健康與經(jīng)濟增長的跨國研究

張 瓊

(1.中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，北京100081;2.斯坦福大學亞太研究中心，CA 94305)

健康與經(jīng)濟增長的跨國研究

張 瓊1，2

(1.中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，北京100081;2.斯坦福大學亞太研究中心，CA 94305)

已有文獻在考慮健康對經(jīng)濟增長影響時常常只考慮健康因素本身，而忽略其他相關(guān)因素從而產(chǎn)生“遺漏變量”問題而影響結(jié)論的可信性;或者只考慮健康因素的單一維度，而忽略初始健康水平以及健康水平改善速度都有可能同時影響經(jīng)濟增長。本文基于此，借鑒Nelson-Phelps，Lucas與Barro的方法，構(gòu)建統(tǒng)一框架并利用跨國數(shù)據(jù)綜合考察健康對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)論發(fā)現(xiàn)，即使在控制其他影響因素后，預期壽命初始水平以及增長速度都對經(jīng)濟增長有顯著的正向影響;已有文獻中忽略其他條件或者只考慮健康狀況的一個維度，都很有可能低估健康對經(jīng)濟增長的實際影響;此外，經(jīng)濟增長“俱樂部”現(xiàn)象與低收入國家初始人力資本水平(包括健康狀況與受教育水平)密切相關(guān);不僅如此，工具變量法與OLS估計結(jié)果非常一致，表明上述結(jié)論非常穩(wěn)健。

預期壽命;經(jīng)濟增長;相對收斂

在全世界衛(wèi)生支出占各國GDP的比重越來越高以及中國近年來如火如荼開展的醫(yī)療衛(wèi)生體系改革的背景下，來討論健康狀況對經(jīng)濟增長的影響顯得尤為重要。自1999年中國政府開始試點推行城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險以來，2003年開始實施的新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險以及2007年開始試點的城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險都以“實現(xiàn)2010年醫(yī)療保險全覆蓋”為目標，并且在2009年開始實施的新一輪醫(yī)療體制改革中被置于核心地位。不僅如此，實現(xiàn)全民醫(yī)療保險覆蓋也是世界其他國家和政府努力實現(xiàn)的目標之一，即使是備受爭議的以商業(yè)醫(yī)療保險為主的美國醫(yī)療保險體系，在最近的奧巴馬政府的醫(yī)療改革方案中也將政府介入來提高醫(yī)療保險覆蓋率作為其核心目標之一。在其中，健康狀況是否能夠促進經(jīng)濟增長以及影響程度如何就成為政府推行這些改革措施以及加大政府財政投入的非常重要的支撐性證據(jù)。

1 文獻綜述

盡管經(jīng)濟增長與健康狀況之間因果關(guān)系的研究至今仍令眾多學者為之著迷，但兩者之間的正相關(guān)關(guān)系已經(jīng)為人所熟知。首先，正如 Drèze J．與 Sen A．所指出的［1］，經(jīng)濟增長能夠通過兩種不同的傳導機制改善居民健康狀況:一是所謂的“增長調(diào)節(jié)型”，經(jīng)濟增長帶來社會服務(wù)設(shè)施(尤其是公共部門內(nèi)的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源)改善以及居民生活水平提高，從而改善居民健康狀況;與之相對的“扶持導向型”則指出在經(jīng)濟增長的過程中，即使人均收入水平并沒有大幅上升，但政府可以主要通過優(yōu)先提供社會服務(wù)(尤其是基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)等)來提高生活質(zhì)量和減少人口死亡率水平。

與此同時，Bloom D．與 Canning D．［2］以及 Aghion 等［3］認為健康狀況也可能通過以下幾個渠道影響經(jīng)濟增長:首先，更健康的個體可以工作更長時間，并且從體力和認知能力上而言更強，從而能夠更快更好地掌握新技術(shù)并更好地實現(xiàn)技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻［4］;其次，更健康的個體壽命更長，因而能夠更充分地享有其或?qū)ζ渥优M行教育投資的回報，因而更愿意進行教育投資，從而能夠促進經(jīng)濟增長［5－6］。再次，更長的壽命使得個體在工作期間進行更多儲蓄，從而有利于物質(zhì)資本的積累進而促進經(jīng)濟增長［7］。這可能來自于兩個因素，一是個體可以減少醫(yī)療支出從而有更多的收入用于儲蓄和增加退休后的消費支出;二是個體退休后的相對年限延長(尤其是法定退休年齡在很多國家相比于居民壽命增長調(diào)整比較緩慢)，從而意味著個體需要為其退休后的消費支出進行更多的儲蓄。再次，預期壽命提高尤其是對應(yīng)著嬰幼兒死亡率下降的健康水平的改善會減少父母的“補償性生育行為”，并且父母生育子女更為重視質(zhì)量而非數(shù)量，從而通過降低人口增長率和少兒撫養(yǎng)負擔而促進了人均收入水平的增長［8］。并且在生育行為減少的過程中，父母尤其是女性生育行為的減少本身也會增加勞動人口和勞動時間，從而促進經(jīng)濟增長。不僅如此，一國或地區(qū)健康水平較高，更容易吸引到外國資本，從而有利于該國或地區(qū)的物質(zhì)資本的積累。

比較好的考察健康狀況與經(jīng)濟增長之間相關(guān)關(guān)系的方法是將健康作為人力資本的一種特殊形式［9］，在人力資本投資分析框架下借鑒其他理論和實證研究的成果。這方面的研究方法大致可以分為兩類［3］:一類以 Mankiw等［10］以及 R．Lucas［11］為代表將健康作為特殊的生產(chǎn)要素投入，從而意味著健康狀況的改善速度會影響經(jīng)濟增長的速度，因此不同國家或地區(qū)的健康狀況改善速度的差異決定了這些國家或地區(qū)經(jīng)濟增長速度的不同(Acemoglu D．與Johnson S．的研究［12］是比較新近的考察這一方法的研究文獻，但作者卻發(fā)現(xiàn)1940－1980年間人口預期壽命的改善速度對經(jīng)濟增長并沒有顯著的影響);另一類以Nelson R．與 Phelps E．［13］為代表，認為一個國家或地區(qū)比較高的初始人力資本(健康水平)會使得該國更容易吸收和掌握其他國家或地區(qū)技術(shù)進步和創(chuàng)新的成果，從而促進經(jīng)濟增長，因此不同國家或地區(qū)的初始健康狀況水平的差異是這些國家或地區(qū)生產(chǎn)率提高速度進而經(jīng)濟增長速度不同的重要影響因素［14］。

Aghion等［3］的研究(以下簡稱 AHM)則借鑒 Krueger A．與 Lindahl M．［15］的分析思路，設(shè)定統(tǒng)一的框架同時考察健康水平以及健康水平改善速度兩個因素對經(jīng)濟增長的影響。作者利用1960－2000年間的96個國家的國別數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)初始(1960年時)人口預期壽命以及1960－2000年間人口預期壽命的增長速度都對同時期人均GDP增長速度產(chǎn)生了統(tǒng)計顯著的正向影響:在模型(普通最小二乘法，OLS)預測結(jié)果中，作者發(fā)現(xiàn)發(fā)達國家與發(fā)展中國家1960年時人口預期壽命的差異使得1960－2000年間年平均收入(人均GDP)增長速度相差2．8個百分點，與此同時，發(fā)展中國家在此期間人口預期壽命增長速度更快的趕超效應(yīng)意味著發(fā)展中國家比發(fā)達國家的年均收入增長速度高0．4個百分點，因此，綜合來看，發(fā)達國家與發(fā)展中國家預期壽命的差異(包括初始水平與增長速度兩個方面)能夠解釋1960－2000年間發(fā)達國家與發(fā)展中國家經(jīng)濟增長速度近2．4個百分點的差異。與之相對應(yīng)的，撒哈拉以南非洲國家與發(fā)達國家相比1960年時比較低的人口預期壽命水平使得其收入增長速度比后者低近4．3個百分點，但同時期這些非洲國家更高的人口預期壽命增長速度使得其能夠比后者增長速度高0．3個百分點，從而意味著這些非洲國家與發(fā)達國家相比預期壽命的差異導致了其與發(fā)達國家經(jīng)濟增長速度近4個百分點的差異。

如我們前文中已經(jīng)提及的，由于健康狀況與經(jīng)濟增長之間存在相互影響的傳導機制，因此，在考察健康狀況對經(jīng)濟增長影響(尤其是考察因果關(guān)系)的研究中通過選取工具變量來解決內(nèi)生性問題顯得尤為重要［3，12，16］，但與此同時工具變量選取角度的不同同時也是相關(guān)研究文獻中最大的爭議焦點。AHM模型利用工具變量法對其OLS研究結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗，指出初始人口預期壽命水平和預期壽命增長速度仍然是促進經(jīng)濟增長的非常穩(wěn)健的顯著影響因素(盡管后者的穩(wěn)健性相對弱一些)，并且即使存在內(nèi)生性問題，在同時考察預期壽命初始水平和增長速度的前提下，OLS的估計結(jié)果仍然一致可靠。從而作者得出結(jié)論，已有文獻單純從初始人口預期壽命水平、或單純從人口預期壽命增長速度出發(fā)來考察健康狀況對經(jīng)濟增長的影響都會低估預期壽命對經(jīng)濟增長的實際影響效果。

本文即從AHM模型分析框架中僅僅考慮預期壽命變量所產(chǎn)生的遺漏變量問題出發(fā)，借鑒Barro R．［17］的研究方法和結(jié)論，對AHM模型進行拓展。在Barro R．“跨國經(jīng)濟增長”一文中Barro發(fā)現(xiàn)低收入國家的初始人力資本水平(以受教育程度來衡量)是影響其是否趕超中高收入國家的決定性影響因素，認為(其實證研究結(jié)果也予以支持)“只有當?shù)褪杖雵覔碛邢啾扔谄涑跏际杖氡容^高的初始人力資本水平時，低收入國家趕超中高收入國家的現(xiàn)象才有可能出現(xiàn)”。因此，本文認為，在AHM模型中完全摒棄對不同國家人口受教育程度的初始水平等其它影響經(jīng)濟增長的相關(guān)因素的討論會影響其考察健康狀況對經(jīng)濟增長趨同現(xiàn)象討論結(jié)論的可信性。

2 理論分析框架

首先構(gòu)建能夠同時包括健康狀況初始水平以及其增長速度影響經(jīng)濟增長的分析框架。與AHM模型類似，我們假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)中唯一的投入要素為人力資本(健康狀況)，因此任意時期的人均GDP水平滿足:

其中，0＜β＜1為健康資本產(chǎn)出彈性，H為當期健康資本存量，A為全要素生產(chǎn)率(在這里我們可以理解為除健康資本存量之外的其它能夠影響產(chǎn)出水平的因素)。表達式(1)標明更高的健康水平可以通過提高勞動力生產(chǎn)率(我們在引言中已經(jīng)對此展開討論)等來提高單位勞動力的產(chǎn)出。類似于Solow分解的方法，我們可以對表達式(1)中各變量進行自然對數(shù)展開(并用相應(yīng)的小寫字母表示相應(yīng)變量的自然對數(shù)值，即y=ln(Y)，以此類推;且 y=α+βhgg)，從而得到健康資本增長率(h)對人均收入增長率(y)的影響方程式如下:

其中，ag表示全要素生產(chǎn)率的增長率。

表達式(2)正好描述了健康資本投資對經(jīng)濟增長影響的Lucas［11］效應(yīng):健康資本增長率對經(jīng)濟增長存在正向影響(0＜β＜1)。

與此同時，Nelson與Phelps［13］方程表明全要素生產(chǎn)率自身隨時間變化的過程可以用如下表達式加以刻畫:

其中，e表示人力資本另一個維度的衡量指標(人均受教育程度)的對數(shù)值;珔a為在當期條件下全世界的最大可能的生產(chǎn)率的對數(shù)值，用于衡量其它因素(不包括人力資本)對全要素生產(chǎn)率的影響;θ、α、γ以及δ為相應(yīng)的參數(shù)值。我們已經(jīng)指出，人力資本水平越高(健康水平(h)越高與/或受教育程度(e)越高)，經(jīng)濟體中勞動力從體力和認知能力上而言更強，從而能夠更快更好地掌握新技術(shù)并更好地實現(xiàn)技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻(從而α和γ大于0)，因此其實際全要素生產(chǎn)率(a)越接近于“最大可能的生產(chǎn)率前沿”(珔a);與此同時，經(jīng)濟體(某個國家或地區(qū))全要素生產(chǎn)率的增長率與整個世界全要素生產(chǎn)率增長率正相關(guān)(θ大于0)，并且其趨近于珔a的速度(θ)取決于該經(jīng)濟體與世界其它經(jīng)濟體之間聯(lián)系的密切程度以及跟進快慢程度等因素。

因此，綜合表達式(2)和(3)并代入y=α+βh，我們可以得到健康狀況初始水平以及健康資本增長率對經(jīng)濟增長率的影響方程如下:

表達式(4)表明人均GDP增長率與其初始水平負相關(guān)(“相對收斂”理論)，與健康狀況的初始水平以及其增長速度正相關(guān)。此外，全世界當期“最大可能的生產(chǎn)率前沿”以及初始受教育程度也會對人均GDP增長率產(chǎn)生正向影響。

我們接下來將利用跨國數(shù)據(jù)對表達式(4)進行檢驗。如Aghion等［3］在理論表述中已經(jīng)提及但作者在隨后的實證檢驗中沒有對此進行分析的，表達式(4)同時表明，如果θ=0(即完全“閉關(guān)鎖國”，與世界其它經(jīng)濟體沒有任何聯(lián)系)，則a、h以及 (或者與之完全等價的，y、h以及)不能同時進入人均GDP增長率影響方程，從而意味著表達式(4)無法對傳統(tǒng)的“相對收斂”理論進行檢驗。

3 實證檢驗結(jié)果及與現(xiàn)有文獻的比較

在本節(jié)中，我們首先討論本文中所使用的實證檢驗方法以及數(shù)據(jù)來源，然后對實證檢驗方法進行討論，再對本文主要參考和檢驗的三個理論(Nelson-Phelps［13］，Lucas［11］和 Barro［17］)進行檢驗和拓展，并與 Aghion 等［3］的結(jié)論進行比較。

3．1 實證方法

與表達式(4)相對應(yīng)，我們考慮如下回歸方程:

其中，Δlogyi表示樣本考察期間國家或地區(qū)i人均GDP對數(shù)值的年均變化率(乘以100，作為該期間內(nèi)人均GDP增長率(百分點)的測量指標);類似地，ΔlogLEi表示國家或地區(qū)i人口預期壽命對數(shù)值的年均變化率(乘以100，作為該期間內(nèi)人口預期壽命增長率(百分點)的測量指標);logyi，0與 logLEi，0表示國家或地區(qū) i樣本考察期間初始人均GDP以及人均預期壽命的對數(shù)值;Xi(向量)則表示其它影響經(jīng)濟增長的因素，如對外開放程度、初始人均受教育程度等。表達式(5)可以同時檢驗 Lucas(α3)、Nelson-Phelps(α2)關(guān)于健康對經(jīng)濟增長影響的理論，并且對Barro［17］的研究方法進行拓展。

我們首先利用1960－2000年間跨國數(shù)據(jù)以及OLS回歸方法來估計表達式(5)。考察1960－2000年間的經(jīng)濟增長率是因為:一方面與現(xiàn)有文獻選擇基本一致的數(shù)據(jù)區(qū)間有利于結(jié)論的可比性;此外，長達40年的樣本區(qū)間有利于我們集中分析健康對經(jīng)濟增長的長期影響。而用OLS回歸方法則是因為:OLS回歸比較簡單并且可以避免對于工具變量選取的復雜討論;Barro［17］的結(jié)論來源于OLS回歸，因而本文采用OLS回歸可以更好地與其結(jié)論進行對比。在之后我們將利用工具變量法對OLS回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進行分析，并對預期壽命初始水平以及1960－2000年間增長速度的內(nèi)生性問題展開簡要討論。

3．2 數(shù)據(jù)來源與基本統(tǒng)計特征

我們實證研究的數(shù)據(jù)來源于四個渠道。人均實際GDP(1960－2000)、開放性程度(1960－2000)以及政府消費占實際GDP比重(1960－2000)的數(shù)據(jù)來源于PWT 6．3數(shù)據(jù)庫(由 Heston等［18］提供)。PWT 6．3 數(shù)據(jù)庫在宏觀經(jīng)濟研究中被廣泛使用，提供了從1950年至今世界各國的名義與實際GDP以及人口、價格指數(shù)等比較詳盡的數(shù)據(jù)。在PWT 6．3數(shù)據(jù)庫中，人均實際GDP有兩個指標(均調(diào)整為2005年不變價計的國際貨幣單位(International Dollars))，分別根據(jù)拉氏價格指數(shù)(1996年為基年)以及鏈式法則價格指數(shù)調(diào)整。我們發(fā)現(xiàn)這兩個指標相關(guān)性非常高，對1960－2000年間各年而言，相關(guān)系數(shù)均在0．9以上，因此我們僅選取以拉氏價格指數(shù)調(diào)整的人均實際GDP的值，并在下文中以rgdp表示。

借鑒 Barro R. 與 Sala－i－ Martin X.［19］考察經(jīng)濟增長影響因素的指標(之后也有不少文獻沿用這一方法，如Alesina等［20］以及 Lorentzen 等［16］)，我們分別引入開放性程度(或貿(mào)易依存性程度)以及政府消費占GDP比重等兩個指標，數(shù)據(jù)均來自于PWT 6．3數(shù)據(jù)庫。其中貿(mào)易依存性程度(openk)被定義為以2005年不變價衡量的實際進出口總額占實際GDP的比重。選擇這一指標主要源于兩個原因:一是如前所述，一個國家或經(jīng)濟體其實際進出口總額(相比于其經(jīng)濟規(guī)模)越大，表明其與其它國家的經(jīng)濟活動往來頻繁，有利于其學習和跟進其他國家的先進技術(shù);但與此同時，學者也指出，一個國家或地區(qū)貿(mào)易依存度對其經(jīng)濟增長也可能存在負面影響，因此開放性程度對經(jīng)濟增長的影響方向并不明確［21］。

政府消費占實際GDP的比重(kg)可以作為政府部門對社會總產(chǎn)值的擠占程度，政府消費相對規(guī)模越大，可用于實際生產(chǎn)和投入的可分配資源減少從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向影響。

1960－2000年間人口出生時預期壽命(LE)數(shù)據(jù)來自于世界銀行《世界發(fā)展指標2004》［22］。人口出生時預期壽命常常被用來作為衡量一個國家健康狀況比較好的綜合性指標。

衡量受教育程度的指標有三個，數(shù)據(jù)來源于Barro R．與Lee J．［23］:分別為接受過初等教育或中等教育的人口占總?cè)丝诘谋戎?分別用prim和second表示)，以及總?cè)丝谄骄芙逃晗?avrtotal)。事實上，Barro與Lee按不同受教育程度(初等、中等和高等)分別給出了“接受過”(包括肄業(yè)和畢業(yè)人群)以及“完成”相應(yīng)教育程度人口占總?cè)丝诒戎氐臄?shù)據(jù)(這兩個定義界定的指標值非常一致，相關(guān)性在0．8以上)，本文主要采用前一種指標定義。相關(guān)性分析結(jié)果表明prim和second的相關(guān)性程度比較低(以1960年各國數(shù)據(jù)來看，為0．23左右)。但avrtotal與prim和second的相關(guān)性非常高(以1960年數(shù)據(jù)來看，分別達0．62和0．85)，因而avrtotal可以作為 prim 和 second兩個變量的非常好的綜合性指標。

在Barro的分析［17］中，Barro發(fā)現(xiàn)一個國家或地區(qū)的政治環(huán)境或穩(wěn)定因素等也會影響經(jīng)濟增長。因此，我們采用美國人權(quán)組織“自由之家”(Freedom House)的《2009年度自由平等報告》［24］中用于衡量世界各國民主程度的兩個指標——公民自由指數(shù)(cl)以及政治權(quán)利指數(shù)(pr)?！?009年度自由平等報告》公布了世界各國1973－2000年間世界各國每年cl和pr取值情況(取值為1表示自由程度最高，7表示最低)。

因此，最后總的樣本國家為96個:包括25個發(fā)達國家和71個發(fā)展中國家，并且25個發(fā)達國家中有22個為OECD國家，71個發(fā)展中國家中有33個國家為撒哈拉沙漠以南非洲國家(關(guān)于“發(fā)達國家”(高收入國家)、“發(fā)展中國家”(中低收入國家)、“OECD國家”以及“撒哈拉沙漠以南非洲國家”的定義見世界銀行《世界發(fā)展報告2004》的分類標準)。

我們首先在圖1中給出按收入分組的高收入國家(發(fā)達國家)和中低收入國家(發(fā)展中國家)在1960和2000年間的人均GDP水平(rgdp60，rgdp00)和人口預期壽命水平(LE60，LE00)，以及1960年時這兩類國家受教育程度(prim60，second60以及 avrtotal60)、1960年政府相對消費比重(kg60)以及1960－2000年間相對消費比重平均值(kg6000)、1960年貿(mào)易依存度水平(openk60)以及1960－2000年間貿(mào)易依存度平均值(openk6000)、與考察民主程度的指標(初始值(pr73，cl73)，以及1973－2000年間平均值(pr7300，cl7300))的比較。在發(fā)達國家組中，將高收入OECD國家獨立分組。此外，撒哈拉沙漠以南非洲國家也單獨作為發(fā)展中國家的一個分組列在圖1中。

圖1 經(jīng)濟增長率及其影響因素:跨國比較Fig．1 Economic growth rate and possible factors:international comparison

為使得跨國比較更為直觀，對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理(分別以高收入OECD國家的取值為100，比較不同國家分組的相對值)。圖1結(jié)果表明，盡管1960年時發(fā)達國家和發(fā)展中國家人均收入水平存在很大差距，但這一差距在1960－2000年間在不斷擴大而不是縮小;與之相對的是，人口預期壽命水平則在1960－2000年間表現(xiàn)出趨同趨勢(意味著發(fā)展中國家預期壽命增長速度更快);盡管1960年時發(fā)展中國家跟發(fā)達國家相比其政府相對消費比重比較高，但2000年時與發(fā)達國家相比更高;1960年時發(fā)展中國家貿(mào)易依存度比發(fā)達國家高，但兩類國家在1960－2000年間貿(mào)易依存度的差異在縮小;此外，發(fā)展中國家具有比較低的初始受教育水平，其民主程度在1973－2000年間比較低(pr和cl值比較大)，并且在1973－2000年間相比于發(fā)達國家而言其民主程度在不斷降低。與已有文獻不同的是，本文同時考察貿(mào)易依存度、政府相對消費以及民主程度等指標的初始水平和樣本考察區(qū)間內(nèi)的平均值，是因為我們認為即使兩個國家在樣本考察區(qū)間內(nèi)均值相同，但向上增長或向下減少的不同趨勢可能會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不同的影響:以“民主程度”指標為例，假設(shè)國家A的cl或pr值在1960－2000年間不斷上升，但國家B的cl或pr值則在此期間不斷下降，盡管兩者所表現(xiàn)出來的1960－2000年間的均值可能相同，但前者表現(xiàn)為民主程度越來越低，后者則表現(xiàn)為越來越高，在“民主實施具有剛性”的環(huán)境中，國家A的居民則會認為其權(quán)利狀況在惡化，但國家B的居民則認為在不斷變好，從而如果民主程度的確對經(jīng)濟增長存在影響，那么在這兩種情形中的實際影響可能正好相反。

此外，文獻中指出撒哈拉沙漠以南非洲國家在1960－2000年間的經(jīng)濟增長相比于其他國家存在比較大的差距，圖1也對此進行了描述。圖1表明撒哈拉沙漠以南非洲國家不僅與發(fā)達國家相比存在比較大的差距，即使跟發(fā)展中國家平均水平相比其人均收入水平和人口健康水平也處于很低的水平，并且民主化程度也非常低。因此，在接下來的分析中，與現(xiàn)有文獻類似，引入“撒哈拉沙漠以南非洲國家”這一虛擬變量來控制這些異常表現(xiàn)值的影響。同時，由于圖1表明OECD國家跟其他發(fā)達國家相比并沒有表現(xiàn)出明顯的不同，因此，不再將“OECD國家”作為特殊情形處理。

3．3 實證檢驗結(jié)果:普通最小二乘法(OLS)

表 1 給 出 了 根 據(jù) Barro［17］，Nelson-Phelps［13］以 及Lucas［11］模型的回歸結(jié)果。在表1中分別考察了以原始模型為參照標準以及對原模型稍微進行擴展的情形，從而在對原始模型進行檢驗的標準上，通過引入新的變量來分析原始模型遺漏變量是否對其結(jié)論存在顯著影響。在這里值得指出的是，盡管我們的樣本分析國家總共有96個，但由于部分國家某些變量在某些年份的觀測值缺失，因此表中各列實際回歸時樣本觀測值個數(shù)可能會有所不同。

表1 健康對經(jīng)濟增長影響回歸結(jié)果Tab．1 Estimated results of health effect on economic growth

表1的回歸結(jié)果中:第1和第2列分別考察以Barro［17］為參考模型但考慮不同初始受教育程度指標的情形。這兩列結(jié)果都表明初始受教育程度對經(jīng)濟增長存在統(tǒng)計顯著的正向影響，并且撒哈拉沙漠以南非洲國家在1960－2000年間年均經(jīng)濟增長率比其他國家低1．1－1．2個百分點，與此同時，政府相對消費比重越高的國家其經(jīng)濟增長率相對低一些。第3列給出了以Nelson-Phelps［13］方法為參照標準的回歸結(jié)果:1960年的初始預期壽命水平對經(jīng)濟增長具有非常顯著的正向影響，并且第3列與第1和第2列結(jié)果相比，初始預期壽命水平這一個變量對1960－2000年間世界各國經(jīng)濟增長率差異的解釋程度與Barro框架中的初始受教育程度、政府相對消費比重、貿(mào)易依存度等諸多變量的解釋力度相當。第4列是對Nelson-Phelps模型的簡單擴展，如圖1中已經(jīng)指出的，撒哈拉沙漠以南非洲國家在1960－2000年間的經(jīng)濟增長表現(xiàn)跟其他國家相比存在比較大的差距，因此引入“subsahara”這一虛擬變量有利于模型對奇異值進行處理，與第3列結(jié)果相比，初始預期壽命水平的影響幅度有所降低，但初始人均GDP水平的影響幅度則在增加，表明在排除撒哈拉沙漠以南非洲國家的特殊影響因素之后，世界各國經(jīng)濟增長趨同的現(xiàn)象更為明顯;與此同時，撒哈拉沙漠以南非洲國家比較低的初始預期壽命水平影響了其樣本考察期間經(jīng)濟增長的表現(xiàn)。類似地，利用Lucas［11］方法進行檢驗的結(jié)果見第5和第6列。由這個發(fā)現(xiàn)，即使在控制初始人均GDP水平之后，預期壽命的改善速度對經(jīng)濟增長并不存在統(tǒng)計顯著的影響，并且第5和第6列的結(jié)果再次表明，控制“subsahara”這一變量對模型結(jié)果的影響非常大(在將撒哈拉沙漠以南非洲國家分開討論之后，世界各國經(jīng)濟增長仍然呈現(xiàn)出趨同趨勢)。

接下來同時考察預期壽命(包括初始水平以及增長速度)對經(jīng)濟增長的影響。首先以AHM模型［3］為參照標準進行檢驗，結(jié)果見表2回歸結(jié)果中的第1列。與AHM模型結(jié)論類似，發(fā)現(xiàn)初始預期壽命水平以及1960－2000年間預期壽命的增長速度對同時期經(jīng)濟增長率都存在統(tǒng)計顯著的正向影響:1960年時預期壽命增加1%或者1960－2000年間預期壽命年均增長速度增加1個百分點，可以分別使得1960－2000年間人均實際GDP年均增長速度增加9．29 和2．42 個百分點。

在表2回歸結(jié)果中的第2列是對AHM模型稍微進行擴展，引入了“subsahara”這一虛擬變量以考察撒哈拉沙漠以南非洲國家的人口健康狀況對經(jīng)濟增長的影響機制是否與其他國家不同。與表1中的結(jié)論完全不同的是，一旦將人口預期壽命初始水平以及人口預期壽命增長速度同時考慮進經(jīng)濟增長率影響方程，撒哈拉沙漠以南非洲國家與其他國家相比并沒有顯著的不同，甚至在此種情形下，撒哈拉沙漠以南非洲國家在1960－2000年間的經(jīng)濟增長表現(xiàn)反而更好一些。事實上，這一結(jié)論并非本文獨有的發(fā)現(xiàn)，在Lorentzen等［16］用“成人死亡率(個體在15－59歲之間死亡的概率)”作為人口健康的測度指標，考察1960－2000年間人口健康平均值對同時期經(jīng)濟增長率的影響時也發(fā)現(xiàn)，一旦引入“成人死亡率”這一指標，“撒哈拉沙漠以南非洲國家”這一虛擬變量不再統(tǒng)計顯著，并且回歸系數(shù)由之前的統(tǒng)計顯著為負變?yōu)檎龜?shù)?？赡艿脑蚴?，撒哈拉沙漠以南非洲國家之所以在1960－2000年間與其他國家相比人均收入水平差距在擴大，其主要的原因在于其初始健康狀況實在太低，即使其人口預期壽命在1960－2000年增長速度比其他國家相對更快一些，但仍不足以彌補其初始健康狀況所決定的跟其他國家經(jīng)濟增長之間的差距。

表2回歸結(jié)果的第3－6列給出了綜合模型估計結(jié)果。在第(3)列中只引入“初始平均受教育年限”這一變量，發(fā)現(xiàn)AHM模型的結(jié)論變得更強(并且模型解釋程度也有所提高)，和第2列結(jié)果相比，初始人口預期壽命水平增加1%，或1960－2000年間人口預期壽命年平均增長速度增加1個百分點，將分別使得同時期人均實際GDP年均增長率增加10．31和3．06個百分點，分別比原來增加了0．35個百分點;與此同時，撒哈拉沙漠以南非洲國家在同時期的經(jīng)濟增長表現(xiàn)與其他國家相比也沒有呈現(xiàn)出顯著的不同;此外，控制人口健康這一影響因素之后，不同國家之間的經(jīng)濟增長趨同現(xiàn)象顯著增強，表現(xiàn)為初始人均GDP水平對1960－2000年間人均GDP年均增長速度的影響幅度大幅增加(log(rgdp)的回歸系數(shù)由原來的 －1．15 變?yōu)?－1．66，并且統(tǒng)計顯著)。

表2回歸結(jié)果第4和5列分別與表1回歸結(jié)果中的第1和第2列相對應(yīng)，在引入人口預期壽命影響因素之后，考慮采用不同的初始受教育程度的測量指標的情形。結(jié)果表明，在Barro［17］的分析框架中引入人口預期壽命(包括初始水平和提高速度兩個維度)能夠?qū)?jīng)濟增長趨同現(xiàn)象作出更為翔實的解釋:表2第5列與表1第2列相比，模型的解釋力度顯著增強(R2由0．44增加為0．63)，這主要是因為新增加的log(LE60)與LEgr6000在回歸結(jié)果中統(tǒng)計顯著，并且除了“初始平均受教育年限”與“subsahara”兩個變量的系數(shù)有所變化(前者表現(xiàn)為回歸系數(shù)有所減小但仍統(tǒng)計顯著(可能的原因是人力資本投資的兩個維度(健康和教育)存在比較強的互補關(guān)系:在圖1中表現(xiàn)為，人口預期壽命水平比較高的國家往往人口受教育程度也比較高)，后者則從原來的統(tǒng)計顯著為負變?yōu)椴辉俳y(tǒng)計顯著)外，其他變量的系數(shù)和統(tǒng)計顯著程度基本保持一致。

盡管關(guān)于政府相對消費比重(kg)以及經(jīng)濟體開放程度或貿(mào)易依存度(openk)等的討論不是本文重點考察和分析的話題，但我們?nèi)匀辉诒?回歸結(jié)果的第6列中給出了引入kg60和openk60這兩個初始條件的估計結(jié)果。如之前所言，如果政府消費對社會總產(chǎn)出的擠占效應(yīng)或經(jīng)濟體對外貿(mào)易程度的確對經(jīng)濟增長存在影響，那么在“政府消費”以及“對外開放”調(diào)整均存在剛性(即“向上調(diào)整”和“向下調(diào)整”的影響并不完全對稱)的前提下，單純考慮樣本考察區(qū)間內(nèi)這些變量的平均值水平(而沒有控制其增加或減少的變化趨勢)將會對這些因素對經(jīng)濟增長的影響產(chǎn)生有偏估計。

表2 健康對經(jīng)濟增長影響回歸結(jié)果(續(xù))Tab．2 Estimated results of health effect on economic growth(continued)

表2回歸結(jié)果的第6列對此進行了驗證:對于政府相對消費比重而言，真正影響經(jīng)濟長期增長率的不是這個國家初始的政府相對消費規(guī)模，而是其隨時間不斷增加的趨勢(kg60并不統(tǒng)計顯著，但kg6000統(tǒng)計顯著為負);而對外經(jīng)濟開放的初始程度以及其隨時間變化的趨勢同時影響經(jīng)濟增長(openk60與openk6000影響一負一正表明一個經(jīng)濟體對外經(jīng)濟開放程度越來越高會有利于其經(jīng)濟增長，但與此同時，各個國家之間貿(mào)易往來和經(jīng)濟聯(lián)系頻繁更為密切對各國經(jīng)濟是否趨同的影響取決于發(fā)展中國家(或后發(fā)國家)在這個過程中是否能夠保持與發(fā)達國家受益相當?shù)某潭?，而后者則與發(fā)展中國家(或后發(fā)國家)的對外經(jīng)濟開放程度的起點水平密切相關(guān)。

綜合表2回歸結(jié)果第3－6列的數(shù)據(jù)，人口健康水平以及其增長速度均對經(jīng)濟增長存在統(tǒng)計顯著的影響，并且是影響經(jīng)濟增長比較穩(wěn)健一致的因素。

3．4 健康指標內(nèi)生性問題以及工具變量法估計結(jié)果

如引言中已經(jīng)指出的，健康狀況與經(jīng)濟增長之間存在互相影響的傳導機制，一方面健康狀況的改善可以通過影響物質(zhì)資本或人力資本積累來影響經(jīng)濟增長，但與此同時經(jīng)濟增長過程中人民生活水平的提高以及公共醫(yī)療衛(wèi)生資源投入的增加對居民健康狀況也會產(chǎn)生很大的影響。因此本節(jié)將利用工具變量法對預期壽命的初始水平以及增長速度的內(nèi)生性問題所引起的估計偏誤進行修正和討論。

由于本文所采用的數(shù)據(jù)為截面數(shù)據(jù)，因此選擇既與健康指標相關(guān)又與經(jīng)濟增長相關(guān)性比較低的環(huán)境變量作為預期壽命的初始水平以及增長速度的工具變量。與Lorentzen等［16］類似，我們所使用的17個工具變量可以分為以下三類(數(shù)據(jù)均來自于Gallup等［29］):①地理區(qū)域特征:領(lǐng)土中心區(qū)域經(jīng)度(cen_lon)與緯度(cen_lat)，以及領(lǐng)土平均超過海平面的高度(elev)，以及到最近海岸線(distc)或內(nèi)陸運河(distr)的平均距離;②氣候特征:11個Koeppen-Geiger氣候區(qū)域變量，分別衡量一個國家或地區(qū)其處于某個Koeppen-Geiger氣候區(qū)域的領(lǐng)土面積(在原始數(shù)據(jù)中，一共有12個Koeppen-Geiger氣候區(qū)域變量，分別為:熱帶雨林氣候(kg_a_af)、熱帶雨林季風性氣候(kg_a_am)、熱帶草原氣候(kg_a_aw)、草原性氣候(kg_a_bs)、沙漠(kg_a_bw)、濕潤性海洋氣候(kg_a_cf)、夏季干旱濕潤性氣候(kg_a_cs)、冬季干旱濕潤性氣候(kg_a_cw)、冬季干旱雪林氣候區(qū)(kg_a_dw)、冬季潮濕雪林氣候區(qū)(kg_a_df)、高原性氣候(kg_a_h)和苔原極地氣候(kg_a_e)。但由于這12個變量相加之和為1，為了避免完全共線性，僅采用其中的11個氣候區(qū)域變量(忽略kg_a_af));③瘧疾生態(tài)性指標:1946，1966，1982以及1994年瘧疾流行區(qū)域面積占國土面積比重的平均值(MEindex)。理論上而言，一個國家或地區(qū)瘧疾流行程度不僅與該地區(qū)的生態(tài)環(huán)境因素相關(guān)，人類活動在其中也會產(chǎn)生非常重要的影響，因此我們應(yīng)該選取1960年以前年份的瘧疾流行程度指標，以滿足外生性要求，但由于我們只有1946年的瘧疾發(fā)病范圍和嚴重程度的數(shù)據(jù)，為避免“1946”這一年份的特殊性所帶來的估計偏誤，我們采用不同年份的平均值。事實上，使用“1946年瘧疾發(fā)病區(qū)域占領(lǐng)土面積的比重”這一變量而非本文所采用的“平均值”這一變量的估計結(jié)果與本文所給出的結(jié)果非常類似。

使用工具變量的估計結(jié)果見表3，表3同時給出了工具變量法第一階段回歸的相對應(yīng)的Shea R2值，以及過度識別性檢驗的Hansen－J檢驗結(jié)果(注意Hansen－J檢驗結(jié)果在存在異方差性時依然一致可靠，但該檢驗有效的前提是我們所采用的工具變量至少有兩個以上的工具變量為有效的工具變量)。Shea R2值［30］以及Hansen－J檢驗結(jié)果(除了第2列結(jié)果沒有通過工具變量聯(lián)合外生性假設(shè)檢驗之外)表明所采用的工具變量的確能夠比較好地解決預期壽命初始水平及其增長速度的內(nèi)生性問題。

表3的第1列結(jié)果與表1的第3列結(jié)果相對應(yīng)，在Nelson-Phelps的分析框架下考察初始預期壽命水平對經(jīng)濟增長的影響，我們發(fā)現(xiàn)工具變量估計更加強化了OLS的估計結(jié)果:1960年時人口預期壽命增加1%，將使得1960－2000年間人均實際GDP年均增長率增加約7．8個百分點。這一趨勢均表現(xiàn)在表3的第2－6列結(jié)果中:第2和3列分別與表1的第5和6列，第4和5列分別與表2的第1和2列，以及第6列與表2的第6列結(jié)果相比，工具變量的估計結(jié)果與OLS的估計結(jié)果基本一致:同時考慮預期壽命的初始水平和增長速度均對經(jīng)濟增長存在非常統(tǒng)計顯著的影響，因而不論是在 Nelson-Phelps還是在Lucas的分析框架下，單純考慮預期壽命的其中一個維度都會低估預期壽命對經(jīng)濟增長的實際影響。盡管AHM模型在綜合考察預期壽命對經(jīng)濟增長的影響方面做出了很大的貢獻，但本文的分析結(jié)果表明，AHM模型從預期壽命的角度出發(fā)但僅僅考慮預期壽命對經(jīng)濟增長的影響的遺漏變量問題也不容小視。實際上，借鑒Barro［17］的分析框架，考慮其它影響經(jīng)濟增長的因素(尤其是初始人力資本水平的另外一個維度:人口平均受教育程度等)可以在更為一般的分析框架下強化AHM模型的結(jié)論。

表3 健康對經(jīng)濟增長影響:工具變量法Tab．3 Effects of health on economic growth:IV method

4 結(jié)論

在本文中，借鑒 Barro［17］和 Aghion 等［3］的分析框架重新考察了人力資本(包括健康狀況和受教育程度兩個維度)對經(jīng)濟增長的影響。利用1960－2000年間的跨國數(shù)據(jù)，我們發(fā)現(xiàn)初始人口預期壽命水平和人口預期壽命增長速度都對經(jīng)濟增長存在統(tǒng)計顯著的正向影響，并且在引入初始受教育程度等控制變量之后，這兩個因素對經(jīng)濟增長的正向影響效應(yīng)反而變得更為顯著(與此同時，初始受教育程度這一重要變量本身也對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了統(tǒng)計顯著的正向影響)，從而發(fā)現(xiàn)人口健康狀況不僅影響經(jīng)濟增長，并且是其中非常穩(wěn)健一致的影響因素。進一步的分析結(jié)果表明，由于初始受教育程度比較高的國家往往初始人口預期壽命水平也比較高，因此本文的結(jié)論能夠?qū)cemoglu與Johnson［12］的實證結(jié)論“人口預期壽命增長速度比較快的國家并不必然伴隨著比較高的經(jīng)濟增長速度”給出更為令人信服的解釋:這是因為在本文的回歸結(jié)果中，初始人口預期壽命、人口預期壽命增長速度以及初始受教育程度都對經(jīng)濟增長存在正向影響，與此同時在控制這些因素之后，世界各國經(jīng)濟增長存在非常強的趨同現(xiàn)象。但實際上，人口預期壽命增長速度比較快的國家往往也是初始人口預期壽命并且初始人口受教育程度也比較低的國家，從而抵消了其人口預期壽命迅速提高對經(jīng)濟增長的正向影響效果，進而模糊了實際經(jīng)濟增長的趨同效應(yīng)。因而，在此基礎(chǔ)上，也間接驗證了Barro［17］“初始人力資本水平對經(jīng)濟增長趨同效應(yīng)非常重要”的結(jié)論。

此外，分析結(jié)果表明(盡管限于篇幅我們沒有深入展開)，引入初始受教育程度等控制變量之后，可以很好地解決AHM模型估計結(jié)果對1960－2000年間經(jīng)濟增長率的解釋力度超過100%的問題，但我們的結(jié)論仍然指出這些變量對經(jīng)濟增長的解釋力度非常高，從而側(cè)面驗證了模型的可信性程度，并且我們的實證模型對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟趨同現(xiàn)象的影響因素給出了更為豐富的實證支持。

由于文獻中指出健康狀況與經(jīng)濟增長之間存在相互影響的傳導機制，因此本文綜合使用了普通最小二乘法(OLS)以及工具變量法(IV)，并對這兩個方法的估計結(jié)果進行比較，發(fā)現(xiàn)OLS和IV都給出了基本一致的結(jié)論，甚至在用IV解決預期壽命(包括初始水平和增長速度)的內(nèi)生性問題之后更加強化了上述討論的結(jié)論。

基于此認為，一個國家或地區(qū)增加健康投入以改善其居民健康狀況將顯得非常重要，即使不討論居民的健康水平能夠作為一個國家或地區(qū)人民福利水平的間接反映，健康投入不僅僅是一種人力資本投資，它同時也是個人生活中所必需的一種服務(wù)型消費［31－32］。單從本文的結(jié)論(以及其他學者的研究結(jié)果［3－4，7－9，14，16，33］)而言，健康對經(jīng)濟增長持續(xù)而顯著的影響也值得引起各國政府和居民對健康投資的高度關(guān)注。

值得一提的是，在本文中我們主要考察健康狀況對經(jīng)濟增長的最終影響，并沒有細致展開健康狀況對經(jīng)濟增長的影響機制的討論，如引言中已經(jīng)提及的，健康狀況可以通過影響教育投資、勞動力投入、生育率水平以及物質(zhì)資本積累等多個因素從而影響經(jīng)濟增長，因此，對此進行深入研究也可以成為未來的研究方向之一。

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International Research on Health and Economic Growth

ZHANG Qiong1，2
(1.School of Economics，Central University of Finance and Economics，Beijing 100081，China;2．Asia-Pacific Research Center，Stanford University Stanford CA 94305，USA)

Existing literature related to effects of health on economic growth often consider health variable itself only，and this problem of missing variables by omitting other related factors could well cause doubts about their conclusions，or often only considers one aspect of health，either initial health level or health improvement rate，while these different dimensions of health both could well have effects on economic growth．Basied on these problems of missing variables，and in light of contributions by Nelson-Phelps，Lucas and Barro，this article extends a unified framework and uses international data to comprehensively estimate health effects on economic growth．It finds that a higher initial level and a higher rate of improvement in health both have significantly positive effects on economic growth，and omitting other initial factors or only considering level or improvement rate of health will underestimate health effects on growth．The convergence clubs could be well diminished when initial human capital is controlled(including both health and education levels)．These above conclusions are consistent both with OLS and IV methods．

life expectancy;growth rate;relative convergence

F061.2

A

1002－2104(2012)04－0108－10

10．3969/j．issn．1002－2104．2012．04．019

2011－11－15

張瓊，博士，講師，主要研究方向為人口轉(zhuǎn)型、健康與經(jīng)濟增長。

斯坦福大學研究基金(編號:POS DOC ID05646997);國家留學基金委留學基金(編號:［2009］3003)。

(編輯:李 琪)