岑樹田 葛揚(yáng)

內(nèi)容提要：新冠肺炎疫情常態(tài)化影響以及健康中國行動等民生戰(zhàn)略的實(shí)施，使人們對健康重要性的認(rèn)知在飆升，經(jīng)濟(jì)增長與居民健康之間的影響關(guān)系再次成為熱門話題。從地方政府民生激勵視角考察中國經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的正向影響關(guān)系。理論上證明了在一個(gè)存在中央計(jì)劃者和地方政府的經(jīng)濟(jì)體中，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與居民健康之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且由于地方政府民生激勵的存在，當(dāng)?shù)胤秸畬γ裆南鄬χ匾暢潭却笥谄鋵ψ陨硐M(fèi)的重視程度時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長將對居民健康產(chǎn)生正向影響可能。運(yùn)用省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)表明，民生激勵促進(jìn)居民健康水平提升的假說成立。研究結(jié)論意味著，進(jìn)入新世紀(jì)以來，特別是中共十八大以來，中央關(guān)于民生的系列要求得到了地方政府的認(rèn)真貫徹落實(shí)，取得了積極成效。為此，因民生激勵而產(chǎn)生的地方政府公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入行為，是解釋中國經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)居民健康水平提升的一個(gè)重要線索。

一、 引 言

新冠肺炎疫情常態(tài)化影響再次點(diǎn)燃了人們關(guān)注健康以及經(jīng)濟(jì)增長與居民健康關(guān)系的熱情。進(jìn)入新世紀(jì)以來，中央對民生的關(guān)注度和重視程度明顯上升，特別是中共十八大以來，中央提出了“以人民為中心”的發(fā)展思想和“健康中國”戰(zhàn)略，經(jīng)濟(jì)發(fā)展以高質(zhì)量為目標(biāo)。為認(rèn)真貫徹落實(shí)中央一系列的民生改革要求，各級政府的激勵偏好發(fā)生了改變，由原來偏好于地區(qū)產(chǎn)出逐步轉(zhuǎn)向到偏好民生。由此，引發(fā)了各級政府行為的改變，包括不斷加大公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入。張毓輝(2020)研究表明，2003年以后國家明顯加大政府公共健康投入。如圖1所示，中國政府衛(wèi)生費(fèi)用支出在2000年之后出現(xiàn)了拐點(diǎn)，特別是2006年之后出現(xiàn)了飆升，與時(shí)間軸形成明顯的“剪刀差”，增幅大大高于2000年之前。如圖2所示，進(jìn)入新世紀(jì)以來，中國的衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)固定資產(chǎn)投資呈逐年上升趨勢，全國環(huán)境污染治理投入總額也呈明顯上升趨勢。

圖1 1978-2019年政府衛(wèi)生費(fèi)用支出資料來源：國家統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。圖2-圖4同。

圖2 2003-2017年健康和環(huán)境治理固定資產(chǎn)投資

與此同時(shí)，中國居民健康水平持續(xù)改善，人均預(yù)期壽命不斷延長，2000年為71.4歲，2015年為76.34歲，2019年為77.3歲(1)歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒和中國衛(wèi)生健康委員會官方數(shù)據(jù)。。如圖3所示，中國2000年至2019年人均預(yù)期壽命呈直線上升趨勢。此外，如圖4所示，2000年到2019年中國新生兒死亡率呈逐年連續(xù)下降趨勢，這也從側(cè)面揭示了中國居民健康水平的持續(xù)改善。

圖3 2000-2019年中國人均預(yù)期壽命

圖4 1991-2020年中國新生兒死亡率

那么，進(jìn)入新世紀(jì)以來，中國政府的公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入行為與居民健康水平持續(xù)改善之間到底有沒有關(guān)聯(lián)？有什么樣的關(guān)聯(lián)？其內(nèi)在機(jī)制是什么？本研究將構(gòu)建包含經(jīng)濟(jì)增長、民生激勵與居民健康的分析框架以及運(yùn)用省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)予以詮釋。

二、 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有健康經(jīng)濟(jì)學(xué)的文獻(xiàn)，關(guān)注點(diǎn)主要集中在健康人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，自從NBER的人力資本會議召開和Gary Becher人力投資論文發(fā)表以來，人們逐漸意識到健康作為一種重要的人力資本，對經(jīng)濟(jì)增長有著特別重要的意義(Grossman，1972；1999)，目前關(guān)于這類文獻(xiàn)較豐富。但問題的另一個(gè)方面是，經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的影響，其關(guān)注度卻低了很多，這與中國貫徹落實(shí)“以人民為中心”的發(fā)展思想和健康中國的要求不相稱。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，只要經(jīng)濟(jì)增長上去了，包括健康在內(nèi)的其他方面自然而然就上去了(王箐，2013)，這種觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長能夠改善居民生活水平，提高生活質(zhì)量，當(dāng)然有利于促進(jìn)健康和延年益壽。但其實(shí)不然，對于經(jīng)濟(jì)增長是否促進(jìn)了居民健康這個(gè)話題，一直爭論不休，并且持續(xù)至今。經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的影響會因地域不同、國別地區(qū)不同、經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同、病種不同、性別不同、年齡不同而產(chǎn)生不同的影響(Dustmann和Windeijer， 2004；Granados和Ionides, 2008; Egger, 2009;王箐，2013)，其差異極大，甚至結(jié)論相左，具有高度不一致性的特征。

通常認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長，一方面改善居民的衣食住行，提高民眾免疫力；促進(jìn)衛(wèi)生技術(shù)進(jìn)步，有效控制傳染病發(fā)病率和病死率，推動健康狀況的整體改善；減少性別、種族或宗教的歧視，改善教育水平，普及健康知識，不斷提高居民的健康素養(yǎng)；加快城市化進(jìn)程，加大公共健康投入，改善醫(yī)療服務(wù)的可及性和質(zhì)量(Egger, 2009)。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致環(huán)境污染、過度城市化、經(jīng)濟(jì)資源擠占民生資源；引致個(gè)體工作時(shí)間增加，提高了居民的出勤率，導(dǎo)致交通事故和其他意外事故發(fā)生；引致個(gè)體工作強(qiáng)度增加，工作壓力加大，引發(fā)睡眠不足、情緒不佳、酗酒、抽煙、運(yùn)動減少等不良的健康行為以及“雙親”工作壓力的增加還會形成代際效應(yīng)；導(dǎo)致由高熱量攝入過多引致的肥胖、糖尿病、高血壓、心血管等各種慢性病激增，人們的行為和健康意識不能很快適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長帶來的外界環(huán)境的變化(Graham等，1992；Ruhm，2003；Robinson和Shor，1989；Kiecolt-Glaser等，2002；Schnall等，2000；Krugera等，2010；楊繼生等，2013)。此外，經(jīng)濟(jì)增長還可通過影響周圍生活環(huán)境、社會環(huán)境以及健康政策，進(jìn)而影響居民健康(Granados，2005；Anson，2000)。

在中國，短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長對居民健康水平的影響比較明顯(王新軍等，2012)；經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投資與人民健康水平之間存在著正相關(guān)的發(fā)展關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長帶來更多的衛(wèi)生資金投入，衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量提升給予人民更好的就醫(yī)環(huán)境與條件，而人民自身平安、健康則可帶來更多的經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力，三者之間相輔相成、缺一不可(仝耀輝等，2021)。長期而言，依靠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長或增加衛(wèi)生投入來改善國民健康的辦法是可行的，健康水平的提高又將反過來促進(jìn)衛(wèi)生投入的增加，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，如此將形成一個(gè)相互促進(jìn)的良性循環(huán)(王新軍等，2012)。但另一方面，在經(jīng)濟(jì)增長過程中，也產(chǎn)生了負(fù)向影響居民健康的問題，比如原有的健康問題尚未完全解決，新的健康問題如心腦血管疾病、癌癥、慢性呼吸系統(tǒng)疾病、糖尿病等慢性非傳染性疾病卻已高發(fā)；肥胖人群不斷增加；由吸煙飲酒引起的支氣管肺癌、酒精性肝病等疾病危險(xiǎn)正在不斷增加等。究其原因是經(jīng)濟(jì)增長引致的收入差距擴(kuò)大，以及環(huán)境污染，特別是工業(yè)污染對人口健康有顯著的負(fù)向影響；城市化帶來的大量人口流動、傳染病的流行以及不良的個(gè)人生活方式和行為；醫(yī)療保健體系的不完善一定程度上降低了衛(wèi)生支出對健康的促進(jìn)作用以及財(cái)政投入不足引致健康水平滯后于經(jīng)濟(jì)增長水平等(楊繼生等，2013；王懷明等，2011；胡善聯(lián)，1995；鄧曲恒，2007；石靜和胡宏偉，2010)。

綜上所述，經(jīng)濟(jì)增長對居民健康影響的研究目前已呈多視角、多維度。但現(xiàn)有研究大都限于實(shí)證分析，缺乏穩(wěn)定的數(shù)理關(guān)系支撐，經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的內(nèi)在機(jī)制分析有待進(jìn)一步厘清，特別是忽視了政府行為尤其是地方政府行為在經(jīng)濟(jì)增長對居民健康影響中的積極作用。實(shí)際上，中國經(jīng)濟(jì)增長為什么能促進(jìn)居民健康，其中最為重要的一點(diǎn)就是中國政府包括中央政府和地方政府將有限財(cái)政收入的很大一部分投資于公共健康設(shè)施和治理環(huán)境污染，這給該專題后續(xù)研究提供了較大空間。其實(shí)，經(jīng)濟(jì)增長是否改善居民健康，與政府的行為高度相關(guān)，古巴就是最好的例證。本研究嘗試在這方面做一些努力，從地方政府民生激勵視角考察新世紀(jì)以來中國經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的影響。

三、 理論模型

本部分重點(diǎn)考察地方官員的公共健康設(shè)施投入行為和環(huán)境污染治理投入行為對居民健康的影響。

1. 經(jīng)濟(jì)增長與居民健康關(guān)系設(shè)定

為將居民健康水平納入經(jīng)濟(jì)增長分析框架，基于前面的文獻(xiàn)梳理以及考慮到公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入的“雙重”影響，我們構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)增長與居民健康關(guān)系圖。如圖5所示，環(huán)境質(zhì)量稟賦、公共健康基礎(chǔ)設(shè)施資本和健康人力資本作為要素投入進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，影響經(jīng)濟(jì)增長。而經(jīng)濟(jì)增長通過居民個(gè)人健康投入、地方政府的公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入影響居民健康水平，進(jìn)而通過居民健康水平直接影響健康人力資本。此外，地方政府的環(huán)境污染治理投入還影響環(huán)境質(zhì)量稟賦，公共健康設(shè)施投入還影響公共健康基礎(chǔ)設(shè)施資本，從而進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)。由此，形成了經(jīng)濟(jì)增長與居民健康水平相互影響的“經(jīng)濟(jì)循環(huán)”。

圖5 經(jīng)濟(jì)增長與居民健康相互影響關(guān)系

2. 模型環(huán)境與基本假設(shè)

本模型借鑒Acemoglu(2005)、葛揚(yáng)和岑樹田(2017)關(guān)于公共資本與經(jīng)濟(jì)增長，Grossman(1972，1999)關(guān)于健康人力資本的框架，考察一個(gè)中央計(jì)劃者和地方政府的經(jīng)濟(jì)體中地方官員的民生激勵行為對居民健康的影響。具體而言，考慮一個(gè)包含健康人力資本和公共健康基礎(chǔ)設(shè)施資本的經(jīng)濟(jì)體，它由N個(gè)地區(qū)構(gòu)成，每個(gè)地區(qū)存在一個(gè)地方政府，并且只有一個(gè)中央計(jì)劃者(中央政府)；地方政府是本地區(qū)公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入的行為主體(2)這里需要特別指出的是，即使是中央政府實(shí)施公共健康基礎(chǔ)設(shè)施投入，我們假定也是通過地方政府來實(shí)施，他們通過轉(zhuǎn)移支付方式將資金轉(zhuǎn)移給地方政府，然后要求地方政府組織實(shí)施，其本質(zhì)上是財(cái)政分成問題。，這兩項(xiàng)投入主要依靠地方財(cái)政投入來完成。地方官員作為地方政府的代表，假定地方官員有兩個(gè)方面的偏好：不僅追求自身消費(fèi)的最大化(3)這里需要指出的是，在現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中，通常將政府的目標(biāo)函數(shù)設(shè)定為社會福利最大化(即生產(chǎn)者剩余和消費(fèi)者剩余之和的最大化)。但本文所設(shè)環(huán)境是中央計(jì)劃者和地方政府。而在該環(huán)境中，一方面，地方政府決策通常是“一把手”說了算，地方政府實(shí)際上被地方官員“綁架”了。為此，地方政府的行為由地方官員的偏好所代表。，而且貫徹中央政府關(guān)于“以人為本”和“以人民為中心”的民生激勵要求，即需要進(jìn)行公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入。地方政府考慮消費(fèi)者對政策參數(shù)的反應(yīng)。

地方官員的公共健康設(shè)施投入行為和環(huán)境污染治理投入行為主要取決于地方官員的激勵動機(jī)，它的強(qiáng)弱程度通常與地方官員的經(jīng)濟(jì)與民生激勵相關(guān)(4)經(jīng)濟(jì)激勵表現(xiàn)為地方官員追求地方政府自身消費(fèi)的最大化，它是地方官員最基本的激勵機(jī)制；民生激勵表現(xiàn)為地方官員的公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入偏好，它通常與中央政府的要求高度相關(guān)。。為此，在其他條件不變時(shí)，中央政府的民生要求對地方官員的公共健康設(shè)施投入行為和環(huán)境污染治理投入行為將產(chǎn)生重要影響。

(1) 生產(chǎn)函數(shù)。假定每個(gè)地區(qū)的地方政府會采取不同的內(nèi)生政策。地區(qū)i存在一個(gè)代表性企業(yè)，它的生產(chǎn)函數(shù)為:

(1)

(2) 健康人力資本的決定。從式(1)可以看出，健康人力資本對于社會最終產(chǎn)品必不可少(Grossman，1972；1999)。假定健康人力資本由居民健康水平直接決定，即：

(2)

(3) 公共健康基礎(chǔ)設(shè)施的決定。從式(1)可以看出，公共健康基礎(chǔ)設(shè)施資本對于社會最終產(chǎn)品也是必不可少的(忽視其他基礎(chǔ)設(shè)施資本)，并與企業(yè)資本相互補(bǔ)充(Barro，1990；Acemoglu，2005)。假定公共健康基礎(chǔ)設(shè)施由當(dāng)期地方政府的公共健康設(shè)施投入所決定(7)這里忽視了基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的滯后效應(yīng)。，即：

(3)

(4)

(5)

(6)

式(6)意味著居民健康不僅取決于居民個(gè)體的行為，還取決于當(dāng)?shù)卣男袨?，這里假定環(huán)境污染治理和公共健康設(shè)施均由地方政府投入。其中，ρ>1表示居民健康投入、公共健康基礎(chǔ)設(shè)施和地方政府環(huán)境污染治理投入轉(zhuǎn)化為居民健康水平的技術(shù)符合邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，γ為居民可支配收入中用于健康投入的系數(shù)，π為中央政府統(tǒng)一的稅率，0≤?≤1、0≤θ≤1和0≤τ≤1分別表示個(gè)人健康投入、公共健康設(shè)施、政府環(huán)境污染治理三項(xiàng)投入轉(zhuǎn)化為居民健康的系數(shù)(8)式(7)意味著，政府公共健康基礎(chǔ)設(shè)施投入既可以通過公共健康基礎(chǔ)設(shè)施資本直接影響產(chǎn)出，也可以通過影響居民健康進(jìn)而影響健康人力資本間接影響產(chǎn)出；政府環(huán)境污染治理投入既可以通過環(huán)境質(zhì)量直接影響產(chǎn)出，也可以通過影響居民健康進(jìn)而影響健康人力資本間接影響產(chǎn)出，如圖3所示。。由式(5)和(6)推出：

(7)

(6) 社會約束條件。假定地區(qū)i中存在一個(gè)代表性居民，他的目標(biāo)函數(shù)是：

(8)

(9)

其中，π為政府稅率。式(9)意味著企業(yè)完全折舊，居民擁有企業(yè)。為此，居民的效用最大化問題轉(zhuǎn)化為在滿足約束式(9)的條件下，最大化式(8)。

設(shè)定地區(qū)i消費(fèi)者效用函數(shù)的具體形式為：

(10)

由拉姆齊模型已有的結(jié)論和式(1)，推出地區(qū)i的最優(yōu)消費(fèi)函數(shù)的顯示解為：

(11)

將式(11)代入式(9)，得到地方官員面臨的社會約束條件為：

(12)

(13)

(14)

其中，T≥2且有界，表示地方官員的任期在1年以上，t=1，2，…，T；β為地方官員的貼現(xiàn)因子；0<λ≤1表示地方官員對政府自身消費(fèi)的相對重視程度，λ越大，說明地方官員越偏好政府自身消費(fèi)，當(dāng)λ=1時(shí)，表示地方官員完全偏好政府消費(fèi)，不顧及本地區(qū)居民健康情況；λ越小，說明地方官員越偏好本地區(qū)居民健康，但假定λ>0(11)若λ=0則有可能出現(xiàn)地方政府消費(fèi)為負(fù)的情形，所以排除。。此外，假定地方官員對本地區(qū)公共健康基礎(chǔ)設(shè)施的相對重視程度與對本地區(qū)環(huán)境污染治理的重視程度是一樣的，即系數(shù)均為1-λ。

3. 地方官員的最優(yōu)行為

由式(14)和約束條件式(4)、(7)、(12)、(13)，最優(yōu)化問題可表示為：

(15)

(16)

由式(16)推出最優(yōu)性條件：

(17)

(18)

(19)

由式(17)-(19)及式(3)，進(jìn)一步推出：

(20)

(21)

(22)

將式(22)兩邊取對數(shù)，并結(jié)合式(1)、(2)、(3)、(5)得到：

(23)

其中，?=

四、 實(shí)證分析

基于前面的理論，考慮到進(jìn)入新世紀(jì)以來，中央計(jì)劃者對民生的重視程度不斷在加強(qiáng)特別是中共十八大以來提出的“以人民為中心”發(fā)展思想和健康中國要求，為此本文提出了民生激勵假說，擬通過省級面板數(shù)據(jù)回歸進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于理論部分忽視了技術(shù)、土地、人口等其他資源稟賦條件，這里假定各地區(qū)的其他資源稟賦Ni不同，即將Ni納入生產(chǎn)函數(shù)，那么式(23)中將增加lnNi項(xiàng)，具體將資源稟賦設(shè)為lnNi=a+ui,其中a為常數(shù)，ui為擾動項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)正態(tài)分布。這樣，基于式(23)，本研究把中國地方官員公共健康設(shè)施投入行為和環(huán)境污染治理投入行為的計(jì)量模型表示為：

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

(24)

其中，常數(shù)項(xiàng)a0包括了a和式(23)中其他常數(shù)等內(nèi)容。Rit表示各省(市、區(qū))的居民健康水平。Git為地方政府關(guān)于公共健康設(shè)施投入，Eit為地方政府關(guān)于環(huán)境污染治理投入，Kit為企業(yè)資本，Xit表示控制變量。

需要特別指出的是，式(24)有三點(diǎn)值得強(qiáng)調(diào)：一是當(dāng)“民生激勵假說”成立時(shí)，a1>0,a2>0,為此它們是本研究最關(guān)心的回歸系數(shù)。二是式(24)可能存在的內(nèi)生性問題，需要對變量逐個(gè)進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。三是由于理論分析未考慮人口因素的影響，所以實(shí)證時(shí)要對有關(guān)變量作出人均化或平均化處理(比率型控制變量除外)。

1. 數(shù)據(jù)說明和描述性統(tǒng)計(jì)

我們選取2004-2017年全國30個(gè)省(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其主要原因是數(shù)據(jù)資料的有限性(15)由于西藏自治區(qū)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)全部缺失，難以消除一般價(jià)格趨勢，為此只考慮其他30個(gè)省(市、區(qū))面板數(shù)據(jù)。。選擇省份作為分析單元是根據(jù)近年來省一級政府在公共健康投入中起到了主要推動作用，地方政府在公共健康投入的費(fèi)用占到總費(fèi)用的70%以上(張毓輝，2000)?；貧w估計(jì)的樣本從2004年開始，主要是考慮到2002-2003年非典發(fā)生屬于異常值年以及2003年7月胡錦濤同志提出了以人為本的科學(xué)發(fā)展觀，其效應(yīng)發(fā)生應(yīng)該從2004年開始。樣本結(jié)束于2017年主要是因?yàn)榉质》莸男l(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)最新只到2017年，目前沒有發(fā)現(xiàn)較新的數(shù)據(jù)。具體的數(shù)據(jù)選取和處理如下：

被解釋變量：居民健康水平R用30個(gè)省(市、區(qū))的年度調(diào)整后的人口死亡率來度量(16)需要特別指出的是，使用人口死亡率作為衡量居民健康水平的替代變量是沒有辦法的辦法。一是在健康經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究中用來評價(jià)健康的指標(biāo)通常有：死亡率、發(fā)病率、預(yù)期壽命和對生命質(zhì)量的綜合評價(jià)等，并且使用負(fù)向指標(biāo)衡量居民健康水平是健康經(jīng)濟(jì)學(xué)常用的處理辦法。二是人口死亡率指標(biāo)也有可取之處，除了受意外死亡和受老齡化影響之外，人口死亡率是能夠較好代表居民健康水平的。并且人口死亡率的數(shù)據(jù)相對完善，特別是對于我國的分省份而言，難以找到其他更合適的替代變量。三是現(xiàn)有文獻(xiàn)也常用該指標(biāo)來衡量居民健康水平，代表性文獻(xiàn)是1993年的世界銀行報(bào)告《投資于健康》。此外，國外的Fuchs(1996)、Feldstein(1995)以及國內(nèi)的趙璟和靳珍(2021)、于寄語和楊洋(2016)、王箐(2013)等等文獻(xiàn)也用該指標(biāo)作為衡量居民健康水平的替代變量。。由于考慮到近年來中國人口老齡化趨勢明顯，其對人口死亡率的影響較大。為客觀真實(shí)評價(jià)中國居民健康水平的變化，應(yīng)從人口死亡率中剔除人口老齡化一般趨勢的影響(17)就像固定資產(chǎn)投資需要運(yùn)用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)剔除一般價(jià)格趨勢影響的道理是一樣的。，其方法是調(diào)整后的死亡率(‰)=原始人口死亡率/(當(dāng)年老齡化率/2004年老齡化率)(18)老齡化率，用當(dāng)?shù)?5歲以上人口占當(dāng)?shù)爻Ｗ】側(cè)丝诘谋戎貋砗饬?遼寧和浙江用60歲以上人員比重替代)。由于65歲及以上人口比重較雜亂，所以處理該數(shù)據(jù)有三個(gè)原則：一是總體上用各地區(qū)公布的已有的65歲及以上人口比重?cái)?shù)據(jù)，二是若該數(shù)據(jù)缺失則用年度抽樣數(shù)替代，三是如果抽樣數(shù)有明顯的異常值特征，則用前后年平均數(shù)推算。特別是對于2011-2013年這三年的抽樣數(shù)據(jù)普遍偏低的問題，為此用2010年至2014年數(shù)據(jù)并使用等差方法進(jìn)行處理。，以2004年為基期。另由于人口死亡率負(fù)向于居民健康水平，為此用調(diào)整后的死亡率倒數(shù)進(jìn)行正向處理，并求對數(shù)，記為lnR_ad。

主要解釋變量：一是公共健康設(shè)施投入，用分省份的衛(wèi)生、社會保障和社會福利業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)來度量，為消除一般價(jià)格趨勢，用各省份的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(2004=100)進(jìn)行平減，并取自然對數(shù)，記為lnG。二是環(huán)境質(zhì)量投入，我們用環(huán)境污染治理投入作為替代變量，用分省份的工業(yè)污染治理完成投資來度量，為消除一般價(jià)格趨勢，用各省份的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(2004=100)進(jìn)行平減，并取自然對數(shù)，記為lnE。

其他解釋變量和控制變量：一是企業(yè)資本投入，由于該數(shù)據(jù)缺失，我們用各省(市、區(qū))歷年外商投資企業(yè)投資總額作為地區(qū)企業(yè)投資的替代變量(19)需要特別指出的是，文獻(xiàn)和部分?jǐn)?shù)據(jù)庫中已有的物質(zhì)資本存量和基礎(chǔ)設(shè)施資本存量等，均不適合本文作為企業(yè)資本存量的替代變量，而以利用外資指標(biāo)衡量企業(yè)資本則是通行的做法(岑樹田，2014；葛揚(yáng)和岑樹田，2017)。。由于外商投資企業(yè)投資總額以美元計(jì)價(jià)，我們用歷年美元對人民幣匯率(中間價(jià))折算后，再用固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)消除一般價(jià)格趨勢，然后再取對數(shù)，記為lnK。二是考慮到被解釋變量居民健康以人口死亡率來度量，而影響人口死亡率的因素，除了本文理論模型部分研究的內(nèi)生變量外，影響較大的還應(yīng)包括醫(yī)療科技進(jìn)步和失業(yè)情況兩個(gè)變量，理論上醫(yī)療科技進(jìn)步與居民健康水平呈正相關(guān)，失業(yè)與居民健康水平呈負(fù)相關(guān)，為此我們對這兩個(gè)變量進(jìn)行控制。對于醫(yī)療科技進(jìn)步，我們用每萬人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量來度量，記為MIA；對于失業(yè)情況，我們用分省份的失業(yè)率來度量，記為UR,兩者均為比率型變量。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

資料來源：國家數(shù)據(jù)庫、歷年的各省(市、區(qū))統(tǒng)計(jì)年鑒，以及《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國社會統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》等。

2. 模型初步估計(jì)

為得到可靠結(jié)果，我們進(jìn)行固定效應(yīng)F檢驗(yàn)和隨機(jī)效應(yīng)Hausman檢驗(yàn)后，結(jié)果均顯示拒絕原假設(shè)，為此選擇固定效應(yīng)回歸(Fixed Effects)進(jìn)行估計(jì)。出于簡潔性的考慮，本文只報(bào)告通過檢驗(yàn)的模型的回歸結(jié)果(詳見表2)。

表2 初步回歸結(jié)果：固定效應(yīng)模型

如表2所示，列(1)只考察公共健康設(shè)施投入假說，列(2)只考察環(huán)境污染治理投入假說，列(3)同時(shí)考察兩種假說。結(jié)果是單獨(dú)考察時(shí)分別顯著；同時(shí)考察時(shí)，環(huán)境污染治理投入假說不顯著。

但經(jīng)自相關(guān)和異方差檢驗(yàn)后，我們發(fā)現(xiàn)列(1)-(3)均存在1階自相關(guān)和異方差，因而用貝塔標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)的結(jié)果實(shí)際上是有偏的。為此，用穩(wěn)健的Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行修正估計(jì)，分別得到列(4)-(6)。從修正后的方程可知，公共健康設(shè)施投入假說無論是單獨(dú)考察，還是與環(huán)境污染治理投入假說同時(shí)考察時(shí)，均顯著。而環(huán)境污染治理投入假說在單獨(dú)考察時(shí)顯著性明顯增強(qiáng)了，但與公共健康設(shè)施投入假說同時(shí)考察時(shí)，顯著性與列(3)相比仍然沒有變化，這里可能的原因是其存在內(nèi)生性問題。

3. 解決內(nèi)生性問題

根據(jù)前面的分析，在回歸方程式(24)中，解釋變量lnE在一定條件下可能是內(nèi)生的。實(shí)際上，上述初步估計(jì)忽視了式(24)可能存在的內(nèi)生性問題，這意味著表2可能出現(xiàn)有偏的、不一致的的回歸結(jié)果。為解決內(nèi)生性問題，作如下的進(jìn)一步檢驗(yàn)和估計(jì)。

首先，對表2中(4)-(6)的變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。在Stata軟件xtivreg2命令下進(jìn)行估計(jì)，對可能的內(nèi)生變量lnE選取的工具變量包括它的滯后一期值以及MIA的滯后一期值(20)由于失業(yè)率是負(fù)向相關(guān)的，所以沒有選擇其滯后值作為工具變量。。對lnE進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，說明lnE為內(nèi)生變量，這與前面理論分析的預(yù)期相一致，選擇的工具變量通過了有效性檢驗(yàn)。此外，分別對lnG、lnK、MIA和UR等變量進(jìn)行外生性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示接受原假設(shè)(21)限于篇幅，未列示穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，備索。。

其次，為克服內(nèi)生性問題，根據(jù)上面的內(nèi)生變量選取情況，用HAC穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差分別對列(4)-(6)進(jìn)行IVFE估計(jì)，得到表3的列(7)-(9)。

再次，用面板固定效應(yīng)GMM估計(jì)來進(jìn)一步證實(shí)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。同樣用HAC穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差分別對列(7)-(9)進(jìn)行GMM估計(jì)，得到表3的列(10)-(12)。如表3所示，最關(guān)心的政府公共健康設(shè)施投入的系數(shù)和政府環(huán)境污染治理投入的系數(shù)均為正，且都通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)。與表2的結(jié)果相比，政府環(huán)境污染治理投入假說的顯著性明顯增強(qiáng)，由不顯著變?yōu)橹苯油ㄟ^5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明在解決內(nèi)生性問題后，環(huán)境污染治理投入假說的解釋力更強(qiáng)，這與中國現(xiàn)實(shí)相符。從GMM估計(jì)的結(jié)果看，與IVFE估計(jì)的結(jié)果非常接近，也說明了模型穩(wěn)健性的存在。

最后，考察了不同工具變量對結(jié)果的影響，結(jié)論為表3的估計(jì)具有穩(wěn)健性，所有工具變量均通過有效性檢驗(yàn)(具體分析未報(bào)告)。

表3 最終回歸結(jié)果：考慮內(nèi)生性問題

(續(xù)表)

綜上所述，表3的估計(jì)結(jié)果有效可靠，民生激勵假說即政府公共健康設(shè)施投入假說和政府環(huán)境污染治理投入假說成立。

五、 結(jié) 語

經(jīng)濟(jì)增長對居民健康的影響，既取決于居民個(gè)人的健康投入和保護(hù)，也取決于地方政府公共健康設(shè)施投入行為和環(huán)境污染治理行為。由于地方政府貫徹中央計(jì)劃者的民生要求，地方官員既要關(guān)注自身消費(fèi)，又要關(guān)注轄區(qū)內(nèi)的居民健康，為此要增加公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入，由此產(chǎn)生了民生激勵要求。得到的結(jié)論是居民健康與經(jīng)濟(jì)增長存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，當(dāng)?shù)胤秸畬γ裆南鄬χ匾暢潭?1-λ)大于其自身消費(fèi)的重視程度λ時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長將對居民健康產(chǎn)生正向影響可能。運(yùn)用2004-2017年分省份的面板數(shù)據(jù)驗(yàn)證了民生激勵假說成立。研究結(jié)論意味著，進(jìn)入新世紀(jì)以來，特別是中共十八大以來，中央關(guān)于民生的系列要求得到了地方政府的認(rèn)真貫徹落實(shí)，取得了積極成效。為此，因民生激勵而產(chǎn)生的地方政府公共健康設(shè)施投入和環(huán)境污染治理投入行為，是解釋中國經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)居民健康水平提升的一個(gè)重要線索。