莫靖新 吳玉鳴 于麗麗 趙志恒

[摘要] 本文在一個包含政府公共健康投資和家庭健康投資的內(nèi)生增長框架下分析了政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的影響，然后利用2000—2018年31個省級行政區(qū)（不含我國的港、澳、臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型考察了中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三者之間的時空傳導(dǎo)效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上檢驗了政府公共健康投資對三者影響的邊際效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三者之間的相互影響在時間和空間維度上均趨于收斂。其中，大城市如上海市的城鎮(zhèn)居民收入和家庭健康投資，通過累積效應(yīng)和擴散效應(yīng)對本市及周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用;經(jīng)濟大省如廣東省經(jīng)濟增長，通過空間溢出效應(yīng)對本省及周邊地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入和經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，但是經(jīng)濟增長的極化效應(yīng)對本省與周邊地區(qū)的家庭健康投資產(chǎn)生了異質(zhì)性影響。此外，政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生抑制作用，對家庭健康投資和經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，其邊際效應(yīng)分別呈U形、倒U形和W形特征。

[關(guān)鍵詞] 城鎮(zhèn)居民收入? 健康投資? 經(jīng)濟增長? 半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型

[基金項目] 本文為國家自然科學(xué)基金面上項目“區(qū)域經(jīng)濟多極網(wǎng)絡(luò)空間組織理論與實證研究”（吳玉鳴主持，編號為72073045）、“中國康養(yǎng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展定位與盈利模式研究”項目（吳玉鳴主持，編號為N100-71714）的階段性成果，同時也是桂林旅游學(xué)院校級科研項目“技術(shù)進步與旅游業(yè)態(tài)創(chuàng)新研究”（莫靖新主持，編號為2018QN05）的階段性成果。

[作者簡介] 莫靖新，華東理工大學(xué)商學(xué)院博士研究生，桂林旅游學(xué)院商學(xué)院講師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟學(xué)、空間計量經(jīng)濟學(xué);吳玉鳴，華東理工大學(xué)商學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為區(qū)域經(jīng)濟學(xué)、空間計量經(jīng)濟學(xué);于麗麗，中冶華天南京工程技術(shù)有限公司高級工程師、博士，研究方向為城市與區(qū)域經(jīng)濟、康養(yǎng)產(chǎn)業(yè);趙志恒，桂林旅游學(xué)院馬克思主義學(xué)院副教授，研究方向為政治經(jīng)濟學(xué)。

[中圖分類號] F061.5

[文獻標(biāo)識碼] A

[文章編號] 1008-7672（2021）03-0092-18

一、 引言

改革開放以來，中國衛(wèi)生健康事業(yè)取得了長足的發(fā)展，居民主要健康指標(biāo)總體優(yōu)于中高收入國家平均水平。自黨的十九大部署實施“健康中國”發(fā)展戰(zhàn)略以來，2019年發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于實施健康中國行動的意見》（國發(fā)〔2019〕13號）進一步指出，“人民健康是民族昌盛和國家富強的重要標(biāo)志，加快推動從以治病為中心轉(zhuǎn)變?yōu)橐匀嗣窠】禐橹行?，實施健康中國行動，提高全民健康水平”。黨的十九屆五中全會深刻指出，“要提高人民收入水平，全面推進健康中國建設(shè)”。這表明黨中央高度重視全民身體健康狀況，健康發(fā)展已上升到國家戰(zhàn)略層面。

統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2019年，全國衛(wèi)生總費用達65 195.9億元。其中，政府衛(wèi)生支出17 428.5億元，占26.7%;社會衛(wèi)生支出2 9278.0億元，占44.9%;個人衛(wèi)生支出18 489.5億元，占28.4%。人均衛(wèi)生總費用4 656.7元，衛(wèi)生總費用占GDP百分比為6.6%，較2018年增長0.15個百分點。自2015年以來，? ?中國居民人均醫(yī)療保健消費支出呈逐年增長的趨勢，2019年中國居民人均醫(yī)療保健消費支出為? ? ? ?1 902元，年均增長率為12.7%，與此同時，中國人均可支配收入從2015年的21 966元增長至2019年的30 733元，年均增長6.7%?？梢?，隨著我國經(jīng)濟發(fā)展水平的逐步提升，健康消費已成為居民日常支出中的一個重要組成部分，國家財政衛(wèi)生支出已成為推動我國高質(zhì)量發(fā)展的重要支撐。從經(jīng)濟學(xué)的研究來看，國內(nèi)外眾多學(xué)者的研究肯定了健康對經(jīng)濟增長的貢獻。①②③

為了探究城鎮(zhèn)居民收入、健康投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，本文首先在一個包含政府公共健康投資與家庭健康投資的內(nèi)生增長框架下，探討了政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的影響，其次通過構(gòu)建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型對中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的時空傳導(dǎo)效應(yīng)進行實證檢驗，并結(jié)合局部線性估計技術(shù)考察政府公共健康投資對三者的邊際影響效應(yīng)。本文嘗試對以下問題做出回答：在區(qū)域經(jīng)濟趨于一體化的背景下，中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三者具有怎樣的時空傳導(dǎo)效應(yīng)？政府公共健康投資能否促進城鎮(zhèn)居民收入和家庭健康投資提高？能否促進經(jīng)濟增長？正確認識中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系對加快推動我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。本文嘗試在分析和回答上述問題的基礎(chǔ)上給出相應(yīng)的政策建議。

本文余下部分內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻綜述，第三部分是理論模型與研究假說，第四部分是實證模型，第五部分是實證結(jié)果及分析，最后是結(jié)論與啟示。

二、 文獻綜述

與本文研究主題相關(guān)的國內(nèi)外研究文獻可分為兩類：一類是關(guān)于健康投資、健康消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，另一類是關(guān)于居民收入與健康投資關(guān)系的研究。

自Schultz創(chuàng)立人力資本理論①以來，“人力資本”相關(guān)的話題便受到了經(jīng)濟學(xué)研究領(lǐng)域的關(guān)注，學(xué)術(shù)界對健康投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系展開了大量的理論研究和經(jīng)驗研究，其主要內(nèi)容可以概括為以下兩個方面：第一，學(xué)者們普遍認為，健康消費是一種人力資本投資，能夠促進人力資本存量的增加，進而促進經(jīng)濟增長。Mushkin認為健康和教育是人力資本的重要構(gòu)成部分，“健康投資”與人力資本一樣，是一種可以累積的資本。②Grossman分析了人們的“健康”需求，指出健康投資是人力資本投資，也是個人不可或缺的服務(wù)型消費，健康食物消費促進了人體營養(yǎng)水平的提高，是促進經(jīng)濟增長的主要原因之一。③第二，健康投資對經(jīng)濟增長有推動效應(yīng)，經(jīng)濟增長也會進一步促進健康投資的增加，但是健康投資對經(jīng)濟增長不總是產(chǎn)生正向作用，當(dāng)達到一定節(jié)點時，健康投資可能阻礙經(jīng)濟增長。蔣萍等發(fā)現(xiàn)，健康人力資本存量增加能夠大力提高勞動生產(chǎn)率，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，是我國長期經(jīng)濟增長的動因之一。④王弟海等認為，健康人力資本可能會使經(jīng)濟出現(xiàn)貧困性陷阱，在這種情況下，初始狀態(tài)高于均衡點的經(jīng)濟會存在持續(xù)的經(jīng)濟增長，而初始狀態(tài)低于均衡點的經(jīng)濟將會陷入“低收入—低健康水平—低物質(zhì)資本積累”的惡性循環(huán)。⑤姚瑤等認為，公共健康事業(yè)將促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。⑥顧雪蘭和劉誠潔指出，健康投資在短期內(nèi)不會立即促進經(jīng)濟增長，對物質(zhì)資本投資具有擠出效應(yīng)。⑦一些學(xué)者認為，政府通過對人力資本與物質(zhì)資本的投資，包括人口健康、教育和物質(zhì)基礎(chǔ)設(shè)施的平衡投資，實現(xiàn)可持續(xù)的經(jīng)濟增長的目的。⑧

近年來，越來越多的學(xué)者開始將研究的重點集中在健康人力資本、健康投資與居民收入之間的關(guān)系上。研究結(jié)論可以概括為以下四個方面：第一，收入與健康存在著梯度現(xiàn)象。①②③第二，居民收入和健康投資存在雙向因果關(guān)系。居民收入會影響維持健康所需資源的獲取程度④，進而影響了個人健康投資，同時個人健康也是決定收入的重要因素。⑤第三，健康投資并不能促進收入水平的提高。有些學(xué)者認為，隨著健康水平的提高，人口預(yù)期壽命的增加對人均收入水平的貢獻極其微?、?，健康狀況的差異會對收入差異產(chǎn)生重要影響⑦，但是作為改善公共健康水平的公共人力資本投資并不必然提高收入水平⑧⑨。城鎮(zhèn)居民收入的變化是人力資本投資變化率的主要因素，但是這一作用是單向的，人力資本投資的變化率對居民收入的變動作用不顯著。⑩第四，健康投資對收入水平的提高產(chǎn)生促進作用。López等通過分析人力資本積累與人力資本結(jié)構(gòu)的狀況及其對人均收入的影響，認為人力資本積累與人均收入之間存在正相關(guān)。11呂娜、鄒薇利用CHNS數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，健康人力資本對居民收入存在顯著正效應(yīng)，政府可以通過調(diào)整公共健康投資政策縮小收入差距。12

綜上所述，現(xiàn)有文獻雖然都重視物質(zhì)資本積累與人力資本積累對經(jīng)濟增長的貢獻，并以跨國、跨地區(qū)經(jīng)濟增長差異和收入差距為研究對象，開展健康投資、健康消費與經(jīng)濟增長之間以及居民收入與健康投資之間相互影響的研究，這為我們開展后續(xù)的研究提供了很好的經(jīng)驗研究依據(jù)。然而，現(xiàn)有研究仍然存在一定的拓展空間：一是現(xiàn)有研究雖然肯定了居民收入與健康投資的雙向因果關(guān)系，但是現(xiàn)有文獻卻缺少有關(guān)區(qū)域?qū)用鎯?nèi)生變量之間的相互影響的具體論述，雙向因果關(guān)系的研究停留在較淺的層面;二是現(xiàn)有研究忽略了區(qū)域間居民收入、健康投資與經(jīng)濟增長的空間關(guān)聯(lián)性，研究結(jié)果受遺漏變量等內(nèi)生性問題的干擾而最終與客觀事實相偏離;三是現(xiàn)有文獻大多基于線性視角討論政府公共健康投資對居民收入、家庭健康投資以及經(jīng)濟增長的影響，忽視了政府公共健康投資的非線性影響效應(yīng)，無法了解公共健康投資影響效應(yīng)的動態(tài)變化過程，從而不能對政府公共健康投資造成的影響進行準(zhǔn)確地理解和全面地把握。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建半?yún)?shù)空間面板模型，分別考察政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長所產(chǎn)生的影響。本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，針對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三者相互關(guān)系研究相對不足的現(xiàn)狀，本文將這三個變量視為內(nèi)生變量，構(gòu)建空間聯(lián)立方程模型，這不僅有助于從時空關(guān)聯(lián)的視角考察它們之間的相互影響，而且便于解釋不同區(qū)域間三個內(nèi)生變量的相互作用機制，也有助于闡明中國省域城鎮(zhèn)居民收入、健康投資和經(jīng)濟增長三者的相互影響效應(yīng)，能夠為后續(xù)的研究提供借鑒。第二，本文分別從理論和實證兩個方面展開研究。在理論模型上，首先以非線性視角探討了公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的動態(tài)邊際影響效應(yīng)，深化了公共健康投資作用于城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的理論認知;在實證層面上，本文對政府公共健康投資進行非參數(shù)化處理，將空間計量模型與非參數(shù)估計方法相結(jié)合，豐富了相關(guān)實證研究內(nèi)容。

三、 理論模型與研究假說

（一） 理論模型

假定經(jīng)濟體中所有家庭都是同質(zhì)的且具有無限存在時間。家庭效用來自自身消費和健康狀況，健康既是消費品又是投資品，同時進入消費函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù)。借鑒Agénor的研究框架①，本文將生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

Y=GIαHβ K1-α -β （1）

在公式（1）中，GI為政府對基礎(chǔ)設(shè)施的投資，H為健康人力資本，用家庭健康投資表示，K為家庭的資本積累。由公式（1）可得：

Y=

K? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

公式（2）表明，在穩(wěn)定狀態(tài)時，和的增長率是相同的。

家庭的跨期效用函數(shù)為U=·e-ρtdt，0<γ<1，σ≠1。家庭收入由家庭健康投資和家庭資本積累兩部分組成。γ表示消費對效用的相對貢獻，σ表示跨期替代彈性，ρ表示時間偏好率。

家庭預(yù)算約束方程為C+=（1-τ）Y，τ為稅率，假設(shè)資本折舊率為零。

政府預(yù)算約束方程為GH+GI =τY，GH為政府公共健康投資，GI為政府基礎(chǔ)設(shè)施投資。

（二） 模型求解

1. 家庭最優(yōu)行為可表示為：

Max·e-ρtdt

s.t.? ? ?C+=（1-τ）Y

在公式（3）中，C為控制變量，K為狀態(tài)變量。構(gòu)建如下漢密爾頓函數(shù)，對模型進行最優(yōu)化問題求解：

L=+λ（1-τ）

K-C

最優(yōu)解滿足=0，同時，=-+ρλ，由此，得到消費增長率的方程：

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

2. 靜態(tài)均衡解

由公式（1）得：

=α

+β

+（1-α-β）

（5）

由公式（2）得：

=

（6）

結(jié)合公式（3）的預(yù)算約束可得：

=-c=（1-τ）

-c? ?（7）

在公式（7）中，c=表示家庭消費對家庭資本積累的比例，在平衡增長路徑上有==0，家庭資本積累增長率為零，此時家庭收入全部用于健康投資，將政府預(yù)算約束代入公式（7），同時令gH=，gH表示政府公共健康投資占總產(chǎn)值的比例，令hH=，hH表示家庭健康投資占總產(chǎn)值的比例。因此，可得家庭收入與政府公共健康投資的關(guān)系式：

c=（1-τ）·（τ-gH）·（hH）? ? ?（8）

根據(jù)公式（8），可得政府公共健康投資對家庭健康投資影響的關(guān)系式以及政府公共健康投資對經(jīng)濟增長影響的關(guān)系式：

hH=

·（τ-gH）? ?（9）

Y=（τ-gH）

·H （10）

根據(jù)公式（8）、公式（9）和公式（10），分別對c、hH和Y求gH的一階導(dǎo)數(shù)和二階導(dǎo)數(shù)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）

由政府預(yù)算約束方程可知τ-gH>0。由公式（11）至公式（16）可知：<0，>0;>0，<0;<0。的正負符號由α-β決定，這說明其二階導(dǎo)數(shù)存在正負變化的情況。由于α和β分別代表政府公共基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟增長和家庭健康投資對經(jīng)濟增長的貢獻份額，當(dāng)政府重視健康人力資本時，將加大公共健康投資，此時α-β<0，<0，政府加大公共健康投資將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制影響。當(dāng)政府重視基礎(chǔ)設(shè)施投資時，將加大對全社會公共基礎(chǔ)設(shè)施的投入，此時α-β>0，>0，政府加大基礎(chǔ)設(shè)施投資將對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。

上文關(guān)于政府公共健康投資與城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長之間關(guān)系式的推導(dǎo)結(jié)果表明，政府公共健康投資與城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長之間存在非線性關(guān)系。據(jù)此，本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生先抑制后促進的影響。

假設(shè)2：政府公共健康投資對家庭健康投資產(chǎn)生先促進后抑制的影響。

假設(shè)3：政府公共健康投資對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制與促進的交替影響。

四、 實證模型

在上述理論分析基礎(chǔ)上，本文利用2000—2018年31個省級行政區(qū)（不含我國的港、澳、臺地區(qū)）面板數(shù)據(jù)對研究假設(shè)進行實證檢驗，考察中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長三者之間的時空傳導(dǎo)效應(yīng)，并檢驗政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的邊際影響。

（一） 模型設(shè)定

為了考察政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的非線性影響效應(yīng)，本文對政府公共健康投資進行了非參數(shù)化處理。同時，為了避免因遺漏變量而引起模型估計偏差，本文將變量的時間和空間滯后項引入模型，構(gòu)建如下半?yún)?shù)空間面板聯(lián)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，城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三個內(nèi)生變量分別作為被解釋變量，解釋變量包括三個內(nèi)生變量的時間滯后一期項及其時間和空間滯后項的交叉項;i代表省份，t代表時間;? ? ? ? ? f（LNGit）為政府公共健康投資，其函數(shù)形式未知;k=1，2，3代表內(nèi)生變量的個數(shù)，β和γ分別為各解釋變量的待估參數(shù);W為根據(jù)經(jīng)緯度計算的空間權(quán)重矩陣;α表示變量橫截面?zhèn)€體固定效應(yīng)，?表示時間固定效應(yīng)，μ為隨機擾動項。

（二） 變量選取與數(shù)據(jù)說明

1. 變量選取

為了考察中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，以及政府公共健康投資對三者的影響，本文選取以下變量進行實證研究：

城鎮(zhèn)居民收入（LNURR），用各?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的自然對數(shù)值表示。

家庭健康投資（LNUR），用各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費的自然對數(shù)值表示。

經(jīng)濟增長（LNPCG），用各省（直轄市、自治區(qū)）人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)值表示。

政府公共健康投資（LNG），用各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）財政醫(yī)療衛(wèi)生支出的自然對數(shù)值表示。

2. 數(shù)據(jù)說明

本文利用31個省級行政區(qū)（不含我國的港、澳、臺地區(qū)）2000—2018年的數(shù)據(jù)進行實證研究，變量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省（直轄市、自治區(qū)）統(tǒng)計年鑒。為了消除價格波動的影響，本文以1978年為基期對所有價格變量進行了平減。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

五、 實證結(jié)果及分析

（一） 空間相關(guān)性檢驗

在傳統(tǒng)的計量模型中，因為沒有考慮經(jīng)濟單元在地理上的相互依賴關(guān)系，所以回歸結(jié)果可能存在偏誤。因此，考察區(qū)域的空間相關(guān)性是十分必要的。本文根據(jù)各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）省會（首府）所在城市的經(jīng)緯度，使用歐氏距離法計算各?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）之間的球面距離，從而構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，并對其進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，通過計算Morans I指數(shù)對2000—2018年中國城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的空間相關(guān)性進行檢驗。

由表2的空間相關(guān)性檢驗結(jié)果可知，城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三個經(jīng)濟變量在研究時間區(qū)間內(nèi)的Morans I值為正，并在0.01的水平上顯著，這表明城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長存在正空間相關(guān)。由此可知，中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長不僅受到自身經(jīng)濟因素的影響，也受到來自相鄰區(qū)域的影響，并且存在著較強的空間集聚現(xiàn)象。

（二） 面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗

城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長除了在空間上存在顯著的依賴關(guān)系外，三個變量相互影響的時滯性也不容忽視。為了考察它們相互影響的時滯性，本文引入各變量的時間滯后項。為了防止數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)導(dǎo)致的“偽回歸”問題，在進行回歸之前需要對各變量進行面板單位根檢驗。隨著時間推移，各經(jīng)濟變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系也是進行回歸之前需要明確的問題。因此，有必要對各經(jīng)濟變量進行面板協(xié)整檢驗，以保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

采用ADF方法對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，如表3所示，城鎮(zhèn)居民收入和家庭健康投資兩個變量的原階拒絕了存在單位根的原假設(shè)，這說明兩個變量的面板數(shù)據(jù)為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而經(jīng)濟增長變量的原階不拒絕存在單位根的原假設(shè)，這表明該變量面板數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。對三個變量進行一階差分處理后再次進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果通過了0.01的顯著性水平檢驗，這表明三個變量的一階差分存在同階單整。

分別利用Pedroni和Kao面板協(xié)整統(tǒng)計量對三個變量進行檢驗，以判斷各變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。檢驗結(jié)果如表4所示，三個變量存在明顯的協(xié)整關(guān)系，這也證實了它們存在長期的均衡關(guān)系。

（三） 時空脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

由上文分析可知，城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長三個內(nèi)生變量存在正空間相關(guān)，在時間上也具有較好的平穩(wěn)性。從表5的模型參數(shù)估計結(jié)果中也可看出，時間滯后項與時間空間滯后交叉項的參數(shù)估計結(jié)果具有一定的顯著性，這說明在研究過程中考察各內(nèi)生經(jīng)濟變量間時空因素的影響是合理的。但是模型中的內(nèi)生變量系統(tǒng)使解釋參數(shù)估計的結(jié)果沒有實際意義。①因此，為了緩解內(nèi)生性對模型估計結(jié)果造成的影響，本文采用差分GMM（DIF-GMM）的方法對模型進行估計，借助脈沖響應(yīng)函數(shù)測算個體截面三個內(nèi)生變量相互沖擊所產(chǎn)生的影響效應(yīng)，分析其影響效應(yīng)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是對隨機誤差項施加一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊引起內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值的響應(yīng)。沖擊源對內(nèi)生變量在時間和空間兩個維度上產(chǎn)生影響，本文一共形成了93個脈沖響應(yīng)，如果對所有脈沖響應(yīng)一一進行分析，那么結(jié)果將是非常龐雜的。因此，為了分析的簡潔性，本文選擇具有代表性的截面?zhèn)€體進行分析，能夠從一般意義上對脈沖響應(yīng)函數(shù)進行更為客觀的解釋。上海市的人均可支配收入排在全國的前列，其城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費也較高;廣東省作為經(jīng)濟大省，經(jīng)濟增長率在全國名列前茅。本文分別選取上海市和廣東省的城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長內(nèi)生變量作為沖擊源，考察內(nèi)生變量對本地和周邊地區(qū)的影響。本文計算了內(nèi)生變量共20期脈沖響應(yīng)值，將其畫成9幅脈沖響應(yīng)圖并進行分析。

圖1、圖2和圖3分別顯示了上海市城鎮(zhèn)居民收入一個正向沖擊對本地及江蘇、浙江、安徽、福建等省的城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的影響。圖1顯示，上海市受到一個正向沖擊后，對本地城鎮(zhèn)居民收入帶來了正向的影響，但是其影響程度從第2期開始逐漸減小，隨著時間推移逐漸穩(wěn)定在較小的正值上。江蘇、浙江、安徽和福建等省城鎮(zhèn)居民收入對沖擊源的響應(yīng)從第2期開始顯現(xiàn)，沖擊源對周邊省份的正向影響保持了相當(dāng)長的時期。從脈沖響應(yīng)曲線來看，上海市城鎮(zhèn)居民收入對周邊省份的城鎮(zhèn)居民收入影響程度由大到小依次為江蘇、浙江、安徽和福建，這表明隨著地理距離的增加，沖擊源對周邊地區(qū)的擴散效應(yīng)逐漸減弱。從總影響程度上看，上海市城鎮(zhèn)居民收入的沖擊對江蘇、浙江、安徽和福建等省的影響效應(yīng)分別為0.000033、0.000086、0.000038和0.000032，這表明上海市城鎮(zhèn)居民收入對周邊省份的影響雖然微弱，但是持續(xù)地促進了周邊地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入增長。圖2顯示，上海市城鎮(zhèn)居民收入對本地家庭健康投資的影響從第1期開始產(chǎn)生了正向的影響，對周邊地區(qū)家庭健康投資的正向影響從第2期開始顯現(xiàn)，從長期來看，上海市城鎮(zhèn)居民收入對本地及江蘇、浙江、安徽和福建等省的家庭健康投資產(chǎn)生了正向的促進作用，這說明居民收入的增加能夠顯著促進家庭健康投資，隨著居民收入的提高，城鎮(zhèn)居民愿意把更多的支出用在維持自身健康的消費上。圖3顯示，上海市城鎮(zhèn)居民收入對經(jīng)濟增長的沖擊在第1期對本地產(chǎn)生了負向影響，隨后快速轉(zhuǎn)為正向促進，在第2期達到最大值;江蘇、浙江、安徽和福建等省對沖擊的負向響應(yīng)從第2期開始顯現(xiàn)，其中江蘇、浙江和安徽三省從第3期開始轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，福建省從第4期開始轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)。這表明短期內(nèi)上海市城鎮(zhèn)居民收入水平的提高能夠吸引人口流入，從而暫時使人均GDP下降，從長期來看，人口的集聚和產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高促進了技術(shù)進步，推動了本地和周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長。

圖4至圖6分別顯示了上海市家庭健康投資對本地和周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)。圖4顯示，來自上海市家庭健康投資的沖擊，對本地城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生了一期的負向影響，隨后迅速轉(zhuǎn)為正向促進，在第3期達到最大值;對周邊地區(qū)的影響從第2期開始達到最大值，并且持久地促進了城鎮(zhèn)居民收入的增長。其中，對浙江省城鎮(zhèn)居民收入的影響效應(yīng)最大，雖然第3期對浙江省城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生了微小的負影響，但是從第4期開始持續(xù)促進了城鎮(zhèn)居民收入的增長。這表明，居民提高家庭健康投資短期內(nèi)雖然使得收入水平暫時下降，但從長期來看，持續(xù)增加家庭健康投資能夠?qū)用袷杖氲奶岣弋a(chǎn)生促進作用。圖5顯示，上海市家庭健康投資對本地的沖擊帶來的正向促進作用最大，雖然對江蘇、浙江、安徽和福建等省的影響較為微弱，但是持久地促進了江蘇、浙江、安徽和福建等省家庭健康投資的增長。上海市城鎮(zhèn)家庭健康投資對本地以及江蘇、浙江、安徽和福建等省份家庭健康投資的總影響效應(yīng)分別為0.02206、0.00095、0.00289、0.00109和0.00085，這表明上海市城鎮(zhèn)家庭健康投資對周邊省份家庭健康投資產(chǎn)生了促進作用，同時也反映了上海市與江蘇、浙江、安徽和福建等省的家庭健康投資存在空間集聚現(xiàn)象，這證明了上文關(guān)于家庭健康投資存在正空間相關(guān)性的檢驗結(jié)果。圖6顯示，上海市城鎮(zhèn)家庭健康投資對本地經(jīng)濟增長的促進作用從第1期開始顯現(xiàn)，在第2期達到最大值，雖然在第3期出現(xiàn)微弱的負向影響，但是從第4期開始迅速轉(zhuǎn)為正向影響，并且達到第二個峰值，隨后逐漸回落，并一直保持正向效應(yīng);對江蘇、浙江、安徽和福建等省經(jīng)濟增長的影響分別在第3期達到峰值，隨著時間的推移其正向影響逐漸減小，雖然其正向較為微弱，但是一直持續(xù)促進周邊地區(qū)經(jīng)濟增長。這反映了家庭健康投資能夠長期顯著促進經(jīng)濟增長。

圖7至圖9分別顯示了廣東省經(jīng)濟增長對本地以及廣西、湖南、福建和江西等省份城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)。圖7顯示，廣東省經(jīng)濟增長的沖擊對本地和周邊省份城鎮(zhèn)居民收入的正向促進作用從第2期開始顯現(xiàn)并達到峰值，隨后其影響一直維持在較高的水平，并且持久地對本地以及廣西、湖南、福建和江西等地的城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生促進作用。這表明，經(jīng)濟發(fā)展帶動了本地和周邊地區(qū)居民收入的提高，從長期來看，經(jīng)濟增長引起的人口集聚擴大了市場規(guī)模，極大地促進了地區(qū)收入的增長。圖8顯示了廣東省經(jīng)濟增長的沖擊對本地以及廣西、湖南、福建和江西家庭健康投資的影響。如圖8所示，廣東省經(jīng)濟增長對本地家庭健康投資的影響在第2期達到最大值，在第3期迅速轉(zhuǎn)為負向影響，在第5期逐漸減小為零，廣東省經(jīng)濟增長總體上對本地家庭健康投資產(chǎn)生了促進作用。然而，廣東省經(jīng)濟增長對廣西、湖南、福建和江西等地家庭健康投資的影響從第2期開始變?yōu)樨撓蛴绊?，隨后從第6期開始有微弱的正向影響。經(jīng)濟增長對本地和周邊地區(qū)家庭健康投資產(chǎn)生異質(zhì)性影響，主要原因是發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長增加了本地政府財政收入，本地政府將財政支出更多地用于公共衛(wèi)生支出，使本地公共健康基礎(chǔ)設(shè)施得以升級，促進了本地家庭健康消費，有效地吸收了周邊地區(qū)家庭健康投資，這種影響效應(yīng)通過空間相關(guān)性擴散到周邊省份，導(dǎo)致廣西、湖南、福建和江西等地家庭健康投資下降。圖9顯示，廣東省經(jīng)濟增長的沖擊對本地的正向影響要遠大于對廣西、湖南、福建和江西等地經(jīng)濟增長的影響。對本地的影響從第1期開始就達到峰值0.00014，對廣西、湖南、福建和江西等地經(jīng)濟增長的正向影響從第2期開始顯現(xiàn)并分別達到峰值0.00007、0.00006、0.00004和0.00005，隨著時間的推移其對本地和周邊地區(qū)經(jīng)濟增長的影響雖然有所減弱，但是持久地保持了促進作用。這表明，發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的輻射效應(yīng)對周邊地區(qū)經(jīng)濟增長起到了很強的帶動作用，顯著促進了經(jīng)濟增長空間收斂。

（四） 政府公共健康投資效應(yīng)分析

本文運用局部線性估計技術(shù)，采用直接插入窗寬的方法對模型的非參數(shù)項進行估計，分別得到政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的偏導(dǎo)數(shù)圖，如圖10、圖11和圖12所示。圖10、圖11和圖12的橫軸表示政府公共健康投資，數(shù)值越大代表政府公共健康投資越多，縱軸表示政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的偏導(dǎo)數(shù)。

圖10顯示，政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入的偏導(dǎo)數(shù)散點位于零軸以下，這表明政府公共健康投資總體上對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生了負向影響。隨著社會人口老齡化，健康人力資本存量逐漸減少，健康投資需求持續(xù)增長，由于政府財政支出更多用于健康投資，擠占社會物質(zhì)資本積累，抑制經(jīng)濟增長，減少了城鎮(zhèn)居民收入。①②政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入的負向邊際影響呈先增大后減小的趨勢，即政府增加公共健康投資先是抑制了城鎮(zhèn)居民收入增長，但是隨著政府公共健康投資的增加，抑制作用逐漸減弱，其邊際效應(yīng)呈U形，驗證了本文的假設(shè)1。

圖11顯示，政府公共健康投資對家庭健康投資的偏導(dǎo)數(shù)散點大部分位于零軸以上，這表明政府公共健康投資總體上對家庭健康投資產(chǎn)生了促進作用。政府通過公共健康投資或通過實施有利于促進全社會健康人力資本存量積累的政策，引導(dǎo)社會資本流入健康產(chǎn)業(yè)，帶動了健康產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，能夠滿足居民對于健康投資的需求，有效刺激了居民的健康投資。③政府公共健康投資對家庭健康投資的正向影響呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的趨勢，即政府增加公共健康投資在初期能夠顯著促進家庭健康投資，但是隨著政府公共健康投資的增加，這種效應(yīng)逐漸遞減，其對家庭健康投資的邊際效應(yīng)總體上呈倒U形，實證結(jié)果驗證了本文的假設(shè)2。

圖12顯示，政府公共健康投資對經(jīng)濟增長的偏導(dǎo)數(shù)散點大部分位于零軸之上，這表明增加政府公共健康投資能夠顯著促進經(jīng)濟增長。在政府公共健康投資較低的初期，由于全社會的健康人力資本存量較少，無法長期支撐經(jīng)濟持續(xù)增長，因此需要政府提高全社會醫(yī)療衛(wèi)生支出，這勢必對物質(zhì)資本產(chǎn)生擠出效應(yīng)，使健康投資對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制影響。④隨著政府增加公共健康投資，全社會健康人力資本存量逐漸增大，醫(yī)療衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施不斷得到升級，政府可以將更多的財政支出用在促進經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上。由此看來，政府公共健康投資是促進經(jīng)濟增長的重要原因。政府公共健康投資對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)呈W形，驗證了本文的假設(shè)3。

六、 結(jié)論與啟示

本文探討了政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的影響，然后利用2000—2018年31個省級行政區(qū)（不含我國的港、澳、臺地區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建半?yún)?shù)空間面板向量自回歸模型對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的時空傳導(dǎo)效應(yīng)進行了實證研究，并在此基礎(chǔ)上考察了政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的動態(tài)邊際影響效應(yīng)。主要結(jié)論是：第一，中國省域城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資與經(jīng)濟增長的相互傳導(dǎo)效應(yīng)在時間和空間維度上均趨于收斂。中國省域城鎮(zhèn)居民收入通過累積效應(yīng)和擴散效應(yīng)對本地及周邊地區(qū)的城鎮(zhèn)居民收入、家庭健康投資和經(jīng)濟增長產(chǎn)生了促進作用。中國省域家庭健康投資通過空間集聚效應(yīng)有效提高了本地及周邊地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入和家庭健康投資，促進了經(jīng)濟增長。中國省域經(jīng)濟增長通過空間溢出效應(yīng)顯著提高了本地及周邊地區(qū)城鎮(zhèn)居民收入，并促進了經(jīng)濟增長，但是發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟增長的極化效應(yīng)提高了本地家庭健康投資，對周邊地區(qū)家庭健康投資產(chǎn)生了抑制影響。第二，政府公共健康投資對城鎮(zhèn)居民收入產(chǎn)生抑制作用，對家庭健康投資和經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用，其邊際效應(yīng)分別呈U形、倒U形和W形特征。

結(jié)合以上研究結(jié)論，本文的政策啟示有：第一，地方政府應(yīng)積極推進城鎮(zhèn)化進程，通過改革破除妨礙勞動力自由流動的障礙，有效引導(dǎo)人口向大城市和發(fā)達地區(qū)集聚，通過大城市或發(fā)達地區(qū)的輻射效應(yīng)帶動周邊地區(qū)經(jīng)濟增長。第二，地方政府應(yīng)積極制定和實施大健康產(chǎn)業(yè)政策，以大健康產(chǎn)業(yè)鏈為核心帶動上中下游產(chǎn)業(yè)融合，拉動區(qū)域健康消費，有效發(fā)揮健康投資對經(jīng)濟增長的推動作用。第三，地方政府應(yīng)合理分配財政支出，提高全社會健康人力資本存量，推動經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

（責(zé)任編輯：余風(fēng)）