经济增长、民生激励与居民健康：理论与实证※

岑树田 葛扬

内容提要：新冠肺炎疫情常态化影响以及健康中国行动等民生战略的实施，使人们对健康重要性的认知在飙升，经济增长与居民健康之间的影响关系再次成为热门话题。从地方政府民生激励视角考察中国经济增长对居民健康的正向影响关系。理论上证明了在一个存在中央计划者和地方政府的经济体中，地区经济增长与居民健康之间存在着稳定的均衡关系，并且由于地方政府民生激励的存在，当地方政府对民生的相对重视程度大于其对自身消费的重视程度时，经济增长将对居民健康产生正向影响可能。运用省级面板数据实证检验表明，民生激励促进居民健康水平提升的假说成立。研究结论意味着，进入新世纪以来，特别是中共十八大以来，中央关于民生的系列要求得到了地方政府的认真贯彻落实，取得了积极成效。为此，因民生激励而产生的地方政府公共健康设施投入和环境污染治理投入行为，是解释中国经济增长能够促进居民健康水平提升的一个重要线索。

一、 引 言

新冠肺炎疫情常态化影响再次点燃了人们关注健康以及经济增长与居民健康关系的热情。进入新世纪以来，中央对民生的关注度和重视程度明显上升，特别是中共十八大以来，中央提出了“以人民为中心”的发展思想和“健康中国”战略，经济发展以高质量为目标。为认真贯彻落实中央一系列的民生改革要求，各级政府的激励偏好发生了改变，由原来偏好于地区产出逐步转向到偏好民生。由此，引发了各级政府行为的改变，包括不断加大公共健康设施投入和环境污染治理投入。张毓辉(2020)研究表明，2003年以后国家明显加大政府公共健康投入。如图1所示，中国政府卫生费用支出在2000年之后出现了拐点，特别是2006年之后出现了飙升，与时间轴形成明显的“剪刀差”，增幅大大高于2000年之前。如图2所示，进入新世纪以来，中国的卫生、社会保障和社会福利业固定资产投资呈逐年上升趋势，全国环境污染治理投入总额也呈明显上升趋势。

图1 1978-2019年政府卫生费用支出资料来源：国家统计数据库。图2-图4同。

图2 2003-2017年健康和环境治理固定资产投资

与此同时，中国居民健康水平持续改善，人均预期寿命不断延长，2000年为71.4岁，2015年为76.34岁，2019年为77.3岁(1)历年中国统计年鉴和中国卫生健康委员会官方数据。。如图3所示，中国2000年至2019年人均预期寿命呈直线上升趋势。此外，如图4所示，2000年到2019年中国新生儿死亡率呈逐年连续下降趋势，这也从侧面揭示了中国居民健康水平的持续改善。

图3 2000-2019年中国人均预期寿命

图4 1991-2020年中国新生儿死亡率

那么，进入新世纪以来，中国政府的公共健康设施投入和环境污染治理投入行为与居民健康水平持续改善之间到底有没有关联？有什么样的关联？其内在机制是什么？本研究将构建包含经济增长、民生激励与居民健康的分析框架以及运用省级面板数据进行实证检验予以诠释。

二、 文献综述

现有健康经济学的文献，关注点主要集中在健康人力资本对经济增长的贡献，自从NBER的人力资本会议召开和Gary Becher人力投资论文发表以来，人们逐渐意识到健康作为一种重要的人力资本，对经济增长有着特别重要的意义(Grossman，1972；1999)，目前关于这类文献较丰富。但问题的另一个方面是，经济增长对居民健康的影响，其关注度却低了很多，这与中国贯彻落实“以人民为中心”的发展思想和健康中国的要求不相称。一种观点认为，只要经济增长上去了，包括健康在内的其他方面自然而然就上去了(王箐，2013)，这种观点认为经济增长能够改善居民生活水平，提高生活质量，当然有利于促进健康和延年益寿。但其实不然，对于经济增长是否促进了居民健康这个话题，一直争论不休，并且持续至今。经济增长对居民健康的影响会因地域不同、国别地区不同、经济发展阶段不同、病种不同、性别不同、年龄不同而产生不同的影响(Dustmann和Windeijer， 2004；Granados和Ionides, 2008; Egger, 2009;王箐，2013)，其差异极大，甚至结论相左，具有高度不一致性的特征。

通常认为，经济增长，一方面改善居民的衣食住行，提高民众免疫力；促进卫生技术进步，有效控制传染病发病率和病死率，推动健康状况的整体改善；减少性别、种族或宗教的歧视，改善教育水平，普及健康知识，不断提高居民的健康素养；加快城市化进程，加大公共健康投入，改善医疗服务的可及性和质量(Egger, 2009)。另一方面，经济增长导致环境污染、过度城市化、经济资源挤占民生资源；引致个体工作时间增加，提高了居民的出勤率，导致交通事故和其他意外事故发生；引致个体工作强度增加，工作压力加大，引发睡眠不足、情绪不佳、酗酒、抽烟、运动减少等不良的健康行为以及“双亲”工作压力的增加还会形成代际效应；导致由高热量摄入过多引致的肥胖、糖尿病、高血压、心血管等各种慢性病激增，人们的行为和健康意识不能很快适应经济增长带来的外界环境的变化(Graham等，1992；Ruhm，2003；Robinson和Shor，1989；Kiecolt-Glaser等，2002；Schnall等，2000；Krugera等，2010；杨继生等，2013)。此外，经济增长还可通过影响周围生活环境、社会环境以及健康政策，进而影响居民健康(Granados，2005；Anson，2000)。

在中国，短期内经济增长对居民健康水平的影响比较明显(王新军等，2012)；经济增长、卫生投资与人民健康水平之间存在着正相关的发展关系，经济增长带来更多的卫生资金投入，卫生服务质量提升给予人民更好的就医环境与条件，而人民自身平安、健康则可带来更多的经济发展动力，三者之间相辅相成、缺一不可(仝耀辉等，2021)。长期而言，依靠促进经济增长或增加卫生投入来改善国民健康的办法是可行的，健康水平的提高又将反过来促进卫生投入的增加，并促进经济增长，如此将形成一个相互促进的良性循环(王新军等，2012)。但另一方面，在经济增长过程中，也产生了负向影响居民健康的问题，比如原有的健康问题尚未完全解决，新的健康问题如心脑血管疾病、癌症、慢性呼吸系统疾病、糖尿病等慢性非传染性疾病却已高发；肥胖人群不断增加；由吸烟饮酒引起的支气管肺癌、酒精性肝病等疾病危险正在不断增加等。究其原因是经济增长引致的收入差距扩大，以及环境污染，特别是工业污染对人口健康有显著的负向影响；城市化带来的大量人口流动、传染病的流行以及不良的个人生活方式和行为；医疗保健体系的不完善一定程度上降低了卫生支出对健康的促进作用以及财政投入不足引致健康水平滞后于经济增长水平等(杨继生等，2013；王怀明等，2011；胡善联，1995；邓曲恒，2007；石静和胡宏伟，2010)。

综上所述，经济增长对居民健康影响的研究目前已呈多视角、多维度。但现有研究大都限于实证分析，缺乏稳定的数理关系支撑，经济增长对居民健康的内在机制分析有待进一步厘清，特别是忽视了政府行为尤其是地方政府行为在经济增长对居民健康影响中的积极作用。实际上，中国经济增长为什么能促进居民健康，其中最为重要的一点就是中国政府包括中央政府和地方政府将有限财政收入的很大一部分投资于公共健康设施和治理环境污染，这给该专题后续研究提供了较大空间。其实，经济增长是否改善居民健康，与政府的行为高度相关，古巴就是最好的例证。本研究尝试在这方面做一些努力，从地方政府民生激励视角考察新世纪以来中国经济增长对居民健康的影响。

三、 理论模型

本部分重点考察地方官员的公共健康设施投入行为和环境污染治理投入行为对居民健康的影响。

1. 经济增长与居民健康关系设定

为将居民健康水平纳入经济增长分析框架，基于前面的文献梳理以及考虑到公共健康设施投入和环境污染治理投入的“双重”影响，我们构建了经济增长与居民健康关系图。如图5所示，环境质量禀赋、公共健康基础设施资本和健康人力资本作为要素投入进入生产函数，影响经济增长。而经济增长通过居民个人健康投入、地方政府的公共健康设施投入和环境污染治理投入影响居民健康水平，进而通过居民健康水平直接影响健康人力资本。此外，地方政府的环境污染治理投入还影响环境质量禀赋，公共健康设施投入还影响公共健康基础设施资本，从而进入生产函数。由此，形成了经济增长与居民健康水平相互影响的“经济循环”。

图5 经济增长与居民健康相互影响关系

2. 模型环境与基本假设

本模型借鉴Acemoglu(2005)、葛扬和岑树田(2017)关于公共资本与经济增长，Grossman(1972，1999)关于健康人力资本的框架，考察一个中央计划者和地方政府的经济体中地方官员的民生激励行为对居民健康的影响。具体而言，考虑一个包含健康人力资本和公共健康基础设施资本的经济体，它由N个地区构成，每个地区存在一个地方政府，并且只有一个中央计划者(中央政府)；地方政府是本地区公共健康设施投入和环境污染治理投入的行为主体(2)这里需要特别指出的是，即使是中央政府实施公共健康基础设施投入，我们假定也是通过地方政府来实施，他们通过转移支付方式将资金转移给地方政府，然后要求地方政府组织实施，其本质上是财政分成问题。，这两项投入主要依靠地方财政投入来完成。地方官员作为地方政府的代表，假定地方官员有两个方面的偏好：不仅追求自身消费的最大化(3)这里需要指出的是，在现有的经济学文献中，通常将政府的目标函数设定为社会福利最大化(即生产者剩余和消费者剩余之和的最大化)。但本文所设环境是中央计划者和地方政府。而在该环境中，一方面，地方政府决策通常是“一把手”说了算，地方政府实际上被地方官员“绑架”了。为此，地方政府的行为由地方官员的偏好所代表。，而且贯彻中央政府关于“以人为本”和“以人民为中心”的民生激励要求，即需要进行公共健康设施投入和环境污染治理投入。地方政府考虑消费者对政策参数的反应。

地方官员的公共健康设施投入行为和环境污染治理投入行为主要取决于地方官员的激励动机，它的强弱程度通常与地方官员的经济与民生激励相关(4)经济激励表现为地方官员追求地方政府自身消费的最大化，它是地方官员最基本的激励机制；民生激励表现为地方官员的公共健康设施投入和环境污染治理投入偏好，它通常与中央政府的要求高度相关。。为此，在其他条件不变时，中央政府的民生要求对地方官员的公共健康设施投入行为和环境污染治理投入行为将产生重要影响。

(1) 生产函数。假定每个地区的地方政府会采取不同的内生政策。地区i存在一个代表性企业，它的生产函数为:

(1)

(2) 健康人力资本的决定。从式(1)可以看出，健康人力资本对于社会最终产品必不可少(Grossman，1972；1999)。假定健康人力资本由居民健康水平直接决定，即：

(2)

(3) 公共健康基础设施的决定。从式(1)可以看出，公共健康基础设施资本对于社会最终产品也是必不可少的(忽视其他基础设施资本)，并与企业资本相互补充(Barro，1990；Acemoglu，2005)。假定公共健康基础设施由当期地方政府的公共健康设施投入所决定(7)这里忽视了基础设施建设的滞后效应。，即：

(3)

(4)

(5)

(6)

式(6)意味着居民健康不仅取决于居民个体的行为，还取决于当地政府的行为，这里假定环境污染治理和公共健康设施均由地方政府投入。其中，ρ>1表示居民健康投入、公共健康基础设施和地方政府环境污染治理投入转化为居民健康水平的技术符合边际报酬递减规律，γ为居民可支配收入中用于健康投入的系数，π为中央政府统一的税率，0≤ϑ≤1、0≤θ≤1和0≤τ≤1分别表示个人健康投入、公共健康设施、政府环境污染治理三项投入转化为居民健康的系数(8)式(7)意味着，政府公共健康基础设施投入既可以通过公共健康基础设施资本直接影响产出，也可以通过影响居民健康进而影响健康人力资本间接影响产出；政府环境污染治理投入既可以通过环境质量直接影响产出，也可以通过影响居民健康进而影响健康人力资本间接影响产出，如图3所示。。由式(5)和(6)推出：

(7)

(6) 社会约束条件。假定地区i中存在一个代表性居民，他的目标函数是：

(8)

(9)

其中，π为政府税率。式(9)意味着企业完全折旧，居民拥有企业。为此，居民的效用最大化问题转化为在满足约束式(9)的条件下，最大化式(8)。

设定地区i消费者效用函数的具体形式为：

(10)

由拉姆齐模型已有的结论和式(1)，推出地区i的最优消费函数的显示解为：

(11)

将式(11)代入式(9)，得到地方官员面临的社会约束条件为：

(12)

(13)

(14)

其中，T≥2且有界，表示地方官员的任期在1年以上，t=1，2，…，T；β为地方官员的贴现因子；0<λ≤1表示地方官员对政府自身消费的相对重视程度，λ越大，说明地方官员越偏好政府自身消费，当λ=1时，表示地方官员完全偏好政府消费，不顾及本地区居民健康情况；λ越小，说明地方官员越偏好本地区居民健康，但假定λ>0(11)若λ=0则有可能出现地方政府消费为负的情形，所以排除。。此外，假定地方官员对本地区公共健康基础设施的相对重视程度与对本地区环境污染治理的重视程度是一样的，即系数均为1-λ。

3. 地方官员的最优行为

由式(14)和约束条件式(4)、(7)、(12)、(13)，最优化问题可表示为：

(15)

(16)

由式(16)推出最优性条件：

(17)

(18)

(19)

由式(17)-(19)及式(3)，进一步推出：

(20)

(21)

(22)

将式(22)两边取对数，并结合式(1)、(2)、(3)、(5)得到：

(23)

其中，ϖ=

四、 实证分析

基于前面的理论，考虑到进入新世纪以来，中央计划者对民生的重视程度不断在加强特别是中共十八大以来提出的“以人民为中心”发展思想和健康中国要求，为此本文提出了民生激励假说，拟通过省级面板数据回归进行实证检验。由于理论部分忽视了技术、土地、人口等其他资源禀赋条件，这里假定各地区的其他资源禀赋Ni不同，即将Ni纳入生产函数，那么式(23)中将增加lnNi项，具体将资源禀赋设为lnNi=a+ui,其中a为常数，ui为扰动项，服从标准对数正态分布。这样，基于式(23)，本研究把中国地方官员公共健康设施投入行为和环境污染治理投入行为的计量模型表示为：

lnRit=a0+a1lnGit+a2lnEit+a3lnKit+a4lnXit+uit

(24)

其中，常数项a0包括了a和式(23)中其他常数等内容。Rit表示各省(市、区)的居民健康水平。Git为地方政府关于公共健康设施投入，Eit为地方政府关于环境污染治理投入，Kit为企业资本，Xit表示控制变量。

需要特别指出的是，式(24)有三点值得强调：一是当“民生激励假说”成立时，a1>0,a2>0,为此它们是本研究最关心的回归系数。二是式(24)可能存在的内生性问题，需要对变量逐个进行内生性检验。三是由于理论分析未考虑人口因素的影响，所以实证时要对有关变量作出人均化或平均化处理(比率型控制变量除外)。

1. 数据说明和描述性统计

我们选取2004-2017年全国30个省(市、区)的面板数据进行分析，其主要原因是数据资料的有限性(15)由于西藏自治区固定资产投资价格指数全部缺失，难以消除一般价格趋势，为此只考虑其他30个省(市、区)面板数据。。选择省份作为分析单元是根据近年来省一级政府在公共健康投入中起到了主要推动作用，地方政府在公共健康投入的费用占到总费用的70%以上(张毓辉，2000)。回归估计的样本从2004年开始，主要是考虑到2002-2003年非典发生属于异常值年以及2003年7月胡锦涛同志提出了以人为本的科学发展观，其效应发生应该从2004年开始。样本结束于2017年主要是因为分省份的卫生、社会保障和社会福利业固定资产投资数据最新只到2017年，目前没有发现较新的数据。具体的数据选取和处理如下：

被解释变量：居民健康水平R用30个省(市、区)的年度调整后的人口死亡率来度量(16)需要特别指出的是，使用人口死亡率作为衡量居民健康水平的替代变量是没有办法的办法。一是在健康经济学的研究中用来评价健康的指标通常有：死亡率、发病率、预期寿命和对生命质量的综合评价等，并且使用负向指标衡量居民健康水平是健康经济学常用的处理办法。二是人口死亡率指标也有可取之处，除了受意外死亡和受老龄化影响之外，人口死亡率是能够较好代表居民健康水平的。并且人口死亡率的数据相对完善，特别是对于我国的分省份而言，难以找到其他更合适的替代变量。三是现有文献也常用该指标来衡量居民健康水平，代表性文献是1993年的世界银行报告《投资于健康》。此外，国外的Fuchs(1996)、Feldstein(1995)以及国内的赵璟和靳珍(2021)、于寄语和杨洋(2016)、王箐(2013)等等文献也用该指标作为衡量居民健康水平的替代变量。。由于考虑到近年来中国人口老龄化趋势明显，其对人口死亡率的影响较大。为客观真实评价中国居民健康水平的变化，应从人口死亡率中剔除人口老龄化一般趋势的影响(17)就像固定资产投资需要运用固定资产价格指数剔除一般价格趋势影响的道理是一样的。，其方法是调整后的死亡率(‰)=原始人口死亡率/(当年老龄化率/2004年老龄化率)(18)老龄化率，用当地65岁以上人口占当地常住总人口的比重来衡量(辽宁和浙江用60岁以上人员比重替代)。由于65岁及以上人口比重较杂乱，所以处理该数据有三个原则：一是总体上用各地区公布的已有的65岁及以上人口比重数据，二是若该数据缺失则用年度抽样数替代，三是如果抽样数有明显的异常值特征，则用前后年平均数推算。特别是对于2011-2013年这三年的抽样数据普遍偏低的问题，为此用2010年至2014年数据并使用等差方法进行处理。，以2004年为基期。另由于人口死亡率负向于居民健康水平，为此用调整后的死亡率倒数进行正向处理，并求对数，记为lnR_ad。

主要解释变量：一是公共健康设施投入，用分省份的卫生、社会保障和社会福利业固定资产投资(不含农户)来度量，为消除一般价格趋势，用各省份的固定资产投资价格指数(2004=100)进行平减，并取自然对数，记为lnG。二是环境质量投入，我们用环境污染治理投入作为替代变量，用分省份的工业污染治理完成投资来度量，为消除一般价格趋势，用各省份的固定资产投资价格指数(2004=100)进行平减，并取自然对数，记为lnE。

其他解释变量和控制变量：一是企业资本投入，由于该数据缺失，我们用各省(市、区)历年外商投资企业投资总额作为地区企业投资的替代变量(19)需要特别指出的是，文献和部分数据库中已有的物质资本存量和基础设施资本存量等，均不适合本文作为企业资本存量的替代变量，而以利用外资指标衡量企业资本则是通行的做法(岑树田，2014；葛扬和岑树田，2017)。。由于外商投资企业投资总额以美元计价，我们用历年美元对人民币汇率(中间价)折算后，再用固定资产价格指数消除一般价格趋势，然后再取对数，记为lnK。二是考虑到被解释变量居民健康以人口死亡率来度量，而影响人口死亡率的因素，除了本文理论模型部分研究的内生变量外，影响较大的还应包括医疗科技进步和失业情况两个变量，理论上医疗科技进步与居民健康水平呈正相关，失业与居民健康水平呈负相关，为此我们对这两个变量进行控制。对于医疗科技进步，我们用每万人口卫生技术人员数量来度量，记为MIA；对于失业情况，我们用分省份的失业率来度量，记为UR,两者均为比率型变量。相关变量的描述性统计见表1。

表1 相关变量的描述性统计

资料来源：国家数据库、历年的各省(市、区)统计年鉴，以及《中国卫生统计年鉴》《中国社会统计年鉴》《中国人口统计年鉴》等。

2. 模型初步估计

为得到可靠结果，我们进行固定效应F检验和随机效应Hausman检验后，结果均显示拒绝原假设，为此选择固定效应回归(Fixed Effects)进行估计。出于简洁性的考虑，本文只报告通过检验的模型的回归结果(详见表2)。

表2 初步回归结果：固定效应模型

如表2所示，列(1)只考察公共健康设施投入假说，列(2)只考察环境污染治理投入假说，列(3)同时考察两种假说。结果是单独考察时分别显著；同时考察时，环境污染治理投入假说不显著。

但经自相关和异方差检验后，我们发现列(1)-(3)均存在1阶自相关和异方差，因而用贝塔标准差估计的结果实际上是有偏的。为此，用稳健的Driscoll-Kraay标准差进行修正估计，分别得到列(4)-(6)。从修正后的方程可知，公共健康设施投入假说无论是单独考察，还是与环境污染治理投入假说同时考察时，均显著。而环境污染治理投入假说在单独考察时显著性明显增强了，但与公共健康设施投入假说同时考察时，显著性与列(3)相比仍然没有变化，这里可能的原因是其存在内生性问题。

3. 解决内生性问题

根据前面的分析，在回归方程式(24)中，解释变量lnE在一定条件下可能是内生的。实际上，上述初步估计忽视了式(24)可能存在的内生性问题，这意味着表2可能出现有偏的、不一致的的回归结果。为解决内生性问题，作如下的进一步检验和估计。

首先，对表2中(4)-(6)的变量进行内生性检验。在Stata软件xtivreg2命令下进行估计，对可能的内生变量lnE选取的工具变量包括它的滞后一期值以及MIA的滞后一期值(20)由于失业率是负向相关的，所以没有选择其滞后值作为工具变量。。对lnE进行内生性检验，结果显示拒绝原假设，说明lnE为内生变量，这与前面理论分析的预期相一致，选择的工具变量通过了有效性检验。此外，分别对lnG、lnK、MIA和UR等变量进行外生性检验，结果显示接受原假设(21)限于篇幅，未列示稳健性检验结果，备索。。

其次，为克服内生性问题，根据上面的内生变量选取情况，用HAC稳健标准差分别对列(4)-(6)进行IVFE估计，得到表3的列(7)-(9)。

再次，用面板固定效应GMM估计来进一步证实估计结果的稳健性。同样用HAC稳健标准差分别对列(7)-(9)进行GMM估计，得到表3的列(10)-(12)。如表3所示，最关心的政府公共健康设施投入的系数和政府环境污染治理投入的系数均为正，且都通过5%的显著性水平检验。与表2的结果相比，政府环境污染治理投入假说的显著性明显增强，由不显著变为直接通过5%的显著性水平检验，说明在解决内生性问题后，环境污染治理投入假说的解释力更强，这与中国现实相符。从GMM估计的结果看，与IVFE估计的结果非常接近，也说明了模型稳健性的存在。

最后，考察了不同工具变量对结果的影响，结论为表3的估计具有稳健性，所有工具变量均通过有效性检验(具体分析未报告)。

表3 最终回归结果：考虑内生性问题

(续表)

综上所述，表3的估计结果有效可靠，民生激励假说即政府公共健康设施投入假说和政府环境污染治理投入假说成立。

五、 结 语

经济增长对居民健康的影响，既取决于居民个人的健康投入和保护，也取决于地方政府公共健康设施投入行为和环境污染治理行为。由于地方政府贯彻中央计划者的民生要求，地方官员既要关注自身消费，又要关注辖区内的居民健康，为此要增加公共健康设施投入和环境污染治理投入，由此产生了民生激励要求。得到的结论是居民健康与经济增长存在稳定的均衡关系，当地方政府对民生的相对重视程度(1-λ)大于其自身消费的重视程度λ时，经济增长将对居民健康产生正向影响可能。运用2004-2017年分省份的面板数据验证了民生激励假说成立。研究结论意味着，进入新世纪以来，特别是中共十八大以来，中央关于民生的系列要求得到了地方政府的认真贯彻落实，取得了积极成效。为此，因民生激励而产生的地方政府公共健康设施投入和环境污染治理投入行为，是解释中国经济增长能够促进居民健康水平提升的一个重要线索。