政府财政卫生支出对经济增长的影响研究——基于新医改视角的分析

张岱烨，汤 毅，孙亚捷，许昊杰

（1.上海立信会计金融学院金融科技学院，上海 201209；2.上海立信会计金融学院国际经贸学院，上海 201209；3.上海立信会计金融学院序伦书院，上海 201209；4.上海立信会计金融学院信息管理学院，上海 201209）

一、引言

现阶段，保护与促进健康对于人类福祉以及经济与社会的可持续发展已是不可或缺的一部分。联合国2030年可持续发展目标强调让所有人在没有经济困难的情况下获得所需的优质医疗保健服务，而服务覆盖面的扩大却给个人及其家庭带来了意外的损失。来自世界卫生组织（WHO）的报告显示，世界范围内仅2015年就有约9.3 亿人将家庭收入的10%以上用于医疗保健，约2.1 亿人支出超过25%。与此同时，自费医疗支出导致的贫困人口比例从2000年的1.8%上升至2015年的2.5%①世界卫生组织，2019.全民健康覆盖监测报告：2019年监测报告内容摘要.https: //apps.who.int/iris/bitstream/handle/10665/328913/WHO-HIS-HGF-19.1-chi.pdf。，这也严重影响了全球的经济复苏。在这样的背景下，政府的公共卫生支出更显得尤为重要。在全球经济下行的压力下，中央政府可以通过投入大量财政资金用于医疗卫生方面，减轻个人医疗保健支出，提高人力资本质量，增加经济产出，或许成为了促进经济复苏的手段。

实际上，中国政府已经做出了这样的尝试。2009年3月，中共中央、国务院印发 《关于深化医药卫生体制改革的意见》，提出了“有效减轻居民就医费用负担，切实缓解 ‘看病难、看病贵’”的近期目标，以及“建立健全覆盖城乡居民的基本医疗卫生制度，为群众提供安全、有效、方便、价廉的医疗卫生服务”的长远目标。同时，该意见提出要提高医疗卫生资源的利用效率，将新增资源投入农村和社区卫生等薄弱环节，明确要求构建更加完善的诊疗体系，加大全民医保的覆盖范围并逐年提高补助标准。此后，仅2009—2011年，各级政府就投入近8500 亿元用于深化医疗卫生事业改革。

伴随着巨额资金投入医疗卫生领域，我国宏观经济在此期间也保持着积极的增长势头。区别于国际经济在2008年之后的疲软表现，我国宏观经济至今依然可以保持6%以上的年增长率。2020年两会期间，李克强总理在政府工作报告中特别提出将加强公共卫生体系建设与提高基本医疗服务水平作为保障和改善民生、推动社会事业改革发展的重要举措，并且做出了将提高居民医保人均财政补助标准30 元的承诺。这也意味着未来一段时间内，政府将进一步加大医疗卫生方面的财政支出力度。同时，报告也展示了政府对于守护人民健康的信心与决心。

本文由健康人力资本的角度切入，着重分析了新医改前后政府财政卫生支出对于宏观经济增长的影响，力求从宏观经济层面对新医改效果做出一个合理的评价。实证结果显示，新医改政策的实施通过提高健康人力资本质量的方式使财政卫生支出对宏观经济的促进作用得到显著加强。

余文结构安排如下：第二部分为文献综述；第三部分为理论机制，主要解释了财政卫生支出是如何影响经济增长；第四部分为计量模型及变量选取；第五部分为实证分析；第六部分为稳健性检验；第七部分为结论及政策性建议。

二、文献综述

政府财政卫生支出往往对一个国家的医疗卫生体系建设起到决定性作用，一方面关系到国家的医疗卫生水平，另一方面更与人民群众的健康水平息息相关。早在二十世纪六十年代，Schultz(1961)就指出，健康同教育一样，也是一种重要的人力资本，是经济增长的重要推手之一。而近三十年来，伴随着内生增长理论的发展与相关数据的丰富，国内外学者利用新的理论与技术从不同角度对健康水平与宏观经济之间的关系进行了更深入的研究探讨。

多数国外研究者认为，政府扩大财政卫生支出规模从长期来看有利于宏观经济增长。Heshmati（2001）对经合组织国家1970－1992年的相关数据进行分析，发现医疗卫生支出对经济增长和收敛速度具有显著影响，而收敛速度则取决于国家的医疗卫生体系水平。Wang（2011）对31 个国家1986－2007年的宏观数据进行面板分析，结果表明医疗卫生支出的增长刺激了经济发展，但经济增长反而会抑制医疗卫生支出的增长。Elmi 和Sadeghi（2012）利用1990－2009年的发展中国家样本并结合面板协整因果向量误差修正模型(VECM)证明了GDP 与医疗卫生支出之间存在短期关系，从长期来看则存在双向关系。Atilgan 等（2017）对土耳其经济的健康主导增长假说进行了实证研究，通过采用界检验方法、自回归分布滞后方法和卡尔曼滤波模型来检验1975－2013年间经济增长与医疗卫生支出之间的协整关系，结果表明，人均医疗卫生支出每增加1%会导致人均国内生产总值增加0.434%。Ifa 和Guetat（2019）分析突尼斯和摩洛哥1980－2017年的数据，证实经济增长和公共卫生支出之间存在协整关系，并且从长远来看，公共卫生支出对经济增长有积极影响，进一步的格兰杰因果关系结果则表明了两国经济增长与公共卫生支出之间存在正向双向因果关系。

也有研究表明，财政卫生支出的增加会抑制经济发展。Eggoh 等（2015）利用1996－2010年期间49 个非洲国家的大样本数据提供了关于人力资本(由教育和卫生相关变量衡量)与经济增长之间关系的新的经验证据，通过使用传统的横截面和动态面板方法，他们发现教育和卫生方面的公共支出对经济增长存在负面影响，而人力资本存量指标有轻微的正面影响。Ogundipe 和Lawal（2011）研究了尼日利亚医疗卫生支出对经济增长的影响，发现医疗卫生支出对经济增长有负面且显著的影响。Mehrara 和Musai（2011）考察了伊朗医疗卫生支出与GDP 之间的因果关系，结果表明，在伊斯兰革命后(1979－2008)，医疗卫生支出的收入弹性大于1，同时证明从GDP 到医疗卫生支出之间存在瞬时和单向的因果联系。

另有研究者认为卫生支出与经济增长之间并无显著关系。Balaji（2011）研究了印度南部四个州卫生支出与经济增长的关系，但最终未能找到任何关联。通过使用短期和长期因果关系检验来验证医疗卫生支出与经济增长之间的关系，研究人员仍然很难得出一个共同的结论。

与国外研究情况类似，国内学者大多认为健康水平与经济增长之间存在正向关系。同时，由于我国市场经济的特殊性，学者们往往使用政府卫生支出来体现健康水平。李华和俞卫（2013）依据全国30 省份“千村”的现场调查数据，证实了政府卫生支出对中国农村居民健康水平具有显著的正向影响。钟晓敏和杨六妹（2016）研究指出，从全国平均水平看，政府医疗卫生支出增加一倍带动经济增长12.08%，且政府医疗卫生支出对经济增长的效应随地区差异呈现“倒U 型”。谢智康和杨晶（2020）通过对中国农村状况的研究，证实政府卫生支出对中国农村经济增长具有显著和稳定的助推作用。具体到个别省份，胡小梅等（2020）通过对湖南省财政医疗卫生支出对经济增长影响的研究，得出卫生支出对经济增长存在长期正向效应，但短期会出现波动，这也与钟晓敏和杨六妹（2016）的“倒U 型”理论达成了一致。

同时，关于目前我国财政卫生支出的现状，也有学者进行了相关的研究。柯唱（2010）指出我国卫生总费用虽然逐年增长，但与经济增长并不协调，存在结构性失衡，尤其是公共卫生资源分配极不均衡。林长云和衣保中（2019）通过对2007－2017年全国政府卫生资金分配状况的研究,显示我国政府卫生资金投入情况在空间分布方面存在明显差异,人均政府卫生资金投入的地域性差异非常明显。单莹等（2020）以公共卫生支出为例，通过分析卫生统计年鉴和财政决算报表,认为我国当前公共卫生投入整体偏低、增长缓慢、远低于GDP 增长水平，并且投入结构不合理，“重医轻防”矛盾依然突出。

在此种大背景下，医疗改革就成为解决此种问题的一个可行选项，而我国也已于2009年做出了这种尝试。李永友（2017）从政策边际收益的角度出发，证实了2009年 “新医改”政策边际收益的动态发展趋势正朝着使低收入群体受益的方向发展。医疗改革无论是从支出规模还是结构调整上，都与旧有卫生支出方式有着极大区别，但现有文献极少关注医疗改革前后卫生支出对于经济增长影响的变化。本文拟弥补这一空白，以期对此次医疗改革效果做出合理评价。

三、理论机制

王弟海等（2010）在有关物质资本积累和健康人力资本投资的两部门经济模型中表明，经济中存在着物质资本积累和健康产生之间相互影响的周期性变化。一方面，自亚当·斯密以来，人力资本的质量一直被视作影响经济增长的重要因素。而大多数实证研究仅仅通过教育指标来衡量人力资本，然而这种仅仅将人力资本质量等同于受教育水平、忽略了健康因素的做法，可能把健康以及人力资本的其他形成因素对经济增长的影响都归功于教育。特别地，考虑到我国日益严峻的老龄化趋势，健康因素对于人力资本质量的影响将会变得更加不可忽视。因此区别于其他文献，本文在考虑人力资本质量时将主要从健康水平的方向上进行研究。而关于健康人力资本质量与经济增长之间的关系，国内也已有许多成果，例如王弟海等（2008）利用中国跨省数据的实证研究证明了健康人力资本率总是同经济增长正相关，同时排除健康投资对物质投资的挤出效应，健康投资总是能促进经济增长。

具体关于健康人力资本质量与经济增长的传导机制，本文认为存在以下两个主要途径：首先，健康水平通过提高个人劳动能力提升劳动效率，进一步推广到整个经济体，可以发现在整个经济社会中单位时间内进行生产的实际劳动量得到了增加，最终达到了促进整体经济增长的目的。其次，伴随着健康水平的提高，个人可以将更多的资源用于对自身的教育投资或其他增强学习能力的活动，从而使个人生产能力得到加强并最终促进经济持续增长。

根据凯恩斯的投资乘数理论，财政支出可以通过乘数效应来推动经济增长。财政支出每增加一个单位，往往会以乘数效应的方式产生若干倍国民收入增加，从而促进经济增长。已有许多学者探讨了有关政府财政支出对经济增长的影响。Barro（1990）将政府财政支出纳入到内生经济增长模型之中，同时指出生产性财政支出可以通过影响技术水平参数提升经济增长率和储蓄率，而非生产性财政支出则会阻碍经济增长。

作为政府整体财政支出的一部分，财政卫生支出显然也会对经济增长产生影响。Aísa 和Pueyo（2006）通过对发展中国家的分析，得出公共卫生支出与经济增长具有正向关系。本文认为财政卫生支出的影响具体可以从供给和需求两方面得到解释。就需求侧来说，在整体经济疲软，居民消费需求不足的背景下，政府可以通过扩大财政性支出增加政府购买力来直接形成有效需求，从而显著拉动经济增长；从供给侧来说，在社会整体投资信心不足的情况下，通过扩大财政性支出来增加社会资本供给可以有效提高社会资本的生产效率。医疗卫生是一种特殊的公共产品，具有投资大、周期长、回报不确定等特点，私人投资往往难以投入。同时根据公共产品理论，仅仅依靠市场机制难以实现公共利益最大化，必须依靠政府来提供公共产品及服务，这也意味着政府必须要扩大该方面的财政支出。同时公共产品的正外部性又可以使众多市场经济主体受益，从而推动总体经济发展。

2009年“新医改”以来，我国医疗卫生事业领域的发展，具有两个特点：一是明确国家主导模式，通过加大政府公共卫生支出来缓解群众后顾之忧；二是强化医疗体系建设，提高医疗卫生事业的建设效率。其中最主要的特征就是政府在医疗卫生领域的责任开始回归，具体表现在自2009年开始，更多的财政资源被投入到对于个人的医疗保障上，包括大病保险在内的各项医保措施覆盖面逐年扩大。与此同时，区别于以往改革方案中对于政府投资采用的大水漫灌方式，此轮改革对于政府支出采用了精细化管理。2009年3月，国务院印发《医药卫生体制改革近期重点实施方案(2009－2011年)》（国发〔2009〕12 号），要求理顺医疗服务比价关系，在适当提高体现医务人员劳动价值的医疗服务价格的同时，需要严格执行“医药分开”要求，逐步取消药品销售加成。2012年3月，国务院印发《“十二五”期间深化医药卫生体制改革规划暨实施方案》（国发〔2012〕11 号），提出到2015年将个人卫生支出占卫生总费用比重比例降至30%，同年8月，财政部联合卫生部开展执行大病保险，彻底解决“因病致贫，因病返贫”等问题。2016年4月，国务院办公厅印发《深化医药卫生体制改革2016年重点工作任务》（国办发〔2016〕26 号），要求全面深化公立医院改革、加快推进分级诊疗制度建设、巩固完善全民医保体系、推进卫生信息化（人口健康信息平台）的建设。

综上所述，“新医改”不仅有效缓解了居民“看病难，看病贵”的问题，同时也显著改善了居民就医环境与就医质量；同时，新医改政策通过加快医疗保障制度建设、完善分级诊疗体系、推动优质资源下沉等一系列措施有利提高了居民健康水平，更有效率地提升了健康人力资本质量。基于上述理论机制的分析，本文提出如下假说：

假说一：政府财政卫生支出通过对健康人力资本质量的提高促进了经济增长。

由于新医改的政策影响，提出假说二。

假说二：新医改各项政策实施后，政府财政卫生支出对经济增长的正向影响效果得到加强。

四、模型设定与变量选取

（一）模型设定

基于柯布-道格拉斯生产函数构造模型，对方程两侧取自然对数使其线性化，并引入医疗卫生财政支出、健康人力资本质量等相关变量，将该函数进行拓展并构造面板数据模型：

其中，i 和t 分别表示省份和年份，被解释变量 l nGi,t为人均GDP 的对数,解释变量lnHi,t为财政医疗卫生支出的对数，lnPBEDi,t为健康人力资本质量对数，lnXi,t是一组控制变量， u 代表随机扰动项,μi、λt分 别表示控制地区（省份）变量以及时间变量。因此，α1体现了政府财政卫生支出对经济增长的直接效应，β1体现了健康人力资本质量对经济增长的效应。

lnHi,t与lnGi,t的相关关系如图1所示。可以看出，财政卫生支出与人均GDP 增长呈现正向同步关系，并且正相关性十分明显。但是，相关关系并不能说明一定存在因果关系，需要进行详细的实证分析加以验证。

图1 2000－2018年财政卫生支出与经济增长散点图

（二）变量选取

本研究选取2000－2018年我国除西藏自治区之外①对数据进行异常值检验，结果表明，西藏自治区的一般性财政支出占地区GDP 比例明显高于其他30 个省（自治区、直辖市）, 部分年份比例甚至高于100%。关于这种情况，乐菡（2018）认为这是由于中央财政的转移支付所引起的。因此本研究未包含西藏自治区的数据。的30 个省（自治区、直辖市）的面板数据进行回归分析，数据来源于各年度的《中国统计年鉴》《中国卫生统计年鉴》《中国教育统计年鉴》等。

1.被解释变量

人均GDP。本文以各地区人均GDP 作为其经济情况的衡量指标。

2.解释变量

财政卫生支出。本文的主要研究内容为财政支出对经济增长的影响，因此选取各地区的财政卫生支出作为解释变量。

3.控制变量

健康人力资本质量。健康人力资本质量是联系财政卫生支出与经济增长的中介因素。在具体变量构造方面，本文借鉴王弟海等（2008）的做法，选取各省份人均医疗机构床位数作为替代变量。

教育人力资本质量。根据内生增长理论，人力资本是影响经济增长的重要因素，较高的人力资本质量可以显著促进经济增长。本文选取财政教育支出作为教育人力资本质量的替代变量。

老龄化水平。流行观点认为，老龄化问题会给政府财政造成巨大压力，也会对经济增长产生一定的消极影响。随着我国经济社会发展，生活质量的提高，人口预期寿命不断上升，老龄化问题正逐渐变得不容忽视。本文选取各地区65 岁及以上人口占总人口比例来衡量各地区的老龄化水平。

政府规模。政府作为市场的参与者，其较强的干预能力显然会对市场经济活动产生影响。现有文献一般认为，倘若地方政府支出符合市场运营机制并能增强当地吸引力，那么较强势的政府规模就会对经济增长产生促进作用；反之，则会严重抑制经济发展。本文选取地方政府一般预算财政支出占GDP 比例来衡量其政府规模的强弱。

城镇化水平。更高的城镇化水平意味着更好的基建以及更优良的营商环境，这显然有利于地区的经济发展。本文使用城镇化率（即城镇居民人数/总人数）对城镇化水平进行衡量。

外贸开放水平。现代经济中，进出口贸易显然对经济发展影响巨大，在我国反映为沿海地区相比内陆地区其外贸开放程度更深，经济发展也更优异。本文选取各地区贸易总额作为贸易开放的一个具体衡量指标。

产业结构水平。各地区产业结构的差别直接影响了各地区的技术水平。近年来，伴随着我国产业结构的逐渐升级，第三产业占GDP 的比重逐渐上升并且已经超过了第二产业。许多研究已经证明，产业结构的升级对推动我国经济持续发展具有重要作用。结合现有文献，本文选取第三产业总值/第二产业总值来代表各地区的产业结构。

资本强度。资本作为促进经济增长的重要要素之一，一般情况下，资本强度越高，对经济的促进作用将会更加明显。本文选取固定资本形成总额对其进行表示。

五、实证分析

（一）变量描述性统计

为消除异方差影响，对各变量进行对数处理，处理后的变量描述性统计见表1。

表1 变量描述性统计

（二）静态面板回归

对模型（1）进行静态面板回归，结果如表2 所示。其中，第（1）、（2）列分别展示了对财政卫生支出以及引入健康人力资本质量及其他控制变量之后的OLS 回归结果，第（3）、（4）列分别展示了利用双向固定效应的回归结果，第（5）、（6）列报告了利用随机效应的回归结果。结果均显示财政卫生支出对经济增长具有显著的正向促进作用。在此基础上考虑到结果的稳健性，在后文分析中将主要考虑双向固定效应的回归结果。同时，由第（3）、（4）列可见，在仅考虑财政卫生支出的回归结果中，1%的财政卫生支出增长将导致0.495%的经济增长；在考虑一系列控制变量后，这一增长影响降低到0.092%。此外，控制变量系数的显著性表现均很好，说明各控制变量对于经济增长均具有一定的解释力。具体来看，教育人力资本质量、城镇化水平的提高以及资本强度的增加均对经济增长起到促进作用，政府规模的增加反而对经济增长起到了抑制作用，说明政府行为对经济活动的干预可能起到了相反的效果，这一结果也与一些既有文献如乐菡（2018）的结果相吻合。

表2 财政卫生支出与经济增长回归结果

（三）中介效应机制检验

根据中介效应机制相关理论，在考虑自变量X 对因变量Y 的影响时，如果X 通过影响变量M 对Y 产生影响，则称M 为中介变量。本文假说认为，健康人力资本质量在财政卫生支出与经济增长之间应当充当中介变量。为具体研究，本文在模型（1）的基础上构造以下两个模型：

其中，i、t 分别表示省份和年份，lnGi,t为人均GDP 的对数,lnHi,t为财政医疗卫生支出的对数， l nPBEDi,t为健康人力资本质量对数， l nXi,t是一组控制变量， u代表随机扰动项,μi和λt分别表示控制地区（省份）变量以及时间变量。

因此，α2体现了政府财政卫生支出对经济增长的总效应，α3体现了政府财政卫生支出对健康人力资本质量的效应。根据中介效应机制理论，如果以上系数均显著，则说明健康人力资本质量的确是政府财政卫生支出与经济增长之间的中介变量。

中介效应检验相关回归结果见表3。其中，第（1）列报告了对模型（2）的回归结果，可以观察到总效应为0.136%；第（2）列报告了模型（3）的回归结果，可以观察到财政卫生支出对健康人力资本质量的促进效应为0.184%；第（3）列报告了模型（1）的回归结果，可以观察到财政卫生支出对经济增长的直接效应为0.092%。由于以上各关键系数均在1%水平上显著，由此可以判断，在财政卫生支出与经济增长之间的确存在中介效应，健康人力资本质量即为中介变量，假说一得到验证。

表3 中介效应检验

（四）分时段回归

以“新医改元年”的2009年为分界点，将样本区间分为2000－2008年、2009－2018年两个时段进行回归分析。同样控制时间与省份，利用双向固定效应对上文构建的三个模型分别进行回归，回归结果如表4 所示。观察第（2）、（5）列可以发现，在新医改政策实施之后，财政卫生支出对于人均GDP 的影响由0.018 变为0.166，且在1%水平上显著，正向促进作用得到显著加强。进一步考察第（3）、（6）列，可以发现，在控制了包含健康人力资本质量及一系列控制变量的条件下，新医改之后财政卫生支出对经济增长的影响由0.003 变为0.082，且在1%水平上显著，正向促进作用同样得到了显著加强。综上，假说二亦得到验证。

表4 分时段回归结果

（五）进一步讨论

考虑到我国不同地区的经济发展存在较大差异，财政卫生支出的规模也有较大区别，可能导致财政卫生支出对健康人力资本的提升作用以及其经济效应有较大差异，本文借鉴何凌霄等（2015）的做法，将30 个省份（地区）分为东、中、西三大区域进行比较研究，双向固定效应的回归结果见表5。从表5 可以看出，仅考虑财政卫生支出的情况下，财政卫生支出对东、中、西部地区宏观经济的发展均有显著的正向促进作用，其中西部地区的正向促进作用最强，东部次之，中部稍弱于东部；引入健康人力资本质量后，西部地区财政卫生支出的回归系数在1%的水平上显著，而东部地区与中部地区的财政卫生支出回归系数均不显著。也就是说，无论是否考虑健康人力资本质量，财政卫生支出对于经济增长的作用均存在地区性差异，在西部地区的作用更加显著。其原因可以从边际效益的角度进行分析：一方面，西部地区医疗资源的稀缺性，使得财政卫生支出在西部可以产生更高的边际收益，从而更好地促进经济增长；另一方面，东、中部庞大的人口基数以及日益严重的老龄化趋势可能使得财政卫生支出对于健康人力资本质量提升的边际收益不断降低，难以对经济增长产生显著的促进作用。

表5 分地区面板数据回归结果

六、稳健性检验

在实际经济活动中，宏观经济情况不单受到财政卫生支出的影响，同时也会对财政卫生支出产生一定的影响。这一点很容易得到解释，一个经济体在宏观经济表现较好的情况下，自然会加大财政卫生方向的支出。因此，财政卫生支出与经济增长之间应当存在双向因果关系，由此产生的内生性问题可能会导致估计结果不可靠，需要进行稳健性检验。

考虑到长期来看经济增长是一个动态过程，即当期经济增长可能会受过去因素的影响，对此，在模型（1）中新引入滞后一期人均GDP 来将原模型拓展为一个动态模型。

由于引入的滞后一期人均GDP 具有很强的内生性，因此需要进一步引入工具变量。本文沿用既有文献的一般处理方法，选取滞后两期的人均GDP 作为新引入解释变量滞后一期人均GDP 的工具变量。回归结果如表6 所示。

表6 含动态面板数据估计结果

表6 回归结果显示，滞后一期GDP 解释了绝大部分的经济增长影响因素，也即本期经济增长受上期经济情况的影响十分严重，财政卫生支出影响效果被大大削弱，但系数依然为正。这一结论验证了本文在构建稳健性检验模型时提出的内生性问题。这种情况也导致本文希望研究的解释变量出现了不显著等问题。在控制变量方面，与前文双向固定效应回归结果的显著性、方向性基本保持一致。

在分时段动态回归结果中，2000－2008年和2009－2018年的动态面板回归结果均出现了不显著的问题，同时系数也由2009年之前的0.007 下降到了-0.048。但由于2009年前回归结果系数不显著，因此本文认为该系数的变化并不能说明新医改政策导致财政卫生支出对经济增长的影响由促进转变为抑制。此外，相关控制变量的显著性与系数方向，也与表（4）保持一致。

综上，本文认为关键变量相关系数出现与双向固定效应结果不同的原因在于相比于当年财政卫生支出对经济增长的影响，上年度人均GDP 的作用过大，使回归结果出现了误差，这一点由各控制变量的系数方向与显著性并未发生较大改变也可以看出。因此，在不考虑上一年度人均GDP 的情况下，前文回归结果的稳健性应当不受影响。

七、结论及政策建议

本文基于我国30 个省(自治区、直辖市)2000－2018年的面板数据，利用中介效应机制考察了财政卫生支出对于经济增长的效应，得出结论：财政卫生支出能够通过提高健康人力资本质量促进宏观经济增长，财政卫生支出每增长1%可以促进健康人力资本质量提高0.235%、直接促进经济增长0.092%；2009年新医改政策实施之后，这一正向贡献得到强化，财政卫生支出对对经济增长的促进作用由2000－2008年的0.003%增长到2009－2018年的0.082%。进一步分析结果表明，相较于东部地区和中部地区，财政卫生支出对经济增长的促进作用在西部地区可以得到更为显著地体现。

此外，进一步的拓展分析厘清了我国不同地域的财政卫生支出与经济增长间的关系，结果显示相较于东部地区和中部地区，财政卫生支出对经济增长的促进作用在西部地区可以得到更为显著地体现。

在此基础上，本文提出以下政策性建议：第一，进一步扩大财政卫生支出规模，优化支出结构，努力确保其在财政总支出中达到合理规模。第二，巩固新一轮医疗改革效果，完善分级诊疗体系，提高卫生支出效率，同时引导并鼓励个人更多参与健康投资，进一步提高健康人力资本质量，抵消人口老龄化等因素对经济增长的负面影响，从而促进健康与经济的协调发展。第三，重视地区间差异，在继续加大对西部地区财政扶持力度的同时，继续保持对中、东部地区的合理投资，增强各地区未来应对人口老龄化的能力。第四，继续扩大医疗保险覆盖范围，建立健全养老等一系列社会保障体系，使人民无后顾之忧，从而达到促进居民消费的目的，进而促进宏观经济增长。

本研究的政策意义在于：在经济步入国内内循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局背景下，我国面临着老龄化问题日益严重和经济增速放缓的严峻考验。如何在提高健康人力资本质量的同时，发挥医疗卫生方面财政支出对经济增长的调节作用显然是当前一个需要得到重视的问题。

本文的不足之处是：不同类型的卫生支出对于经济增长的影响可能会有不同效果，本文仅使用财政卫生支出作为衡量健康支出的指标，未进行进一步的细分讨论。后续研究应当考虑这一方向，也可考虑利用财政卫生支出占总体财政支出比例即“门限效应”进行讨论。