謝海鵬，李浩宇，李欣月

(1.吉林大學，吉林 長春 130012；2.南昌航空大學，江西 南昌 330063)

一、 引言

隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新階段，轉換發(fā)展動能顯得愈發(fā)重要。 人力資本作為新發(fā)展理念的重要向度，提高勞動力素質(zhì)、提升勞動力健康水平是其優(yōu)化的重要途徑。 然而我國工業(yè)體系完善過程中伴生的環(huán)境污染對勞動力健康水平產(chǎn)生了嚴重的負向影響[1]。 同時，改革開放以來我國建立了中國特色環(huán)境管理體系，形成了適合中國國情的環(huán)境規(guī)制，它在有效抑制環(huán)境污染、促進整體健康水平提高的同時驅動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整[2]，進而影響到地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況和醫(yī)療保障支出水平，而醫(yī)療保障對維護居民健康、促進勞動力再生產(chǎn)起到重要作用。 因此，探究環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障水平的影響，對提升居民健康存量、減緩健康存量折舊速率具有重要意義，進而較高的健康水平將促進勞動力素質(zhì)提高，有利于人力資本優(yōu)化、經(jīng)濟發(fā)展新舊動能轉換，最終推動人們生活質(zhì)量提高、勞動力市場高質(zhì)量發(fā)展。

二、 文獻綜述

現(xiàn)有文獻中，關于環(huán)境規(guī)制、環(huán)境污染、醫(yī)療保障三者之間的相互機制研究大致分為“環(huán)境污染對醫(yī)療保障”和“環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染”兩類。 關于“環(huán)境污染對醫(yī)療保障”的研究發(fā)現(xiàn):我國二氧化硫排放產(chǎn)生的相應治療費用超過3000 億元[3]；每年居民接觸的PM2.5 排放每增加1%將導致中國家庭醫(yī)療支出增加2.94%[4]；農(nóng)村居民使用的生活能源結構扭曲產(chǎn)生的室內(nèi)空氣污染導致的醫(yī)療總支出高達1000 億元[5]。 整體環(huán)境污染加劇導致個體的健康水平下降，為了維持自身健康水平，居民通過醫(yī)療保健等方式尋求醫(yī)療服務，這將導致醫(yī)療保障支出增加，甚至有可能過度增長[6]。 同時，以個體健康水平為中介傳導到醫(yī)療保障的環(huán)境污染效應還具有地區(qū)異質(zhì)性，研究顯示環(huán)境污染在東部地區(qū)對醫(yī)療保險支出的正向影響要顯著高于中西部地區(qū)，原因可能是人口密度的差異、醫(yī)療保險參保密度的差異和環(huán)境污染程度的差異[6]。 盡管有地區(qū)差異，但整體而言環(huán)境污染導致居民健康水平下降，醫(yī)療保障支出增加是得證的事實。

第二類文獻研究聚焦環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染的治理效果。 滇池流域因為生活廢水、工業(yè)廢水排放產(chǎn)生較為嚴重的水污染，排污收費制度、污水處理收費制度和階梯水價政策有效降低了廢水和污染物的排放并且提高了滇池流域用水效率[7]。 2007 年，中央將節(jié)能減排指標完成情況納入各地領導干部綜合考核評價后，北京、上海等地GDP 能耗下降25%以上，污染物排放減少15%以上[8]。 在研究礦產(chǎn)資源開發(fā)與環(huán)境污染的關系過程中，陳軍和成金華[9]發(fā)現(xiàn)我國東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策及政府管理對環(huán)境污染的治理效果顯著。 以上研究都說明在政府強有力的執(zhí)行下，環(huán)境規(guī)制可以發(fā)揮對環(huán)境污染的抑制和治理作用，在此前提下，居民免受環(huán)境污染影響，整體健康水平上升，人與自然和諧共生，經(jīng)濟以可持續(xù)的態(tài)勢穩(wěn)定發(fā)展。

綜上所述，環(huán)境污染影響個體健康水平，導致醫(yī)療保障支出上升，而醫(yī)療保障支出的持續(xù)增長導致醫(yī)保支出負擔加重，不利于醫(yī)療保障的健康可持續(xù)發(fā)展，環(huán)境污染對醫(yī)療保障水平為負向影響。 而環(huán)境規(guī)制能顯著抑制環(huán)境污染，治理成效顯著，即環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染為負向影響。 由于環(huán)境污染的連接點作用，環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障的影響應當是“負負”得“正”。 然而現(xiàn)有文獻中關于環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障的中間作用機制以及邏輯關系的分析較少。 本文將以環(huán)境污染為切入點，討論環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關系，并按照這一研究思路進行理論與實證分析來解釋環(huán)境規(guī)制如何作用于醫(yī)療保障。 與前人研究相比，本文的理論貢獻可能有:第一，探究環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關系，完善環(huán)境規(guī)制在經(jīng)濟社會中的輻射范圍和作用機制研究，豐富醫(yī)療保障影響路徑的理論；第二，環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障關系通過實證分析檢驗論證，研究結論可信度更高；第三，在前人研究環(huán)境污染對醫(yī)療保障支出水平的影響、環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染抑制作用的基礎上，通過環(huán)境污染的影響進一步探究環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關系，以促進環(huán)境規(guī)制政策與醫(yī)療保障政策的協(xié)調(diào)。

三、 研究設計

(一)模型設定

為檢驗環(huán)境規(guī)制強度對醫(yī)療保障支出水平的影響，本文建立了以下基準回歸模型:

其中，medit為醫(yī)療保障支出水平的潛在觀測變量，β0為常數(shù)項，envit為核心解釋變量環(huán)境規(guī)制強度，它表示在i地區(qū)第t年的環(huán)境規(guī)制強度，β1為其估計系數(shù)，根據(jù)理論預期，我們估計β1>0。 此外，θi、τt和εit分別表示個體和時間固定效應以及隨機擾動項。Xit為一組表示控制變量的向量，δ為它們的估計系數(shù)向量。εit為模型的殘差項。

(二)變量定義

1.環(huán)境規(guī)制強度的測度

在學界研究中，環(huán)境規(guī)制的強度測量指標眾說紛紜，由于各個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、環(huán)境污染治理政策因地制宜，即使針對同類污染也可能出現(xiàn)不同的治理方針政策；即使同一政策也會存在執(zhí)行強度差異，單一測量指標難以準確描述。 本文采用收入水平、受教育程度、年齡結構和人口密度等指標來對各個省份的環(huán)境規(guī)制強度進行綜合測量[2]。

2.醫(yī)療保障水平的測度

現(xiàn)有對醫(yī)療保障水平的研究多主張將醫(yī)療保障水平定義為醫(yī)療費用或者衛(wèi)生費用占國內(nèi)生產(chǎn)總值或者國民生產(chǎn)總值比重[10]。 從內(nèi)容上看兩者存在區(qū)別:醫(yī)療保障支出是對個人因病接受醫(yī)療產(chǎn)生醫(yī)療費用的報銷補償，而衛(wèi)生總費用是一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)以貨幣形式計量的全社會衛(wèi)生資源投入總量。 有學者基于醫(yī)療保障是社會保障一個子項目的觀點，借鑒社會保障水平的測算方法，將醫(yī)療保障支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為醫(yī)療保障水平的測算指標[11]。 本文出于前文論證考慮，將醫(yī)療保障支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為醫(yī)療保險支出的測度。

3.控制變量選取與定義

本文選取的主要控制變量有:總人口(lnpop)，為國家年末人口總數(shù)；人均實際GDP(lnrpgdp)，即人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，是在核算期內(nèi)實現(xiàn)的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值與實際年末常住人口的比值；財政自由度(fof)，它是對政府財政自主權的衡量指標；政府干預程度(gov)，為財政支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重；城市化(urban)，用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重來衡量。 在實證分析中，總人口與人均實際GDP 取對數(shù)。 受限于篇幅，不匯報描述性統(tǒng)計。

四、 實證結果與分析

(一)初步回歸結果

基準回歸結果如下表1 所示，第(1)列和第(2)列分別是沒有控制變量和加入控制變量的普通最小二乘(OLS)回歸驗證，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障水平影響都為正且至少在5%的水平上顯著，這與上述理論分析的預期不符，極有可能是遺漏變量導致的偏誤。 為獲得環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障支出水平的凈效應，加上本文使用數(shù)據(jù)是合并的面板數(shù)據(jù)，因此使用面板數(shù)據(jù)的估計方法獲得更為正確的估計結果。第(3)列至第(6)列分別為固定效應(FE)和隨機效應(RE)的估計結果，并且分別控制了地區(qū)效應和時間效應，第(3)列和第(5)列都控制了地區(qū)效應沒有控制時間效應，第(4)列和第(6)列地區(qū)效應和時間效應都控制了。 在控制了無法觀測的變量后，發(fā)現(xiàn)固定效應(FE)和隨機效應(RE)的估計結果均顯示環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障支出水平至少在1%的水平上顯著為負，符合本文理論預期。

表1 基準回歸結果

通過Hausman 檢驗，發(fā)現(xiàn)采用隨機效應更符合模型，估計結果更準確，因此后續(xù)實證將繼續(xù)采用隨機效應模型。 受限于篇幅，不匯報控制變量的結果與含義。

(二)穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性討論

首先通過替換被解釋變量的測量方式進行穩(wěn)健性檢驗。 表2 第(1)列和第(2)列，將醫(yī)療保障支出水平測量指標替換為實際醫(yī)保支出(取對數(shù))和實際人均醫(yī)保支出(取對數(shù))，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度對實際醫(yī)保支出水平都在10%的水平上顯著為負，符合理論預期，也就是說主要回歸結果都保持不變，由此表明該結果是穩(wěn)健的。

接下來對模型進行內(nèi)生性處理。 盡管上述初步回歸結果大體上符合環(huán)境規(guī)制對醫(yī)療保障水平影響為負的理論預期，但因為使用省市區(qū)級的數(shù)據(jù)進行宏觀層面研究，變量難免受到一些因素影響。 如解釋變量的測量問題，因此有必要對模型進行內(nèi)生性處理。而環(huán)境規(guī)制強度(env)的測量方法存在兩個內(nèi)生性問題:第一，環(huán)境規(guī)制強度是一系列指標綜合度量的結果，其中包括受教育程度、收入水平、年齡結構和人口密度等；第二，環(huán)境規(guī)制強度提升，污染企業(yè)可能向受教育程度低、環(huán)保意識和抵制能力弱的地區(qū)轉移，導致地區(qū)就業(yè)機會減少就業(yè)率降低，收入水平降低。 為解決模型內(nèi)生性問題，本文選取環(huán)境規(guī)制強度滯后一期作為工具變量。 使用Kleibergen－Paap rk Wald F 統(tǒng)計量對該工具變量進行檢驗，結果顯示滯后一期環(huán)境規(guī)制強度，屬于強工具變量。 回歸結果如表2 第(3)列所示，環(huán)境規(guī)制強度對醫(yī)療保障支出水平仍在1%的水平上顯著為負。

表2 穩(wěn)健性檢驗與內(nèi)生性處理

(三)區(qū)域異質(zhì)性探討

上文基準回歸、內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗的結果表明，環(huán)境規(guī)制水平對醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負，但是這一結果在不同地區(qū)之間存在差異性。為了進一步探究地區(qū)差異性對這一結果的影響，本文將31 個省市區(qū)分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)討論區(qū)域異質(zhì)性。 表3 中的第(1)至(3)列分別為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)的回歸結果。 東部地區(qū)回歸結果顯著且系數(shù)為負，與全樣本回歸結果一致。 主要可能是東部地區(qū)人口密度、受教育程度、年輕人口比重和收入水平高，環(huán)境保護意識強、環(huán)境保護自主參與程度高和利用環(huán)境規(guī)制向污染企業(yè)施壓以及參與環(huán)境保護的能力等都更強，所以環(huán)境規(guī)制對環(huán)境污染治理成效顯著，居民健康水平高，醫(yī)療保障支出水平降低。

表3 區(qū)域異質(zhì)性結果

中部地區(qū)回歸系數(shù)為負但不顯著，這可能是因為中部地區(qū)鄰近發(fā)達的東部地區(qū)，人口流失嚴重，且中部地區(qū)收入水平和受教育程度相對東部地區(qū)低，造成環(huán)境保護社會參與程度與東部地區(qū)相比較低。西部地區(qū)回歸結果回歸系數(shù)為正且不顯著，除與中部地區(qū)受到相同因素的影響外，也與西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構落后等問題有關。 由于產(chǎn)業(yè)結構水平低，污染企業(yè)成為經(jīng)濟增長的重要支點，為了保護經(jīng)濟利益，環(huán)境保護執(zhí)法力度有限，導致環(huán)境規(guī)制未能完全發(fā)揮對污染的抑制作用。

五、 結論與建議

(一)結論

本文研究了環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障支出水平之間的關系。 在環(huán)境規(guī)制方面聚焦于工業(yè)污染治理投資額占GDP 的比重，通過聚焦醫(yī)療保障支出占社會保障支出的比重來量化分析醫(yī)療保障支出水平。 將2002~2020 年各省市區(qū)原始數(shù)據(jù)合并為面板數(shù)據(jù)進行基準回歸，初步回歸結果顯示環(huán)境規(guī)制強度對醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負。 接著為了提高估計結果準確性，使用固定效應和隨機效應模型，并且逐步控制地區(qū)效應和時間效應，最大限度減少遺漏變量的影響，對模型進行內(nèi)生性處理。 之后為進一步緩解內(nèi)生性，使用滯后一期的環(huán)境規(guī)制作為強工具變量進行檢驗證明。 在經(jīng)過內(nèi)生性處理盡量降低內(nèi)生性影響之后，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強度對醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負，符合理論預期。 再次，通過更換醫(yī)療保障支出水平度量方法進行穩(wěn)健性檢驗，結果表明本文的研究結論具有穩(wěn)健性。 最后通過討論區(qū)域的異質(zhì)性結果，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制會抑制醫(yī)療保障支出水平。

(二)建議

基于上述結論，本文提出以下政策建議:

第一，各地區(qū)應當加強環(huán)境規(guī)制的力度，并落實環(huán)保執(zhí)法。 強力環(huán)境規(guī)制的有效執(zhí)行能顯著抑制環(huán)境污染，從而提升居民健康存量、減緩健康存量折舊速率，最終降低患病率，提升減少醫(yī)療保障支出帶來的社會效益。

第二，環(huán)境規(guī)制的制定和環(huán)保執(zhí)法應該遵循各地區(qū)實際情況因地制宜，減少地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、人口分布、教育程度等因素對直接結果的影響，使得環(huán)境規(guī)制適應地區(qū)發(fā)展并取得環(huán)保和醫(yī)療保障的雙重最優(yōu)。

第三，拓寬居民環(huán)境治理參與渠道，健全環(huán)境信息披露機制，提高環(huán)境治理的社會參與度。 居民受限于個體信息繭房，環(huán)境保護信息獲取渠道和參與渠道有限。 政府擁有信息優(yōu)勢和強大的組織能力，可有效降低參與成本，提高居民社會參與度，增大環(huán)境規(guī)制強度和相關政策法律落實程度。

致謝:

感謝2021 年CHARLS 全國第五次常規(guī)調(diào)查江西三隊所有成員對本研究的啟示!