環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障影響的實(shí)證研究

謝海鵬，李浩宇，李欣月

(1.吉林大學(xué)，吉林 長(zhǎng)春 130012；2.南昌航空大學(xué)，江西 南昌 330063)

一、 引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段，轉(zhuǎn)換發(fā)展動(dòng)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(dòng)力素質(zhì)、提升勞動(dòng)力健康水平是其優(yōu)化的重要途徑。 然而我國(guó)工業(yè)體系完善過(guò)程中伴生的環(huán)境污染對(duì)勞動(dòng)力健康水平產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)向影響[1]。 同時(shí)，改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)建立了中國(guó)特色環(huán)境管理體系，形成了適合中國(guó)國(guó)情的環(huán)境規(guī)制，它在有效抑制環(huán)境污染、促進(jìn)整體健康水平提高的同時(shí)驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[2]，進(jìn)而影響到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和醫(yī)療保障支出水平，而醫(yī)療保障對(duì)維護(hù)居民健康、促進(jìn)勞動(dòng)力再生產(chǎn)起到重要作用。 因此，探究環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障水平的影響，對(duì)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(jìn)而較高的健康水平將促進(jìn)勞動(dòng)力素質(zhì)提高，有利于人力資本優(yōu)化、經(jīng)濟(jì)發(fā)展新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換，最終推動(dòng)人們生活質(zhì)量提高、勞動(dòng)力市場(chǎng)高質(zhì)量發(fā)展。

二、 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，關(guān)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(jī)制研究大致分為“環(huán)境污染對(duì)醫(yī)療保障”和“環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境污染”兩類。 關(guān)于“環(huán)境污染對(duì)醫(yī)療保障”的研究發(fā)現(xiàn):我國(guó)二氧化硫排放產(chǎn)生的相應(yīng)治療費(fèi)用超過(guò)3000 億元[3]；每年居民接觸的PM2.5 排放每增加1%將導(dǎo)致中國(guó)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(jié)構(gòu)扭曲產(chǎn)生的室內(nèi)空氣污染導(dǎo)致的醫(yī)療總支出高達(dá)1000 億元[5]。 整體環(huán)境污染加劇導(dǎo)致個(gè)體的健康水平下降，為了維持自身健康水平，居民通過(guò)醫(yī)療保健等方式尋求醫(yī)療服務(wù)，這將導(dǎo)致醫(yī)療保障支出增加，甚至有可能過(guò)度增長(zhǎng)[6]。 同時(shí)，以個(gè)體健康水平為中介傳導(dǎo)到醫(yī)療保障的環(huán)境污染效應(yīng)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(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)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(xiǎn)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(dǎo)致居民健康水平下降，醫(yī)療保障支出增加是得證的事實(shí)。

第二類文獻(xiàn)研究聚焦環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境污染的治理效果。 滇池流域因?yàn)樯顝U水、工業(yè)廢水排放產(chǎn)生較為嚴(yán)重的水污染，排污收費(fèi)制度、污水處理收費(fèi)制度和階梯水價(jià)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(biāo)完成情況納入各地領(lǐng)導(dǎo)干部綜合考核評(píng)價(jià)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(kāi)發(fā)與環(huán)境污染的關(guān)系過(guò)程中，陳軍和成金華[9]發(fā)現(xiàn)我國(guó)東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制政策及政府管理對(duì)環(huán)境污染的治理效果顯著。 以上研究都說(shuō)明在政府強(qiáng)有力的執(zhí)行下，環(huán)境規(guī)制可以發(fā)揮對(duì)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(jì)以可持續(xù)的態(tài)勢(shì)穩(wěn)定發(fā)展。

綜上所述，環(huán)境污染影響個(gè)體健康水平，導(dǎo)致醫(yī)療保障支出上升，而醫(yī)療保障支出的持續(xù)增長(zhǎng)導(dǎo)致醫(yī)保支出負(fù)擔(dān)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(duì)醫(yī)療保障水平為負(fù)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(duì)環(huán)境污染為負(fù)向影響。 由于環(huán)境污染的連接點(diǎn)作用，環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障的影響應(yīng)當(dāng)是“負(fù)負(fù)”得“正”。 然而現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障的中間作用機(jī)制以及邏輯關(guān)系的分析較少。 本文將以環(huán)境污染為切入點(diǎn)，討論環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關(guān)系，并按照這一研究思路進(jìn)行理論與實(shí)證分析來(lái)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(xiàn)可能有:第一，探究環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關(guān)系，完善環(huán)境規(guī)制在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的輻射范圍和作用機(jī)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(guān)系通過(guò)實(shí)證分析檢驗(yàn)論證，研究結(jié)論可信度更高；第三，在前人研究環(huán)境污染對(duì)醫(yī)療保障支出水平的影響、環(huán)境規(guī)制對(duì)環(huán)境污染抑制作用的基礎(chǔ)上，通過(guò)環(huán)境污染的影響進(jìn)一步探究環(huán)境規(guī)制與醫(yī)療保障的關(guān)系，以促進(jìn)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(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

為檢驗(yàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)醫(yī)療保障支出水平的影響，本文建立了以下基準(zhǔn)回歸模型:

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

(二)變量定義

1.環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的測(cè)度

在學(xué)界研究中，環(huán)境規(guī)制的強(qiáng)度測(cè)量指標(biāo)眾說(shuō)紛紜，由于各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、環(huán)境污染治理政策因地制宜，即使針對(duì)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(huì)存在執(zhí)行強(qiáng)度差異，單一測(cè)量指標(biāo)難以準(zhǔn)確描述。 本文采用收入水平、受教育程度、年齡結(jié)構(gòu)和人口密度等指標(biāo)來(lái)對(duì)各個(gè)省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度進(jìn)行綜合測(cè)量[2]。

2.醫(yī)療保障水平的測(cè)度

現(xiàn)有對(duì)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(fèi)用或者衛(wèi)生費(fèi)用占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值或者國(guó)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(duì)個(gè)人因病接受醫(yī)療產(chǎn)生醫(yī)療費(fèi)用的報(bào)銷補(bǔ)償，而衛(wèi)生總費(fèi)用是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)以貨幣形式計(jì)量的全社會(huì)衛(wèi)生資源投入總量。 有學(xué)者基于醫(yī)療保障是社會(huì)保障一個(gè)子項(xiàng)目的觀點(diǎn)，借鑒社會(huì)保障水平的測(cè)算方法，將醫(yī)療保障支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重作為醫(yī)療保障水平的測(cè)算指標(biāo)[11]。 本文出于前文論證考慮，將醫(yī)療保障支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為醫(yī)療保險(xiǎn)支出的測(cè)度。

3.控制變量選取與定義

本文選取的主要控制變量有:總?cè)丝?lnpop)，為國(guó)家年末人口總數(shù)；人均實(shí)際GDP(lnrpgdp)，即人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，是在核算期內(nèi)實(shí)現(xiàn)的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與實(shí)際年末常住人口的比值；財(cái)政自由度(fof)，它是對(duì)政府財(cái)政自主權(quán)的衡量指標(biāo)；政府干預(yù)程度(gov)，為財(cái)政支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重；城市化(urban)，用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)衡量。 在實(shí)證分析中，總?cè)丝谂c人均實(shí)際GDP 取對(duì)數(shù)。 受限于篇幅，不匯報(bào)描述性統(tǒng)計(jì)。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)初步回歸結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如下表1 所示，第(1)列和第(2)列分別是沒(méi)有控制變量和加入控制變量的普通最小二乘(OLS)回歸驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制對(duì)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(yù)期不符，極有可能是遺漏變量導(dǎo)致的偏誤。 為獲得環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障支出水平的凈效應(yīng)，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(jì)方法獲得更為正確的估計(jì)結(jié)果。第(3)列至第(6)列分別為固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)的估計(jì)結(jié)果，并且分別控制了地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，第(3)列和第(5)列都控制了地區(qū)效應(yīng)沒(méi)有控制時(shí)間效應(yīng)，第(4)列和第(6)列地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)都控制了。 在控制了無(wú)法觀測(cè)的變量后，發(fā)現(xiàn)固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)的估計(jì)結(jié)果均顯示環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障支出水平至少在1%的水平上顯著為負(fù)，符合本文理論預(yù)期。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

通過(guò)Hausman 檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)采用隨機(jī)效應(yīng)更符合模型，估計(jì)結(jié)果更準(zhǔn)確，因此后續(xù)實(shí)證將繼續(xù)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。 受限于篇幅，不匯報(bào)控制變量的結(jié)果與含義。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性討論

首先通過(guò)替換被解釋變量的測(cè)量方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 表2 第(1)列和第(2)列，將醫(yī)療保障支出水平測(cè)量指標(biāo)替換為實(shí)際醫(yī)保支出(取對(duì)數(shù))和實(shí)際人均醫(yī)保支出(取對(duì)數(shù))，可以發(fā)現(xiàn)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)實(shí)際醫(yī)保支出水平都在10%的水平上顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期，也就是說(shuō)主要回歸結(jié)果都保持不變，由此表明該結(jié)果是穩(wěn)健的。

接下來(lái)對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性處理。 盡管上述初步回歸結(jié)果大體上符合環(huán)境規(guī)制對(duì)醫(yī)療保障水平影響為負(fù)的理論預(yù)期，但因?yàn)槭褂檬∈袇^(qū)級(jí)的數(shù)據(jù)進(jìn)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(cè)量問(wèn)題，因此有必要對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性處理。而環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(env)的測(cè)量方法存在兩個(gè)內(nèi)生性問(wèn)題:第一，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度是一系列指標(biāo)綜合度量的結(jié)果，其中包括受教育程度、收入水平、年齡結(jié)構(gòu)和人口密度等；第二，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度提升，污染企業(yè)可能向受教育程度低、環(huán)保意識(shí)和抵制能力弱的地區(qū)轉(zhuǎn)移，導(dǎo)致地區(qū)就業(yè)機(jī)會(huì)減少就業(yè)率降低，收入水平降低。 為解決模型內(nèi)生性問(wèn)題，本文選取環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度滯后一期作為工具變量。 使用Kleibergen－Paap rk Wald F 統(tǒng)計(jì)量對(duì)該工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示滯后一期環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，屬于強(qiáng)工具變量。 回歸結(jié)果如表2 第(3)列所示，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)醫(yī)療保障支出水平仍在1%的水平上顯著為負(fù)。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)與內(nèi)生性處理

(三)區(qū)域異質(zhì)性探討

上文基準(zhǔn)回歸、內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，環(huán)境規(guī)制水平對(duì)醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負(fù)，但是這一結(jié)果在不同地區(qū)之間存在差異性。為了進(jìn)一步探究地區(qū)差異性對(duì)這一結(jié)果的影響，本文將31 個(gè)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(jié)果。 東部地區(qū)回歸結(jié)果顯著且系數(shù)為負(fù)，與全樣本回歸結(jié)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(hù)意識(shí)強(qiáng)、環(huán)境保護(hù)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(hù)的能力等都更強(qiáng)，所以環(huán)境規(guī)制對(duì)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(jié)果

中部地區(qū)回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，這可能是因?yàn)橹胁康貐^(qū)鄰近發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，人口流失嚴(yán)重，且中部地區(qū)收入水平和受教育程度相對(duì)東部地區(qū)低，造成環(huán)境保護(hù)社會(huì)參與程度與東部地區(qū)相比較低。西部地區(qū)回歸結(jié)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(jié)構(gòu)落后等問(wèn)題有關(guān)。 由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平低，污染企業(yè)成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要支點(diǎn)，為了保護(hù)經(jīng)濟(jì)利益，環(huán)境保護(hù)執(zhí)法力度有限，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制未能完全發(fā)揮對(duì)污染的抑制作用。

五、 結(jié)論與建議

(一)結(jié)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(guān)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(guò)聚焦醫(yī)療保障支出占社會(huì)保障支出的比重來(lái)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(jìn)行基準(zhǔn)回歸，初步回歸結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度對(duì)醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負(fù)。 接著為了提高估計(jì)結(jié)果準(zhǔn)確性，使用固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，并且逐步控制地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，最大限度減少遺漏變量的影響，對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性處理。 之后為進(jìn)一步緩解內(nèi)生性，使用滯后一期的環(huán)境規(guī)制作為強(qiáng)工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)證明。 在經(jīng)過(guò)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(qiáng)度對(duì)醫(yī)療保障支出水平影響顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期。 再次，通過(guò)更換醫(yī)療保障支出水平度量方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。 最后通過(guò)討論區(qū)域的異質(zhì)性結(jié)果，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)的環(huán)境規(guī)制會(huì)抑制醫(yī)療保障支出水平。

(二)建議

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議:

第一，各地區(qū)應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制的力度，并落實(shí)環(huán)保執(zhí)法。 強(qiáng)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(lái)的社會(huì)效益。

第二，環(huán)境規(guī)制的制定和環(huán)保執(zhí)法應(yīng)該遵循各地區(qū)實(shí)際情況因地制宜，減少地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、人口分布、教育程度等因素對(duì)直接結(jié)果的影響，使得環(huán)境規(guī)制適應(yīng)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(jī)制，提高環(huán)境治理的社會(huì)參與度。 居民受限于個(gè)體信息繭房，環(huán)境保護(hù)信息獲取渠道和參與渠道有限。 政府擁有信息優(yōu)勢(shì)和強(qiáng)大的組織能力，可有效降低參與成本，提高居民社會(huì)參與度，增大環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度和相關(guān)政策法律落實(shí)程度。

致謝:

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