Tiểu luận Sự phân quyền tài chính có thể góp phần cải thiện những kết quả của công tác chăm sóc sức khỏe hay không - Bằng chứng thực nghiệm của Trung Quốc

nh tế với tốc độ nhanh trong những năm 90 và cả trong đầu thế kỷ 21 cũng như t ình trạng phân quyền tài chính được thể hiện bằng cuộc cải cách Hệ thống Chia sẻ Thuế năm 1994 đã ảnh hưởng đến tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh tại Trung Quốc. Cuộc nghiên cứu này được tiến hành nhằm mục đích cải thiện các cuộc nghiên cứu trước đây bằng một vài cách. Trước hết, chúng tôi sử dụng bảng dữ liệu cấp tỉnh đối với các tác động không quan sát được thay đổi theo thời gian. Thứ hai là chúng tôi đo lường mức chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu như là tỷ lệ phần trăm của tổng chi tiêu chính phủ và là tỷ lệ đối với Tổng Sản phẩm Khu vực (GRP) danh nghĩa. Thứ ba là chúng tôi đưa vào những biến kiểm soát như biến giả địa lý, nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe, cơ sở vật chất chăm sóc sức khỏe, đô thị hóa và khả năng sinh sản. Cuối cùng là bên cạnh biện pháp mô hình truyền thống, chúng tôi cũng đánh giá mức độ phân quyền tài chính sử dụng tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình quân đầu người cấp tỉnh trên tổng mức chi tiêu ngân sách bình quân đầu người cấp trung ương và chi tiêu ngân sách bình quân đầu người cấp tỉnh. Phần còn lại của bài nghiên cứu được tổ chức như sau. Phần 2 trình bày ngắn gọn về hệ thống chăm sóc sức khỏe của Trung Quốc. Phần 3 khảo sát hàm IM R và các kênh khả thi thông qua đó mà tình trạng tử vong ở trẻ sơ sinh có thể được xác định. Phần 4 phát triển các mô hình thực nghiệm và giới thiệu các nguồn dữ liệu. Phần 5 báo cáo kết quả và phần 6 kết luận với những gợi ý về chính sách cho cuộc nghiên cứu trong tương lai. 2. HỆ THỐNG CHĂM SÓC SỨC KHỎE Ở TRUNG QUỐC Trung Quốc có hình thức chính phủ thống nhất với năm cấp độ phân cấp như hình kim tự tháp mà trong đó chính quyền trung ương nằm ở đỉnh kim tự tháp này, tiếp theo phía dưới đỉnh là các cấp địa phương là tỉnh, quận (bao gồm các thành phố tương đương cấp quận), huyện (bao gồm các huyện tương đương cấp thành phố) và cuối cùng là chính quyền thị trấn. Chính quyền cấp tỉnh bao gồm 22 tỉnh, 5 khu vực tự trị và 4 thành phố chịu sự quản lý trực tiếp của Hội đồng Nhà nước. (4 thành phố trực thuộc Trung Ương). 6 Figure 1. Infant mortality rate in China, 1950-2006 – Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh tại Trung Quốc, giai đoạn 1950 -2006 Data Source: Population Division of the Department of Economic and Social Affairs of the United Nations Secretariat, World Population Prospects. Là một phần của phúc lợi công cộng trong giai đoạn kinh tế kế hoạch từ năm 1949 đến 1978, việc cung cấp dịch vụ chăm sóc sức khỏe được thiết kế một cách sáng tạo bởi chính quyền trung ương và được thực hiện thành công tại chính quyền địa phương. Các cấp thấp hơn cung cấp một hệ thống y tế công cộng trong các khu đô thị và chủ yếu dựa vào các bác sĩ không chuyên (hay “bác sĩ chân trần”) trong các vùng nông thôn. Việc đào tạo và các dịch vụ của “bác sĩ chân trần” được trợ cấp bởi chính quyền địa phương. Sidel và Sidel (1975) tóm tắt kiểu hệ thống y tế này như là một sự kết hợp giữa y học cổ truyền Trung Quốc và y học hiện đại phương Tây: phòng ngừa, lao động, hợp tác xã theo định hướng, dựa trên năng suất tập thể và chủ nghĩa quân bình. Hệ thống này đã được chứng minh là có hiệu quả trong đó nó đã nhanh chóng làm giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh từ hơn 200 ca trẻ sơ sinh tử vong trên 1.000 ca vào năm 1950 xuống còn 7 khoảng 50 ca trong năm 1978, giảm khoảng ba phần tư (xem hình 1). Tuổi thọ trung bình ở Trung Quốc đã tăng từ 35 năm 1949 lên đến khoảng 70 trong những năm 1980. Các điều kiện sức khỏe tổng thể ở Trung Quốc cải thiện đáng kể và nhiều bệnh truyền nhiễm đã bị tiêu diệt trong vòng chưa đầy 30 năm. Do những thành tựu đáng kể mà 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 đã không tồn tại trong cuộc cải cách kinh tế năm 1978, thời điểm mà việc tìm kiếm lợi nhuận được chú trọng hơn, sự tư nhân hóa, thương mại hóa, và thị trường hóa trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe. Tất cả các tổ chức y tế như Trung Tâm Kiểm Soát và Phòng Bệnh (CDC) bây giờ phải tự chịu trách nhiệm về lợi nhuận cũng như những khoản thiệt hại theo như cuộc cải cách kinh tế này mà không có bất kỳ khoản hỗ trợ tài chính nào hoặc khoản trợ cấp nào khác của chính phủ. Dịch vụ chăm sóc sức khỏe bao gồm cả chăm sóc sức khỏe trẻ sơ sinh và tiêm chủng được tính theo giá thị trường. Kết quả là, các cơ sở và hệ thống y tế giá rẻ đã bị giải thể và thay vào đó là hệ thống y tế theo hướng thị trường với mức giả cả tăng cao. Chưa tới một phần mười dân số Trung Quốc, phần lớn trong số đó là công chức, nhân viên trong các doanh nghiệp nhà nước (DNNN), có bảo hiểm y tế (Bertelsmann Stiftung, 2010). Với việc thị trường hóa vấn đề chăm sóc sức khỏe, dịch vụ và các tổ chức; chi phí chăm sóc sức khỏe của chính phủ đã thu hẹp được gần một nửa. Như thể hiện trong hình 2, tổng chi tiêu quốc gia về chăm sóc sức khỏe bao gồm ngân sách chi tiêu chính phủ, chi tiêu ngoài ngân sách nhà nước và chi tiêu cá nhân. Trong số đó, tỷ lệ chi ngân sách của chính phủ đã giảm từ khoảng 39% năm 1982 xuống khoảng 18% năm 2006, và chi tiêu ngoài ngân sách nhà nước cũng đã giảm từ hơn 47% vào cuối năm 1970 xuống 32% năm 2006. Ngược lại, chi tiêu cá nhân về y tế đã tăng hơn gấp đôi trong vòng ba thập kỷ qua, từ khoảng 20% năm 1978 lên gần 50% trong năm 2006. Sau cuộc cải cách TSS năm 1994, chi phí chăm sóc sức khỏe được dịch chuyển từ chính quyền trung ương sang chính quyền địa phương. Các quan chức của chính quyền địa phương đã theo đuổi chính sách thúc đẩy tăng GDP - cơ sở của tăng trưởng kinh tế, với mục đích cho việc tăng trưởng thông qua chi phí đầu tư chăm sóc sức khỏe công cộng. Căn cứ vào các quy định của chính phủ có liên quan, trách nhiệm chi tiêu trong lĩnh vực chăm sóc sức khỏe được phối hợp một cách ngầm định giữa trung ương, tỉnh, quận, và các cấp huyện của chính phủ đó. Trong thực tế, chi tiêu của chính phủ trung ương về chăm sóc sức khỏe đã được giảm thiểu. Thay vào đó nó là nhiệm vụ của các tỉnh và các cấp dưới tỉnh. Cụ thể, chính quyền địa phương đã ước tính chi trả 97% chi phí chăm sóc sức khỏe trong những năm gần đây trong khi chính quyền trung ương chỉ 8 chia sẻ có 3%. Tuy nhiên, phần lớn doanh thu của chính quyền địa phương đã được sử dụng để bắt đầu xây dựng cơ sở hạ tầng quy mô lớn và các dự án đầu tư ngoài để tài trợ cho chi phí hành chính. Các quỹ còn lại dành cho chăm sóc sức khỏe là tối thiểu. Ngược lại với tốc độ tăng trưởng trung bình 9% của GDP danh nghĩa hàng năm, tổng chi phí chăm sóc sức khỏe chiếm một phần tỷ lệ trong GDP danh nghĩa thì giảm, từ khoảng hơn 1% vào năm 1981 xuống còn dưới 1% trong 2006. Hơn nữa, tỷ lệ chi phí chăm sóc sức khỏe trong tổng số chi tiêu chính phủ cũng giảm từ hơn 5% vào năm 1981 xuống dưới 5% vào năm 2006 (xem hình3). Figure 2. Compositions of total healthcare expenditures, 1978-2006 – Tổng quan về tổng chi tiêu cho dịch vụ chăm sóc sức khỏe, giai đoạn 1978 – 2006 Do việc giảm chi tiêu chính phủ cho y tế và việc tăng nhanh thị trường hóa trong dịch vụ chăm sóc sức khỏe, thì không đáng ngạc nhiên khi hiệu suất tổng thể của vấn đề chăm sức khỏe theo đó mà giảm xuống. Việc cắt giảm chi phí của chính phủ cho vấn đề chăm sóc sức khỏe đã trực tiếp hạn chế sự tích lũy vốn cho dịch vụ này, và có thể dẫn đến sự suy giảm hiệu quả chăm sóc sức khỏe như tình trạng trì trệ trong việc giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh (IMR ) trong giai đoạn những năm 1990 và 2000. Trong một cuộc đánh giá về dịch vụ y tế thực hiện bởi WHO trong năm 2002, Trung Quốc được xếp hạng 144 trong số 191 nước trên thế giới. Bên cạnh việc suy giảm hiệu quả chăm sóc sức khỏe ngày càng lớn, thì khoảng cách chênh lệch trong chi phí chăm sóc sức khỏe cũng rộng hơn. Chi phí dành cho y tế của Chính phủ đã chuyển dịch từ nông 9 thôn ra thành thị để đào tạo nhân viên dịch vụ y tế chuyên nghiệp, mua thiết bị y tế sử dụng nguồn vốn tài chính, nghiên cứu y học tiên tiến. Khoảng cách về chi phí chăm sóc sức khỏe giữa thành thị và nông ngày càng tăng dựa trên chi phí y tế bình quân đầu người (xem hình 4). Hillier 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. Figure 3. Shares of total health expenditures in total government expenditures and nominal GDP, 1981-2006 – Tỷ trọng chi phí cho dịch vụ y tế trong tổng chi tiêu chính phủ và GDP danh nghĩa, giai đoạn 1981 – 2006 Qua những nỗ lực trong nhiều năm, Trung Quốc hiện đã cố gắng để xây dựng một hệ thống chăm sóc sức khỏe toàn diện. Ở khu vực thành thị, có sự kết hợp giữa các quỹ xã hội và ngân sách cá nhân, tối thiểu đó là bảo hiểm y tế bắt buộc, ngoài ra còn có bảo hiểm bồi thường cho người lao động và bảo hiểm tài chính cá nhân. Tại khu vực nông thôn, một nông thôn mới với hệ thống chăm sóc sức khỏe hợp tác xã đã được xây dựng với sự tài trợ và đóng góp chung của người dân địa phương, chính quyền địa phương và chính quyền trung ương. Mặc dù các cải cách kinh tế năm 1978 đã mang lại tăng trưởng kinh tế đáng chú ý ở Trung Quốc, nhưng việc cung ứng dịch vụ chăm sóc sức khỏe đã không được cải thiện gì nhiều. Vấn đề giảm tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh (IMR) đã bị đình trệ sau năm 1980, như thể hiện trong hình 1. Trong khi đó, tuổi thọ trung bình thay đổi nhưng hầu như không đáng kể nhiều, xấp xỉ từ 68 năm 1982 lên 69 trong năm 1993 (Hsiao & Liu, 1996). Hơn nữa, theo như báo cáo của Bloom, Gu 10 (1997) và Liu cùng những cộng sự, hầu hết các chỉ số y tế thể hiện tốt hơn đối với người dân thành thị so với người dân nông thôn sau các cải cách kinh tế. Ví dụ, tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh (IMR) tại các khu vực đô thị đã hầu như giảm liên tục nhưng với tốc độ chậm hơn so với tốc độ trước năm 1978 trong khi IMR trong khu vực nông thôn thì lại liên tục gia tăng từ những năm 1990. Figure 4. Total health expenditures per capita in urban and rural areas – Tổng chi tiêu bình quân đầu người cho dịch vụ y tế ở khu vực nông thôn và thành thị. Ghi chú: (1) chi phí y tế bao gồm tổng chi ngân sách của chính phủ về y tế, chi tiêu ngoài ngân sách cho y tế và chi phí y tế cá nhân, (2) các đơn vị đo lường là nhân dân tệ cho mỗi người 3. TỔNG QUAN CÁC NGHIÊN CỨU TRƯỚC ĐÂY Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh và tuổi thọ cuộc sống thường được chọn là các đơn vị đo lường (tiêu chuẩn) để xem xét chất lượng sức khỏe nói chung trong các tài liệu nghiên cứu gần đây. Nếu như tuổi thọ cuộc sống thường bị ảnh hưởng bởi sự quan tâm sức khỏe của từng cá nhân, sự 11 tích lũy tích cực lẫn tiêu cực của đời sống một con người và hành vi thói quen của từng cá nhân, thì ngược lại, tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh lại bị ảnh hưởng bởi cấp độ thu nhập, chi tiêu công và điều kiện chăm sóc sức khỏe của từng địa phương. Theo đó, để định lượng sự ảnh hưởng của thu nhập và chi tiêu của cộng đồng cho vấn đề sức khỏe, trong nghiên cứu này sẽ tập trung vào tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh là chủ yếu. Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh là kết quả của nguyên nhân trực tiếp lẫn gián tiếp. Trước đây tỷ lệ này cơ bản bị ảnh hưởng điều kiện y tế do những nguyên nhân tác động ngay lập tức (như chưa đủ độ tuổi, tổn thương khi mới sinh, vấn đề về gien, bệnh tật và dị tật bẩm sinh) và các nguyên nhân kinh điển (như thiếu dinh dưỡng, quá trình dưỡng thai, các loại vacxin có sẵn và sự nhiễm trùng). Những nguyên nhân gián tiếp ảnh hưởng đến tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh liên quan đến điều kiện xã hội, kinh tế và môi trường thường dễ nhận thấy và nhạy cảm hơn những nguyên nhân trực tiếp. Những nguyên nhân đó bao gồm cấp độ thu nhập, phân phối thu nhập, chi tiêu công cho vấn đề sức khỏe, nguồn nhân lực y tế, điều kiện cơ sở vật chất y tế, tỷ lệ tham gia của lực lượng lao động nữ, sự đô thị hóa, sự phân chia ngôn ngữ, chất lượng của chế độ cai trị, hệ thống bảo vệ sức khỏe cộng đồng và các chính sách khác liên qua đến hạ tầng cơ sở như an toàn nước và điện v.v… Theo đó, sự chi tiêu công cho vấn đề sức khỏe là đầu vào trực tiếp, trong khi nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe (như số lượng bác sĩ, y tá trên 1000 người) và điều kiện cơ sở vật chất chăm sóc sức khỏe (như số lượng giường bệnh trên 1000 người) là biến đầu ra trực tiếp. Ảnh hưởng chung của sự phân quyền tài chính tác động đến chăm sóc sức khỏe bao gồm của ảnh hưởng trực tiếp của tiết kiệm chi phí sản xuất và cung cấp dịch vụ sức khỏe cũng như ảnh hưởng gián tiếp của sự gia tăng chi phí dành cho vấn đề sức khỏe hoặc cải thiện nguồn lực dành cho chăm sóc sức khỏe. Tuy trong lịch sử, IMRs từng bị dao động bởi chiến tranh, nạn đói, bệnh dịch và sự rối loạn xã hội nhưng sự thịnh vượng chung của xã hội đã làm giảm tỷ lệ IMRs. Do đó, các nước giàu có xu hướng có IMR thấp hơn các nước nghèo. Flegg (1982) kiểm tra nghiên cứu xuyên quốc gia một số nước kém phát triển trong giai đoạn 1968-1972 và sử dụng ước lượng OLS để đo lường sự không cân xứng thu nhập, tỷ lệ sinh sản của phụ nữ, tỷ lệ mù chữ của phụ nữ và nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe (đo bằng số lượng bác sĩ, y tá trên 1000 người). Kết quả chỉ ra rằng tác động của GDP thực tế trên IMR thì không có ý nghĩa thống kê, theo đó mức thu nhập (đo bằng từng đồng vốn GDP thực tế) không là yếu tố quyết định trực tiếp đến tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh hay nếu có chỉ là ảnh hưởng gián tiếp thông qua sự tác động của nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe. Trên thực tế, việc sử dụng dữ liệu nghiên cứu chéo vào năm 2004 của tổ chức WHO, Anand và Barnighausen (2004) của thừa nhận 12 sự ảnh hưởng tích cực quan trọng của mối liên hệ giữa nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe và sự suy giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh. Những nghiên cứu trước đây đã tìm thấy rằng chi tiêu công dành cho chăm sóc sức khỏe thì có ảnh hưởng tích cực đến sự giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh. Ví dụ, Corman, Grossmand và Joyce (1987) đã sử dụng tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh của U.S vào năm 1977 để dẫn chứng cho chương trình chi tiêu công cho vấn đề sức khỏe đóng vai trò quan trọng trong việc giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh. Ngân hàng Thế Giới (1995) cũng cung cấp tài liệu cho thấy sự ảnh hưởng trọng yếu của chi tiêu công dành cho sức khỏe với sự suy giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh ở các vùng lạc hậu của Philippines. Việc sử dụng dữ liệu nhân khẩu học và sức khỏe trên hơn 60 nước thu nhập thấp từ năm 1990 đến 1999, Wang(2003) đã tìm ra rằng tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh ở nông thôn căn bản là cao hơn so với khu vực thành thị. Trong một nghiên cứu gần đây bởi Bokhari, Gai and Gottret (2007) ước lượng rằng thu nhập lẫn chi tiêu chính phủ dành cho sức khỏe được sử dụng như một kỹ thuật biến thay thế (instrumental variable) và tìm ra rằng tỷ lệ tử vong của trẻ em dưới năm tuổi phụ thuộc vào chi tiêu của chính phủ dành cho sức khỏe chứ không phải bởi sự phát triển kinh tế. Ở một khía cạnh khác, một số nghiên cứu lại cho ra những kết quả đối nghịch. Ví dụ, Filmer and Prichett (1999) sử dụng tài liệu chéo các quốc gia của Qũy Nhi Đồng Liên Hiệp Quốc và Ngân Hàng Thế Giới cũng với sự ước lượng IV (instrumental variable) và tìm ra rằng sự ảnh hưởng chi tiêu công dành cho chăm sóc sức khỏe với tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh không có ý nghĩa kinh tế lần thống kê. Musgrove (1996) tóm tắt rằng trong sự định lượng của tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh, biến số thu nhập luôn luôn giữ vai trò quan trọng trong khi chi tiêu chi vấn đề sức khỏe trên GDP, chi tiêu cho vấn đề sức khỏe trong tổng chi tiêu của chính phủ và chi tiêu chính phủ trong GDP thì đều không có ý nghĩa. Sử dụng mẫu dữ liệu chéo của 117 quốc gia vào năm 1993 và mô hình độ chính xác hiệp phương sai không đồng nhất (correcting heteroscedasticity ), Zakir and Wunnava (1999) đã tìm ra rằng chi tiêu công của chính phủ dành cho sức khỏe và tỷ lệ của nó trong GNP không đóng vai trò trong việc định lượng tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh. Berger and Messer (2002) cũng tranh cãi về mối quan hệ nghịch chiều (reverse) giữa chi tiêu công dành cho sức khỏe và sự suy giảm IMR trong các nghiên cứu trước không chính thức dựa trên sự phân tích dữ liệu cuả họ từ năm 1960 đến 1992 với hơn 20 nước trong tổ chức Hợp tác và phát triển kinh tế (OECD) với sự ước lượng OLS. Đối nghịch lại, họ thấy rằng sự gia tăng trong chi tiêu công dành cho sức khỏe thì liên quan đến sự gia tăng IMRs. Hơn nữa, nghiên cứu của họ cũng nêu lên rằng sự gia tăng không cân xứng thu nhập ít liên quan đến tỷ lệ tử vong. Đối với vấn đề ảnh hưởng của sự phân quyền tài chính trên sự suy giảm IMR, một số nghiên cứu tranh cãi rằng sự phân quyền tài chính có thể dẫn đến sự tham nhũng, quan liêu của chính 13 quyền địa phương bằng việc cung cấp sự ưu đãi hàng hóa địa phương (preference-matching) như thử nghiệm ban đầu các loại tiêm chủng chuyên biệt (Alesina & Spolaore 1997; Faguet 2004; Lockwood 2002; Oates 1972; Silverman 1992). Ảnh hưởng này được biết như “hiệu quả phân bổ” (allocative efficiency). Seabright (1996), Person and Tabellini (2000) và Hindriks và Lockwood (2005) phân tích rằng sự phân quyền tài chính có thể giảm sự lạm dụng quyền (the incumbent’s rent diversion) với các khoản thuế thu được. Hayek (1945) tranh cãi rằng sự dự trữ bởi chính quyền địa phương liên quan đến nhu cầu của cư dân sẽ tiết kiệm chi phí truyền dẫn thông tin từ chính quyền địa phương đến chính quyền địa phương. Ảnh hưởng này liên quan đến hiệu quả sản xuất (productive effiency). Ví dụ, nhắm đến mục tiêu giảm cư dân có thu nhập thấp và nguy cơ suy dinh dưỡng của trẻ sơ sinh, chương trình phúc lợi địa phương như cung cấp thức ăn, giới thiệu y tế, dinh dưỡng cho thai phụ thu nhập thấp có thể bắt đầu ngay mà không cần sự phê chuẩn của chính quyền địa phương. Bên cạnh hiệu quả phân bổ và hiệu quả sản xuất, lợi ích thứ ba từ sự phân quyền tài chính đối với một nước lớn như Trung Quốc thì nhiều chính quyền địa phương có thể thử nghiệm những cách khác với sự suy giảm IMR. Loại ảnh hưởng này được gọi là thử nghiệm hay “hiệu quả thử nghiệm” (experimental efficiency) (Garzarelli, 2006; Oates, 1999). Tất cả những điều nêu trên là những hiệu quả trực tiếp ảnh hưởng của sự phân quyền tài chính đến sự giảm IMR. Có tồn tại các cơ chế khác mà qua đó có thể có phân quyền tài khóa ảnh hưởng gián tiếp IMR. Ví dụ, sự cống hiến tài chính sau khi cơ cấu chi tiêu cho sức khỏe ở địa phương, có ảnh hưởng đến vốn địa phương dành cho sức khỏe con người và sau đó là IMR. Tuy nhiên, Prud’homme (1995) và Tanzi (1996) nhắc nhở chúng ta rằng những lợi ích tiềm năng của sự phân quyền tài chính có thể không thành hiện thực. Đầu tiên, sự quan trọng của phân hóa giàu nghèo (gap of rich-poor), phân hóa thành thị và nông thôn, IMR ở Trung Quốc có thể tăng cao trong trường hợp cân bằng tài chính lý tưởng không được chuyển giao một cách hoàn chỉnh từ các trung tâm luân chuyển. Thứ hai, do sự thiếu hụt kỹ năng cá nhân, thông tin, khả năng quản lý và các thiết bị chuyên dụng, lợi ích dự trữ chăm sóc sức khỏe có thể giảm trừ về căn bản. Thứ ba, một số địa phương nghèo có thể xảy ra các mối nguy hiểm về đạo đức kèm theo sự phân quyền tài chính như tham nhũng, quan liêu. Những trường hợp trên có thể xảy ra tại Trung Quốc nếu như quốc gia này không có hệ thống tuyển cử dân chủ (decentralization election system). Bộ máy chính quyền địa phương có thể dễ dàng tham nhũng và quan liêu do không có sự kiểm soát của chính quyền trung ương nếu như không có sự dân chủ hay sự bầu cử của các cư dân địa phương. Hơn nữa, ngay cả có sự hiện diện của hiệu quả sản xuất, hiệu quả phân bổ từ phía cầu, những hiệu quả này có thể bị giảm tác động bởi sự kém hiệu quả cung cấp từ địa phương do thiếu quy mô và phạm vi kinh tế. 14 Bên cạnh những thảo luận về lý thuyết, những dẫn chứng thực tế về ảnh hưởng của sự phân quyền tài chính và chăm sóc sức khỏe có thể kết hợp với nhau. Sử dụng bảng dữ liệu cho cả các nước thu nhập thấp và thu nhập cao trong giai đoạn 1970-1995 với ước lượng OLS và ước lượng cố định ảnh hưởng (fixed-effect), Robalino, Picazo, and Voetberg (2001) tìm ra rằng ảnh hưởng quan trọng của sự phân quyền tài chính đến sự suy giảm sự tử vong của trẻ sơ sinh. Họ nói thêm rằng những ảnh hưởng này vẫn xuất hiện trong môi trường tham nhũng cao. Nghiên cứu Trung Quốc bởi Uchimura và Jutting (2007) sử dụng bảng dữ liệu cấp độ các quốc gia, cũng tìm ra rằng những nước phân quyền tài chính có tỷ lệ IMR thấp hơn nếu họ có được hệ thống luân chuyển thông tin tốt và khả năng tiếp nhận của địa phương mạnh. Tuy nhiên, nghiên cứu này không kiểm soát được chi tiêu dành cho sức khỏe, nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe và điều kiện cơ sở vật chất chăm sóc sức khỏe đã được bao gồm trước trong hàm tính IMR. Ngoài ra, Asfaw et al (2007) sử dụng IMRs của 14 bang ở Ấn Độ từ năm 1990 đến 1997 và dẫn chứng rằng sự phân quyền tài chính đóng vai trò quan trọng trong việc giảm IMR ở nông thôn. Trái ngược với những kết luận trên, Tang and Blom (2000) trình bày một tình huống nghiên cứu ở một địa phương nghèo của Trung Quốc và tìm ra ít chứng cứ cho thấy sự ảnh hưởng của phân quyền tài chính tới kết quả chăm sóc sức khỏe. Nghiên cứu của họ chống lại nỗ lực thực thi cải tiến sự phân cấp tài chính mà đề cập tới sự ép buộc tài chính hay sự yếu kém khả năng quản lý của cấp địa phương. Guldner (1995) cũng nói rằng sự phân quyền trong chăm sóc sức khỏe mà thiếu đi sự hướng dẫn có thể ảnh hưởng đến lợi ích của hệ thống chăm sóc sức khỏe và làm suy yếu việc thực hiện những ưu t iên quốc gia dựa trên sự phân tích về Việt Nam. Trên thực tế, Green và Collins (1994) nhấn mạnh rằng sự chăm sóc sức khỏe căn bản phải có một số mức độ tập trung trong phân bổ nguồn lực, lập kế hoạch và đề xuất phân cấp không cản trở các chính sách về nguồn ngân sách. 4. PHƯƠNG PHÁP NGHIÊN CỨU Theo các lý thuyết thông thường, tác giả bài nghiên cứu này đề xuất giả thuyết như sau: sự phân quyền tài chính làm giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh tại Trung Quốc. Hầu hết các bài nghiên cứu trước đây về các yếu tố quyết định tỷ lệ tử vong ở trẻ sơ sinh là các bài nghiên cứu xuyên quốc gia hoặc các bài nghiên cứu của riêng từng quốc gia được lựa chọn. Không có bài nghiên cứu nào khám phá dữ liệu về các chuỗi thời gian ở mức độ cấp tỉnh tại Trung Quốc. Tác giả sử dụng một mô hình các ước tính bảng cũng như phương pháp hồi quy bình phương bé nhất (OLS) để kiểm tra kết quả chăm sóc sức khỏe thông qua 31 chính quyền cấp tỉnh tại Trung Quốc. Dữ liệu được thu thập từ Tổng cục thống kê Trung Quốc từ năm 1980 đế năm 2003. 15 Đặc biệt, mô hình thực nghiệm thì được cụ thể hóa như sau: Trong đó: i =1,2,3…,31 tỉnh trong mẫu nghiên cứu, t = 1980, 1981, 1989, 1990, 2000 và 2003. Năm 1981, 1990 và 2000 dữ liệu trẻ sơ sinh tử vong cấp tỉnh là dữ liệu tổng điều tra dân số, dữ liệu này được thu thập mười năm một lần trong khi đó dữ liệu của năm 1980, 1989, 2003 được phỏng đoán bởi Tổng cục thống kê. Biến phụ thuộc IMRit (tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh), được chọn như một chỉ số chăm sóc sức khỏe cho mỗi năm và cho mỗi tỉnh để đánh giá những kết quả của sự phân quyền tài chính và chi tiêu chăm sóc sức khỏe công của các chính quyền địa phương (cấp tỉnh). Biến độc lập quan tâm chính, FDit là mức độ phân quyền tài chính được đo lường theo 2 cách: Cách 1: Một biến giả nhận giá trị 0 trước cải cách năm 1994, và nhận giá trị 1 sau cải cách năm 1994, Cách 2: Tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh trên tổng chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của trung ương và chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh. Như nghiên cứu của Qiao, Martinez-Vazquez & Xu (2008). Nếu phân quyền tài chính giúp cải thiện sự của đáp ứng của chính quyền địa phương thì có thể xem ß1 tác động ngược chiều. Tác giả sẽ so sánh các kết quả từ các mô hình sử dụng 02 phương pháp đo lường phân quyền tài chính khác nhau này. Nên chú ý rằng sự đo lường trong phân quyền tài chính gây nhiều tranh cải và nhiều thách thức hơn là chính bản thân chính sách phân quyền tài chính, đặc biệt trong trường hợp của Trung Quốc. Như được dẫn chứng bởi Ebel & Yilmaz (2002), trong ngữ cảnh phân quyền, các chính quyền cấp tỉnh phải có quyền đối với các nguồn thuế của họ. Dựa trên định nghĩa này, hầu hết đo lường hiệu quả thị phần của tổng thu nhập cấp tỉnh (bao gồm cả trợ cấp và các khoản thu nhập do chuyển nhượng khác từ chính quyền trung ương) từ các nguồn thu của chính tỉnh đó. Akai Sakata (2002) đã chọn cách đo lường này trong nghiên cứu phân cấp tài chính xuyên các bang của Hoa Kỳ. Tuy nhiên, ở Trung Quốc, không có một chính quyền cấp tỉnh nào có nhiều quyền hạn để áp đặt một luật thuế mới hoặc họ có toàn quyền điều chỉnh các tỷ lệ thuế đang áp dụng. Ngoài ra những dòng thu nhập phức tạp của cấp tỉnh như là thu nhập cổ phần, hoàn thuế, thu nhập chuyển nhượng, phụ thu ngân sách thì phức tạp hơn những nguồn thu nhập ở cấp địa phương (Qiao, et al., 2008). Do đó hầu hết các nghiên cứu phân cấp tài chính tại Trung Quốc đều tập trung đo lường khía cạnh chi tiêu. Theo logic của các nghiên cứu xuyên quốc gia thì các tả 16 giả này sử dụng tỷ lệ chi tiêu của chính quyền địa phương trên chi tiêu của chính phủ. Phân quyền tài chính ở cấp độ tỉnh nên được đo lường như tỷ lệ chi tiêu trực tiếp của cấp tỉnh trên tỷ lệ chi tiêu của cấp trung ương tại tỉnh đó. Tuy nhiên dữ liệu chi tiêu cấp trung ương tại mỗi tỉnh ở Trung Quốc thì không có sẵn. (Lin & Liu,2000). Zhang & Zou (1998) sử dụng tỷ lệ chi tiêu cấp tỉnh trên chi tiêu cấp trung ương như là một đo lường của phân quyền tài chính cấp tỉnh, điền này đã nhận các phê bình vì dùng chi tiêu cấp trung ương tại mỗi tỉnh làm mẫu số chung. Từ những xem xét trên, tác giả dùng dữ liệu theo cách nghiên cứu của Qiao, et al. (2008) sử dụng tỷ lệ chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh trên tổng chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của trung ương và chi tiêu ngân sách bình quân đầu người của tỉnh như một đo lường của phân quyền tài chính. Mặc dù còn chưa được hoàn chỉnh, nhưng đo lường này có một số giá trị như sau: Đo lường từ khía cạnh chi phí nắm bắt tốt hơn mức độ tự chủ tài chính địa phương, tổng chi tiêu của trung ương và địa phương như là một chỉ báo cho thấy mức độ phân quyền tài chính và cuối cùng là phương pháp nghiên cứu này góp phần theo dõi dân số. Tỷ lệ nói trên càng cao thì việc phân quyền tài chính của chính quyền cấp tỉnh càng lớn. Theo đo lường này, chúng ta xếp hạng 31 chính quyền cấp tỉnh từ năm 1980 đến 2003 theo giá trị trung bình và tìm thấy rằng danh sách sáu tỉnh có phân quyền tài chính cao nhất là: Tây Tạng, Thượng Hải, Bắc Kinh, Thiên Tân, Thanh Hải, Ninh Hạ và Tân Cương, trong khi danh sách sáu tỉnh xếp sau cùng là Quảng Châu, Giang Tô, Tứ Xuyên, Hồ Nam, An Huy và Hà Nam. Các khu dân tộc ít người và ba thành phố trực thuộc trung ương hưởng thụ mức độ tự chủ tài chính cao nhất trong khi những khu vực sâu trong lục địa thì có mức độ tự chủ tài chính thấp nhất. LnGRPPCit là hình thức ln của GRP thực bình quân đầu người. Tác giả sử dụng biến này để nắm bắt ảnh hưởng trong suy giảm thu nhập lên IMR. Hệ số ß2 được giả định chỉ sự tác động ngược chiều theo đó một mức độ gia tăng trong thu nhập sẽ làm giảm tỷ lệ IMR. lnHEBCit, HESEit, HESGit theo thứ tự là chi tiêu chăm sóc sức khoẻ bình bình quân đầu người, chi tiêu chăm sóc sức khoẻ trong tổng chi tiêu, chi tiêu chăm sóc sức khoẻ trong GRP danh nghĩa. Những biến này được giả định có tương quan ngược chiều với IMRs. Chúng đại diện cho những yếu tố đầu vào trực tiếp thông qua FDit có thể có tác động gián tiếp lên IMRit. Tác động gián tiếp của FDit có thể bao gồm như gia tăng cơ sở vật chất chăm sóc sức khoẻ và gia tăng vốn con người, trong khi tác động trực tiếp có thể bao gồm nhưng không giới hạn bởi sự đa dạng trong các chương trình chăm sóc sức khoẻ đáp ứng nhu cầu đa dạng của người dân địa phương, các chương trình giáo dục có sẵn cho các phụ nữ đang mang thai ở địa phương, tiết kiệm chi phí do sở thích chuyển tuyến chăm sóc sức khoẻ từ tuyến địa phương lên tuyến trung ương. BEDPit and DOCPit theo thứ tự là số giường bệnh và bác sĩ trên 10.000 người đo lường vốn vật chất và vốn con người. Cả hai hệ số ß6, ß7 được giả định có tác động ngược chiều. Những biến 17 này là đầu ra của chi tiêu chăm sóc sức khoẻ, cái mà có thể gây nên tác động gián tiếp tới IMRit và có thể có liên quan chặt chẽ tới lý do kinh niên của IMRit như là chăm sóc trẻ em và chăm sóc phụ nữ đang mang thai. GEOit là một biến giả về vị trí địa lý. Bốn thành phố trực thuộc trung ương, nơi mà được quản lý trực tiếp bởi chính quyền trung ương là Bắc Kinh, Thiên Tân, Thượng Hải, Trùng Khánh thì mang giá trị 1, tám tỉnh duyên hải gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam mang giá trị 2; mười ba tỉnh đất liền bao gồm Cát Lâm, Hắc Long Giang, An Huy, Giang Tây, Hà Nam, Hồ Bắc, Hồ Nam, Sơn Tây, Tứ Xuyên, Quý Châu, Vân Nam, Thiểm Tây và Cam Túc mang giá trị 3, và năm khu dân tộc ít người tự trị gồm Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương mang giá trị 4. Như chỉ dẫn trong Bảng số liệu 5, tính ở mức trung bình, tỷ lệ IMRs tại khu vực đất liền và khu vực tự trị c thì cao hơn vùng duyên hải và bốn thành phố trực thuộc trung ương. Weng and Wang (1993) cũng tìm thấy rằng IMR tại khu dân tộc ít người cao hơn 50% so với người Hán, dân tộc lớn nhất ở Trung Hoa. FDt * GEOit là sản phẩm tương tác của biến giả phân quyền và biến giả khu vực. Cùng với GEOit, chi tiêu công được phân vào hai khía cạnh: Những thay đổi vào những thời gian đặc biệt và những tác động của khu vực đặc biệt, GEOit, ngụ ý chung là kết quả của những khu vực cố định và phân cấp tài chính thì bị ảnh hưởng bời khu vực, FDt * GEOit đại diện cho những phản ứng của chính quyền địa phương khu vực đất liền và khu vực dân tộc ít người tự trị sau khi phân cấp tài chính. FERit tỷ lệ tăng dân số tự nhiên (i.e., tỷ lệ sinh trừ tỷ lệ tử) được dùng như là một yếu tố đại diện cho tỷ suất sinh. Nó thì được giả định rằng tỷ lệ sinh càng cao thì tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh càng cao. 18 Figure 5: Average IMRs for four groups of provinces or province-level regions: Tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh cho bốn nhóm tỉnh hoặc khu vực cấp tỉnh. Chú thích: Bốn thành phố lớn được quản lý trực tiếp bởi chính quy ền trung ương l à Bắc Kinh, T hiên Tân, Thượng Hải, T rùng Khánh thì mang giá trị 1, tám tỉnh duyên hải gồm Liêu Ninh, Hà Bắc, Sơn Đông, Giang Tô, Chiết Giang, Phúc Kiến, Quảng Đông và Hải Nam mang giá trị 2, mười ba tỉnh đất liền bao gồm Cát Lâm, Hắc Long Giang, An Huy, Giang T ây, Hà Nam, Hồ Bắc, Hồ Nam, Sơn Tây, Tứ Xuyên, Quý Châu, Vân Nam, Thiểm Tây và Cam Túc mang giá trị 3, và năm khu dân tộc ít người tự t rị gồm Nội Mông, Quảng Tây, Tây Tạng, Ninh Hạ và Tân Cương mang giá trị 4. Cuối cùng, sai số vi là sự thay đổi ở những khu vực đặc biệt có thời gian không đổi và eit là nhiễu trắng. Bảng 1 cung cấp các biến thống kê tổng quát. Tỷ lệ tử vong trẻ trong khoảng 3.66 (ở Bắc Kinh 2000) đến 122 (ở Giang Tây năm 1981) với giá trị trung bình là 32 trẻ tử vong trên 1000 trẻ mới sinh. Mức độ của phân cấp tài chính từ 0.33 đến khoảng 0.93 với mức trung bình là 0.63. Chi chăm sóc sức khoẻ bình quân đầu người từ 10 NDT đến 341 NDT và trung bình là 49 NDT. Tỷ lệ tăng dân số tự nhiên là từ -1.35 đến 23.57 với mức trung bình là 11. Tỷ lệ đô thị hoá từ 10% đến khoảng 82% và trung bình của nó là vào khoảng 27%. 5. KẾT QUẢ Kể từ khi kiểm định Wald hiệu chỉnh cho thấy dữ liệu của chúng tôi không thể tránh khỏi hiệp phương sai không đồng nhất và kiểm định Wooldridge cho tự tương quan trong mẫu dữ liệu chỉ ra sự tồn tại của tương quan chuỗi (tương quan tự định) trong dữ liệu của chúng tôi, chúng tôi 19 ước lượng sai số chuẩn với những tùy chọn chắc chắn trong các mô hình OLS và sử dụng mẫu hiệu chỉnh kỹ thuật FGLS cho hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan mẫu cụ thể AR(1). URBANit được định nghĩa là tỷ lệ dân thành thị trên tổng dân số. Nó đại diện cho mức độ đô thị hóa và bao gồm sự khác biệt của IM R giữa khu vực thành thị và nông thôn với một hệ số có thể âm β11. Chúng tôi lần đầu tiên chạy hồi quy với sự phân quyền tài chính được đo lường bởi một biến giả. Sử dụng OLS với tùy chọn chắc chắn, chúng tôi ước tính tác động của thu nhập và sự phân quyền tài chính trong mô hình (i), và sau đó thêm ba biến chi tiêu cho y tế: lnHEPCit, HESEit, và HESGit trong mô hình (ii), trong đó có thể tồn tại đa cộng cao; trong mô hình (iii), chúng tôi thêm hai biến đầu ra chi tiêu cho y tế: biến cơ sở vật chất y tế đại diện bởi BEDPit và biến nguồn nhân lực y tế đại diện bởi DOCPit; trong mô hình (iv), chúng tôi đưa vào tất cả các biến kiểm soát khác: biến giả địa lý, hệ số tương tác giữa sự phân quyền tài chính và biến giả địa lý, sự đô thị hóa, và tỷ lệ sinh sản. Cuối cùng, chúng tôi áp dụng mẫu kỹ thuật FGLS với mô hình sau khi hiệu chỉnh cho hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan mẫu cụ thể AR(1). Phương pháp FGLS có lợi thế hơn mô hình các tác động cố định trong đó tính không đồng nhất thời gian bất biến không được xem xét được giả định mô hình các tác động cố định không nhất thiết áp dụng cho các tỉnh khác nhau, vì các mục tiêu của chính quyền địa phương tại các khu vực đang thay đổi (WHO, 2008). Trái với mong đợi của chúng tôi, như thể hiện trong Bảng 2, phân cấp ngân sách đại diện bởi cải cách TSS năm 1994, FDit, đã tăng tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong trên toàn quốc với những dấu dương đáng kể trong mỗi mô hình OLS và mô hình FGLS của ước lượng mẫu tại mức 1 hoặc 5% . Việc thêm các biến liên quan đến chi tiêu cho y tế, các biến đầu ra chi tiêu cho y tế và các biến kiểm soát khác theo lần lượt (hồi quy từng bước) không ảnh hưởng đến cường độ và dấu của các tác động của FDit trên cả IMRit (Efroymson, 1960). Với việc đưa vào tất cả các biến kiểm soát và những điều kiện khác đang cân bằng, TSS cải tiến làm tăng tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh khoảng 24 trên 1.000 trẻ sơ sinh dưới một năm tuổi trong cùng một năm, đó là không chỉ có ý nghĩa thống kê ở mức 1% mà còn có ý nghĩa cả về kinh tế và xã hội. May mắn thay, sau khi kiểm soát hiệp phương sai không đồng nhất và tự tương quan mẫu cụ thể AR(1), tác dụng phụ của FDit lên IMRit được giảm xuống còn khoảng 13, mà vẫn có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. 20 Table 1. Summary statistics Variables Obs. Mean Std. Dev. Min. Max. Dependent variable Infant Mortality Rate (IMR) (‰) 178 32.00 21.18 3.66 121.92 Independent variables Fiscal decentralization (FD) with two measures: FD dummy ("0" before the 1994 TSS and "1" after the 1994 TSS) 186 0.33 0.47 0 1 FD ratio (defined as the ratio of per capita provinci al budgetary expenditures to the sum of per capita central budgeta-ry expenditures and provinci al budgetary expenditures) 182 0.63 0.14 0.33 0.93 Real Gross Regional Product per capita in log form (lnGRPPC) 182 7.50 1.32 5.31 10.76 Public healthcare expenditures per capita in log form (lnHEPC) 178 3.60 0.74 2.27 5.83 The share of public health expenditures in total public expenditures (HESE) 178 0.20 0.18 0.02 1.61 The share of public health expenditures in Nominal Gross Regional Product (HESG) 178 0.03 0.02 0.002 0.12 The number of medical beds per ten thousand persons (BEDP) 182 25.02 11.27 0.17 62.10 The number of doctors per ten thousand persons (DOCP) 182 17.63 9.44 0.13 46.30 Geographical location for each province (GEO) 186 2.65 0.90 1 4 Natural population growth rate (FER) 180 11 5.35 -1.35 23.57 Urbanization rate (URBAN, the percen-tage of urban population in total popula-tion) 182 0.27 0.17 0.09 0.82 Data Source: National Bureau of Statistics in China Notes: IMR in centus data 21 Table 2 Regression Result (FD as a Dummy) Dependent variable: yearly provincial infant mortality rate (‰) OLS Panel Es- timation (i) (ii) (iii) (iv) FGLS FD dummy 13.69** (4.04) 40.79*** (5.95) 41.61*** (6.12) 24.13*** (7.91) 13.09*** (3.69) lnGRPPC -12.69*** (1.73) -8.64*** (3.19) -9.60*** (3.29) -5.13 (3.55) -6.09*** (1.61) lnHEPC 0.34 (2.93) 0.14 (2.97) -1.41 (3.11) 0.32 (1.29) HESE 44.27*** (14.51) 40.61*** (13.54) 14.22** (5.78) -25.35* (13.21) HESG 872.45*** (98.25) 876.30*** (95.59) 798.20*** (120.76) 523.22*** (96.80) BEDP 0.34* (0.19) 0.37** (0.18) 0.24*** (0.09) DOCP -0.27* (0.15) -0.09 (0.18) -0.09 (0.11) GEO 2.88 (2.47) 3.56*** (1.25) FD*GEO 0.79 (2.25) -0.01 (1.27) FER 0.15 (0.30) 0.18 (0.19) URBAN -4.83** (7.21) -8.64* (5.25) Constant 122.88** (12.52) 49.60*** (16.88) 53.74*** (17.25) 29.13 (19.07) 47.46*** (11.07) Observation number 178 174 174 172 172 R-squared 0.30 0.60 0.61 0.63 Wald Chi- squared 340.81 (1) ***statistically significant at 1%, **significant at 5%, *significant at 10%; 22 (2) In parentheses are standard errors of coeffi cients; (3) OLS are estimated with robust option; (4) FGLS is estimated correcting for heteroskedasticity and autocorrelation AR(1). Điều này cho thấy kể từ TSS cải tiến năm 1994, các chính quyền địa phương ở Trung Quốc đã tập trung vào tăng trưởng kinh tế lấy GDP làm trung tâm trong khi bỏ qua đời sống cơ bản của người dân địa phương. Những lợi ích tiềm năng của phân quyền tài chính đã không nhận ra như dự đoán bởi những lý thuyết thông thường. Bảng 2 cũng chỉ ra rằng mức thu nhập đại diện bằng GRP thực bình quân đầu người, lnGRPPCit, mang những dấu âm như mong đợi trong tất cả năm mô hình và có ý nghĩa thống kê trong ba mô hình OLS đầu tiên và mô hình FGLS. Sau khi kiểm soát các biến số khác theo từng bước, tác động tiêu cực của mức thu nhập lê tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong đã giảm, nhưng vẫn còn ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình FGLS và ba mô hình OLS. Điều này cho thấy rằng mức thu nhập vẫn góp phần làm giảm tỷ lệ tử vong trẻ sơ sinh mặc dù tác động này có thể được bù đắp bằng các biến đầu vào chi tiêu y tế có liên quan và bao hàm các biến đầu ra chi tiêu y tế. Chi phí y tế bình quân đầu người, lnHEPCit, có những dấu hỗn hợp nhưng không có ý nghĩa thống kê. Tỷ lệ chi cho y tế trên tổng chi tiêu: HESEit, và tỷ lệ chi tiêu y tế trên GRP danh nghĩa, HESGit, có những dấu dương và có ý nghĩa thống kê ở một hoặc ở mức 5% trong cả mô hình OLS và mô hình FGLS với một ngoại lệ duy nhất: ước lượng HESEit trong mô hình FGLS bị mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê ở mức 10%. Điều này cho thấy sự gia tăng trong chi tiêu y tế công trên tổng chi tiêu công hoặc trên tổng sản phẩm khu vực có liên quan với sự gia tăng tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong. Điều này đã được thể hiện trong những khám phá của Berger và Messer (2002) trong một nghiên cứu xuyên quốc gia. Để khám phá những tác động gián tiếp của FDit lên IMRit thông qua chi tiêu y tế, chúng tôi sử dụng lnHEPCit như là biến phụ thuộc và hồi quy trên FDit và lnGRPPCit, và sau đó có được giá trị dự đoán, . Kết quả này được viết lại trong phương trình sau: lnHEPCit = -2.05 -1.39 FDit + 0.81 lnGRPPCit (2) (0.23) (0.12) (0.03) n = 178, R 2 = 0.71 Trong ngoặc là sai số chuẩn chắc chắn. Chúng tôi sau đó chạy mô hình chính được quy định trong phương trình (1), bao gồm các giá trị dự đoán, , và có được hệ số . Kết quả được báo cáo trong phương trình sau đây: IMRit = 23.05 - 7.02 + X’s (3) 23 (10.18) (2.62) n = 172, R2 = 0.62 Toàn bộ tác động của FDit lên IMRit là tổng các tác động trực tiếp, hệ số của FDit trong mô hình chính (iv), và tác động gián tiếp, được tính từ các hệ số FDit trong phương trình (2) và hệ số trong phương trình (3). Đó là, 24.13 + (-1.39) * (-7.02) = 33.89 Tất cả ba ước lượng đều có ý nghĩa thống kê ở mức 1%. Kết quả này củng cố tác động tích cực của phân quyền tài chính tài đối với tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong, kể cả tác động trực tiếp hoặc tác động gián tiếp thông qua chi phí y tế. Ngoài ra, vốn hữu h ình cho y tế BEDPit có một dấu dương vượt qua mong đợi 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 bằng một giả thuyết phụ thuộc nói rằng khi gia tăng cung ứng cơ sở vật chất y tế, dân số ngày càng trở nên phụ thuộc vào cơ sở y tế để duy trì sức khỏe của họ và bỏ qua các yếu tố quan trọng hơn như lối sống và dinh dưỡng (Sidel & Sidel, 1975). Một lời giải thích khác là tỷ lệ sử dụng giường bệnh của trẻ sơ sinh là rất thấp ngay cả khi tăng giường bệnh vì nhiều trẻ sơ sinh được chăm sóc tại nhà ở Trung Quốc. Biến nguồn nhân lực y tế DOCPit có dấu âm như mong đợi mặc dù nó rất có ý nghĩa thống kê ở mức 10% chỉ trong mô hình OLS (iii). Biến vị trí địa lý GEOit có những dấu dương như mong đợi. Hệ số của biến giả địa lý này là không có ý nghĩa thống kê trong mô hình OLS nhưng có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong mô hình FGLS. Điều này cho thấy tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong ở các khu vực phía tây và nội địa cao hơn so với khu vực phát triển phía đông của Trung Quốc. Điều kiện tương tác của phân quyền tài chính và biến giả địa lý FDt * GEOit có những dấu hỗn hợp nhưng đều không có ý nghĩa thống kê. Tỷ lệ sinh sản, FERit, xấp xỉ bằng tốc độ tăng trưởng dân số tự nhiên, có dấu dương như mong đợi nhưng không có ý nghĩa thống kê. Có thể là do tốc độ tăng trưởng dân số tự nhiên là không phải là tiêu biểu cho khả năng sinh sản. Tỷ lệ đô thị hóa, URBANit, có dấu âm như dự đoán của Weng và Wang (1993) và có ý nghĩa thống kê ở mức 5 và 10% trong các mô hình OLS và FGLS tương ứng. Điều này cho thấy khoảng cách về kết quả chăm sóc sức khỏe giữa các vùng đô thị và nông thôn vẫn còn lớn. Bảng 3 hiển thị các kết quả của các hồi quy OLS và FGLS sử dụng phân quyền tài chính đo lường bằng tỷ lệ chi ngân sách vùng bình quân đầu người với tổng của chi ngân sách trung ương 24 bình quân đầu người và chi ngân sách vùng bình quân đầu người. Một lần nữa, phân quyền tài chính cho thấy những dấu dương trong tất cả các mô hình và ý nghĩa thống kê ở mức 1, 5 và mức 10% trong tất cả các mô hình OLS trong khi không có ý nghĩa trong mô hình FGLS. Table 3. Regression result (FD as a ratio) Dependent variable: yearly provincial infant mortality rate (‰) OLS Panel Es- timation (i) (ii) (iii) (iv) FGLS FD ratio 55.28*** (16.02) 74.35** (35.65) 85.84** (34.48) 86.05* (45.64) 27.74 (21.26) lnGRPPC -12.33*** (1.60) 9.03*** (2.45) 7.72*** (2.42) 2.01 (2.63) 0.85 (1.94) lnHEPC -26.35*** (6.75) -25.48*** (6.32) -16.31*** (5.61) -10.63*** (2.60) HESE 23.93** (10.83) 22.31** (10.57) 1.49 (8.73) -18.81 (12.12) HESG 986.83*** (111.06) 938.61*** (110.44) 671.00*** (119.11) 586.91*** (88.40) BEDP 0.28* (0.16) 0.22** (0.10) DOCP -0.50*** (0.17) 0.20 (0.17) -0.10 (0.13) GEO 8.47 (6.50) 2.09 (4.08) FD*GEO -4.02 (8.90) 5.43 (5.69) FER -0.24 (0.30) -0.20 (0.19) URBAN -36.16*** (9.91) -12.80* (6.78) Constant 89.90*** (7.17) -19.31 (13.91) -14.41 (13.76) -7.50 (21.40) 19.43 (15.98) Observation number 178 174 174 172 172 25 R-squared 0.35 0.52 0.54 0.62 Wald Chi-squared 339.22 (1) ***statistically significant at 1%, **significant at 5%, *significant at 10%; (2) In parentheses are standard errors of coeffi cients; (3) OLS are estimated with robust option; (4) FGLS is estimated correcting for heteroskedasticity and autocorrelation AR(1). Để khám phá tác động của phân quyền tài chính được đo bằng tỷ lệ trên IMRs thông qua chi phí y tế, chúng tôi thực hiện theo cùng phương pháp được mô tả ở trên và hồi quy lnHEPCit, trên FDit và lnGRPPCit với tùy chọn chắc chắn, được các giá trị dự đoán cho lnHEPCit, đưa nó vào mô hình OLS gốc (iv) với đầy đủ các biến kiểm soát khác, và tính toán tổng tác động của FDit lên IMRit như sau: 85.84 + (4.38) * (-1.33) = 80.01 Một lần nữa, tổng tác động của FDit lên IMRit vẫn chắc chắn và kích thước tổng thể chắc chắn này thậm chí còn lớn hơn so với kết quả thu được với việc đo lường biến giả phân quyền tài chính. Ước tính GRP thực bình quân đầu người mang dấu âm và có ý nghĩa thống kê đối với mô hình (i) trong khi mang dấu dương và có ý nghĩa thống kê đối với mô hình (ii) và (iii). Kết quả dường như mâu thuẫn này có thể được kết hợp với những ước lượng cho chi phí y tế bình quân đầu người. Với đo lường bằng số của phân quyền tài chính, chi phí y tế bình quân đầu người có dấu âm như dự đoán và có ý nghĩa thống kê ở mức 1% trong tất cả các mô hình. Tác động này gây ra bởi chi phí chăm sóc sức khỏe có thể là tác động gián tiếp của GRP thực bình quân đầu người giảm tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong thông qua các khoản chi phí y tế. Điều này cũng phù hợp với kết luận của chúng tôi về nhân tố thu nhập được đề cập ở trên: tác động giảm dần của biến thu nhập trên tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong có thể là do việc đưa vào các biến chi phí y tế đầu vào và các biến đầu chi phí y tế đầu ra tương quan. Hai tỷ lệ chi phí ý tế liên quan khác, HESEit, và HESGit, rất giống với các ước lượng trong Bảng 2. Các chi phí chăm sóc sức khỏe càng cao trong tổng chi tiêu công và tổng thu nhập thì tỷ lệ trẻ sơ sinh tử vong càng cao. Nó có thể là kết cục luẩn quẩn cho các nước nghèo. BEDPit và DOCPit có kết quả tương tự như trong bảng 2. GEOit có dấu dương nhưng không đáng kể về mặt thống kê thậm chí trong mô hình FGLS. FDt * GEOit, FERit, và URBANit có những ước lượng tương tự và các dấu như trong Bảng 2 là tốt. Hơn nữa, theo quan điểm của nội sinh tiềm năng của biến thu nhập, sự ước lượng biến công cụ cũng được áp dụng với những phương pháp momen tổng quát (GMM ) sử dụng hiệp ma trận trọng lượng chắc chắn phương sai không đồng nhất mặc định (không được báo cáo ở đây). Phân 26 quyền tài chính được đo bằng biến giả có những dấu như kỳ vọng và có ý nghĩa thống kê cũng như ý nghĩa kinh tế. Trong kiểm định các nội sinh tiềm năng của GRP thực bình quân đầu người, chúng ta không thể bác bỏ việc vô hiệu rằng biến thu nhập có thể là biến ngoại sinh giả. 6. KẾT LUẬN Những nghiên cứu trước đây về sự quản lý của chính quyền các cấp ở Trung Quốc trở nên đáp ứng tốt hơn các nhu cầu chăm sóc sức khỏe tại địa phương sau sự áp dụng phân quyền tài chính bởi sự cải cách TSS vào năm 1994. Những kết luận đi ngược lại sự tiên đoán trước đây của các học thuyết cổ điển về sự phân quyền tài chính và cả những bằng chứng thực tế trong các nghiên cứu trước đây. Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng sự phân quyền tài chính đã tạo ra một tác động bất lợi mang tính tổng thể trong việc chống lại sự suy giảm của IMRs ở Trung Quốc, ngay cả khi dùng sự đo lường giả hay sự đo lường tỷ số. Chúng tôi cũng tìm thấy trình độ thu nhập đóng vai trò trong việc giảm tỷ lệ tử vong của trẻ sơ sinh và có thể được giả định như một biến ngoại sinh trong hàm tính IMR. Tuy nhiên, thu nhập có thể bị thu hẹp ảnh hưởng nếu có sự tác động của những biến liên quan thu nhập như tổng chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe trên vốn. Tỷ lệ của sự chi tiêu cho chăm sóc sức khỏe trên tổng chi tiêu của cộng đồng và tổng sản phẩm chung của vùng có sự tác động nghịch chiều với sự suy giảm tử vong của trẻ sơ sinh. Việc đô thị hóa thì thu được kết quả tương tự mong đợi như ở các nghiên cứu trước. Sự gia tăng đầu tư dành cho điều kiện cơ sở vật chất chăm sóc sức khỏe có sự kết nối tích cực với IMR trong khi nguồn nhân lực chăm sóc sức khỏe thì lại có sự kết nối tiêu cực. Nghiên cứu này có những mối liên hệ quan trọng về chính sách. Kết quả đề nghị sự phân quyền tài chính nên được áp dụng một cách thận trọng hơn ở Trung Quốc trong việc cân bằng giữa nhu cầu sức khỏe và phát triển kinh tế. Đặc biệt, chúng ta nên tuân theo những đề nghị của chính sách: Thứ nhất, một hệ thống đánh giá hiệu quả toàn diện thay vì hệ thống đánh giá dùng GDP làm trọng tâm đánh giá tăng trưởng kinh tế cho các cán bộ chính phủ tiểu quốc gia 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 nguồn lực công của chính phủ cân bằng hơn từ các khu vực tương đối phát triển với các khu vực tập trung vùng sâu vùng xa và dân tộc thiểu số có thể là một công cụ hữu ích để thu hẹp khoảng cách trong kết quả chăm sóc 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 sự gia tăng chi tiêu của chi phí chăm sóc sức khỏe trong tổng chi tiêu công và tổng thu nhập. 27 Mặc dù có những vấn đề quan trọng được tìm ra ở trên, nghiên cứu này có môt số vấn đề hạn chế nhất định. Đầu tiên, dữ liệu điều tra dân số IRM chỉ được tích hợp trong 6 năm 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 số phụ nữ được phổ cập giáo dục thì không có sẵn nên không cung cấp được sự ảnh hưởng giáo dục đến phụ nữ mang thai khi tính IMRs. Cuối cùng, phân cấp quản lý tài chính được đo từ vấn đề chi tiêu với một biến chính sách và mức độ tổng hợp không có tính đến các ảnh hưởng có thể phát sinh từ cơ cấu doanh thu và cơ cấu chi phí. Xem xét những hạn chế này, chúng tôi đề nghị rằng có thêm những nghiên cứu và phân tích sâu hơn bao gồm các chỉ số hơn các kết quả y tế như tỷ lệ tử vong trẻ dưới năm tuổi, tỷ lệ tử vong bà mẹ, tuổi thọ, và tìm hiểu tác động khác của cơ cấu doanh thu tài chính khác nhau và cơ cấu chi tiêu ngân sách trên những kết quả chăm sóc sức khỏe.