城镇居民收入、健康投资与经济增长

莫靖新 吴玉鸣 于丽丽 赵志恒

[摘要] 本文在一个包含政府公共健康投资和家庭健康投资的内生增长框架下分析了政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的影响，然后利用2000—2018年31个省级行政区（不含我国的港、澳、台地区）的面板数据，通过构建半参数空间面板向量自回归模型考察了中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三者之间的时空传导效应，并在此基础上检验了政府公共健康投资对三者影响的边际效应。研究发现，城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三者之间的相互影响在时间和空间维度上均趋于收敛。其中，大城市如上海市的城镇居民收入和家庭健康投资，通过累积效应和扩散效应对本市及周边地区的城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长产生促进作用;经济大省如广东省经济增长，通过空间溢出效应对本省及周边地区城镇居民收入和经济增长产生促进作用，但是经济增长的极化效应对本省与周边地区的家庭健康投資产生了异质性影响。此外，政府公共健康投资对城镇居民收入产生抑制作用，对家庭健康投资和经济增长产生促进作用，其边际效应分别呈U形、倒U形和W形特征。

[关键词] 城镇居民收入  健康投资  经济增长  半参数空间面板向量自回归模型

[基金项目] 本文为国家自然科学基金面上项目“区域经济多极网络空间组织理论与实证研究”（吴玉鸣主持，编号为72073045）、“中国康养产业发展定位与盈利模式研究”项目（吴玉鸣主持，编号为N100-71714）的阶段性成果，同时也是桂林旅游学院校级科研项目“技术进步与旅游业态创新研究”（莫靖新主持，编号为2018QN05）的阶段性成果。

[作者简介] 莫靖新，华东理工大学商学院博士研究生，桂林旅游学院商学院讲师，研究方向为区域经济学、空间计量经济学;吴玉鸣，华东理工大学商学院教授、博士生导师，研究方向为区域经济学、空间计量经济学;于丽丽，中冶华天南京工程技术有限公司高级工程师、博士，研究方向为城市与区域经济、康养产业;赵志恒，桂林旅游学院马克思主义学院副教授，研究方向为政治经济学。

[中图分类号] F061.5

[文献标识码] A

[文章编号] 1008-7672（2021）03-0092-18

一、 引言

改革开放以来，中国卫生健康事业取得了长足的发展，居民主要健康指标总体优于中高收入国家平均水平。自党的十九大部署实施“健康中国”发展战略以来，2019年发布的《国务院关于实施健康中国行动的意见》（国发〔2019〕13号）进一步指出，“人民健康是民族昌盛和国家富强的重要标志，加快推动从以治病为中心转变为以人民健康为中心，实施健康中国行动，提高全民健康水平”。党的十九届五中全会深刻指出，“要提高人民收入水平，全面推进健康中国建设”。这表明党中央高度重视全民身体健康状况，健康发展已上升到国家战略层面。

统计数据显示，2019年，全国卫生总费用达65 195.9亿元。其中，政府卫生支出17 428.5亿元，占26.7%;社会卫生支出2 9278.0亿元，占44.9%;个人卫生支出18 489.5亿元，占28.4%。人均卫生总费用4 656.7元，卫生总费用占GDP百分比为6.6%，较2018年增长0.15个百分点。自2015年以来，   中国居民人均医疗保健消费支出呈逐年增长的趋势，2019年中国居民人均医疗保健消费支出为       1 902元，年均增长率为12.7%，与此同时，中国人均可支配收入从2015年的21 966元增长至2019年的30 733元，年均增长6.7%。可见，随着我国经济发展水平的逐步提升，健康消费已成为居民日常支出中的一个重要组成部分，国家财政卫生支出已成为推动我国高质量发展的重要支撑。从经济学的研究来看，国内外众多学者的研究肯定了健康对经济增长的贡献。①②③

为了探究城镇居民收入、健康投资与经济增长之间的关系，本文首先在一个包含政府公共健康投资与家庭健康投资的内生增长框架下，探讨了政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的影响，其次通过构建半参数空间面板向量自回归模型对中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的时空传导效应进行实证检验，并结合局部线性估计技术考察政府公共健康投资对三者的边际影响效应。本文尝试对以下问题做出回答：在区域经济趋于一体化的背景下，中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三者具有怎样的时空传导效应？政府公共健康投资能否促进城镇居民收入和家庭健康投资提高？能否促进经济增长？正确认识中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长之间的关系对加快推动我国经济实现高质量发展具有重要意义。本文尝试在分析和回答上述问题的基础上给出相应的政策建议。

本文余下部分内容安排如下：第二部分是文献综述，第三部分是理论模型与研究假说，第四部分是实证模型，第五部分是实证结果及分析，最后是结论与启示。

二、 文献综述

与本文研究主题相关的国内外研究文献可分为两类：一类是关于健康投资、健康消费与经济增长关系的研究，另一类是关于居民收入与健康投资关系的研究。

自Schultz创立人力资本理论①以来，“人力资本”相关的话题便受到了经济学研究领域的关注，学术界对健康投资与经济增长的关系展开了大量的理论研究和经验研究，其主要内容可以概括为以下两个方面：第一，学者们普遍认为，健康消费是一种人力资本投资，能够促进人力资本存量的增加，进而促进经济增长。Mushkin认为健康和教育是人力资本的重要构成部分，“健康投资”与人力资本一样，是一种可以累积的资本。②Grossman分析了人们的“健康”需求，指出健康投资是人力资本投资，也是个人不可或缺的服务型消费，健康食物消费促进了人体营养水平的提高，是促进经济增长的主要原因之一。③第二，健康投资对经济增长有推动效应，经济增长也会进一步促进健康投资的增加，但是健康投资对经济增长不总是产生正向作用，当达到一定节点时，健康投资可能阻碍经济增长。蒋萍等发现，健康人力资本存量增加能够大力提高劳动生产率，对经济增长产生促进作用，是我国长期经济增长的动因之一。④王弟海等认为，健康人力资本可能会使经济出现贫困性陷阱，在这种情况下，初始状态高于均衡点的经济会存在持续的经济增长，而初始状态低于均衡点的经济将会陷入“低收入—低健康水平—低物质资本积累”的恶性循环。⑤姚瑶等认为，公共健康事业将促进经济结构转型。⑥顾雪兰和刘诚洁指出，健康投资在短期内不会立即促进经济增长，对物质资本投资具有挤出效应。⑦一些学者认为，政府通过对人力资本与物质资本的投资，包括人口健康、教育和物质基础设施的平衡投资，实现可持续的经济增长的目的。⑧

近年来，越来越多的学者开始将研究的重点集中在健康人力资本、健康投资与居民收入之间的关系上。研究结论可以概括为以下四个方面：第一，收入与健康存在着梯度现象。①②③第二，居民收入和健康投资存在双向因果关系。居民收入会影响维持健康所需资源的获取程度④，进而影响了个人健康投资，同时个人健康也是决定收入的重要因素。⑤第三，健康投资并不能促进收入水平的提高。有些学者认为，随着健康水平的提高，人口预期寿命的增加对人均收入水平的贡献极其微小⑥，健康状况的差异会对收入差异产生重要影响⑦，但是作为改善公共健康水平的公共人力资本投资并不必然提高收入水平⑧⑨。城镇居民收入的变化是人力资本投资变化率的主要因素，但是这一作用是单向的，人力资本投资的变化率对居民收入的变动作用不显著。⑩第四，健康投资对收入水平的提高产生促进作用。López等通过分析人力资本积累与人力资本结构的状况及其对人均收入的影响，认为人力资本积累与人均收入之间存在正相关。11吕娜、邹薇利用CHNS数据研究发现，健康人力资本对居民收入存在显著正效应，政府可以通过调整公共健康投资政策缩小收入差距。12

综上所述，现有文献虽然都重视物质资本积累与人力资本积累对经济增长的贡献，并以跨国、跨地区经济增长差异和收入差距为研究对象，开展健康投资、健康消费与经济增长之间以及居民收入与健康投资之间相互影响的研究，这为我们开展后续的研究提供了很好的经验研究依据。然而，现有研究仍然存在一定的拓展空间：一是现有研究虽然肯定了居民收入与健康投资的双向因果关系，但是现有文献却缺少有关区域层面内生变量之间的相互影响的具体论述，双向因果关系的研究停留在较浅的层面;二是现有研究忽略了区域间居民收入、健康投资与经济增长的空间关联性，研究结果受遗漏变量等内生性问题的干扰而最终与客观事实相偏离;三是现有文献大多基于线性视角讨论政府公共健康投资对居民收入、家庭健康投资以及经济增长的影响，忽视了政府公共健康投资的非线性影响效应，无法了解公共健康投资影响效应的动态变化过程，从而不能对政府公共健康投资造成的影响进行准确地理解和全面地把握。本文在理论分析的基础上，通过构建半参数空间面板模型，分别考察政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长所产生的影响。本文的边际贡献体现在以下两个方面：第一，针对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三者相互关系研究相对不足的现状，本文将这三个变量视为内生变量，构建空间联立方程模型，这不仅有助于从时空关联的视角考察它们之间的相互影响，而且便于解释不同区域间三个内生变量的相互作用机制，也有助于阐明中国省域城镇居民收入、健康投资和经济增长三者的相互影响效应，能够为后续的研究提供借鉴。第二，本文分别从理论和实证两个方面展开研究。在理论模型上，首先以非线性视角探讨了公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的动态边际影响效应，深化了公共健康投资作用于城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的理论认知;在实证层面上，本文对政府公共健康投资进行非参数化处理，将空间计量模型与非参数估计方法相结合，丰富了相关实证研究内容。

三、 理论模型与研究假说

（一） 理论模型

假定经济体中所有家庭都是同质的且具有无限存在时间。家庭效用来自自身消费和健康状况，健康既是消费品又是投资品，同时进入消费函数和生产函数。借鉴Agénor的研究框架①，本文将生产函数设定为：

Y=GIαHβ K1-α -β （1）

在公式（1）中，GI为政府对基础设施的投资，H为健康人力资本，用家庭健康投资表示，K为家庭的资本积累。由公式（1）可得：

Y=

K                                                （2）

公式（2）表明，在稳定状态时，和的增长率是相同的。

家庭的跨期效用函数为U=·e-ρtdt，0<γ<1，σ≠1。家庭收入由家庭健康投资和家庭资本积累两部分组成。γ表示消费对效用的相对贡献，σ表示跨期替代弹性，ρ表示时间偏好率。

家庭预算约束方程为C+=（1-τ）Y，τ为税率，假设资本折旧率为零。

政府预算约束方程为GH+GI =τY，GH为政府公共健康投资，GI为政府基础设施投资。

（二） 模型求解

1. 家庭最优行为可表示为：

Max·e-ρtdt

s.t.     C+=（1-τ）Y

在公式（3）中，C为控制变量，K为状态变量。构建如下汉密尔顿函数，对模型进行最优化问题求解：

L=+λ（1-τ）

K-C

最优解满足=0，同时，=-+ρλ，由此，得到消费增长率的方程：

=-{1/[1-γ（1-1/σ）]}·-{（1-γ）（1-1/σ）·1/[1-γ（1-1/σ）]}·           （4）

2. 静态均衡解

由公式（1）得：

=α

+β

+（1-α-β）

（5）

由公式（2）得：

=

（6）

结合公式（3）的预算约束可得：

=-c=（1-τ）

-c   （7）

在公式（7）中，c=表示家庭消費对家庭资本积累的比例，在平衡增长路径上有==0，家庭资本积累增长率为零，此时家庭收入全部用于健康投资，将政府预算约束代入公式（7），同时令gH=，gH表示政府公共健康投资占总产值的比例，令hH=，hH表示家庭健康投资占总产值的比例。因此，可得家庭收入与政府公共健康投资的关系式：

c=（1-τ）·（τ-gH）·（hH）     （8）

根据公式（8），可得政府公共健康投资对家庭健康投资影响的关系式以及政府公共健康投资对经济增长影响的关系式：

hH=

·（τ-gH）   （9）

Y=（τ-gH）

·H （10）

根据公式（8）、公式（9）和公式（10），分别对c、hH和Y求gH的一阶导数和二阶导数可得：

=-（1-τ）·

·（hH）·（τ-gH） （11）

=（1-τ）·

·

-2·（hH）·（τ-gH） （12）

=-

·

·τ-gH （13）

=

·

·

·τ-gH                       （14）

=-

·

·τ-gH·H （15）

=

·

·

·τ-gH·H                       （16）

由政府预算约束方程可知τ-gH>0。由公式（11）至公式（16）可知：<0，>0;>0，<0;<0。的正负符号由α-β决定，这说明其二阶导数存在正负变化的情况。由于α和β分别代表政府公共基础设施投资对经济增长和家庭健康投资对经济增长的贡献份额，当政府重视健康人力资本时，将加大公共健康投资，此时α-β<0，<0，政府加大公共健康投资将对经济增长产生抑制影响。当政府重视基础设施投资时，将加大对全社会公共基础设施的投入，此时α-β>0，>0，政府加大基础设施投资将对经济增长产生促进作用。

上文关于政府公共健康投资与城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长之间关系式的推导结果表明，政府公共健康投资与城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长之间存在非线性关系。据此，本文提出以下研究假设：

假设1：政府公共健康投资对城镇居民收入产生先抑制后促进的影响。

假设2：政府公共健康投资对家庭健康投资产生先促进后抑制的影响。

假设3：政府公共健康投资对经济增长产生抑制与促进的交替影响。

四、 实证模型

在上述理论分析基础上，本文利用2000—2018年31个省级行政区（不含我国的港、澳、台地区）面板数据对研究假设进行实证检验，考察中国省域城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长三者之间的时空传导效应，并检验政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的边际影响。

（一） 模型设定

为了考察政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的非线性影响效应，本文对政府公共健康投资进行了非参数化处理。同时，为了避免因遗漏变量而引起模型估计偏差，本文将变量的时间和空间滞后项引入模型，构建如下半参数空间面板联立方程模型：

LNURRit=α1+?1+β11LNURRit-1+β12LNURit-1+β13LNPCGit-1+γ11WLNURRit-1

+γ12WLNURit-1+γ13WLNPCGit-1+f（LNGit）+μ1it

LNURit=α2+?2+β21LNURRit-1+β22LNURit-1+β23LNPCGit-1+γ21WLNURRit-1

+γ22WLNURit-1+γ23WLNPCGit-1+f（LNGit）+μ2it

LNPCGit=α3+?3+β31LNURRit-1+β32LNURit-1+β33LNPCGit-1+γ31WLNURRit-1

+γ32WLNURit-1+γ33WLNPCGit-1+f（LNGit）+μ3it

其中，城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三个内生变量分别作为被解释变量，解释变量包括三个内生变量的时间滞后一期项及其时间和空间滞后项的交叉项;i代表省份，t代表时间;          f（LNGit）为政府公共健康投资，其函数形式未知;k=1，2，3代表内生变量的个数，β和γ分别为各解释变量的待估参数;W为根据经纬度计算的空间权重矩阵;α表示变量横截面个体固定效应，?表示时间固定效应，μ为随机扰动项。

（二） 变量选取与数据说明

1. 变量选取

为了考察中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长之间的关系，以及政府公共健康投资对三者的影响，本文选取以下变量进行实证研究：

城镇居民收入（LNURR），用各省（直辖市、自治区）城镇居民人均可支配收入的自然对数值表示。

家庭健康投资（LNUR），用各省（直辖市、自治区）城镇居民医疗保健消费的自然对数值表示。

经济增长（LNPCG），用各省（直辖市、自治区）人均国内生产总值的自然对数值表示。

政府公共健康投资（LNG），用各省（直辖市、自治区）财政医疗卫生支出的自然对数值表示。

2. 数据说明

本文利用31个省级行政区（不含我国的港、澳、台地区）2000—2018年的数据进行实证研究，变量数据来自《中国统计年鉴》和各省（直辖市、自治区）统计年鉴。为了消除价格波动的影响，本文以1978年为基期对所有价格变量进行了平减。变量的描述性统计如表1所示。

五、 实证结果及分析

（一） 空间相关性检验

在传统的计量模型中，因为没有考虑经济单元在地理上的相互依赖关系，所以回归结果可能存在偏误。因此，考察区域的空间相关性是十分必要的。本文根据各省（直辖市、自治区）省会（首府）所在城市的经纬度，使用欧氏距离法计算各省（直辖市、自治区）之间的球面距离，从而构建空间权重矩阵，并对其进行标准化处理，通过计算Morans I指数对2000—2018年中国城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的空间相关性进行检验。

由表2的空间相关性检验结果可知，城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三个经济变量在研究时间区间内的Morans I值为正，并在0.01的水平上显著，这表明城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长存在正空间相关。由此可知，中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长不仅受到自身经济因素的影响，也受到来自相邻区域的影响，并且存在着较强的空间集聚现象。

（二） 面板单位根检验和面板协整检验

城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长除了在空间上存在显著的依赖关系外，三个变量相互影响的时滞性也不容忽视。为了考察它们相互影响的时滞性，本文引入各变量的时间滞后项。为了防止数据结构导致的“伪回归”问题，在进行回归之前需要对各变量进行面板单位根检验。随着时间推移，各经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系也是进行回归之前需要明确的问题。因此，有必要对各经济变量进行面板协整检验，以保证面板数据的平稳性。

采用ADF方法对面板数据进行单位根检验，如表3所示，城鎮居民收入和家庭健康投资两个变量的原阶拒绝了存在单位根的原假设，这说明两个变量的面板数据为平稳数据，而经济增长变量的原阶不拒绝存在单位根的原假设，这表明该变量面板数据为非平稳数据。对三个变量进行一阶差分处理后再次进行单位根检验，检验结果通过了0.01的显著性水平检验，这表明三个变量的一阶差分存在同阶单整。

分别利用Pedroni和Kao面板协整统计量对三个变量进行检验，以判断各变量之间是否存在长期稳定的均衡关系。检验结果如表4所示，三个变量存在明显的协整关系，这也证实了它们存在长期的均衡关系。

（三） 时空脉冲响应函数分析

由上文分析可知，城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长三个内生变量存在正空间相关，在时间上也具有较好的平稳性。从表5的模型参数估计结果中也可看出，时间滞后项与时间空间滞后交叉项的参数估计结果具有一定的显著性，这说明在研究过程中考察各内生经济变量间时空因素的影响是合理的。但是模型中的内生变量系统使解释参数估计的结果没有实际意义。①因此，为了缓解内生性对模型估计结果造成的影响，本文采用差分GMM（DIF-GMM）的方法对模型进行估计，借助脉冲响应函数测算个体截面三个内生变量相互冲击所产生的影响效应，分析其影响效应。

脉冲响应函数描述的是对随机误差项施加一个标准差的冲击引起内生变量当期值和未来值的响应。冲击源对内生变量在时间和空间两个维度上产生影响，本文一共形成了93个脉冲响应，如果对所有脉冲响应一一进行分析，那么结果将是非常庞杂的。因此，为了分析的简洁性，本文选择具有代表性的截面个体进行分析，能够从一般意义上对脉冲响应函数进行更为客观的解释。上海市的人均可支配收入排在全国的前列，其城镇居民医疗保健消费也较高;广东省作为经济大省，经济增长率在全国名列前茅。本文分别选取上海市和广东省的城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长内生变量作为冲击源，考察内生变量对本地和周边地区的影响。本文计算了内生变量共20期脉冲响应值，将其画成9幅脉冲响应图并进行分析。

图1、图2和图3分别显示了上海市城镇居民收入一个正向冲击对本地及江苏、浙江、安徽、福建等省的城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的影响。图1显示，上海市受到一个正向冲击后，对本地城镇居民收入带来了正向的影响，但是其影响程度从第2期开始逐渐减小，随着时间推移逐渐稳定在较小的正值上。江苏、浙江、安徽和福建等省城镇居民收入对冲击源的响应从第2期开始显现，冲击源对周边省份的正向影响保持了相当长的时期。从脉冲响应曲线来看，上海市城镇居民收入对周边省份的城镇居民收入影响程度由大到小依次为江苏、浙江、安徽和福建，这表明随着地理距离的增加，冲击源对周边地区的扩散效应逐渐减弱。从总影响程度上看，上海市城镇居民收入的冲击对江苏、浙江、安徽和福建等省的影响效应分别为0.000033、0.000086、0.000038和0.000032，这表明上海市城镇居民收入对周边省份的影响虽然微弱，但是持续地促进了周边地区城镇居民收入增长。图2显示，上海市城镇居民收入对本地家庭健康投资的影响从第1期开始产生了正向的影响，对周边地区家庭健康投资的正向影响从第2期开始显现，从长期来看，上海市城镇居民收入对本地及江苏、浙江、安徽和福建等省的家庭健康投资产生了正向的促进作用，这说明居民收入的增加能够显著促进家庭健康投资，随着居民收入的提高，城镇居民愿意把更多的支出用在维持自身健康的消费上。图3显示，上海市城镇居民收入对经济增长的冲击在第1期对本地产生了负向影响，随后快速转为正向促进，在第2期达到最大值;江苏、浙江、安徽和福建等省对冲击的负向响应从第2期开始显现，其中江苏、浙江和安徽三省从第3期开始转为正向响应，福建省从第4期开始转为正向响应。这表明短期内上海市城镇居民收入水平的提高能够吸引人口流入，从而暂时使人均GDP下降，从长期来看，人口的集聚和产业集聚水平的提高促进了技术进步，推动了本地和周边地区的经济增长。

图4至图6分别显示了上海市家庭健康投资对本地和周边地区的城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的脉冲响应。图4显示，来自上海市家庭健康投资的冲击，对本地城镇居民收入产生了一期的负向影响，随后迅速转为正向促进，在第3期达到最大值;对周边地区的影响从第2期开始达到最大值，并且持久地促进了城镇居民收入的增长。其中，对浙江省城镇居民收入的影响效应最大，虽然第3期对浙江省城镇居民收入产生了微小的负影响，但是从第4期开始持续促进了城镇居民收入的增长。这表明，居民提高家庭健康投资短期内虽然使得收入水平暂时下降，但从长期来看，持续增加家庭健康投资能够对居民收入的提高产生促进作用。图5显示，上海市家庭健康投资对本地的冲击带来的正向促进作用最大，虽然对江苏、浙江、安徽和福建等省的影响较为微弱，但是持久地促进了江苏、浙江、安徽和福建等省家庭健康投资的增长。上海市城镇家庭健康投资对本地以及江苏、浙江、安徽和福建等省份家庭健康投资的总影响效应分别为0.02206、0.00095、0.00289、0.00109和0.00085，这表明上海市城镇家庭健康投资对周边省份家庭健康投资产生了促进作用，同时也反映了上海市与江苏、浙江、安徽和福建等省的家庭健康投资存在空间集聚现象，这证明了上文关于家庭健康投资存在正空间相关性的检验结果。图6显示，上海市城镇家庭健康投资对本地经济增长的促进作用从第1期开始显现，在第2期达到最大值，虽然在第3期出现微弱的负向影响，但是从第4期开始迅速转为正向影响，并且达到第二个峰值，随后逐渐回落，并一直保持正向效应;对江苏、浙江、安徽和福建等省经济增长的影响分别在第3期达到峰值，随着时间的推移其正向影响逐渐减小，虽然其正向较为微弱，但是一直持续促进周边地区经济增长。这反映了家庭健康投资能够长期显著促进经济增长。

图7至图9分别显示了广东省经济增长对本地以及广西、湖南、福建和江西等省份城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长的脉冲响应。圖7显示，广东省经济增长的冲击对本地和周边省份城镇居民收入的正向促进作用从第2期开始显现并达到峰值，随后其影响一直维持在较高的水平，并且持久地对本地以及广西、湖南、福建和江西等地的城镇居民收入产生促进作用。这表明，经济发展带动了本地和周边地区居民收入的提高，从长期来看，经济增长引起的人口集聚扩大了市场规模，极大地促进了地区收入的增长。图8显示了广东省经济增长的冲击对本地以及广西、湖南、福建和江西家庭健康投资的影响。如图8所示，广东省经济增长对本地家庭健康投资的影响在第2期达到最大值，在第3期迅速转为负向影响，在第5期逐渐减小为零，广东省经济增长总体上对本地家庭健康投资产生了促进作用。然而，广东省经济增长对广西、湖南、福建和江西等地家庭健康投资的影响从第2期开始变为负向影响，随后从第6期开始有微弱的正向影响。经济增长对本地和周边地区家庭健康投资产生异质性影响，主要原因是发达地区经济增长增加了本地政府财政收入，本地政府将财政支出更多地用于公共卫生支出，使本地公共健康基础设施得以升级，促进了本地家庭健康消费，有效地吸收了周边地区家庭健康投资，这种影响效应通过空间相关性扩散到周边省份，导致广西、湖南、福建和江西等地家庭健康投资下降。图9显示，广东省经济增长的冲击对本地的正向影响要远大于对广西、湖南、福建和江西等地经济增长的影响。对本地的影响从第1期开始就达到峰值0.00014，对广西、湖南、福建和江西等地经济增长的正向影响从第2期开始显现并分别达到峰值0.00007、0.00006、0.00004和0.00005，随着时间的推移其对本地和周边地区经济增长的影响虽然有所减弱，但是持久地保持了促进作用。这表明，发达地区经济增长的辐射效应对周边地区经济增长起到了很强的带动作用，显著促进了经济增长空间收敛。

（四） 政府公共健康投资效应分析

本文运用局部线性估计技术，采用直接插入窗宽的方法对模型的非参数项进行估计，分别得到政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的偏导数图，如图10、图11和图12所示。图10、图11和图12的横轴表示政府公共健康投资，数值越大代表政府公共健康投资越多，纵轴表示政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的偏导数。

图10显示，政府公共健康投资对城镇居民收入的偏导数散点位于零轴以下，这表明政府公共健康投资总体上对城镇居民收入产生了负向影响。随着社会人口老龄化，健康人力资本存量逐渐减少，健康投资需求持续增长，由于政府财政支出更多用于健康投资，挤占社会物质资本积累，抑制经济增长，减少了城镇居民收入。①②政府公共健康投资对城镇居民收入的负向边际影响呈先增大后减小的趋势，即政府增加公共健康投资先是抑制了城镇居民收入增长，但是随着政府公共健康投资的增加，抑制作用逐渐减弱，其边际效应呈U形，验证了本文的假设1。

图11显示，政府公共健康投资对家庭健康投资的偏导数散点大部分位于零轴以上，这表明政府公共健康投资总体上对家庭健康投资产生了促进作用。政府通过公共健康投资或通过实施有利于促进全社会健康人力资本存量积累的政策，引导社会资本流入健康产业，带动了健康产业的发展，能够满足居民对于健康投资的需求，有效刺激了居民的健康投资。③政府公共健康投资对家庭健康投资的正向影响呈现边际效应递减的趋势，即政府增加公共健康投资在初期能够显著促进家庭健康投资，但是随着政府公共健康投资的增加，这种效应逐渐递减，其对家庭健康投资的边际效应总体上呈倒U形，实证结果验证了本文的假设2。

图12显示，政府公共健康投资对经济增长的偏导数散点大部分位于零轴之上，这表明增加政府公共健康投资能够显著促进经济增长。在政府公共健康投资较低的初期，由于全社会的健康人力资本存量较少，无法长期支撑经济持续增长，因此需要政府提高全社会医疗卫生支出，这势必对物质资本产生挤出效应，使健康投资对经济增长产生抑制影响。④随着政府增加公共健康投资，全社会健康人力资本存量逐渐增大，医疗卫生基础设施不断得到升级，政府可以将更多的财政支出用在促进经济发展的基础设施建设上。由此看来，政府公共健康投资是促进经济增长的重要原因。政府公共健康投资对经济增长的边际效应呈W形，验证了本文的假设3。

六、 结论与启示

本文探讨了政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的影响，然后利用2000—2018年31个省级行政区（不含我国的港、澳、台地区）的面板数据，通过构建半参数空间面板向量自回归模型对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的时空传导效应进行了实证研究，并在此基础上考察了政府公共健康投资对城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的动态边际影响效应。主要结论是：第一，中国省域城镇居民收入、家庭健康投资与经济增长的相互传导效应在时间和空间维度上均趋于收敛。中国省域城镇居民收入通过累积效应和扩散效应对本地及周边地区的城镇居民收入、家庭健康投资和经济增长产生了促进作用。中国省域家庭健康投资通过空间集聚效应有效提高了本地及周边地区城镇居民收入和家庭健康投资，促进了经济增长。中国省域经济增长通过空间溢出效应显著提高了本地及周边地区城镇居民收入，并促进了经济增长，但是发达地区经济增长的极化效应提高了本地家庭健康投资，对周边地区家庭健康投资产生了抑制影响。第二，政府公共健康投资对城镇居民收入产生抑制作用，对家庭健康投资和经济增长产生促进作用，其边际效应分别呈U形、倒U形和W形特征。

结合以上研究结论，本文的政策启示有：第一，地方政府应积极推进城镇化进程，通过改革破除妨碍劳动力自由流动的障碍，有效引导人口向大城市和发达地区集聚，通过大城市或发达地区的辐射效应带动周边地区经济增长。第二，地方政府应积极制定和实施大健康产业政策，以大健康产业链为核心带动上中下游产业融合，拉动区域健康消费，有效发挥健康投资对经济增长的推动作用。第三，地方政府应合理分配财政支出，提高全社会健康人力资本存量，推动经济实现高质量发展。

（责任编辑：余风）