我國城鎮(zhèn)居民健康資本的省際差異與空間效應(yīng)

郝 楓,張 圓

(天津財經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，天津 300222)

一、 引 言

健康資本(Health Captial)揭示了健康作為資本要素對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛在價值。自Grossman(1972)率先將健康納入人力資本分析框架以來[1]，學(xué)者對健康資本的經(jīng)濟(jì)作用機(jī)制進(jìn)行了一系列理論研究，但在核算上一直未能如物質(zhì)、教育等資本一樣進(jìn)行有效測度。為克服健康資本測度困難，2012年，聯(lián)合國UNU-IHDP和UNEP《包容性財富報告》(Inclusive Wealth Report)中首次提出要將健康資本作為國民財富的獨(dú)立賬戶進(jìn)行測算研究[2]，并在2014年公布的第二本報告中，首次為健康資本設(shè)置單獨(dú)的測算帳戶，標(biāo)志著規(guī)范健康資本統(tǒng)計測算工作的啟動。相比之下，我國尚未進(jìn)行相應(yīng)測算工作，隨著我國“健康中國2030”戰(zhàn)略的實施，與國際核算體系接軌，測度我國居民健康資本已成為當(dāng)務(wù)之急。

健康資本測度可分為實物量與價值量兩個方面：其中實物量主要使用人口死亡率、預(yù)期壽命等代理指標(biāo)替代(Fogel，1994[3]；Murphy和Topel，2006[4])，而價值量則通過衛(wèi)生總費(fèi)用、公共衛(wèi)生支出等數(shù)據(jù)反映(呂娜，2008[5])。前者以生存情況反映人口的健康資本情況，后者則通過對醫(yī)療衛(wèi)生的投入力度來顯示社會健康資本發(fā)展水平。兩類方法操作簡便，數(shù)據(jù)易于獲得，一定程度上解決了健康資本難以量化的難題，但始終未能恰當(dāng)?shù)胤从吵鼋】底鳛椤百Y本品”的經(jīng)濟(jì)價值(Inclusive Wealth Report，2014[6])。

為落實聯(lián)合國關(guān)于健康資本賬戶的核算工作要求，Arrow等(2012)[7]運(yùn)用統(tǒng)計生命價值法(Value of a Statistical Life，VSL)測度了2000年和2005年5個國家人均健康資本存量和流量。與其他方法相比，統(tǒng)計生命價值法能有效反映勞動者不同年齡階段的健康風(fēng)險偏好，將個體的健康需求與收入緊密聯(lián)系，滿足與物質(zhì)、教育等其他類資本的可比性需要，該方法于2014年正式納入聯(lián)合國健康資本賬戶官方核算體系。從測算結(jié)果來看，在人均健康資本絕對量上，美國是中國的3.7倍，巴西是中國的1.44倍，委內(nèi)瑞拉是中國的1.26倍，只有印度略低于中國(約為中國的3/4)，由此可見，提高我國人均健康資本存量已刻不容緩。由于經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療衛(wèi)生、社會環(huán)境等多方面差異，不同國家和地區(qū)的人均健康資本存量各不相同，需更詳細(xì)地進(jìn)行測度分析。

不同地區(qū)之間各類資本(物質(zhì)、教育、自然、健康)存量差異與區(qū)域關(guān)聯(lián)使得資本的外部效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，自上世紀(jì)90年代以來，新經(jīng)濟(jì)地理理論(New Economic Geography Model)受到了學(xué)者們的高度重視，該理論試圖從空間地理角度解釋不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生差異的原因，揭示資本外部效應(yīng)的作用機(jī)制，稱之為“大地理范圍集聚的空間外部性”。多數(shù)經(jīng)驗研究表明，我國物質(zhì)資本、人力資本對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出鮮明的空間相關(guān)性(符淼，2009[8]；錢曉燁等，2010[9]；潘文卿，2012[10]；覃成林等，2012[11])，但關(guān)于健康資本是否存在明顯的資本外部效應(yīng)問題，現(xiàn)有研究尚未進(jìn)行答復(fù)。

我國幅員遼闊，人口結(jié)構(gòu)復(fù)雜，健康資本核算不能僅從全國總體上把握人均情況，更要從地區(qū)層面來進(jìn)行比較分析。居民健康水平對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、勞動就業(yè)、生活質(zhì)量等方面具有重要影響，測度不同地區(qū)的健康資本并識別其省際差異，有利于有的放矢地制定政策，縮小發(fā)展差距實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。同時，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系日益緊密使得區(qū)域間的空間相關(guān)性不斷增加，由于生態(tài)環(huán)境的惡化，空氣污染等環(huán)境問題對健康造成的外部效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，如何提高全民健康水平，最大限度地發(fā)揮健康要素對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，抑制環(huán)境污染等負(fù)外部性給人口健康帶來的消極影響，是我國地區(qū)健康發(fā)展亟待解決的難題。

鑒于此，本文根據(jù)聯(lián)合國官方公布的統(tǒng)計生命價值法，結(jié)合我國現(xiàn)有的微觀數(shù)據(jù)對不同地區(qū)城鎮(zhèn)居民的人均健康資本存量進(jìn)行測度，討論其在不同群組內(nèi)健康資本隨時間的變化趨勢，進(jìn)而從宏觀層面識別健康資本的外部性，通過空間計量模型討論我國健康資本的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，以期從國民經(jīng)濟(jì)視角為推動我國健康中國戰(zhàn)略提供有效的參考依據(jù)。本文的創(chuàng)新性工作體現(xiàn)在：①與國際接軌，依照聯(lián)合國官方公布的核算方法進(jìn)行健康資本存量的價值量測度，其測算結(jié)果具有更強(qiáng)的針對性與可比性；②利用我國居民收入的微觀數(shù)據(jù)與國家統(tǒng)計局公布多類數(shù)據(jù)集，其樣本量大且數(shù)據(jù)質(zhì)量高，具備可靠性和普適性；③將新經(jīng)濟(jì)地理理論與市場潛能理論引入健康資本分析框架，拓展了資本研究視域，并結(jié)合當(dāng)前人口流動、空氣污染等熱點問題給出了具體的解釋，具有很強(qiáng)的理論與現(xiàn)實意義。

二、 我國健康資本的省際估算

(一) 估算方法

借鑒Arrow等(2012)與聯(lián)合國UNU-IHDP和UNEP-2014的做法[6-7]，本文運(yùn)用統(tǒng)計生命價值法估算我國東部、中部、西部、東北部四個區(qū)域的人均健康資本存量。設(shè)勞動者的工資率為w，其疾病發(fā)生率為q，勞動者健康狀態(tài)時的個人效用為U(w)，而發(fā)生健康風(fēng)險時非健康狀態(tài)的效用為V(w)，顯然U(w)>V(w)>0，其期望效用Z為：

Z=(1-q)U(w)+qV(w)

(1)

對式(1)進(jìn)行全微分，令dZ=0，經(jīng)整理可得：

(2)

式(2)反映了健康風(fēng)險差值與收入差值之間的補(bǔ)償關(guān)系，dq描述了勞動者健康風(fēng)險的變化，dw則通過工資率的變動刻畫了勞動者對健康風(fēng)險變化所要求的補(bǔ)償。年齡的增長、長時間加班的負(fù)荷勞動、從事危險工作等均會使健康風(fēng)險死亡率上升，勞動者將要求更高的工資補(bǔ)償，盡管企業(yè)的支付意愿也會隨風(fēng)險而提高，但工資的邊際漲幅卻呈遞減趨勢，在市場均衡狀態(tài)下的工資與健康風(fēng)險水平反映了二者的補(bǔ)償關(guān)系，可計算出在其他條件不變的情況下健康投入對工資率的邊際影響，從而對勞動者的風(fēng)險偏好和健康產(chǎn)出進(jìn)行客觀評價。

定義健康需求框架下的VSL=dw/dq，其不僅表示了勞動者健康風(fēng)險偏好與工資的影響關(guān)系，同時也體現(xiàn)了健康投入與健康產(chǎn)出的聯(lián)動關(guān)系，從成本-收益角度來看，分母部分是為創(chuàng)造更多收入所付出的健康代價，而分子部分則是該健康成本變化下所帶來的收益變化，該式直觀描述了單位健康風(fēng)險變化給個體帶來的經(jīng)濟(jì)收益，有效體現(xiàn)了健康作為資本品的價值屬性。

參考Viscusi和Aldy(2004，2007)的方法[12-13]，考慮個體年齡效應(yīng)和不同地區(qū)健康資本隨時間的變化，構(gòu)建健康-風(fēng)險計量模型。在第t年時，第i個地區(qū)處于第j個年齡組的第k個勞動者其健康風(fēng)險與收入之間的關(guān)系為：

ln(wjk)=αj+γjqjk+βjXjk+εjk

(3)

本文將年齡組j具體分為15～25歲、26～40歲、41～54歲、55～64歲共4類。其中，被解釋變量表示為處于j年齡組下勞動者k的小時工資；核心解釋變量代表j年齡組下個體k的疾病死亡率；則是該年齡段下有關(guān)勞動者個體健康水平及工作環(huán)境的一系列控制變量，包括性別、婚姻狀況、受教育程度、城鄉(xiāng)類型、自評健康水平、行業(yè)，εjk為模型的隨機(jī)誤差項。

式(3)中系數(shù)γj反映j年齡段個體疾病死亡率對工資率的平均影響，即式(2)中的dw/dq：若γj>0，表明j年齡段損耗健康可以增加當(dāng)期收入；若γj<0，說明j年齡段犧牲健康減少當(dāng)期收入；若γj=0，則表明j年齡段疾病死亡率不存在顯著的收入效應(yīng)，此時模型退化為與健康資本無關(guān)的常見工資收入模型。

對式(3)健康死亡風(fēng)險qjk進(jìn)行求導(dǎo)，可得到不同年齡組下勞動者增加或減少一單位健康風(fēng)險(健康投入)所帶來收入變化(健康產(chǎn)出)為：

d(wjk)=γj×wjk×d(qjk)=γj×wjk×1

(4)

式(4)中wjk表示的日工資，需將其轉(zhuǎn)化為年工資收入，利用計量模型估計結(jié)果，可按如下公式計算第i個地區(qū)處于第j年齡段VSL估計值：

(5)

(6)

(二) 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)主要來自2002年、2007年和2013年的中國居民收入調(diào)查(China Household Income Project Survey，CHIPS)的城鎮(zhèn)居民中所有個體成員數(shù)據(jù)。[注]應(yīng)用VSL方法進(jìn)行健康資本測算需要提供個體勞動者詳細(xì)的小時工資收入信息，由于農(nóng)村人口以經(jīng)常性收入為主體而非工資性收入，因此本文選擇以城鎮(zhèn)單位為主體的工資性數(shù)據(jù)，下一部分對于空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)的討論同樣基于該口徑。按國家統(tǒng)計局的最新劃分，將我國31個省市及自治區(qū)劃分為東部、中部、西部和東北部。[注]根據(jù)國家統(tǒng)計局最新劃分，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南10個省(市)；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南6個?。晃鞑康貐^(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省(市、自治區(qū))；東北地區(qū)包括遼寧、吉林、黑龍江3個省。其中CHIPS 2002年、2007年、2013年分別提供了12、9、14個省市和地區(qū)的樣本，由于樣本中某些個體在工資等關(guān)鍵變量上存在信息缺失，經(jīng)整理刪除各類缺失值和異常值后，[注]CHIPS數(shù)據(jù)中，由于抽樣調(diào)查過程中產(chǎn)生的誤差以及受訪者的誤報漏報，部分樣本工資數(shù)據(jù)為空或為負(fù)數(shù)，此外，健康、受教育程度等變量也有部分樣本為負(fù)，在數(shù)據(jù)處理過程中，本文刪除了該類樣本。各年有效家庭住戶的個體樣本分別為10344、7012、9937個。疾病死亡率qjk，取自2003、2008和2014年度《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》中居民病傷死亡原因表提供的2002、2007及2013年數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)包括傳染病、腫瘤、心腦血管疾病、意外事故等17大類疾病死亡風(fēng)險，均以10萬人為風(fēng)險單位，并按年齡、性別進(jìn)行了詳盡劃分。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計表

從表1中主要變量描述性統(tǒng)計可以看出，被調(diào)查個體為平均年齡大約在40歲左右的中年群體，樣本中男性略多于女性，已婚人群占有很高比重，自評健康狀況平均結(jié)果以良好居多，疾病死亡率均值維持在2.5‰左右，年工資收入總額[注]本文所用的CHIPS數(shù)據(jù)得到的就業(yè)人員的年工資收入總額的均值均低于《中國統(tǒng)計年鑒》公布的官方統(tǒng)計測算值，原因主要是微觀調(diào)查中受訪者存在較強(qiáng)的低報收入傾向及重要工資性收入的漏報。包括本年度勞動者從事主要工作的工資性收入之和，包括工資、獎金、津貼和實物折現(xiàn)等，不包括兼職等其他臨時性工作收入，利用CHIPS數(shù)據(jù)提供的相關(guān)工作時間數(shù)據(jù)計算小時工資率(元)，該表較好地描述了十余年來我國城鎮(zhèn)居民的工資和健康水平變化，在2002-2013年的12年間，我國城鄉(xiāng)居民收入有了明顯的提高，但疾病死亡率則變動不大。

(三) 估算結(jié)果

根據(jù)上述數(shù)據(jù)，使用式(3)計算健康-工資風(fēng)險系數(shù)，進(jìn)而通過式(5)式(6)分別估計2002、2007、2013年的樣本調(diào)查地區(qū)人均健康資本，根據(jù)疾病死亡率統(tǒng)計口徑將風(fēng)險單位數(shù)設(shè)為10萬；參照Aldy和Viscusi(2004,2007)[12-13]的做法將每年工作時間設(shè)為2000小時。[注]按我國勞動法有關(guān)規(guī)定，每年365天減去雙休日104天，再除以12個月，得到職工月計薪天數(shù)為(365-104)÷12=21.75；按每天8小時計算，一年中勞動者總工作時長為8×21.75×12=2088小時，排除病休年假等額外休假，約為2000小時。由于調(diào)查所限，部分省市年齡組內(nèi)個體樣本量較少導(dǎo)致其風(fēng)險系數(shù)均不顯著，無法對健康資本進(jìn)行有效估算，因此本文排除了這類地區(qū)以保證估計結(jié)果的可靠性，整理結(jié)果如表2所示。

表2 不同年度地區(qū)健康資本匯總表(人均)(萬元)

表2給出了調(diào)查年度地區(qū)人均健康資本存量的匯總結(jié)果。從同一年份橫向比較來看，除個別地區(qū)外(如重慶)，健康資本數(shù)值量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平類似，自東向西呈降低趨勢，東北部地區(qū)與西部地區(qū)相近，北上廣等一線城市絕對量上較大，反映了其收入水平與醫(yī)療衛(wèi)生方面的絕對優(yōu)勢，健康投入帶來的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出較高，而甘肅等發(fā)展相對落后的地區(qū)的健康資本絕對量上偏低；從不同年度的縱向比較上看，各地區(qū)的健康資本水平在10余年內(nèi)有明顯提高，觀察3年均為調(diào)查對象的樣本地區(qū)，2002-2013年12年間健康資本增長了2～3倍，表明了我國居民收入水平的提高及健康水平的增強(qiáng)。絕對量增長的同時相對變化率卻有所降低，以湖北省為例，2002-2007年人均健康資本增加了75%，而在2007-2013年僅增加了16%，工資水平的上升使得人均健康資本絕對量上升，而健康風(fēng)險系數(shù)的降低則減緩了健康資本上升速度。

圖1 2002-2013年健康-工資風(fēng)險系數(shù)變化

圖1進(jìn)一步分析了2002-2013年不同年齡下的健康-工資風(fēng)險系數(shù)變化，其中青年群體風(fēng)險系數(shù)單位范圍為3‰～8‰，而中老年群體變化范圍則在千分之二到萬分之四，系數(shù)由正變負(fù)意味著年齡的增長健康對收入具有反向影響關(guān)系。整體上，健康-工資風(fēng)險曲線向左偏移，青年群體風(fēng)險系數(shù)的減小，中老年群體絕對量上卻在增加，一方面表明了隨著收入的增加與個體健康意識的提高，健康與收入之間的替代效應(yīng)增強(qiáng)，“拿命換錢”現(xiàn)象[注]指勞動者以犧牲健康、提高死亡風(fēng)險為代價從事勞動，換取更高收入。得到了改善，勞動者在健康勞動與收入之間的選擇規(guī)劃更加合理；另一方面卻反映了健康邊際產(chǎn)出的降低，當(dāng)青年勞動者健康收入的正向效應(yīng)小于中老年勞動者的負(fù)向效應(yīng)時，人均健康資本將緩慢上升甚至下降。這也從另一個角度解釋了人口老齡化背景下人口紅利消失現(xiàn)象，中老年人口比重的增加不僅導(dǎo)致了勞動力人口不足，同時也造成了健康資本產(chǎn)出的匱乏。

三、 健康資本的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)

(一) 理論模型

不同國家或地區(qū)的資本類型與結(jié)構(gòu)差異很大，不同區(qū)域的資本存在空間關(guān)聯(lián)，尤以流動性強(qiáng)的人力資本(涵蓋教育資本和健康資本)為甚。Krugman(1993)[14]通過市場潛能(Market Potential，MP)理論闡明了資本空間效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，指出當(dāng)某地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)總量較高時，其對周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有較強(qiáng)推動效應(yīng)。參考Hanson(2005)[15]和張澤義與何春麗(2017)[16]的做法，本文構(gòu)建如下理論模型。

1.消費(fèi)者行為。假設(shè)一國有m個地區(qū)，各地區(qū)消費(fèi)者均具有CES型效用函數(shù)：

(7)

其中，ci為消費(fèi)者對i商品的消費(fèi)量，包括普通商品、教育與健康消費(fèi)等；n為商品種類數(shù)；σ為各類商品之間的替代彈性。

記j地區(qū)對第i種商品的消費(fèi)支出為Eij，pikj為該商品從k地區(qū)運(yùn)至j地區(qū)的價格。依據(jù)效用最大化原則，可得j地區(qū)對k地區(qū)i商品的需求量xikj為：

(8)

跨區(qū)商品價格pikj取決于三個因素：一是本地價格pij；二是兩地距離dkj；三是單位產(chǎn)品單位距離的運(yùn)輸成本τ。

pikj=pijeτdkj

(9)

顯然，距離越遠(yuǎn)則商品運(yùn)輸成本越高，價格差異也就越大。將式(9)帶入式(8)并進(jìn)行地區(qū)加總，整理得到j(luò)地區(qū)i商品的總需求xij：

(10)

2.生產(chǎn)者行為。假設(shè)j地區(qū)廠商生產(chǎn)i商品的固定成本為Fij，產(chǎn)量為qij，單位產(chǎn)品的可變邊際投入為βij，勞動者工資率為wij，則企業(yè)利潤函數(shù)為：

πij=pijqij-(Fij+βijwijqij)

(11)

根據(jù)企業(yè)利潤最大化原則，[注]根據(jù)邊際成本等于邊際收益的利潤最大化原則，當(dāng)廠商生產(chǎn)產(chǎn)量為q，產(chǎn)品價格為p(q)時，可得邊際收益MR=p(q)(1-1/彈性系數(shù))，進(jìn)而由MR=MC得出價格與工資、替代彈性之間的關(guān)系。可計算產(chǎn)品價格：

(12)

企業(yè)長期均衡利潤πij=0，對應(yīng)的均衡產(chǎn)量qij為：

(13)

3.均衡條件。根據(jù)市場出清條件xij=qij，將式(12)、式(13)代入式(10)，整理可得：

(14)

4.簡化模型。由上可見，一個地區(qū)的工資收入是該地區(qū)市場潛能的函數(shù)，將j地區(qū)的市場潛能記為MPj，對式(14)中所有商品進(jìn)行加總并在左右兩邊取對數(shù)，可將數(shù)理模型簡化為：

lnwj=γlnMPj

(15)

其中，γ為常數(shù)，引入時間維度t，工資潛能方程改寫為：

(16)

wjt、MPjt分別為j地區(qū)t時期的工資水平與市場潛能，一個地區(qū)人均收入的增長直接依賴于該地區(qū)市場潛能的變動，而市場潛能又與其他地區(qū)諸多經(jīng)濟(jì)因素和地理距離有關(guān)，收入對市場潛能的影響隨距離增加而降低，其實質(zhì)為不同地區(qū)之間的空間效應(yīng)。以上理論結(jié)果，為健康資本空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)提供了理論基礎(chǔ)。

(二) 空間相關(guān)性檢驗

地區(qū)間密切的經(jīng)濟(jì)往來使區(qū)域經(jīng)濟(jì)存在明顯的空間相關(guān)性，不滿足經(jīng)典計量模型中相互獨(dú)立的基本假設(shè)，已有研究從地區(qū)內(nèi)消費(fèi)者價格指數(shù)、GDP等指標(biāo)作為衡量市場潛能的指標(biāo)解釋了資本空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)的存在和作用機(jī)制，然而從內(nèi)生增長理論來看，人才集聚、知識溢出、人口健康同樣可以提高地區(qū)的市場潛能，使地區(qū)之間產(chǎn)生空間聯(lián)系。本文基于現(xiàn)有研究基礎(chǔ)，將健康因素加入資本空間分析框架，結(jié)合VSL與新經(jīng)濟(jì)地理理論，從市場潛能角度解釋健康資本的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

收入是與健康分布聯(lián)系最為緊密的影響因素(詹宇波，2009[17])，由式(16)可知市場潛能與收入變動密不可分。本文以死亡率代表健康資本的市場潛能，根據(jù)式(2)及VSL的基本定義，需檢驗死亡率與工資率的空間相關(guān)特征。與前文CHIPS數(shù)據(jù)年度區(qū)間匹配，選取我國2002-2016年的各省區(qū)死亡率與平均工資數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》中人口及就業(yè)和工資部分中各個省市死亡率和城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資數(shù)據(jù)。采用全局Moran’sI統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗，其檢驗地區(qū)間健康資本是否相似(空間正相關(guān))、相異(空間負(fù)相關(guān))還是相互獨(dú)立，其定義為:

(17)

(18)

Moran’sI的取值范圍為[-1,1]，絕對值越大表示空間相關(guān)程度越大，若為正，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)行為表現(xiàn)為空間正相關(guān)；若為負(fù)，表現(xiàn)為空間負(fù)相關(guān)；若接近于0，則不存在空間相關(guān)性。為保證統(tǒng)計準(zhǔn)確性，采用標(biāo)準(zhǔn)化統(tǒng)計量Z(I)的p值來確定全局Moran’sI的顯著性水平，計算公式為：

(19)

表3 各省區(qū)工資率與死亡率變量的Z(I)統(tǒng)計量

表3給出了2002-2016年度各省區(qū)工資率與死亡率變量的Z(I)統(tǒng)計量，對于各省區(qū)的工資率來說，所考察時間段內(nèi)絕大部分年份在5%水平上顯著；而對于死亡率而言，2003-2004年、2006-2007年空間相關(guān)性并不顯著，2008年后均至少在10%水平上顯著，表明健康的空間變化由不相關(guān)逐漸轉(zhuǎn)化為正相關(guān)，地區(qū)之間的相互影響作用日益明顯，表3中的結(jié)果表明衡量健康水平的死亡率指標(biāo)產(chǎn)生空間相關(guān)的時間要滯后于工資率，該現(xiàn)象較符合經(jīng)濟(jì)的發(fā)展規(guī)律，一般來說，不同地區(qū)之間首先會從經(jīng)濟(jì)上發(fā)生交互影響。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不斷提高，各地區(qū)的教育、醫(yī)療、衛(wèi)生上也會產(chǎn)生聯(lián)系。與其他資本類似，健康資本同樣存在空間相關(guān)性，在實證過程中需予以考慮。

(三) 模型設(shè)定

1.空間計量模型的選取?？臻g相關(guān)性來源于兩個方面：一方面為地區(qū)間密切的經(jīng)濟(jì)往來，其使得鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)存在明顯的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)；另一方面是鄰近地區(qū)關(guān)于因變量的誤差沖擊對本地區(qū)觀測值產(chǎn)生的影響。空間滯后模型(Spatial Autoregressive Model，SAR)和空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)有效地刻畫了上述兩種空間相關(guān)性。拓展到面板數(shù)據(jù)，其基本形式為：

空間滯后面板模型：

yit=ρWyit+βxit+εiti=1,…n;t=1,…,T

(20)

空間誤差面板模型：

(21)

其中，n為地區(qū)數(shù)，T為時期數(shù)，yit為nT×1被解釋變量觀測值向量，W為n×n的空間權(quán)重矩陣，xit為nT×k解釋變量觀測值矩陣(包括常數(shù)項)，β為k×1階參數(shù)向量，ρ和λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間誤差自相關(guān)系數(shù)，εit為nT×1隨機(jī)誤差向量。在模型的選擇上，若模型同時滿足SAR與SEM，或只滿足其中任一個時，需進(jìn)一步考察更廣義的空間杜賓模型(Spatial Durbin Model，SDM)，其面板模型的表達(dá)形式為：

yit=ρW1yit+ηW2xit+αxit+βzit+γi+vt+εiti=1,…n;t=1,…,T

(22)

yit為被解釋變量，xit為主要解釋變量，zit為控制變量，γi與vt代表了空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。W1、W2分別為內(nèi)生性的因變量空間滯后項與主要空間自變量中的權(quán)重矩陣，由于沒有充分信息用于判斷W1與W2是否相同，故采用簡化處理令W1=W2=W來假設(shè)因變量空間滯后項與自變量空間滯后效應(yīng)的發(fā)生邏輯一致。ρ為被解釋變量空間滯后項的系數(shù)，衡量地區(qū)之間的互相影響程度；η為主要解釋變量空間滯后項系數(shù)，代表自變量之間的空間相關(guān)程度。當(dāng)ρ=0,η≠0時，模型為SEM模型，當(dāng)ρ≠0,η=0時，模型為SAR模型，當(dāng)二者均為0時，模型變?yōu)橐话愕拿姘鍞?shù)據(jù)模型。該模型可從時間和空間兩個維度刻畫工資收入隨死亡率變化的空間特征，是分析健康資本空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)有力的計量工具。

2.權(quán)矩陣的選擇。在空間權(quán)重矩陣的選取上，本文采用鄰接空間權(quán)重矩陣、逆距離空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，分別用于檢驗健康資本的地區(qū)相鄰、省市距離及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)性，鄰接空間權(quán)重矩陣如式(18)所示，令dij代表兩地區(qū)地理中心位置之間的距離，逆距離空間權(quán)重矩陣表示為：

(23)

參考林光平等(2005)做法[18]，選擇地區(qū)間人均實際GDP差額作為測度地區(qū)間經(jīng)濟(jì)距離指標(biāo)，經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣表示為：

(24)

(四) 實證分析

在統(tǒng)計生命價值法、市場潛能理論與空間杜賓模型的基礎(chǔ)上，將健康要素加入傳統(tǒng)市場潛能分析，重點關(guān)注健康對工資的空間影響。結(jié)合潘文卿(2012)[10]提出的工資收入-市場潛能模型與Mincer(1974)[19]收入決定方程構(gòu)建空間計量模型。經(jīng)典的Mincer方程重點關(guān)注于人力資本中的教育投入對工資收入的影響，本文健康要素加入其中，拓展了其應(yīng)用范圍。結(jié)合式(2)中健康資本VSL的基本框架與呂倩等(2010)[20]提出的工資模型，以式(22)面板空間杜賓模型為建模依據(jù)，建立含有教育-健康資本的Mincer收入空間計量方程：

lnwit=ρWlnwit+ηWqit+αqit+βZit+γi+vt+εiti=1,…n;t=1,…,T

(25)

式(25)中，wit是因變量，代表第t年第i個省市的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資，用于表示健康資本產(chǎn)出；主要自變量qit為各年分地區(qū)人口的死亡率，用以刻畫健康資本投入。ηWqit與ρWlnwit分別為健康資本投入產(chǎn)出的空間滯后項，代表了健康資本流動等空間外部效應(yīng)。γi與vt代表了截面空間固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，εit為獨(dú)立同分布擾動項。該計量模型不僅反映了健康資本測算中dw/dq的變化，同時也體現(xiàn)了健康因素在市場潛能中的作用，進(jìn)而通過死亡風(fēng)險率與工資的變動體現(xiàn)健康資本的空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。

控制變量Zit為衡量市場潛能的其他變量，集中包括如下影響因素：

就業(yè)人員的平均受教育年限eduit。Mincer人力資本工資收入方程主要考察了教育回報率對工資收入的影響，因此勞動者的教育水平反映了該地區(qū)的人力資本情況，參考馮曉等(2012)[21]的做法，統(tǒng)計各省區(qū)6歲以上人口的受教育程度，各學(xué)歷階段的教育年限賦值如下：未上過學(xué)計為0年；小學(xué)計為6年；初中計為9年；高中計為12年；大學(xué)?？朴嫗?5年；大學(xué)本科記為16年；研究生記為19年，將各學(xué)歷階段受教育年限與其對應(yīng)人數(shù)權(quán)重相乘后加總即可得到各省區(qū)人均教育年限數(shù)據(jù)。

gdpit為該年內(nèi)地區(qū)的國民生產(chǎn)總值，反映了該區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；cpiit為居民消費(fèi)價格指數(shù)，反映地區(qū)內(nèi)居民家庭購買消費(fèi)商品及服務(wù)的價格水平；unemployit為分地區(qū)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，反映該地區(qū)人口就業(yè)情況。

本部分使用中國31個省2002-2016年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，數(shù)據(jù)來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的各地區(qū)年度數(shù)據(jù)。首先對空間杜賓模型進(jìn)行檢驗來確定模型選擇的合理性。本文參照趙彥云等(2017)[22]的檢驗方法，基于面板固定效應(yīng)模型的殘差做Moran’s I檢驗和LM檢驗，由LM檢驗得到的LM-LAG和Robust LM-LAG以及LM-ERR和RobustLM-ERR檢驗面板數(shù)據(jù)是否存在空間效應(yīng)，通過計算LR-SD-LAG和LR-SD-ERR兩個似然比來分別檢驗空間杜賓模型是否優(yōu)于空間滯后模型和空間誤差模型，以Hausman檢驗固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型之間是否具有顯著差別，鄰接空間權(quán)重矩陣、逆距離空間權(quán)重矩陣與經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)矩陣檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 空間杜賓模型檢驗結(jié)果

建模過程中忽視健康資本的空間效應(yīng)可能影響到估計結(jié)果的無偏性、一致性和有效性，表4中的Moran’sI指數(shù)檢驗統(tǒng)計量顯著為正，拒絕殘差空間相互獨(dú)立的原假設(shè)，由LM檢驗得到的空間滯后模型與空間誤差模型的統(tǒng)計量均在統(tǒng)計上顯著，拒絕采用不考慮空間效應(yīng)的固定效應(yīng)模型的原假設(shè)，選擇空間計量模型。兩個LR檢驗統(tǒng)計量均在統(tǒng)計上顯著，拒絕選擇空間滯后模型與空間誤差模型的兩個原假設(shè)，選擇空間杜賓模型。根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型之間具有顯著差異，故選取固定效應(yīng)的空間杜賓模型。

表5為不同空間權(quán)重矩陣下的健康資本空間杜賓模型估計結(jié)果，考慮教育人力資本對收入的影響以及空間效應(yīng)，除死亡率外，本文加入了平均受教育年限的空間滯后項來揭示人力資本的空間相關(guān)性，使模型更好地反映健康與教育兩大人力資本的空間特征，同時檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性和解決內(nèi)生問題對參數(shù)估計帶來的偏差，各模型中因變量空間滯后項系數(shù)ρ顯著為正，表明了各地區(qū)間對收入的正影響關(guān)系。鄰接空間權(quán)重矩陣擬合優(yōu)度R2最高，意味著相鄰關(guān)系的Mincer工資收入方程具有更好的解釋力。

表5 健康資本空間杜賓模型估計結(jié)果

觀察除平均受教育年限的其他控制變量，鄰接空間權(quán)重矩陣各控制變量均顯著，加入教育空間滯后項模型系數(shù)變化不大，結(jié)果較為穩(wěn)健，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與居民消費(fèi)水平對收入具有正向影響，失業(yè)率的提高則會降低工資水平，而在經(jīng)濟(jì)距離空間模型中各控制變量的系數(shù)均不顯著，原因之一是由于所構(gòu)建的經(jīng)濟(jì)權(quán)矩陣與控制變量高度相關(guān)，包含了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對工資收入解釋因素。

從教育角度進(jìn)行分析，未考慮空間滯后項W*edu的教育變量在模型(3)和(5)中的結(jié)果并不顯著，說明知識溢出等外部性因素是人力資本模型中不可忽視的問題，從模型(2)(4)(6)教育變量的系數(shù)來看，教育水平空間項要高于非空間項，這表示教育對其他地區(qū)的影響力要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于本地區(qū)，其知識溢出的外部效應(yīng)較大。在不同權(quán)重矩陣下，鄰接空間權(quán)重矩陣系數(shù)最高也最為顯著，表明教育對收入在相鄰地區(qū)內(nèi)的影響最強(qiáng)，不僅對本地區(qū)的收入具有促進(jìn)作用，同時對附近區(qū)域也會產(chǎn)生一定積極效果，溢出效應(yīng)的大小與地區(qū)之間的距離有著很大關(guān)系，這也驗證了市場潛能理論中教育要素對鄰近地區(qū)較強(qiáng)的正向溢出作用。

以健康資本視角來看，死亡率與死亡率的空間滯后項代表了VSL下健康資本中健康-工資風(fēng)險系數(shù)的變化，揭示了健康資本對本地區(qū)與其他地區(qū)的影響；各模型中死亡率解釋變量均在1%水平下顯著且系數(shù)為正，說明健康資本在本地區(qū)內(nèi)的正向收入效應(yīng)，空間項均為負(fù)，鄰接空間權(quán)與逆距離健康教育資本模型分別在1%和10%水平上顯著，反映了本地區(qū)健康對其他地區(qū)的影響關(guān)系，與教育變量相同，死亡率變量在鄰接空間權(quán)重矩陣系數(shù)的絕對量上最高最顯著，健康外部性同樣對鄰近地區(qū)的影響較大?？梢?，健康資本對本地區(qū)收入具有積極作用，對其他地區(qū)則呈現(xiàn)負(fù)面影響，勞動者在本土內(nèi)偏向于以提升一定的死亡風(fēng)險來提高工資水平，而遷移至其他地區(qū)則以“享樂主義”工資[注]享樂主義工資(Hedonic Wage)由Rosen(1974)提出，指勞動者希望以較少的健康風(fēng)險換取更高的工資。為主。

一個地區(qū)的收入水平與其市場潛能息息相關(guān)，市場潛能較大的地區(qū)內(nèi)健康投入具有更高的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，因此該地區(qū)勞動者愿意承擔(dān)一部分死亡風(fēng)險，而該地區(qū)的市場潛能會吸引影響到周圍地區(qū)，由于健康的邊際產(chǎn)出較低，鄰近地區(qū)的勞動者認(rèn)為發(fā)達(dá)地區(qū)的高健康風(fēng)險、高回報模式更具吸引力，因此在本地區(qū)不愿進(jìn)行較高的健康投入，更傾向于遷移至市場潛能更高地區(qū)帶來大規(guī)模的人口流動。在北京、上海、廣東等一線城市，由于外來人口的大量流入，常住人口呈現(xiàn)快速增長，但與此同時，許多地區(qū)卻出現(xiàn)“外流型”人口負(fù)增長。從健康資本角度解釋，發(fā)達(dá)地區(qū)由于就業(yè)、醫(yī)療等條件優(yōu)勢，市場潛能較高，勞動者的人均健康資本存量同樣較高，這會對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用，然而對鄰近地區(qū)內(nèi)會產(chǎn)生負(fù)向作用，由于健康資本的資源流動使得欠發(fā)達(dá)地區(qū)的年輕勞動力不足，造成健康資本的虧空流出，導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展不平衡現(xiàn)象進(jìn)一步加大。

近年來，我國空氣污染問題愈發(fā)嚴(yán)重，北京、天津等發(fā)達(dá)地區(qū)更為突出，空氣污染不僅對本地區(qū)居住環(huán)境造成不利影響，更會通過空氣擴(kuò)散帶來負(fù)的外部性，對周邊地區(qū)的環(huán)境產(chǎn)生不良后果，損害居民的健康水平。空氣污染嚴(yán)重的地區(qū)通常是經(jīng)濟(jì)發(fā)展好、市場潛能較高，由于豐厚的工資報酬，人們在一定程度上接受空氣污染帶來的健康損害，以犧牲健康為代價獲取較高的收入補(bǔ)償，但周邊地區(qū)卻因此買單，承擔(dān)污染負(fù)的外部效應(yīng)的同時沒有獲得任何經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼，污染成本轉(zhuǎn)嫁到并沒有制造污染的弱勢地區(qū)，進(jìn)一步加劇了地區(qū)人口健康的失衡。

四、 結(jié)論與展望

本文利用中國居民收入調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)與勞動力人口相關(guān)的宏觀數(shù)據(jù)，結(jié)合統(tǒng)計生命價值法和市場潛能理論從微觀與宏觀兩個角度研究了健康資本的省際差異及空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)，方法選擇上，與聯(lián)合國官方核算體系接軌，數(shù)據(jù)選取上，采用我國權(quán)威的宏微觀數(shù)據(jù)，估算結(jié)果具有較強(qiáng)的可靠性與可比性，擴(kuò)充了我國健康資本數(shù)據(jù)集，拓展了市場潛能理論的應(yīng)用范圍，得到的認(rèn)識總結(jié)如下：

第一，健康資本與勞動者個體的年齡和健康風(fēng)險偏好有關(guān)，青年時期健康投入對工資收入具有正向影響，收入效應(yīng)占主導(dǎo)地位；中老年時期則相反，替代效應(yīng)起到主要作用，隨著年齡的增長、收入水平及健康意識的不斷提高，健康資本的替代效應(yīng)逐漸大于收入效應(yīng)，健康投入的邊際產(chǎn)出降低。

第二，人均健康資本存量存在明顯的地區(qū)差異，其中東部地區(qū)水平最高，東北部、西部地區(qū)偏低，增長速度呈現(xiàn)緩慢變化。一方面表明了人口老齡化下“享樂主義”工資的增強(qiáng)；另一方面表明了我國各地區(qū)之間勞動強(qiáng)度與健康水平不匹配的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。

第三，不同地區(qū)之間的健康資本差異使得健康資本產(chǎn)生空間聯(lián)系，健康資本的空間效應(yīng)與不同省區(qū)之間空間距離有較大關(guān)系：距離越近，空間效應(yīng)更加顯著，對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向的促進(jìn)作用，而對鄰近地區(qū)則會產(chǎn)生抑制作用。

隨著我國經(jīng)濟(jì)社會轉(zhuǎn)型、人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變以及城市化進(jìn)程推進(jìn)，人口流動的家庭化與長期化趨勢逐漸增強(qiáng)，健康資本的“回波效應(yīng)”[注]回波效應(yīng)(Backwash Effect)由1974年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者Gurmar Myrdal提出，指勞動力、資金、技術(shù)、資源等受要素收益差異而引發(fā)的由落后地區(qū)向發(fā)達(dá)地區(qū)流動的現(xiàn)象，該效應(yīng)導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距擴(kuò)大。日益凸顯。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)憑借教育、醫(yī)療、收入優(yōu)勢吸引大量中青年人口流入，使其健康資本存量大幅提高，并有力促進(jìn)自身發(fā)展；欠發(fā)達(dá)地區(qū)則因健康資本嚴(yán)重流失而導(dǎo)致發(fā)展速度下降。為踐行健康中國“共建共享、全民健康”的戰(zhàn)略構(gòu)想，提高人均健康資本水平、推進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生與環(huán)境治理的區(qū)域協(xié)同發(fā)展任重道遠(yuǎn)。未來十年，我國應(yīng)以《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》為指導(dǎo)，兼顧衛(wèi)生資源的可及性和公平性、優(yōu)化健康服務(wù)，以全面提升國民健康水平與生命質(zhì)量，逐漸縮小與發(fā)達(dá)國家的人均健康資本差距，實現(xiàn)由人口大國向健康資本強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變。同時，應(yīng)高度重視環(huán)境污染對健康資本空間效應(yīng)的影響，加大污染治理力度，避免生態(tài)環(huán)境惡化對健康資本的嚴(yán)重?fù)p害。

健康資本核算研究，在發(fā)達(dá)國家方興未艾。本文在健康中國背景下對我國健康資本省際差異和空間關(guān)聯(lián)開展專題研究，權(quán)做拋磚引玉。為更好推進(jìn)該領(lǐng)域研究，可在如下方面開展深入分析：(1)在聯(lián)合國官方核算體系基礎(chǔ)上改進(jìn)估計方法及參數(shù)設(shè)定，綜合利用各類微觀數(shù)據(jù)集對估算結(jié)果進(jìn)行交互檢驗；(2)在有關(guān)理論研究基礎(chǔ)上，厘清健康資本與其他各類資本之間的空間聯(lián)系，進(jìn)一步揭示資本空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)的深層原因；(3)對人均健康資本存量及其變化模式開展深入的跨國比較與區(qū)域差異研究，為推動“健康中國”戰(zhàn)略實施提供更好的數(shù)據(jù)支撐。