綠色技術(shù)創(chuàng)新對醫(yī)療衛(wèi)生條件存在選擇性偏好嗎？

董直慶，趙 賀，胡晟明

(華東師范大學 經(jīng)濟與管理學部，上海 200241)

一、引言

自20世紀90年代以來，世界各國全要素生產(chǎn)率普遍出現(xiàn)明顯下降，同期我國生產(chǎn)率增長也呈現(xiàn)類似特征，即全要素生產(chǎn)率下降且對經(jīng)濟增長的貢獻持續(xù)減弱。結(jié)合經(jīng)濟增長核算方程和空間計量模型，程名望等利用1978—2015年我國31個省際經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)檢驗，定量測度資本、勞動和全要素生產(chǎn)率等要素對經(jīng)濟增長的貢獻率，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)，資本、勞動和全要素生產(chǎn)率的貢獻率分別為34.86%、8.56%和22.03%，技術(shù)進步貢獻率僅約占1/5～1/4，經(jīng)濟增長仍然主要依賴傳統(tǒng)要素，技術(shù)進步存在巨大的提升空間[1]。為此，在經(jīng)濟出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性減速和步入新常態(tài)時期，如何有效激勵技術(shù)創(chuàng)新和提高技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻率，已經(jīng)成為社會關(guān)注的焦點。問題是，在我國傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟朝集約型方向轉(zhuǎn)變的過程中，經(jīng)濟增長減速卻并未有效扼制環(huán)境污染，經(jīng)濟和環(huán)境質(zhì)量離實現(xiàn)全面高質(zhì)量發(fā)展和“綠水青山”目標仍有較遠距離，而環(huán)境和經(jīng)濟相容發(fā)展以及環(huán)境污染治理，最終將依賴技術(shù)創(chuàng)新尤其是綠色技術(shù)進步。

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新的動力機制問題，現(xiàn)有文獻主要圍繞研發(fā)投入、人力資本和政策干預等視角展開。劉建翠和鄭世林運用Tobit模型檢驗，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)人員的綠色技術(shù)效率效應(yīng)為負，而研發(fā)投入和政府制度對工業(yè)行業(yè)綠色技術(shù)效率的作用顯著，環(huán)境治理強度對污染程度較低行業(yè)的綠色技術(shù)效率產(chǎn)生了積極影響[2]。同時，相關(guān)研究表明，人力資本積累提高了城市技術(shù)創(chuàng)新效率并會推動綠色技術(shù)創(chuàng)新，Nelsonand和Phelps發(fā)現(xiàn)伴隨人力資本水平的提升，技術(shù)追趕速度加快[3]。Benhabib和Spiegel認為，若將技術(shù)進步分解為自主創(chuàng)新和技術(shù)趕超兩部分，自主創(chuàng)新部分主要受制于教育人力資本，而技術(shù)趕超部分則由人力資本和該國與技術(shù)領(lǐng)先國間的技術(shù)差距共同決定[4]。鄒薇和代謙認為不同類型國家技術(shù)進步路徑存在差異，發(fā)展中國家技術(shù)進步主要源于自主創(chuàng)新和技術(shù)引進，但技術(shù)引進效率則取決于引進國的人力資本水平，若其人力資本水平?jīng)]有達到臨界值，將無法有效發(fā)揮技術(shù)引進效率，即技術(shù)引進與人力資本能否匹配決定技術(shù)趕超速度[5]。Acemoglu 和 Autor、閆俊等學者以技術(shù)創(chuàng)新投入產(chǎn)出指標衡量技術(shù)創(chuàng)新效率，認為技術(shù)創(chuàng)新效率能否提升技術(shù)創(chuàng)新能力取決于人力資本水平[6-7]。王班班和趙程則認為，研發(fā)投入和政府政策引導是促進我國綠色技術(shù)創(chuàng)新能力提升的重要因素，其中政策引導對加快綠色技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)向以及提升綠色技術(shù)創(chuàng)新質(zhì)量的正向作用突出[8]。中國經(jīng)濟增長前沿課題組通過將知識部門引入結(jié)構(gòu)方程定義生產(chǎn)函數(shù)，認為知識部門科教文衛(wèi)體等提升“廣義人力資本”消費支出將有利于提升人力資本，有效扼制經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性減速，在物質(zhì)資本拉動經(jīng)濟增長持續(xù)弱化的環(huán)境中，通過消費提升廣義人力資本的貢獻作用并驅(qū)動消費和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)升級[9]。此外，朱金鶴和王雅莉發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易、金融規(guī)模擴大和命令型環(huán)境規(guī)制均會對綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響，但財政支出市場化及自由化程度和金融效率越高，以及市場型環(huán)境規(guī)制越健全，越有利于提高綠色全要素生產(chǎn)率[10]。

人力資本尤其是健康人力資本對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用是明顯的，然而，不同地區(qū)資源環(huán)境尤其是醫(yī)療衛(wèi)生條件會改變?nèi)肆Y本的流向和流量，影響健康人力資本積累與綠色技術(shù)創(chuàng)新效率。一般地，某一地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生條件改善會吸引人力資本流入，在提高流入地人力資本水平同時有利于健康人力資本積累。Lee等運用理論分析和經(jīng)驗證據(jù)的研究，國家醫(yī)療保健系統(tǒng)的改善與所衡量的健康指標之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。通過對不同國家的比較研究得出，完善的醫(yī)療保健系統(tǒng)能夠減少死亡率，改善居民的健康狀況，驅(qū)動人力資本積累[11]。Plamen和Petko認為，健康的人力資本是經(jīng)濟增長和技術(shù)創(chuàng)新的前提，衛(wèi)生政策制定者應(yīng)大力推行醫(yī)療衛(wèi)生改革，加大醫(yī)療衛(wèi)生支出，提高健康人力資本的可獲得性，而且對公共衛(wèi)生的充分投資可以帶來與其他類型投資相當或者更多的經(jīng)濟回報[12]。Qin等以中國農(nóng)民工為研究對象，分析健康狀況對需要從事體力密集型工作的農(nóng)民工收入的影響，結(jié)果表明不良的健康狀況不僅會削弱農(nóng)民工加入流動勞動力隊伍的積極性，并且會顯著降低其收入[13]。這也間接暗示，醫(yī)療衛(wèi)生條件變化對人力資本的健康狀況、研發(fā)積極性和勞動報酬產(chǎn)生類似影響。2013年世界銀行在年度報告中明確加強醫(yī)療衛(wèi)生體系建設(shè)的業(yè)務(wù)工作并重點關(guān)注醫(yī)療衛(wèi)生籌資情況，改善醫(yī)療衛(wèi)生部門的財政可持續(xù)性，提升家庭健康狀況并保護其免受財政政策引致的對健康不利的影響，報告指出提高相關(guān)醫(yī)療衛(wèi)生條件將有利于改善貧困并保持經(jīng)濟增長率[14]。

中國政府一直為改善醫(yī)療衛(wèi)生條件進行不懈努力，2009年頒布實施新一輪醫(yī)療衛(wèi)生體制改革方案(簡稱“新醫(yī)改”)，2009—2018年財政醫(yī)療衛(wèi)生支出由0.118萬億元增長至1.57萬億元，增長近13.3倍，遠高于同期財政教育支出、社會保障支出的增幅；對各級醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的財政補助逾2.4萬億元，醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的立項財政支出逾3.6萬億元。政府醫(yī)療衛(wèi)生支出大幅增長使中國醫(yī)療衛(wèi)生條件得到重大完善。根據(jù)衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報，2009—2018年，在衛(wèi)生機構(gòu)個數(shù)上，全國醫(yī)院、衛(wèi)生院數(shù)量增加9.4萬所；在衛(wèi)生機構(gòu)硬件配置上，全國醫(yī)院、衛(wèi)生院床位數(shù)增加398.8萬張，萬元以上設(shè)備增長逾4.6倍；在衛(wèi)生機構(gòu)人員配置上，全國醫(yī)療衛(wèi)生人員總數(shù)增加451.9萬人。2016年世界銀行針對中國醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革指出，中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)正朝以強大的基層衛(wèi)生服務(wù)為基礎(chǔ)、以人為本和注重質(zhì)量的一體化服務(wù)提供體系轉(zhuǎn)型。該體系不僅有利于緩解中國面臨的人口與健康挑戰(zhàn)，還可以提高健康人力資本并使其產(chǎn)出的經(jīng)濟價值更高[15]。

就我們研究所及，前沿文獻雖已關(guān)注到綠色技術(shù)創(chuàng)新的動力機制及人力資本在技術(shù)創(chuàng)新過程中的作用，卻明顯缺乏考察外在約束諸如創(chuàng)新地醫(yī)療衛(wèi)生條件可能對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響問題。基于此，本文結(jié)合醫(yī)療衛(wèi)生條件視角，考察綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵外在條件的選擇性偏好問題。本文的可能性貢獻在于：一是從創(chuàng)新地醫(yī)療衛(wèi)生條件入手，定量評估綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵的選擇性偏好，以及不同城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的差異性后果問題。二是基于健康人力資本這一中介變量，探討醫(yī)療衛(wèi)生條件是否借助健康人力資本渠道影響綠色技術(shù)創(chuàng)新，以及醫(yī)療衛(wèi)生條件提升是否有利于激勵技術(shù)創(chuàng)新方向朝綠色技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)變。

二、計量模型選擇、指標設(shè)計與數(shù)據(jù)來源說明

本文依據(jù)綠色技術(shù)創(chuàng)新的醫(yī)療衛(wèi)生條件選擇性偏好問題，設(shè)定計量回歸模型如下：

gtfpcit=α0+α1mhcit+∑γjcontroljit+μi+δt+εit

(1)

其中，gtfpcit表示第i個城市第t年的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，以碳排放量為非期望產(chǎn)出測算的綠色全要素生產(chǎn)率來衡量；mhcit表示第i個城市第t年的醫(yī)療衛(wèi)生條件，選擇人均病床數(shù)、人均醫(yī)生數(shù)和人均醫(yī)院數(shù)的主成分分析值這一指標衡量；controljit表示第i個城市第t年的j個控制變量；μi表示第i個城市不隨時間變化的不可觀測因素，用來表明地區(qū)固定效應(yīng)；δt表示第t年不隨城市變化的不可觀測因素，用來表明時間固定效應(yīng)；εit表示隨機擾動項。

變量指標具體設(shè)計如下：

(1)被解釋變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gtfpc)。一般地，綠色技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標主要有綠色專利數(shù)據(jù)和綠色(環(huán)境)全要素生產(chǎn)率，諸如Popp主要采用綠色專利數(shù)來衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新水平[16]，鑒于綠色專利搜尋過程中鑒別是否為綠色專利的CPI分類號還處于更新完善階段，引致綠色技術(shù)分類存在一定爭議，而且專利數(shù)據(jù)表征技術(shù)創(chuàng)新也存在一定局限。相比之下，更多文獻選擇結(jié)合勞動、資本和環(huán)境負產(chǎn)出的綠色全要素生產(chǎn)率來表征綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，基于此，在基準回歸中借鑒匡遠鳳和彭代彥的方法，以碳排放量作為非期望產(chǎn)出，運用隨機前沿方法測度綠色全要素生產(chǎn)率，衡量綠色技術(shù)創(chuàng)新水平[17]，計算公式設(shè)計如下：

lnYit=α0+αllnLit+αklnKit+αclnCit+αtt+αcllnCitlnLit+αcklnCitlnKit+αlklnlitlnKit+αclklnCitlnLitlnKit+αlttlnLit+αkttlnKit+αcttlnCit+αt2t2+αl2ln2Lit+αk2ln2Kit+αc2ln2Cit+vit-uit

(2)

其中，勞動投入Lit采用各城市的從業(yè)人員數(shù)衡量，具體由各城市單位從業(yè)人員和私營個體從業(yè)人員求和得到。環(huán)境投入Cit采用各城市碳排放量表示。資本存量Kit選擇全社會固定資產(chǎn)投資總額，運用永續(xù)盤存法，并利用各城市所屬省份的價格指數(shù)加以平減求得，折舊率按照張軍等設(shè)定的9.6%計算[18]，并將1991年作為基期累計加總計算獲取年度值。

(2)核心解釋變量：一是醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)。不同文獻對醫(yī)療衛(wèi)生條件指標設(shè)定不同，諸如張海峰等運用人均病床數(shù)、人均醫(yī)生數(shù)和人均醫(yī)院數(shù)的主成分分析值來衡量[19]，蔡蕓等采用人均醫(yī)療機構(gòu)床位數(shù)表示[20]。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性和指標的多維度衡量，本文借鑒張海峰等的研究思路[19]，以人均病床數(shù)、人均醫(yī)生數(shù)和人均醫(yī)院數(shù)的主成分分析值來表示醫(yī)療衛(wèi)生條件指標。二是健康人力資本水平(health)，采用各個城市的死亡率(hea)和醫(yī)療衛(wèi)生支出水平(me)兩項指標衡量。本文從健康產(chǎn)出和健康投入這兩個角度切入，借鑒國外健康函數(shù)中的常用指標，以城市人口死亡率和城市醫(yī)療衛(wèi)生支出水平分別表征健康人力資本，通過兩組結(jié)果對照，檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性和說服力。

(3)控制變量：一是研發(fā)支出(rdc)，采用各城市研發(fā)經(jīng)費支出與GDP的比值來衡量，通常研發(fā)經(jīng)費支出占GDP的比值越大，越有利于提高城市綠色技術(shù)創(chuàng)新。二是人均固定資產(chǎn)(pfa)，采用各城市固定資產(chǎn)存量與城市人口數(shù)的比值即人均固定資產(chǎn)存量來衡量。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)：采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量。第二產(chǎn)業(yè)主要是工業(yè)制造業(yè)，粗放型經(jīng)濟增長模式中第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值越大，對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的影響越大。四是經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)，采用各城市人均GDP的對數(shù)值表示。五是對外開放水平(open)，采用各城市外商直接投資實際使用額與GDP的比值來表示。六是政府研發(fā)支出(gs)，采用各城市科學事業(yè)費支出占預算內(nèi)支出比重衡量，比值越高則政府科學事業(yè)及技術(shù)創(chuàng)新支持力度越強。

(4)工具變量：采用1820年各城市的寺廟修建數(shù)(tem)(1)數(shù)據(jù)由哈佛大學開發(fā)，詳情可參閱 http://worldmap.harvard.edu/chinamap。作為醫(yī)療衛(wèi)生條件的工具變量。城市醫(yī)療衛(wèi)生條件與綠色技術(shù)創(chuàng)新水平都受到政府行政決策的影響，在經(jīng)濟運轉(zhuǎn)過程中存在一定聯(lián)動性，二者很難保持絕對的獨立性與外生性。綠色技術(shù)創(chuàng)新會直接影響醫(yī)療技術(shù)水平和醫(yī)療衛(wèi)生條件變化，例如為保護環(huán)境，政府規(guī)定了大量使用一次性醫(yī)療物品材質(zhì)的可降解性要求。技術(shù)進步或綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升可能會直接改變醫(yī)療衛(wèi)生條件，推動醫(yī)療衛(wèi)生用品質(zhì)量改善。這種反向因果關(guān)系會導致內(nèi)生性問題的出現(xiàn)，使參數(shù)估計結(jié)果不可信和偽回歸。當然，若是無法控制同時影響醫(yī)療衛(wèi)生條件和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的潛在變量，也會導致對解釋變量與被解釋變量之間關(guān)系的錯誤判斷。因此，需要找到與解釋變量密切相關(guān)而與遺漏變量無關(guān)的變量，才能更準確刻畫醫(yī)療衛(wèi)生條件與綠色技術(shù)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系。本文選取1820年各城市的寺廟修建數(shù)量作為工具變量，其合理性在于：已有文獻數(shù)據(jù)顯示，一個城市擁有的寺廟數(shù)量與其醫(yī)療衛(wèi)生條件存在密切相關(guān)性。研究發(fā)現(xiàn)，最早出現(xiàn)在南北朝時期的中國民營醫(yī)院主要是由宗教界開辦，當時由于許多僧侶都精通醫(yī)術(shù)，一般病人多樂意前往寺廟治病，對于病情嚴重、遠道而來求醫(yī)的百姓往往留宿在寺廟內(nèi)，寺廟成為具有留醫(yī)性質(zhì)的醫(yī)療機構(gòu)[21]。而且在當時，寺廟僧人出于濟世救人的慈悲心，在寺廟中設(shè)立悲田院和養(yǎng)病坊。此外，當大規(guī)模爆發(fā)疫情的時候，寺廟往往是百姓尋求醫(yī)治的集中地。因此，古代寺廟具有較強的醫(yī)療救助功能，而這種寺廟醫(yī)護功能積極推動了當?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生條件的發(fā)展，并對該地區(qū)日后的醫(yī)療衛(wèi)生條件產(chǎn)生深遠影響。因此，寺廟修建數(shù)量符合工具變量相關(guān)性的要求。同時，之所以選擇1820年城市的寺廟修建數(shù)量，在于這是一個歷史因素，不受其他任何經(jīng)濟因素和現(xiàn)在醫(yī)療條件或技術(shù)創(chuàng)新水平的干擾，能很好地滿足外生性要求。

此外，本文選取了2007—2013年中國184個地級市及以上城市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國城市經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和各地級市的政府工作報告。我國對醫(yī)療衛(wèi)生支出的統(tǒng)計方式在2007年實行改革，醫(yī)療衛(wèi)生支出這一指標在2007年前后數(shù)據(jù)不具有可比性，故起始年份選擇為2007年。而人口死亡率這一指標，地級市層面數(shù)據(jù)并未完全公布，故在此只選取可以獲得人口死亡率指標的184個地級城市加以分析，相關(guān)指標的統(tǒng)計特征描述如下表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗結(jié)果與評價

1.存在性檢驗

本文基于固定效應(yīng)模型檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新的條件選擇性偏好，回歸結(jié)果見表2。列(1)和列(2)分別展示在不加入和加入控制變量情況下醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響。檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無論有無控制變量，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對綠色技術(shù)創(chuàng)新(gtfpc)的回歸系數(shù)均為正且在1%的水平下顯著，即城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的提升有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新，印證了綠色技術(shù)創(chuàng)新條件選擇性偏好的存在性。此外，研發(fā)支出(rdc)和人均固定資產(chǎn)(pfa)對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新均產(chǎn)生正向影響；對外開放水平(open)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)為負，表明在傳統(tǒng)經(jīng)濟環(huán)境中，外資進駐的實質(zhì)是發(fā)達國家的污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，減弱甚至抑制城市的綠色創(chuàng)新。經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)均為負，這基本吻合預期，粗放型經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境中第二產(chǎn)業(yè)占比上升和GDP增長主要依賴要素或資源投入，二者在驅(qū)動經(jīng)濟增長同時并未積極驅(qū)動城市整體綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升?？紤]到可能存在內(nèi)生性問題，本文采用1820年各城市寺廟修建數(shù)作為醫(yī)療衛(wèi)生條件的工具變量重新結(jié)合兩階段最小二乘法(2SLS)進行回歸。由于1820年各城市寺廟修建數(shù)只是城市某一年度的截面數(shù)據(jù)，而本文研究所涉及的解釋變量、被解釋變量及控制變量都屬于面板數(shù)據(jù)，為實現(xiàn)指標數(shù)據(jù)的匹配性，依照Angrist和Krueger關(guān)于美國勞動力市場的教育收益率研究中對出生季度這一工具變量所采用的處理方法[22]，把原變量與年度虛擬變量的交乘項作為工具變量，從而解決截面工具變量的數(shù)據(jù)維度問題，同時也易于反映不同年份的工具變量對解釋變量的影響。另外，為保證回歸模型結(jié)果前后分析的一致性和可比較性，此處回歸所用樣本與基準回歸部分相同。

表2的列(3)和列(4)運用兩階段最小二乘法(2SLS)進行工具變量回歸，列(3)和列(4)分別展示加入和未加入相關(guān)控制變量時的回歸結(jié)果。第一階段的F統(tǒng)計量值均大于10，即所選的工具變量與內(nèi)生變量之間高度相關(guān)，并非“弱工具變量”。第二階段回歸結(jié)果表明，不論有無控制變量，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)的估計系數(shù)仍然在1%的水平上正向顯著，與基準回歸結(jié)果一致。工具變量回歸列(3)和列(4)中mhc估計系數(shù)的絕對值分別高于列(1)和列(2)的結(jié)果，即醫(yī)療衛(wèi)生條件每改善1%，可促進城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提高約0.25%。這說明忽略內(nèi)生性問題可能會低估醫(yī)療衛(wèi)生條件對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的激勵效果。此外，研發(fā)支出(rdc)和人均固定資產(chǎn)(pfa)對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新作用仍然顯著為正，經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)和政府支持(gs)對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)則為負，對外開放水平(open)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(is)對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新無顯著影響。表3的第一階段回歸結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，工具變量與醫(yī)療衛(wèi)生條件均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，結(jié)果滿足工具變量相關(guān)性假設(shè)。

表3 2SLS第一階段回歸結(jié)果

表2 基準模型(固定效應(yīng))估計結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗

正如前述，綠色技術(shù)創(chuàng)新衡量方法主要有二：一是類似匡遠鳳和彭代彥的研究思路[17]，選定非期望產(chǎn)出測算綠色全要素生產(chǎn)率進行表征；二是類似Popp等的思路[16]，利用城市人均綠色發(fā)明專利數(shù)來衡量，具體可分為城市人均申請綠色發(fā)明專利數(shù)和城市人均實用新型綠色發(fā)明專利數(shù)。為檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)健性以及結(jié)果的可比性，本文在基準模型回歸分析中，以碳排放量作為非期望產(chǎn)出測度綠色全要素生產(chǎn)率，將非期望產(chǎn)出更換為SO2和PM2.5來測算綠色全要素生產(chǎn)率(gtfpso2和gtfppm2.5)，重新估計回歸結(jié)果。同時，以人均實用新型綠色發(fā)明專利數(shù)和人均申請綠色發(fā)明專利數(shù)來衡量城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(ugp和agp)，對比基準回歸結(jié)果，相關(guān)回歸結(jié)果如表4所示。

表4的列(1)至列(3)分別用三種非期望產(chǎn)出測度的綠色全要素生產(chǎn)率(gftpc、gtfpso2和gtfppm2.5)進行回歸，結(jié)果顯示：無論選擇何種非期望產(chǎn)出，醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善均對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生正向作用，且在1%的水平下顯著。列(4)和列(5)分別用人均實用新型綠色發(fā)明專利數(shù)和人均申請綠色發(fā)明專利數(shù)衡量城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(ugp和agp)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生條件對以實用新型發(fā)明專利數(shù)表征的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平存在正向顯著影響，但對以申請綠色發(fā)明專利數(shù)表征的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平影響并不顯著。原因可能是醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域所涉及的專利多為實用型專利，這些專利切實運用到了醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的實際生活中，而申請綠色發(fā)明專利數(shù)可能并未直接應(yīng)用到醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域，進而使得醫(yī)療衛(wèi)生條件對以申請綠色發(fā)明專利數(shù)表征的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的作用不顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗

四、傳導機制檢驗

第三部分檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新的條件選擇性偏好問題，但未探討醫(yī)療衛(wèi)生條件通過何種途徑影響其綠色技術(shù)創(chuàng)新。基于此，本節(jié)進一步檢驗醫(yī)療衛(wèi)生條件影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的傳導機制，重點考察醫(yī)療衛(wèi)生條件是否借助人力資本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，構(gòu)造模型如下：

gtfpcit=α0+α1mhcit+∑γjcontroljit+μi+δt+εit

(3)

healthit=α0+α1mhcit+∑γjcontroljit+μi+δt+εit

(4)

gtfpcit=α0+α1mhcit+α2healthit+∑γjcontroljit+μi+δt+εit

(5)

其中，healthit表示第i個城市第t年的健康人力資本水平，運用城市死亡率(hea)和醫(yī)療衛(wèi)生支出水平(me)這兩項指標分別衡量，其余各變量含義與模型設(shè)定部分定義相同。

借鑒國外健康函數(shù)中的常用指標，從健康產(chǎn)出角度選取城市人口死亡率衡量健康人力資本，同時，從健康投入的角度選取城市醫(yī)療衛(wèi)生支出水平作為對照組進行驗證，檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 傳導機制檢驗

表5的列(1)至列(4)匯報了以城市人口死亡率表征健康人力資本時的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。列(1)和列(2)分別是不加入控制變量和加入控制變量時，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對健康人力資本(hea)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：無論有無控制變量，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件對人口死亡率的作用系數(shù)顯著為負，即醫(yī)療衛(wèi)生條件的提升會降低人口死亡率，表明醫(yī)療衛(wèi)生條件改善明顯有利于提升健康人力資本。列(3)和列(4)分別是不加入控制變量和加入控制變量時，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)和健康人力資本(hea)對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gtfpc)的回歸結(jié)果。無論有無控制變量，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的作用系數(shù)在1%的水平下顯著為正，而健康人力資本系數(shù)(以死亡率表征hea)顯著為負，表明城市醫(yī)療衛(wèi)生條件和健康人力資本均會激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新。相比于不加入健康人力資本(hea)的基礎(chǔ)回歸(表1)的情形，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gtfpc)的回歸系數(shù)由0.0222下降至0.0043的水平，印證了城市醫(yī)療衛(wèi)生條件正是借助于健康人力資本影響綠色技術(shù)創(chuàng)新水平。表5的列(5)至列(8)匯報了以城市醫(yī)療衛(wèi)生支出水平表征健康人力資本時的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。列(5)和列(6)分別是不加入控制變量和加入控制變量時醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對健康人力資本(me)的回歸結(jié)果。發(fā)現(xiàn)，無論有無控制變量，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對健康人力資本(me)的作用系數(shù)顯著為正，即醫(yī)療衛(wèi)生條件改善會加大醫(yī)療衛(wèi)生支出，促進健康人力資本的提升。列(7)和列(8)分別是不加入控制變量和加入控制變量時，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)和健康人力資本(me)對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gtfpc)的回歸結(jié)果。同列(3)和列(4)的結(jié)果一致，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件和健康人力資本的提高均會促進綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。相比于不加入健康人力資本(me)的基礎(chǔ)回歸(表1)的情形，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對綠色技術(shù)創(chuàng)新水平(gtfpc)的回歸系數(shù)仍有所下降，健康人力資本作為中介影響變量依然成立。

五、進一步分析

前述結(jié)果表明，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵存在差異。應(yīng)該注意的是，這類指標更多的是反映醫(yī)療衛(wèi)生條件量的變化，并未精準描述不同城市醫(yī)療衛(wèi)生條件質(zhì)量的變化。然而，醫(yī)療衛(wèi)生質(zhì)量衡量并未形成統(tǒng)一標準，也易出現(xiàn)指標重疊，但不同城市醫(yī)療衛(wèi)生條件確實可能存在明顯的質(zhì)量差異，基于質(zhì)量指標衡量的局限性且為對比不同情境中的可能性差異，本節(jié)從城市特性特征入手，考察不同行政級別、不同富裕度和不同區(qū)位城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的可能性后果，因為行政級別、富裕度與區(qū)域位置本身就代表不同醫(yī)療衛(wèi)生質(zhì)量。

1.不同行政級別城市

政府主導型模式是我國經(jīng)濟增長的主要特征，在經(jīng)濟發(fā)展中政府扮演了極為重要的角色，不同行政級別城市由于行政等級差異，分配到的財政資源和政策優(yōu)惠等均存在明顯差異。通常，高行政級別城市的資源配置權(quán)更大，更易分配到優(yōu)質(zhì)資源，而且高行政級別城市的優(yōu)惠和補貼政策更為豐富，城市的行政級別越高，醫(yī)療條件往往越好，可能就更易于吸引人力資本并激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新。事實是否果真如此？本節(jié)從行政級別以及行政執(zhí)行力度兩個角度對樣本進行劃分，以檢驗不同行政級別城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的差異引發(fā)的綠色技術(shù)創(chuàng)新異質(zhì)性后果。其中，行政級別的劃分，借鑒江艇等的思路[23]，將省會及以上城市劃分為高行政級別城市，其他地級市為低行政級別城市，行政執(zhí)行力度指標選擇以各城市政府財政內(nèi)部支出與其GDP的比值來衡量，比值越大則行政執(zhí)行力度越強。表6的列(1)和列(2)展示了按行政級別劃分的回歸結(jié)果，其中，列(1)為低行政級別城市，列(2)為高行政級別城市。表6的列(3)和列(4)展示按行政執(zhí)行力度劃分的回歸結(jié)果，其中，列(3)為弱行政執(zhí)行力度城市，列(4)為強行政執(zhí)行力度城市。結(jié)果表明，不同行政級別城市醫(yī)療衛(wèi)生條件均對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，但省會及以上城市的回歸系數(shù)較其余普通地級市的回歸系數(shù)更高，即省會及以上城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善，對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的促進作用強于普通的地級市。同時，不同行政執(zhí)行力度的城市，其醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新的作用效應(yīng)不同，強行政執(zhí)行力相比較于弱行政執(zhí)行力城市，其作用效應(yīng)更顯著，結(jié)果吻合預期。

表6 不同行政級別城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的醫(yī)療條件選擇偏好效應(yīng)檢驗

2.不同富裕度城市

基準回歸結(jié)果表明，城市綠色技術(shù)創(chuàng)新存在條件選擇性偏好。一般地，城市的富裕程度越高，其醫(yī)療衛(wèi)生條件往往越好，也越易于吸引人力資本流入且越重視環(huán)境保護和身體健康。借鑒史貝貝等的做法[24]，將城市分為高富裕度城市和低富裕度城市，其中高富裕度城市為經(jīng)濟發(fā)展程度較高的富裕城市，探討不同富裕度城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的異質(zhì)性后果。

表7的列(1)至列(3)為高富裕度城市的回歸結(jié)果，列(4)至列(6)為低富裕度城市的回歸結(jié)果。發(fā)現(xiàn)：在三種形式的非期望產(chǎn)出(C、SO2和PM2.5)下，高富裕度和低富裕度城市綠色技術(shù)創(chuàng)新均存在明顯條件選擇性偏好，結(jié)論印證基準回歸結(jié)果，即醫(yī)療衛(wèi)生條件越好則越有利于激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。而且，高富裕度城市的作用系數(shù)較低富裕度城市大，表明越富裕城市其醫(yī)療衛(wèi)生條件越優(yōu)，越有利于綠色技術(shù)創(chuàng)新，吻合預期判斷。

表7 不同富裕度城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的醫(yī)療條件選擇偏好效應(yīng)檢驗

3.不同區(qū)位城市

由于不同區(qū)位位置的城市間醫(yī)療衛(wèi)生條件和醫(yī)療質(zhì)量均存在顯著差異，本文進一步考慮區(qū)位因素是否會引發(fā)醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新的差異性后果。將樣本劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)、西部地區(qū)和東北部地區(qū)四個區(qū)位城市，結(jié)果如表8所示?？芍膫€區(qū)域的醫(yī)療衛(wèi)生條件綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)均為正，但四者的作用系數(shù)值有較大不同。醫(yī)療衛(wèi)生條件改善程度每提升1%，可使得東部地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平上升0.031%，東北部地區(qū)上升0.029%，而中部地區(qū)和西部地區(qū)僅上升0.016%和0.012%，表現(xiàn)出較大的地區(qū)差異。

表8 不同區(qū)位城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的醫(yī)療條件選擇偏好效應(yīng)檢驗

此外，經(jīng)濟發(fā)展水平(pgdp)的提升會對東部、中部和東北部地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新水平產(chǎn)生顯著的負向作用，而對西部地區(qū)的作用系數(shù)不顯著。原因是相比于西部地區(qū)，東部、中部和東北部地區(qū)經(jīng)濟較發(fā)達，但傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟發(fā)展主要源于資源和要素投入，這種傳統(tǒng)生產(chǎn)方式存在路徑依賴，難以通過內(nèi)在的經(jīng)濟增長有效激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新。研發(fā)支出(rdc)對東部地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的作用系數(shù)顯著為正，對其他地區(qū)的作用系數(shù)不顯著。原因在于東部地區(qū)相比于其他區(qū)域研發(fā)創(chuàng)新條件更優(yōu)，研發(fā)支出更有利于激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新。

一個值得關(guān)注的問題是，一地醫(yī)療衛(wèi)生條件提升會對綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵作用，那么，醫(yī)療衛(wèi)生條件改善能否實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新朝綠色技術(shù)方向轉(zhuǎn)變呢？在此，以城市綠色全要素生產(chǎn)率(gtfpc、gtfpso2和gtfppm2.5)及其與全要素生產(chǎn)率(tfp)的比值表征綠色技術(shù)創(chuàng)新方向(dgtfpc、dgtfpso2和dgtfppm2.5)。其中全要素生產(chǎn)率(tfp)借鑒孫早和許薛璐的做法[25]，利用隨機前沿方法構(gòu)建超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)估計。表9的列(1)、列(3)和列(5)為僅控制城市效應(yīng)下醫(yī)療衛(wèi)生條件對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新方向的影響，列(2)、列(4)和列(6)為控制城市和時間雙效應(yīng)下醫(yī)療衛(wèi)生條件對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新方向的影響?？芍趦H控制城市效應(yīng)時，醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新方向的影響不夠顯著。在控制城市和時間雙效應(yīng)，且以C和SO2作為非期望產(chǎn)出測度綠色全要素生產(chǎn)率時，醫(yī)療衛(wèi)生條件(mhc)對綠色技術(shù)創(chuàng)新方向(dgtfpc,dgtfpso2)的影響在5%的水平下顯著為正，即醫(yī)療衛(wèi)生條件改善，可以激勵城市技術(shù)創(chuàng)新朝綠色技術(shù)方向轉(zhuǎn)變，加快經(jīng)濟發(fā)展方式向綠色方向轉(zhuǎn)變。

表9 醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新方向的回歸結(jié)果

六、基本結(jié)論

本文運用2007—2013年中國184個地級市面板數(shù)據(jù)，以城市碳排放等表征非期望產(chǎn)出，測算各地級市綠色全要素生產(chǎn)率表征綠色技術(shù)創(chuàng)新水平，以人均病床數(shù)、人均醫(yī)生數(shù)和人均醫(yī)院數(shù)的主成分分析值表征城市醫(yī)療衛(wèi)生條件，檢驗綠色技術(shù)創(chuàng)新的條件選擇性偏好問題，并進一步考察其傳導機制及城市特征差異即行政級別、富裕程度和區(qū)域位置的異質(zhì)性，醫(yī)療衛(wèi)生條件提升能否激勵技術(shù)創(chuàng)新朝綠色方向轉(zhuǎn)變。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，綠色技術(shù)創(chuàng)新對醫(yī)療衛(wèi)生條件存在選擇性偏好，即醫(yī)療衛(wèi)生條件能顯著促進城市綠色技術(shù)創(chuàng)新水平提升，且不同行政級別、不同富裕程度和不同區(qū)位城市，醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響程度不同。第二，城市醫(yī)療衛(wèi)生條件正是借助健康人力資本實現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵，在同時控制城市效應(yīng)和時間效應(yīng)后，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生條件能夠激勵城市技術(shù)創(chuàng)新朝綠色方向轉(zhuǎn)變。

基于此，政府應(yīng)注意：(1)醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善具有雙重效應(yīng)即提高居民健康和綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵。檢驗結(jié)果表明，綠色技術(shù)創(chuàng)新存在選擇性偏好，東部、東北部地區(qū)和富裕城市，醫(yī)療衛(wèi)生條件對綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極效應(yīng)較強，而在中西部和經(jīng)濟欠發(fā)展地區(qū)作用較弱。因此，政府應(yīng)因地制宜地根據(jù)不同區(qū)域和城市特征，建立、健全和完善醫(yī)療衛(wèi)生條件，改善居民醫(yī)療條件同時，通過醫(yī)療衛(wèi)生條件改善來激勵技術(shù)創(chuàng)新朝綠色方向轉(zhuǎn)變和綠色生產(chǎn)。(2)重視城市醫(yī)療衛(wèi)生條件的公平性。檢驗結(jié)果亦顯示，高行政級別和高執(zhí)行力城市，醫(yī)療衛(wèi)生條件更優(yōu)且更易激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新。為此，在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域增量改革的基礎(chǔ)上，進一步活化資源，力求醫(yī)療資源的分配在省會及以上城市和普通地級市間進一步均衡。普通地級市獲取和運用醫(yī)療資源的能力低，相比于省會及以上城市，其醫(yī)療衛(wèi)生條件的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)較弱。從全國統(tǒng)籌的視角看，需要均衡不同行政級別間城市的醫(yī)療衛(wèi)生資源配置，使以我國整體為范疇的醫(yī)療衛(wèi)生條件綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)最大化。(3)平衡政府調(diào)節(jié)和市場力量，合理配置醫(yī)療資源，優(yōu)化綠色技術(shù)創(chuàng)新激勵效果。雖然公立基層醫(yī)療機構(gòu)設(shè)立受到單位人員編制、政府財政預算等制約，但公立和私立醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)均可發(fā)揮醫(yī)療機構(gòu)的普惠性效益。因此，政府應(yīng)積極推進私立基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的發(fā)展，發(fā)揮市場機制在配置醫(yī)療衛(wèi)生資源方面的積極作用，提升和改善整體的醫(yī)療衛(wèi)生配置，進一步釋放醫(yī)療衛(wèi)生條件對城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的積極效果。