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摘要：文章從新的視角，設計了公共衛生服務均等化、民生獲得感的評價指標體系，實證研究了我國公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響，并進一步探索了這種影響的時滯溢出效應。研究發現：總體上，公共衛生服務均等化能在一定程度上刺激更多的民生獲得感，而這種影響作用確實具有時滯溢出效應，影響程度在一定時期內會有逐步提高的趨勢，而隨后這種影響效應又趨于不斷弱化。

關鍵詞：公共衛生服務均等化；民生獲得感；影響；時滯溢出效應

引言

在2015年中央全面深化改革領導小組第十次會議上明確指出了要把改革方案的含金量充分展示出來，讓人民群眾具有更多的“獲得感”。黨的報告中也突出強調了要完善公共服務體系，使全體人民群眾的獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續。公共衛生服務，作為一項重要的基本公共服務，也是提升民生獲得感必不可少的。只有公共衛生服務上去了，才可能保證民生獲得感隨著經濟建設上升而同步提升。公共衛生服務均等化，體現了城鄉居民共同、平等享受公共衛生服務，是經濟社會均衡發展的重要體現，也是增強民生獲得感的重要手段。國內外學者對于公共服務均等化的研究較多，但是，大多數都是研究公共衛生服均等化對經濟發展、減貧等的影響，鮮有學者研究公共衛生服務均等化與民生獲得感之間的關系。而且，以往的實證研究多聚焦于當期的影響效應，很少有研究關注時滯溢出效應。而實際上很多因素帶來的影響可能并不會在當期迅速釋放，而是會隨著事件的推進而逐步釋放，特別是對于諸如政策制度、公共服務、基礎設施建設等公共保障方面更是如此。由此，本文試圖研究公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響，并進一步探索這種影響是否真的存在時滯溢出效應。

1研究方法設計

1.1研究假設

公共衛生服務均等化，目標是保障城鄉居民都能獲得最基本、最有效的公共衛生服務，縮小城鄉居民之間的公共衛生服務差距，它體現了所有居民都能平等地享受基本公共衛生服務。因此，可以說公共衛生服務均等化是民生獲得感的一個重要體現，而公共衛生服務均等化水平的提高，能帶動民生獲得感增強。由此，本文假設：公共衛生服務均等化對民生獲得感具有正向影響。然而，公共衛生服務均等化對民生獲得感的正向效應并不是“一觸即發”的，也并不是當期的公共衛生服務均等化水平短暫性地僅對當期民生獲得感帶來影響，而是存在著一個延續性的過程。在一段時期內，期初公共衛生服務均等化不斷加強，可能并不會迅速促進區域內民生獲得感顯著提升。但是，隨著時間的不斷推進，期初的公共服務均等化在社會的福利效應不斷擴散而被放大，因而公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響可能存在一定的時滯溢出效應，而且在一定時期內這種影響有逐步放大的趨勢。但是，公共衛生服務也是處于不斷更新過程中的，一個時期內的公共衛生服務，對民生獲得感的正向影響不可能無限延續，到達一定時期后，影響程度勢必會弱化下來。由此，本文假設：公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響存在著時滯溢出效應，在一定時期影響效應有放大趨勢，但之后又會不斷弱化。

1.2變量設計

1.2.1公共衛生服務均等化指標對于公共衛生服務均等化本質上是公平性問題，可選擇泰爾指數對我國公共衛生服務均等化指標進行測算。一般而言，泰爾指數越高，反映公共衛生服務均等化程度越低；泰爾指數越低，則反映公共衛生服務均等化程度越高。本文選取我國31個省（市或區）作為研究對象，將31個地區劃分為中部、東部和西部三個地區的，采用泰爾零階指數測算我國公共衛生服務均等化水平。具體的計算公式如下：統計觀察其中，s表示省份，s取值為1，2，…，m；i表示各個地區，i取值為1，2，3；Ps表示各個省份總人口數占全國人口的比重；Yˉi表示東中西各個地區公共衛生服務均等化的人均水平；Yˉs表示第s個省份公共衛生服務均等化的人均水平。利用公式（1）可計算各個地區的泰爾指數，即Ti。然后對泰爾指數進行分解，具體公式如下：其中，Tz表示公共衛生服務均等化的總體差距，可劃分為組內差距和組間差距，分別用T組內、T組間來表示；Pi表示各個地區總人口數占全國人口的比重；Y表示我國公共衛生服務均等化的人均水平；其他變量的含義同上。根據前人對公共衛生均等化水平的研究，本文構建了籌資公平程度、衛生資源分配公平程度、醫療服務公平程度、健康公平程度的指標體系，具體的指標體系見表1。這些數據根據《中國統計年鑒》《中國衛生統計年鑒》及相關政府網站數據整理計算而得，計算我國公共衛生服務均等化水平指標EOF：

1.2.2民生獲得感指標近幾年來，我國各地區結合實際，對區域居民獲得感進行調查，并得到了居民獲得感指數。但是，一方面考慮到這些數據獲取并不容易，另一方面各地區對于居民獲得感的調查也僅僅在近年開展，無法獲取較早時期的數據。因此，本文重新設定了民生獲得感的評價指標體系。參照國家與各地區關于居民獲得感的評價指標體系，主要可分為安全感、尊嚴感和滿足感三大類。出于統計指標數據可得性考慮，本文對于這三類獲得感進行融合。對于尊嚴感和滿足感，主要可通過社會保障、公共服務、生態環境等條件的完善來提升；對于安全感，又可從經濟安全、社會安全、環境安全等角度來提升。由此，本文最終設定經濟安全、社會保障、公共服務設施、生態環境和社會治理五個類別，共21項指標，作為民生獲得感的評價指標體系，具體如表2所示。由于這里羅列的指標較多，為了綜合測算民生獲得感，本文選擇因子分析法，對21項指標做標準化處理消除量綱，然后采用因子分析進行綜合加權，最終得到民生獲得感指數。

1.2.3其他解釋變量為了增強實證結果的精確性，再引入其他相關的解釋變量進行控制。根據需要，本文重點引入五個方面的變量：（1）宏觀經濟發展水平。一個區域內民生獲得感的增強，一個重要的方面就是物質層面，而這又是與當地的宏觀經濟發展相關聯的。因此，選取宏觀經濟發展水平作為一個控制變量，并采用人均地區生產總值指標表示。（2）城鄉收入差距。民生獲得感，體現了全民共同享受改革紅利，但長期以來城鄉二元結構制約著城鄉之間資源要素和紅利共享。因此，這種二元結構影響了民生獲得感提升。選取城鄉收入差距作為城鄉二元結構的變量，用城鎮居民人均收入與農村居民人均收入的比值表示。（3）外貿發展水平。通過引入外貿發展水平變量，主要是基于我國外向型經濟考慮，考察外向型經濟是否對民生獲得感帶來影響。采用進出口總額占GDP比重表示。（4）信息化水平。在“互聯網+”時代，信息技術不斷深入到經濟發展和社會民生各個領域。引入信息化水平，主要考察信息化建設是否明顯利于民生獲得感提升。具體采用互聯網普及率作為指標。（5）政府支持。民生獲得感是社會民生事業發展到一定程度的一種表現屬性，這一過程中政府起到了重要的引導和扶持作用。因此有必要引入政府支持變量，具體采用國家公共服務、社會保障、醫療衛生等社會民生方面財政支出占GDP比重表示。

1.3計量模型設定

1.3.1總體影響的計量模型對于公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響，根據前面涉及到的指標，構建計量模型如下：其中，ai（i=0，1，…，6）為待估計系數，PLHG表示民生獲得感；EOF表示公共衛生服務均等化；PGDP、INCOME、OPEN和INFOR分別表示宏觀經濟發展水平、城鄉收入差距、外貿發展水平和信息化水平；u為隨機擾動項。模型假定自變量之間是不相關的，即任意自變量xi和xj，都有cov（xi，xj）=0。對于隨機擾動項u，這里按照一般回歸模型的習慣性假定，設它服從N（0，σ2u），并且對于任意自變量xi，都滿足cov（ui，xi）=0。

1.3.2時滯溢出效應的計量模型為了考察公共衛生服務均等化對民生獲得感影響是否存在時滯溢出效應，本文采用時序滯后項模型進行檢驗。具體的滯后階數n可以根據VAR模型、脈沖響應函數等方法進行判定。計量模型如下：其中，bi（i=0，1，…，7）為待估計系數，n為公共衛生服務均等化的滯后期數，其余變量均與前面計量模型設定一致。

1.4數據來源

本文選擇我國的時間序列數據作為樣本來進行研究，排定時期為1997—2016年，時間跨度20年。這樣可以確保有充足的時間序列，為下一步的時滯溢出效應檢驗提供樣本支撐。前面公共衛生均等化和民生獲得感的指標體系，以及控制變量指標，所有數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》。

2實證結果與分析

2.1我國公共衛生服務均等化的測算結果

利用公共衛生服務均等化的度量模型，對1997年以來我國公共衛生服務均等化水平進行測算，結果如表3所示。根據我國近20年來公共衛生服務均等化指數的變化趨勢，可以發現：（1）總體上我國公共衛生服務均等化水平呈現不斷上升的態勢。1997年公共衛生服務均等化指數為2.261，到2016年提高到3.772，指數的增長幅度為66.8%。這個結果表明近20年來我國公共衛生服務建設是比較理想的，均等化水平總體不斷增強。（2）局部來看，公共衛生服務均等化有波動態勢。1997—2016年期間，我國公共衛生服務均等化指數存在三處起伏波動，轉折點分別在1998年、2010年和2014年。但是，這種波動特征也是在合理的范圍之內的，并沒有出現大幅度落差。這也說明了公共衛生服務均等化的變化還是較為穩定的。

2.2公共衛生服務均等化對民生獲得感的總體影響

根據公共衛生服務均等化對民生獲得感總體影響的計量模型，回歸得到結果如表4所示。由表4可以看出，模型綜合擬合效果良好，校正的擬合度系數高達0.995，F值為876.906，且在1%的水平通過顯著性檢驗。公共衛生服務均等化變量EOF的系數為0.825，且相伴系數（p值）僅為0.004，即在1%的水平通過顯著性檢驗。由此可以說明，總體上公共衛生服務均等化對民生獲得感的提升具有較為明顯的正向影響。公共衛生服務均等化水平每提升1個百分點，將會促進民生獲得感提高0.825個百分點。這也從經驗上驗證了本文提出的理論假設。從控制變量的回歸結果來看：（1）宏觀經濟發展水平的系數為1.004，且在1%的水平通過顯著性檢驗，這說明了我國經濟發展水平的提高，也在一定程度上增強了居民的獲得感。（2）城鄉收入差距的系數為-0.427，且在1%的水平通過顯著性檢驗，可見城鄉收入差距與民生獲得感之間存在較顯著的負相關關系。在前面的分析中就可知，民生獲得感體現了一種全民物質上和精神上的滿意。而收入作為一種衡量物質生活的重要指標，顯然是民生獲得感的重要體現。城鄉收入差距減小，反映了城鄉居民之間的經濟均衡性和社會公平性提升，這也是民生獲得感增強的直觀體現。（3）外貿發展水平的系數沒有通過顯著性檢驗，這說明了外貿水平的提升并不能顯著促進民生獲得感提升。可見，外向型經濟的發展，目前仍不足以對民生獲得感帶來刺激作用。（4）信息化水平的系數為0.139，且在10%的水平通過顯著性檢驗，可見信息化建設有利于促進民生獲得感提升。互聯網作為一種越來越深入家庭生活與工作的工具，既是生活休閑體驗的一種象征，也是工作效率的一種體現，對于民生獲得感也有積極的刺激作用。（5）政府支持變量的系數為0.992，且在1%的水平通過顯著性檢驗，這說明政府對社會民生事業額支持力度加大，明顯有利于增強民生獲得感。

2.3公共衛生服務均等化對民生獲得感影響的時滯溢出效應

2.3.1脈沖響應分析首先，通過脈沖響應函數，初步判定公共衛生服務均等化對民生獲得感是否存在預期的時滯溢出效應。通過VAR回歸估計，得到民生獲得感對公共衛生服務均等化的脈沖響應圖如圖1所示。由脈沖效應圖可以發現，期初公共衛生服務均等化變量施加一個沖擊，對當期民生獲得感的作用效應并不是很強。而隨著時期推進，在以后兩個階段內，公共衛生服務均等化對民生獲得感的正向沖擊效應不斷加強。而從第三階段起，正向沖擊效應又不斷減弱。由此便可推測，公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響存在一定的時滯溢出效應。也就是說，在一定時期公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響效應有放大趨勢，但之后這種影響又會不斷弱化。為了進一步證實這種推斷，并具體考察時滯溢出效應的變化程度及趨勢，下面通過計量模型進行更具體的實證分析。

2.3.2計量模型分析根據脈沖響應分析，本文對時滯溢出效應計量模型設定4個滯后階數，分別為1，2，3，5。于是，通過回歸，得到每個滯后階數的回歸結果如表5所示。從表5可以看到，公共衛生服務均等化變量的1階滯后項的系數為0.783，且在1%的水平通過顯著性檢驗；2階滯后項的系數達到1.126，且在1%的水平通過顯著性檢驗；3階滯后項的系數在2階滯后項系數的基礎上減少到0.416，且在1%的水平通過顯著性檢驗；4階滯后項的系數雖然通過了5%的顯著性檢驗，但系數值卻降低到僅為0.127。此外，1階滯后項的系數高于對應水平項的系數值，4階滯后項的系數卻明顯低于對應水平項的系數值。由此可見，公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響程度隨時期推進表現出以下特征：從當期到滯后1期，影響程度呈現不斷上升趨勢；從滯后2期到滯后5期，影響程度又呈現了不斷下降的趨勢，而且到滯后5期，公共服務均等化對民生獲得感的影響程度明顯低于期初的影響程度。這一變化特征顯然支持了時滯溢出效應的存在性。進一步地，觀察計量模型回歸結果與脈沖響應圖，公共衛生服務均等化變量的2階滯后項系數達到最高值，而脈沖響應圖中也是自期初之后經歷兩個時期，沖擊效應程度達到最高。這就充分表明了關于公共衛生服務均等化對民生獲得感的時滯溢出效應，計量回歸和脈沖響應結果表現出較高的一致性。

3結論

本文通過構建新型的公共衛生均等化水平和民生獲得感的指標體系，檢驗了我國公共衛生均等化水平對民生獲得感的總體影響，并檢驗了其時滯溢出效應。主要結論如下：（1）近20年來我國公共衛生服務均等化水平總體上呈現了不斷提高的趨勢，2016年相比1997年提高了66.8%；局部也存在著三處波動，但是波動幅度比較緩和，說明我國公共衛生服務均等化的增長是比較穩定的。（2）總體而言，我國公共衛生服務均等化水平的提高，對民生獲得感的提升表現出較為明顯的正向影響。（3）從時序性來看，我國公共衛生服務均等化對民生獲得感的影響存在著較為明顯的時滯溢出效應。期初這種影響尚未明顯釋放，隨著時期推進，影響程度不斷上升，但大到一定時期后，影響效應又開始弱化。

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作者：程迪爾 劉國恩 單位：中國藥科大學