鐘曉敏，楊六妹

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

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公私醫(yī)療衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

鐘曉敏，楊六妹

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

眾所周知，醫(yī)療衛(wèi)生支出不僅關(guān)系到一個(gè)國(guó)家社會(huì)福利政策的規(guī)劃，還對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不可忽略的促進(jìn)作用。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于醫(yī)療衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系之間的研究結(jié)論卻是眾說(shuō)紛紜。鑒于此，本文根據(jù)醫(yī)療衛(wèi)生支出的支付主體，將其分為政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民醫(yī)療衛(wèi)生支出，并通過(guò)建立雙向固定效應(yīng)模型對(duì)公私醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：從全國(guó)平均水平來(lái)看，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出每增長(zhǎng)100%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)12.08%，居民醫(yī)療衛(wèi)生支出每增長(zhǎng)100%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)15.85%；但與此同時(shí)，考慮到不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展非均衡化時(shí)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民醫(yī)療衛(wèi)生支出帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)差異甚大，其中政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“倒U型”效應(yīng)，而居民醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)“階梯型”效應(yīng)。

醫(yī)療衛(wèi)生支出；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；雙向固定效應(yīng)；社會(huì)福利政策

一、引 言

醫(yī)療衛(wèi)生水平的發(fā)展不僅關(guān)系到一個(gè)國(guó)家社會(huì)福利政策的規(guī)劃，還對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有不可忽略的促進(jìn)作用。內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出是決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素[1][2]，人力資本理論則認(rèn)為，對(duì)健康人力資本的投資能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[3][4][5]。

醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出作為政府公共支出的一項(xiàng)重要內(nèi)容，在人們生活中扮演著重要的角色？在世界各國(guó)財(cái)政普遍加大醫(yī)療衛(wèi)生支出力度的大背景下，我們應(yīng)當(dāng)思考：醫(yī)療衛(wèi)生支出究竟對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起到怎樣的貢獻(xiàn)作用？我國(guó)作為一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異極大的國(guó)家，醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用在地區(qū)之間是否存在變化趨勢(shì)？其變化趨勢(shì)又存在怎樣的差異性和規(guī)律性？研究這些問(wèn)題，對(duì)我國(guó)地方政府如何把握醫(yī)療衛(wèi)生的財(cái)政支出規(guī)模和制定醫(yī)療衛(wèi)生政策來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并且完善現(xiàn)有醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系具有重要參考意義。

據(jù)此，本文利用我國(guó)1998-2013年30個(gè)省級(jí)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)*內(nèi)蒙古地區(qū)的數(shù)據(jù)缺失太多，故剔除。，首先構(gòu)建衡量公私醫(yī)療衛(wèi)生支出指標(biāo)：(1)以地方政府財(cái)政上“衛(wèi)生費(fèi)用支出(億元)”作為衡量“政府醫(yī)療衛(wèi)生支出”的指標(biāo)；(2)以城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出(元)作為衡量“居民醫(yī)療衛(wèi)生支出”的指標(biāo)*農(nóng)村居民的衛(wèi)生支出比例較小，且數(shù)據(jù)缺失很多，故這里暫不考慮農(nóng)村居民的影響因素。。其次，在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的視角下建立雙向固定效應(yīng)回歸模型，重點(diǎn)考察政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民醫(yī)療支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際影響效應(yīng)。然后，為了進(jìn)一步描繪地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異所帶來(lái)的影響，文章根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將30個(gè)省級(jí)地區(qū)劃分四個(gè)不同發(fā)展水平的區(qū)域，分別建立時(shí)間固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸，以此來(lái)考察不同地方的政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)方向和力度，并試圖找出貢獻(xiàn)方向和力度存在差異性的原因。最后，根據(jù)本文實(shí)證分析結(jié)果提出相關(guān)建議。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

關(guān)于醫(yī)療衛(wèi)生支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的研究，我國(guó)早期的學(xué)者普遍關(guān)注兩者之間的長(zhǎng)期關(guān)系并利用不同類型的數(shù)據(jù)去描繪兩者之間的線性函數(shù)。如陳洪海等(2005)在需求函數(shù)的框架下得出人均GDP與人均衛(wèi)生費(fèi)用之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系的結(jié)論。劉勇政和張坤(2007)對(duì)中國(guó)1981-1999年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，我國(guó)公共衛(wèi)生支出作為非直接的生產(chǎn)性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了負(fù)向影響，同時(shí)公共衛(wèi)生支出的增加又促進(jìn)了人力資本和R&D資本產(chǎn)出彈性系數(shù)的上升，因而公共衛(wèi)生支出具有間接人力資本投資效應(yīng)。耿嘉川和苗俊峰(2008)則認(rèn)為公共衛(wèi)生支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向依賴關(guān)系，公共衛(wèi)生支出促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)效益，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻又對(duì)公共衛(wèi)生投資起制約作用[6]。隨著研究的深入，學(xué)者們開始利用不同的模型嘗試從影響路徑去解釋醫(yī)療衛(wèi)生支出究竟給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)怎樣的效應(yīng)。徐穎科等人(2010)使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)我國(guó)居民個(gè)人衛(wèi)生支出與GDP之間具有動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，同時(shí)較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)我國(guó)居民個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)GDP的彈性為0.67[7]。查會(huì)瓊等人(2011)通過(guò)分析1998-2006年的省際面板數(shù)據(jù)回歸得到，中國(guó)衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)會(huì)隨著醫(yī)療支出的規(guī)模或經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的變化而發(fā)生轉(zhuǎn)折，也即門檻效應(yīng)[8]。此外，駱永民(2011)通過(guò)構(gòu)建隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡模型(DSGE)，分析公共衛(wèi)生支出、健康人力資本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，他認(rèn)為公共衛(wèi)生支出投入產(chǎn)出效率作為健康人力資本的代理變量，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用[9]。范柏乃等(2014)采用1997-2012年30個(gè)省級(jí)地區(qū)數(shù)據(jù)構(gòu)建固定效應(yīng)模型，研究表明，醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯時(shí)空差異，西部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度最高，東部次之，中部最低[10]。王海成和蘇梽芳(2015)應(yīng)用兩區(qū)制門檻協(xié)整模型對(duì)我國(guó)公共衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)，公共衛(wèi)生支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反過(guò)來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有對(duì)公共衛(wèi)生支出起到貢獻(xiàn)作用[11]。

縱觀國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)，學(xué)者們的研究?jī)?nèi)容可以歸納為以下幾個(gè)方面：一，在數(shù)據(jù)采用方面，早期的學(xué)者普遍采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)居多，而后期的研究多使用面板數(shù)據(jù)；二，變量指標(biāo)選取方面，大部分學(xué)者都采用地區(qū)GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)；對(duì)于“醫(yī)療衛(wèi)生支出”這一變量，大部分學(xué)者只考慮了政府衛(wèi)生支出部分。既有學(xué)者使用中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒上的“中國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用”這一指標(biāo)，也有學(xué)者使用公共衛(wèi)生財(cái)政支出來(lái)衡量醫(yī)療衛(wèi)生支出水平，三，計(jì)量方法方面，早期的學(xué)者采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)時(shí)，一般都會(huì)采用協(xié)整分析的方法來(lái)考察醫(yī)療衛(wèi)生支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互作用和影響機(jī)制；到后期的面板數(shù)據(jù)分析時(shí)，其中多使用個(gè)體固定效應(yīng)模型和門限回歸模型。

學(xué)者們的研究成果為后人提供了重要的理論視角和研究方法，但現(xiàn)有成果依然存在一些不足之處：(1)變量選取有待完善，以往研究只單獨(dú)考慮政府醫(yī)療衛(wèi)生支出因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。然而，醫(yī)療衛(wèi)生支出作為對(duì)人力資本的一項(xiàng)健康投資，無(wú)論是政府醫(yī)療衛(wèi)生支出或居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都不可忽視，應(yīng)將兩者一起引入模型，進(jìn)行綜合考慮。(2)缺乏對(duì)不同省市地區(qū)變動(dòng)的分析，無(wú)論是門檻面板回歸還是個(gè)體固定效應(yīng)模型，都是基于普通線性回歸的基礎(chǔ)上對(duì)被解釋變量進(jìn)行總體回歸，而我國(guó)地域遼闊，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平極不均衡，只將全國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行總體分析，無(wú)法客觀全面考察醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在變化趨勢(shì)。(3)模型選取有待改進(jìn)，固定效應(yīng)模型中既會(huì)存在個(gè)體固定效應(yīng)，也會(huì)存在時(shí)間固定效應(yīng)，應(yīng)該在模型中綜合考慮。

三、數(shù)據(jù)、模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

(一) 變量和數(shù)據(jù)

基于以往文獻(xiàn)的綜合比較，文章主要選取5個(gè)變量來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析[12][13]。為了刻畫地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展程度，以人均GDP作為被解釋變量，而后引入“政府醫(yī)療衛(wèi)生支出(本文用TE表示，下同)”、“居民醫(yī)療衛(wèi)生支出(CI)”、“固定資本形成總額(K)”和“從業(yè)人員數(shù)(L)”作為解釋變量。

初步將所有變量(已進(jìn)行指數(shù)平減)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表2所示。其中，L(從業(yè)人員數(shù))這個(gè)變量有部分缺失值，但在stata中不影響回歸結(jié)果。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(1998-2014年)

數(shù)據(jù)來(lái)源：各省統(tǒng)計(jì)年鑒1999-2014年，《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》1999-2014，CNKI-中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)模型構(gòu)建

本文所研究的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要建立在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上。其一般形式如下：

Y=A(t)KαLβμ

(1)

其中，Y是產(chǎn)出，A(t)表示技術(shù)，K和L分別表示資本和勞動(dòng)的投入量。在本文的研究中，將引入政府醫(yī)療衛(wèi)生支出(TE)和居民醫(yī)療衛(wèi)生支出(CI)兩個(gè)變量，并對(duì)方程兩側(cè)取自然對(duì)數(shù)使其線性化來(lái)具體考察醫(yī)療支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)作用。擴(kuò)展的生產(chǎn)函數(shù)模型如下：

代入相關(guān)變量，調(diào)整模型如下：

lnY=lnA+β0lnTE+β1lnCI+β2lnK+β3lnL+ε

(2)

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

(3)

(ui+εit)為復(fù)合擾動(dòng)項(xiàng)，其中ui為個(gè)體效應(yīng)，假設(shè)與某個(gè)解釋變量相關(guān)。εit為獨(dú)立同分布，且與ui無(wú)關(guān)。

大部分學(xué)者在使用我國(guó)31個(gè)省市地區(qū)的面板數(shù)據(jù)研究公共醫(yī)療支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系時(shí)，都假設(shè)了個(gè)體效應(yīng)以固定效應(yīng)形式存在[14][15]。結(jié)合本文數(shù)據(jù)特點(diǎn)，可以假設(shè)固定效應(yīng)中同時(shí)存在個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。同時(shí)，在進(jìn)一步對(duì)分組后的地區(qū)進(jìn)行分別回歸時(shí)，由于按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行適當(dāng)分組，我們可以假設(shè)分組后的數(shù)據(jù)消除了大部分組內(nèi)方差，更適合考慮時(shí)間固定效應(yīng)進(jìn)行回歸，故建立時(shí)間固定效應(yīng)模型如下：

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

(4)

其中，λt為時(shí)間固定效應(yīng)。

(三)殘差檢驗(yàn)

進(jìn)行回歸分析前，需要判斷是否存在異方差情況，因此初步繪出殘差圖進(jìn)行判斷。圖1報(bào)告了殘差分布圖。

圖1 殘差圖

圖1的殘差分布圖顯示出殘差呈現(xiàn)明顯的擴(kuò)散趨勢(shì)，說(shuō)明極有可能存在異方差，因此對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行懷特檢驗(yàn)*限于篇幅，這里不再列表顯示。。

懷特檢驗(yàn)結(jié)果顯示p值等于0.0000，故強(qiáng)烈拒絕同方差的原假設(shè)，認(rèn)為存在異方差。為了消除異方差帶來(lái)的不良影響，將采取聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤*文中使用以“zone(地區(qū))”為聚類變量的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。的方法對(duì)模型進(jìn)行回歸。

四、實(shí)證結(jié)果和分析

(一)整體回歸結(jié)果

首先采用混合回歸作為參照系，然后分別使用組內(nèi)估計(jì)法和LSDV法以及雙向固定效應(yīng)對(duì)模型(3)進(jìn)行回歸*本文由于異方差的存在，故使用過(guò)度識(shí)別效應(yīng)對(duì)個(gè)體效應(yīng)中的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果選擇固定效應(yīng)，限于篇幅，這里不再一一列舉各項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果，感興趣的讀者可以向筆者索要。。

表2 模型估計(jì)結(jié)果

注：括號(hào)里的數(shù)值為p值；“* ”、“** ”、“*** ”分別代表在10%、5%、1%的置信水平上顯著。

表2的回歸結(jié)果顯示，混合回歸作為參照系，忽略了面板數(shù)據(jù)中個(gè)體效應(yīng)的存在，與固定效應(yīng)回歸結(jié)果有顯著差異[16]。估計(jì)固定效應(yīng)模型的三種方法結(jié)果并無(wú)明顯差別，說(shuō)明模型比較穩(wěn)健，結(jié)果具有一定的說(shuō)服力。綜合考慮到固定效應(yīng)中個(gè)體效應(yīng)的可能存在形式，本文選擇雙向固定效應(yīng)(Two-way FE)回歸結(jié)果來(lái)具體分析[17]。實(shí)際上，人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，反映了本年度所有部門的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，醫(yī)療衛(wèi)生支出作為消費(fèi)性支出包含在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)范圍內(nèi)，自然會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成一定影響，而模型采取固定效應(yīng)來(lái)估計(jì)個(gè)體效應(yīng)，能夠在一定程度上減少內(nèi)生性[18]。另外，將GDP替換掉人均GDP來(lái)考察模型的穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)相關(guān)變量的系數(shù)估計(jì)依然呈顯著性，且正負(fù)號(hào)未發(fā)生變化，表明模型穩(wěn)健性較好。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

回歸結(jié)果表明，政府醫(yī)療支出和居民醫(yī)療支出都在1%的顯著性水平下促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其中，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出每增長(zhǎng)100%，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(人均GDP)12.08%，居民醫(yī)療衛(wèi)生支出每增長(zhǎng)100%，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)15.85%。

此外，就本文所選取的變量個(gè)體而言，人均生產(chǎn)總值(GDP)和政府醫(yī)療衛(wèi)生支出(TE)等組內(nèi)和組間之間的差異甚大。因此，為了更進(jìn)一步刻畫地區(qū)間的差異，基于人均GDP的發(fā)展水平將我國(guó)30個(gè)省市地區(qū)分為欠發(fā)達(dá)、中等發(fā)達(dá)、較發(fā)達(dá)和發(fā)達(dá)四個(gè)區(qū)域依次進(jìn)行分析。

(二)地區(qū)差異性分析

要回答本文引言部分提出的問(wèn)題，即我國(guó)作為一個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平極不平衡的國(guó)家，醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)作用在區(qū)域之間是否存在變化趨勢(shì)，需要對(duì)不同地區(qū)進(jìn)行實(shí)證分析。與以往文獻(xiàn)不同，文章并沒有將地區(qū)按照東部、中部、西部來(lái)劃分，原因在于，單純地理位置劃分不能刻畫經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的實(shí)際情況。因此，基于人均GDP的發(fā)展水平來(lái)將地區(qū)劃分為發(fā)達(dá)、較發(fā)達(dá)、中等發(fā)達(dá)、欠發(fā)達(dá)四個(gè)區(qū)域，描繪出人均GDP的直方圖，并按照升序排列(結(jié)果見圖2)。

圖2 分地區(qū)人均GDP直方圖

圖2很清晰的顯示了各地區(qū)的實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，基于數(shù)據(jù)計(jì)算和圖形描繪結(jié)果，將30個(gè)地區(qū)劃分如下：

(1)欠發(fā)達(dá)地區(qū)：貴州、甘肅、云南、西藏、廣西、安徽、四川、江西、青海、河南、湖南；(2)中等發(fā)達(dá)地區(qū)：海南、寧夏、陜西、山西、新疆、湖北、重慶、黑龍江、河北、吉林；(3)較發(fā)達(dá)地區(qū)：福建、山東、遼寧、廣東、江蘇、浙江；(4)發(fā)達(dá)地區(qū)：天津、北京、上海。接下來(lái)對(duì)已劃分地區(qū)分別進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果見表4。

表4 醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的地區(qū)差異分析

注：括號(hào)里的數(shù)值為p值；“* ”、“** ”、“*** ”分別代表在10%、5%、1%的置信水平上顯著。

結(jié)果顯示，通過(guò)地區(qū)的劃分，醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在不同地區(qū)之間存在顯著差異。為了更清晰的比較政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)方向和力度，描繪出貢獻(xiàn)系數(shù)圖如下。

圖3 醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)域差異

由表4和圖3可以看出，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在不同區(qū)域之間呈現(xiàn)“倒U型”先增后減的趨勢(shì)。中等發(fā)達(dá)地區(qū)其政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，貢獻(xiàn)彈性約為0.173%，其次為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，貢獻(xiàn)彈性為0.158%，然后為較發(fā)達(dá)地區(qū)，貢獻(xiàn)彈性為0.125%，值得關(guān)注的是發(fā)達(dá)地區(qū)，計(jì)量結(jié)果顯示，在發(fā)達(dá)地區(qū)(北京、天津、上海)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其可決系數(shù)為-0.038%。

就居民醫(yī)療衛(wèi)生支出而言，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展呈現(xiàn)“階梯型”遞增效應(yīng)。發(fā)達(dá)地區(qū)其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，貢獻(xiàn)彈性為0.304%，較發(fā)達(dá)地區(qū)、中等發(fā)達(dá)地區(qū)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)分別為0.152%、0.142%和0.086%。

五、結(jié) 語(yǔ)

首先，文章通過(guò)模型的建立和選擇，對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，回歸結(jié)果表明，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出都顯著促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。其次，在對(duì)不同區(qū)域做具體分析時(shí)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出和居民醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用也不盡相同。如政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在不同區(qū)域間呈現(xiàn)“倒U型”先增后減的趨勢(shì)，而居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)“階梯型”遞增效應(yīng)。

基于政府醫(yī)療衛(wèi)生支出的“倒U型”影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)路徑，我們認(rèn)為，隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)“波浪型”先增后減的特征是比較合理的。原因在于：(1)在欠發(fā)達(dá)地區(qū)，由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平太低，地方政府的財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出平均水平明顯低于中等發(fā)達(dá)地區(qū)、發(fā)達(dá)地區(qū)以及發(fā)達(dá)地區(qū)，衛(wèi)生資源過(guò)少，當(dāng)?shù)鼐用駥?duì)醫(yī)療衛(wèi)生等基本需求得不到充分滿足，而政府的醫(yī)療衛(wèi)生支出過(guò)低，達(dá)不到最大邊際效益，因而在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)上不如中等發(fā)達(dá)地區(qū)[19]；(2)在中等發(fā)達(dá)地區(qū)，衛(wèi)生服務(wù)水平成為制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的限制性瓶頸約束，此時(shí)，政府所投入的公共衛(wèi)生投資邊際效益最高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際貢獻(xiàn)最大；(3)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，較發(fā)達(dá)地區(qū)的政府醫(yī)療衛(wèi)生支出較中等發(fā)達(dá)地區(qū)更高，醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)備充足、衛(wèi)生人員的專業(yè)化水平較高，因此政府的醫(yī)療衛(wèi)生支出的邊際貢獻(xiàn)率較中等發(fā)達(dá)地區(qū)有所下降。(4)在經(jīng)濟(jì)水平發(fā)達(dá)地區(qū)，人民生活水平極大提高，區(qū)域的醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)備投入過(guò)多，醫(yī)療衛(wèi)生資源的分布過(guò)度集中并重復(fù)建設(shè)，此時(shí)健康投資可能會(huì)擠占物質(zhì)資本積累[20]，因而政府的醫(yī)療衛(wèi)生支出作為非直接性的生產(chǎn)支出，反而阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

對(duì)于居民醫(yī)療衛(wèi)生支出的“階梯型”遞增特征，我們給出可能合理的解釋是：居民醫(yī)療衛(wèi)生支出作為居民消費(fèi)支出的一項(xiàng)構(gòu)成，通過(guò)消費(fèi)醫(yī)療衛(wèi)生產(chǎn)品和服務(wù)而促進(jìn)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是合理的，而隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，居民的收入也越來(lái)越多，人們也越來(lái)越傾向于生活品質(zhì)的優(yōu)質(zhì)化，因此對(duì)醫(yī)療服務(wù)也有了更高的要求[21][22]，特別是在經(jīng)濟(jì)高度發(fā)達(dá)的地區(qū)，因此，居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)出“階梯型”遞增的貢獻(xiàn)效應(yīng)。

基于本文的計(jì)量結(jié)果及其原因探究，我們提出建議如下：

(1)加強(qiáng)政府財(cái)政轉(zhuǎn)移支付，縮小衛(wèi)生資源非均等化特質(zhì)。

根據(jù)本文分析結(jié)果，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出促進(jìn)欠發(fā)達(dá)、中等和較發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而在一些經(jīng)濟(jì)并不發(fā)達(dá)的地區(qū)，地方財(cái)政支出有限，這就需要中央政府加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付，既改進(jìn)民生又推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展。相反，在發(fā)達(dá)地區(qū)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這說(shuō)明地方政府的醫(yī)療衛(wèi)生支出已超越最優(yōu)規(guī)模，政府首當(dāng)其沖的要考慮醫(yī)療產(chǎn)業(yè)的升級(jí)優(yōu)化而不再是繼續(xù)擴(kuò)大支出規(guī)模。

(2)根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選擇適宜的醫(yī)療保障方式。

對(duì)我國(guó)目前現(xiàn)階段而言，居民對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生的需求幾乎是無(wú)止境的[23]，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不均衡，由此帶來(lái)個(gè)人享有醫(yī)療服務(wù)的非完全自由化選擇，有限條件下無(wú)法滿足效用最大化原則。從該矛盾點(diǎn)出發(fā)，我們必須解決的問(wèn)題是：如何將有限的醫(yī)療衛(wèi)生資源在具有不同需求的社會(huì)成員之間進(jìn)行合理分配，根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平選擇適合的醫(yī)療保障方式便顯得尤為重要。

對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)和中等發(fā)達(dá)地區(qū)，政府更應(yīng)該通過(guò)轉(zhuǎn)移支付等補(bǔ)貼方式促進(jìn)居民對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的消費(fèi)，還可以通過(guò)稅收減免等優(yōu)惠政策適當(dāng)鼓勵(lì)發(fā)展資源性質(zhì)的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，推動(dòng)社會(huì)成員之間的“互?！保⑵髽I(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)，避免“因病致貧”、“因病返貧”現(xiàn)象的發(fā)生。在發(fā)達(dá)地區(qū)，政府可鼓勵(lì)居民個(gè)人在醫(yī)療衛(wèi)生上投入更多來(lái)促進(jìn)人力資本健康，同時(shí)適當(dāng)減少政府醫(yī)療衛(wèi)生投入比例，通過(guò)轉(zhuǎn)移支付等形式來(lái)滿足更欠缺地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生需求。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 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 “l(fā)adder-type” effect on economic growth.

health expenditures; economic growth; two-way fixed effects; social welfare policy

2015-08-15

鐘曉敏(1963-)，男，浙江平湖人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；楊六妹(1991-)，女，安徽安慶人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與公共管理學(xué)院碩士生。

F830

A

1004-4892(2016)03-0020-08