公私医疗卫生支出与经济增长关系的实证分析

钟晓敏，杨六妹

(浙江财经大学财政与公共管理学院，浙江 杭州 310018)



公私医疗卫生支出与经济增长关系的实证分析

钟晓敏，杨六妹

(浙江财经大学财政与公共管理学院，浙江 杭州 310018)

众所周知，医疗卫生支出不仅关系到一个国家社会福利政策的规划，还对经济增长具有不可忽略的促进作用。然而，现有文献对于医疗卫生支出与经济增长关系之间的研究结论却是众说纷纭。鉴于此，本文根据医疗卫生支出的支付主体，将其分为政府医疗卫生支出和居民医疗卫生支出，并通过建立双向固定效应模型对公私医疗卫生支出对经济增长的影响进行分析。结果显示：从全国平均水平来看，政府医疗卫生支出每增长100%，带动经济增长12.08%，居民医疗卫生支出每增长100%，带动经济增长15.85%；但与此同时，考虑到不同地区的经济发展非均衡化时，政府医疗卫生支出和居民医疗卫生支出带动经济增长的效应差异甚大，其中政府医疗卫生支出对经济增长呈现“倒U型”效应，而居民医疗卫生支出对经济增长呈现“阶梯型”效应。

医疗卫生支出；经济增长；双向固定效应；社会福利政策

一、引 言

医疗卫生水平的发展不仅关系到一个国家社会福利政策的规划，还对经济增长具有不可忽略的促进作用。内生增长理论认为，政府医疗卫生支出是决定经济增长的重要因素[1][2]，人力资本理论则认为，对健康人力资本的投资能够显著促进经济的增长[3][4][5]。

医疗卫生财政支出作为政府公共支出的一项重要内容，在人们生活中扮演着重要的角色？在世界各国财政普遍加大医疗卫生支出力度的大背景下，我们应当思考：医疗卫生支出究竟对国民经济的增长起到怎样的贡献作用？我国作为一个地区经济发展水平差异极大的国家，医疗卫生支出对经济增长的影响作用在地区之间是否存在变化趋势？其变化趋势又存在怎样的差异性和规律性？研究这些问题，对我国地方政府如何把握医疗卫生的财政支出规模和制定医疗卫生政策来促进经济增长并且完善现有医疗卫生服务体系具有重要参考意义。

据此，本文利用我国1998-2013年30个省级地区的面板数据*内蒙古地区的数据缺失太多，故剔除。，首先构建衡量公私医疗卫生支出指标：(1)以地方政府财政上“卫生费用支出(亿元)”作为衡量“政府医疗卫生支出”的指标；(2)以城镇居民人均医疗保健支出(元)作为衡量“居民医疗卫生支出”的指标*农村居民的卫生支出比例较小，且数据缺失很多，故这里暂不考虑农村居民的影响因素。。其次，在柯布-道格拉斯生产函数的视角下建立双向固定效应回归模型，重点考察政府医疗卫生支出和居民医疗支出对经济增长的边际影响效应。然后，为了进一步描绘地区经济发展差异所带来的影响，文章根据经济发展水平将30个省级地区划分四个不同发展水平的区域，分别建立时间固定效应模型进行回归，以此来考察不同地方的政府医疗卫生支出和居民医疗卫生支出对经济增长的贡献方向和力度，并试图找出贡献方向和力度存在差异性的原因。最后，根据本文实证分析结果提出相关建议。

二、文献评述

关于医疗卫生支出和经济增长之间的研究，我国早期的学者普遍关注两者之间的长期关系并利用不同类型的数据去描绘两者之间的线性函数。如陈洪海等(2005)在需求函数的框架下得出人均GDP与人均卫生费用之间存在着长期均衡关系的结论。刘勇政和张坤(2007)对中国1981-1999年的相关数据进行实证分析发现，我国公共卫生支出作为非直接的生产性支出对经济增长产生了负向影响，同时公共卫生支出的增加又促进了人力资本和R&D资本产出弹性系数的上升，因而公共卫生支出具有间接人力资本投资效应。耿嘉川和苗俊峰(2008)则认为公共卫生支出和经济增长之间存在双向依赖关系，公共卫生支出促进了经济增长和社会效益，而经济增长却又对公共卫生投资起制约作用[6]。随着研究的深入，学者们开始利用不同的模型尝试从影响路径去解释医疗卫生支出究竟给经济增长带来怎样的效应。徐颖科等人(2010)使用时间序列数据建立误差修正模型发现，短期内我国居民个人卫生支出与GDP之间具有动态调整机制，同时较长时期内我国居民个人卫生支出对GDP的弹性为0.67[7]。查会琼等人(2011)通过分析1998-2006年的省际面板数据回归得到，中国卫生支出对经济增长的贡献会随着医疗支出的规模或经济增长水平的变化而发生转折，也即门槛效应[8]。此外，骆永民(2011)通过构建随机动态一般均衡模型(DSGE)，分析公共卫生支出、健康人力资本和经济增长的关系，他认为公共卫生支出投入产出效率作为健康人力资本的代理变量，对经济增长具有显著的促进作用[9]。范柏乃等(2014)采用1997-2012年30个省级地区数据构建固定效应模型，研究表明，医疗卫生财政支出对经济增长存在明显时空差异，西部地区医疗卫生财政支出对经济增长的贡献度最高，东部次之，中部最低[10]。王海成和苏梽芳(2015)应用两区制门槛协整模型对我国公共卫生支出与经济增长之间的非线性关系进行检验，研究发现，公共卫生支出促进经济增长，反过来经济增长并没有对公共卫生支出起到贡献作用[11]。

纵观国内相关文献，学者们的研究内容可以归纳为以下几个方面：一，在数据采用方面，早期的学者普遍采用时间序列数据居多，而后期的研究多使用面板数据；二，变量指标选取方面，大部分学者都采用地区GDP作为衡量经济增长的指标；对于“医疗卫生支出”这一变量，大部分学者只考虑了政府卫生支出部分。既有学者使用中国统计年鉴上的“中国卫生总费用”这一指标，也有学者使用公共卫生财政支出来衡量医疗卫生支出水平，三，计量方法方面，早期的学者采用时间序列数据时，一般都会采用协整分析的方法来考察医疗卫生支出与经济增长之间的相互作用和影响机制；到后期的面板数据分析时，其中多使用个体固定效应模型和门限回归模型。

学者们的研究成果为后人提供了重要的理论视角和研究方法，但现有成果依然存在一些不足之处：(1)变量选取有待完善，以往研究只单独考虑政府医疗卫生支出因素对经济增长的影响。然而，医疗卫生支出作为对人力资本的一项健康投资，无论是政府医疗卫生支出或居民个人医疗卫生支出，对经济增长的影响都不可忽视，应将两者一起引入模型，进行综合考虑。(2)缺乏对不同省市地区变动的分析，无论是门槛面板回归还是个体固定效应模型，都是基于普通线性回归的基础上对被解释变量进行总体回归，而我国地域辽阔，经济发展水平极不均衡，只将全国数据进行总体分析，无法客观全面考察医疗卫生支出对经济增长的影响是否存在变化趋势。(3)模型选取有待改进，固定效应模型中既会存在个体固定效应，也会存在时间固定效应，应该在模型中综合考虑。

三、数据、模型构建与检验

(一) 变量和数据

基于以往文献的综合比较，文章主要选取5个变量来进行实证分析[12][13]。为了刻画地区经济的发展程度，以人均GDP作为被解释变量，而后引入“政府医疗卫生支出(本文用TE表示，下同)”、“居民医疗卫生支出(CI)”、“固定资本形成总额(K)”和“从业人员数(L)”作为解释变量。

初步将所有变量(已进行指数平减)进行描述统计，结果如表2所示。其中，L(从业人员数)这个变量有部分缺失值，但在stata中不影响回归结果。

表1 变量的描述性统计结果(1998-2014年)

数据来源：各省统计年鉴1999-2014年，《中国卫生统计年鉴》1999-2014，CNKI-中国经济与社会发展统计数据库。

(二)模型构建

本文所研究的经济增长主要建立在柯布-道格拉斯生产函数的基础上。其一般形式如下：

Y=A(t)KαLβμ

(1)

其中，Y是产出，A(t)表示技术，K和L分别表示资本和劳动的投入量。在本文的研究中，将引入政府医疗卫生支出(TE)和居民医疗卫生支出(CI)两个变量，并对方程两侧取自然对数使其线性化来具体考察医疗支出对经济增长的贡献作用。扩展的生产函数模型如下：

代入相关变量，调整模型如下：

lnY=lnA+β0lnTE+β1lnCI+β2lnK+β3lnL+ε

(2)

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

(3)

(ui+εit)为复合扰动项，其中ui为个体效应，假设与某个解释变量相关。εit为独立同分布，且与ui无关。

大部分学者在使用我国31个省市地区的面板数据研究公共医疗支出和经济增长之间关系时，都假设了个体效应以固定效应形式存在[14][15]。结合本文数据特点，可以假设固定效应中同时存在个体固定效应和时间固定效应。同时，在进一步对分组后的地区进行分别回归时，由于按照经济发展水平进行适当分组，我们可以假设分组后的数据消除了大部分组内方差，更适合考虑时间固定效应进行回归，故建立时间固定效应模型如下：

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

(4)

其中，λt为时间固定效应。

(三)残差检验

进行回归分析前，需要判断是否存在异方差情况，因此初步绘出残差图进行判断。图1报告了残差分布图。

图1 残差图

图1的残差分布图显示出残差呈现明显的扩散趋势，说明极有可能存在异方差，因此对数据进行怀特检验*限于篇幅，这里不再列表显示。。

怀特检验结果显示p值等于0.0000，故强烈拒绝同方差的原假设，认为存在异方差。为了消除异方差带来的不良影响，将采取聚类稳健标准误*文中使用以“zone(地区)”为聚类变量的聚类稳健标准误。的方法对模型进行回归。

四、实证结果和分析

(一)整体回归结果

首先采用混合回归作为参照系，然后分别使用组内估计法和LSDV法以及双向固定效应对模型(3)进行回归*本文由于异方差的存在，故使用过度识别效应对个体效应中的固定效应和随机效应进行了检验，结果选择固定效应，限于篇幅，这里不再一一列举各项检验结果，感兴趣的读者可以向笔者索要。。

表2 模型估计结果

注：括号里的数值为p值；“* ”、“** ”、“*** ”分别代表在10%、5%、1%的置信水平上显著。

表2的回归结果显示，混合回归作为参照系，忽略了面板数据中个体效应的存在，与固定效应回归结果有显著差异[16]。估计固定效应模型的三种方法结果并无明显差别，说明模型比较稳健，结果具有一定的说服力。综合考虑到固定效应中个体效应的可能存在形式，本文选择双向固定效应(Two-way FE)回归结果来具体分析[17]。实际上，人均GDP作为衡量经济增长的指标，反映了本年度所有部门的经济活动，医疗卫生支出作为消费性支出包含在经济活动范围内，自然会对经济增长造成一定影响，而模型采取固定效应来估计个体效应，能够在一定程度上减少内生性[18]。另外，将GDP替换掉人均GDP来考察模型的稳健性，发现相关变量的系数估计依然呈显著性，且正负号未发生变化，表明模型稳健性较好。

表3 稳健性检验

回归结果表明，政府医疗支出和居民医疗支出都在1%的显著性水平下促进了经济增长。其中，政府医疗卫生支出每增长100%，带动经济增长(人均GDP)12.08%，居民医疗卫生支出每增长100%，促进经济增长15.85%。

此外，就本文所选取的变量个体而言，人均生产总值(GDP)和政府医疗卫生支出(TE)等组内和组间之间的差异甚大。因此，为了更进一步刻画地区间的差异，基于人均GDP的发展水平将我国30个省市地区分为欠发达、中等发达、较发达和发达四个区域依次进行分析。

(二)地区差异性分析

要回答本文引言部分提出的问题，即我国作为一个区域经济发展水平极不平衡的国家，医疗卫生支出对经济增长的贡献作用在区域之间是否存在变化趋势，需要对不同地区进行实证分析。与以往文献不同，文章并没有将地区按照东部、中部、西部来划分，原因在于，单纯地理位置划分不能刻画经济发展水平的实际情况。因此，基于人均GDP的发展水平来将地区划分为发达、较发达、中等发达、欠发达四个区域，描绘出人均GDP的直方图，并按照升序排列(结果见图2)。

图2 分地区人均GDP直方图

图2很清晰的显示了各地区的实际经济发展水平，基于数据计算和图形描绘结果，将30个地区划分如下：

(1)欠发达地区：贵州、甘肃、云南、西藏、广西、安徽、四川、江西、青海、河南、湖南；(2)中等发达地区：海南、宁夏、陕西、山西、新疆、湖北、重庆、黑龙江、河北、吉林；(3)较发达地区：福建、山东、辽宁、广东、江苏、浙江；(4)发达地区：天津、北京、上海。接下来对已划分地区分别进行实证研究，结果见表4。

表4 医疗卫生支出对经济增长影响的地区差异分析

注：括号里的数值为p值；“* ”、“** ”、“*** ”分别代表在10%、5%、1%的置信水平上显著。

结果显示，通过地区的划分，医疗卫生支出对经济增长的贡献在不同地区之间存在显著差异。为了更清晰的比较政府医疗卫生支出和居民个人医疗卫生支出对不同区域经济增长的贡献方向和力度，描绘出贡献系数图如下。

图3 医疗卫生支出对经济增长影响的区域差异

由表4和图3可以看出，政府医疗卫生支出对经济增长的影响在不同区域之间呈现“倒U型”先增后减的趋势。中等发达地区其政府医疗卫生支出对经济增长的贡献最大，贡献弹性约为0.173%，其次为欠发达地区，贡献弹性为0.158%，然后为较发达地区，贡献弹性为0.125%，值得关注的是发达地区，计量结果显示，在发达地区(北京、天津、上海)，政府医疗卫生支出阻碍了经济增长，其可决系数为-0.038%。

就居民医疗卫生支出而言，其对经济增长的贡献随着地区经济的发展呈现“阶梯型”递增效应。发达地区其对经济增长的贡献最大，贡献弹性为0.304%，较发达地区、中等发达地区和欠发达地区分别为0.152%、0.142%和0.086%。

五、结 语

首先，文章通过模型的建立和选择，对医疗卫生支出和经济增长的关系进行了实证分析，回归结果表明，政府医疗卫生支出和居民个人医疗卫生支出都显著促进了经济的增长。其次，在对不同区域做具体分析时，政府医疗卫生支出和居民医疗卫生支出对经济增长的作用也不尽相同。如政府医疗卫生支出对经济增长的影响在不同区域间呈现“倒U型”先增后减的趋势，而居民个人医疗卫生支出对经济增长的影响呈现“阶梯型”递增效应。

基于政府医疗卫生支出的“倒U型”影响经济增长的效应路径，我们认为，随着地区经济的发展，政府医疗卫生支出对不同区域经济增长的影响呈现“波浪型”先增后减的特征是比较合理的。原因在于：(1)在欠发达地区，由于经济发展水平太低，地方政府的财政医疗卫生支出平均水平明显低于中等发达地区、发达地区以及发达地区，卫生资源过少，当地居民对医疗卫生等基本需求得不到充分满足，而政府的医疗卫生支出过低，达不到最大边际效益，因而在对经济增长的贡献上不如中等发达地区[19]；(2)在中等发达地区，卫生服务水平成为制约经济增长的限制性瓶颈约束，此时，政府所投入的公共卫生投资边际效益最高，对经济增长的边际贡献最大；(3)随着经济的发展，较发达地区的政府医疗卫生支出较中等发达地区更高，医疗卫生设备充足、卫生人员的专业化水平较高，因此政府的医疗卫生支出的边际贡献率较中等发达地区有所下降。(4)在经济水平发达地区，人民生活水平极大提高，区域的医疗卫生设备投入过多，医疗卫生资源的分布过度集中并重复建设，此时健康投资可能会挤占物质资本积累[20]，因而政府的医疗卫生支出作为非直接性的生产支出，反而阻碍了经济的增长。

对于居民医疗卫生支出的“阶梯型”递增特征，我们给出可能合理的解释是：居民医疗卫生支出作为居民消费支出的一项构成，通过消费医疗卫生产品和服务而促进市场经济的增长是合理的，而随着经济的增长，居民的收入也越来越多，人们也越来越倾向于生活品质的优质化，因此对医疗服务也有了更高的要求[21][22]，特别是在经济高度发达的地区，因此，居民个人医疗卫生支出对经济增长呈现出“阶梯型”递增的贡献效应。

基于本文的计量结果及其原因探究，我们提出建议如下：

(1)加强政府财政转移支付，缩小卫生资源非均等化特质。

根据本文分析结果，政府医疗卫生支出促进欠发达、中等和较发达地区的经济增长。而在一些经济并不发达的地区，地方财政支出有限，这就需要中央政府加大财政转移支付，既改进民生又推动地方经济发展。相反，在发达地区，政府医疗卫生支出阻碍经济的增长，这说明地方政府的医疗卫生支出已超越最优规模，政府首当其冲的要考虑医疗产业的升级优化而不再是继续扩大支出规模。

(2)根据经济发展水平选择适宜的医疗保障方式。

对我国目前现阶段而言，居民对医疗卫生的需求几乎是无止境的[23]，区域经济发展的不均衡，由此带来个人享有医疗服务的非完全自由化选择，有限条件下无法满足效用最大化原则。从该矛盾点出发，我们必须解决的问题是：如何将有限的医疗卫生资源在具有不同需求的社会成员之间进行合理分配，根据区域经济发展水平选择适合的医疗保障方式便显得尤为重要。

对于经济欠发达和中等发达地区，政府更应该通过转移支付等补贴方式促进居民对医疗卫生服务的消费，还可以通过税收减免等优惠政策适当鼓励发展资源性质的商业医疗保险，推动社会成员之间的“互保”，建立企业补充医疗保险，避免“因病致贫”、“因病返贫”现象的发生。在发达地区，政府可鼓励居民个人在医疗卫生上投入更多来促进人力资本健康，同时适当减少政府医疗卫生投入比例，通过转移支付等形式来满足更欠缺地区的医疗卫生需求。

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(责任编辑:风 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

钟晓敏(1963-)，男，浙江平湖人，浙江财经大学财政与公共管理学院教授，博士生导师；杨六妹(1991-)，女，安徽安庆人，浙江财经大学财政与公共管理学院硕士生。

F830

A

1004-4892(2016)03-0020-08