財政縱向失衡的健康效應
——來自全國流動人口動態監測調查數據的證據

徐姍姍，鞠鎮遠

（山東大學 經濟學院，山東 濟南 250100）

一、引 言

健康是促進人的全面發展的必然要求，是經濟社會發展的基礎條件，是民族昌盛和國家富強的重要標志，也是廣大人民群眾的共同追求。第七次全國人口普查數據顯示，2020 年我國流動人口規模近3.8 億人，流動人口增長速度也逐漸加快。黨的二十大報告提出要“推進健康中國建設，把保障人民健康放在優先發展的戰略位置”。在人口流動背景下，做好流動人口管理服務工作、切實保障推進流動人口健康公平具有重要意義。

改革開放以來，我國基本公共服務均等化進程取得突出成就，醫療水平顯著提升并普及，流動人口健康公平問題得到一定改善，但醫療衛生服務供給仍存在城鄉間、區域間不平衡，［1-2］加之我國城鄉二元結構和戶籍制度制約，流動人口往往難以享受到與戶籍人口等同的醫療衛生服務，特別是受到異地醫療的影響，流動人口面臨著健康不公平，流動人口與戶籍人口存在顯著健康差異。［3］此外，流動人口內部健康狀況同樣存在顯著的不公平現象。［4-5］

流動人口健康影響因素研究是學界長期關注的問題之一，首先是流動人口個體差異，例如年齡、受教育程度及收入、職業、社會融入程度等都會對流動人口健康自評產生影響；［6］但相比較而言，結構性因素對流動人口健康的制約性更明顯，［7］流動人口由于無法享受到戶口所關聯的一攬子福利，例如醫療保險參保差異、公共衛生健康教育差異、居住不穩定性、居住隔離等，均會對流動人口健康產生相應的影響。［8-11］

目前鮮有文獻從財政縱向失衡視角分析流動人口健康問題。事實上，流動人口健康與醫療衛生服務供給均等化密切相關，而公共財政是實現基本醫療服務均等化的重要保障。自1994 年分稅制改革以來，中央政府財權高度集中，但事權和支出責任歸屬地方政府導致地方政府財政收支壓力較大，盡管中央轉移支付一定程度上緩解了這一問題，但財政縱向失衡問題仍然存在。［12］理論上看，財政縱向失衡造成的收支壓力會影響地方政府行為進而會對區域內醫療公共服務供給產生影響。從結果導向來看，醫療服務供給水平和效率顯著影響著居民健康，那么財政縱向失衡是否會對流動人口健康產生影響？這一結論是否穩??？異質性特征與作用機制如何？二者是否存在門檻效應？以上是本文試圖回答的主要問題。

為厘清這一問題，本文首先測算地級市層面財政縱向失衡（VFI）指標，將其與2017、2018 年全國流動人口衛生計生動態監測調查數據相匹配，構建“流動人口健康”指標代理變量，使用probit模型實證分析二者之間的關系；其次，基于中國式分權理論實證分析財政轉移支付是否對財政縱向失衡與流動人口健康關系存在調節效應；再次，從流動城市、流動人口年齡、學歷等視角分析財政縱向失衡健康效應異質性特征；第四，從醫療衛生支出偏向與效率兩條路徑檢驗潛在作用機制；最后，從二者之間的非線性關系出發，探究財政縱向失衡程度是否對流動人口健康情況存在門檻效應。

本文的邊際貢獻在于以下三點：第一，關于流動人口健康問題的研究極具現實意義，但目前鮮有文獻從財政失衡視角分析流動人口健康問題的成因，因此本文是對現有研究視角的有益拓展；第二，本文關注的主題是醫療衛生服務均等化，現有研究往往基于宏觀統計數據測算，本文在傳統的“投入-產出”框架之外創新性地基于結果導向，使用流動人口微觀調查數據中關于個人健康指標對醫療衛生服務供給實效進行研究，是對現有研究的深入；第三，本文異質性分析與作用機制研究進一步厘清了財政縱向失衡與流動人口健康的內在關聯，其結論對進一步完善常住地提供基本公共服務、實現基本公共服務均等化有一定的參考價值。

二、理論分析與研究假說

自1994 年分稅制改革以來，中央和地方財政職責劃分呈現新格局，在對中央稅種和地方稅種進行劃分之余，財政權力高度集中在中央但事權與支出責任仍主要由地方承擔，由此產生了垂直政府關系中收入權力和支出責任不匹配的問題，也就是本文所研究的財政縱向失衡問題。

財政縱向失衡帶來的直接問題是地方政府面臨的財政壓力，在此背景下地方政府的財政支出行為將會產生相應的變化。已有研究發現在財政過度失衡的情況下，地方政府會選擇將財政支出投向能夠帶來更多稅源的生產建設性支出，而減少醫療、教育等民生性支出，加之地方政府官員的“晉升錦標賽”，這種“重投資、輕民生”的財政支出偏向會不斷強化。［13］基于以上分析，財政縱向失衡將導致地方政府對于醫療衛生領域的財政投入和關注度不足，不利于醫療衛生機構、醫務人員等指標增長，從而不利于醫療衛生服務供給水平提升，進而造成醫療衛生服務供給效率扭曲；［14］反之，若財政縱向失衡程度降低將有效改善醫療衛生服務的供給水平和效率。

醫療服務供給水平和效率與居民健康緊密相關，對本文研究對象——流動人口更是如此。由于我國特有的戶籍制度，流動人口往往難以享受到與戶籍人口等同的基本公共服務。在醫療服務方面，流動人口在“建立居民健康檔案”“慢性病患者健康管理”等方面屬于有瑕疵享有，而“城鄉居民基本醫療保險”非戶籍人口不能在一些常住地參保、無法享有服務。［15］因此，財政縱向失衡引發的地方財政壓力對流動人口健康的影響可能會更加顯著。

理論上講，中國式分權下財政轉移支付是推動財力均等化、糾正財政縱向失衡的政策工具。財政轉移支付能夠通過刺激地方政府財政支出和改善民生性支出占比來改進基本公共服務水平，［16］相應地，我們認為當地方政府財力改善時，流動人口也能享受到轉移支付的“激勵效應”，特別是在醫療衛生支出增加時，能享受到更加完善的醫療衛生服務從而改進自身健康情況。但有部分學者通過研究發現財政轉移支付并不能降低財政失衡程度。［17］因此，財政轉移支付對流動人口健康的調節作用是否顯著還有待檢驗。

基于以上分析，本文提出研究假說1 ～3：

研究假說1：財政縱向失衡降低有利于流動人口健康水平提高。

研究假說2a：財政轉移支付對財政縱向失衡的健康效應存在顯著正向調節作用。

研究假說2b：財政轉移支付對財政縱向失衡的健康效應不存在顯著調節作用。

研究假說3：財政縱向失衡對流動人口健康的作用機制體現在影響醫療衛生支出偏向和醫療衛生支出效率。

前文的研究假說提出財政縱向失衡程度與流動人口健康情況之間存在負向關系，但事實上，財政縱向失衡程度也并非是一個完全負面的指標。適度的財政縱向失衡會對經濟增長與高質量發展產生正向激勵作用，原因在于適度財政失衡是一種協調的央地關系，此時能充分調動地方積極性，發揮財政分權的激勵效應。［18］由此，我們猜測，不同程度的財政縱向失衡同樣可能會對流動人口健康產生異質性影響，也就是說，財政縱向失衡程度與流動人口健康之間存在非線性關系。

由此，本文進一步提出研究假說4：

研究假說4：財政縱向失衡對流動人口健康的影響存在顯著門檻效應。

三、研究設計

（一）基準模型

1.財政縱向失衡與流動人口健康

為檢驗財政縱向失衡對流動人口健康的影響，本文首先設定如下Probit模型：

其中，healthij是被解釋變量，代表城市j中流動人口i的健康情況；核心解釋變量VFIjt表示城市j在t年的財政縱向失衡程度；Xijt是系列控制變量，包括流動人口i的個體特征、所在城市j的經濟社會特征等，具體為流動人口年齡、性別、流動時間、流動類型以及所在城市人均GDP、每萬人的醫療機構床位數、第三產業增加值所占比重。為減少可能存在的遺漏變量偏誤，本文還加入了年份固定效應和省份固定效應。我們關心的是核心解釋變量VFIjt的系數α1，若α1顯著為正（負），則能驗證財政失衡降低對流動人口健康存在正向（負向）影響；若α1不顯著，則說明財政縱向失衡與流動人口健康之間不存在因果關系。

2.財政轉移支付的調節作用

根據研究假說2，為探究財政轉移支付是否會對流動人口健康產生正向的調節作用，在基準模型基礎上加入財政縱向失衡與財政轉移支付變量的交互項及財政轉移支付變量的一次項：

其中，Transferkt是流動人口所在省份獲得的財政轉移支付額度與該省GDP的比值。該模型是在基準模型基礎上，加入了Transferkt與VFIjt的交互項及Transferkt的一次項，其他設置與基準模型保持一致。交互項系數符號和顯著性能夠反映出財政轉移支付對流動人口健康的調節作用，是本文所關注的結果。

（二）變量選取

1.被解釋變量：流動人口健康情況（health）

本文使用2017 年、2018 年全國流動人口衛生計生動態監測調查流動人口問卷（CMDS）中的數據作為衡量流動人口健康的代理變量。第一個代理變量是健康自評情況（self-health），依據問卷中的問題“您的健康狀況如何”，將答案“健康、基本健康、不健康但生活能自理、生活不能自理”四個選項分別賦值為“1、2、3、4”，由于這一數值為有序離散變量，因此在基準回歸中選擇Ordered-Probit模型進行回歸。此外，為增加這一結果的穩健性，本文還選擇“最近一年您是否有患?。ㄘ搨┗蛏眢w不適的情況”這一問題，若選擇“是，最近一次發生在兩周內”或“是，最近一次發生在兩周前”則賦值為1；若選擇“否”則賦值為0，由此構建第二個代理變量——近期健康情況（recent-health）。

2.核心解釋變量：財政縱向失衡（VFI）

關于財政縱向失衡的測度目前已經有大量研究，綜合考慮國內學者的應用情況和地級市層面數據的可獲得性，本文與絕大多數文獻一致，選擇VFI ＝1 -（財政收入分權／財政支出分權）×（1 -財政收支缺口率）的做法，［14］其中，財政收入分權度＝地方人均公共財政收入／（地方人均公共財政收入＋中央人均公共財政收入）、財政支出分權度＝地方人均公共財政支出／（地方人均公共財政支出＋中央人均公共財政支出）、地方財政收支缺口率＝（地方公共財政支出-地方公共財政收入）／地方公共財政支出。

3.控制變量：本文選取流動人口個體特征、城市經濟社會特征等指標作為控制變量

控制變量包括流動人口年齡（age）、性別（sex）、流動時間（time）、流動類型（type）以及所在城市人均GDP（lngdp）、每萬人的醫療機構床位數（lnhosp）、第三產業增加值所占比重（indus）等7 個指標。具體而言，流動人口年齡為連續變量，將問卷年份減去出生年份后獲得；性別為虛擬變量，男性賦值為1、女性賦值為0；流動時間為連續變量，選取問卷中“本次流動時間”這一問題，使用問卷年份減去本次流動時間后獲得；流動類型依據“本次流動范圍”這一問題，考慮流動距離的遠近分別對“市內跨縣”“省內跨市”“跨省”賦值為3、2、1；所在城市人均GDP（lngdp）、每萬人的醫療機構床位數（lnhosp）、第三產業增加值所占比重（indus）則是使用宏觀統計年鑒中相關數據標準化處理后而來，主要反映城市經濟發展水平和醫療衛生服務供給情況。表1 是本文實證變量的描述性統計。

四、實證結果

（一）基準回歸結果

依據基準回歸模型，表2 報告了財政縱向失衡對流動人口健康影響的實證結果。在Ordered-Probit模型下，第（1）列的結果說明財政縱向失衡對流動人口健康自評情況存在顯著的負向影響，也就是財政縱向失衡程度越低，流動人口的健康自評狀況會越高。但考慮到流動人口健康情況會受多種因素影響，因此在第（2）列中我們加入流動人口個體層面、城市層面的7 個控制變量，核心解釋變量系數仍然顯著為正，證明了該結論的穩健性。第（3）列和第（4）列是基于Probit模型回歸后的結果，無論是否加入控制變量，核心解釋變量系數均在1%水平下顯著為正，說明財政縱向失衡程度降低顯著提高了流動人口的近期健康狀況。這一結論符合我們的預期，可能是由于財政失衡問題帶來的公共服務支出結構與醫療衛生服務供給效率變化導致的。

表2 基準回歸結果

上文分析驗證了財政縱向失衡與流動人口健康之間存在顯著的負向關系。自1994 年分稅制改革以來，中央對地方財政轉移支付是均衡地方政府財力的重要舉措，大量研究證實了財政轉移支付能改善地方政府財力，但由于地方政府行為的不確定性，其能否改善流動人口健康水平也同樣存在不確定性?；谇拔牡难芯考僬f2，本文在基準回歸中試圖繼續分析財政轉移支付能否調節財政縱向失衡與流動人口健康之間的負向關系。表3 報告了財政轉移支付調節作用的實證結果，無論是否加入流動人口個體層面和城市層面控制變量，交互項系數均在1%水平下顯著為負，說明財政轉移支付規模對流動人口健康自評和近期健康情況有顯著的改善作用。這一結果符合研究假說2a，主要是由于財政轉移支付能有效改善地方政府財力，解決不同層級政府財力不均衡的問題，此時地方政府將提升醫療衛生服務供給水平和效率，從而對區域內流動人口健康水平起到了正向促進作用。

（二）內生性討論

值得注意的是，財政縱向失衡與流動人口健康之間可能存在雙向因果關系，導致基準回歸模型存在內生性問題。另一方面，影響流動人口健康的因素眾多，盡管本文添加了多個層面的控制變量與固定效應，但仍有可能存在遺漏變量的問題。因此，本文擬引入工具變量來解決內生性問題。

在參考解堊、陳昕做法的基礎之上，［19］本文使用的工具變量是除本市外所在省份其他城市的財政縱向失衡程度均值（meanvif）與財政透明度對數（lntrans）的交互項。工具變量的選擇需要滿足相關性和外生性的條件。省內其他城市財政縱向失衡程度的均值在一定程度上能反映出省內總體財政失衡情況，這與城市的財政失衡程度是高度相關的；已有研究顯示，財政透明度會對預決算偏離度產生影響，［20］這會通過財政收支情況影響到財政縱向失衡程度。但目前沒有證據顯示以上兩個指標與城市流動人口健康存在直接關聯，因此理論上本文工具變量選擇符合要求。

由于本文的被解釋變量為有序變量，傳統的IV-Probit模型難以直接估計，因此本文將工具變量與條件混合過程估計法相結合，用于內生性檢驗。CMP估計結果如表4 所示，運用CMP估計法需同時估計兩個階段，第一個階段估計工具變量對解釋變量——財政縱向失衡程度的影響，如表4 第（1）列所示，工具變量與核心解釋變量存在強相關關系；第二個階段回歸結果分別報告在表4 的（2）列和（3）列，回歸結果與基準回歸結果一致，財政縱向失衡程度降低會顯著提升流動人口健康自評及近期健康情況。這說明本文基準回歸結論在排除了內生性影響之后仍然成立。

表4 內生性討論結果

（三）穩健性檢驗

1.更換vfi衡量方案

本文在基準回歸中選擇使用“1 -（財政收入分權／財政支出分權）×（1 -財政收支缺口率）”來衡量財政縱向失衡程度。為避免財政縱向失衡測算方式對實證結果的影響，本部分使用地方財政收支缺口率作為財政縱向失衡程度的穩健性檢驗，計算公式為“（地方公共財政支出-地方公共財政收入）／地方公共財政支出”。更換VFI測算方式后，核心解釋變量系數的顯著性和正負與基準回歸結果一致，說明財政縱向失衡程度降低會給流動人口健康自評和近期健康水平帶來提升作用，而財政轉移支付對此可以有效調節。①限于篇幅，穩健性檢驗結果未予列示，備索。

2.更換實證模型

本文在基準回歸中使用了Ordered-Probit模型和Probit模型進行實證分析，為排除模型選擇對研究結論可能產生的影響，本部分將實證模型調整為Ordered-logit 模型和logit 模型進行穩健性檢驗。在更換實證模型后，財政縱向失衡與流動人口健康自評和近期健康水平的關系仍然是顯著為負、財政轉移支付對其調節作用仍顯著為正，證明了基準回歸結論是穩健的。

3.刪除直轄市樣本

本文關于財政縱向失衡的測算是基于城市層面的，基準回歸樣本中北京市、上海市、天津市、重慶市四個直轄市數據也包含在內，但直轄市相對于普通地級市在財政收支方面存在顯著差異性，可能會對本文的研究結論產生影響?；诖?，本部分刪除了四個直轄市數據再次進行回歸，基準回歸的結論依然成立。

4.刪除未成年人及老年人樣本

本文基準回歸樣本為全部年齡段的流動人口，但考慮到未成年人和老年人由于自身所處年齡階段的特殊性，在自身免疫等方面存在薄弱之處，相較于中青年群體更容易生病。事實上，這部分群體的健康可能與是否流動并不存在相關關系，因此可能會影響基準回歸結論的穩健性。為排除這一潛在影響，本部分選擇刪除18 歲以下和65 歲以上的流動人口樣本，在加入控制變量的情況下，核心解釋變量對被解釋變量（流動人口健康）的影響在1%水平下顯著，且財政轉移支付對流動人口健康存在顯著調節效應，進一步排除了樣本選擇對研究結論的潛在影響。

（四）異質性分析：哪類流動人口對財政縱向失衡更敏感？

1.城市人口流動規模異質性

本文首先從城市人口差異視角進行異質性分析，由于本文研究對象是流動人口健康問題，我們預計城市流動人口規?？赡軙ζ浣】诞a生影響。這一異質性背后的邏輯在于我國目前尚未形成健全的常住地提供流動人口基本公共服務制度，流動人口往往難以享受到與戶籍人口同質的公共服務。人口凈流入城市的常住人口數多于戶籍人口數，此時城市在公共服務供給方面將面臨更大的壓力，從而可能導致流動人口醫療衛生服務均等化水平相對降低，進而會在一定程度上影響健康情況。我們以第七次人口普查數據為依據，通過對城市常住人口數和戶籍人口數比較，將城市分為“人口流入地”和“人口流出地”兩類進行分組回歸，結果顯示：在人口流入地，財政縱向失衡對流動人口健康自評情況和近期健康情況都存在顯著的抑制作用；但在人口流出地，財政縱向失衡與流動人口健康之間并不存在顯著的相關性。①限于篇幅，異質性分析中“近期健康情況”回歸結果未予列示，備索。這一結果符合我們的預期，其主要是由于人口流入給所在城市帶來財政壓力而影響公共服務供給造成的。

2.學歷異質性

本部分將高中／中專及以下學歷（包括高中／中專、初中、小學、未上過學四類）劃分為低學歷組，將大學?？萍耙陨希òù髮W?？?、大學本科、研究生）劃分為高學歷組。分組回歸結果顯示，財政縱向失衡對流動人口健康的影響在低學歷組在1%水平下顯著，但在高學歷組并不顯著。我們認為可能是由于學歷差異會帶來收入和消費觀念方面的差異，高學歷流動人口收入相對較高且對個人健康情況比較關注，不需要依賴于公共醫療服務，而是通過定期體檢、線上問診等方式及時解決健康問題，但低學歷流動人口往往收入相對較低且在健康方面的消費意識和消費能力相對欠缺，對身體健康問題關注度不夠，加之財政失衡帶來的流動人口基本醫療衛生服務相對欠缺，往往會導致其健康方面出現問題。

3.年齡異質性

本部分從年齡差異出發，將流動人口樣本分為18 歲以下、18 ～65 歲、65 歲以上三類進行分組回歸，以便探討財政失衡對不同年齡段流動人口健康的影響。結果顯示，財政縱向失衡對未成年人和老年人健康狀況并不存在顯著影響，但對于18 ～65 歲的中青年人健康自評情況和近期健康情況均存在顯著的負向作用。這可能是由于老年人和未成年人健康狀況更多受自身年齡階段的影響，而中青年人在流動過程中往往承擔較大的工作壓力，且會受到流入地醫療服務可及性的影響，從而對財政縱向失衡的健康效應更加敏感。

表5 異質性分析回歸結果

五、機制檢驗：財政失衡何以影響流動人口健康

根據本文的假說3，構建如下實證模型分析解釋變量對機制變量的影響：

其中，medicalratejt和healtharchivesij是本文選取的機制變量，分別代表城市j在t年的醫療衛生支出偏向和醫療衛生支出效率。本文使用醫療衛生支出占一般公共預算支出的比重來衡量醫療衛生支出偏向，這也是目前度量公共服務支出偏向的主要方法之一。對于醫療衛生支出效率這一指標，現有文獻大多是基于“投入-產出”的思路，通過構建綜合指標體系進行參數估計或非參數測算支出效率值，本文從微觀數據視角出發，基于結果導向，選擇流動人口調查問卷中“您是否建立健康檔案”這一問題作為醫療衛生支出效率的衡量，若回答“是”則賦值為1，反之則賦值為0。選取這一指標背后的邏輯在于，居民建立健康檔案是國家基本公共衛生服務項目之一，該項目可以為城鄉居民提供醫療衛生服務記錄，動態掌握居民健康狀況，并及時提供相應健康指導，有助于居民健康的實現。流動人口是否建立健康檔案，能夠從政府提供服務的角度來分析流動人口的醫療衛生服務利用質量狀況，是對政府醫療衛生支出效率的有效度量。

由于兩個機制變量中“醫療衛生支出偏向”為連續變量而“醫療衛生支出效率”為虛擬變量，因此本文在實證過程中，分別采用OLS和Probit模型進行回歸。表6 展示了作用機制檢驗的結果，可以發現核心解釋變量的回歸系數均在1%的水平下顯著為負，說明財政縱向失衡對醫療衛生支出偏向及醫療衛生支出效率都存在顯著的負向影響，這一結論符合我們的預期，財政縱向失衡會加劇地方政府的財政壓力，因而會選擇減少民生性支出，所以醫療衛生支出水平會相應減少；當醫療衛生支出水平有限時，“戶籍”帶來的公共服務壁壘開始顯現，地方政府往往會選擇優先滿足戶籍人口的基本公共服務，此時會導致流動人口的公共服務難以滿足，醫療衛生支出的效率將會顯著降低。

表6 潛在機制檢驗結果

接下來，我們再分析醫療衛生支出偏向和效率為什么會影響流動人口健康。國內外大量文獻已然證實政府公共衛生支出增加顯著提升了人民健康水平。例如，Bein 等發現衛生支出有助于改善居民健康，衛生支出水平越高，居民預期壽命越高且嬰兒及5 歲以下兒童死亡率越低；［21］鄭超等認為政府衛生支出具有顯著的健康績效，飲水方式、到達最近醫療機構的距離和社會基本醫療保險對老年人自評健康、心理健康及客觀健康指標均產生了顯著的影響。［22］當政府醫療衛生支出規模和效率提升（降低）時，流動人口能享受到的醫療衛生服務也會相應增加（減少），進一步會對流動人口健康產生正向（負向）影響。由此，本文作用機制分析的鏈條梳理完成。

六、進一步分析

基于研究假說4，本部分驗證財政縱向失衡與流動人口健康之間是否存在門檻效應。本文的實證數據為混合截面數據，傳統的面板門檻回歸方法并不適用。借鑒Hansen 提出的測算截面門檻的方法，探究二者之間是否存在顯著的非線性效應。［23］設計實證模型如下：

式（5）列示了單一門檻回歸模型，待估計門檻值Q將樣本劃分為兩個區間，I（·）為示性函數，在財政縱向失衡程度符合括號內的條件時取值為1，反之，取值為0，模型其他設定與基準回歸保持一致。若存在雙重門檻或多重門檻效應，我們將參照這一模型，增加待估計門檻個數進行相應的回歸。

通過反復抽樣300 次后①為保證這一結果的穩健性，本文還重新進行了反復抽樣500 次的穩健性檢驗，估計結果基本保持一致。，單一門檻、雙重門檻、三重門檻的存在性與門限值檢驗結果顯示三重門檻均在1%水平下顯著②限于篇幅，門檻效應檢驗結果未予列示，備索。，說明通過了三重門檻檢驗，三重門檻值分別為0.814、0.903、0.371，且三重門限值均在95%置信區間范圍內，說明本文門限值估計是可以接受的。

表7 報告了財政縱向失衡與流動人口健康之間非線性關系的估計結果，由于通過了三重門檻檢驗，因此我們以第三列為例進行分析?？傮w來看，三重門檻值將財政縱向失衡程度分為四個區間，當財政縱向失衡程度在0.371 以下、0.371 ～0.814 以及0.814 ～0.903 時，對流動人口健康影響的系數分別為0.136、0.067、0.15，且均在1%水平下顯著，但當財政縱向失衡程度高于0.903 后，其對流動人口健康的影響不顯著。從回歸系數來看，當財政縱向失衡程度在0.371 ～0.814 之間時，其對流動人口健康的負向影響程度最低，也低于基準回歸中的0.171，這一結果同樣符合我們的預期。

表7 門檻效應系數估計結果

七、結 語

本文嘗試探討財政縱向失衡與流動人口健康之間的內在關聯，研究顯示由于中國式分權產生的中央、地方財權與支出責任劃分不合理在一定程度上不利于流動人口健康水平提升，但財政轉移支付會發揮正向調節作用。在此背景下，設計合理的財政激勵實現常住地提供流動人口公共服務至關重要。［24］首先，應重視財政縱向失衡問題，進一步改進央地財政關系，完善縱向財政轉移支付機制，將人口流動因素納入統籌考慮，［25］實現地方政府財力與事權、支出責任相匹配；其次，合理降低基本公共服務戶口關聯，推進地區間財力均衡，提高面向城市流動人口的醫療衛生服務供給水平和效率，加快實現基本公共服務均等化；最后，合理把握流動人口群體性差異，提高對人口凈流入城市、低學歷、中青年流動人口健康問題的關注度，制定合理的配套方案，切實保障流動人口的健康水平。