(中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 北京 102206)

一、引言

中國自從實(shí)行改革開放以來，經(jīng)濟(jì)總量連上新臺階，人民的生活水平也在日益提高，對醫(yī)療衛(wèi)生的條件和水平也有了更高的要求。健康是一個(gè)永恒的話題，關(guān)系每一個(gè)人的切身利益，公共衛(wèi)生事業(yè)也逐漸成為我國社會上的熱點(diǎn)問題，毫無疑問，只有在老百姓的健康得到保障的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)社會才能更進(jìn)一步發(fā)展。

醫(yī)療衛(wèi)生水平對國民經(jīng)濟(jì)增長具有舉足輕重的作用。內(nèi)生增長理論認(rèn)為，政府衛(wèi)生支出有利于經(jīng)濟(jì)增長。但是，究竟在多大程度上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，以及是否存在空間效應(yīng)，各個(gè)省市之間的衛(wèi)生支出是否會相互影響？研究這些問題，對我國地方政府如何通過公共衛(wèi)生支出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長有重要的借鑒意義，并且可以進(jìn)一步完善當(dāng)前的醫(yī)療衛(wèi)生體系。

據(jù)此，本文收集了我國2002-2016年31個(gè)省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，在生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建空間固定效應(yīng)模型，先總體回歸，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，再分地區(qū)回歸，最后用空間滯后模型來展現(xiàn)地區(qū)間的相互影響。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于公共衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度，運(yùn)用不同的方法進(jìn)行研究，得出的結(jié)果也存在很大差異。

國外學(xué)者Bleaney等人(2001)發(fā)現(xiàn)，政府公共衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長之間是正相關(guān)的，這說明一定程度的公共衛(wèi)生支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。Mcdonald和Roberts(2002)運(yùn)用77個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，他們的結(jié)果證明健康對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，而只有加大公共衛(wèi)生支出才能保證國民健康水平。Rosa Aísa和Fernando Pueyo(2006)通過建立內(nèi)生生命模型來探索長壽，政府支出和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明政府衛(wèi)生支出抑制了經(jīng)濟(jì)的增長，但對健康的影響是正向的，當(dāng)對健康和壽命的正向效應(yīng)很強(qiáng)烈時(shí)，可以彌補(bǔ)對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響。而且發(fā)展中國家更可能出現(xiàn)這種情況。Sónia等人(2013)研究的是葡萄牙的情況，以1960～2005年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過構(gòu)建VAR模型進(jìn)行估算發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長是健康改善的原因，但健康改善并不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

在我國，也有很多學(xué)者對二者之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究。劉勇政、張坤(2007)利用1981至1999年度數(shù)據(jù)，在生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，引入政府財(cái)政支出中的衛(wèi)生支出這一項(xiàng)，建立計(jì)量模型，發(fā)現(xiàn)我國公共衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)弱的負(fù)相關(guān)，但對人力資本的影響是正向的，這一結(jié)果與Rosa Aísa和Fernando Pueyo(2006)的研究結(jié)果類似。耿嘉川和苗俊峰(2008)則認(rèn)為二者之間存在雙向依賴關(guān)系，衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較高，但反過來卻不成立。郭平等人(2011)建立了基于1978年至2009年時(shí)間序列數(shù)據(jù)的內(nèi)生增長模型，共計(jì)32年。采用廣義最小二乘法估計(jì)，結(jié)果表明政府在衛(wèi)生方面的支出可以顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。范柏乃(2014)采用1997至2012年30個(gè)省份的數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，將30個(gè)省劃分為東部、中部和西部，對時(shí)間段也進(jìn)行劃分，回歸結(jié)果表明，醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)的影響在不同地區(qū)和不同時(shí)間都不一樣。鐘曉敏(2016)在對30個(gè)省份進(jìn)行分組后，建立時(shí)間固定效應(yīng)模型。經(jīng)過實(shí)證分析，政府與個(gè)人在衛(wèi)生上的支出對經(jīng)濟(jì)的影響不同，具體來說，政府呈倒U型，居民呈階梯形。

回顧前人的相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，早期大多數(shù)學(xué)者建立的都是時(shí)間序列模型，而到后期開始逐漸使用面板數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型來進(jìn)行實(shí)證分析。在變量的選取上，多數(shù)學(xué)者用GDP衡量經(jīng)濟(jì)增長，有的是人均GDP，有的是GDP總額。衡量公共衛(wèi)生支出的變量有的采用衛(wèi)生事業(yè)費(fèi)，有的是財(cái)政衛(wèi)生支出?？梢钥闯鲞@些研究未達(dá)成共識并且不夠深入，因此仍需進(jìn)一步研究。而且缺乏空間上的分析，如可能會存在空間“外溢性”。由于我國地域遼闊，在地理位置上相臨近的省份，可能會相互模仿、相互影響，因此有必要使用空間計(jì)量的方法來做進(jìn)一步分析。

三、面板數(shù)據(jù)模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)和變量

本文選取我國31個(gè)省份2002-2016年的數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用Eviews構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型。以“人均GDP”作為反映經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，即被解釋變量。“人均政府公共衛(wèi)生支出”作為解釋變量。將“人均居民醫(yī)療保健支出”、“人均固定資本存量”、“年末從業(yè)人員數(shù)”作為控制變量。為剔除價(jià)格因素的影響，所有涉及價(jià)格的數(shù)據(jù)以2002年為基期，用CPI指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下表：

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注：數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》

(二)模型的建立

設(shè)初始的內(nèi)生增長模型為：

Y=f(N,K,H)=ANαKβHγ

(1)

在初始的內(nèi)生增長模型基礎(chǔ)上，添加居民醫(yī)療保健支出，然后取對數(shù)，得到以下模型：

1nY=1nA+α1nN+β1nK+γ1nH1+θ1nH2+ε

(2)

式中的Y表示產(chǎn)出，N表示年末從業(yè)人員數(shù)，K是人均固定資本存量，H1表示人均政府公共衛(wèi)生支出，H2人均居民醫(yī)療保健支出。A表示技術(shù)進(jìn)步的因素。式中的指數(shù)α、β、γ、θ分別表示各個(gè)變量的彈性系數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于本文已將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，極大地消除了異方差的可能性。經(jīng)ADF檢驗(yàn)，拒絕非平整的原假設(shè)，即所選取的數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)的。

(四)總體回歸結(jié)果

選取中國2002-2016年的31個(gè)省的數(shù)據(jù)，建立面板模型，首先不考慮空間因素，進(jìn)行整體回歸分析，分別選用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，結(jié)果如下：

表2 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，兩種模式的結(jié)果比較接近，這說明本文建立的模型比較穩(wěn)定。從回歸系數(shù)符號上看，除了從業(yè)人員數(shù)外，其他三個(gè)變量的系數(shù)均為正值，這說明政府公共衛(wèi)生支出(H1)、居民醫(yī)療保健支出(H2)、固定資本存量(K)都與經(jīng)濟(jì)增長(Y)存在正相關(guān)關(guān)系，而年末從業(yè)人員數(shù)(N)并沒有顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，所以，將這一變量去掉。

進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果接受固定效應(yīng)的原假設(shè)，建立模型具體形式如下：

1nGDP=1.3+0.241nK+0.201nH1+0.441nH2

(3)

由(3)式可知，人均政府公共衛(wèi)生支出每增加1%，將會引起人均GDP增加0.20%。

(五)分地區(qū)回歸結(jié)果

按照我國各省市人均GDP總量進(jìn)行排名，分為不發(fā)達(dá)地區(qū)、中等發(fā)達(dá)地區(qū)和發(fā)達(dá)地區(qū)三組，分別建立固定效應(yīng)模型，回歸結(jié)果如下：

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從上表可以看出，不同的區(qū)域，結(jié)果存在很大差異。從回歸系數(shù)的數(shù)值來看，政府公共衛(wèi)生支出的彈性系數(shù)，中等發(fā)達(dá)地區(qū)大于不發(fā)達(dá)地區(qū)大于發(fā)達(dá)地區(qū)，也就是說，將政府公共衛(wèi)生支出投入到中等發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)最大，政府公共衛(wèi)生支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.23個(gè)百分點(diǎn)。個(gè)人醫(yī)療保健支出彈性系數(shù)也是中等發(fā)達(dá)地區(qū)最大，發(fā)達(dá)地區(qū)的個(gè)人醫(yī)療保健支出彈性系數(shù)為負(fù)值，說明個(gè)人支出越多，會抑制經(jīng)濟(jì)增長。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

利用2002至2016年31個(gè)省份的“醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量”、“衛(wèi)生人員數(shù)”和“衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)”來衡量政府公共衛(wèi)生支出，建立固定效應(yīng)模型，得到相似的結(jié)果。證明政府公共衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)的關(guān)系。具體回歸結(jié)果如下：

表4 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

四、空間計(jì)量模型的構(gòu)建與檢驗(yàn)

以往學(xué)者們的研究都是基于高斯-馬爾科夫假設(shè)，即地區(qū)間不存在相互依賴性，但由于我國地域遼闊，在地理位置上相臨近的省份，不可避免會相互模仿、相互影響。因此，忽視地區(qū)間的相互依賴，只采用最小二乘法估計(jì)，可能會存在偏差。基于這一事實(shí)，下面構(gòu)建空間滯后模型，來說明政府衛(wèi)生支出的空間“溢出效應(yīng)”。

(一)空間相關(guān)性檢驗(yàn)

莫蘭指數(shù)可以用來檢驗(yàn)是否存在空間相關(guān)性。若指數(shù)為0，則不存在空間相關(guān)性。若在(0，1)之間，則是正相關(guān)，若落在(-1，0)區(qū)間，則為負(fù)相關(guān)。經(jīng)檢驗(yàn)，指數(shù)均落在(0，1)區(qū)間內(nèi)，說明存在空間上的相關(guān)性。因此，基于31個(gè)省份2002-2016年的數(shù)據(jù)，建立以下空間滯后模型：

y=ρWy+Xβ+ε

(4)

其中，y是n×1階向量；ρ是空間相關(guān)系數(shù)；W為n×n階的空間權(quán)重矩陣，是鄰接空間權(quán)重，X為n×r階解釋變量矩陣；β為估計(jì)參數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，并且ε～N(0，σ2In)。

(二)實(shí)證結(jié)果

在考慮空間因素的情況下，用Matlab建立空間滯后模型，分別采用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：

表5 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

根據(jù)以上表中的結(jié)果，可以看出固定效應(yīng)解釋的效果更好。而且經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)，t統(tǒng)計(jì)量為16.6514，拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)的空間滯后模型。這說明了，政府的衛(wèi)生費(fèi)用具有空間溢出效應(yīng)。下面將溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，來具體說明政府的衛(wèi)生支出對本地區(qū)和相鄰地區(qū)產(chǎn)生的影響。結(jié)果如下：

表6 空間滯后模型中解釋變量引起的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

注：括號中的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量；空間滯后模型均通過極大似然估計(jì)進(jìn)行計(jì)算，其中采用的權(quán)重矩陣均為鄰接權(quán)重矩陣。

以上表可知，人均政府衛(wèi)生支出的總效應(yīng)為0.309650，直接效應(yīng)是0.144860，間接效應(yīng)是0.164790，說明在2002-2016年，人均政府衛(wèi)生支出既對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了影響，同時(shí)也影響了鄰近的省市，而且影響效應(yīng)不相上下。而人均醫(yī)療保健支出和人均固定資本存量的間接效應(yīng)為負(fù)數(shù)，且顯著性下降，說明二者對鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響是弱的負(fù)相關(guān)。這不難解釋，因?yàn)檎度氲男l(wèi)生費(fèi)用屬于公共產(chǎn)品，具有正的外部性，因此對鄰近地區(qū)有正面影響，而居民個(gè)人的醫(yī)療支出和固定資本存量不是公共品，尤其是個(gè)人的衛(wèi)生支出，基本上只會對本人和本地區(qū)產(chǎn)生影響。

五、結(jié)論

本文通過建立面板數(shù)據(jù)模型，討論了我國各省的政府衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，并構(gòu)建空間滯后模型，分析各省衛(wèi)生支出的空間溢出效應(yīng)。通過研究，得出的結(jié)論如下：

一是，政府的衛(wèi)生支出會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向影響。我國目前正處于醫(yī)療改革的新時(shí)期，政府增加對衛(wèi)生領(lǐng)域的財(cái)政支出，不僅可以有效促進(jìn)醫(yī)療事業(yè)的快速發(fā)展，提高人們的健康水平，而且也有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，政府因不斷加大對醫(yī)療衛(wèi)生的投入，尤其是在不發(fā)達(dá)和中等發(fā)達(dá)的地區(qū)，政府衛(wèi)生支出對經(jīng)濟(jì)的正效應(yīng)更加顯著。

二是，政府的公共衛(wèi)生支出存在空間溢出效應(yīng)，而且對鄰近地區(qū)產(chǎn)生的是正向影響，這說明了作為公共品的政府衛(wèi)生投入具有正的外部性。由于這種正外部性的存在,為確保地方政府在公共衛(wèi)生服務(wù)方面具有充分的積極性、質(zhì)量提升,中央政府應(yīng)在相應(yīng)的公共衛(wèi)生支出方面給予適當(dāng)?shù)呢?cái)政補(bǔ)貼。