我國健康投資的經濟增長效應

（中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430074）

我國健康投資的經濟增長效應

王恒麗

（中南民族大學 經濟學院，湖北 武漢 430074）

為研究健康投資對經濟增長的影響，本文通過1980-2014年省際面板數據，建立加入健康投資因素的經濟增長模型進行實證分析。結果證明：1.健康投資對經濟增長產生顯著的正效用。2.加大健康投資可能對其他資本的積累產生擠出效應。針對所得結論，對我國健康投資狀況進行深入分析，給出對策建議。

健康投資；教育投資；經濟增長模型；增長效應

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人健康而進行的投資，為預防治療疾病恢復健康而進行的投資，我們可將之定義為是醫療衛生支出。宏觀上的預防治愈疾病，維持人類基本社會生產能力，提高身體健康水平的投入資源，稱之為廣義健康投資。增加健康投資會使勞動者效率提高，有效工作時間得以延長，在經濟增長公式中，儲蓄率和投資率就會增加，微觀上促進經濟增長；宏觀上看，增加健康投資可以有效延長勞動者生存壽命，改善健康狀況，提高存活率，死亡率下降，勞動者人數增加，有效工作時間延長。但是健康投資也存在相反的效應，收入和健康水平的提高也會通過健康服務和老齡化等因素引起健康投資過度增加，從而擠占物質資本投資，這會抑制經濟增長。

本文在Cobb-Douglas經濟增長函數的基礎上構造加入健康投資的經濟增長模型，以中國為例，結合索羅經濟增長模型，以判斷健康投資對經濟增長的影響。

二、健康投資的經濟增長效應實證分析

1、模型設定

本文在已有的索羅經濟增長函數模型研究成果基礎上，借鑒相關理論如羅莫模型、新古典生產函數模型，在索洛模型基礎上加入健康投資、教育投資，構造如下經濟增長模型。

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

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

考慮到技術進步，令，，，分別表示單位有效勞動的經濟增長、物質投資、教育投資和健康投資，求微分得以下等式：

假設經濟是均衡的，k、e、h均為常數，故在均衡狀態下有=0聯合上述等式，計算出均衡水平下的k、e、h：

將式（2-9）、（2-10）、（2-11）帶入式（2-1）中可得到單位勞動的經濟增長如下：

在一定的時間內t是常數，可將上述計量模型簡化如下：

因此，式（14）為本文分析的計量經濟模型，主要是位健康投資的經濟增長效應設定的。上述推導中，本文選擇對所有數據進行取對數處理，使得連乘函數變為線性函數，消除時間序列異方差，簡化實證模型，模型表示在均衡假設條件下，我國經濟增長受到物質資本投資、教育投資、健康投資、就業水平、資本折舊率和技術進步的影響。

2、數據及統計性描述

為了研究健康投資對我國經濟增長的影響，本文收集我國1980—2014年相關數據，并對模型中各變量的度量指標處理如下：

（1）經濟增長。國內生產總值、國民生產總值、人均國內生產總值等指標通常用來衡量經濟增長，人均GDP在一定意義上可以比較客觀的衡量一國的經濟增長水平，本文采用以1978年不變價格計算的實際人均GDP做為反映經濟增長的指標

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

（3）就業水平。本文用就業率來衡量模型中的勞動力數量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歷畢業生增長率來衡量。

（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療機構床位數來衡量健康水平。

（6）折舊率δ。由于數據的確實，折舊率只能大致估算，本文選取經濟折舊率δ=0.096。并借鑒郭慶旺、賈俊雪（2005）估算的中國全要素生產率的平均年增長率來估計，得到g=0.018。因為數值很小，在實證分析中將δ和g擴大100倍，一定程度上可以提高數據有效性，并且保持與就業指標計算方法的一致性與可比性，提高模型分析的準確性。

3、健康投資經濟增長模型實證檢驗

本文選用全國1980～2014年的時間序列數據，為避免數據非平穩性穩定，造成偽回歸，在回歸分析前先對數據進行單位根檢驗和協整檢驗。

（1）單位根檢驗

為驗證數據的平穩性，本文采用ADF單位根檢驗進行驗證，驗證結果見表1。

表1的數據表明，變量序列的Ln（y）、Ln（k）、Ln（e）、Ln（h）ADF-Fisher統計量小于1%的臨界值，P小于0.05，，均拒絕了原假設，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

（2）協整關系檢驗

ADF 檢驗結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果，防止偽回歸，對模型進行協整關系檢驗。本文采用Engle和Grange檢驗方法。

為分析各變量間是否存在協整關系，我們先作變量間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩性。用OLS回歸方法估計回歸模型，結果如下式：

式（15）各回歸系數的t值均小于1.812，各回歸系數的t統計量和F統計量不顯著，整體擬合優度達到0.9997，擬合優度高，但回歸結果不顯著，存在偽回歸，需要進行修正。

（3）誤差修正模型

令ut表示回歸方程（16）的殘差，利用ADF法對殘差進行平穩性檢驗得出ut在10%顯著性水平上殘差序列平穩。用ECM（誤差修正模型）考察變量之間的動態關系，建立誤差修正模型，如下所示：

式（17）中各回歸系數T統計量均在5%水平上顯著，杜賓檢驗值表明不存在自相關，模型整體效果較好。式（17）的回歸結果可以發現，修正后的ln（SH）的系數為正，說明在我國健康投資對經濟增長存在顯著的正效應；但是數據也顯示出健康投資對經濟增長的效果相對偏弱，只有0.097個點，這一情況與前文分析結果基本一致，而產生這一結果的原因可能是：我國目前經濟發展仍然是依賴資金、技術、勞動力粗放型增長，人口帶來的人口紅利效應在漸漸消失，在我國西部中部地區，健康投資對經濟增長的影響效應要大于東部地區，健康投資對于經濟增長的初步影響在減弱，但是其潛在的經濟增長效應還有待開發。因此，ln（SH）的系數僅僅只是維持在0.1左右，對經濟發展整體水平提升貢獻最小，其潛在的經濟增長效應有待開發。

結合我國1980—2014年相關數據構建分析的我國健康投資對經濟增長的影響實證分析結果如下：

（1）我國健康投資的經濟增長效應明顯，健康投資指數與人均GDP指數呈高度正相關關系，與經濟發展指數也高度正相關。

（2）健康投資對經濟增長產生顯著的正效用。健康投資已成為刺激經濟長期發展的因素之一，雖然加大健康投資可能對其他資本的積累產生擠出效應，但整體來說，其對經濟增長的影響還是正效應為主。因此，我國各地區都該重視和加大對健康事業的投資。

（3）目前我國健康投資對經濟增長的正效用主要集中在勞動密集型領域，要進一步增大健康投資的經濟增長效應，應對健康投資作用進一步發掘。

三、增強健康投資質量，推動經濟增長相關建議

1、進一步加深對健康的認識和投入力度

本文從通過歷年數據分析了我國健康投資的現狀，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經濟增長的影響，加大健康投資，發揮其經濟增長效用，推動社會的發展。

2、合理政策傾斜支持健康行業發展

要改善全民健康水平、增加人力資本積累，健康行業發展很有必要，合理政策傾斜，稅率或者信息的發布有利于推動各地區健康行業的發展，也有利于推動民眾對健康的投資力度。

3、完善農村社會保障體系，縮小城鄉衛生費用差距

完善農村社會保障體系這一說法已經在中央正式文件中提到多次，但真正落實縮減城鄉保障體系差距還有很長的路要走，城市的健康資源相對于農村而言有得天獨厚的優勢，農村要發掘健康投資的經濟增長效益不僅要政府加大費用投入，也需要相關資源的傾斜和農民的健康意識以及醫療網絡的覆蓋，進一步完善農村新型合作醫療制度，擴大合作醫療的覆蓋率

4、推動健康保險發展，改善對健康保險的偏見

我國健康險市場發展空間很大，但居民對保險認知度較低，因此對社會層面的健康投資形成了限制。我國健康保險要在整體上明確發展定位，引入市場機制優化資源整合，積極配合醫藥衛生體制改革，設計多層次醫療保險體系制度，滿足居民各層次的需求。

[1] 王弟海、龔六堂、李宏毅：健康人力資本、健康投資和經濟增長——以中國跨省數據為例[J].管理世界，2008（3）.

[2] 余長林：人力資本投資結構與經濟增長——基于包含教育資本、健康資本的內生增長模型理論研究[J].財經研究，2006（10）.

[3] 王弟海、崔小勇、龔六堂：健康在經濟增長和經濟發展中的作用——基于文獻研究的視角[J]. 經濟學動態，2015（8）.

[4] 唐力翔、黃小平、劉珊：健康投資的經濟增長效應區域差異研究[J].統計與決策，2015（9）.

[5] 呂娜、鄒薇、方迎風：健康投資與經濟增長：基于籌資渠道視角[J].管理現代化，2015（4）.

[6] 封巖、柴志宏：健康人力資本對經濟增長的影響[J].經濟與管理研究，2016（2）.

（責任編輯：占雨秀）