我国健康投资的经济增长效应

（中南民族大学 经济学院，湖北 武汉 430074）

我国健康投资的经济增长效应

王恒丽

（中南民族大学 经济学院，湖北 武汉 430074）

为研究健康投资对经济增长的影响，本文通过1980-2014年省际面板数据，建立加入健康投资因素的经济增长模型进行实证分析。结果证明：1.健康投资对经济增长产生显著的正效用。2.加大健康投资可能对其他资本的积累产生挤出效应。针对所得结论，对我国健康投资状况进行深入分析，给出对策建议。

健康投资；教育投资；经济增长模型；增长效应

一、引言

健康投资是一种重要的人力投资，狭义的健康投资是指为个人健康而进行的投资，为预防治疗疾病恢复健康而进行的投资，我们可将之定义为是医疗卫生支出。宏观上的预防治愈疾病，维持人类基本社会生产能力，提高身体健康水平的投入资源，称之为广义健康投资。增加健康投资会使劳动者效率提高，有效工作时间得以延长，在经济增长公式中，储蓄率和投资率就会增加，微观上促进经济增长；宏观上看，增加健康投资可以有效延长劳动者生存寿命，改善健康状况，提高存活率，死亡率下降，劳动者人数增加，有效工作时间延长。但是健康投资也存在相反的效应，收入和健康水平的提高也会通过健康服务和老龄化等因素引起健康投资过度增加，从而挤占物质资本投资，这会抑制经济增长。

本文在Cobb-Douglas经济增长函数的基础上构造加入健康投资的经济增长模型，以中国为例，结合索罗经济增长模型，以判断健康投资对经济增长的影响。

二、健康投资的经济增长效应实证分析

1、模型设定

本文在已有的索罗经济增长函数模型研究成果基础上，借鉴相关理论如罗莫模型、新古典生产函数模型，在索洛模型基础上加入健康投资、教育投资，构造如下经济增长模型。

上式中，Y代表经济增长，K代表物质资本、E代表教育投资、H代表健康投资、A和L分别表示技术水平和就业劳动力。琢表示物资投资产出弹性系数、姿表示教育投资产出弹性系数、1-λ、1-琢-β分别表示健康投资和有效劳动的产出弹性系数。假设L和A都是外生变量，用n和g表示；K、E、H有相同的生产函数和折旧率（δ），得出以下积累方程：

上式中，SK、SE、SH分别表示物质资本投资率、教育投资率和健康投资率。、、分别表示物质资本、教育投资和健康投资的折旧。

考虑到技术进步，令，，，分别表示单位有效劳动的经济增长、物质投资、教育投资和健康投资，求微分得以下等式：

假设经济是均衡的，k、e、h均为常数，故在均衡状态下有=0联合上述等式，计算出均衡水平下的k、e、h：

将式（2-9）、（2-10）、（2-11）带入式（2-1）中可得到单位劳动的经济增长如下：

在一定的时间内t是常数，可将上述计量模型简化如下：

因此，式（14）为本文分析的计量经济模型，主要是位健康投资的经济增长效应设定的。上述推导中，本文选择对所有数据进行取对数处理，使得连乘函数变为线性函数，消除时间序列异方差，简化实证模型，模型表示在均衡假设条件下，我国经济增长受到物质资本投资、教育投资、健康投资、就业水平、资本折旧率和技术进步的影响。

2、数据及统计性描述

为了研究健康投资对我国经济增长的影响，本文收集我国1980—2014年相关数据，并对模型中各变量的度量指标处理如下：

（1）经济增长。国内生产总值、国民生产总值、人均国内生产总值等指标通常用来衡量经济增长，人均GDP在一定意义上可以比较客观的衡量一国的经济增长水平，本文采用以1978年不变价格计算的实际人均GDP做为反映经济增长的指标

（2）物质资本投资。模型中用固定资产投资额占国内生产总值的比值来反映物质资本投资。

（3）就业水平。本文用就业率来衡量模型中的劳动力数量n。

（4）教育投资。模型中的e表示教育投资，本文采用每年大专及以上学历毕业生增长率来衡量。

（5）健康投资。模型中的h表示健康投资，本文借鉴了王弟海（2008）等人的研究成果采用每万人医疗机构床位数来衡量健康水平。

（6）折旧率δ。由于数据的确实，折旧率只能大致估算，本文选取经济折旧率δ=0.096。并借鉴郭庆旺、贾俊雪（2005）估算的中国全要素生产率的平均年增长率来估计，得到g=0.018。因为数值很小，在实证分析中将δ和g扩大100倍，一定程度上可以提高数据有效性，并且保持与就业指标计算方法的一致性与可比性，提高模型分析的准确性。

3、健康投资经济增长模型实证检验

本文选用全国1980～2014年的时间序列数据，为避免数据非平稳性稳定，造成伪回归，在回归分析前先对数据进行单位根检验和协整检验。

（1）单位根检验

为验证数据的平稳性，本文采用ADF单位根检验进行验证，验证结果见表1。

表1的数据表明，变量序列的Ln（y）、Ln（k）、Ln（e）、Ln（h）ADF-Fisher统计量小于1%的临界值，P小于0.05，，均拒绝了原假设，说明原变量服从一阶单整。

表1 模型中各变量的面板单位根检验

（2）协整关系检验

ADF 检验结果表明各变量序列为一阶单整序列，为得到有意义的回归结果，防止伪回归，对模型进行协整关系检验。本文采用Engle和Grange检验方法。

为分析各变量间是否存在协整关系，我们先作变量间的回归，然后检验回归残差的平稳性。用OLS回归方法估计回归模型，结果如下式：

式（15）各回归系数的t值均小于1.812，各回归系数的t统计量和F统计量不显著，整体拟合优度达到0.9997，拟合优度高，但回归结果不显著，存在伪回归，需要进行修正。

（3）误差修正模型

令ut表示回归方程（16）的残差，利用ADF法对残差进行平稳性检验得出ut在10%显著性水平上残差序列平稳。用ECM（误差修正模型）考察变量之间的动态关系，建立误差修正模型，如下所示：

式（17）中各回归系数T统计量均在5%水平上显著，杜宾检验值表明不存在自相关，模型整体效果较好。式（17）的回归结果可以发现，修正后的ln（SH）的系数为正，说明在我国健康投资对经济增长存在显著的正效应；但是数据也显示出健康投资对经济增长的效果相对偏弱，只有0.097个点，这一情况与前文分析结果基本一致，而产生这一结果的原因可能是：我国目前经济发展仍然是依赖资金、技术、劳动力粗放型增长，人口带来的人口红利效应在渐渐消失，在我国西部中部地区，健康投资对经济增长的影响效应要大于东部地区，健康投资对于经济增长的初步影响在减弱，但是其潜在的经济增长效应还有待开发。因此，ln（SH）的系数仅仅只是维持在0.1左右，对经济发展整体水平提升贡献最小，其潜在的经济增长效应有待开发。

结合我国1980—2014年相关数据构建分析的我国健康投资对经济增长的影响实证分析结果如下：

（1）我国健康投资的经济增长效应明显，健康投资指数与人均GDP指数呈高度正相关关系，与经济发展指数也高度正相关。

（2）健康投资对经济增长产生显著的正效用。健康投资已成为刺激经济长期发展的因素之一，虽然加大健康投资可能对其他资本的积累产生挤出效应，但整体来说，其对经济增长的影响还是正效应为主。因此，我国各地区都该重视和加大对健康事业的投资。

（3）目前我国健康投资对经济增长的正效用主要集中在劳动密集型领域，要进一步增大健康投资的经济增长效应，应对健康投资作用进一步发掘。

三、增强健康投资质量，推动经济增长相关建议

1、进一步加深对健康的认识和投入力度

本文从通过历年数据分析了我国健康投资的现状，人民健康状况有极大的改善，但存在问题，我国各阶层要更加重视健康及健康投资对经济增长的影响，加大健康投资，发挥其经济增长效用，推动社会的发展。

2、合理政策倾斜支持健康行业发展

要改善全民健康水平、增加人力资本积累，健康行业发展很有必要，合理政策倾斜，税率或者信息的发布有利于推动各地区健康行业的发展，也有利于推动民众对健康的投资力度。

3、完善农村社会保障体系，缩小城乡卫生费用差距

完善农村社会保障体系这一说法已经在中央正式文件中提到多次，但真正落实缩减城乡保障体系差距还有很长的路要走，城市的健康资源相对于农村而言有得天独厚的优势，农村要发掘健康投资的经济增长效益不仅要政府加大费用投入，也需要相关资源的倾斜和农民的健康意识以及医疗网络的覆盖，进一步完善农村新型合作医疗制度，扩大合作医疗的覆盖率

4、推动健康保险发展，改善对健康保险的偏见

我国健康险市场发展空间很大，但居民对保险认知度较低，因此对社会层面的健康投资形成了限制。我国健康保险要在整体上明确发展定位，引入市场机制优化资源整合，积极配合医药卫生体制改革，设计多层次医疗保险体系制度，满足居民各层次的需求。

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（责任编辑：占雨秀）