中国居民健康持续改善的民生激励研究

岑树田 葛 扬 颜维海

一、引言及文献综述

新中国成立特别是进入21世纪以来，我国卫生健康事业取得长足发展，居民健康水平明显改善，人均预期寿命不断上升，儿童死亡率普遍下降，各地区卫生健康状况普遍提升，主要健康指标总体优于中高收入国家平均水平。(1)蒋华栋：《〈柳叶刀〉：中国居民健康状况持续改善》，《经济日报》2015年11月2日，第8版(环球)。(2)国务院：《国务院关于实施健康中国行动的意见》，中国政府网，2019年7月15日。第三次人口普查时，我国人均预期寿命67.77岁，远远超出当时发展中国家的平均水平。第四次人口普查时，我国人口平均预期寿命上升至68.55岁。第五次和第六次人口普查期间，我国人均预期寿命提升了约3.4岁。(3)陶涛、郭亚隆：《建党百年来人民健康持续改善》，《中国社会科学报》2021年9月23日，第A01版。第七次人口普查数据显示，2020年我国80岁以上高龄人口达3580万人，与第六次人口普查时相比增加1485万人，人均预期寿命持续增长。2021年我国人均预期寿命为78.2岁，高于中高收入国家平均水平。(4)岑树田、葛扬：《经济增长、民生激励与居民健康：理论与实证》，《现代经济探讨》2022年第6期。

特别是党的十八大以来，我国医药卫生体制改革持续深化，居民“看病难、看病贵”问题得到缓解，职业病、慢性病、地方病、传染病得到有效防控，优质高效的医疗服务体系加快建设，特别是基层医疗服务能力显著提升，公共医疗服务水平更加公平、更加均衡与可及。与此同时，国家不断加强健康教育，建立健全健康教育制度体系，推动个人和群体树立健康观念，居民健康素养水平从2011年的8.8%提高到了2021年的25.4%(5)也就是说，占比25.4%的居民掌握了基本的健康知识和技能。。此外，我国建立了全民医疗保障体系，城乡卫生差距日益缩小。截至2021年末，全国医疗卫生机构总数超过103.1万家，床位数达957万张，每万人拥有城市卫生技术人员数115人，每万人拥有农村卫生技术人员数52人，医疗卫生服务和健康保障能力不断加强。在妇女儿童方面，孕产妇死亡率及婴儿死亡率分别从1949年以前的1500/10万和200‰下降至2021年的16.1/10万和5‰，提前完成了联合国面向2030可持续发展目标中降低母婴死亡率的具体指标，位居全球中高收入国家前列，妇女儿童健康状况在城乡和地区间差异也逐步缩小，并进一步促进了健康服务的公平性和可及性。(6)柳叶刀：《柳叶刀关于中国女性生殖、孕产妇、新生儿、儿童和青少年健康特邀重大报告》，2021年5月。

图1 1991—2021年我国部分健康指标发展趋势

如图1所示，1991年至2021年我国婴儿死亡率、5岁以下儿童死亡率、新生儿死亡率、孕产妇死亡率尽管有波动，但总体呈明显的下降趋势，特别是在2003年之后，下降趋势更为明显，揭示了我国居民健康状况的持续改善。如图2所示，1960年至2020年我国人均预期寿命一直呈攀升状态，特别是21世纪以来呈明显的直线上升趋势，并在2012年以后超过墨西哥、匈牙利等部分OECD国家。

图2 1960—2020年中国与部分OECD国家人均预期寿命比较

那么，是什么原因造成了我国居民健康状况的持续改善，不同研究给出了不同的答案。归纳起来，主要有以下三个方面。

首先是医疗技术进步假说。从长期来看，医疗技术进步能大大降低发病率和死亡率，为此能够改善居民健康水平。(7)Fuchs V R., “Economics, Values, and Health Care Reform”, American Economic Review,1996,86(1)，pp.1-24.医疗技术进步是人类战胜疾病、保证健康的可靠手段。(8)郭飚：《对医疗技术进步与人类健康关系的思考》，《中国公共卫生管理》2006年第6期。进入21世纪以来，中国医疗技术取得了巨大进步，其中中国医疗设备专利申请数和药品专利申请数呈明显的增长态势。(9)钱文强：《中国医疗技术进步趋势及解释》，《科技进步与对策》2020年第4期。然而，医疗技术水平与公众健康水平并不完全一致，美国拥有世界上最多最先进的医疗技术，是世界各地区年轻医生前往培训以及第三世界国家富商寻求尖端医疗服务的地方，但大部分指标显示美国居民的健康水平在发达国家中处于中下水平。(10)Fuchs, Victor R., “The Future of Health Economics”, Journal of Health Economics,2000,19(2)，pp.141-157.我国医疗技术进步对居民健康的改善也存在不稳定关系，甚至负向关系，这从后面面板固定效应回归的实证结果也能佐证。

其次是经济发展假说。物质基础是居民健康水平改善的基石。柳叶刀的报告认为，中国居民健康状况持续改善主要归功于中国经济社会的发展。(11)柳叶刀：《柳叶刀关于中国女性生殖、孕产妇、新生儿、儿童和青少年健康特邀重大报告》，2021年5月。GDP对我国居民健康的长期效应为正，卫生投资有效促进了居民健康的提升，且两者间的相互关联不断加强。(12)于寄语、杨洋：《卫生投资、居民健康水平与经济增长的相互影响研究》，《中国卫生经济》2016年 4期。实际上，经济增长、卫生投资与我国居民健康水平之间存在着紧密的正相关关系，其逻辑是经济增长带来了收入增长进而带来更多卫生资金投入，而卫生资金投入增加带来卫生服务质量提升，进而给予人民更好的就医环境与条件，而人民自身平安、健康则可以带来更多的人力资本投入，进而促进经济增长，三者相辅相成、缺一不可。(13)仝耀辉、位林、刘世佳：《经济增长、卫生投资与人民健康水平的关系》，《中国总会计师》2021年第5期。然而，这种观点却遭受部分学者的质疑，虽然经济增长上去了，但并不意味着包括健康在内的其他方面自然而然就上去，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、年龄不同、性别不同而产生显著的差异化影响，其差别极大，甚至结论相左。(14)王箐：《经济增长影响健康的文献综述》，《中国卫生政策研究》2013年第6期。经济增长对居民健康的负向影响是显著的，比如环境污染、过度城市化、意外事故发生、不良的健康行为、各种慢性病以及产生间接影响机制等。(15)杨继生、徐娟、吴相俊：《经济增长与环境和社会健康成本》，《经济研究》2013年第12期。伴随着中国工业化、城镇化和人口老龄化的加快推进，居民的生产生活方式和疾病谱不断发生变化，慢性呼吸系统疾病、心脑血管疾病、糖尿病特别是癌症等慢性非传染性疾病导致的死亡率高达88%，导致的疾病负担率达到70%以上。过量饮酒、吸烟、不合理膳食以及缺乏锻炼等不健康生活方式比较普遍，由此引发的疾病问题日益突出。(16)国务院：《国务院关于实施健康中国行动的意见》，中国政府网，2019年7月15日。

再次是资源配置假说。居民健康水平的改善，不仅取决于当地的经济发展水平和富裕程度，而且取决于政府对于公共可用资源分配给健康事业的程度，即使是经济发展水平较低，但如果政府将更多的可用资源分配给公共健康事业，同样可以保证居民健康水平的逐步改善。例如，古巴在经济发展不见起色的情况下，通过政策和资源的倾斜配置，保证了民众的健康诉求，明显改善了该国居民健康水平，其做法优于很多发展中国家甚至新兴经济体国家的水平。反观拉美国家，乃至印度，尽管经济自由化改革释放了经济发展潜力，但由于这些国家在经济增长过程中忽视了公共健康投入，反而因污染问题而降低了居民健康水平的改善速度。(17)Fishback P V., Kantor S., Haines M R., “Births, Deaths, and New Deal Relief during the Great Depression”, Review of Economics and Statistics,2007,89(1)pp.1-14.我国在经济粗放型发展阶段，经济增长实际上也一定程度负向于居民健康。(18)刘慧侠：《国民健康与经济增长》，《光明日报》2013年11月03日，第07版。

那么，到底是什么原因，又是什么时间节点，在这个时间节点上又发生了什么样的政策安排，使我国进入21世纪以来居民健康水平发生了逆转并持续改善。文章从民生激励视角对我国居民健康状况的持续改善进行分析解答。实际上，现有文献从技术进步、经济发展等角度解释进入21世纪以来我国居民健康水平的改善只是表层原因，中国地方政府因贯彻落实中央要求而产生的民生激励行为才是背后更深的逻辑。

综合以上分析，文章在地区经济增长框架下提出一个考虑民生激励对居民健康水平产生影响的动态分析框架，重点考察不同激励条件下居民健康水平改善的行为。研究表明：中国居民健康改善的拐点发生在2003年，当时为贯彻落实2002年党的十六大提出的“提高全民族健康素质”要求，各地区开始加大对公共健康资源的倾斜配置，对改善居民健康水平产生了重要影响。而党的十八大特别是十九大以来，健康中国战略的实施实际上进一步强化了该激励机制，使中国居民健康水平的改善效应更加明显。为此，民生激励是我国居民健康状况持续改善的一个重要研究视角。

二、中国居民健康改善的“民生激励”模式

中国特色的宏观经济学特就特在有一个特殊的行为主体，这个行为主体就是地方政府。中国的地方政府不是现代宏观经济学意义上的政府，因为宏观经济学意义上的政府要管通货膨胀和就业两个事，中国的地方政府不管这些事。(19)樊纲：《政府、地方政府与中国的宏观经济学》，https://zhuanlan.zhihu. com/p/ 450714201，2021年12月28日。但中国的地方政府又是一级政府，他负责管辖本地区公共安全以外的经济社会发展具体事务，比如经济发展、社会民生事业进步等。也就是说，中国的地方政府具有强大的经济分权功能，与印度等大部分发展中国家的地方政府没有经济发展功能等有着显著区别。(20)葛扬、岑树田：《中国基础设施超常规发展的土地支持研究》，《经济研究》2017年第2期。(21)岑树田：《大国基石：中国基础设施发展逻辑》，桂林：广西师范大学出版社，2019年。实际上，中国地方政府最主要的任务，就是贯彻落实党中央国务院的经济发展战略要求达成中央要求与地区经济社会发展预期目标的协调统一，这与诸多发展中国家的情形不同。在这样的治理结构下，中国的地方政府在不同的时期为贯彻中央的决策部署和中心工作要求，对地区经济社会事务产生了不同的激励偏好，比如20世纪80年代的改革开放激励、20世纪90年代的产出激励等等。(22)张军：《中国经济发展:为增长而竞争》，《世界经济文汇》2005年第Z1期。(23)周黎安：《中国地方官员的晋升锦标赛模式研究》，《经济研究》2007年第7期。

进入21世纪以来，我国面临着粗放型经济发展模式所造成的自然资源过度利用、经济资源挤占民生资源、卫生条件匮乏特别是环境污染等一系列问题，影响了居民健康水平的改善。针对这些问题，2002年召开的党的十六大提出了“可持续发展能力不断增强，生态环境得到改善”的发展目标以及提出了“提高全民族健康素质”的目标要求，地方政府由此产生了民生激励。如图3所示，为贯彻落实党中央部署要求，从2003年开始，各地区将经济资源向公共健康领域倾斜配置的力度明显加大，形成政府卫生费用支出的“拐点”，中央的民生要求开启了地方政府的民生激励模式。这种模式开启了中国居民健康水平持续改善的新征程。

图3 改革开放以来我国政府卫生费用支出发展趋势

2012年以来，中国地方政府的民生激励模式得到进一步强化。党的十八大提出了“提高人民健康水平”的总要求，并配套实施了一系列实质性政策举措，包括2015年3月全国两会期间《政府工作报告》首次提出“健康中国”要求、同年10月党的十八届五中全会提出推进健康中国建设要求以及2016年8月党中央国务院印发了《“健康中国2030”规划纲要》。2017年以来，该模式再次得到强化。党十九大报告提出实施健康中国战略，要求各地区坚持在发展中保障和改善民生，完善国民健康政策、深化医药卫生体制改革、加强基层医疗卫生服务体系和全科医生队伍建设、全面取消“以药养医”以及健全药品供应保障制度等。2019年7月，国务院印发了《关于实施健康中国行动的意见》，健康中国战略推进委员会发布了《健康中国行动(2019—2030年)》以及国务院办公厅印发了具体的《健康中国行动组织实施和考核方案》。2020年新冠肺炎疫情常态化防控以来，更加佐证了健康中国战略的紧迫性和重要性。2022年10月，党的二十大报告再次强调，推进健康中国建设，并将其上升到增进民生福祉、提高人民生活品质、促进共同富裕的高度。在未来，随着健康中国战略的深入实施，地方政府的民生激励模式将得到进一步深化，其对居民健康改善的效应也将更为凸显。

进一步，地方政府的民生激励模式到底是什么模式？该模式是如何影响居民健康水平的？又是如何在经济增长与居民健康的一般框架内发挥作用的？为此，文章构建了一个民生激励嵌入地区经济增长与居民健康互动关系的分析框架。如图4所示：一是健康人力资本和公共健康基础设施资本作为要素投入进入生产函数，直接影响地区经济增长。二是经济增长通过地方政府公共健康设施投入、居民个人健康投入两大渠道影响居民健康水平，进而通过居民健康水平影响健康人力资本。三是地方政府的公共健康设施投入还可以通过公共健康基础设施影响公共健康基础设施资本，从而进入生产函数影响经济增长。由此，形成了经济增长与居民健康水平相互影响的“良性循环”。四是民生激励正是通过影响地方政府公共健康投入的方式嵌入经济增长与居民健康的互动循环，进而对居民健康水平以及对经济增长产生影响。由此，形成了中国居民健康持续改善的民生激励模式。

图4 中国居民健康改善的民生激励模式

三、动态分析框架

本部分重点考察地方政府因贯彻中央健康政策要求而产生的民生激励行为对居民健康水平改善的影响。

(一)模型环境与基本假设

本模型借鉴Acemoglu(24)Acemoglu, D., “Politics and Economics in Weak and Strong States”, Journal of Monetary Economics,2005,52(7)pp.1199-1226.关于公共资本的分析框架、Grossman(25)Grossman, M., “The Demand for Health: A Theoretical and Empirical Investigation”,New York:Columbia University Press for NBER,1972.(26)Grossman, M., “The Human Capital Model of the Demand for Health”, NBER Working Paper Series,1999.关于健康人力资本的框架以及岑树田和葛扬关于经济增长与居民健康的分析框架(27)岑树田、葛扬：《经济增长、民生激励与居民健康：理论与实证》，《现代经济探讨》2022年第6期。，设定一个经济体存在中央计划者和地方政府两个政府层级关系，在该经济体中考察地方政府的民生激励行为对居民健康的影响。具体而言，假定这个经济体包含健康人力资本和公共健康基础设施资本以及它由N个地区构成。在该经济体中，只有一个中央计划者，但每个地区都有一个地方政府。地方政府是本地区公共健康设施投入的行为主体，公共健康设施投入主要依靠地方财政投入来完成(28)即使是中央政府实施公共健康设施投入，我们也假定其具体通过地方政府来实施，他们将资金转移给地方政府，然后要求地方政府组织实施，本质上是财政分成问题。。地方政府考虑消费者对政策参数的反应。

假定该经济体的地方政府有两个方面的偏好：一是地方政府追求政府自身消费的最大化(29)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)。但本文所设环境是存在中央计划者和地方政府。，因而具有自身消费偏好即经济激励偏好。二是在2003年之后由于贯彻中央关于“以人为本”或“以人民为中心”等政治要求，由此偏好于地区居民健康改善即产生民生激励。地方政府的公共健康设施投入行为主要取决于地方政府的激励动机，它的强弱程度通常与地方政府的民生激励高度相关(30)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偏好，它通常与中央政府的要求高度相关。。综上，如果其他条件不改变，那么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将产生重要影响。

1.生产函数

假定地区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

(2)

3.居民健康水平的决定

(3)

其中，0<υ<1为居民健康关于居民个人健康投入的弹性，0<τ<1为居民健康关于公共健康基础设施的弹性，它们之和小于1。由式(1)-(3)，得到：

(4)

其中，η=υω，θ=τω+ψ。(32)由于健康人力资本和健康基础设施资本数据的缺失，本研究作了技术上的处理，通过这两者的决定函数即式(2)和式(3)，从而建立了居民个人投入、政府公共健康设施投入与生产函数的联系，进而为后面的计量回归模型提供理论基础。

4.居民自身健康投入的决定

(5)

这里，π为中央政府统一的税率，ξ为居民可支配收入中用于健康投入的系数。式(5)表明居民个人健康投入由经济系统内生决定，蕴含着代表性居民拥有企业。

5.公共健康基础设施的决定

(6)

(7)

6.社会约束条件

假定地区i中存在一个代表性居民，他的目标效用函数是：

(8)

(9)

这里，π为中央政府统一制定的税率，式(9)意味着企业完全折旧。所以，上述条件下居民的效用最大化问题可以转化为在满足预算约束条件式(9)的情况下，最大化式(8)。

设定地区i消费者具体的效用函数形式为：

(10)

那么，由式(4)和拉姆齐(Ramsey)模型已有的结论，可以推出最优消费函数的显示解为：

(11)

将式(11)代入式(9)，可以得到地方政府在进行公共健康投入决策时面临的社会约束条件为：

(12)

7.地方政府预算约束

(13)

(二)基准模型：经济激励

1.地方政府的效用

(14)

2.地方官员的最优行为

由式(14)和约束条件式(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)及生产函数式(4)，进一步推出：

(20)

(21)

(22)

(23)

式(23)揭示的经济学含义非常直观。在稳态经济中，尽管地方官员只有经济激励，但居民健康与地区经济增长之间存在着稳定的均衡关系，且由于1-αβ>0、1-π>0以及其他参数均大于0，经济增长对居民健康将产生正向影响。

(三)扩展模型：民生激励

1.地方政府的效用

(24)

其中，β的含义与基准模型相类似；T≥2且有界表示地方官员的任期在2年及以上，t=1，2，…，T。此外，λ表示地方官员对政府自身消费的相对重视程度，它的取值范围为0<λ≤1。当地方官员越偏好政府自身消费时，λ越大；当地方官员完全偏好政府消费时，λ=1，此时地方官员不顾及本地区居民健康情况；当地方官员越偏好本地区居民健康时，λ越小，但假定λ>0。(38)若λ1=0则有可能出现地方政府消费为负的情形，所以排除。

2.地方官员的最优投入行为

由式(24)和约束条件式(7)(12)(13)，地方官员最优化问题可表示为：

(25)

(26)

由式(3)和(5)，进一步得到：

(27)

式(27)揭示着在稳态经济中，地方官员既有经济激励又有民生激励时，经济增长对居民健康将产生影响。在式(27)中，当λ>1/2时，经济增长才与居民健康正相关，才有现实意义。也就是说，当λ>1/2且越来越接近1/2时，经济增长对居民健康产生显著的正向影响。

(四)比较分析

将式(27)两边取对数，得到：

(28)

四、实证检验

根据前面理论模型分析的环境和结论，基于以下三个方面进行实证设计：一是理论模型分析的中央计划者与地方政府的治理结构环境，与我国中央政府与地方政府(39)这里的中央政府是党中央、国务院等中央机构的统称，地方政府是地方党委、政府等地方机构的统称。治理结构相符合以及理论模型所分析的民生激励情形，与第二大部分分析的中国居民健康改善的“民生激励”模式相吻合，为此可用于我国分省份的实证研究。二是省级面板固定效应分析的计量回归方程即下面的式(29)，严格建立在数理推导稳态结果式(28)的基础之上。也就是说，回归计量方程是严格依据数理推导结果而建立的，因而具有数理依据和稳定性。三是如果把理论模型中的一个地区设定为一个国家，那么地区样本就会变成跨国样本。在此种情形下，对特定时间段发生民生激励安排的国家与没有发生民生激励安排的国家进行对比研究，就可以考察发生民生激励安排国家的整体民生激励效应。此外，后续合成控制法检验中，被解释变量和预测变量的选取也是基于理论模型推导结果即式(28)的变量关系基础之上。所以，第四部分的实证检验与第三部分理论模型分析紧密相关。

(一)固定效应回归

基于前面的理论分析，我们提出了民生激励假说，以此检验2003年以来中央计划者提出“以人为本”或“以人民为中心”等政治要求后地方政府的贯彻落实情况，拟通过省级面板数据回归进行实证分析。假定各地区的禀赋Bi不同，具体可以将各地区的禀赋条件设为lnBi=a+ui，其中a为常数项，ui为扰动项，其服从标准对数正态分布。所以，基于式(28)，本研究把中国地方政府民生激励行为的计量模型表示为：

lnMit=a0+a1lnYit+a2lnXit+uit

(29)

其中，a0常数项，包括了a和式(28)中其他常数等内容，Mit表示各省(市)区的居民健康水平，Yit为地区产出水平，Xit表示一系列的控制变量(40)这里用人均产出作为主要解释变量，而没有把健康中国的变量考虑进来的原因是计量模型的设计严格建立在式(28)的基础之上，由于本文的主线主要是考察经济增长对居民健康的影响(健康中国战略的实施主要体现在政府偏好的改变上)。所以，基于式(28)的计量模型式(29)也没有在形式上体现出人均健康中国战略的具体指标变量，但这并不是遗漏重要变量的问题，而是数理推导的结果，其实已经考虑了这些因素。这从另一个层面也揭示本文的计量回归模型是严格建立在数理推导均衡结果之上的，这与国内部分实证文献中理论模型与计量模型分开考察的情形有所不同。。

式(29)有两点值得特别关注：一是当“民生激励假说”成立时，a1>0，为此该系数是本研究最关注的回归系数。二是根据前面的图4和理论模型的分析，经济系统将是不断循环的，为此式(29)可能存在内生性问题，需要对变量逐个进行内生性检验等。

1.数据说明和描述性统计

根据式(29)的数量关系，选取2003—2020年全国31个省(市)区的面板数据进行回归分析。其中，回归估计的样本从2003年开始，主要是考虑到当时各地区为贯彻落实2002年党的十六大提出的“提高全民族健康素质”的工作要求，开始加大对公共健康的财政投入，是地方政府存在民生激励的政策拐点；样本结束于2020年主要是考虑到衡量主要解释变量即居民健康水平的最新数据仅到2020年，没有发现较新的数据而且其他部分控制变量的数据面临同样的问题。选择省份作为分析单位的原因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，即地方政府在公共健康投入的费用占到了中央政府和地方政府总费用的70%以上。(41)张毓辉：《应确保政府卫生投入在中央和地方财政预算安排中的优先地位》，http://finance.sina.com.cn/roll/2020-03-14/doc-iimxxstf8862817.shtml，2022年2月28日。具体数据选取和处理如下：

被解释变量：用31个省市区的年度调整后的人口死亡率来度量居民健康水平M(42)使用人口死亡率作为衡量居民健康水平的替代变量主要基于以下几个方面的考虑：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(Fuchs，1996)。在世行报告《投资于健康》中大量使用死亡率指标考察国家地区间的居民健康水平差异。此外，使用负向指标衡量居民健康水平是健康经济学的常用处理办法，比如使用婴幼儿死亡率等指标也时有发生。二是使用人口死亡率作为健康水平衡量指标另一个的原因是：由于其他衡量居民健康水平的其他指标如发病率、预期寿命等数据普遍缺失或相对不够完整，而死亡率的数据相对完整齐全，特别是对于我国分省份的数据更是如此。三是现有文献也常用该指标衡量居民健康水平。最典型的例子是1993年世界银行报告《投资于健康》。四是其实在现有实证研究中很难找到一个特别合适的指标来衡量居民健康水平(现有研究机构正在构建衡量生命质量的综合评价指标)，部分文献用婴幼儿营养不良率来衡量居民健康水平，但这也只是反映婴幼儿健康水平，很难反映成年人的情况，而成年人的营养不良率数据又难以获得。实际上，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较大之外，人口死亡率是能够较好反映居民健康水平的。。考虑到近年来我国人口老龄化趋势明显，其对人口死亡率的影响较大，为此要对人口死亡率作技术上的处理，即从人口死亡率中剔除人口老龄化一般趋势的影响(43)与固定资产投资需要运用固定资产价格指数消除一般价格趋势的原理类似。。其方法是调整后的死亡率(‰)=原始人口死亡率/(当年老龄化率/2003年老龄化率)(44)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。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。三是如果年度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，为此先用2010年至2014年数据的等差方法进行处理，然后再取2012年、2013年的值。此外，2020年各省份的人口死亡率数据和老龄率数据来自于中国人口和就业统计年鉴，各省市区统计年鉴或当年的统计公报等多渠道，工业增加值数据主要通过中国知网、中国经济社会大数据研究平台搜索各类年鉴或公报等得到。。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lnM_ad。

解释变量：用分省份的真实人均GDP来度量产出水平Y，为消除一般价格趋势，我们用各省份不变价的人均GDP指数(2003年=100)消除价格变动一般趋势影响(45)具体计算方法为：先通过分省份GDP指数(上年=100，由于分省份的人均GDP数据缺失，用分省份人均GDP指数替代)求出定基GDP指数(2003年=100)，然后用2003年的分省份人均GDP乘以定期GDP指数，得到不变价人均GDP，再取对数。，并取自然对数，记为lnGDPper。

其他控制变量的选取，考虑到以人口死亡率作为衡量居民健康水平的负向指标，为此控制变量的选取应该围绕对人口死亡率影响较大的自变量，除了本文理论模型所考虑的内生变量和上面已经处理的人口老龄化趋势以外，还应包括工业化、医疗科技进步、失业情况以及教育发展水平等，为此要对这些变量进行控制。对于工业化，用工业增加值除以GDP来度量工业化率(%)，记为INR。工业化的影响效应是综合性的，一方面工业化促进产业发展和就业，增加居民收入，改善居民健康，另一方面工业化导致环境污染以及造成职业病，负向居民健康。对于失业情况，用分省份的城镇登记失业率(%)来度量失业率，记为UR，失业一般负向于居民健康。对于医疗科技进步，用卫生技术人员数量(万人)来度量其水平，记为MIA。对于教育发展水平，我们用分省份普通高等学校专任教师数(万人)来度量，记为EDL。相关变量的描述性统计详见表1。

表1 相关变量的描述性统计

2.模型初步估计

为了得到可靠的回归结果，我们分别进行了固定效应F检验以及Hausman检验，结果均显示拒绝原假设，为此选择固定效应模型(Fixed Effects)进行估计。模型的回归结果详见表2方程(1)，从该方程可知，a1=0.1483>0，且通过1%的显著性检验，说明了民生激励条件下经济增长对居民健康有显著影响。另从控制变量的情况可知，工业化负向于居民健康，这与我国过去粗放型经济发展模式以及对环境污染缺乏有效治理的特征事实相符合；失业率负向居民健康与我们的预期相一致，但不显著。医疗科技进步、教育发展水平与居民健康呈现正相关关系，但都不显著。

表2 回归结果：固定效应模型被解释变量：居民健康水平(lnM_ad)

但经自相关和异方差检验后，发现方程(1)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，得到方程(2)。从修正后的方程可知，a1的取值不变，显著性水平也没有改变。这表明着，在解决自相关和异方差问题后，模型依然稳健。

3.内生性问题

根据前面的分析，为解决可能存在的内生性问题，需作如下的进一步检验和估计。

首先，对表2方程(2)的变量分别进行内生性检验和外生性检验。结果显示lnGDPper和EDL均为内生变量，对内生变量lnGDPper和EDL选取的工具变量涉及lnGDPper、EDL、INR、MIA和UR的滞后一期值，选择的工具变量通过了有效性检验。其次，为克服内生性问题，根据上面的内生变量选取情况，进行工具变量固定效应估计(IVFE)，具体情况见表2方程(3)，从整体看，模型估计效果更佳，整体稳健性更强，其中a1的取值稍变大，且通过1%的显著性检验，表明估计有效可靠。再次，为进一步证实IVFE估计结果的稳健性，我们进行面板固定效应GMM估计。同样用HAC稳健标准差，具体情况见表2方程(4)。从GMM估计的结果看，其结果与IVFE估计的结果基本一致，揭示了模型稳健性的存在。另EDL在解决内生性问题后符号变负，其可能的原因如引言部分所述决定居民健康的关键是非医疗因素，为此医疗技术进步与公众健康水平并不完全一致(46)Fuchs认为，在长期内医疗技术进步能大大降低发病率和死亡率，但是在任一时点上，发达国家内部以及国与国之间的健康差异并不取决于医疗数量或质量的差别(Fuchs，1996)。。

综上所述，表2方程(3)和方程(4)的估计结果有效可靠，民生激励假说成立。

(二)合成控制法

合成控制法因能有效避免双重差分法(DID)所产生的参照组选择具有主观随意性、系统内生性等问题，近年来得到广泛应用。为了进一步考察民生激励对中国居民健康水平的整体影响，我们选择中国作为处理组，选取38个国家(包括34个OECD国家和其他4个国家)作为潜在比较组(47)潜在比较组38个国家包括：34个OECD国家即澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、智利、哥斯达黎加、捷克、丹麦、爱沙尼亚、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、 冰岛、 爱尔兰、以色列、意大利、日本、拉脱维亚、立陶宛、卢森堡、墨西哥、荷兰、挪威、波兰、葡萄牙、斯洛伐克共和国、斯洛文尼亚、西班牙、瑞典、瑞士、英国、美国和4个发展中国家，即巴西、印度、印度尼西亚、俄罗斯。。所使用的数据为1970年至2019年(最新数)39个国家的平衡面板数据。样本选择上述39个国家的原因是这些国家的相关数据均来自OECD数据库，且较为完整，只选择39个国家是由于其他国家被解释变量数据部分缺失，样本始于1970年主要是考虑到距离所考察的政策变革期有一定的年限以及数据的可利用性，样本止于2019年主要是因为部分已选国家被解释变量的数据最新只到2019年，目前没有发现新的数据。如前所述，尽管地方政府民生激励在党的十八大以来得到强化，党的十九大以来得到升华，但其政策拐点是2003年。(48)Shu-tian Cen and Wei-hai Yan, 2022,“Economic Growth, People’s Livelihood Preferences of Local Governments and Residents’ Health”,Frontiers in Public Health,p.844015.为此，我们选用1970—2002年作为拟合预测变量的阶段。我们的目标是构造“反事实”变量，用38个国家的加权平均来模拟没有发生民生激励安排时的中国潜在的居民健康水平，然后与真实的中国居民健康水平进行对比来估算民生激励对中国居民健康水平所产生的整体影响。

选取的被解释变量为婴儿死亡率(Infant mortality，‰)的倒数，其作为居民健康水平的替代变量(49)这里使用婴儿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：一是在跨国样本之间使用调整后的人口死亡率难度更大，即使能够有效控制老龄化率的影响，也难以控制各国意外死亡情况，因非健康因素导致各国人口意外死亡情况差异较大。二是婴儿死亡率是居民健康水平的常用替代变量。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。三是婴儿死亡率指标也有可取之处，其能够较真实代表国家与国家之间的居民健康水平差异，因为婴儿的健康水平不仅反映了婴儿本身，而且反映了母亲的健康营养水平以及整体家庭和当地的生存环境，能够代表当地居民的健康水平。四是其数据相对完善，特别是对于OCED数据库所涉及国家而言，难以找到其他更合适的替代变量。。选择的预测变量包括：经济发展水平，由人均GDP度量(GDP per capita，constant 2015 US$即2015年美元不变价)；劳动参与水平，由劳动参与率(%，Share of 15 to 64 working age)度量；城镇化水平，由城镇化率(Urban population，% of total population)度量；工业化水平，由工业化率(value added，% of GDP)度量。医疗科技进步由于相关数据缺失被忽视。原始数据来自OECD Statistics或WDI指数。

1.民生激励对中国居民健康水平的整体影响

通过合成控制法分析，结果显示构成合成中国的权重组合包括4个国家即爱尔兰、拉脱维亚、印度尼西亚和俄罗斯，权重最大的为印度尼西亚(具体权重详见表3)。为了考察这4个国家的权重是否存在线性内推问题，分别更换目标国家进行模拟，结果显示不存在线性内推，即每次模拟合成的国家名称和权重都会发生改变。

表3 合成中国的国家权重

表4 预测变量的拟合与对比

如表4所示，我们关注的居民健康水平数据，尽管真实中国与38个国家的真实平均水平差异较大，缺口高达133.167，但合成中国与真实中国的差异较小，缺口为0.02899。此外，我们还随机选择了2003年之前的1970、1975、1980、1985、1990、1995、2000共7个年份来检验合成控制法的拟合效果。上述年份的居民健康水平差异程度也较小，拟合度为0.9546，说明合成中国的居民健康水平改善路径较好拟合了真实中国的居民健康水平改善路径。在所选取的影响居民健康水平的预测变量中，劳动参与水平、工业化水平、城镇化水平的真实变量与预测变量比较接近，人均GDP相对接近，揭示了在较好拟合居民健康水平的基础上，其他预测变量的相似度也较高。综上，由于合成控制法较好拟合了中国在2003年之前的居民健康水平改善特征，因而该方法适合于估计民生激励对居民健康水平整体影响的效应。

从图5可以看出，在2003年以前，真实中国与合成中国的居民健康改善路径几乎能够完全重合，说明合成控制法较好地复制了2003年以前的居民健康水平改善路径。从2003年开始，真实中国的居民健康水平明显高于合成中国的居民健康水平，二者的差距逐步拉大并形成明显的“剪刀差”现象。这种差距揭示相对于没有民生激励的情形，政府的民生激励大大改善了中国的居民健康水平。另从图5也可以看出，假设没有民生激励，2019年中国居民的潜在健康水平为84.24，比实际量少62.82，实际量相对潜在量增长1.75倍。(50)尽管居民健康水平与人均GDP等之间可能存在内生性问题，但由于合成控制法本身所具有规避内生性的特点和目前在技术上处置的困难以及中国与其他38个国家经济特征的巨大差异性，我们相信尽管忽视了内生性问题分析，但不会影响分析结论的方向性。

图5 1970—2019中国和其他国家预测变动的程度分布量

图6 中国真实与合成的居民健康水平

2.稳健性检验

运用排序检验(Permutation Test)方法进行稳健性检验。虽然在上述估计中发现中国的民生激励使得居民健康水平的增幅为174.58%，但并不清楚这种效应是否在统计上显著异于0。由于所选国家的居民健康的绝对水平差距较大，我们沿用了刘甲炎、范子英(51)刘甲炎、范子英：《中国房产税试点的效果评估:基于合成控制法的研究》，《世界经济》2013年第11期。改进Abadie et al.(52)Abadie, A., Diamond, A., Hainmuellert,J.“Synthetic Control Methods for Comparative Case Studies: Estimating the Effect of California’s Tobacco Control Program”, Journal of the American Statistical Association,Vol.105 No.490,2010,pp.493-505.的方法，即用每个国家居民健康水平的真实数先减去合成数，然后除以当期的合成数，再乘以100%，以此度量居民健康水平的变动程度。如果这一变动程度的分布有显著不同，就说明我们对中国居民健康水平的发现是显著的(53)本文的方法与刘甲炎、范子英(2013)的方法有细微差别，即计算变动程度的基数不同，其原因是本文研究的变量在政策变革后是真实值大于拟合值，所以计算其增长变化程度以拟合值作为基数较为合适。。从图6可以看出，中国的变动程度在2003年之前和其他国家相差不大，但在2003之后，中国的变动程度与其他国家相比日趋变大。这表明民生激励对居民健康水平的影响非常显著，揭示居民健康水平只有1/39，即2.56%的概率出现，真实中国与合成中国之间有这么大的变动程度，即小于5%的显著性水平。这进一步表明中国实际的效果比对照组国家假设的效果有足够大，能够通过5%的显著性检验，说明2003年以来的民生激励对中国居民健康水平的影响是显著的，并不是偶然现象。进一步，我们还计算了2003年以前和以后平均变动程度的比值，考察这一比值的分布，结果表明比值最高的国家是中国，高达49倍多。此外，采用随机处置的办法，也可以知道要获得和中国一样情况的概率为1/39，这也揭示我们可以在97.44%的概率下接受民生激励对中国居民健康水平产生显著正影响的原假设并不是偶然因素引起的。

此外，我们运用Placebo test方法考察两个极端国家处置组变换的情况：一个为合成中国权重最大的国家即印度尼西亚，权重最大说明印度尼西亚与中国的情况在所有国家中最为相似；另一个是没有权重的国家澳大利亚，没有权重揭示该国与中国在各种特征上相差较大。将印度尼西亚和澳大利亚两个极端情况作为处置组来检验中国产生民生激励前后实际样本与合成样本的效果。图7显示了合成印度尼西亚的居民健康水平与真实印度尼西亚的相应变量，在2003年之后，合成值明显大于真实值，这说明印度尼西亚的情况刚好与中国的情况相反，其原因可能是中国构成了合成印度尼西亚的较大权重组合；图8显示了合成澳大利亚居民健康水平始终沿着真实水平的方向波动变化，并且在2003年前后没有拟合情况的突变以及合成变量明显大于真实变量。至此，我们没有发现这两个国家的情况与中国的情况一样或类似，由于这两个国家是极端情况，其他OECD国家应该处于两种情况的中间，因而可以得出以下结论：合成控制法提供一个有力的证据揭示2003年以来民生激励对中国居民健康水平改善的显著影响。

图7 印度尼西亚真实与合成的居民健康水平 图8 澳大利亚真实与合成的居民健康水平

五、结论及政策建议

2003年前后产生的地方政府民生激励，通过嵌入我国地区经济增长与居民健康的互动循环，进而对居民健康产生了显著正向影响，这是中国居民健康状况持续改善的重要成因。文章首先在理论上通过扩展模型与基准模型的对比研究，证明了地区经济增长与居民健康存在稳定均衡关系，并且地方政府面临民生激励时经济增长影响居民健康的系数，明显大于其仅面临经济激励时的对应系数，揭示了当地方政府的偏好产生民生激励时，实际上大大增强了经济增长对居民健康的正向影响作用。其次，面板固定效应检验表明地区经济增长影响居民健康的民生激励假说成立，而运用跨国样本进行合成控制法检验则揭示了民生激励对中国居民健康水平的改善产生了显著的整体影响。研究结论表明2003年前后中国地方政府产生的民生激励，是解释中国经济增长影响居民健康正向关系的一个重要线索，并且该模式在党的十八大特别是十九大提出健康中国战略之后得到进一步强化和升华。预计在未来扎实推动共同富裕和公共服务均等化的全面建成社会主义现代化强国新征程中，该激励模式将继续发挥作用并对我国居民健康水平改善产生持续实质性影响。其政策含义是在存在中央计划者和地方政府的治理结构中，地方政府为贯彻落实中央计划者的战略意图，产生了激励偏好，这既是中国个性的特征，同时对于发展中国家也具有借鉴意义。发展中国家中央政府可通过调动地方政府在民生改善方面的积极性，进而加大对地区公共健康投入的办法改善居民健康，并且这是改善居民健康水平的一个重要政策方向。