公私醫療衛生支出與經濟增長關系的實證分析

鐘曉敏，楊六妹

(浙江財經大學財政與公共管理學院，浙江 杭州 310018)

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公私醫療衛生支出與經濟增長關系的實證分析

鐘曉敏，楊六妹

(浙江財經大學財政與公共管理學院，浙江 杭州 310018)

眾所周知，醫療衛生支出不僅關系到一個國家社會福利政策的規劃，還對經濟增長具有不可忽略的促進作用。然而，現有文獻對于醫療衛生支出與經濟增長關系之間的研究結論卻是眾說紛紜。鑒于此，本文根據醫療衛生支出的支付主體，將其分為政府醫療衛生支出和居民醫療衛生支出，并通過建立雙向固定效應模型對公私醫療衛生支出對經濟增長的影響進行分析。結果顯示：從全國平均水平來看，政府醫療衛生支出每增長100%，帶動經濟增長12.08%，居民醫療衛生支出每增長100%，帶動經濟增長15.85%；但與此同時，考慮到不同地區的經濟發展非均衡化時，政府醫療衛生支出和居民醫療衛生支出帶動經濟增長的效應差異甚大，其中政府醫療衛生支出對經濟增長呈現“倒U型”效應，而居民醫療衛生支出對經濟增長呈現“階梯型”效應。

醫療衛生支出；經濟增長；雙向固定效應；社會福利政策

一、引 言

醫療衛生水平的發展不僅關系到一個國家社會福利政策的規劃，還對經濟增長具有不可忽略的促進作用。內生增長理論認為，政府醫療衛生支出是決定經濟增長的重要因素[1][2]，人力資本理論則認為，對健康人力資本的投資能夠顯著促進經濟的增長[3][4][5]。

醫療衛生財政支出作為政府公共支出的一項重要內容，在人們生活中扮演著重要的角色？在世界各國財政普遍加大醫療衛生支出力度的大背景下，我們應當思考：醫療衛生支出究竟對國民經濟的增長起到怎樣的貢獻作用？我國作為一個地區經濟發展水平差異極大的國家，醫療衛生支出對經濟增長的影響作用在地區之間是否存在變化趨勢？其變化趨勢又存在怎樣的差異性和規律性？研究這些問題，對我國地方政府如何把握醫療衛生的財政支出規模和制定醫療衛生政策來促進經濟增長并且完善現有醫療衛生服務體系具有重要參考意義。

據此，本文利用我國1998-2013年30個省級地區的面板數據*內蒙古地區的數據缺失太多，故剔除。，首先構建衡量公私醫療衛生支出指標：(1)以地方政府財政上“衛生費用支出(億元)”作為衡量“政府醫療衛生支出”的指標；(2)以城鎮居民人均醫療保健支出(元)作為衡量“居民醫療衛生支出”的指標*農村居民的衛生支出比例較小，且數據缺失很多，故這里暫不考慮農村居民的影響因素。。其次，在柯布-道格拉斯生產函數的視角下建立雙向固定效應回歸模型，重點考察政府醫療衛生支出和居民醫療支出對經濟增長的邊際影響效應。然后，為了進一步描繪地區經濟發展差異所帶來的影響，文章根據經濟發展水平將30個省級地區劃分四個不同發展水平的區域，分別建立時間固定效應模型進行回歸，以此來考察不同地方的政府醫療衛生支出和居民醫療衛生支出對經濟增長的貢獻方向和力度，并試圖找出貢獻方向和力度存在差異性的原因。最后，根據本文實證分析結果提出相關建議。

二、文獻評述

關于醫療衛生支出和經濟增長之間的研究，我國早期的學者普遍關注兩者之間的長期關系并利用不同類型的數據去描繪兩者之間的線性函數。如陳洪海等(2005)在需求函數的框架下得出人均GDP與人均衛生費用之間存在著長期均衡關系的結論。劉勇政和張坤(2007)對中國1981-1999年的相關數據進行實證分析發現，我國公共衛生支出作為非直接的生產性支出對經濟增長產生了負向影響，同時公共衛生支出的增加又促進了人力資本和R&D資本產出彈性系數的上升，因而公共衛生支出具有間接人力資本投資效應。耿嘉川和苗俊峰(2008)則認為公共衛生支出和經濟增長之間存在雙向依賴關系，公共衛生支出促進了經濟增長和社會效益，而經濟增長卻又對公共衛生投資起制約作用[6]。隨著研究的深入，學者們開始利用不同的模型嘗試從影響路徑去解釋醫療衛生支出究竟給經濟增長帶來怎樣的效應。徐穎科等人(2010)使用時間序列數據建立誤差修正模型發現，短期內我國居民個人衛生支出與GDP之間具有動態調整機制，同時較長時期內我國居民個人衛生支出對GDP的彈性為0.67[7]。查會瓊等人(2011)通過分析1998-2006年的省際面板數據回歸得到，中國衛生支出對經濟增長的貢獻會隨著醫療支出的規?；蚪洕鲩L水平的變化而發生轉折，也即門檻效應[8]。此外，駱永民(2011)通過構建隨機動態一般均衡模型(DSGE)，分析公共衛生支出、健康人力資本和經濟增長的關系，他認為公共衛生支出投入產出效率作為健康人力資本的代理變量，對經濟增長具有顯著的促進作用[9]。范柏乃等(2014)采用1997-2012年30個省級地區數據構建固定效應模型，研究表明，醫療衛生財政支出對經濟增長存在明顯時空差異，西部地區醫療衛生財政支出對經濟增長的貢獻度最高，東部次之，中部最低[10]。王海成和蘇梽芳(2015)應用兩區制門檻協整模型對我國公共衛生支出與經濟增長之間的非線性關系進行檢驗，研究發現，公共衛生支出促進經濟增長，反過來經濟增長并沒有對公共衛生支出起到貢獻作用[11]。

縱觀國內相關文獻，學者們的研究內容可以歸納為以下幾個方面：一，在數據采用方面，早期的學者普遍采用時間序列數據居多，而后期的研究多使用面板數據；二，變量指標選取方面，大部分學者都采用地區GDP作為衡量經濟增長的指標；對于“醫療衛生支出”這一變量，大部分學者只考慮了政府衛生支出部分。既有學者使用中國統計年鑒上的“中國衛生總費用”這一指標，也有學者使用公共衛生財政支出來衡量醫療衛生支出水平，三，計量方法方面，早期的學者采用時間序列數據時，一般都會采用協整分析的方法來考察醫療衛生支出與經濟增長之間的相互作用和影響機制；到后期的面板數據分析時，其中多使用個體固定效應模型和門限回歸模型。

學者們的研究成果為后人提供了重要的理論視角和研究方法，但現有成果依然存在一些不足之處：(1)變量選取有待完善，以往研究只單獨考慮政府醫療衛生支出因素對經濟增長的影響。然而，醫療衛生支出作為對人力資本的一項健康投資，無論是政府醫療衛生支出或居民個人醫療衛生支出，對經濟增長的影響都不可忽視，應將兩者一起引入模型，進行綜合考慮。(2)缺乏對不同省市地區變動的分析，無論是門檻面板回歸還是個體固定效應模型，都是基于普通線性回歸的基礎上對被解釋變量進行總體回歸，而我國地域遼闊，經濟發展水平極不均衡，只將全國數據進行總體分析，無法客觀全面考察醫療衛生支出對經濟增長的影響是否存在變化趨勢。(3)模型選取有待改進，固定效應模型中既會存在個體固定效應，也會存在時間固定效應，應該在模型中綜合考慮。

三、數據、模型構建與檢驗

(一) 變量和數據

基于以往文獻的綜合比較，文章主要選取5個變量來進行實證分析[12][13]。為了刻畫地區經濟的發展程度，以人均GDP作為被解釋變量，而后引入“政府醫療衛生支出(本文用TE表示，下同)”、“居民醫療衛生支出(CI)”、“固定資本形成總額(K)”和“從業人員數(L)”作為解釋變量。

初步將所有變量(已進行指數平減)進行描述統計，結果如表2所示。其中，L(從業人員數)這個變量有部分缺失值，但在stata中不影響回歸結果。

表1 變量的描述性統計結果(1998-2014年)

數據來源：各省統計年鑒1999-2014年，《中國衛生統計年鑒》1999-2014，CNKI-中國經濟與社會發展統計數據庫。

(二)模型構建

本文所研究的經濟增長主要建立在柯布-道格拉斯生產函數的基礎上。其一般形式如下：

Y=A(t)KαLβμ

(1)

其中，Y是產出，A(t)表示技術，K和L分別表示資本和勞動的投入量。在本文的研究中，將引入政府醫療衛生支出(TE)和居民醫療衛生支出(CI)兩個變量，并對方程兩側取自然對數使其線性化來具體考察醫療支出對經濟增長的貢獻作用。擴展的生產函數模型如下：

代入相關變量，調整模型如下：

lnY=lnA+β0lnTE+β1lnCI+β2lnK+β3lnL+ε

(2)

lnGDPit=α+βlnTEit+β1lnCIit+β2lnKit+β3lnLit+ui+εit

(3)

(ui+εit)為復合擾動項，其中ui為個體效應，假設與某個解釋變量相關。εit為獨立同分布，且與ui無關。

大部分學者在使用我國31個省市地區的面板數據研究公共醫療支出和經濟增長之間關系時，都假設了個體效應以固定效應形式存在[14][15]。結合本文數據特點，可以假設固定效應中同時存在個體固定效應和時間固定效應。同時，在進一步對分組后的地區進行分別回歸時，由于按照經濟發展水平進行適當分組，我們可以假設分組后的數據消除了大部分組內方差，更適合考慮時間固定效應進行回歸，故建立時間固定效應模型如下：

lnGDPit=lnA+β0lnTEit+β1lnCIit+β2lnKit+β3lnLit+λt+εit

(4)

其中，λt為時間固定效應。

(三)殘差檢驗

進行回歸分析前，需要判斷是否存在異方差情況，因此初步繪出殘差圖進行判斷。圖1報告了殘差分布圖。

圖1 殘差圖

圖1的殘差分布圖顯示出殘差呈現明顯的擴散趨勢，說明極有可能存在異方差，因此對數據進行懷特檢驗*限于篇幅，這里不再列表顯示。。

懷特檢驗結果顯示p值等于0.0000，故強烈拒絕同方差的原假設，認為存在異方差。為了消除異方差帶來的不良影響，將采取聚類穩健標準誤*文中使用以“zone(地區)”為聚類變量的聚類穩健標準誤。的方法對模型進行回歸。

四、實證結果和分析

(一)整體回歸結果

首先采用混合回歸作為參照系，然后分別使用組內估計法和LSDV法以及雙向固定效應對模型(3)進行回歸*本文由于異方差的存在，故使用過度識別效應對個體效應中的固定效應和隨機效應進行了檢驗，結果選擇固定效應，限于篇幅，這里不再一一列舉各項檢驗結果，感興趣的讀者可以向筆者索要。。

表2 模型估計結果

注：括號里的數值為p值；“* ”、“** ”、“*** ”分別代表在10%、5%、1%的置信水平上顯著。

表2的回歸結果顯示，混合回歸作為參照系，忽略了面板數據中個體效應的存在，與固定效應回歸結果有顯著差異[16]。估計固定效應模型的三種方法結果并無明顯差別，說明模型比較穩健，結果具有一定的說服力。綜合考慮到固定效應中個體效應的可能存在形式，本文選擇雙向固定效應(Two-way FE)回歸結果來具體分析[17]。實際上，人均GDP作為衡量經濟增長的指標，反映了本年度所有部門的經濟活動，醫療衛生支出作為消費性支出包含在經濟活動范圍內，自然會對經濟增長造成一定影響，而模型采取固定效應來估計個體效應，能夠在一定程度上減少內生性[18]。另外，將GDP替換掉人均GDP來考察模型的穩健性，發現相關變量的系數估計依然呈顯著性，且正負號未發生變化，表明模型穩健性較好。

表3 穩健性檢驗

回歸結果表明，政府醫療支出和居民醫療支出都在1%的顯著性水平下促進了經濟增長。其中，政府醫療衛生支出每增長100%，帶動經濟增長(人均GDP)12.08%，居民醫療衛生支出每增長100%，促進經濟增長15.85%。

此外，就本文所選取的變量個體而言，人均生產總值(GDP)和政府醫療衛生支出(TE)等組內和組間之間的差異甚大。因此，為了更進一步刻畫地區間的差異，基于人均GDP的發展水平將我國30個省市地區分為欠發達、中等發達、較發達和發達四個區域依次進行分析。

(二)地區差異性分析

要回答本文引言部分提出的問題，即我國作為一個區域經濟發展水平極不平衡的國家，醫療衛生支出對經濟增長的貢獻作用在區域之間是否存在變化趨勢，需要對不同地區進行實證分析。與以往文獻不同，文章并沒有將地區按照東部、中部、西部來劃分，原因在于，單純地理位置劃分不能刻畫經濟發展水平的實際情況。因此，基于人均GDP的發展水平來將地區劃分為發達、較發達、中等發達、欠發達四個區域，描繪出人均GDP的直方圖，并按照升序排列(結果見圖2)。

圖2 分地區人均GDP直方圖

圖2很清晰的顯示了各地區的實際經濟發展水平，基于數據計算和圖形描繪結果，將30個地區劃分如下：

(1)欠發達地區：貴州、甘肅、云南、西藏、廣西、安徽、四川、江西、青海、河南、湖南；(2)中等發達地區：海南、寧夏、陜西、山西、新疆、湖北、重慶、黑龍江、河北、吉林；(3)較發達地區：福建、山東、遼寧、廣東、江蘇、浙江；(4)發達地區：天津、北京、上海。接下來對已劃分地區分別進行實證研究，結果見表4。

表4 醫療衛生支出對經濟增長影響的地區差異分析

注：括號里的數值為p值；“* ”、“** ”、“*** ”分別代表在10%、5%、1%的置信水平上顯著。

結果顯示，通過地區的劃分，醫療衛生支出對經濟增長的貢獻在不同地區之間存在顯著差異。為了更清晰的比較政府醫療衛生支出和居民個人醫療衛生支出對不同區域經濟增長的貢獻方向和力度，描繪出貢獻系數圖如下。

圖3 醫療衛生支出對經濟增長影響的區域差異

由表4和圖3可以看出，政府醫療衛生支出對經濟增長的影響在不同區域之間呈現“倒U型”先增后減的趨勢。中等發達地區其政府醫療衛生支出對經濟增長的貢獻最大，貢獻彈性約為0.173%，其次為欠發達地區，貢獻彈性為0.158%，然后為較發達地區，貢獻彈性為0.125%，值得關注的是發達地區，計量結果顯示，在發達地區(北京、天津、上海)，政府醫療衛生支出阻礙了經濟增長，其可決系數為-0.038%。

就居民醫療衛生支出而言，其對經濟增長的貢獻隨著地區經濟的發展呈現“階梯型”遞增效應。發達地區其對經濟增長的貢獻最大，貢獻彈性為0.304%，較發達地區、中等發達地區和欠發達地區分別為0.152%、0.142%和0.086%。

五、結 語

首先，文章通過模型的建立和選擇，對醫療衛生支出和經濟增長的關系進行了實證分析，回歸結果表明，政府醫療衛生支出和居民個人醫療衛生支出都顯著促進了經濟的增長。其次，在對不同區域做具體分析時，政府醫療衛生支出和居民醫療衛生支出對經濟增長的作用也不盡相同。如政府醫療衛生支出對經濟增長的影響在不同區域間呈現“倒U型”先增后減的趨勢，而居民個人醫療衛生支出對經濟增長的影響呈現“階梯型”遞增效應。

基于政府醫療衛生支出的“倒U型”影響經濟增長的效應路徑，我們認為，隨著地區經濟的發展，政府醫療衛生支出對不同區域經濟增長的影響呈現“波浪型”先增后減的特征是比較合理的。原因在于：(1)在欠發達地區，由于經濟發展水平太低，地方政府的財政醫療衛生支出平均水平明顯低于中等發達地區、發達地區以及發達地區，衛生資源過少，當地居民對醫療衛生等基本需求得不到充分滿足，而政府的醫療衛生支出過低，達不到最大邊際效益，因而在對經濟增長的貢獻上不如中等發達地區[19]；(2)在中等發達地區，衛生服務水平成為制約經濟增長的限制性瓶頸約束，此時，政府所投入的公共衛生投資邊際效益最高，對經濟增長的邊際貢獻最大；(3)隨著經濟的發展，較發達地區的政府醫療衛生支出較中等發達地區更高，醫療衛生設備充足、衛生人員的專業化水平較高，因此政府的醫療衛生支出的邊際貢獻率較中等發達地區有所下降。(4)在經濟水平發達地區，人民生活水平極大提高，區域的醫療衛生設備投入過多，醫療衛生資源的分布過度集中并重復建設，此時健康投資可能會擠占物質資本積累[20]，因而政府的醫療衛生支出作為非直接性的生產支出，反而阻礙了經濟的增長。

對于居民醫療衛生支出的“階梯型”遞增特征，我們給出可能合理的解釋是：居民醫療衛生支出作為居民消費支出的一項構成，通過消費醫療衛生產品和服務而促進市場經濟的增長是合理的，而隨著經濟的增長，居民的收入也越來越多，人們也越來越傾向于生活品質的優質化，因此對醫療服務也有了更高的要求[21][22]，特別是在經濟高度發達的地區，因此，居民個人醫療衛生支出對經濟增長呈現出“階梯型”遞增的貢獻效應。

基于本文的計量結果及其原因探究，我們提出建議如下：

(1)加強政府財政轉移支付，縮小衛生資源非均等化特質。

根據本文分析結果，政府醫療衛生支出促進欠發達、中等和較發達地區的經濟增長。而在一些經濟并不發達的地區，地方財政支出有限，這就需要中央政府加大財政轉移支付，既改進民生又推動地方經濟發展。相反，在發達地區，政府醫療衛生支出阻礙經濟的增長，這說明地方政府的醫療衛生支出已超越最優規模，政府首當其沖的要考慮醫療產業的升級優化而不再是繼續擴大支出規模。

(2)根據經濟發展水平選擇適宜的醫療保障方式。

對我國目前現階段而言，居民對醫療衛生的需求幾乎是無止境的[23]，區域經濟發展的不均衡，由此帶來個人享有醫療服務的非完全自由化選擇，有限條件下無法滿足效用最大化原則。從該矛盾點出發，我們必須解決的問題是：如何將有限的醫療衛生資源在具有不同需求的社會成員之間進行合理分配，根據區域經濟發展水平選擇適合的醫療保障方式便顯得尤為重要。

對于經濟欠發達和中等發達地區，政府更應該通過轉移支付等補貼方式促進居民對醫療衛生服務的消費，還可以通過稅收減免等優惠政策適當鼓勵發展資源性質的商業醫療保險，推動社會成員之間的“互?！保⑵髽I補充醫療保險，避免“因病致貧”、“因病返貧”現象的發生。在發達地區，政府可鼓勵居民個人在醫療衛生上投入更多來促進人力資本健康，同時適當減少政府醫療衛生投入比例，通過轉移支付等形式來滿足更欠缺地區的醫療衛生需求。

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(責任編輯:風 云)

An Empirical Study of the Relationship between Public and Private Health Spending and Economic growth

ZHONG Xiao-min1,YANG Liu-mei2

(1.Finance & Public AdministrationSchool, Zhejiang University of Finance & Economics,Hangzhou 310018,China; 2.Finance & Public AdministrationSchool, Zhejiang University of Finance & Economics,Hangzhou 310018)

It’s well-known that health care spending is not only related to the planning of a national social welfare policy, but also plays an important role in the nation’s economic growth. However, the existing literature holds different opinions on the relationship between health spending and economic growth. In view of this, the paper divides the health expenditures into government health spending and residential health care spending, and establishes a two-way fixed effects model to analyze the impact of public and private health care spending on economic growth in. The results are as follows: on national average, when the government health care spending grows by 100%, it will promote economic growth by 12.08%; when the residential health care spending grows by 100%, it can promote eonomic growth by 15.85%; but at the same time, taking into account the difference in regional economic development, we find vast discrepancies between the effects of government health care spending and residential health care spending on economic growth--the government health care spending has an “inverted U-shaped” effect on economic growth while the residential health care spending shows a “ladder-type” effect on economic growth.

health expenditures; economic growth; two-way fixed effects; social welfare policy

2015-08-15

鐘曉敏(1963-)，男，浙江平湖人，浙江財經大學財政與公共管理學院教授，博士生導師；楊六妹(1991-)，女，安徽安慶人，浙江財經大學財政與公共管理學院碩士生。

F830

A

1004-4892(2016)03-0020-08