Đề tài Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc

c sức khỏe công cộng là đầu vào trực tiếp, ngược lại nguồn nhân lực y tế (như số lượng bác sĩ và y tá trên 1000 người) và nguồn thiết bị y tế (như số lượng giường bệnh trên 1000 người) là đầu ra trực tiếp chăm sóc sức khỏe. Hiệu ứng tổng thể của phân cấp tài khóa lên kết quả chăm sóc sức khỏe bao gồm các tác động trực tiếp như chi phí tiết kiệm trong sản xuất và phân phối dịch vụ chăm sóc sức khỏe cũng như các tác động gián tiếp như việc gia tăng chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe hay việc cải thiện nguồn vốn chăm sóc sức khỏe. Mặc dù IMRs biến động với chiến tranh, nạn đói, dịch bệnh và bất ổn xã hội, phúc lợi chung của một xã hội làm cải thiện sự suy giảm IMR của nó. Do đó, các nước giàu có xu hướng IMR thấp hơn so với các nước nghèo. Flegg (1982) tiến hành một nghiên cứu chéo giữa những nước kém phát triển trong giai đoạn 1968-1972 và sử dụng ước lượng bình phương bé nhất (OLS) kiểm soát bất bình đẳng thu nhập, tỷ lệ sản phụ, tỷ lệ nữ mù chữ, và nguồn nhân lực y tế (đo lường bởi số lượng bác sĩ trên 1000 người và số lượng y tá trên 1000 người). Kết quả chỉ ra rằng ảnh hưởng của GDP thực bình quân đầu người lên IMR thì không có ý nghĩa thống kê, cho thấy mức thu nhập (đo lường bởi GDP thực bình quân đầu người) thì không quyết định trực tiếp đến tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong và có thể chỉ ảnh hưởng đến tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong gián tiếp thông qua nguồn nhân lực y tế. Trong thực tế, việc sử dụng dữ liệu chéo các nước của WHO năm 2004 Anand và Barnighausen (2004) đã khẳng định mối quan hệ dương đáng kể giữa nguồn nhân lực y tế và sự suy giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Những nghiên cứu trước đây cũng tìm ra được chi tiêu chăm sóc sức khỏe công cộng có tác động tích cực lên tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Ví dụ, Corman, Grossman, và Joyce (1987) sử dụng tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong chéo qua các hạt năm 1977 ở Mỹ và tìm ra được những chương trình chi tiêu sức khỏe Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 12 công cộng liên quan đến nghèo đói đóng vai trò quan trọng trong việc giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Ngân hàng thế giới (1995) cũng chỉ ra những ảnh hưởng đáng kể của chi tiêu sức khỏe công cộng lên việc giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong ở những khu vực lạc hậu tại Philipines. Sử dụng dữ liệu cuộc điều tra dân số và sức khỏe từ hơn 60 nước có thu nhập thấp giữa năm 1990 và 1999, Wang (2003) thấy rằng tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong ở khu vực nông thôn cao hơn đáng kể ở khu vực thành thị. Nghiên cứu mới đây của Bokhari, Gai và Gottret (2007) ước tính độ co giãn của trẻ tử vong dưới 5 tuổi đối với cả thu nhập và chi tiêu cho sức khỏe của chính phủ sử dụng kỹ thuật biến công cụ và thấy rằng tỷ lệ tử vong chịu ảnh hưởng bởi chi tiêu cho sức khỏe của chính phủ mà không phải do tăng trưởng kinh tế. Mặt khác, một vài nghiên cứu cho kết quả đối lập. Ví dụ, Filmer và Pritchett (1999) sử dụng dữ liệu chéo các nước của Quĩ nhi đồng liên hiệp quốc và NHTG với 4 ước tính và tìm ra được ảnh hưởng chi tiêu sức khỏe công cộng lên tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong thì không đáng kể về thống kê và kinh tế. Musgrove (1996) tóm tắt rằng một trong những yếu tố quyết định của tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong đáng kể là biến thu nhập trong khi thị phần chi phí y tế trong GDP, thị phần chi phí y tế trong tổng chi tiêu chính phủ, và thị phần tổng chi tiêu chính phủ trong GDP thì không có quyết định đáng kể. Sử dụng mẫu cắt ngang của 117 quốc gia năm 1993 và mô hình điều chỉnh cho hiệp phương sai không đồng nhất, Zakir và Wunnava (1999) tìm thấy chi tiêu chính phủ cho y tế và thị phần của nó trong GNP thì không đóng vai trò quyết định trong tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Berger và Messer (2002) cũng biện luận rằng mối quan hệ nghịch giữa chi tiêu cho y tế và việc giảm IMR bởi những nghiên cứu trước đó thì không được thực hiện dựa trên phân tích của họ với dữ liệu chéo 20 quốc gia trong Tổ chức Hợp tác và Phát triển Kinh tế từ 1960-1992 và sử dụng ước lượng bình phương bé nhất (OLS). Ngược lại, họ tìm ra việc gia tăng chi tiêu công cho y tế thì có liên quan tới IMRs. Thêm vào đó, nghiên cứu của họ cho rằng việc gia tăng bất bình đẳng trong thu nhập có liên quan tới tỷ lệ tử vong thấp hơn. Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 13 Liên quan đến ảnh hưởng của phân cấp tài khóa lên việc giảm IMR, một vài nghiên cứu lập luận rằng phân cấp tài khóa có thể dẫn đến gia tăng đáp ứng và trách nhiệm của chính quyền địa phương bằng việc cung cấp ưu đãi hàng hóa công ở địa phương phù hợp như là chủ động tiêm chủng (Alesina và Spolaore, 1997; Faguet, 2004; Lockwood, 2002; Oates, 1972; Silverman, 1992). Ảnh hưởng này còn được biết đến như là “hiệu quả phân bổ”. Scabright (1996), Person và Tabellini (2000), và Hindriks và Lockwood (2005) tranh luận rằng phân cấp tài khóa có thể giảm các khoản thuê mướn chức vụ bằng cách thu thêm các khoản thuế. Hayek (1945) tranh cãi rằng việc cung cấp những sở thích của cư dân bởi chính quyền địa phương sẽ tiết kiệm chi phí truyền tải thông tin từ chính quyền địa phương đến chính quyền trung ương. Hiệu quả này liên quan đến “ hiệu quả phân bổ”. Ví dụ mục tiêu nhắm vào dân số có thu nhập thấp và trẻ em có nguy cơ suy dinh dưỡnng, thì các chương trình phúc lợi đặc biệt của địa phương nên được bắt đầu ngay như thực phẩm bổ sung, giới thiệu chăm sóc sức khỏe, giáo dục thể chất cho phụ nữ mang thai có thu nhập thấp chứ không nên chờ chấp thuận từ chính quyền trung ương. Bên cạnh hiệu quả phân phối và hiệu quả sản xuất thì điều thứ ba có thể đạt được từ việc phân cấp tài khóa ở một nước lớn như TQ là các chính quyền địa phương khác nhau có thể thử nghiệm với những cách thay thế cho việc giảm IMR. Loại hiệu quả này có thể được gọi là thí nghiệm hay “ hiệu quả thực nghiệm” (Garzarelli, 2006; Oates, 1999). Tất cả những điều ở trên là hiệu quả trực tiếp của phân cấp tài khóa lên việc giảm IMR. Có tồn tại những cơ chế mà qua đó phần cấp tài chính có thể có ảnh hưởng gián tiếp để giảm IMR. Ví dụ, chuyển giao quyền lực tài chính có thể thay đổi cấu trúc chi phí chăm sóc sức khỏe địa phương, vì nó ảnh hưởng tới nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe địa phương và sau đó là ảnh hưởng tới IMR. Dù sao, Prud’homme (1995) và Tanzi (1996) gợi nhớ chúng ta rằng những lợi ích tiềm năng của phân cấp tài khóa có thể không được nhận biết đầy đủ. Đầu tiên, khoảng cách đáng kể giữa giàu nghèo và IMR của khu vực thành thị ở TQ có thể được mở rộng trong hoàn cảnh mà việc cân bằng tài chính không thể đạt được hoàn toàn bằng việc chuyển đổi trung tâm. Thứ hai, vì thiếu Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 14 kĩ năng cá nhân, thông tin, năng lực quản trị, và trang thiết bị cải tiến, phúc lợi của việc cung cấp chăm sóc y tế bị giảm đáng kể. Thứ ba, chính quyền địa phương yếu kém có thể cũng xảy ra do bởi suy đồi đạo đức kèm theo khi phân cấp tài khóa như tình trạng tham nhũng và quan liêu. Ðiều này có thể là trường hợp đặc biệt ở TQ khi không có hệ thống bầu cử dân chủ. Chính quyền địa phương có thể tham nhũng và quan liêu hơn mà không có sự giám sát nào từ chính quyền trung ương do bởi phân cấp và từ người dân do bởi thiếu cơ thể bầu cử. Thêm vào đó, ngay cả có sự hiện diện của hiệu quả phân bổ và sản xuất từ phía cầu cũng bị chống lại bởi sự kém hiệu quả của những nhà cung cấp địa phương do bởi nền kinh tế thiếu qui mô và phạm vi (Prud’homme, 1995; Tanzi, 1996). Bên cạnh việc thảo luận về lý thuyểt thì bằng chứng thực nghiệm về ảnh hưởng của phân cấp tài khóa lên sức khỏe thì cũng được xem xét. Sử dụng dữ liệu bảng của cả những nước có thu nhập cao và những nước có thu nhập thấp trong giai đoạn 1970-1995 với OLS và ước lượng những tác động cố định, Robalino, Picazo, và Voetberd (2001) đã tìm ra những ảnh hưởng đáng kể của phân cấp tài khóa lên việc giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Họ cũng thêm rằng hiệu ứng này cũng hiện diện ngay trong cả bối cảnh tham nhũng cao. Một nghiên cứu của TQ bởi Uchimura và Jutting (2007) sử bảng dữ liệu cấp quận, cũng cho thấy các quận có phân cấp tài khóa nhiều thì có tỷ lệ IMR thấp hơn nếu họ có cơ chế chuyển đổi chức năng tốt giữa chính quyền địa phương và năng lực tăng cường tài chính của địa phương. Tuy nhiên nghiên cứu này không kiểm soát các nhân tố như là chi phí y tế, nguồn nhân lực cho y tế hoặc nguồn thiết bị y tế có trong hầu hết các nghiên cứu hàm sản xuất IMR trước đó. Thêm vào đó, Asfaw và cộng sự (2007) sử dụng chỉ số IMR ở nông thôn của 14 tiểu bang Ấn Độ giữa khoảng 1990 và 1997 và tìm ra phân cấp tài khóa đóng vai trò thống kê đáng kể trong việc giảm IMR ở nông thôn. Đối lập với những kết quả ở trên, Tang và Bloom (2000) giới thiệu một nghiên cứu ở các quận nông thôn nghèo ở TQ và tìm ra bằng chứng nhỏ rằng việc phân cấp tài khóa triệt để có thể dẫn tới việc gia tăng kết quả chăm sóc sức Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 15 khỏe. Các cảnh báo rong nghiên cứu này phản đối việc cố gắng tiến hành phân cấp triệt để mà không giải quyết giới hạn tài chính địa phương hay sự yếu kém trong năng lực quản trị ở địa phương. Guldner (1995) cũng chỉ ra rằng phân cấp trong y tế mà không có hướng dẫn có thể dẫn đến thỏa hiệp về hiệu quả của hệ thống chăm sóc sức khỏe và làm suy yếu các chính sách ưu tiên quốc gia dựa trên những phân tích của VN. Trong thực tế, Green và Collins (1994) nhấn mạnh chăm sóc sức khỏe chính sẽ phải có mức độ tập trung về nguồn phân bổ và kế hoạch và hình thức đề xuất phân cấp không nên cản trở chính sách của chính quyền. III. Phương pháp nghiên cứu (Methodology and data): 3.1 Phương pháp nghiên cứu: Phân tích thông qua hồi quy bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất (OLS) và phương pháp bình phương tối thiểu tổng quát khả thi (FGLS) hiệu chỉnh phương sai thay đổi và tự tương quan theo cơ chế tự hồi qui bậc 1 (AR(1)) . Sử dụng khung nghiên cứu của hàm IMR, chúng tôi phân tích cả hai kênh trực tiếp và gián tiếp là thu nhập và cơ sở y tế. Đối với mục đích so sánh, chúng tôi sử dụng hai phương pháp phân cấp tài khóa: Đầu tiên, chúng tôi xử lý cải cách TSS 1994 như là một thử nghiệm tự nhiên và sử dụng một thuật ngữ tương tác của một biến giả phân cấp tài khóa và một biến giả vị trí địa lý để đánh giá hiệu quả của phân cấp tài khóa lên IMR ở các vùng khác nhau; thứ hai, chúng tôi đo lường mức độ phân cấp tài khóa bằng cách sử dụng tỷ lệ chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người với tổng chi ngân sách trung ương bình quân đầu người và chi ngân sách cấp tỉnh bình quân đầu người, được phát triển bởi Qiao, Martinez-Vazquez và Xu (2008). 3.2 Thu thập và xử lý số liệu: Dữ liệu theo chuỗi thời gian tại mức chính quyền cấp tỉnh ở TQ được thu thập từ Cục Thống kê Quốc Gia Trung Quốc từ năm 1980-2003 của 31 chính quyền cấp tỉnh tại TQ bao gồm: Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 16 + 4 khu "siêu" chính quyền thành phố tự trị được quản lý trực tiếp bởi Hội Đồng Nhà Nước- Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải và Trùng Khánh. + 8 tỉnh ven biển gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam + 13 tỉnh vùng sâu vùng xa 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. + 5 khu tự trị đông dân tộc thiểu số- Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương. Trong đó, dữ liệu IMR cấp tỉnh năm 1981, 1990 và 2000 là những dữ liệu điều tra dân số được thu thập khoảng mỗi mười năm ngược lại với dữ liệu cho năm 1980, 1989 và 2003 được ước tính bởi Cục thống kê Quốc gia TQ 3.3 Mô hình nghiên cứu: iti ititittititit itititititit ev URBANFERGEOFDGEODOCPBEDP HESGHESEHEPCGRPPCFDIMR    11109876 543210 * lnln   Trong đó:  i=1, 2, 3,…,31 tỉnh trong mẫu và t = năm 1980, 1981, 1989, 1990, 2000 và 2003.  Biến phụ thuộc, IMRit, là chỉ số chăm sóc sức khỏe cho mỗi năm và của mỗi tỉnh để đánh giá các tác động của phân cấp tài khóa và sự chi tiêu cho y tế công cộng của các chính quyền địa phương.  Biến độc lập được quan tâm chính, FDit, là phân cấp tài khóa được đo lường bằng 2 cách : (1) Biến giả dummy nhận 0 cho trước cải cách TSS năm 1994 và 1 là sau cải cách; và (2) Tỷ lệ chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người với tổng chi ngân sách trung ương bình quân đầu người và chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người, như đã sử dụng ở Qiao, Martinez Vazquez & Xu (2008). Nếu phân cấp tài khóa cải thiện phản ứng nhanh của chính quyền địa phương, 1 sẽ âm. Chúng ta so sánh những kết quả từ Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 17 những mô hình sử dụng 2 cách đo lường phân cấp tài khóa khác nhau. Theo Ebel và Yilmaz (2002), trong trường hợp phân cấp, các chính quyền địa phương phải có quyền để đánh thuế " nguồn tài nguyên của họ". Dựa vào định nghĩa này, đo lường thích hợp nhất có lẽ là phần trong tổng các khoản thu của tỉnh (bao gồm các khoản trợ cấp và thu chuyển nhượng từ chính quyền trung ương) từ các khoản thu từ nguồn lực của tỉnh. Akai và Sakara (2002) làm theo đo lường này trong nghiên cứu chéo giữa các tiểu bang về phân cấp tài khóa ở Hoa Kỳ. Không may, ở Trung Quốc, không một chính quyền dưới tầm quốc gia nào có đủ quyền lực để đánh một loại thuế mới lẫn tự thay thế các tỷ lệ thuế hiện hành. Hơn nữa, một nguồn thu cấp tỉnh phức tạp như các khoản thu được chia, các khoản thu thuế hoàn lại, chuyển nhượng và thu nhập ngoài ngân sách phức tạp hơn các nguồn thu ở cấp địa phương ( Qiao, et al., 2008). Do đó, hầu hết nghiên cứu phân cấp tài khóa về Trung Quốc thảo luận về các đo lường từ khía cạnh chi tiêu. Theo logic từ các nghiên cứu qua các nước thì việc sử dụng tỷ lệ chi tiêu của chính quyền đại phương đối với chi tiêu của chính quyền trung ương, phân cấp tài khóa cấp tỉnh có thể được đo lường bởi tỷ số của chi trực tiếp cấp tỉnh với các khoản chi của trung ương ở tỉnh đó. Tuy nhiên, dữ liệu về các khoản chi tiêu chính phủ trung ương của mỗi tỉnh ở Trung Quốc thì không có sẵn (Lin và Liu, 2000). Zhang và Zou (1998) sử dụng tỷ số của các khoản chi tiêu cấp tỉnh với các khoản chi tiêu trung ương như là một đo lường của phân cấp tài khóa ở cấp tỉnh, cái mà nhận được sự phê bình do mẫu số chung đó. Với những cân nhắc đó, chúng tôi làm theo Qiao và cộng sự (2008) và sử dụng tỷ lệ chi ngân sách tỉnh bình quân đầu người với tổng chi ngân sách trung ương bình quân đầu người và người chi ngân sách tỉnh bình quân đầu để đo lường phân cấp tài khóa. Mặc dù còn xa mới được hoàn hảo nhưng đo lường này có một số giá trị sau: (1) Đo lường này từ khía cạnh chi tiêu tốt hơn so với sự nắm bắt về mức độ tự chủ tài chính địa phương; (2) tổng chi tiêu trung ương và chi cấp tỉnh là mẫu số chung của tỷ số này có tính đến sự biến thiên của phân cấp ở một vài mức độ. Và (3) nó kiểm soát về dân số. Tỷ số này càng cao, Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 18 chính quyền cấp tỉnh có sự phân cấp tài khóa càng cao. Theo đo lường này, chúng tôi sắp xếp 31 chính quyền cấp tỉnh từ năm 1980 đến năm 2003 theo giá trị trung bình và tìm ra rằng top đầu 6 chính quyền cấp tỉnh phân cấp là Tây Tạng, Thượng Hải, Bắc Kinh, Thiên Tân, Thanh Hải, Ninh Hạ và Tân Cương trong khi top dưới là Quý Châu, Giang Tây, Tứ Xuyên, Hồ Nam, An Huy và Hà Nam. Các khu vực tập trung đông dân tộc thiểu số và 3 thành phố cũ được quyền tự chủ tài chính địa phương nhiều nhất trong khi các khu vực nội thành thì độc lập tài chính ít nhất.  lnGRPPCit là Logarit Nepe của GRP thực bình quân đầu người. Chúng tôi sử dụng sự biến thiên này để nắm bắt hiệu ứng suy giảm của thu nhập trên IMR. Hệ số β2 được gỉa định là âm chỉ ra rằng sự tăng lên trong thu nhập làm giảm IMR.  ln HEPCit, HESE it và HESGit tương ứng là chi tiêu y tế bình quân đầu người, phần chi tiêu y tế trong tổng chi tiêu và phần chi tiêu y tế trong GRP danh nghĩa. Các biến này được kỳ vọng tương quan nghịch với IMRs. Chúng đại diện cho các đầu vào trực tiếp thông qua đó FDit có lẽ có các tác động gián tiếp vào IMRit. Các tác động gián tiếp của FDit có thể bao gồm sự gia tăng cơ sở vật chất y tế và tích lũy vốn con người, trong khi các tác động trực tiếp có thể bao gồm, nhưng không được giới hạn như có nhiều các chương trình chăm sóc sức khỏe đa dạng đáp ứng nhu cầu đa dạng của địa phương, có nhiều hơn các chương trình giáo dục cho phụ nữ mang thai ở địa phương và tiết kiệm chi phí trong việc truyền thông tin về nhu cầu chăm sóc sức khỏe địa phương từ chính quyền địa phương đến chính quyền trung ương.  BEDPit và DOCPit là số giường bệnh và bác sĩ trên 10.000 người đo lường nguồn cơ sở vật chất y tế và nguồn nhân lực. Cả hệ số β6 lẫn β7 đều dự kiến là âm. Các biến này là các đầu ra của chi tiêu chăm sóc sức khỏe thì có thể tạo thành các nguyên nhân gián tiếp của IMRit và có thể liên quan chặt chẽ đến nguyên nhân mãn tính của IMRs như là chăm sóc khi sinh và chăm sóc y tế khi mang thai. Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 19  GEOit là một biến giả vị trí địa lý. 4 khu "siêu" chính quyền thành phố tự trị được quản lý trực tiếp bởi Hội Đồng Nhà Nước- Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải và Trùng Khánh được gán là 1; 8 tỉnh ven biển gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam được gán là 2; 13 tỉnh vùng sâu vùng xa 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 được gán là 3; và 5 khu tự trị đông dân tộc thiểu số- Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương được gán là 4. Thể hiện trong hình 5, theo trung bình, IMRs của các vùng sâu vùng xa và khu tự trị thì cao hơn khoảng 2 lần so với của các vùng ven biển và 4 lần chính quyền thành phố tự trị. Weng và Wang (1993) cũng tìm ra rằng IMR giữa người dân tộc thiểu số thì cao hơn khoảng 50% so với giữa người Hán, dân tộc lớn nhất ở Trung Quốc. Do đó, β8 được giả thuyết là dương. Hình 5: Trung bình IMRs của 4 nhóm các tỉnh hoặc các vùng cấp tỉnh  FDt*GEOit là kết quả tương tác giữa biến giả phân cấp và biến giả vùng. Cùng với GEOit, chi tiêu công được phân tích thành 2 khía cạnh: thay đổi thời gian cụ thể và hiệu ứng khu vực cụ thể, GEOit, ám chỉ khía cạnh khu vực cố định chung; và một phân cấp tài khóa tương tác với hiệu Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 20 ứng khu vực, FDt*GEOit thể hiện một sự phản ứng nhanh từ các chính quyền địa phương ở các vùng sâu trong đất liền và vùng dân tộc thiểu số sau phân cấp tài khóa.  FERit là tỷ lệ tăng dân số tự nhiên (là tỷ lệ tăng dân số trừ tỷ lệ tử vong) được sử dụng như là một đại diện cho tỷ lệ sinh. Kỳ vọng rằng tỷ lệ sinh càng cao, IMR càng cao.  URBANit được định nghĩa là tỷ lệ của dân số thành thị với tổng dân số. Nó tương ứng với mức độ đô thị hóa và nắm bắt được sự chênh lệch IMR giữa khu vực thành thị và nông thôn với β11 có thể âm. Chú thích: Biến giả vị trí địa lý "1" tương ứng với 4 chính quyền thành phố tự trị được quản lý trực tiếp bởi Hội Đồng Nhà Nước - Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải và Trùng Khánh; "2 là 8 tỉnh ven biển gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc Kiến, Quảng Đông; "3" là 13 tỉnh sâu trong đất liền gồm Cát Lâm, Hắc Long Giang, An Huy, Hà Nam, Hồ Bắc, Sơn Tây, Tứ Xuyên, Quý Châu, Vân Nam, Thiểm Tây và Cam Túc; và "4" tương ứng với 5 khu tự trị đông dân tộc thiểu số- Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương. Cuối cùng, sai số υi là cú sốc thời gian không đổi khu vực cụ thể và ℮it là nhiễu trắng. IV. Kết quả nghiên cứu: 4.1 Tóm tắt số liệu thống kê: Bảng 1: Tóm tắt số liệu thống kê Biến Số quan sát Trung bình Độ lệch chuẩn Giá trị nhỏ nhất Giá trị lớn nhất Biến phụ thuộc Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 21 Tỷ lệ tử vong trẻ dưới 1 tuổi IMR (%) 178 32.00 21.18 3.66 121.92 Biến độc lập Phân cấp tài khóa (FD) với 2 đo lường: Biến giả FD (gán"0" trước TSS 1994 và gán "1" sau TSS 1994) 186 0.33 0.47 0 1 Tỷ lệ FD ( được định nghĩa là tỷ số của chi tiêu ngân sách cấp tỉnh bình quân theo đầu người và tổng của chi tiêu ngân sách trung ương và chi tiêu ngân sách cấp tỉnh bình quân đầu người) 182 0.63 0.14 0.33 0.93 LN của tổng sản phẩm theo vùng thực tế bình quân đầu người (lnGRPPC) 182 7.50 1.32 5.31 10.76 LN chi tiêu y tế bình quân đầu người (lnHEPC) 178 3.60 0.74 2.27 5.83 Phần chi tiêu y tế công trên tổng chi tiêu công (lnHESE) 178 0.20 0.18 0.02 1.61 Phần chi tiêu y tế công trong tổng sản phẩm danh nghĩa theo vùng (HESG) 178 0.03 0.02 0.002 0.12 Số giường bệnh trên 1000 người dân (BEDP) 182 25.02 11.27 0.17 62.10 Số bác sĩ trên 1000 người dân (DOCP) 182 17.63 9.44 0.13 46.30 Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 22 Vị trí địa lý mỗi tỉnh (GEO) 186 2.65 0.90 1 4 Tỷ lệ tăng dân số tự nhiên (FER) 180 11 5.35 -1.35 23.57 Tỷ lệ đô thị hóa ( URBAN, phần trăm của dân số thành thị trong tổng dân số) 182 0.27 0.17 0.09 0.82 Nguồn dữ liệu: Cục Thống Kê Quốc Gia Trung Quốc Lưu ý: IMR là dữ liệu điều tra dân số IMRs biến thiên từ 3.66 (năm 2000 ở Bắc Kinh) đến khoảng 122 ( năm 1981 ở Tân Cương) với giá trị trung bình của 32 trẻ tử vong trên 1,000 trẻ mới sinh và sống sót sau khi sinh. Mức độ phân cấp tài khóa bằng số biến thiên từ 0.33 đến khoảng 0.93 với trung bình là 0.63. Chi phí chăm sóc y tế bình quân đầu người chạy từ khoảng 10 Đài tệ đến 341 Đài tệ với trung bình là 49 Đài tệ. Tỷ lệ tăng dân số tự nhiên biến thiên từ -1.35 đến 23.57 với trung bình là 11. Tỷ lệ đô thị hóa biến thiên từ 10% đến khoảng 82% với trung bình khoảng 27%. 4.2 Kết quả hồi quy (FD là biến giả): Trước hết chúng tôi chạy hồi quy với phân cấp tài khóa được đo lường bởi một biến giả. Sử dụng OLS với lựa chọn tăng cường chúng tôi đánh giá tác động của thu nhập và phân cấp tài khóa trong mô hình (i); và sau đó thêm 3 biến chi tiêu y tế: ln HEPCit, HESEit và HESGit trong mô hình (ii), trong đó có thể tồn tại đa cộng tuyến ở mức cao; trong mô hình (iii), thêm 2 biến đầu ra chi tiêu y tế: Biến cơ sở vật chất y tế BEDPit và biến nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe DOCPit; trong mô hình (iv), bao gồm tất cả các biến kểm soát khác: Biến giả vị trí địa lý (GEOit), sự tương tác giữa biến giả phân cấp tài khóa và vị trí địa lý (FDit*GEOit), đô thị hóa (URBANit) và tỷ suất sinh (FERit). Cuối cùng, Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 23 áp dụng kỹ thuật bảng FGLS cho mô hình này sau khi hiệu chỉnh tự tương quan theo cơ chế tự hồi qui bậc 1 (AR(1)) theo bảng cụ thể. Phương pháp FGLS có ưu điểm hơn mô hình hiệu ứng cố định trong đó tự tương quan không quan sát được và không biến thiên theo thời gian thì không cần áp dụng đối với các tỉnh khác nhau bởi vì mục tiêu của các chính quyền địa phương ở các vùng khác nhau thì đang thay đổi (WHO, 2008). Bảng 2: Kết quả hồi quy (biến giả FD) Biến phụ thuộc: Tỷ lệ tử vong trẻ dưới 1 tuổi theo tỉnh hàng năm (%0) OLS Ước lượng bảng (i) (ii) (iii) (iv) FGLS Biến giả FD 13.69** 40.79** 41.61*** 24.13** * 13.09*** (4.04) (5.95) (6.12) (7.91) (3.69) lnGRPPC -12.69** * -8.64*** -9.6*** -5.13 -6.09*** (1.73) (3.19) (3.29) (3.55) (1.61) lnHEPC 0.34 0.14 -1.41 0.32 (2.93) (2.97) (3.11) (1.29) HESE 44.27*** 40.61*** 14.22** -25.35* (14.51) (13.54) (5.78) (13.21) HESG 872.45*** 876.30*** 798.20* ** 523.22*** (98.25) (95.59) (120.76) (96.80) BEDP 0.34* 0.37** 0.24*** (0.19) (0.18) (0.09) DOCP -0.27* -0.09 -0.09 (0.15) (0.18) (0.11) GEO 2.88 3.56*** (2.47) (1.25) Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 24 FD*GEO 0.79 -0.01 (2.25) (1.27) FER 0.15 0.18 (0.30) (0.19) URBAN -4.83** -8.64* Hằng số 122.88** 49.60*** 53.74*** 29.13 47.46*** (12.52) (16.88) (17.25) (19.07) (11.07) Số quan sát 178 174 174 172 172 R2 0.30 0.60 0.61 0.63 Đại lượng Wald Chi-squared 340.81 (1) Mức ý nghĩa 1%,mức ý nghĩa 5%, mức ý nghĩa 10% (2) Độ lệch tiêu chuẩn (3) OLS là ước lượng với robust option (lựa chọn tăng cường) (4) FGLS là ước lượng điều chỉnh phương sai thay đổi (teteroskedasticity) và tự tương quan bậc 1 AR(1) Trái ngược với kì vọng như thể hiện trong Bảng 2, phân cấp tài khóa được mô tả bởi TSS 1994 sửa đổi, FDit, đã làm tăng tỷ lệ tử vong trẻ dưới 1 tuổi trên toàn quốc với các dấu dương trong mỗi mô hình OLS và mô hình FDLS của ước lượng bảng ở mức ý nghĩa 1 hoặc 5%. Từng bước thêm vào chi tiêu y tế- các biến liên quan, các biến phụ thuộc chi tiêu y tế và các biến kiểm soát khác (hồi quy theo bước) tất cả đều không ảnh hưởng đến độ lớn và dấu của hiệu ứng FDit trên IMRit (Efroymson, 1960). Với việc bao gồm tất cả các biến kiểm soát và các thứ tương đương, TSS sửa đổi tăng tỷ lệ tử vong trẻ dưới 1 năm tuổi khoảng 24/1000 trẻ sinh ra sống trong cùng một năm, nó không chỉ có ý nghĩa mang tính thống kê ở mức 1% mà còn có ý nghĩa về mặt kinh tế và xã hội. May thay, sau khi hiệu chỉnh phương sai thay đổi và tự tương quan theo cơ chế tự hồi qui bậc 1 (AR(1)), ảnh hưởng tiêu cực của FDit trên IMRit giảm xuống khoảng 13, vẫn còn ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Điều này chỉ ra rằng từ khi cải cách TSS 1994, chính quyền điạ phương đã tập trung vào tăng trưởng kinh tế (lấy GDP là trọng tâm) trong khi không quan Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 25 tâm môi trường sống của cư dân ở địa phương. Những lợi ích tiềm năng của phân cấp tài khóa đã không đạt được như được dự báo dựa trên những lý thuyết truyền thống. Bảng 2 cũng chỉ ra rằng mức thu nhập biểu hiện bằng GRP thực bình quân đầu người, ln GRPPCit được kì vọng âm trong cả 5 mô hình và có ý nghĩa thống kê trong 3 mô hình OLS đầu tiên và mô hình FGLS. Sau khi đưa vào từng bước biến khác, tác động nghịch của mức thu nhập trên tỷ lệ trẻ tử vong giảm, nhưng vẫn có ý nghĩa thống kê ở 1% trong mô hình FGLS và ba mô hình OLS. Đây là luận chứng cho rằng mức thu nhập vẫn ảnh hưởng việc giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong mặc dù tác động có thể bị bù trừ bởi sự liên quan của những biến chi tiêu cho sức khỏe đầu vào và biến chi tiêu sức khỏe đầu ra của kết luận trên Chi chăm sóc sức khỏe bình quân đầu người, lnHEPCit, có dấu hỗn hợp nhưng đều không có ý nghĩa thống kê. Tỷ lệ chi tiêu cho sức khỏe trong tổng chi tiêu HESEit và tỷ lệ chi cho y tế trong GRP danh nghĩa HESGit, có dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở mức 1 hay 5% trong cả 2 mô hình OLS và FGLS với chỉ một ngoại lệ: HESEit ước lượng trong mô hình FGLS là dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này thể hiện sự gia tăng chi tiêu công cho chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu hay trong tổng sản phẩm gộp của khu vực thì có quan hệ với sự tăng lên của tỷ lệ tử vong của trẻ. Đây là những phần đáng chú ý của nghiên cứu thực hiện trên toàn quốc của Berger và Messer (2002) Để tìm hiểu tác động gián tiếp của FDit trên IMRit qua việc chi tiêu cho sức khỏe, chúng tôi dùng lnHEPCit như là biến phụ thuộc và hồi quy của nó trên FDit và lnGRPPCit và đi đến giá trị dự báo, lnHEPCit. Đây là kết quả trình bày trong công thức sau: lnHEPCit = -2.05 -1.39FDit +0.81 lnGRPPCit (2) (0.23) (0.12) (0.03) N=178, R2=0.71 Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 26 Trong ngoặc giá trị có điều chỉnh sai số tiêu chuẩn ổn định (robust standard errors) Sau đó chúng tôi chạy mô hình chính được xác định trong phương trình (1), với gồm cả giá trị được dự báo, lnHEPCit , và hệ số của lnHEPCit . Kết quả này được trình bày trong công thức sau: IMRit = 23.05 - 7.02 lnHEPCit + X’s (3) (10.18) (2.62) N=172, R2=0.62 Tổng tác động của FDit trên IMRit là tổng của tác động trực tiếp, hệ số của FDit trong mô hình chính (iv), và tác động gián tiếp, kết quả hệ số của FDit trong phương trình (2) và hệ số của lnHEPCit trong phương trình (3). Đó là 24.13 + (-1.39) * (-7.02) = 33.89 Cả 3 phương thức ước lượng đó đều có ý nhĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả dương này làm tăng cường hiệu quả cùng chiệu của phân cấp tài khóa lên tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh trong tác động trực tiếp hoặc gián tiếp thông qua chi tiêu cho sức khỏe. Hơn nữa, cơ sở vật chất y tế BEDPit thì dương không như kì vọng và có ý nghĩa thống kê ở mức 5% trong mô hình (iv) và mức 1% trong mô hình FGLS. Kết quả đáng ngạc nhiên này có thể được giải thích bởi giả thuyết phụ thuộc như sự gia tăng cung cấp thiết bị chăm sóc y tế, sự gia tăng dân số phụ thuộc vào cơ sở vậy chất y tế để duy trì sức khỏe của người dân và làm nhẹ sự ảnh hưởng của những nhân tố quan trọng như lối sống và dinh dưỡng (Sidel & Sidel,1975). Giải thích khác có thể là tỷ lệ sử dụng giường bệnh viện của trẻ em rất thấp ngay cả khi với sự gia tăng số giường bệnh của bệnh viện bởi vì nhiều trẻ được chăm sóc tại nhà ở Trung Quốc. Biến nguồn nhân lực y tế DOCPit có dấu âm mặc dù nó chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 10% trong mô hình OLS (iii). Biến phụ thuộc theo khu vực địa lý GEOit đã có dấu dương như kì vọng và Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 27 hệ số của biến giả khu vực địa lý không có ý nghĩa thống kê trong mô hình OLS nhưng có ý nghĩa thống kê mức 1% trong mô hình FGLS. Điều này chỉ ra rằng tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong ở miền tây và khu vực vùng sâu vùng xa cao hơn khu vực phát triển phía đông của Trung Quốc. Sự tương tác của phân cấp tài khóa và biến giả khu vực địa lý FD*GEOit có dấu hỗn hợp nhưng không có thành phần nào có ý nghĩa thống kê Tỷ lệ sinh, FERit xấp xỉ tỷ lệ tăng dân số tự nhiên, nó có quan hệ cùng chiều như kì vọng nhưng không có ý nghĩa thống kê. Nó có thể vì sự tăng dân số tự nhiên đại diện yếu cho sự sinh sản. Tỷ lệ đô thị hóa, URBANit có dấu âm như dự báo bởi Weng và Wang (1993) và tác động có ý nghĩa thống kê mức 5 và 10% tương ứng trong mô hình OLS và FGLS. Điều này gợi ý rằng khoảng cách trong kết quả chăm sóc y tế giữa khu vực thành thị và nông thôn vẫn lớn. 4.3 Kết quả hồi quy (FD là tỷ lệ): Kết quả hồi qui của mô hình OLS và FGLS sử dụng phân cấp tài khóa được đo lường bởi tỷ lệ bình quân đầu người chi ngân sách tỉnh với tổng bình quân đầu người chi ngân sách trung ương và bình quân đầu người chi ngân sách tỉnh. Bảng 3: Kết quả hồi quy (FD là tỷ lệ) Biến phụ thuộc: Tỷ lệ tử vong trẻ dưới 1 tuổi theo tỉnh hàng năm (%0) OLS Ước lượng bảng (i) (ii) (iii) (iv) FGLS Biến giả FD 55.28*** 74.35** 85.84** 86.05* 27.74 (16.02) (35.65) (34.48) (45.64) (21.26) lnGRPPC -12.33*** 9.03*** 7.72*** 2.01 0.85 (1.60) (2.45) (2.42) (2.63) (1.94) lnHEPC -26.35*** -25.48*** -16.31*** -10.63*** (6.75) (6.32) (5.61) (2.60) Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 28 HESE 23.93** 22.31** 1.49 -18.81 (10.83) (10.57) (8.73) (12.12) HESG 986.83*** 938.61*** 671.00*** 586.91*** (111.06) (110.44) (119.11) (88.40) BEDP 0.20 0.28** 0.22** (0.17) (0.16) (0.10) DOCP -0.50*** -0.02 -0.10 (0.17) (0.18) (0.13) GEO 8.47 2.09 (6.50) (4.08) FD*GEO -4.02 5.43 (8.90) (5.69) FER -0.24 -0.20 (0.30) (0.19) URBAN -36.16*** -12.80* (9.91) (6.78) Hằng số 89.90*** -19.31 -14.41 -7.50 19.43 (7.17) (13.91) (13.76) (21.40) (15.98) Số quan sát 178 174 174 172 172 R2 0.35 0.52 0.54 0.62 Wald Chi-squared 339.22 (1) Mức ý nghĩa 1%,mức ý nghĩa 5%, mức ý nghĩa 10% (2) Độ lệch tiêu chuẩn (3) OLS là ước lượng với robust option (lựa chọn tăng cường) (4) FGLS là ước lượng điều chỉnh phương sai thay đổi (teteroskedasticity) và tự tương quan bậc 1 AR(1) Một lần nữa, phân cấp tài khóa thể hiện dấu hiệu cùng chiều trong tất cả các mô hình và có ý nghĩa thông kê ở mức ý nghĩa 1%, 5% và 10% trong tất cả mô hình OLS trong khi không có ý nghĩa trong mô hình FGLS. Để tìm hiểu tác động của phân cấp cấp tài chính được đo lường như là chỉ Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 29 số IMRs qua chi tiêu cho sức khỏe, chúng tôi tiếp tục quá trình được mô tả ở trên và hồi quy lnHEPCit qua FDit và lnGRPPCit với lựa chọn tăng cường để đạt được giá trị dự báo cho lnHEPCit, đưa nó vào mô hình OLS (iv) ban đầu với đầy đủ các biến kiểm soát khác, và tính tổng tác động của FDit trên IMRit như sau: 85.84 + (4.38) * (-1.33) = 80.01 Một lần nữa, tổng tác động của FDit trên IMRit vẫn cùng chiều và độ lớn thậm chí là lớn hơn kết quả đạt được với biến giả đo lường phân cấp tài khóa. Việc ước lượng GRP bình quân đầu người nghịch chiều và có ý nghĩa thống kê trong mô hình (i) trong khi cùng chiều và có ý nghĩa thống kê trong mô hình (ii) và (iii). Kết quả trông có vẻ mâu thuẫn nhau có thể liên quan đến việc ước lượng chi tiêu cho sức khỏe bình quân đầu người. Với đo lường số học của phân cấp tài khóa, chi cho sức khỏe bình quân đầu người được dự báo là ngược chiều và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong tất cả mô hình. Tác động này gây ra bởi chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe có thể là tác động gián tiếp của GRP thực bình quân đầu người lên việc giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh thông qua chi tiêu chăm sóc sức khỏe. Điều này cùng với kết luận của chúng tôi về yếu tố thu nhập đã nêu phần trên: Sự giảm bớt tác động của biến thu nhập trên tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong có thể vì tỷ số của biến chi tiêu sức khỏe đầu vào và biến chi tiêu sức khỏe đầu ra. Hai tỷ số chi tiêu sức khỏe khác, HESEit và HESGit thì rất tương đồng nhau với ước lượng trong Bảng 2. Tỷ lệ chi chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu công và tổng thu nhập vùng càng cao thì có liên quan đến tỷ lệ trẻ sơ sinh càng cao .Nó có thể nhìn thấy rõ vòng quay lẩn quẩn này ở các quốc gia nghèo. BEDPit và DOCPit có cùng kết quả như Bảng 2. GEOit có dấu dương nhưng không có ý nghĩa thống kê ngay cả trong mô hình FGLS. FDit*GEOit, FERit và URBANit cũng có kết quả và dấu tương tự Bảng 2. Hơn nữa, khi theo quan điểm nội sinh tiềm ẩn của biến thu nhập, ước lượng biến công cụ cũng được áp dụng phương pháp GMM trong việc sử dụng Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 30 ma trận trọng số ổn định phương sai thay đổi mặc định (không trình bày ở đây). Phân cấp tài khóa đo lường bởi biến giả có cùng dấu như kỳ vọng và cũng có ý nghĩa kinh tế và thống kê. Trong phép thử vấn đề nội sinh tiềm ẩn của GRP thực bình quân đầu người, chúng tôi không thành công trong việc bác bỏ giả thuyết rằng biến thu nhập có thể được giả định là ngoại sinh. V. Kết luận: 5.1 Kết luận chung: Những nghiên cứu trước đến nay đã kiểm tra có hay không chính quyền địa phương ở Trung Quốc đang dần quan tâm nhiều hơn đến nhu cầu chăm sóc y tế địa phương sau khi phân cấp tài khóa như được trình bày qua cải cách TSS năm 1994. Những gì tìm thấy ngược lại với những dự báo bởi lý thuyết truyền thống về phân cấp tài khóa và những bằng chức thực nghiệm được trình bày trong nhiều nghiên cứu trước đó. Kết quả chúng tôi chỉ rằng phân cấp tài khóa đã tác động hoàn toàn ngược lại trong việc giảm IMRs ở Trung Quốc, bằng cả phương pháp đo lường với biến giả hoặc phương pháp đo lường bằng tỷ số. Chúng tôi chúng phát hiện ra rằng mức thu nhập có vai trò trong việc giảm tỷ lệ tử vong trẻ và có có thể giả định là ngoại sinh trong hàm IMR. Tuy nhiên tác động của thu nhập có thể bị giảm đi sau khi có sự kiểm soát của những biến liên quan đến thu nhập như chi chăm sóc sức khỏe bình quân đầu người. Tỷ lệ chi chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu công và tổng sản phẩm khu vực có tác dụng ngược đến giảm tử vong của trẻ em sơ sinh. Sự đô thị hóa có tác động mong đợi như dự báo trong những nghiên cứu trước đây. Sự gia tăng cơ sở vật chất y tế có quan hệ cùng chiều với IMRs trong khi nguồn nhân lực thì quan hệ nghịch chiều với IMRs. Nghiên cứu này có ý nghĩa cho những chính sách quan trọng. Kết quả chỉ ra rằng ở Trung Quốc phân cấp tài khóa cần xây dựng thận trọng hơn để cân bằng nhu cầu chăm sóc sức khỏe của cư dân và sự phát triển kinh tế. Đặc biệt chúng tôi giới thiệu những chính sách sau đây: Thứ nhất đánh giá hiệu quả của hệ thống một cách toàn diện thay vì đáng giá tăng trưởng kinh tế quốc gia GDP bằng việc viên chức chính quyền địa phương phải xác định để đạt được Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 31 điều kiện sống chấp nhận được cũng như phát triển kinh tế địa phương. Thứ hai, để tạo công bằng hơn chính chủ nên thực hiện chuyển ngân sách công từ khu vực đã phát triển đến vùng sâu vùng xa và khu vực tập trung dân tộc thiểu số để thu hẹp khoảng cách thu nhập giữa các khu vực địa lý khác nhau. Thứ ba đô thị hóa có vẻ như phương thức khả thi để giảm IMRs hiệu quả hơn thông qua phát triển kinh tế hơn là việc tăng tỷ lệ chi tiêu chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu công và tổng thu nhập 5.2 Hạn chế và hướng nghiên cứu tương lai: Ngoài những thông tin quan trọng đã nêu ở trên, nghiên cứu này giới hạn trong vài phương diện. Đầu tiên dữ liệu điều tra về IMR chỉ có trong 6 năm từ những năm 1980. Số mẫu khảo sát thấp nên không cho phép thấy nhiều biến động trong biến chính này. Thứ hai, dữ liệu trình độ học vấn của phụ nữ không có, đây là hạn chế cho việc kết luận tác động của học vấn đối với phụ nữ mang thai lên IMRs. Cuối cùng phân cấp tài khóa được đo lường ở khía cạnh chi tiêu chỉ ở mức độ tổng hợp mà không tính toán đến tác động có thể có từ cơ cấu tổng thu và cơ cấu chi tiêu Cân nhắc những giới hạn trên, chúng tôi đề nghị những phân tích nghiên cứu xa hơn gồm chỉ số của kết quả y tế như là tỷ lệ tử vong của trẻ em dưới 5 tuổi, tỷ lệ tử vong của mẹ và tuổi thọ và khám phá những tác động khác của cơ cấu tổng thu tài chính và cơ cấu tổng chi ngân sách trên các kết quả chăm sóc y tế. Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 32 TÀI LIỆU 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, Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 33 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. Case, Anne, le Roux, Ingrid and Menendez, Alicia (2004) ―Medical Compliance and Income-Health Gradients, American Economic Association Papers and Proceedings, pp. 331-335. 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 Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 34 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. Guldner, Mattias (1995) ―Health Care in Transition in Vietnam: Equity and Sustainability, Health Policy and Planning, Vol. 10 (Supplement), pp. 49-62. Halder, Pragna (2007) ―Measures of Fiscal Decentralization, Retrieved from Hayek, Friedrich A. (1945) ―The Use of Knowledge in Society, The American Economic Review, Vol. 35, No. 4, pp. 519-530. Hillier, S. and Shen, J. (1996) ―Health Care Systems in Transition: People's Republic of China, Journal of Public Health Medicine, Vol. 18, No. 3, pp. 258-265. Hindriks, Jean and Ben Lockwood (2005) ―Decentralization and Electoral Accountability: Incentives, Separation and Voter Welfare, CEPR Discussion Paper 5125, England. Hsiao, William and Liu, Yuanli (1996) ―Economic Reform and Health — Lessons from China, New England Journal of Medicine, Vol. 335, No. 6, pp. 430-432. Lin, Justin Yifu and Liu, Zhiqiang (2000) ―Fiscal Decentralization and Economic Growth in China, Economic Development and Cultural Change, Vol. 49, No. 1, pp. 1-21. Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 35 Liu, Yuanli, Hsiao, William C. and Eggleston, Karen (1999) ―Equity in Health and Health Care: The Chinese Experience, Social Science & Medicine, Vol. 49, No. 10, pp. 1349-1356. Lockwood, Ben (2002) ―Distributive Politics and the Costs of Centralization, Review of Economic Studies, Vol. 69, No. 2, pp. 313-337. Mills, A., Vaughan, J. P., Smith, D., and Tabibzadeh, I. (1990) Health System Decentralization: Concepts, Issues and Country Experiences, Geneva: World Health Organization (WHO). Musgrove, Philip (1996) ―Public and Private Roles in Health: Theory and Financing Patterns, World Bank Discussion Paper No. 339, Washington, DC: World Bank. Oates, Wallace E. (1972) Fiscal Federalism. New York: Harcourt Brace Jovanovich. Oates, Wallace E. (1993) ―Fiscal Decentralization and Economic Development, National Tax Journal, Vol. 46, No. 2, pp. 237-243. Oates, Wallace E. (1999) ―An Essay on Fiscal Federalism, Journal of Economic Literature, Vol. 37, No. 3, pp. 1120-1149. Persson, Torsten and Tabellini, Guido (2000) Political Economics: Explaining Economic Policy, Boston, MA: MIT Press. 260 Jin & Sun Prud'homme, Remy (1995) ―The Dangers of Decentralization, World Bank Research Observer, Vol. 10, No. 2, pp. 201-220. Qiao, Baoyun, Martinez-Vazquez, Jorge and Xu, Yongsheng (2008) ―The Tradeoff between Growth and Equity in Decentralization Policy: China's Experience, Journal of Development Economics, Vol. 86, No. 1, pp. 112-128. Robalino, David A., Picazo, Oscar F., and Voetberg, Albertus (2001) ―Does Fiscal Decentralization Improve Health Outcomes? Evidence from a Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 36 Cross-Country Analysis, Policy Research Working Paper Series No. 2565, Washington, DC: World Bank. Seabright, Paul (1996) ―Accountability and Decentralisation in Government: An Incomplete Contracts Model, European Economic Review, Vol. 40, No. 1,pp. 61-89. Sen, Amartya K. (1998) ―Mortality as an Indicator of Economic Success and Failure, Economic Journal, Vol. 108, No. 446, pp. 1-25. Sidel, Victor W. and Sidel, Ruth (1975) ―The Development of Health Care Services in the People's Republic of China, World Development, Vol. 3, No. 7-8, pp. 539-549. Silverman, Jerry M. (1992) Public Sector Decentralization: Economic Policy Reform and Sector Investment Programs, Washington DC: World Bank. Tang, Shenglan and Bloom, Gerald (2000) ―Decentralizing Rural Health Services: A Case Study in China, The International Journal of Health Planning and Management, Vol. 15, No. 3, pp. 189-200. Tanzi, Vito (1996) ―Fiscal Federalism and Decentralization: A Review of Some Efficiency and Macroeconomic Aspects, Annual World Bank Conference on Development Economics, 1995 (pp. 295-316), Washington, DC: World Bank. Uchimura, Hiroko and Jutting, Johannes (2007) ―Fiscal Decentralization, Chinese Style: Good for Health Outcomes? IDE Discussion Paper No.111, Institute of Developing Economies, Japan. United Nations (2005). World Population Prospects. United Nations Development Programme (UNDP) (1990-2008) Human Development Reports, United Nations. PFM 11/3 261 Wagstaff, Adam (2001) ―Poverty and Health, Working Group No.1, Liệu phân cấp tài khóa có cải thiện kết quả chăm sóc y tế? Bằng chứng thực nghiệm từ Trung Quốc Nhóm 06 – Lớp Ngân hàng Đêm 1 – Cao học K22 Page 37 Working Paper No. 5. Boston, MA: WHO Commission on Macroeconomics and Health. Wang, Limin (2003) ―Determinants of Child Mortality in LDCs: Empirical Findings from Demographic and Health Surveys, Health Policy, Vol. 65, No. 3, pp. 277-299. Weng, S. and Wang, S. (1993) ―An Analysis of Infant Mortality in China, Chinese Journal of Population Science, Vol. 5, No. 1, pp. 75-81. World Bank (1993) World Development Report: Investing in Health, Washington, DC: World Bank. World Bank (1995) ―Colombia Local Government Capacity: Beyond Technical Assistance, World Bank Report 14085-C, Washington DC: World Bank. World Bank (2000) China: Managing Public Expenditures for Better Results, Washington, DC: World Bank. World Bank (2001) China: Provincial Expenditure Review, Washington, DC: World Bank. World Health Organization (WHO) (2008) ―Consensus During the Cold War: Back to Alma-Ata, Bulletin of the World Health Organization, Vol. 86, pp. 737-816. Zakir, Mohammed and Wunnava, Phanindra V. (1999) ―Factors Affecting Infant Mortality Rates: Evidence from Cross-sectional Data, Applied Economics Letters, Vol. 6, No. 5, pp. 271-273. Zhang, Tao and Zou, Heng-Fu (1998) ―Fiscal Decentralization, Public Spending, and Economic Growth in China, Journal of Public Economics, Vol. 67, No. 2, pp. 221-240.