区域卫生行业政府投入对经济增长的贡献分析

摘 要：本文首先对中国区域卫生行业政府投入差异进行统计检验。检验表明，东、中和西部地区政府投入规模差异明显，在人均投入水平上却没有明显差异，因此，投入规模应该作为区域卫生行业政府投入对其经济增长贡献分析的起点。在此基础上，本文构建卫生生产函数，并实证分析区域卫生行业政府投入对其经济增长的贡献。结果显示，区域卫生行业政府投入对经济增长影响显著，而且具有明显的地域特征。中、西部地区较低的政府投入规模对于提高当地居民健康水平及缩小与东部地区经济的差距十分不利。最后，本文提出相应的政策建议。

关键词：卫生行业；经济增长；政府投入；经济普查

中图分类号：F810．453文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2009)02-0082-07

一、切入角度：区域而非全国

按照经济普查的行业分类，卫生行业属于第三产业中的卫生、社会保障和社会福利业，是第三产业的重要组成部分。卫生行业的发展对经济增长具有不可忽视的促进作用，在任何经济中，影响劳动力质量的因素除了工作经验、正规教育及培训外，卫生保健的作用也相当明显。据世界银行测算，在过去的50年里，世界经济增长的大约8%―10%归功于居民健康；哈佛大学国际发展研究中心的研究结果显示，大约30%―40%的亚洲经济奇迹源于居民健康。

近年来，政府卫生投入与经济增长之间的关系一直是倍受国内外学者关注的一个热点话题，不少学者对此进行了理论和实证研究。杜乐勋（2001）使用分布滞后模型实证分析公共卫生投入和经济增长的关系后得出，卫生服务投资的宏观经济效益并不比教育投资差，而比预算内基本建设投资效益好。苗俊峰（2006）利用协整模型实证分析了公共卫生投入对经济增长的贡献率得出，我国公共卫生支出与实际经济增长之间不存在互馈效应，公共卫生支出对实际经济增长的影响较为明显，但经济增长并没有使公共卫生支出有太多增长。刘勇政、张坤（2008）应用经济计量方法对中国1981―1999年的相关数据进行实证分析得出，我国公共卫生支出作为非直接的生产性支出对经济增长产生了负向影响，而其具有的间接性生产性投资特点又使其对经济增长产生正向作用。从已有的研究成果看，关于卫生行业政府投入与经济增长关系的结论并不完全一致。有人认为二者是正相关关系，也有人认为二者不存在明显的负相关关系[1-2-3-4]。究其原因，主要有以下两个方面：首先是切入角度过于宏观。现有的研究多从全国角度进行分析，但中国地区间卫生行业政府投入的差异较大。以中国第一次经济普查的数据为例，2004年，全国卫生行业政府投入最高的广东省投入额为43．12亿元，投入最低的宁夏回族自治区仅为2．81亿元，投入最高省份是最低省份15倍还多；卫生行业人均政府投入最高的北京市，为2 270．73元，而投入最低的贵州省，仅为144．25元，人均投入最高省份是最低省份15倍还多。在这种情况下讨论统计总体的统计特征时，往往会因为组间差异的抵消而扭曲统计总体的本来面貌。因此，从统计总体上显示出来的全国卫生行业政府投入与经济增长关系有可能被扭曲。这也是为什么本文不是从全国的角度，而是从分区域角度讨论卫生行业政府投入与经济增长关系的原因所在。其次是数据的利用问题。中国的首次经济普查是在2004年开展的，由于此前的数据是未经经济普查调整的资料，因此，数据不够全面。经济普查后，国家统计局对历史数据进行了调整，使数据更为客观。本文采用经济普查资料，保证了数据的时效性。此外，已有研究成果大都使用常规统计资料而非经济普查资料。经济普查资料与常规性统计资料相比的优势是分组更细、样本更全，这又保证了资料的可信性与全面性。利用经济普查资料而非常规性的统计资料是本文的一个特点。

二、解释变量：规模而非人均

在研究卫生行业政府投入与经济增长关系时的一个重要问题是以总投入规模为切入点，还是以人均投入为切入点。从已有研究成果看，有人选用总投入规模指标，有人选用人均投入指标，从表面看，这两个指标都存在一定的区域差异。既然都是反映区域差异的指标，那么，为什么选择其中的一个指标，而不选另一个指标，大多数研究并未进行详细说明，即使有的研究做了说明，也只是理论上的分析，没有进行统计上的检验，为此，本文首先探讨指标选择的机理。

1．卫生行业政府投入规模差异的检验

卫生行业属于向社会提供医疗卫生服务的公共产品和准公共产品生产部门，其发展需要政府财政的积极参与，科学合理的财政政策既有利于提高卫生行业服务效率，又可以实现社会相对公平。全国第一次经济普查数据显示，中国东、中和西部各省份卫生行业政府投入差异较大，表现为东部沿海经济发达地区的政府投入强度大，中、西部经济欠发达地区政府投入强度小。2004年，政府投入偏多的省份是广东、北京和山东，投入额分别占卫生行业全国政府投入总额的9．89%、7．77%和5．88%。政府投入偏少的省份是和宁夏，投入额分别占卫生行业全国政府投入总额的0．70%和0．65%。

从总体上看，中国东、中和西部在卫生行业政府投入方面似乎存在差异，但这种差异是否显著，还需要进行统计检验。我们设定假设：

H0：μ东部=μ西部=μ中部；H1：μ东部、μ中部和μ西部不全相等。

这里，μ东部、μ中部和μ西部分别为东、中和西部地区各省份的卫生行业政府投入的总体均值。

我们对上述假设做单因素方差分析。在分析中，取显著性水平α=0．05，利用SPSS软件得到检验结果如表1所示。由表1可以看出，p值=0．026，小于显著性水平0．05，故拒绝原假设。也就是说，在5%的显著性水平下，中国东、中和西部地区在卫生行业政府投入规模上存在显著差异。

进一步，从东、中和西部地区卫生行业政府投入均值大小看，西部地区最小，中部地区高于西部地区，东部地区最大，那么从统计角度看，三者是否存在递增的趋势呢？

我们设定假设：

H0：M1=M2=M3；H1：M1≤M2≤M3。

这里，M1、M2、M3分别为西、中和东部地区中各省份卫生行业政府投入额的中位数。

检验采用Jonkheere-Terpstra检验。

首先，设Uij=样本i中观察值小于样本j观察值的对数=＃（Xik＜Xji，k=1，2，…，ni，l=1，2，…，nj），这里，Xij为第i个样本的第j个观察值，i=1，2，3。然后，对所有的Uij在i＜j范围内求和，就得到了Jonkheere-Terpstra统计量J。

通过对东、中和西部卫生行业政府投入数据的比较，得到U12=68，U23=69，U13=92以及J=229。由于样本较大，无法获得精确分布的临界值，故采取正态近似：

Z=J-（N2-∑ki=1n2i）/4［N2（2N+3）-∑ki=1n2i（2n+3）］/72（1）

利用（1）得到Z=5．966，p值=0．00001，小于显著性水平0．05。因此，在5%的显著性水平下拒绝原假设。也就是说，西、中和东部的卫生行业政府投入的确有递增趋势。

通过统计检验，我们得出结论：中国西、中和东部地区在卫生行业政府投入方面存在显著差异，三者依次递增。中、西部地区政府投入明显低于东部地区，其中一个最主要原因是中央政府承担的卫生支出过少，地方政府的卫生支出过大，这样的财政分权显然不利于中国卫生行业的发展，同时也加剧了地区间的医疗卫生行业发展的结构失衡。特别在我国实行分税制改革以后，地方财政的实力大为削弱而且地区差距非常大。经济发展水平相对较低的中、西部地区财政收入和财政支出规模偏低，因此，地方卫生支出的绝对数必然要低于东部地区。而且，由于卫生服务投入大、产出小，地方财政困难的地区，为了加快本地区的经济发展，往往更重视生产性财政支出，轻视非生产性财政支出，这也是造成中、西部地区地方卫生支出规模偏低的重要原因之一。

2．卫生行业人均政府投入差异的检验

进一步，我们检验在剔除人口因素的影响之后，区域卫生行业政府投入是否存在显著差异。

我们设定假设：

H0：μ东部=μ西部=μ中部；H1：μ东部、μ中部和μ西部不全相等。

这里，μ东部、μ中部和μ西部分别为东、中和西部地区各省份卫生行业人均政府投入的均值。

在检验中，取显著性水平α=0．05，利用SPSS软件进行单因素方差分析，检验结果如表2所示。由表2可以看出，p值=0．187，大于显著性水平0．05，故在5%的显著性水平下没有充分理由拒绝原假设，即东、中和西部地区在人均政府投入上并不存在显著差异。

东、中和西部地区在卫生行业人均政府投入上不存在显著差异只是说明三个区域从整体上看差异不显著，但不代表两两区域之间差异不显著。从人均政府投入的均值看，2004年，东部地区人均支出最高，为631．6元，西部地区次之，为458．4元，中部地区最低，为270．36元。故很可能出现东、中部地区差异明显，而中、西部地区差异不明显的情况。

为此，我们设定假设：

n1和n2分别为两个样本容量，S21和S22分别为样本标准差。

由SPSS软件得到统计量t为1．893，自由度为10．95，p值为0．085，大于显著性水平0．05，因此，在5%的显著性水平下，东、中部地区卫生行业人均政府投入差异不显著。

我们再设定假设：

H0：μ西部=μ中部；H1：μ西部与μ中部不全相等。

由SPSS软件得到统计量t为2．077，自由度为15．739，p值为0．055，大于显著性水平0．05，因此，在5%的显著性水平下，西、中部地区卫生行业人均政府投入差异不显著。

3．对检验结果的讨论

上述检验与我们一般的看法存在较大的差异。通常，我们认为东部地区由于经济整体实力强，卫生行业人均政府投入会因此而明显地高于中、西部地区，但这一结论并没有得到数据的支持。假设检验结果表明，中国东、中和西部地区卫生行业的人均政府投入并不存在明显差异。区域之间平均值的差异主要是由于部分省份的卫生行业人均政府投入偏高造成的，整体上看不存在显著差异。2004年，中国卫生行业人均政府投入偏高的省份只有北京、上海、和新疆，而其他地区相差并不明显。因此，从统计意义上看，中国东、中和西部地区卫生行业政府投入差异主要表现为规模差异，而不是人均水平的差异。通过统计检验，我们得出结论，在区域卫生行业政府

投入与经济增长贡献的分析中应该以投入规模作为地区卫生行业政府投入变量。

三、模型设计：卫生生产函数的建立

在目前全国人均收入水平还不高的情况下，区域卫生行业政府投入的规模差异可能会在一定程度上增加区域居民生活质量和劳动力素质间的差异，从而影响到区域经济增长。为了度量卫生行业政府投入对区域经济增长的贡献，本文创造性地应用生产函数，提出了卫生生产函数，并以此函数作为实证分析工具。

设初始的柯布-道格拉斯生产函数为：

这里，Y、K和L分别代表总产出、资本投入和劳动力投入，α1和α2分别为资本和劳动力要素的产出弹性，A为效率参数，表示除了资本和劳动力投入之外，其它因素对经济增长的影响，它不仅包括地区资源禀赋、制度差异和跨时间的影响，还包括那些不可度量的因素的影响。

考虑到增加投入，可以促进卫生服务水平的提高进而提升劳动力质量，也就相当于使初始劳动力的投入量按一定比例增加[5]，因此，可以把劳动力L分解为初始劳动力L0与卫生投入E的乘积，并对柯布-道格拉斯生产函数两边取自然对数之后得到：

LnY=LnA+α1LnK+α2LnL0+α3LnE(3)

为了考察卫生行业不同投入主体的投入对经济增长的作用，我们还进一步将卫生行业投入分解为政府投入和非政府投入两部分。这样，就得到了卫生生产函数模型：

LnY=LnA+α1LnK+α2LnL0+α3LnE1+α4LnE2+ε(4)

其中，E1表示卫生行业的政府投入，E2表示卫生行业的非政府投入即社会和个人投入，α3和α4分别为政府投入和非政府投入的产出弹性。由生产函数理论，上式揭示了不同主体的卫生行业投入与经济增长的关系，并将这种关系用弹性系数来表示。

我们以全国31个省份2004年第一次全国经济普查资料的横截面数据为样本数据拟合全国卫生生产函数模型。其中，卫生行业政府投入用各地区第一次全国经济普查得到的卫生行业收入中的财政拨款额表示，非政府投入用卫生行业收入中剔除了财政拨款额后的其它部分；经济增长用2004年各省份生产总值表示，劳动力投入用2004年各省份从业人员数表示；物质资本投入量指标用2004年各省份的固定资产净值表示，由于在统计资料中还无法直接获得各省份的固定资产净值，为此我们采用永续盘存法对固定资产净值进行了估算，估算中本文参考了李京文等人的资料[6]。

由于卫生生产函数模型中的自变量之间存在较强的相关性，直接使用OLS估计无法保证参数的有效性，因此，我们采用主成分估计法对模型（4）进行参数估计，得到包含卫生投入变量的生产函数模型：

R2=0．969，调整R2=0．967，F=444．115，Sig=0．000

模型的拟合程度较好，参数均通过了t检验,R2和调整R2都较高。由拟合结果可以看出，从全国范围看，卫生行业政府投入对经济增长的影响显著且影响是正向的，即加大卫生行业的政府投入对促进经济增长是有效的。在计量模型中包含的4个影响因素中，卫生行业的非政府投入对经济增长的贡献最高，弹性系数为0．338；其次为物质资本存量，弹性系数为0．313；位于第三位的是卫生行业的政府投入，弹性系数为0．2915，政府投入每提高1个百分点，可以使国内生产总值提高0．2915个百分点；排在最后一位的是劳动力投入对经济增长的贡献，其弹性系数为0．1727。

四、结果分析：东、中、西部地区的比较

虽然我们实证分析了全国范围的卫生行业投入对经济增长贡献显著，但在中国不同区域之间，卫生投入存在较大差异，这种差异可能会进一步增加地区之间居民生活质量和劳动力素质之间的差异，进而影响区域经济增长，因此，对于不同区域来讲，卫生行业投入对其经济增长的影响特征可能并不相同。为此，我们还需要针对不同区域进行重新考虑。而且，通过对不同区域医疗卫生发展影响其经济增长特征的考察，可以使各地区政府充分认识本地区的具体情况，这对于各级政府从实际出发来制定本地区社会经济发展政策和规划具有重要的理论价值和现实意义。

我们利用东、中和西部地区的样本数据对（4）进行拟合，得到东、中和西部东部地带包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省、直辖市；中部地带包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省；西部地带包括重庆、四川、贵州、云南、广西、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、内蒙古共12个省、自治区、直辖市。

回归方程的拟合结果如表3所示。由表3可知，各模型均拟合较好，R2都超过0．96，且模型的参数均通过检验。

1．政府卫生投入对区域经济增长影响显著

卫生行业的政府投入对3个区域经济增长的影响都是显著的而且都是正向的。其中，东、中和西部地区的卫生行业政府投入对GDP增长的弹性系数分别为0．168、0．561和0．292，即政府卫生投入每增加1个百分点，东、中和西部地区生产总值将增加0．168、0．561和0．292个百分点。政府卫生投入的弹性系数显著为正表明，增加卫生投入对区域经济增长是十分有利的，将显著地加快区域经济增长。这也提示我们，各级政府要切实采取有效措施，加大政府对卫生行业的投入，这不仅有利于提高居民的健康水平，而且对于加快经济增长也是十分有利的。如果不适当地削减卫生投入或者不能适应社会医疗卫生需求而相应地增加投入，表面上似乎是节省了财政支出，但结果反而是降低了经济增长，最终将导致财政收入的减少。

而现实情况是，近年来，中国卫生行业政府投入比重在逐渐下降，卫生投入增长更多地依靠个人和社会投入。在目前中国人均收入水平还不高、增长速度还不很快的情况下，单纯地依靠个人和社会来大幅度地提高医疗卫生投入显然不很现实。特别对于中、西部地区来说，其卫生行业政府投入的弹性系数明显超过东部地区，也就是说，同样数量的政府卫生投入对经济增长的贡献要超过东部地区，因此，加大政府卫生投入也是加快中、西部地区经济增长、尽快缩小与东部地区的差距的有效途径。

2．政府卫生投入对区域经济增长影响的地域特征明显

通过对相关变量弹性系数大小的比较我们可以看出，卫生行业政府投入对区域经济增长的贡献具有明显的地域特征。在经济发展水平相对比较落后的中、西部地区，卫生行业政府投入对经济增长的贡献明显高于经济发达的东部地区。其中，中部地区卫生行业投入对其经济发展的促进作用最为明显，中部地区政府卫生投入对GDP增长的弹性系数最大，为0．561，其次是西部地区。与东部和西部地区相比，中部地区更应加大政府卫生投入，以更好地促进该区域经济发展。从区域自身的比较看，东部地区相同比例的卫生行业的非政府投入对经济增长的贡献超过了政府投入，而对于中、西部地区来说，卫生行业的政府投入对区域经济增长的贡献高于非政府投入对经济增长的贡献。由此可见，中国卫生行业的投入结构对区域经济增长随着经济发展水平的不同而呈现出不同的特点。

我们认为，卫生行业政府投入对区域经济增长的影响呈现出不同特征的合理解释是：对于中、西部地区来说，由于经济基础相对落后，医疗卫生设备较差、医疗卫生人员专业化水平较低，当地居民对公共基础医疗和卫生防疫等基本服务需求难以得到充分满足，这使得医疗卫生水平成为制约区域经济增长和生活质量提高的瓶颈。此时，由政府投入的公共卫生投资边际收益较高，因此对经济增长的边际贡献较大。而对于东部地区来讲，由于经济比较发达，医疗卫生设施较为齐全，卫生服务水平也较高，居民对基础医疗和卫生防疫等需求基本得到满足，因此由政府投入的基础医疗和公共卫生投资的边际收益相对较低，政府投入对经济增长的边际贡献也就相对较低，公共卫生投资对经济增长的边际贡献也就有了下降的趋势。这也提示我们应进一步加强对中、西部地区卫生行业的财政投入，因为这不仅可以提高医疗卫生服务水平和可及性，使所有人能够享有更好的公共卫生服务，同时对于拉动西部地区的经济增长和提高居民生活质量也有着非常明显的作用。

五、政策建议

在变量选择中我们得出结论，中国东、中和西部地区在卫生行业政府投入规模方面差异明显，中、西部地区低，东部地区高，投入规模应该作为区域卫生行业政府投入对其经济增长贡献分析的起点。卫生行业政府投入对其经济增长贡献的实证分析结果进一步显示，中、西部地区卫生行业政府投入对其区域经济增长的贡献大于东部地区，增加卫生政府投入是加快区域经济发展、缩小区域经济差距的有效途径。但目前中、西部地区政府卫生投入仍低于东部地区，这对于中、西部地区提高居民健康水平以及尽快缩小与东部发达地区的经济差距十分不利。因此，在政府卫生投入方面我们必须有所改进。

1．完善公共财政政策，加大财政支持力度

本文的分析表明，卫生行业政府投入的投入产出比是可观的，不适当地削减政府卫生投入或者不能适应社会医疗卫生需求而相应地增加政府投入，从表面看似乎是节省了财政支出，但其结果却不利于经济增长。因此，各级政府应该加大对卫生行业的投入，提高卫生支出在财政支出和GDP中的比重。而且，对于一个国家而言，公共健康、医疗保健、卫生防疫等属于典型的公共产品，必须依靠政府的投资来支撑，这是政府的基本职责[7]。各级政府应把提供普遍和公平的医疗服务作为核心职责之一，明确政府承担公共卫生和维护居民健康权益的责任，建立以政府财政为主导的公共卫生投入机制，加大政府在公共卫生领域的投入，增加公共卫生支出规模，确保卫生支出的增长不低于本级财政支出的增长，全面提高公共卫生服务的可及性和公平性，满足居民基本医疗卫生服务需求。

2．加大对预防和卫生防疫等部门的财政投入

由于财政资金困难和补偿机制的不健全，许多公共卫生和防疫机构从计划免疫、疾病监控等公共卫生服务工作转向提供有偿性的医疗服务，甚至对不少计划免疫内的项目也实行收费。这就直接导致享受公共卫生和防疫服务面的缩小，造成对全社会居民健康状况的危害。为此，政府应增大对预防和卫生防疫等部门的财政投入，力争实现包括计划免疫、传染病控制、妇幼保健、职业卫生、环境卫生和健康教育等属于典型的公共产品的服务由政府向全体居民免费提供。

3．加大对中、西部地区卫生行业财政支持力度

首先，对于经济发展水平相对落后的中、西部地区而言，由于政府卫生投入对经济增长的贡献要明显大于经济发达的东部地区，因此，加大对中、西部地区卫生行业的财政投入对于经济增长的促进效率要高于东部地区。其次，加大卫生行业投入也是中、西部地区的迫切需要。目前，医疗卫生服务仍然是中、西部地区最为需要财政转移支付资金支持的公共服务项目之一。由于中、西部地区自然条件差，饮食习惯不卫生现象比较普遍，卫生结构、床位数和专业技术人员数都存在明显不足，因而难以满足当地居民对卫生保健的基本要求。再加上当地居民收入水平较低，如果没有基本的公共卫生制度保障，相当数量的人会陷入“因病致贫，因贫致病”的困境。因此，现实情况也需要通过中央、地方财政转移支付手段来提高中、西部地区的卫生保健能力和水平。

4．加大对东部地区个人与社会卫生投入的财政扶持力度

对于东部地区来说，卫生行业的非政府投入对经济增长的贡献要明显大于政府投入，也就是说，相同比例的个人与社会的卫生投入对经济增长的促进效率要高于政府投入，而且东部地区的居民和社会相对而言更具加大卫生投入的经济能力。因此，对于东部地区来说政府应当采取税收优惠政策、财政扶持政策等有效措施，鼓励和引导居民和社会资本发展医疗卫生事业，建立政府主导与市场引导有机结合的筹资机制，发展多种所有制形式的医疗卫生机构，在宏观层面上形成公立医院、民营医院、私立医院、股份制医院等多种所有制的医院并存，公平、竞争有序的医疗卫生服务格局，在保障居民基本医疗服务的同时，满足居民多层次、多样化的医疗卫生需求。

5．优化财政支出结构，缓解卫生行业发展的不平衡

中国是一个人口众多、地域广阔的发展中国家，医疗资源有限，医疗卫生服务发展不平衡，而且随着社会经济体制改革的不断深入，这种不平衡性又进一步加深。中国医疗卫生服务的不平衡性主要体现在城乡之间、地区之间差距巨大。从城乡看，全国最贫困的人口基本上集中在农村，但公共卫生资源配置的重心却在城市。资金、设备、医疗人员大部分投向城市，大量农村人口所占有的卫生资源却十分有限，城乡居民获得的医疗卫生服务差距较大。中国医疗卫生服务领域的不平衡发展显然不利于社会成员整体健康水平的提高。各级政府应加强统筹规划和宏观调控，通过财政制度上的相应安排，调整中央政府的财政支出结构，加大中央和地方政府对广大农村及落后地区卫生行业的投入。

参考文献：

［1］ 梁中堂．宏观视野下的中国医疗卫生体制改革［J］．经济问题，2006，(3)．

［2］ 王谦．医疗卫生资源配置的经济学分析［J］．经济体制改革，2006，(2)．

［3］ 谭永生．中国卫生总费用存在的结构问题及其对经济增长的影响［J］．卫生经济研究，2005，(6)．

［4］ 刘军民．公共财政下政府卫生支出及管理机制研究［J］．经济研究参考，2005，(94)．

［5］ 蒋萍，田成诗，尚红云．人口健康与中国长期经济增长关系的实证研究［J］．中国人口科学，2008，(5)．

［6］ 李京文，乔根森(美)，郑友敬，等．生产率与中美日经济增长研究［M］．北京：中国社会科学出版社，1992．

［7］ Mayhew,Leslie．Health and Elderly Care Expenditure in an Aging World［R］．IIASAWorking Paper RR-00-21．

［8］ 国务院第一次全国经济普查领导小组办公室．中国经济普查年鉴［M］．北京:中国统计出版社，2006．

Laxen2 burg, Austria：International Institute for AppliedSystems Analysis,2000．

注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”