ các khu vực tương đối phát triển vào nội địa và khu vực dân
tộc thiểu số tập trung có thể là một công cụ hữu ích để thu hẹp khoảng cách về kết quả
sức khỏe giữa các khu vực địa lý khác nhau. Thứ ba, đô thị hóa có vẻ là một kênh khả thi
để giảm IMRs hiệu quả hơn trong quá trình phát triển kinh tế hơn so với tăng phần chi
phí chăm sóc y tế trong tổng chi tiêu công và tổng thu nhập.
Mặc dù những kết quả quan trọng trên, nghiên cứu này được giới hạn trong một số cách.
Đầu tiên, các dữ liệu điều tra dân số IMR chỉ sẵn có cho sáu năm kể từ những năm 1980.
Số lượng thấp của các quan sát sẽ không cho phép nhiều sự thay đổi trong biến quan
trọng này. Thứ hai, dữ liệu lệ cho phái nữ là không có sẵn, mà làm hạn chế sự bao gồm
các tác động giáo dục cho phụ nữ mang thai trên IMRs. Cuối cùng, phân cấp quản lý tài
chính được đo từ phía chi tiêu với một biến chính sách và chỉ cấp độ tổng thể và không
tính đến các tác động có thể phát sinh từ cơ cấu doanh thu và cơ cấu chi tiêu.

Xem xét những hạn chế này, chúng tôi đề nghị nghiên cứu và phân tích sâu hơn bao gồm
nhiều chỉ số về kết quả chăm sóc sức khỏe như tỷ lệ tử vong trẻ em dưới năm tuổi, tỷ lệ
24
tử vong bà mẹ, và tuổi thọ, và tiếp tục khám phá tác động của cơ cấu doanh thu tài chính
khác nhau và cơ cấu chi tiêu ngân sách dựa trên các kết quả y tế.
THAM KHẢO
Akai, Nobuo and Sakata, Masayo (2002) ―Fiscal Decentralization Contributes to
Economic Growth: Evidence form State-Level Cross-Section Data for the United States‖,
Journal of Urban Economics, Vol. 52, No. 1, pp. 93-108.
Alesina, Alberto and Spolaore, Enrico (1997) ―On the Number and Size of Nations‖,
Quarterly Journal of Economics, Vol. 112, No. 4, pp. 1027-1056.
Anand, Sudhir and Bärnighausen, Till (2004) ―Human Resources and Health
Outcomes: Cross-Country Econometric Study‖, Lancet, Vol. 364, No. 9445, pp. 1603-
1609.
Asfaw, Abay, Frohberg, Klaus, James, K. S. and Jutting, Johannes (2007) ―Fiscal
Decentralization and Infant Mortality: Empirical Evidence from Rural India‖, Journal of
Developing Areas, Vol. 41, No. 1, pp. 17-36.
Barker, David J. P. (1997) ―Maternal Nutrition, Fetal Nutrition and Diseases in Later
Life‖, Nutition, Vol. 13, No. 9, pp. 807-813.
Berger, Mark C. and Messer, Jodi (2002) ―Public Financing of Health Expenditures,
Insurance, and Health Outcomes‖, Applied Economics, Vol. 34, No. 17, pp. 2105 – 2113.
Bertelsmann Stiftung (2010) BTI 2010 — China Country Report, Gütersloh:
Bertelsmann Stiftung.
Blaxter, Mildred (1981) The Health of Children: A Review of Research on The Place of
Health in Cycles of Disadvantage, London: Heinemann Educational Books. Bloom,
Gerald and Gu, Xingyuan (1997) ―Health Sector Reform: Lessons from China‖, Social
Science & Medicine, Vol. 45, No. 3, pp. 351-360.
Bokhari, Farasat A. S., Gai, Yunwei and Gottret, Pablo (2007) ―Government Health
Expenditures and Health Outcomes‖, Health Economics, Vol. 16, No. 3, pp. 257-273.
Cantarero, David and Pascual, Marta (2008) ―Analysing the Impact of Fiscal

Decentralization on Health Outcomes: Empirical Evidence from Spain‖, Applied
Economics Letters, Vol. 15, No. 2, pp. 109-111.
25
Case, Anne, le Roux, Ingrid and Menendez, Alicia (2004) ―Medical Compliance and
Income-Health Gradients‖, American Economic Association Papers and Proceedings, pp.
331-335. 258 Jin & Sun
Corman, Hope, Grossman, Michael and Joyce, Theodore (1987) ―Birth Outcome
Production Functions in the U.S.‖ The Journal of Human Resources, Vol. 22, No. 3, pp.
339-360.
Duret, Elsa (1999) ―Depenses Publiques et Mortalite Infantile: Les Effets de la
Decentralisation‖ (Public Expenditure and Infant Mortality Rates (IMR): The Effects of
Fiscal Decentralization. With English Summary), Revue d'Economie du Developpement,
pp. 39-68.
Ebel, Robert D. and Yilmaz, Serdar (2002) ―On the Measurement and Impact of Fiscal
Decentralization‖, Policy Research Working Paper No. 2809, Washington, DC: World
Bank.
Efroymson, M. A. (1960) ―Multiple Regression Analysis‖, in A. Ralston and H.S. Will
(eds.), Mathematical Methods for Digital Computers, New York: Wiley.
Faguet, Jean-Paul (2004) ―Does Decentralization Increase Government Responsiveness
to Local Needs? Evidence from Bolivia‖, Journal of Public Economics, Vol. 88, No. 3-4,
pp. 867-893.
Filmer, Doen and Pritchett, Lant (1999) ―The Impact of Public Spending on Health:
Does Money Matter?‖ Social Science & Medicine, Vol. 49, pp. 1309-1323.
Flegg, A.T. (1982) ―Inequality of Income, Illiteracy and Medical Care as Determinants
of Infant Mortality in Underdeveloped Countries‖, Population Studies, Vol. 36, No. 3,
pp. 441-458.
Garzarelli, Giampaolo (2006) ―Cognition, Incentives, and Public Governance:
Laboratory Federalism from the Organizational Viewpoint‖, Public Finance Review,
Vol. 34, No. 3, pp. 235-257.
Green, A. and Collins, C. (1994) ―Decentralization and Primary Health Care:Some

Negative Implications in Developing Countries‖, International Journal of Health
Services, Vol. 24, No. 3, pp. 459-475.