胡耀嶺 徐洋洋

摘 要：全民健康與共同富裕是政府和社會各界關(guān)注的焦點，實現(xiàn)更高水平的全民健康，既是共同富裕的必然結(jié)果，也是共同富裕的基本條件。利用2005—2020年省級面板數(shù)據(jù)，基于人力資本視角探究政府健康投資與個人健康投資的共同富裕效應(yīng)，并揭示健康資本投資促進共同富裕的機制路徑及其異質(zhì)性影響。研究表明：政府健康投資與個人健康投資能夠提高居民收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距，存在顯著共同富裕效應(yīng)；政府健康投資的共同富裕效應(yīng)優(yōu)于個人，換言之，政府健康投資對共同富裕水平的促進作用更大；城鄉(xiāng)間個人健康投資差距擴大會阻礙共同富裕水平提升。經(jīng)過更換回歸模型、替換關(guān)鍵變量、排除其他政策影響等一系列穩(wěn)健性檢驗，選擇工具變量處理內(nèi)生性問題后，研究結(jié)論依然成立。區(qū)域異質(zhì)性分析表明，政府健康投資的共同富裕效應(yīng)在任一區(qū)域均顯著存在，且中部地區(qū)政府健康投資的共同富裕效應(yīng)高于東、西部，而個人健康投資的共同富裕效應(yīng)僅在東部地區(qū)顯著。進一步的機制分析發(fā)現(xiàn)，政府健康投資通過增加勞動供給與提升人口健康、教育素質(zhì)產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)，個人健康投資僅通過提升人口健康素質(zhì)產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)，兩者的共同富裕效應(yīng)形成機制存在異質(zhì)性。因此，需要統(tǒng)籌銜接政府健康投資，注重農(nóng)村偏向型增長；均衡城鄉(xiāng)個人健康投資，實現(xiàn)政府與個人健康投資有效互補；發(fā)揮教育與健康人力資本的相互促進作用，進而扎實推進共同富裕。

關(guān)鍵詞：政府健康投資；個人健康投資；富裕效應(yīng)；共同效應(yīng)；共同富裕效應(yīng)

中圖分類號：F240

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-4149（2023）04-0106-18

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2023.00.038

收稿日期：2022-11-16；

修訂日期：2023-03-19

基金項目：國家社會科學(xué)基金重大項目“增強綜合實力的中國人口長期發(fā)展戰(zhàn)略研究”（21ZDA108）。

作者簡介：胡耀嶺，經(jīng)濟學(xué)博士，河北大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授，河北大學(xué)共同富裕研究中心研究員，博士生導(dǎo)師；徐洋洋，河北大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生。

一、引言

隨著全面建設(shè)小康社會歷史任務(wù)的圓滿完成，我國已進入扎實推動共同富裕的發(fā)展階段。2016年《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》中指出“健康是促進人的全面發(fā)展的必然要求，是社會經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)條件”；2022年黨的二十大報告中再次強調(diào)“推進健康中國建設(shè)，把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置，完善人民健康促進政策”。顯然，提高共同富裕水平，勢必要健康先行，而要保證健康先行，健康資本投資不可或缺。據(jù)2021年《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)，我國醫(yī)療保健支出雖達到7.2萬億元人民幣，在全年國內(nèi)生產(chǎn)總值中的占比為7.1%，但與經(jīng)濟發(fā)達國家仍存在一定差距。

就城鄉(xiāng)來看，城鎮(zhèn)人均醫(yī)療保健支出為2172.2元，而農(nóng)村僅為1417.5元，就地區(qū)來看，最高的北京市人均醫(yī)療保健支出達到3513.3元，而最低的西藏自治區(qū)僅為589.9元，城鄉(xiāng)間與省份間差異均較為明顯。因此，筑牢共同富裕的健康根基，亟須促進健康投資并優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)。

共同富裕要求在高質(zhì)量發(fā)展進程中持續(xù)提高人均收入水平，縮小人群、地區(qū)和城鄉(xiāng)收入差距，讓全體人民公平共享積累人力資本的機會［1］，這其中健康資本投資發(fā)揮著關(guān)鍵作用。一方面，健康資本投資助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。我國已進入老齡化與少子化階段，人口數(shù)量紅利雖仍尚存，但已逐漸讓位于人口質(zhì)量紅利。健康資本投資作為人口質(zhì)量紅利的重要源泉［2］，不僅可以增加有效勞動供給、提高勞動生產(chǎn)效率，而且可以間接促進教育人力資本積累，提高教育投資回報率，提升居民收入水平。另一方面，健康資本投資有效縮小收入差距。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城市低收入群體與農(nóng)村居民往往位于職業(yè)階梯的底端，多以體力型、低技能型勞動為主，教育雖然可以實現(xiàn)代際職業(yè)向上流動，但是短期效果欠佳［3］，而健康資本投資可以有效實現(xiàn)人力資本積累，保障勞動參與時間與強度，穩(wěn)定居民基本收入，減少因病致貧、因病返貧現(xiàn)象，避免收入差距擴大。這都將直接或間接地促進居民福祉，使廣大人民群眾共享經(jīng)濟發(fā)展成果，為推進共同富裕提供了嶄新思路。

此外，與教育人力資本投資的邊際報酬遞增規(guī)律不同，健康資本投資存在邊際效用遞減規(guī)律［4］。那么增加健康資本投資能否持續(xù)提升我國居民收入水平、縮小收入差距并推動共同富裕，健康資本投資通過何種途徑產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)成為值得研究的重要命題。基于此，將理論分析與實證檢驗相結(jié)合，采用2005—2020年省級面板數(shù)據(jù)，探究政府健康投資與個人健康投資的共同富裕效應(yīng)及其形成機制，對扎實推動共同富裕、全面推進健康中國建設(shè)有著重要現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

健康資本投資能夠促進人力資本積累，而人力資本又作為勞動者的無形資本，對于提高收入水平、縮小收入差距與促進共同富裕不可或缺。現(xiàn)有文獻關(guān)于人力資本投資促進經(jīng)濟發(fā)展、完善收入分配已有豐富研究成果，主要集中在以下三個方面。

一是健康人力資本對經(jīng)濟增長的影響。理論上講，健康資本投資作為人力資本積累的主要來源，其投資數(shù)量增加與投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化能夠有效增加人力資本存量［5-6］，而人力資本積累作為經(jīng)濟增長的重要源泉，又決定著經(jīng)濟增長的規(guī)模與速度［7］。但已有實證研究所得結(jié)論卻大相徑庭，一部分研究發(fā)現(xiàn)通過健康資本投資既可以直接提高個人健康水平、增加勞動供給規(guī)模、提升勞動生產(chǎn)效率與個人效用水平、推動技術(shù)創(chuàng)新與科技進步［8-9］，也可以間接提高教育人力資本的產(chǎn)出效率以促進經(jīng)濟增長［10］；但也有

基于跨國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，健康資本投資與經(jīng)濟增長存在倒“U”型關(guān)系［11］，在特定發(fā)展階段，健康投資對物資資本投資的“擠出效應(yīng)”抑制經(jīng)濟增長［12-13］?？梢?，健康資本投資顯然可以通過提升健康水平來推動經(jīng)濟增長，但研究方法、選擇對象與時間階段的差異導(dǎo)致結(jié)果仍存在一定爭議。

二是健康人力資本對收入分配的影響。人力資本作為影響收入分配的重要因素，有關(guān)教育人力資本及投資對收入分配影響的研究可謂汗牛充棟。其中，城市偏向型教育資本投資是城鄉(xiāng)差距擴大的重要原因之一［14］，促進人力資本均衡發(fā)展、優(yōu)化人力資本投資結(jié)構(gòu)，有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距［15-16］。就健康資本投資而言，其投資數(shù)量與居民收入分配相互影響，收入差距擴大通過降低個人健康投資積極性，抑制低收入群體的健康投資規(guī)模，而健康資本投資減少又會通過增加健康不平等與勞動技能水平的不平等再度擴大居民間收入差距［17］。部分研究基于國家層面的宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，健康資本投資與收入不平等之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系［18］，國家之間健康投資規(guī)模差異影響著經(jīng)濟產(chǎn)出差距，增加了地區(qū)間收入不平等程度［19］。就我國而言，一方面，東、中、西部地區(qū)投資規(guī)模差異導(dǎo)致健康投資回報率依次遞增［20］，增加健康資本投資可以有效縮小地區(qū)間收入差距；另一方面，健康投資能夠提升居民健康水平，更有益于低收入階層的人力資本積累與收入增長，緩解人群間收入不平等狀況［21］，但由于城市偏向型公共政策的長期存在，健康資本投資也可能擴大我國城鄉(xiāng)間收入差距［22］。總之，健康資本投資本身有利于調(diào)節(jié)收入分配，但若存在區(qū)域間投資規(guī)模失衡、城鄉(xiāng)間投資結(jié)構(gòu)偏向，反倒會擴大地區(qū)、人群與城鄉(xiāng)間收入差距。

三是共同富裕的實現(xiàn)路徑及人力資本對其產(chǎn)生的影響。共同富裕需要兼顧“共同”與“富?！眱蓚€方面，在發(fā)展中實現(xiàn)共享、在共享中保證發(fā)展［23］，以總體富裕程度與發(fā)展成果共享程度兩方面衡量更為貼切［1］。部分學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)，發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟推動產(chǎn)業(yè)升級，發(fā)展普惠金融促進家庭創(chuàng)業(yè)與非農(nóng)就業(yè)，優(yōu)化服務(wù)資源配置推動社會公共服務(wù)，加速新型城鎮(zhèn)化建設(shè)帶動農(nóng)村農(nóng)民融合發(fā)展等途徑均可以有效提升我國共同富裕水平［24-26］。此外，賴德勝指出推進我國共同富裕應(yīng)堅持以“益貧式”增長為切入點，以人力資本投資為實現(xiàn)路徑［27］，保障全體居民擁有良好平等的健康水平、公平可及的健康服務(wù)機會，進而推動共同富裕與健康中國行動更加深入全面［28］。因此，堅持高質(zhì)量健康資本投資提升人力資本積累，能夠成為提升共同富裕水平的又一現(xiàn)實路徑，更好地保證以全民健康賦能共同富裕。

綜上所述，既有研究已對共同富裕的實現(xiàn)路徑、健康資本投資與經(jīng)濟增長和收入分配的關(guān)系進行了豐富的探討，但多以宏觀跨國數(shù)據(jù)與微觀個體數(shù)據(jù)作為研究基礎(chǔ)，僅關(guān)注健康資本投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)或收入分配效應(yīng)，缺乏聚焦于健康資本投資對共同富裕水平影響的深入探究；同時，作為再分配調(diào)節(jié)手段的政府健康投資成為當(dāng)前研究的重點，但作為居民消費支出的個人健康投資與政府健康投資存在本質(zhì)區(qū)別，卻少有研究進行區(qū)分討論。鑒于此，在已有文獻基礎(chǔ)上，本文重點探究健康資本投資的共同富裕效應(yīng)，可能的貢獻在于：一是基于人力資本視角，通過理論與實證探究健康資本投資是否存在共同富裕效應(yīng)；二是充分考慮政府健康投資與個人健康投資的差異，討論兩類健康資本投資的共同富裕效應(yīng)存在的異質(zhì)性，并使用傳染性疾病肝炎患病率作為健康資本投資的工具變量來緩解其內(nèi)生性；三是借助中介效應(yīng)模型，嘗試探究健康資本投資共同富裕效應(yīng)的發(fā)生機制，討論政府與個人健康投資共同富裕效應(yīng)發(fā)生機制的差異性，為推進健康中國建設(shè)與促進共同富裕提供理論支持與政策啟示。

三、理論分析

促進共同富裕力求公平與效率的統(tǒng)一，既需要增加居民收入、推動經(jīng)濟發(fā)展，也需要縮小收入差距、均衡收入分配，保證經(jīng)濟增長的充分性與發(fā)展的平衡性以更好推進共同富裕。

1. 健康資本投資的“富裕”效應(yīng)

假設(shè)采用新古典增長模型規(guī)模報酬不變的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，將健康人力資本作為生產(chǎn)要素納入模型：

Y=KαHβ（AL）1-α-β（1）

其中，Y、K、H、A、L分別表示總產(chǎn)出、物質(zhì)資本存量、健康資本存量、全要素生產(chǎn)率與勞動力數(shù)量，α、β表示物質(zhì)資本與健康人力資本的產(chǎn)出彈性，0<α<1，0<β<1且0<α+β<1。因此，有效勞動的單位產(chǎn)出為：

y（k，h）=Y/AL=kαhβ（2）

其中，k=K/AL、h=H/AL分別表示有效勞動力單位物質(zhì)資本、單位健康人力資本。代表性生產(chǎn)廠商依據(jù)利潤最大化原則進行生產(chǎn)決策，按照邊際產(chǎn)出給予支付勞動者報酬，則勞動者的工資收入等于有效勞動的邊際產(chǎn)出，即：

w=Y/AL=f（k，h）-kf′k（k，h）-hf′h（k，h）（3）

將式（2）代入式（3）中，整理得到：

w=（1-α-β）kαhβ（4）

格魯斯曼（Grossman）指出健康人力資本是健康資本投資（inv）的增函數(shù)［29］，故可假設(shè)h=invχ，0<χ<1，并代入式（4）中，可得：

w=（1-α-β）kαinvχβ（5）

根據(jù)式（5）對居民工資收入求關(guān)于健康資本投資的偏導(dǎo)，即：

w/inv=（1-α-β）χβ·kα·invχβ-1>0（6）

由式（6）可知，在其他要素不變情況下，個人收入水平是健康資本投資的增函數(shù)。據(jù)此，提出假設(shè)H1：增加健康資本投資能夠有效提升居民收入水平，即健康資本投資存在“富?！毙?yīng)。

2. 健康資本投資的“共同”效應(yīng)

由于我國城鄉(xiāng)收入差距占整體收入不平等的比例超過40%，且為收入分配中最不公平的部分［30］，所以重點考慮城鄉(xiāng)收入差距，借鑒陸銘和陳釗的研究以城鄉(xiāng)居民收入之比衡量［31］，對式（4）展開變形，wc與wn表示城市與農(nóng)村居民的勞動收入：

wc=（1-α-β）kαchβc； wn=（1-δ-ε）kδnhεn（7）

d=wc/wn=（1-α-β）kαcinvχβc/［（1-δ-ε）kδninvχεn］（8）

其中，d表示城鄉(xiāng)收入差距，下標(biāo)c與n分別代表城市與農(nóng)村。構(gòu)造φ=（invc+invn）/（Yc+Yn）表示健康資本投資占社會總產(chǎn)出的比例，且0<φ<1 ，并令Δ=invn/（invc+invn）為農(nóng)村健康投資占比，則1-Δ為城市健康投資占比，將式（2）與（8）代入φ中化簡得：

φ=invc（1+invn/invc）Yc（1+Yn/Yc）=invcYc·1/（1-Δ）1+1-δ-ε1-α-β·d·（9）

其中，=AcLc/AnLn。由式（9）構(gòu)造隱函數(shù)F，可得：

F=φ·（1-Δ）·1+1-δ-ε1-α-β·d·-invcYc（10）

根據(jù)式（10）求得城鄉(xiāng)收入差距與健康資本投資的關(guān)系，即：

dφ=-F/φF/d=-

1+1-δ-ε1-α-β·d·

1-δ-ε1-α-β··φ<0（11）

由式（11）可知，在其他要素不變時，城鄉(xiāng)收入差距是健康資本投資的減函數(shù)。由此，提出假設(shè)H2：增加健康資本投資可以縮小城鄉(xiāng)收入差距，即健康資本投資存在“共同”效應(yīng)。

3. 健康資本投資的“共同富?！毙?yīng)

共同富裕既要求保持較高的經(jīng)濟增長，又要有較好的收入分配，要求促進效率的同時注重公平、提升居民收入水平的同時調(diào)整收入分配結(jié)構(gòu)［27］。一方面，健康資本投資可以有效提升居民收入水平。通過提升居民健康水平，降低疾病風(fēng)險與失能風(fēng)險，從而增加有效勞動規(guī)模與勞動參與時間［32］，激發(fā)教育、培訓(xùn)潛力并提升教育投資回報率［9］，避免因健康狀況不佳

導(dǎo)致自身人力資本貶值進而限制個人與家庭收入水平提升。另一方面，健康資本投資能夠有效縮小收入差距。由于邊際報酬遞減規(guī)律的存在，隨著健康資本投資增加，其對投資規(guī)模小的地區(qū)產(chǎn)生的邊際效用會逐漸高于投資規(guī)模大的地區(qū)，同時由于農(nóng)村地區(qū)健康資本投資的減貧效應(yīng)高于教育資本，那么增加健康資本投資可為農(nóng)村、低收入地區(qū)帶來的勞動供給效應(yīng)多于城市、高收入地區(qū)［33］，從而保證農(nóng)村、低收入地區(qū)的勞動供給持續(xù)性與收入穩(wěn)定性，在一定程度上縮小城鄉(xiāng)間、地區(qū)間的收入差距。因此，提出假設(shè)H3：增加健康資本投資能夠有效促進共同富裕，即健康資本投資存在“共同富?！毙?yīng)。

本研究的相關(guān)理論機制圖見圖1。

四、研究設(shè)計

1. 模型設(shè)定

首先，根據(jù)前面的理論分析與研究假設(shè)，構(gòu)建如下基準(zhǔn)計量模型探究健康資本投資的共同富裕效應(yīng)：

lnpgdpit=α+βlninvit+δ′Xit+μi+vt+εit（12）

gapit=α+βlninvit+δ′Xit+μi+vt+εit（13）

lngtfyit=α+βlninvit+δ′Xit+μi+vt+εit（14）

其中，lnpgdp、gap、lngtfy為被解釋變量，分別衡量居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距、共同富裕水平，lninv為核心解釋變量，表示健康資本投資，包括政府健康投資與個人健康投資，X為省級層面控制變量集合，包括城鎮(zhèn)化率、老齡化程度、失業(yè)率及經(jīng)濟開放程度，i為省份，t為時間，μi、vt分別代表省份固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，εit為隨機擾動項。

其次，為明確健康資本投資對居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距及共同富裕水平在擾動項不同分位點上的異質(zhì)性，設(shè)定分位數(shù)回歸如下：

Qit=σ（τ）lninvit+ρ（τ）Xit（15）

其中，τ表示相應(yīng)分位數(shù)，Qit為相應(yīng)分位數(shù)下的被解釋變量，包括居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距與共同富裕水平，X為省級層面的控制變量。

最后，增加健康資本投資，不僅可以增加有效勞動供給數(shù)量，還能夠提升勞動力健康水平、教育人力資本等人口素質(zhì)，借鑒巴倫（Baron）和肯尼（Kenny）提出的中介效應(yīng)逐步檢驗法［34］，以勞動供給與人口素質(zhì)為中介變量，探究健康資本投資共同富裕效應(yīng)的形成機制，模型設(shè)定如下：

labquantityit/popqualityit=α+β1lninvit+δ′Xit+μi+vt+εit（16）

lngtfyit=α+β2lninvit+γlabquantityit/popqualityit+δ′Xit+μi+vt+εit（17）

其中，中介變量labquantityit、popqualityit表示勞動供給與人口素質(zhì)，其他變量與前面保持一致。

2. 變量選取

（1）被解釋變量。居民收入水平（lnpgdp），使用人均國民生產(chǎn)總值對數(shù)值來衡量我國居民人均收入狀況，該值越大，表明居民收入水平越高；城鄉(xiāng)收入差距（gap），采用城市與農(nóng)村居民人均收入之比來衡量，該值越大，表明城鄉(xiāng)收入差距越大；共同富裕水平（lngtfy），借鑒福斯特（Forster）構(gòu)造社會福利函數(shù)與萬廣華等衡量共同富裕水平的方法［30，35］，將共同富裕定義為：gtfy=gdp×e-gini，其中，gdp的正函數(shù)代表“富?！背潭龋嵯禂?shù)gini的負(fù)函數(shù)代表“共同”程度。經(jīng)濟發(fā)展水平提高、收入不平等程度下降均可有效提升共同富裕水平。

（2）核心解釋變量。為了明確不同類型健康資本投資的共同富裕效應(yīng)及其異質(zhì)性，本文將健康資本投資分為兩部分：政府健康投資（lnzfinv）與個人健康投資（lngrinv），分別采用各省政府衛(wèi)生健康支出、各省居民個人醫(yī)療保健支出來衡量，并做對數(shù)化處理。

（3）控制變量?？紤]共同富裕水平的影響因素較多，故控制隨時間變化的相關(guān)因素。城鎮(zhèn)化率（city_rate），以非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬?，城?zhèn)化水平的提高不僅有助于縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，還可以帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，提升居民收入水平。老齡化程度（old_rate），以65歲及以上人口數(shù)量占總?cè)丝诘谋戎剡M行測度，隨著老齡化程度加深及預(yù)期壽命延長，一方面，由于被撫養(yǎng)人口數(shù)量增加及撫養(yǎng)年限延長，中青年勞動力有效供給減少，阻礙我國經(jīng)濟發(fā)展與居民收入水平提升；另一方面，人口老齡化也可能通過社會保險制度設(shè)計促進經(jīng)濟發(fā)展［36］。失業(yè)率（emp_rate），采用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率作為其代理變量，基于傳統(tǒng)理論（奧肯定律）與既有研究發(fā)現(xiàn)，失業(yè)率往往抑制經(jīng)濟增長，擴大城鄉(xiāng)收入差距。經(jīng)濟開放程度（exp_rate），以進出口貿(mào)易額占GDP的比重來反映，隨著對外開放水平提高，進出口貿(mào)易與國際投資推動我國經(jīng)濟發(fā)展，但由于貿(mào)易與投資多集中于沿海地區(qū)，會加劇地區(qū)間發(fā)展不平衡；同時我國全球價值鏈嵌入位靠低端，發(fā)展相關(guān)制造業(yè)會吸引農(nóng)村低技能勞動力積極參與，縮小城鄉(xiāng)間發(fā)展差距。

（4）中介變量。勞動供給（labquantity），由于老齡化與少子化的影響，我國勞動年齡人口與就業(yè)人口數(shù)量近幾年均呈現(xiàn)下降趨勢，為了準(zhǔn)確衡量健康資本投資產(chǎn)生的勞動供給效應(yīng)，選取勞動參與率作為其代理變量。人口健康素質(zhì)（popquality_h），健康資本投資會提高居民健康水平，促進健康人力資本積累?，F(xiàn)有研究中，部分基于投入視角選擇健康支出份額、床位數(shù)、醫(yī)生數(shù)等作為健康人力資本的代理變量［37］，考慮到這些指標(biāo)更多反映一個地區(qū)健康資本投入狀況，與經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模密切相關(guān)，并非為健康人力資本存量的最優(yōu)代理變量；還有研究基于產(chǎn)出視角，選擇預(yù)期壽命、死亡率作為其代理變量，其中預(yù)期壽命作為宏觀研究中的代表性指標(biāo)［9］，難以獲得省級層面連續(xù)年度的官方數(shù)據(jù)。基于本文研究目的與已有研究［38-39］，選擇孕產(chǎn)婦死亡率作為健康人力資本的代理變量。與全年齡段人群相比，孕產(chǎn)婦群體作為重點醫(yī)療保障人群，往往更重視圍產(chǎn)期前后的健康資本投資，包括注重膳食健康、調(diào)整作息時間、定期參加孕檢并接受醫(yī)療服務(wù)等，其死亡率的高低更能體現(xiàn)因健康投資帶來的健康人力資本積累。人口教育素質(zhì)（popquality_e），擁有高健康人力資本的學(xué)生與勞動力會保持較高的學(xué)習(xí)效率與“干中學(xué)”效應(yīng)，間接促進教育人力資本積累。借鑒已有研究，使用各省平均受教育年限作為教育人力資本的代理變量。

3. 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒，選取2005—2020年的31個省級面板數(shù)據(jù)，主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。首先，居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距與共同富裕水平均存在顯著差距。以共同富裕水平為例，為消除異方差進行對數(shù)化處理后，最大值與最小值仍相差6.14，說明省份間的共同富裕水平差距較大。其次，政府健康投資與個人健康投資也存在地區(qū)差異，在20分位點與80分位點處分別相差1.65、1.35，均值分別為6.23、6.59?？刂谱兞侩m存在一定差異，但都在正常范圍內(nèi)，不存在極端值。需要注意的是，由于西藏缺失2005—2009年失業(yè)率數(shù)據(jù)，故其樣本量為491個。

五、實證分析

鑒于共同富裕包含“共同”與“富?！眱蓚€維度［3］，本研究將初步驗證健康資本投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)（即“富裕”效應(yīng)）與收入分配效應(yīng)（即“共同”效應(yīng)），繼而重點探究健康資本投資的共同富裕效應(yīng)。

1. 基準(zhǔn)模型回歸

由于本文使用的是面板數(shù)據(jù)，可選擇混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型進行回歸，經(jīng)過F檢驗、LM檢驗、Hausman檢驗后，最終選用固定效應(yīng)模型【根據(jù)F檢驗（F（30， 455） = 875.33，p<0.001）、LM檢驗（chibar2=1702.12，p<0.001）、Hausman檢驗（chi2=48.23，p<0.001）可知，均拒絕原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)模型?！俊？紤]到面板數(shù)據(jù)中存在的異方差、序列相關(guān)和截面相關(guān)問題，采用德里斯科爾（Driscoll）和克拉伊（Kraay）1998年的方法獲得異方差、序列相關(guān)、截面相關(guān)穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤進行回歸估計［40］。

表2報告了健康資本投資對居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距與共同富裕水平的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，控制省份與年份固定效應(yīng)。根據(jù)列（1）與列（3），政府健康投資每增加1%，居民收入水平增加0.330%，城鄉(xiāng)收入差距減少0.0019個單位【由于模型設(shè)定為半彈性模型，即政府健康投資每增加1%，城鄉(xiāng)收入差距減少（0.188/100）個單位，并四舍五入為0.0019?！?，即政府健康投資具有明顯的“富?！毙?yīng)與“共同”效應(yīng)。政府健康投資作為人力資本投資的重要組成部分，一方面，有助于降低健康資本折舊率、增加健康人力資本積累，保證勞動參與時間與供給規(guī)模、提升勞動生產(chǎn)效率，促使居民收入水平上升；另一方面，政府層面的健康支出具備公共服務(wù)供給性質(zhì)，雖然存在城市偏向型的健康資本投資，但由于健康資本投資的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，仍可有效縮小城鄉(xiāng)之間收入差距。

根據(jù)第（2）與（4）列可以發(fā)現(xiàn)，個人健康投資每增加1%，居民收入水平增加0.226%，存在顯著增收效應(yīng)，驗證了假設(shè)1。個人健康投資的收入分配效應(yīng)不具有統(tǒng)計顯著性，這可能是因為，一是通過個人健康投資增加健康人力資本，對低收入群體工資性收入水平提升幅度更明顯，有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距；

二是農(nóng)村居民健康投資占可支配收入比重與生存型邊際消費傾向高于城鎮(zhèn)居民［41］，作為消費支出的個人健康投資持續(xù)增加，對農(nóng)民經(jīng)營性收入的擠出效應(yīng)更明顯，這將擴大城鄉(xiāng)收入差距［42］；

三是個人健康投資過高，往往伴隨著家庭成員因疾病造成的高額醫(yī)療支出，由于我國基本醫(yī)療保險制度安排下城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險的實際報銷比例高于新型農(nóng)村合作醫(yī)療［43］，面對災(zāi)難性衛(wèi)生支出時農(nóng)村基本醫(yī)療保險的阻斷效應(yīng)也弱于城鎮(zhèn)［44］，進一步擴大城鄉(xiāng)收入差距。

探究了政府與個人健康投資對居民收入水平、城鄉(xiāng)收入差距影響后，第（5）—（6）列繼續(xù)考察了政府與個人健康投資的共同富裕效應(yīng)。可以發(fā)現(xiàn)，政府健康投資與個人健康投資每增加1%，共同富裕水平分別增加0.212%、0.123%，政府健康投資的共同富裕效應(yīng)明顯優(yōu)于個人健康投資。通過健康資本投資提高全民健康素質(zhì)，增加社會勞動供給規(guī)模與供給質(zhì)量，扎實推進共同富裕，據(jù)此驗證了假設(shè)3。第（7）列控制了各省份城鎮(zhèn)與農(nóng)村個人健康投資后，發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)個人健康投資差距擴大會抑制共同富裕水平提升。個人健康投資往往隨收入水平同向變動，城鄉(xiāng)個人健康投資比增加意味著個人收入差距逐漸拉大，進而阻礙共同富裕水平提升。

從控制變量的結(jié)果來看，一方面，城鎮(zhèn)化水平與經(jīng)濟開放程度均可提高居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距，一定程度上提升我國共同富裕水平。城鎮(zhèn)化產(chǎn)生的集聚效應(yīng)有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時經(jīng)濟開放程度越高，國際貿(mào)易與投資規(guī)模越大，推動國內(nèi)制造業(yè)、服務(wù)業(yè)發(fā)展，帶動農(nóng)村剩余勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，有助于提高居民收入水平，縮小城鄉(xiāng)間收入差距。另一方面，老齡化程度增加會抑制共同富裕水平提升，人口老齡化不僅促使勞動年齡結(jié)構(gòu)老化，家庭及社會撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)加重，還會阻礙技術(shù)進步、降低資本增速［36］；失業(yè)率上升導(dǎo)致了失業(yè)人口增加、有償勞動時間減少，進而抑制了居民收入水平提升，同時失業(yè)率上升會推動地方政府采取歧視民工的就業(yè)政策［45］，進一步擴大城鄉(xiāng)收入差距。

2. 穩(wěn)健性檢驗

考慮到傳統(tǒng)均值回歸的局限性及我國居民收入水平、城鄉(xiāng)差距存在的極化現(xiàn)象，使用分位數(shù)模型刻畫健康資本投資在不同分位數(shù)情形下的“富?！毙?yīng)、“共同”效應(yīng)及“共同富?！毙?yīng)，結(jié)果如表3所示。理論上講，若健康資本投資對于低收入地區(qū)的邊際增收效應(yīng)大于高收入地區(qū)，則能夠縮小地區(qū)間收入差距，反之，則不利于縮小收入差距［46］。表3列（1）與（2）分別探究政府健康投資與個人健康投資對居民收入水平的影響。在20%、80%的分位數(shù)上，政府健康投資與個人健康投資對居民收入水平都具有提升作用，且兩種健康資本投資對低收入地區(qū)的增收效應(yīng)顯著大于高收入地區(qū)，這將在增加居民收入的同時益于縮小地區(qū)間收入差距。第（3）列與第（4）列顯示，不論城鄉(xiāng)收入差距大小，政府健康投資均存在顯著收入分配效應(yīng)，且在城鄉(xiāng)收入差距越大的省份作用越明顯；而個人健康投資僅在收入差距較小的省份具有顯著影響。由前面可知，雖然個人健康投資的平均收入分配效應(yīng)并不顯著，但對于城鄉(xiāng)收入差距小的地區(qū)，個人健康投資仍可有效調(diào)節(jié)收入分配，一定程度上驗證了假設(shè)2。第（5）與（6）列中，政府與個人健康投資在不同分位點上均存在顯著的共同富裕效應(yīng)。其中，政府健康投資對于高共富程度與低共富程度省份的促進效應(yīng)基本持平，個人健康投資對于低共富程度省份的效應(yīng)略高，有助于共同富裕水平實現(xiàn)省份間的收斂。實現(xiàn)政府與個人健康投資之間的有效互補，最大化促進我國共同富裕水平。

為了加強研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性與可信性，繼續(xù)從以下三個方面進行穩(wěn)健性檢驗：一是替換核心解釋變量，借鑒王弟海等的研究，采用每千人口床位數(shù)與每千人口衛(wèi)生技術(shù)人員來替換政府健康投資［19］，使用門診病人次均檢查費用來替換個人健康投資。二是排除其他政策影響。黨的十九大報告中提出“實施健康中國戰(zhàn)略”，為人民群眾提供全方位、全周期的健康服務(wù)，各省市陸續(xù)開展健康教育、健康促進工作，對增加健康投資、培養(yǎng)健康意識、提升人力資本產(chǎn)生重要影響。為了避免政策影響，剔除2018年后數(shù)據(jù)進行估計。三是改變樣本范圍。考慮到直轄市財政醫(yī)療衛(wèi)生支出、個人收入消費水平與其他省市存在差距，同時醫(yī)療資源優(yōu)勢與醫(yī)療服務(wù)專業(yè)程度也領(lǐng)先于其他省市，剔除四個直轄市數(shù)據(jù)重新估計。從表4回歸結(jié)果來看，不論是替換核心解釋變量、排除“健康中國戰(zhàn)略”的政策影響，還是改變回歸樣本范圍，政府健康投資與個人健康投資對共同富裕的影響仍然顯著為正，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

3. 內(nèi)生性討論

雖然健康資本投資能夠促進共同富裕，但隨著共同富裕水平提升，政府財政收入與個人收入隨之增加，反過來又會促進健康投資，這種雙向因果關(guān)系與可能存在的遺漏變量都將導(dǎo)致內(nèi)生性問題，因此，通過尋找合適的工具變量來緩解內(nèi)生性問題。一方面，以我國傳染性疾病肝炎患病率作為工具變量。由于政府與個人健康投資增加，居民健康水平以及日常生活中傳染性疾病預(yù)防意識不斷提升，加上疫苗接種的普及，使得傳染性疾病的患病率不斷降低，滿足相關(guān)性；乙肝等類型傳染性疾病主要是通過母嬰、血液傳播，而母嬰傳播往往發(fā)生在個體嬰幼兒時期，這與當(dāng)前共同富裕水平并無直接聯(lián)系，滿足外生性。另一方面，借鑒李長安、楊智姣的方法［47］，選取地區(qū)衛(wèi)生機構(gòu)密度作為工具變量。從相關(guān)性看，地區(qū)衛(wèi)生機構(gòu)大部分由政府管理，其建立必然會伴隨著財政衛(wèi)生健康支出，同時衛(wèi)生機構(gòu)密度增加會提升居民醫(yī)療可及性，提高就醫(yī)概率并增加個人健康支出；從外生性看，衛(wèi)生機構(gòu)密度由其所在省土地面積與機構(gòu)數(shù)量決定，與當(dāng)前的共同富裕水平并無必然聯(lián)系。使用兩階段最小二乘法進行估計。根據(jù)表5可知，第一階段F統(tǒng)計量均大于10，即所選工具變量與內(nèi)生變量高度相關(guān)，并通過工具變量識別不足檢驗以及弱工具變量檢驗，當(dāng)?shù)冢?）—（6）列加入所有工具變量時，過度識別檢驗不顯著，表明工具變量之間并不矛盾。此外，考慮到可能存在異方差，列（5）與（6）使用迭代GMM進行回歸。不論政府健康投資，還是個人健康投資均能促進我國共同富裕水平的提升，保證了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

4. 異質(zhì)性檢驗

考慮到不同地域間的經(jīng)濟發(fā)展水平與居民保健意識存在差異，以及健康資本投資在區(qū)域間的非均衡性，本文將全國劃分為東部、中部與西部三大區(qū)域，深入分析健康資本投資的共同富裕效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性，結(jié)果如表6所示。一方面，不論哪個區(qū)域，政府健康投資的共同

富裕效應(yīng)均顯著為正。其中，政府健康投資對中部地區(qū)邊際貢獻最大，對于東部與西部地區(qū)的邊際貢獻基本一致。這可能是因為，受限于經(jīng)濟發(fā)展水平，西部地區(qū)的財政支出主要用于生產(chǎn)建設(shè)領(lǐng)域，政府健康投資水平相對較低，而東部地區(qū)的人口與資源的流動性較強，使得政府健康投資的正外部性較大［48］。另一方面，個人健康投資的共同富裕效應(yīng)僅在東部地區(qū)顯著，在中西部地區(qū)不顯著，是因為相比東部而言，中西部地區(qū)居民人均收入水平較低，用于醫(yī)療保健的個人健康支出相對較少且醫(yī)療保健意識相對薄弱，同時中西部地區(qū)收入分配不平等現(xiàn)象比東部更加嚴(yán)重，因此，中西部地區(qū)個人健康投資的共同富裕效應(yīng)不顯著。

六、進一步分析

政府健康投資與個人健康投資存在顯著的共同富裕效應(yīng)，為了進一步探究健康資本投資共同富裕效應(yīng)的形成機制，并檢驗政府健康投資與個人健康投資的共同富裕效應(yīng)是否存在影響路徑上的異質(zhì)性，本研究結(jié)合已有文獻對可能存在的路徑進行探討。

其一是勞動供給路徑：健康資本投資→增加勞動供給→促進共同富裕。隨著健康資本投資增加，一方面，提升勞動者自身健康水平，增加勞動參與率，保證勞動供給時間；另一方面，疾病預(yù)防與醫(yī)療保健工作將會發(fā)揮效用，提升老年人與未成年子女的健康素質(zhì)，降低因照料患病親屬所減少的勞動力供給。因此，以勞動供給作為中介變量，由于老齡化程度加深導(dǎo)致我國勞動年齡人口與就業(yè)人口數(shù)量逐年下降，這是不可抗力因素所致，故選擇勞動參與率表示勞動供給水平，并以城鎮(zhèn)非私營單位、國有單位、城鎮(zhèn)集體單位與其他單位就業(yè)人員數(shù)之和占15—64歲勞動年齡人口的比重衡量。

其二是人口素質(zhì)路徑：健康資本投資→提升人口素質(zhì)→促進共同富裕。一方面，健康資本投資將會直接改善自身健康水平，提高健康資本存量，尤其是依賴于體力勞動的低技能勞動力、農(nóng)村勞動力；另一方面，健康資本投資會間接促進教育人力資本積累，較高的健康水平將會提升學(xué)生的學(xué)習(xí)效率與課堂出勤率、適齡勞動人口的學(xué)習(xí)能力與培訓(xùn)效果，從而推進共同富裕。因此，以人口素質(zhì)作為中介變量，并以孕產(chǎn)婦死亡率衡量的健康人力資本與人均受教育年限衡量的教育人力資本來表示。

根據(jù)式（16）與式（17）檢驗中介效應(yīng)是否存在，對系數(shù)β1、γ進行檢驗。若兩個系數(shù)均顯著，則繼續(xù)檢驗β2，如果β2仍顯著，則表明存在部分中介效應(yīng)，否則存在完全中介效應(yīng)；如果系數(shù)β1、γ中有一個系數(shù)不顯著，則需進行Sobel檢驗，若通過檢驗，則表明存在中介效應(yīng)。從表7和表8可以發(fā)現(xiàn)，首先，政府健康投資可以通過提高勞動供給率、增加健康與教育人力資本存量產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)。增加政府健康投資短期內(nèi)能為全體人民提供優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源、增加醫(yī)療可及性，長期內(nèi)還可為我國提供充足的“銀發(fā)勞動力”，發(fā)揮低齡老年群體人力資本優(yōu)勢，獲得持續(xù)知識溢出來促進共同富裕。其次，個人健康投資通過增加健康人力資本這唯一路徑產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)。作為微觀經(jīng)濟主體，個人通過購買健康產(chǎn)品與保健服務(wù)，滿足自身增強體質(zhì)、預(yù)防疾病的個體健康需求，提高健康人力資本存量促進共同富裕。由此可見，政府健康投資與個人健康投資的共同富裕效應(yīng)形成機制存在明顯差異。

七、結(jié)論與政策啟示

全民健康與共同富裕是政府和社會各界關(guān)注的焦點。實現(xiàn)全民健康，既是個人全面發(fā)展和社會全面進步的重要基礎(chǔ)，也是推進共同富裕的基本前提?；诖耍疚牟捎?005—2020年省級面板數(shù)據(jù)，初步探究政府與個人健康投資的經(jīng)濟增長效應(yīng)與收入分配效應(yīng)，繼而聚焦于健康資本投資的共同富裕效應(yīng)，主要結(jié)論如下。

一是健康資本投資能夠有效提高居民收入水平、縮小城鄉(xiāng)收入差距，存在顯著的共同富裕效應(yīng)。通過增加政府與個人健康資本投資，充分發(fā)揮人力資本的增長與平衡效應(yīng)成為推進我國共同富裕的一條現(xiàn)實路徑［41］。從投資類型來看，政府健康投資的共同富裕效應(yīng)明顯優(yōu)于個人健康投資，再次驗證了封巖、柴志宏的結(jié)論并進行了一定拓展［49］。此外，在城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的背景下，城鄉(xiāng)個人健康投資差距擴大會進一步阻礙共同富裕水平提升。

二是健康資本投資的共同富裕效應(yīng)存在區(qū)域異質(zhì)性。政府健康投資的共同富裕效應(yīng)雖在任何地區(qū)都顯著存在，但對于中部地區(qū)的效應(yīng)遠高于東、西部，這與健康投資的增收效應(yīng)隨規(guī)模增加而遞減所不同［20］。為此，不僅應(yīng)考慮投資規(guī)模，也應(yīng)重視人口流動與資源配置的外部性。與東部相比，中西部地區(qū)個人健康投資規(guī)模相對較少且醫(yī)療保健意識薄弱，導(dǎo)致個人健康投資的共同富裕效應(yīng)僅在東部地區(qū)顯著。

三是政府健康投資的共同富裕效應(yīng)產(chǎn)生路徑與個人健康投資存在差異。具體來說，政府健康投資通過增加勞動供給與提升人口健康、教育素質(zhì)來促進共同富裕，而個人健康投資通過提升人口健康素質(zhì)這唯一渠道產(chǎn)生共同富裕效應(yīng)。這意味著，作為公共財政支出的政府健康投資與私人消費支出的個人健康投資存在本質(zhì)區(qū)別，促進共同富裕應(yīng)注重政府與個人健康投資的有效互補。

基于以上研究結(jié)論，本文得到如下政策啟示。

一是統(tǒng)籌區(qū)域間政府健康投資，注重農(nóng)村偏向型增長。一方面，各級政府應(yīng)增加公共財政中醫(yī)療衛(wèi)生支出，推動醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)改革，加強醫(yī)療保障能力建設(shè)，提高健康醫(yī)療投資回報率，提升全民健康素養(yǎng)。

另一方面，政府健康投資具有益貧式增長的特點，應(yīng)注重農(nóng)村偏向型的政府健康投資。面對我國城鄉(xiāng)發(fā)展不均衡這一現(xiàn)實，通過增加醫(yī)療保健投資，加快農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系構(gòu)建，改善農(nóng)民健康水平，提高農(nóng)民勞動供給與效率，避免因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象出現(xiàn)。

二是保證城鄉(xiāng)個人健康投資均衡增長，注重政府與個人健康投資有效互補。首先，通過政策引導(dǎo)與教育宣傳，提升個人健康投資的投入產(chǎn)出效率，避免過度醫(yī)療、無效醫(yī)療投資現(xiàn)象，防止城鄉(xiāng)健康投資差距持續(xù)擴大。

其次，提高居民醫(yī)療保健意識，尤其是農(nóng)村居民。以醫(yī)保政策作為調(diào)節(jié)手段，促使農(nóng)村居民逐步增加個人健康投資，以衛(wèi)健部門督導(dǎo)作為調(diào)節(jié)措施，降低醫(yī)療機構(gòu)逐利性、保障醫(yī)療服務(wù)供給均衡。最后，保證政府健康投資與個人健康投資有效組合，最大程度提升共同富裕水平。

三是注重人力資本積累，發(fā)揮教育人力資本與健康人力資本相互促進作用。對于接受正式教育的群體，通過均衡城鄉(xiāng)教育發(fā)展機會、教育資源配置及教育資本投資，提高知識素養(yǎng)與健康預(yù)防意識；對于接受非正式教育的群體，通過知識宣講、經(jīng)驗教育與代際教育等方式，提升自身健康素養(yǎng)，重視自身健康投資行為，提高健康投資回報率，保證政府與個人健康投資實現(xiàn)預(yù)期效果，扎實推進共同富裕。

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The Common Prosperity Effect of Healthy Human Capital Investment

HU? Yaoling1，2 ， XU? Yangyang1

（1.School of Economics， Hebei University， Baoding 071000，China；

2.Center for Common Prosperity Research， Hebei University， Baoding 071000，China）

Abstract：National health and common prosperity are the focus of attention of the government and all sectors of society. To achieve a higher level of national health is not only the inevitable result of common prosperity， but also the basic condition for common prosperity. Using the provincial panel data from 2005 to 2020， this paper explores

the common prosperity effect of government health investment and personal health investment from the perspective of human capital， which can reveal the mechanism path and heterogeneous impact of health capital investment to promote the? common prosperity. The results show that government health investment and personal health investment can improve the residents income level and narrow the income gap between urban and rural areas， which have a significant common prosperity effect. The common prosperity effect of government health investment is better than that of

personal health investment， in other words， government health investment has a greater effect on the level of common prosperity. The widening gap between urban and rural areas in personal health investment will hinder the improvement of common prosperity. After a series of robustness tests such as replacing the regression model， replacing key variables， eliminating policy influences and selecting instrumental variables to solve the endogenous problem， the study findings remain valid. The analysis of regional heterogeneity shows that the co-prosperity effect of government health investment was significant in any region， and the co-prosperity effect of government health investment in the central region was higher than that in the east and west， while the co-prosperity effect of individual health investment was only significant in the eastern region. Further mechanism analysis shows that government health investment produces a co-prosperity effect by increasing the labor supply and improving the health and educational quality of population， while personal health investment only produces the common prosperity effect by improving the populations health quality， and the common prosperity effect formation mechanism of the two is heterogeneous. Therefore， it is necessary to coordinate and link the government investment in health and pay attention to the rural-biased growth. In order to balance the urban and rural investment in personal health and realize the effective complementarity of government and personal health investment， we should give full play to the mutually reinforcing role of educational and health human capital， and then solidly promote the common prosperity.

Keywords：government health investment；personal health investment；affluence effect；common effect；common prosperity effect

［責(zé)任編輯 劉愛華］