環境質量、公共衛生支出與經濟增長的動態關系研究
——基于財政分權視角

基于我國2000年—2018年間省級層面數據，通過構建包含滯后項的動態聯立方程模型，研究財政分權體制下環境質量、公共衛生支出與經濟增長之間的交互作用，并運用系統GMM方法進行實證檢驗。研究結果表明:（1）環境污染與經濟發展水平呈“倒U型”關系。放松環境規制在短時期內促進了地區經濟發展，但惡化的生態環境會加重政府衛生支出負擔。(2)經濟發展水平的提高為政府擴大公共衛生支出水平提供了可能；而充分的醫療衛生服務供給可以補償環境污染對健康的影響，改善勞動力身體素質，進而有效促進經濟發展。(3)在我國現行財政分權體制下，地方政府出于政治晉升和發展激勵的選擇，分權程度與環境質量和公共衛生服務水平均呈現負向關系。因此，協調處理好環境規制的強度、公共衛生支出規模、結構的優化與經濟增長方式的轉變三者之間關系，是政策制定的重點。

一、引言

發展始終是社會各界高度關注的問題。近百年來，全球范圍內因人類活動的頻繁、工業生產所導致的生態平衡破壞等環境問題引發了多起公共健康危害事件，環境問題成為現代人類面臨的突出問題。自改革開放以來，我國GDP總量實現了突破型增長，在經濟快速增長、物質財富迅速積累的同時，粗放式的工業化發展帶來了無法忽視的污染問題。對此，在黨的十九大報告中，習近平同志強調“必須樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念”“為人民創造良好的生產生活環境”，并堅持“實施健康中國戰略”。合理提供公共醫療衛生服務，是政府作為民生導向型政府的一項重要履約。

而根據經典分權理論，由地方政府提供的公共服務針對性更強、資源配置效率更高，因此地方政府在促進當地經濟發展，保障和改善民生，以及環境保護方面的責任重大。中國式財政分權的激勵體制對于地方的財政支出結構會產生較大影響，地方官員往往會受“政治錦標賽”的影響，為促進當地經濟發展而放松環境規制水平，同時在財政支出結構上更易出現經濟性公共物品擠占民生性公共物品的情況。

因此，厘清環境污染、公共衛生支出與經濟增長之間的關系，有利于政府協調地區經濟建設與民生建設之間的發展策略。文章基于財政分權的視角，試圖將三者納入統一的分析框架，關注以下三個問題：(1)我國高能耗產業的快速發展能否帶來短期的增長效應，而經濟增長在長期內能否彌補生態環境的破壞。(2)公共衛生支出作為民生建設的重要內容，和經濟增長之間是“相輔相成”還是“此消彼長”的關系。(3)在現行的財政分權體制下，財政分權水平的高低如何影響地方政府對環境規制和公共衛生服務供給水平上的選擇。

二、文獻綜述

環境污染、衛生支出和經濟增長之間的相互作用是多重且復雜的，此方面的研究文獻大致可分為三大領域。

第一個研究領域分析環境質量和經濟增長之間的作用關系，并驗證環境庫茲涅茨曲線的假設。Grossman和Krueger［1］首先提出環境和經濟增長之間倒U型關系的存在，指出經濟發展通過規模效應對環境會產生負面影響，隨后又由于技術進步效應和結構效應的存在對環境產生正向影響。工業化進程中化石能源的粗放式使用不可避免地帶來環境污染和生態破壞，環境的變化亦會影響經濟增長。彭水軍和包群［2］運用VAR模型的廣義脈沖響應函數法與方差分解法，指出1985—2003年間經濟增長是我國污染排放水平的重要影響因素，而隨著環境破壞導致人們對環境質量偏好的轉變也會對經濟增長產生具有一定時滯的外在壓力。宋濤等［3］基于EKC假設，驗證了我國人均二氧化碳排放量和人均GDP之間存在長期協整關系，在短期上人均GDP對人均CO2排放量有單正向Granger影響。王敏、黃瀅［4］利用我國112座城市數據發現所有的大氣污染濃度指標呈現U型曲線關系且在加入時間趨勢后，發現經濟增長本身并不一定必然導致城市的高污染，因此依靠技術進步、產業結構轉型而實現中國經濟的綠色增長是現實而有意義的。陳素梅等［5］在世代交疊模型的基礎上引入環境污染對健康的影響，認為目前中國能源稅的分配難以同時實現人均產出最大化和居民健康福利最大化的最優目標，未來可能面臨著“環境-健康-貧困”陷阱。

第二個領域關注了衛生支出和經濟增長之間的相互作用。以前大多數學者的研究均認為在我國政府衛生支出和經濟增長之間存在較為顯著的相互作用關系。耿嘉川、苗俊峰［6］認為我國公共衛生支出和經濟增長之間具有較強的雙向正效應，應提高公共衛生支出水平，因其對經濟增長的彈性系數和貢獻率均比較高。蘭相潔［7］基于空間計量模型，認為我國公共衛生支出促進本地區經濟增長的同時，還對相鄰地區有較顯著的正外部性。因此政府對引導衛生資源合理分配、完善醫療衛生體制有著不可推卸的責任，對區域經濟協調增長亦有積極意義。范柏乃等［8］基于1997—2012年的省級面板數據的固定效應模型，認為我國醫療衛生財政支出對經濟增長呈現出明顯的正向影響，且彈性系數大小上呈現出“西部＞東部＞中部”的時空差異。陶春海、王玉曉［9］基于Lasso回歸和面板門檻回歸模型進一步分析了我國省級層面政府衛生支出結構對經濟增長的影響，結果表明只有政府醫療保障支出對經濟增長表現出顯著的推動作用，且因人均物質資本投資水平的不同而表現出門檻效應。

第三個領域集中于環境質量對政府衛生支出的作用關系。與前兩個領域相比，學者對此領域的關注度相對較低。部分實證研究結果證明，環境污染對政府衛生支出存在正向影響關系。苗艷青、陳文晶［10］運用Grossman模型分析了山西省的PM10和二氧化硫(SO2)數據，結果表明空氣污染顯著對當地居民身體狀況產生不利影響，進而對醫療支出產生顯著正向影響。但由于污染物的排放是企業行為，醫療支出的增加在當期卻難以影響企業的生產行為，因此醫療支出對當期的環境質量沒有顯著影響。［11］孫猛、李曉巍［12］認為公共衛生支出對污染造成的健康損害的抑制作用存在“倒U型”的特征，其拐點效應會對貧困地區的居民造成更大的經濟負擔。

考慮到現有的文獻大多基于單方程模型進行因果關系的分析，但環境質量、衛生支出和經濟增長之間可能由于相互作用關系而存在內生性問題，使用單方程檢驗會存在一定的誤差。為此，在現有研究的基礎上，文章通過構建聯立方程模型，綜合分析經濟增長、環境質量和公共衛生支出三者之間的交互作用。

三、研究設計

(一)模型設定

由于公共衛生支出可以視為一種健康人力資本的投入［1］，文章選用引入能源使用水平和公共衛生支出量的拓展形式的柯布道格拉斯生產函數，形式如(1)：

式（1）中，Y表示產出水平，A表示全要素增長率，E表示能源使用水平，HEP表示衛生支出水平，K表示物質資本投入水平，L表示勞動力水平。假設技術水平一定時，能源消耗與污染物放量之間存在線性關系：E=b*P，并代入(1)式得：

為得到一致的估計結果，將上式兩端同時除以L人均化，并采用對數形式將產出函數線性化，同時結合面板數據的特征，(2)式改寫為：

其中，α0=LnA+α1Lnb,下標it表示第i個省份的第t年數據。

為了更好地理解環境質量、衛生支出和經濟增長之間的相互關系，基于已有的理論分析，參考包群［2］、肖海翔［13］、Sami Chaabouni［14］、鄭潔［15］的做法，構建聯立方程模型。同時，由于經濟增長、環境質量、地方政府衛生支出存在較明顯的“路徑依賴”特征，即當期的經濟增長水平會受前期經濟增長水平的影響；當期的環境質量程度受過去環境狀況的影響；而地方政府財政支出受政策慣性的影響，當期支出水平同樣受前期的影響，因此文章在每個方程中分別引入了滯后一期的被解釋變量，得到最終的動態面板聯立方程模型，如下：

方程(5)為經濟增長方程，假設本期經濟發展水平(pgdp)受上一期經濟增長情況(L.pgdp)、公共衛生支出水平(hep)，環境污染物排放量(p)、財政分權程度(fd)，以及其他控制變量(X)的影響。X包括物質資本存量(k)、人均受教育水平(h)、城鎮化率(urbanr)以及貿易開放度(trado)。

方程(6)為公共衛生支出方程，假設本期公共衛生支出受經濟增長(pgdp)、財政分權程度(fd)、滯后一期的公共衛生支出(L.hep)、污染物排放量(p)以及其他控制變量(Y)的影響。Y包括人口出生率(nr)、人口年齡結構(pops)。

方程(7)為環境質量方程，基于現有環境庫茲涅茨曲線理論的分析結果，方程引入經濟水平(pgdp)、經濟水平的二次項(pgdp2)、滯后一期污染物排放量(L.p)、財政分權程度(fd)，以及影響污染物排放量的其他控制變量(Z)。Z包括人口密度(popd)、貿易開放度(trado)以及產業結構(indus)。

(二)變量說明

1.核心變量。經濟增長(pgdp)以各省人均GDP作為代理變量，用以反映地區經濟水平，是影響公共衛生支出水平和環境污染水平的重要因素。一方面，公共衛生支出可以視為對健康人力資本的一種投入，從而影響地區的產出水平。另一方面，在以第二產業為支柱產業的經濟結構下，以能源“高投入、高能耗、高污染”的模式在短期內確實能帶來經濟增長。同時為驗證環境庫茲涅茨曲線的存在性，引入了人均GDP水平的二次項。

公共衛生支出(hep)規模一定程度上決定了當地醫療衛生服務水平的高低。一般來說，隨著地區經濟水平的提高，居民健康意識水平會隨之提高，從而客觀上要求政府增加醫療衛生服務的供給。同時，因地區環境污染會對居民健康帶來不容忽視的影響，當居民健康水平下降時，會將進一步引致公共衛生支出量的擴張。

選取各省人均二氧化碳排放量(CO2)來反映地區的環境壓力。在工業生產以及居民生活的過程中，會造成多種污染物的排放，而二氧化碳作為主要的溫室氣體，對社會環境、人類健康、生態平衡造成不容忽視的威脅。文章參考聯合國政府間氣候變化專門委員會(The Intergovernmental Panel on Climate Change,IPCC)［16］提供的二氧化碳計算方法及各種類型燃料的碳含量和有效二氧化碳排放因子，結合我國地區能源平衡表及《中國能源統計年鑒》計算了2000—2018年中國省級二氧化碳排放量。具體估算方式如下：

其中，下標i表示14種能源燃料①；Ei表示各種能源的燃燒消費量；NCVi為各種能源的最低單位發熱量；CEFi表示各種能源的二氧化碳排放因子。同時，在工業生產過程中化石燃燒、工廠排放的尾氣中所含的二氧化硫、氮氧化物、可吸入顆粒物等是造成目前空氣污染的主要污染物，因此文章在穩健性檢驗中同時選取了工業二氧化硫排放量作為環境污染的代理指標。

財政分權程度(fd)，現有研究對財政分權水平的衡量主要分為三類：財政支出比重分權(fdexpenditure)=各省本級預算內財政支出/中央預算內本級財政支出；財政收入比重分權(fd-income)=各省本級預算內財政收入/中央本級預算內財政收入，以及財政自主度(fd-free)=各省本級預算內財政收入/省本級預算財政總支出，其中財政總支出為省本級收入與中央政府的轉移支付之和。值得注意的是，選取財政分權衡量指標的不同，對于經濟影響的分析結果也會有所差異。由于文章數據選取時間為2000—2018年，在此期間我國的財政分權體制尚未發生重大變化，結構較為穩定，同時考慮到面板數據的結果特征，故選取財政自主度指標，也即財政支出比重指標作為財政分權程度的衡量變量。財政支出分權對經濟增長和公共支出的作用機制不同于財政自主度分權［17］，因此文章也選取了財政支出分權指標作為對比。

2.控制變量。物質資本存量(k)，參考張軍［18］的做法，使用永續盤存法估算了我國2000—2018年的省際物質資本存量水平。城市化率(urbanr)進程意味著人口規模的擴大以及人口從農業到制造業和服務業的遷移。城市化率的提高會對城市基礎設施、資源消耗等方面的需求加大，進而引致更高的污染物排放水平。同時，從長期看，城市化率的提高對經濟增長有顯著的促進作用。［19］人均受教育水平(h)以現行學制為受教育年數，再與各文化程度人數進行加權平均。即研究生文化程度按19年計算，大學本科文化程度按16年計算，大專文化程度按15年計算，高中文化程度12年，初中文化程度9年，小學文化程度6年，文盲為0年。人口結構(pops)指標選用各省份14歲以下和65歲及以上人口之和占各省年末總人口的比重。14歲以下的青少年和65歲以上老年人的身體狀況相較于成年人更易受到環境的影響，同時是對醫療衛生服務需求相對高的群體。人口出生率(nr)從理論上講地區新生人口的增加會引致醫療衛生服務需求量的增長，因此人口出生率亦可能會影響地區的公共衛生支出水平。人口密度(popd)對環境污染程度有重要的影響，人口越是密集，人類活動越頻繁，對環境帶來的負面影響越大。本文采用各省年底總人口數與各省面積之比作為人口密度指標。產業結構(indus)對于污染物排放量有著重要且正向的影響，由于第二產業大多屬于高能耗和高污染的產業，例如工業和建筑業。這些行業的發展在很大程度上促進了污染物排放量的增加，因此選取了第二產業占GDP比重用以衡量地區的產業結構。貿易開放度(trado)對環境質量的影響主要集中在高能耗、高污染型產業。在世界各國面臨保護環境，減少環境污染的大背景下，是否存在具有嚴格環境管制的發達國家將污染產業轉移到環境管制較松的發展中國家的現象引起了廣泛關注。因此文章控制了貿易開放度，即各省的進出口額占GDP的比重。

(三)數據來源

基于中國2000—2018年間，除西藏、港、澳、臺外的30個省份的面板數據進行實證分析，所使用的數據來源于《中國統計年鑒》《中國財政統計年鑒》《中國環境年鑒》以及各省、市的統計年鑒。為消除物價影響，人均GDP數據和政府衛生支出等價格相關數據，均以2000年為基期，以GDP平減指數進行了價格平減。同時為了減弱可能存在的非線性關系、異方差等問題，對模型中的非比率單位的數據都進行了取自然對數處理。樣本的基本描述性統計見表1。

(四)估計方法及結果分析

對聯立方程的估計方法主要分為單一方程法和系統估計法。單一方程法包括兩階段最小二乘法(2SLS)、有限信息極大似然法(LIML)、廣義矩估計法(GMM)等；系統估計法包括三階段最小二乘法(3SLS)、系統廣義矩估計(System GMM)等。考慮到單方程估計法沒有將幾個方程之間的聯系考慮在內，且文章在研究中采用了動態面板數據，如果采用單方程估計方法會導致結果是有偏且無效的。同時可能存在一些潛在的內生性問題，這些問題是由被解釋變量和擾動項之間的可能存在的相關性引起的。因此文章選擇的計量分析方法為系統GMM。系統GMM估計方法由Blundell和Bond［20］提出，結合了差分GMM和水平GMM估計方法的特征，不僅能有效避免差分GMM估計中可能出現的工具變量過度識別問題，也能在工具變量與干擾項不相關的基礎上實現比水平GMM更有效率的估計。同時，通過提供Hansen和Arellano-Bond統計量來檢驗工具變量選擇的有效性，以及確定誤差項的差分是否存在二階序列自相關。故選取系統GMM的方法作為本文基本估計方法。

表1 描述性統計

四、實證結果與分析

(一)全樣本估計結果

表2的底部顯示了模型回歸的自相關檢驗和工具變量有效性檢驗的結果。結果表明AR(2)的P值均大于0.05，拒絕了誤差項存在二階序列自相關的假設；Hansen test的P值均大于0.05，表明模型回歸所選擇的工具變量是有效的，因此模型的設定是較為有效、合理的。

根據表2中列式的全國樣本的估計結果可以看出，在經濟增長方程的估計結果列(1)、(2)中，人均二氧化碳排放量對經濟增長的影響在1%的顯著性水平下顯著，CO2排放量每上升1%，人均GDP水平將上升0.0531%，兩者之間存在正相關性。由于目前我國產業結構整體上是以第二產業(特別是制造業)為主的發展方式，仍存在高污染、高排放的特征，依靠擴大再生產的方式能夠帶來一定水平的經濟增長。而且工業發展必然會帶來諸如污染物排放等副產品。而財政分權整體上對地區經濟增長表現出了促進作用，這與現有的研究結論也保持了一致。［21］同時，公共衛生支出表現出對地區經濟增長的顯著促進作用——地方政府衛生支出每增長1%，地區經濟水平上升約0.4656%。這一方面由于公共衛生支出不僅是政府層面的財政支出行為，亦是對健康人力資本的投資，勞動力素質的提升對經濟增長的促進作用也是毋庸置疑的；另一方面，公共衛生支出規模的擴大減小了居民個人醫療衛生的支出，從而增加了居民個人可支配收入，刺激消費者生活性支出的增加，進一步擴大了內需性消費，推動了經濟增長。

考慮到不同的財政分權衡量指標，實證結果顯示，無論是財政自由度指標、還是支出分權指標，對經濟增長的作用都顯著為正。可見中國財政分權所給予地方的權力下放，是有利于地區經濟增長的。具體來說，一般研究認為，財政自主度的提高有利于地方更合理地將財政支出用于生產效率高的領域，經濟效率的改善更好地促進發展。而財政支出指標的作用邏輯是支出規模的擴大從而帶動經濟增長。回歸結果顯示，財政支出分權對經濟增長的作用效果要略高于財政自主度指標，可見中央轉移支付對地區經濟發展仍起到重要作用。同時，控制變量中人均物資資本存量、人均受教育水平和城鎮化水平也分別在1%和5%的顯著水平下，表現出對人均GDP的正向作用。

表2 全體樣本的估計結果

在公共衛生支出方程的估計結果，即表2列(3)、(4)中，可以看到經濟增長、環境質量、上一期公共衛生支出水平，對本期公共衛生支出都有顯著的促進作用。地方經濟水平依然是決定政府衛生支出水平的重要影響因素。人均GDP對人均公共醫療衛生的彈性為0.9823-1.5931，且在1%的顯著水平下顯著。由人均GDP對公共衛生支出的彈性系數大于1，可以看出目前我國的公共衛生服務逐漸由治療性(curing)轉向了保健型(caring)，這與肖海翔［12］得出的結論一致。公共衛生支出水平也表現出較強的慣性，上一期的衛生支出對本期支出水平的彈性在1%的顯著水平下顯著為正。考慮到地區環境質量因素，人均二氧化碳排放量每增長1%，人均公共衛生支出上升約0.0166%-0.1173%。可以理解為由于二氧化碳的排放對于整個生態平衡、社會環境都會產生不利影響，整體環境質量的下降則會對居民身體健康帶來不利影響，進而導致了就醫需求的增加和衛生支出規模的相應上升。［17］控制變量人口出生率與人口結構同樣顯著的呈現出對衛生支出規模的擴大作用，同時，兩類財政分權指標顯示出財政分權對公共衛生支出水平表現出顯著的負向作用關系。財政自主度的提高有利于地方政府改善公共資源的配置效率，更自主地決定支出配置的結構。但是由于中央的專項轉移支付是針對特定項目的，然而地方政府在資金使用過程中缺乏激勵去提高資金的使用效率。財政支出分權指標與公共物品供給之間的邏輯關系同樣在于支出規模的大小。在現階段分權體制下，地方財政承擔了公共衛生支出的主要責任。但長期以來，經濟發展水一度作為我國地方政府的考核的主要標準，“政治錦標賽”所帶來的政績壓力促使地方政府產生競爭吸進資本流入、以“經濟性公共物品”支出擠占“非經濟性公共物品”支出的行為。［22］

在環境質量方程的估計結果列(5)、(6)中，以人均二氧化碳排放量為環境質量衡量指標下，當期的環境質量水平顯著的受上一期環境質量的影響。經濟增長的估計系數顯著為正，人均GDP每增長1%，二氧化碳排放強度會增加3.0056%-4.4723%。現階段工業化發展水平在帶來經濟增長的同時，不可避免加劇了環境問題。觀察到人均GDP變量二次項的估計系數為負，呈現出“倒U型”曲線的關系。可見在我國環境污染水平和經濟增長水平之間的“環境庫茲涅茨曲線”客觀存在，即二氧化碳排放量會隨著經濟的增長，呈現出先上升、后下降的發展趨勢。控制變量貿易開放度和地區產業結構也表現出了對二氧化碳排放量顯著的正向作用。貿易開放度的系數為正可以解釋為，許多碳排放高的產業存在中國國內生產而消費在國外的情況。在全球控制碳排放量的大背景下，中國成為碳排放第一大國，與大量高能耗進出口貿易行為密不可分。［23］在工業化進程中，不可避免地會因為能源消耗而產生大量的碳排放和其他污染物的排放，從回歸結果中可以看出第二產業比重的增加確實對環境質量產生了負向影響，加劇了碳排放的程度。人口密度越大意味著人類活動越頻繁，特別是隨著居民收入的增加、消費結構的轉變，能源消費量不斷上升，必然導致碳排放量的增長。

有趣的是，兩類財政分權指標與地區環境污染水平表現出相反的作用效果。根據已有的研究，整體上來看地方政府雖然作為地方環境監管的主體，但由于環境質量在政績考核標準中權重較輕，且對污染治理的成果見效慢，未必能在官員任期內有所體現，這就使得地方政府放松環境標準、犧牲環境質量，以期在招商引資、擴大生產上獲得更多地競爭優勢。財政分權程度的提高在制度上無法促進環境質量的改善。［22］然而，結合陳碩［16］提出的財政分權的“指標的邏輯”，考慮到地方財政自主程度的提高意味著地方政府能夠更好地利用所掌握的信息，如果地方政府能夠遵循自身的比較優勢發展戰略，優化支出結構，是有利于控制環境污染的。［14］而財政支出分權指標更多強調的是支出規模，無法捕捉到整體支出水平的提高對環境質量改善的作用。這就從一定程度上解釋了為何在不同財政分權指標的度量下，表現對污染治理不同的效果。

（二）穩健性檢驗

鑒于不同的污染物排放指標和財政分權指標也會對估計結果造成一定的影響，為保證估計結果的可信度，本研究進一步進行了穩健性檢驗。選取了同樣具有空間外溢性的大氣污染物——工業二氧化硫(SO2)，并以財政自主度衡量財政分權程度的指標，對上述回歸結果基于差分GMM的方法進行了回歸(見表3)。結果表明，不同衡量指標下估計結論基本一致，因而表2的結果是基本穩健的。

表3 穩健性檢驗

(三)分區域估計結果

由于我國地區間經濟發展水平、資源稟賦、地方治理水平上具有較強的地區差異性，文章進一步在全國樣本上進行了東部與中西部地區的樣本細分，地區劃分參照一般做法。東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省份，其他省份歸為中西部地區。表4-6為東部和中西部地區分樣本的三方程回歸結果。

由表4列(1)-(4)的經濟增長方程估計結果可以看出，和全國樣本回歸的結果一致，公共衛生支出和二氧化碳排放量對人均GDP呈現出顯著的正向作用。其中東部地區的公共衛生支出的彈性系數大于中西部而二氧化碳排放量的彈性系數小于中西部地區。其原因可能是由于兩個地區的人力資源、產業結構分布差異。東部地區從事生產性人口比例要高于中西部地區，健康支出得以發揮較大的作用，公共衛生投入增加的經濟效益更明顯。而中西部地區相較于東部地區工業發展的環境效率協調度較低，對能源投入依賴性較大的產業占比較高。由于進出口貿易在東部地區占比較大，貿易開放度在東部地區呈現出了對經濟發展較為顯著的正向作用。財政分權因素總體上促進了我國的經濟增長，而在不同地區間也呈現出了差異。進一步對比表4中(1)、(2)列可以看出財政分權對中西部地區經濟增長的促進作用，要顯著高于東部地區，這與周東明［24］和林春［21］等學者的研究結論保持了一致。由于中西部地區與東部地區經濟發展水平的差異，在現階段財政分權體制和政績考核指標下，中西部地區的政府官員對GDP的關注程度相對更高。

表4 分區域樣本的估計結果——經濟增長方程

在表5的公共衛生支出方程估計結果中，經濟增長對政府醫療衛生投入在兩地區均表現顯著的促進作用，且東部地區的彈性系數要高于中西部地區。可見，中西部地區隨著經濟發展，公共衛生支出規模不斷擴大，還有著較大的增長空間。同時，中西部地區環境質量對公共衛生投入的影響也高于東部地區，分析其原因可能由于中西部地區存在較多的能源依賴性產業導致的生態環境的惡化更大程度地影響居民身體健康，從而加重了地方政府衛生支出的責任。值得注意的是，財政分權程度的提升無論是在全國樣本還是分區域樣本都未能表現出對公共衛生支出的促進作用。這可以理解為，現階段我國的分權體制下的財政激勵作用依然促使地方政府偏好于基礎設施建設，而將醫療衛生服務供給責任更多地推向市場［22］，政府對擴大民生支出的激勵仍有所欠缺。從彈性系數上看，由于中西部地區對中央轉移支出的依賴程度要高于東部地區，財政獨立性相對較低，因而財政分權對公共衛生支出規模的負向影響程度要更大。

表6 分區域樣本的估計結果——環境質量方程

在表6列(1)、(2)、(4)的環境質量方程估計結果中，東部地區和中西部地區的環境質量和經濟發展水平之間都呈現出“倒U型”關系。與全國樣本的估計結果一致，以財政自主度衡量的財政分權程度的提高，與東部地區的二氧化碳排放量呈顯著負向的影響關系，但中西部地區卻與之相反。考慮到東部地區在區域發展過程中始終處于發展改革的領軍地位，不僅有著地區經濟基礎，民眾整體的環保意識也較強，政府有更為充足的環境治理資金，因此其分權程度的提高可能有利于環境質量的改善。但中西部地區可能存在著為了經濟發展而放松環境規制的“逐底競爭”的情況，其財政分權程度依然表現出對二氧化碳排放量的正向作用。

相較于中西部地區，東部地區的人口聚集度更高，人口壓力更大；且隨著東部地區進入后工業化階段，正逐步由能源高度依賴型向環境友好型產業結構調整，因此中西部地區產業結構對環境質量的彈性系數相對更大，而人口密度對環境質量的負向作用相對更小。可見在合理調整產業結構的同時，合理調整人口分布也是改善環境質量的一項重要舉措。

五、研究結論及啟示

本文通過構建動態聯立方程模型并運用系統GMM的方法檢驗了我國2000—2018年間省際環境質量、公共衛生支出和經濟增長之間的動態關系。

結果表明：(1)無論是在全國范圍還是在分區域回歸中，經濟增長是促進政府衛生支出水平提高的必要條件。公共衛生支出作為一種健康人力資本的投入同樣帶動了地區發展水平的提高。經濟發展和民生建設之間是相互促進而非此消彼長的關系。相較于中西部地區，東部省份提高公共衛生支出對經濟發展的促進作用更為顯著。(2)環境庫茲涅茨曲線在我國客觀存在，短期內經濟發展要求加劇了環境壓力。現階段以犧牲環境質量為代價的擴大再生產雖然能帶動經濟發展，但會危害居民身體健康，對醫療衛生服務需求加大，客觀上加重了民生性支出的財政負擔。(3)在我國現行的分權體制下，財政分權程度與由財政提供的醫療服務規模仍呈現出負向關系，考核晉升制度的設計并不利于激勵政府提高民生性支出的意愿。同時分權程度的提高在一定程度上并不利于緩解地區環境壓力。

基于上述結論，文章給出如下政策建議：第一，在關注經濟發展的同時，地方政府應對民生建設給予更多的關注。通過優化財政支出結構、適度擴大政府衛生支出規模，從而實現經濟發展和民生改善的良性互動。同時對于中西部等欠發達地區的基層醫療事業建設應給予更多的傾斜，實現政府保障民生職能的回歸，深入推進醫療衛生事業的供給側改革。第二，地方政府需對生態環境質量建設給予足夠的重視，狠抓環境污染問題，堅決避免以“污染換增長”的情況。地方政府應鼓勵企業加大對“節能減排”技術創新的投入力度，提高能源使用效率，優化產業結構，扶持高效能產業的發展。第三，財政分權程度對于醫療衛生水平和環境質量這兩個重要民生問題有著不容小覷的影響。這與我國現行的國家治理模式和晉升考核制度是密不可分的。只有將地方政府財政激勵機制從“建設財政”轉向“民生財政”，同時加大民生考核指標在政治晉升機制中的重要程度，才能防止地方政府間單純以增長為導向的低質量競爭。如何在現有分權體制下提高對中西部欠發展地區的轉移支付效率，保障貧困地區基本民生公共物品提供的最低水平，也是優化分權結構時需要關注的問題。

注釋：

①14種能源燃料，分別是煤炭、焦炭、焦爐煤氣、高爐煤氣、轉爐煤氣、其他煤氣、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、液化石油氣、天然氣和液化天然氣。