（中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074）

我國健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

王恒麗

（中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074）

為研究健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文通過1980-2014年省際面板數(shù)據(jù)，建立加入健康投資因素的經(jīng)濟(jì)增長模型進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果證明：1.健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的正效用。2.加大健康投資可能對(duì)其他資本的積累產(chǎn)生擠出效應(yīng)。針對(duì)所得結(jié)論，對(duì)我國健康投資狀況進(jìn)行深入分析，給出對(duì)策建議。

健康投資；教育投資；經(jīng)濟(jì)增長模型；增長效應(yīng)

一、引言

健康投資是一種重要的人力投資，狹義的健康投資是指為個(gè)人健康而進(jìn)行的投資，為預(yù)防治療疾病恢復(fù)健康而進(jìn)行的投資，我們可將之定義為是醫(yī)療衛(wèi)生支出。宏觀上的預(yù)防治愈疾病，維持人類基本社會(huì)生產(chǎn)能力，提高身體健康水平的投入資源，稱之為廣義健康投資。增加健康投資會(huì)使勞動(dòng)者效率提高，有效工作時(shí)間得以延長，在經(jīng)濟(jì)增長公式中，儲(chǔ)蓄率和投資率就會(huì)增加，微觀上促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；宏觀上看，增加健康投資可以有效延長勞動(dòng)者生存壽命，改善健康狀況，提高存活率，死亡率下降，勞動(dòng)者人數(shù)增加，有效工作時(shí)間延長。但是健康投資也存在相反的效應(yīng)，收入和健康水平的提高也會(huì)通過健康服務(wù)和老齡化等因素引起健康投資過度增加，從而擠占物質(zhì)資本投資，這會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長。

本文在Cobb-Douglas經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)造加入健康投資的經(jīng)濟(jì)增長模型，以中國為例，結(jié)合索羅經(jīng)濟(jì)增長模型，以判斷健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)實(shí)證分析

1、模型設(shè)定

本文在已有的索羅經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)模型研究成果基礎(chǔ)上，借鑒相關(guān)理論如羅莫模型、新古典生產(chǎn)函數(shù)模型，在索洛模型基礎(chǔ)上加入健康投資、教育投資，構(gòu)造如下經(jīng)濟(jì)增長模型。

上式中，Y代表經(jīng)濟(jì)增長，K代表物質(zhì)資本、E代表教育投資、H代表健康投資、A和L分別表示技術(shù)水平和就業(yè)勞動(dòng)力。琢表示物資投資產(chǎn)出彈性系數(shù)、姿表示教育投資產(chǎn)出彈性系數(shù)、1-λ、1-琢-β分別表示健康投資和有效勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)。假設(shè)L和A都是外生變量，用n和g表示；K、E、H有相同的生產(chǎn)函數(shù)和折舊率（δ），得出以下積累方程：

上式中，SK、SE、SH分別表示物質(zhì)資本投資率、教育投資率和健康投資率。、、分別表示物質(zhì)資本、教育投資和健康投資的折舊。

考慮到技術(shù)進(jìn)步，令，，，分別表示單位有效勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長、物質(zhì)投資、教育投資和健康投資，求微分得以下等式：

假設(shè)經(jīng)濟(jì)是均衡的，k、e、h均為常數(shù)，故在均衡狀態(tài)下有=0聯(lián)合上述等式，計(jì)算出均衡水平下的k、e、h：

將式（2-9）、（2-10）、（2-11）帶入式（2-1）中可得到單位勞動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長如下：

在一定的時(shí)間內(nèi)t是常數(shù)，可將上述計(jì)量模型簡化如下：

因此，式（14）為本文分析的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，主要是位健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)設(shè)定的。上述推導(dǎo)中，本文選擇對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，使得連乘函數(shù)變?yōu)榫€性函數(shù)，消除時(shí)間序列異方差，簡化實(shí)證模型，模型表示在均衡假設(shè)條件下，我國經(jīng)濟(jì)增長受到物質(zhì)資本投資、教育投資、健康投資、就業(yè)水平、資本折舊率和技術(shù)進(jìn)步的影響。

2、數(shù)據(jù)及統(tǒng)計(jì)性描述

為了研究健康投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文收集我國1980—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，并對(duì)模型中各變量的度量指標(biāo)處理如下：

（1）經(jīng)濟(jì)增長。國內(nèi)生產(chǎn)總值、國民生產(chǎn)總值、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值等指標(biāo)通常用來衡量經(jīng)濟(jì)增長，人均GDP在一定意義上可以比較客觀的衡量一國的經(jīng)濟(jì)增長水平，本文采用以1978年不變價(jià)格計(jì)算的實(shí)際人均GDP做為反映經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)

（2）物質(zhì)資本投資。模型中用固定資產(chǎn)投資額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來反映物質(zhì)資本投資。

（3）就業(yè)水平。本文用就業(yè)率來衡量模型中的勞動(dòng)力數(shù)量n。

（4）教育投資。模型中的e表示教育投資，本文采用每年大專及以上學(xué)歷畢業(yè)生增長率來衡量。

（5）健康投資。模型中的h表示健康投資，本文借鑒了王弟海（2008）等人的研究成果采用每萬人醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)來衡量健康水平。

（6）折舊率δ。由于數(shù)據(jù)的確實(shí)，折舊率只能大致估算，本文選取經(jīng)濟(jì)折舊率δ=0.096。并借鑒郭慶旺、賈俊雪（2005）估算的中國全要素生產(chǎn)率的平均年增長率來估計(jì)，得到g=0.018。因?yàn)閿?shù)值很小，在實(shí)證分析中將δ和g擴(kuò)大100倍，一定程度上可以提高數(shù)據(jù)有效性，并且保持與就業(yè)指標(biāo)計(jì)算方法的一致性與可比性，提高模型分析的準(zhǔn)確性。

3、健康投資經(jīng)濟(jì)增長模型實(shí)證檢驗(yàn)

本文選用全國1980～2014年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性穩(wěn)定，造成偽回歸，在回歸分析前先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。

（1）單位根檢驗(yàn)

為驗(yàn)證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，本文采用ADF單位根檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，驗(yàn)證結(jié)果見表1。

表1的數(shù)據(jù)表明，變量序列的Ln（y）、Ln（k）、Ln（e）、Ln（h）ADF-Fisher統(tǒng)計(jì)量小于1%的臨界值，P小于0.05，，均拒絕了原假設(shè)，說明原變量服從一階單整。

表1 模型中各變量的面板單位根檢驗(yàn)

（2）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

ADF 檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量序列為一階單整序列，為得到有意義的回歸結(jié)果，防止偽回歸，對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。本文采用Engle和Grange檢驗(yàn)方法。

為分析各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們先作變量間的回歸，然后檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。用OLS回歸方法估計(jì)回歸模型，結(jié)果如下式：

式（15）各回歸系數(shù)的t值均小于1.812，各回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量不顯著，整體擬合優(yōu)度達(dá)到0.9997，擬合優(yōu)度高，但回歸結(jié)果不顯著，存在偽回歸，需要進(jìn)行修正。

（3）誤差修正模型

令ut表示回歸方程（16）的殘差，利用ADF法對(duì)殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)得出ut在10%顯著性水平上殘差序列平穩(wěn)。用ECM（誤差修正模型）考察變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，建立誤差修正模型，如下所示：

式（17）中各回歸系數(shù)T統(tǒng)計(jì)量均在5%水平上顯著，杜賓檢驗(yàn)值表明不存在自相關(guān)，模型整體效果較好。式（17）的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，修正后的ln（SH）的系數(shù)為正，說明在我國健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的正效應(yīng)；但是數(shù)據(jù)也顯示出健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效果相對(duì)偏弱，只有0.097個(gè)點(diǎn)，這一情況與前文分析結(jié)果基本一致，而產(chǎn)生這一結(jié)果的原因可能是：我國目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍然是依賴資金、技術(shù)、勞動(dòng)力粗放型增長，人口帶來的人口紅利效應(yīng)在漸漸消失，在我國西部中部地區(qū)，健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)要大于東部地區(qū)，健康投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的初步影響在減弱，但是其潛在的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)還有待開發(fā)。因此，ln（SH）的系數(shù)僅僅只是維持在0.1左右，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平提升貢獻(xiàn)最小，其潛在的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)有待開發(fā)。

結(jié)合我國1980—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建分析的我國健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響實(shí)證分析結(jié)果如下：

（1）我國健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)明顯，健康投資指數(shù)與人均GDP指數(shù)呈高度正相關(guān)關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)也高度正相關(guān)。

（2）健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的正效用。健康投資已成為刺激經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的因素之一，雖然加大健康投資可能對(duì)其他資本的積累產(chǎn)生擠出效應(yīng)，但整體來說，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響還是正效應(yīng)為主。因此，我國各地區(qū)都該重視和加大對(duì)健康事業(yè)的投資。

（3）目前我國健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正效用主要集中在勞動(dòng)密集型領(lǐng)域，要進(jìn)一步增大健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，應(yīng)對(duì)健康投資作用進(jìn)一步發(fā)掘。

三、增強(qiáng)健康投資質(zhì)量，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)建議

1、進(jìn)一步加深對(duì)健康的認(rèn)識(shí)和投入力度

本文從通過歷年數(shù)據(jù)分析了我國健康投資的現(xiàn)狀，人民健康狀況有極大的改善，但存在問題，我國各階層要更加重視健康及健康投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，加大健康投資，發(fā)揮其經(jīng)濟(jì)增長效用，推動(dòng)社會(huì)的發(fā)展。

2、合理政策傾斜支持健康行業(yè)發(fā)展

要改善全民健康水平、增加人力資本積累，健康行業(yè)發(fā)展很有必要，合理政策傾斜，稅率或者信息的發(fā)布有利于推動(dòng)各地區(qū)健康行業(yè)的發(fā)展，也有利于推動(dòng)民眾對(duì)健康的投資力度。

3、完善農(nóng)村社會(huì)保障體系，縮小城鄉(xiāng)衛(wèi)生費(fèi)用差距

完善農(nóng)村社會(huì)保障體系這一說法已經(jīng)在中央正式文件中提到多次，但真正落實(shí)縮減城鄉(xiāng)保障體系差距還有很長的路要走，城市的健康資源相對(duì)于農(nóng)村而言有得天獨(dú)厚的優(yōu)勢，農(nóng)村要發(fā)掘健康投資的經(jīng)濟(jì)增長效益不僅要政府加大費(fèi)用投入，也需要相關(guān)資源的傾斜和農(nóng)民的健康意識(shí)以及醫(yī)療網(wǎng)絡(luò)的覆蓋，進(jìn)一步完善農(nóng)村新型合作醫(yī)療制度，擴(kuò)大合作醫(yī)療的覆蓋率

4、推動(dòng)健康保險(xiǎn)發(fā)展，改善對(duì)健康保險(xiǎn)的偏見

我國健康險(xiǎn)市場發(fā)展空間很大，但居民對(duì)保險(xiǎn)認(rèn)知度較低，因此對(duì)社會(huì)層面的健康投資形成了限制。我國健康保險(xiǎn)要在整體上明確發(fā)展定位，引入市場機(jī)制優(yōu)化資源整合，積極配合醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，設(shè)計(jì)多層次醫(yī)療保險(xiǎn)體系制度，滿足居民各層次的需求。

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（責(zé)任編輯：占雨秀）