醫(yī)療支出、健康人力資本與企業(yè)出口擴(kuò)張

金祥義 張文菲

一、引言

健康人力資本作為人力資本的重要組成部分，與經(jīng)濟(jì)個(gè)體享有的醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療支出水平密切相關(guān)(Grossman，2000；Grossman，1972)，在全球疫情沖擊下，更是各國維系經(jīng)濟(jì)長期增長和對(duì)外貿(mào)易平穩(wěn)發(fā)展的基本因素?，F(xiàn)實(shí)層面，2020年伊始，全球范圍內(nèi)逐步爆發(fā)的新冠疫情對(duì)各國貿(mào)易往來產(chǎn)生了巨大沖擊，醫(yī)療服務(wù)和公共衛(wèi)生防護(hù)成為各國對(duì)外貿(mào)易安全發(fā)展的重要壓艙石(Baldwin and Tomiura，2020)，中國憑借完備有效的醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療支出保障體系，迅速應(yīng)對(duì)突發(fā)公共衛(wèi)生事件，調(diào)整經(jīng)濟(jì)運(yùn)行結(jié)構(gòu)，促進(jìn)防疫物資生產(chǎn)，推動(dòng)企業(yè)有序復(fù)工復(fù)產(chǎn)，提高生產(chǎn)環(huán)節(jié)的健康保障標(biāo)準(zhǔn)，最大程度降低了疫情沖擊產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失，為其恢復(fù)對(duì)外貿(mào)易活動(dòng)和企業(yè)出口發(fā)展奠定了有利的內(nèi)部條件，這也助力中國成為當(dāng)年全球唯一實(shí)現(xiàn)出口貨物貿(mào)易正增長的國家。事實(shí)上，我國較早就構(gòu)建了比較完善的醫(yī)療保障和社會(huì)保障制度，其發(fā)展規(guī)模在全球范圍內(nèi)穩(wěn)居前列(Zhang et al.，2021)。根據(jù)衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒的數(shù)據(jù)顯示，近數(shù)十年，我國衛(wèi)生醫(yī)療支出發(fā)展勢(shì)頭迅猛，并表現(xiàn)出長期增長的趨勢(shì)。如下圖1所示，我國1990年衛(wèi)生支出費(fèi)用總額約為747億元，截至2019年，衛(wèi)生支出費(fèi)用大致為65841億元，年均增速為16.7%，由于衛(wèi)生支出費(fèi)用構(gòu)成中絕大部分是醫(yī)療支出費(fèi)用，因此衛(wèi)生支出的演變反映了醫(yī)療支出變化的動(dòng)態(tài)路徑(封進(jìn)等，2015)，這意味著影響健康人力資本的醫(yī)療支出亦發(fā)展驚人。與此同時(shí)，伴隨著醫(yī)療支出的突飛猛進(jìn)，我國出口規(guī)模也迎來了增長的高峰期，出口貿(mào)易在全球范圍內(nèi)取得了矚目的成績。由于出口貿(mào)易增長的時(shí)點(diǎn)正好與我國醫(yī)療支出的發(fā)展時(shí)間重合，這使得醫(yī)療支出可能成為影響我國企業(yè)出口的一個(gè)獨(dú)特性質(zhì)。由此，我們自然會(huì)產(chǎn)生一個(gè)疑問，醫(yī)療支出是否以及如何影響我國企業(yè)的出口貿(mào)易發(fā)展？對(duì)于該問題的解讀，不僅能夠契合十九屆五中全會(huì)提出的“把人民生命安全和身體健康放在第一位”、“民生福祉達(dá)到新水平”的重要理念，還是落實(shí)國務(wù)院印發(fā)的《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》思想戰(zhàn)略的先行基礎(chǔ)，更是深入理解和踐行“國內(nèi)國際雙循環(huán)”新開放格局的重要一環(huán)，因此具有鮮明的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

圖1 出口規(guī)模和衛(wèi)生支出趨勢(shì)圖

誠然，企業(yè)在醫(yī)療支出上的費(fèi)用主要表現(xiàn)為企業(yè)根據(jù)醫(yī)療保險(xiǎn)制度為員工承擔(dān)的醫(yī)療開支，醫(yī)療支出作為企業(yè)保障員工健康和維護(hù)生產(chǎn)過程安全的一種投入成本，是企業(yè)為員工提供的顯性福利，能夠改善企業(yè)擁有的健康人力資本規(guī)模，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)人力資本的投資和積累(潘杰等，2013；Currie and Gruber，1996)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和扶貧減困有著重要的作用(王弟海，2012；Hamid et al.，2011)。企業(yè)醫(yī)療支出能夠保障雇傭勞動(dòng)者的健康狀況，降低因身體健康惡化導(dǎo)致的缺勤問題，因此能夠?yàn)槠髽I(yè)提高潛在的健康人力資本，促進(jìn)人力資本總量的投資和積累(Grossman，1972)，并隨著人力資本質(zhì)量的提高為企業(yè)提供出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，影響企業(yè)的出口動(dòng)態(tài)(Auer，2015)。但是，現(xiàn)有學(xué)者在研究企業(yè)出口決定因素時(shí)，尚未充分關(guān)注醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的可能影響，部分研究從金融發(fā)展、行業(yè)集聚、競(jìng)爭(zhēng)程度、融資約束、工資水平、反傾銷等角度對(duì)企業(yè)出口變化進(jìn)行解讀(金祥義等，2022；金祥義、張文菲，2022；盧曉菲、黎峰，2021；Manova，2013；孫楚仁等，2013；Bombardini et al.，2012；Greenaway and Kneller，2008)，這為本文研究提供了可能的突破空間，也為我們探討企業(yè)出口變化提供了良好的研究框架和有益的參考模式，有助于我們結(jié)合醫(yī)療因素對(duì)企業(yè)出口增長的可能路徑進(jìn)行系統(tǒng)分析。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的可能邊際貢獻(xiàn)在于以下幾點(diǎn)：首先，較新的研究視角。本文從我國醫(yī)療支出和醫(yī)療服務(wù)高速發(fā)展的時(shí)代大背景入手，結(jié)合醫(yī)療因素探析企業(yè)出口發(fā)展的變化規(guī)律，以企業(yè)醫(yī)療支出為新的研究切入點(diǎn)，系統(tǒng)分析醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的潛在作用，是國際貿(mào)易領(lǐng)域和衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域研究的一次有效融合，能夠?yàn)槲覀兝斫馄髽I(yè)出口發(fā)展提供一個(gè)新的思路；同時(shí)，還能在后疫情時(shí)代探尋醫(yī)療服務(wù)推動(dòng)“雙循環(huán)”新開放格局建設(shè)的現(xiàn)實(shí)道路。其次，更細(xì)致的研究對(duì)象。本文研究以中國私營企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫為基礎(chǔ)，并結(jié)合國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)大中小微企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的類型進(jìn)行劃分，最終數(shù)據(jù)樣本里中小微企業(yè)占比在95%以上，進(jìn)而為我們研究中小微企業(yè)提供了獨(dú)特的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。需要注意的是，中小微企業(yè)占我國企業(yè)數(shù)量的90%以上，提供80%以上的城鎮(zhèn)勞動(dòng)就業(yè)崗位，占據(jù)了70%以上的技術(shù)創(chuàng)新，貢獻(xiàn)了60%以上GDP規(guī)模，為我國稅收提供50%以上的納稅份額，對(duì)我國經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有不可忽視的作用，具有明顯的“五六七八九”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征。但現(xiàn)有文獻(xiàn)在研究企業(yè)出口影響因素時(shí)，選用的數(shù)據(jù)庫一般基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和上市公司數(shù)據(jù)庫，并將上述數(shù)據(jù)庫與海關(guān)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并，但這一做法實(shí)際上會(huì)忽略大量中小微企業(yè)樣本，這是因?yàn)楣I(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫內(nèi)含規(guī)模以上的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，而上市公司數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)均需符合上市條件，從而使現(xiàn)有學(xué)者在研究企業(yè)出口變化時(shí)，無法有效關(guān)注到中小微企業(yè)的出口特征。最后，明確的作用機(jī)制。本文研究不僅回答了醫(yī)療支出是否影響企業(yè)出口的問題，還分析了醫(yī)療支出如何影響企業(yè)出口的內(nèi)在機(jī)制，從多個(gè)維度發(fā)現(xiàn)并證實(shí)了健康人力資本這一明確的作用機(jī)制，這將為我們理解醫(yī)療支出影響企業(yè)出口發(fā)展提供更為全面的研究輪廓，有助于我們進(jìn)一步揭開醫(yī)療支出作用企業(yè)出口的理論面紗，研究結(jié)論還能為相關(guān)政府部門實(shí)施企業(yè)出口發(fā)展戰(zhàn)略獻(xiàn)策獻(xiàn)計(jì)。

二、文獻(xiàn)綜述和理論分析

(一)文獻(xiàn)梳理

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)展，與本文研究內(nèi)容較為相關(guān)的文獻(xiàn)大致可以分為以下兩類：第一類是關(guān)于國際貿(mào)易與醫(yī)療健康相關(guān)的學(xué)術(shù)研究；第二類是關(guān)于醫(yī)療支出或社會(huì)保障支出產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究文獻(xiàn)。

第一類文獻(xiàn)中，一方面，大量學(xué)者研究了國際貿(mào)易對(duì)個(gè)體健康的影響，但在國際貿(mào)易對(duì)健康影響上的相關(guān)發(fā)現(xiàn)并未形成定論。Owen and Wu(2007)根據(jù)219個(gè)國家的數(shù)據(jù)，研究了貿(mào)易開放和自由化程度對(duì)個(gè)體健康的影響，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放程度越高，個(gè)人平均的預(yù)期壽命越長，這對(duì)發(fā)展經(jīng)濟(jì)體的影響更為顯著。McManus and Schaur(2016)發(fā)現(xiàn)美國制造業(yè)在受到中國進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)的壓力下，制造業(yè)工人的健康水平出現(xiàn)明顯的惡化，進(jìn)口競(jìng)爭(zhēng)提高了工人工傷率，降低了工人的健康狀態(tài)。Burgoon and Raess(2011)得到了類似的結(jié)論，發(fā)現(xiàn)在全球化背景下，國際貿(mào)易開展提高了歐洲企業(yè)工人的標(biāo)準(zhǔn)工作時(shí)長，進(jìn)而對(duì)其健康產(chǎn)生了不利的影響。劉鎧豪等(2019)研究了中國出口擴(kuò)張產(chǎn)生的健康成本問題，發(fā)現(xiàn)隨著中國出口的增長，成人發(fā)病率水平明顯提高，證實(shí)了出口擴(kuò)張將導(dǎo)致顯著的健康問題。Pierce and Schott(2020)發(fā)現(xiàn)美國與中國建立的永久正常貿(mào)易關(guān)系對(duì)美國就業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了巨大沖擊，貿(mào)易自由化導(dǎo)致美國就業(yè)人口死亡率變化，尤其是白種男性的死亡率顯著提高，降低了行業(yè)整體的健康水平。但是Li and Liang(2020)關(guān)于自由貿(mào)易對(duì)美國制造業(yè)工人健康的研究得出了截然相反的結(jié)論，他們發(fā)現(xiàn)自由貿(mào)易推動(dòng)了美國出口的擴(kuò)張，每當(dāng)美國工人平均出口貿(mào)易額上升1000美元，相應(yīng)的工傷率將下降0.5%，證實(shí)了自由貿(mào)易促進(jìn)了美國制造業(yè)工人健康水平的提升。另一方面，少量文獻(xiàn)針對(duì)國際貿(mào)易或外商直接投資與醫(yī)療保障服務(wù)之間的關(guān)系展開分析。許和連、張彥哲(2021)分析了中國企業(yè)出口發(fā)展對(duì)社保繳納率的影響，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)通過學(xué)習(xí)效應(yīng)提高了社保繳納率水平，強(qiáng)調(diào)了出口發(fā)展對(duì)社保繳納規(guī)模的正向作用。Giammanco and Gitto(2019)認(rèn)為醫(yī)療服務(wù)體系是一國制度質(zhì)量的重要組成部分，優(yōu)良的醫(yī)療支出和醫(yī)療保障服務(wù)體系更能吸引外資進(jìn)入，并證實(shí)了歐盟國家醫(yī)療支出對(duì)外商直接投資的積極作用，能夠提高外資進(jìn)入的規(guī)模。Alsan et al.(2006)在對(duì)74個(gè)國家數(shù)據(jù)研究中得出了類似的結(jié)論，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療服務(wù)體系是吸引外資的重要因素。可見，上述研究較多關(guān)注了國際貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生的健康問題，部分研究關(guān)注了出口貿(mào)易對(duì)社會(huì)保障費(fèi)率的作用，但尚未深入挖掘醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的潛在影響，這將背離我國近年來衛(wèi)生醫(yī)療支出規(guī)模逐漸擴(kuò)大的時(shí)代背景，因此需要提供更多來自中國的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

第二類文獻(xiàn)中，不少學(xué)者針對(duì)醫(yī)療支出或社會(huì)保障支出產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)展開廣泛討論，并得到了較為豐富的結(jié)論。Liu(2016)認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)支出能夠降低外部健康沖擊對(duì)家庭的不利影響，降低家庭收入波動(dòng)，提高家庭對(duì)人力資本的投資力度。Zhao(2017)在一般均衡模型的框架下，研究了社會(huì)保險(xiǎn)對(duì)個(gè)人行為和福利的影響，發(fā)現(xiàn)了社會(huì)保險(xiǎn)的存在降低了個(gè)人儲(chǔ)蓄和工作的意愿，產(chǎn)生了巨大的經(jīng)濟(jì)擠出效應(yīng)。宋弘等(2021)也針對(duì)社保與勞動(dòng)力之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出了社保繳費(fèi)率的下降能夠顯著提高企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的需求，改善了勞動(dòng)力市場(chǎng)的整體雇傭數(shù)量。林靈、曾海艦(2020)強(qiáng)調(diào)了社會(huì)保險(xiǎn)制度對(duì)企業(yè)投資的影響，發(fā)現(xiàn)過高的社保投入成本降低了企業(yè)對(duì)投資的需求，導(dǎo)致企業(yè)投資效率下降。Kaganovich and Zilcha(2012)關(guān)注了社會(huì)保障制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)基金型社保比現(xiàn)收現(xiàn)付型社保更能促進(jìn)資本和儲(chǔ)蓄的積累，進(jìn)而帶來長期的經(jīng)濟(jì)增長。Zhang et al.(2021)研究了社保與企業(yè)生產(chǎn)效率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高額的社保支出激勵(lì)企業(yè)對(duì)現(xiàn)有生產(chǎn)要素進(jìn)行重配置，提高了企業(yè)最終的生產(chǎn)率水平。但趙健宇、陸正飛(2018)得到了相反的結(jié)論，他們認(rèn)為養(yǎng)老保險(xiǎn)這種社保制度提高了企業(yè)的勞動(dòng)力成本，進(jìn)而對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率水平帶來了不利的影響。綜上，大量文獻(xiàn)在家庭收入、資本投資、勞動(dòng)力雇傭、經(jīng)濟(jì)增長、企業(yè)生產(chǎn)率等方面證實(shí)了醫(yī)療支出或社保支出的作用，但還沒關(guān)注到醫(yī)療支出對(duì)國際貿(mào)易的潛在影響，其中具體的作用機(jī)理更是語焉不詳，因此衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)與國際貿(mào)易領(lǐng)域相結(jié)合的研究仍有待進(jìn)一步的探索。

(二)理論闡述和機(jī)理分析

根據(jù)現(xiàn)有衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)和國際貿(mào)易學(xué)相關(guān)的研究理論，本文將對(duì)醫(yī)療支出影響企業(yè)出口發(fā)展的核心邏輯進(jìn)行簡要闡述，這將有助于我們?cè)诤笪膶?shí)證分析上對(duì)相關(guān)機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)檢驗(yàn)。具體而言，經(jīng)典衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)理論表明，醫(yī)療支出和醫(yī)療服務(wù)是構(gòu)筑健康人力資本的核心所在，是影響健康產(chǎn)出的重要原材料(Grossman，2000)。一方面，醫(yī)療支出能夠影響健康人力資本的積累，優(yōu)化企業(yè)擁有的勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)，提高單位勞動(dòng)投入帶來的生產(chǎn)效率，改善企業(yè)擁有的健康人力資本。企業(yè)增加醫(yī)療支出后，能夠增設(shè)工作環(huán)境中的醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)備，在醫(yī)療硬資源方面提高對(duì)員工的健康保障，降低外部健康沖擊對(duì)企業(yè)員工的影響(Giammanco and Gitto，2019)；同時(shí)，企業(yè)醫(yī)療支出還能降低員工面臨的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，提高員工醫(yī)療服務(wù)可得性和醫(yī)療知識(shí)認(rèn)知能力，在醫(yī)療軟資源方面對(duì)員工健康水平產(chǎn)生影響，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)現(xiàn)有勞動(dòng)力的結(jié)構(gòu)和質(zhì)量水平，改善企業(yè)員工自身的健康程度，提高個(gè)體的勞動(dòng)效率和勞動(dòng)時(shí)長，有效分散疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)員工健康和勞動(dòng)力供給的不利影響(劉子寧等，2019；Chen and Jin，2012)。另一方面，企業(yè)健康人力資本的積累促進(jìn)了企業(yè)整體人力資本質(zhì)量的提升，最終推動(dòng)企業(yè)發(fā)揮出口競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大對(duì)外出口規(guī)模。企業(yè)健康人力資本的積累降低了員工的死亡率和工傷率，使員工能夠承擔(dān)更高強(qiáng)度的任務(wù)和進(jìn)行更高效率的生產(chǎn)，減少因健康問題導(dǎo)致曠工和停產(chǎn)的可能性，從而增強(qiáng)了企業(yè)整體人力資本發(fā)揮的產(chǎn)出優(yōu)勢(shì)(王弟海，2012；Bloom et al.，2004)。進(jìn)一步，根據(jù)國際貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)和要素稟賦理論，企業(yè)人力資本質(zhì)量得到提高后，企業(yè)在出口環(huán)節(jié)中具有更強(qiáng)的人力要素競(jìng)爭(zhēng)能力，賦予企業(yè)出口產(chǎn)品更為明顯的比較優(yōu)勢(shì)，企業(yè)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)規(guī)模因此得到進(jìn)一步優(yōu)化，最終促進(jìn)了企業(yè)出口的發(fā)展(Zhao et al.,2018；Auer，2015)。因此，根據(jù)上述分析可知，醫(yī)療支出是影響企業(yè)出口的重要因素，能夠通過提高企業(yè)的健康人力資本，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的出口規(guī)模產(chǎn)生積極作用。對(duì)此本文提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：醫(yī)療支出的增加能夠顯著提高企業(yè)的出口規(guī)模。

假設(shè)2：健康人力資本提升是醫(yī)療支出促進(jìn)企業(yè)出口擴(kuò)張的重要機(jī)制。

三、數(shù)據(jù)說明和研究模型設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)說明和處理

本文所用數(shù)據(jù)來源于中國私營企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫，是由中共中央統(tǒng)戰(zhàn)部、中華全國工商業(yè)聯(lián)合會(huì)、國家工商行政管理總局、中國民(私)營經(jīng)濟(jì)研究會(huì)4家官方機(jī)構(gòu)聯(lián)合組成的全國性民(私)營企業(yè)調(diào)查課題組，該調(diào)查數(shù)據(jù)以民營企業(yè)發(fā)展基本情況和發(fā)展過程中遇到的難題為出發(fā)點(diǎn)，并根據(jù)我國不同省份、直轄市、自治區(qū)的民營企業(yè)分布數(shù)量，以總數(shù)1‰的比例進(jìn)行隨機(jī)的樣本調(diào)查，最終組成歷次調(diào)查的樣本數(shù)據(jù)。該調(diào)查數(shù)據(jù)每兩年在全國范圍內(nèi)進(jìn)行一次統(tǒng)計(jì)，并以調(diào)查數(shù)據(jù)的結(jié)果作為向黨中央和政府部門提交政策建議的依據(jù)，由于該數(shù)據(jù)具有較高程度的權(quán)威性和完整性，因此被廣大學(xué)者用以研究我國民營企業(yè)經(jīng)營發(fā)展相關(guān)的問題(何軒、馬駿，2018；辛宇等，2016；鄧路等，2014)。本文研究亦基于該數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)主要包括企業(yè)經(jīng)營發(fā)展與企業(yè)家層面的指標(biāo)數(shù)據(jù)，例如企業(yè)雇員、資本、企業(yè)醫(yī)療費(fèi)用支出、成立時(shí)間和企業(yè)家背景身份等信息。本文研究所用樣本時(shí)期為2004-2012年，首先將不同年份的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并處理，然后根據(jù)本文研究選用的變量，將相關(guān)變量的缺失值進(jìn)行剔除，最終得到本文進(jìn)行研究分析的數(shù)據(jù)樣本集。

(二)計(jì)量模型設(shè)計(jì)和指標(biāo)構(gòu)建

本文關(guān)注的是醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的作用，因此需要根據(jù)企業(yè)出口數(shù)據(jù)的特征設(shè)定計(jì)量模型，由于數(shù)據(jù)庫中企業(yè)出口存在大量零貿(mào)易樣本，而零貿(mào)易樣本對(duì)貿(mào)易回歸估計(jì)具有重要的影響(Helpman et al.，2008)。因此，本文在處理上保留了所有零貿(mào)易的企業(yè)樣本，并根據(jù)Silva and Tenreyro(2006)的研究，采用泊松偽最大似然估計(jì)模型(PPML模型)對(duì)包含零貿(mào)易的引力模型進(jìn)行估計(jì)。在估計(jì)優(yōu)勢(shì)上，PPML模型能夠有效解決回歸樣本中存在大量零值和異方差導(dǎo)致的回歸偏誤問題，估計(jì)系數(shù)結(jié)果具有較強(qiáng)的一致性和無偏性(Silva and Tenreyro，2006)，因此特別適用于包含大量零值樣本的國際貿(mào)易變化估算。具體地，根據(jù)上述理論，本文構(gòu)建如下的計(jì)量回歸方程：

(1)

其中，exp(·)表示指數(shù)函數(shù)；下標(biāo)i、t分別表示企業(yè)和年份。在變量解釋上，lnv為本文的被解釋變量，表示企業(yè)的出口規(guī)模，以企業(yè)出口數(shù)值加1后取對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量；lnmedical為本文核心解釋變量，指代企業(yè)的醫(yī)療支出費(fèi)用，而企業(yè)醫(yī)療支出的主要途徑是為員工承擔(dān)醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用，因此該指標(biāo)用企業(yè)全年支付的醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用加1后取對(duì)數(shù)進(jìn)行表示；Ctrl為本文回歸方程中的控制變量向量，主要是企業(yè)和企業(yè)家層面的控制因素，具體包括：(1)企業(yè)年齡firmage，用企業(yè)當(dāng)年年份減去成立年份的差值進(jìn)行表示；(2)企業(yè)規(guī)模size，用企業(yè)雇員總?cè)藬?shù)的對(duì)數(shù)形式進(jìn)行表示；(3)企業(yè)盈利能力nsr，用企業(yè)的銷售凈利率表示，企業(yè)銷售凈利率在財(cái)務(wù)上可以衡量一段時(shí)間內(nèi)企業(yè)盈利能力的變化，其數(shù)值越大，表示企業(yè)盈利能力越強(qiáng)；(4)企業(yè)家年齡age，以當(dāng)年年份減去企業(yè)家出生年份的差值進(jìn)行表示；(5)企業(yè)家性別gender，根據(jù)企業(yè)家性別的不同，當(dāng)企業(yè)家為女性時(shí)候，賦值為1，否則賦值為0；(6)企業(yè)家受教育程度education，該變量衡量企業(yè)家最高的文化程度，依次分為小學(xué)及以下、初中、高中或中專、大專、大學(xué)、研究生這幾個(gè)類別，數(shù)值越大表示企業(yè)家受教育程度越高；(7)企業(yè)家黨員信息party，該變量衡量企業(yè)家是否為黨員，當(dāng)企業(yè)家為黨員時(shí)，對(duì)該變量賦值為1，否則賦值為0；(8)壟斷水平HHI，以赫芬達(dá)爾指數(shù)表示企業(yè)在所屬行業(yè)中的壟斷水平，該指標(biāo)越大表示企業(yè)市場(chǎng)占有率越高，壟斷水平越強(qiáng)。此外，本文還在回歸方程中加入了年份固定效應(yīng)δt、省份固定效應(yīng)δj和行業(yè)固定效應(yīng)δk，用于控制年份、地區(qū)、行業(yè)層面非觀測(cè)的因素對(duì)本文回歸結(jié)果的可能干擾；εit表示計(jì)量回歸結(jié)果的隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)數(shù)據(jù)事實(shí)特征提煉和初步分析

首先，封進(jìn)(2013)發(fā)現(xiàn)企業(yè)在繳納社保費(fèi)用時(shí)存在著一定程度的逃稅現(xiàn)象，且不同企業(yè)的逃稅力度存在著明顯差異，為了從數(shù)據(jù)中提煉不同企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)繳比例的差異性，本文以企業(yè)全年醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用支出占職工薪酬支出的大小表示實(shí)繳比例，并統(tǒng)計(jì)企業(yè)不存在醫(yī)保費(fèi)用繳納的比例，然后再結(jié)合國家統(tǒng)計(jì)局頒布的《統(tǒng)計(jì)上大中小微型企業(yè)劃分辦法》，進(jìn)一步將企業(yè)劃分為大、中、小、微四類樣本，在此基礎(chǔ)上系統(tǒng)分析不同類型企業(yè)的醫(yī)療支出特征，具體如下表1所示。

表1 企業(yè)醫(yī)保繳納情況(單位：%)

根據(jù)下表結(jié)果，我們可以得出以下三點(diǎn)結(jié)論：其一，不同類型企業(yè)樣本占比數(shù)據(jù)顯示，在整個(gè)樣本中，中小微企業(yè)樣本占比為97.38%，表明本文研究數(shù)據(jù)以中小微企業(yè)為主，事實(shí)上，中小微企業(yè)是社保繳納中的特殊角色，對(duì)中小微企業(yè)社保繳納行為的探究具有更強(qiáng)的理論和現(xiàn)實(shí)意義(宋弘等，2021)，這為本文研究醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口，尤其是對(duì)中小微企業(yè)出口提供了獨(dú)特的數(shù)據(jù)樣本。其二，根據(jù)未繳納率這行結(jié)果可知，整個(gè)樣本中有46.67%的企業(yè)不存在醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用的開支，表明在民營企業(yè)中存在明顯的逃稅現(xiàn)象，這與封進(jìn)(2013)的發(fā)現(xiàn)一致，并且隨著企業(yè)類型從大企業(yè)到微企業(yè)進(jìn)行逐步推進(jìn)后，企業(yè)未繳納率呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)，這表明中小微企業(yè)在醫(yī)療費(fèi)用承擔(dān)上具有更大的壓力，因此更傾向于逃稅行為，這一結(jié)果也驗(yàn)證了趙靜等(2015)的觀點(diǎn)。其三，分析表中實(shí)繳率這行數(shù)據(jù)可知，全樣本企業(yè)實(shí)繳率數(shù)值為3.17%，顯著低于大多城市6%的醫(yī)保繳納標(biāo)準(zhǔn)(封進(jìn)，2013)，并且隨著企業(yè)類型從大企業(yè)到微企業(yè)進(jìn)行逐步推進(jìn)后，企業(yè)實(shí)繳率水平不斷縮減，表明相比于中小微企業(yè)而言，大企業(yè)醫(yī)保的實(shí)繳比例更高，這也進(jìn)步一驗(yàn)證了上面得出的中小微企業(yè)更傾向于逃稅的結(jié)論。綜上，中小微企業(yè)為本文研究數(shù)據(jù)樣本的主體，不同企業(yè)在醫(yī)療保險(xiǎn)支出上存在著明顯的差異性，整體上企業(yè)均存在著逃稅現(xiàn)象，但中小微企業(yè)比大企業(yè)的逃稅問題更嚴(yán)重。

其次，在總結(jié)完企業(yè)醫(yī)療支出行為的特征后，為了初步分析醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的可能影響，本文根據(jù)企業(yè)是否存在醫(yī)療支出這一行為展開分析，將企業(yè)分為有醫(yī)療支出組和無醫(yī)療支出組，在此基礎(chǔ)上繪制不同組企業(yè)出口的核密度圖，由此對(duì)比醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口作用的異質(zhì)性，具體結(jié)果如下圖1所示。觀察下圖結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)，有醫(yī)療支出企業(yè)的核密度圖位于無醫(yī)療支出企業(yè)的核密度圖右側(cè)，表明有醫(yī)療支出企業(yè)的出口水平整體大于無醫(yī)療支出組的水平，反映了醫(yī)療支出能夠提高企業(yè)的出口規(guī)模，初步證明了本文所強(qiáng)調(diào)的基本觀點(diǎn)，也側(cè)面印證了醫(yī)療支出可能是影響企業(yè)出口的一個(gè)重要因素。

最后，在本文進(jìn)行正規(guī)的計(jì)量分析之前，為了進(jìn)一步分析企業(yè)醫(yī)療支出與其出口之間的關(guān)系，并檢驗(yàn)核密度圖結(jié)果是否真實(shí)可靠，我們對(duì)存在出口貿(mào)易和醫(yī)療支出的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行散點(diǎn)擬合圖的繪制工作，相關(guān)結(jié)果報(bào)告于下圖2之中。分析下圖結(jié)果可知，圖形中擬合線朝右上方傾斜，表明擬合回歸的系數(shù)為正，這意味著隨著企業(yè)醫(yī)療支出規(guī)模的提高，企業(yè)出口水平呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)，即醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口具有正向的影響，由此較好證明了上文核密度圖結(jié)論的有效性，即醫(yī)療支出是影響企業(yè)出口的重要因素。接下來，為了更科學(xué)地辨別醫(yī)療支出與企業(yè)出口之間的因果關(guān)系，我們將構(gòu)建計(jì)量回歸方程，并控制其他潛在影響因素后，對(duì)上述兩者之間的關(guān)系進(jìn)行縝密嚴(yán)謹(jǐn)?shù)姆治觥?/p>

圖2 核密度圖結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

將數(shù)據(jù)代入基準(zhǔn)回歸模型后，我們就醫(yī)療支出與企業(yè)出口貿(mào)易之間的關(guān)系展開分析，相關(guān)結(jié)果匯報(bào)于下表2之中。首先，第(1)列結(jié)果僅考慮醫(yī)療支出的作用，觀察該列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制了年份固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)之后，企業(yè)醫(yī)療支出的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，這初步表明醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口具有積極的作用。其次，第(2)列進(jìn)一步加入了企業(yè)年齡(firmage)、企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)盈利能力(nsr)這三個(gè)控制變量，結(jié)果顯示，這三個(gè)控制變量對(duì)企業(yè)出口的作用顯著為正，同時(shí)企業(yè)醫(yī)療支出對(duì)其出口的影響依然顯著為正，表明醫(yī)療支出發(fā)展產(chǎn)生的出口促進(jìn)效應(yīng)較為穩(wěn)健。最后，第(3)列和第(4)列在此基礎(chǔ)上逐步加入其它控制變量，分析控制變量最全的第(4)列結(jié)果可知，在控制了各類非觀測(cè)的固定效應(yīng)和其他可能影響因素后，醫(yī)療支出的系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，意味著醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口貿(mào)易效應(yīng)并未發(fā)生明顯的變化，由此較好證明了本文研究假設(shè)1的成立。因此，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口具有顯著的促進(jìn)作用。這也較好支持了Giammanco and Gitto(2019)的觀點(diǎn)，即醫(yī)療支出是影響一國對(duì)外經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，在本文研究中，醫(yī)療支出能夠顯著影響樣本企業(yè)的出口貿(mào)易發(fā)展。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)樣本異質(zhì)性分析

基礎(chǔ)回歸部分證實(shí)了醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的作用，表明醫(yī)療支出發(fā)展能夠產(chǎn)生明顯的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)具有內(nèi)在邏輯的一致性。誠然，大量文獻(xiàn)在對(duì)企業(yè)醫(yī)療支出或社保支出行為進(jìn)行研究時(shí)，發(fā)現(xiàn)了醫(yī)療支出行為具有分樣本的異質(zhì)性，這為本文研究醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的異質(zhì)性作用提供了良好的借鑒模式，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)醫(yī)療支出發(fā)展對(duì)企業(yè)出口的異質(zhì)性作用，下文將根據(jù)不同的樣本分類標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)論進(jìn)行拓展分析，這將有助于進(jìn)一步提高本文研究結(jié)論的豐富程度。

首先，在本文數(shù)據(jù)事實(shí)特征提煉部分，我們發(fā)現(xiàn)不同類型企業(yè)在醫(yī)療支出費(fèi)用繳納率上存在明顯差異，為了檢驗(yàn)不同企業(yè)醫(yī)療支出這種差異性對(duì)其出口的影響，本文根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)大中小微企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將企業(yè)類型分為大企業(yè)和中小微企業(yè)，當(dāng)企業(yè)屬于中小微企業(yè)樣本時(shí)，對(duì)變量Var賦值為1，否則賦值為0，具體回歸結(jié)果如下表3第(1)列所示。分析回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為負(fù)，這表明相對(duì)于大企業(yè)而言，中小微企業(yè)醫(yī)療支出對(duì)其出口的促進(jìn)作用更微弱。仔細(xì)思考不難發(fā)現(xiàn)該結(jié)果背后的經(jīng)濟(jì)學(xué)邏輯，之前我們發(fā)現(xiàn)在中小微企業(yè)樣本中逃稅問題更明顯，企業(yè)醫(yī)保實(shí)繳率水平更低，這意味著中小微企業(yè)醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口貿(mào)易效應(yīng)在更大程度上被其逃稅行為所抵消，導(dǎo)致醫(yī)療支出對(duì)中小微企業(yè)出口的促進(jìn)作用更微弱，這在結(jié)果上就表現(xiàn)為交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。

其次，趙靜等(2015)指出在人口流動(dòng)性更強(qiáng)的地區(qū)，企業(yè)在社保費(fèi)用繳納上的逃稅現(xiàn)象更為集中。這為我們研究醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口在地域上的差異作用提供了些許靈感，由于東部地區(qū)相對(duì)于中西部地區(qū)人口流動(dòng)更為頻繁，那么不同地區(qū)企業(yè)醫(yī)保繳納率應(yīng)該存在不同，進(jìn)而可能導(dǎo)致醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口貿(mào)易效應(yīng)大相徑庭。為了檢驗(yàn)上述邏輯正確與否，本文根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)位置的不同，將樣本分為中西部地區(qū)和東部地區(qū)，當(dāng)樣本企業(yè)位于東部地區(qū)時(shí)，對(duì)變量Var賦值為1，否則賦值為0，具體回歸結(jié)果報(bào)告于表3第(2)列之中。觀察第(2)列結(jié)果容易得知，Var變量交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著相對(duì)于中西部地區(qū)的企業(yè)而言，醫(yī)療支出對(duì)東部地區(qū)企業(yè)的出口促進(jìn)作用更小，換言之，醫(yī)療支出產(chǎn)生的貿(mào)易促進(jìn)作用在中西部地區(qū)更為明顯。該結(jié)果與理論直覺較為契合，也符合趙靜等(2015)的基本觀點(diǎn)，因?yàn)闁|部地區(qū)人口流動(dòng)程度更高，企業(yè)對(duì)于員工繳納醫(yī)保費(fèi)用的激勵(lì)更低，這將導(dǎo)致醫(yī)療支出產(chǎn)生的貿(mào)易促進(jìn)效應(yīng)難以完全發(fā)揮作用，進(jìn)而造成東部地區(qū)企業(yè)的出口發(fā)展水平將比中西部地區(qū)的更微弱。

再次，封進(jìn)(2013)認(rèn)為勞動(dòng)密集型企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)依賴于勞動(dòng)要素投入，由于存在較高的勞動(dòng)力成本，因此企業(yè)難以有激勵(lì)去繳納相關(guān)社保費(fèi)用，導(dǎo)致企業(yè)存在較高程度的逃稅和避稅行為。這也表現(xiàn)為社保支出和社保覆蓋程度的變化將影響企業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)和勞動(dòng)力規(guī)模(Nyland et al.，2011)。因此，企業(yè)醫(yī)療支出對(duì)其出口的作用可能就企業(yè)要素密集型的不同而存在差異。為了檢驗(yàn)該問題，本文以企業(yè)固定資產(chǎn)與雇員人數(shù)的比值表示企業(yè)的資本密集度，并按照該變量在整個(gè)樣本上的均值，將高于該值的樣本視為資本密集型企業(yè)，然后對(duì)變量Var賦值為1，否則賦值為0，具體回歸結(jié)果報(bào)告于表3第(3)列之中。從第(3)列回歸結(jié)果中可以看出，交互項(xiàng)的系數(shù)在5%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，表明相對(duì)于勞動(dòng)密集型企業(yè)而言，醫(yī)療支出發(fā)展對(duì)資本密集型企業(yè)的出口促進(jìn)作用更強(qiáng)。這一結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)較為契合，因?yàn)閯趧?dòng)密集型企業(yè)在勞動(dòng)力成本的壓力下，更傾向于逃避醫(yī)保稅負(fù)，從而導(dǎo)致該類型企業(yè)醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口貿(mào)易效應(yīng)低于資本密集型企業(yè)，因此醫(yī)療支出對(duì)資本密集型企業(yè)的出口促進(jìn)作用更大。

最后，Khurana and Moser(2013)發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部持股機(jī)構(gòu)的存在可以優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)，有效監(jiān)督企業(yè)避稅逃稅的問題，進(jìn)而提高企業(yè)長期的價(jià)值水平。這意味著對(duì)于其他注冊(cè)類型的公司而言，股份有限公司避稅動(dòng)機(jī)可能更低。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)企業(yè)醫(yī)療支出對(duì)不同注冊(cè)類型企業(yè)的出口差異化作用，本文此處根據(jù)企業(yè)注冊(cè)類型的不同，將樣本分為股份有限公司和非股份有限公司，當(dāng)企業(yè)屬于股份有限公司時(shí)，對(duì)變量Var賦值為1，否則賦值為0，具體回歸結(jié)果報(bào)告于表3第(4)列之中。第(4)列的結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，這意味著相對(duì)于非股份有限公司而言，醫(yī)療支出更能提高股份有限公司的出口規(guī)模，這一結(jié)果較好支持了Khurana and Moser(2013)的核心觀點(diǎn)。具體而言，由于股份有限公司以股份制對(duì)公司進(jìn)行設(shè)立，因此存在一定程度的外部持股機(jī)構(gòu)，在公司長期價(jià)值增長的動(dòng)機(jī)下，這些外部持股者能夠有效監(jiān)督企業(yè)潛在的逃稅現(xiàn)象，降低企業(yè)的逃稅可能性，進(jìn)而使得股份有限公司能夠更高效地發(fā)揮醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用，這在回歸結(jié)果中就表現(xiàn)為交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。

表3 異質(zhì)性回歸結(jié)果

綜上，根據(jù)不同樣本分類的回歸結(jié)果可知，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的影響存在著異質(zhì)性，但是我們總能發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用均存在于不同樣本之中，這也從側(cè)面證明了本文核心結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

(三)機(jī)制檢驗(yàn)

到目前為止，我們對(duì)醫(yī)療支出與企業(yè)出口發(fā)展之間的關(guān)系展開了多維度的分析，并結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)醫(yī)療支出經(jīng)濟(jì)影響的差異化發(fā)現(xiàn)，就本文醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的異質(zhì)性作用進(jìn)行了系統(tǒng)剖析，最終得到了醫(yī)療支出能夠提高企業(yè)出口的基本結(jié)論，這也較好支持了現(xiàn)有一批文獻(xiàn)對(duì)于醫(yī)療支出或社會(huì)保障支出產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的發(fā)現(xiàn)，也為推動(dòng)我國企業(yè)出口，尤其是為中小微企業(yè)出口提供了一個(gè)新的研究思路。但是，研究至此，我們尚未對(duì)醫(yī)療支出影響企業(yè)出口的具體機(jī)制展開規(guī)范的分析，根據(jù)前文理論闡述部分的內(nèi)容可知，醫(yī)療支出發(fā)展是構(gòu)筑企業(yè)健康人力資本的核心所在，而健康人力資本的擴(kuò)大又將影響企業(yè)整體人力資本的質(zhì)量，增強(qiáng)企業(yè)人力資本要素產(chǎn)生的出口比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而改善企業(yè)的出口。雖然這一邏輯是直觀且具有依據(jù)的，但是我們?nèi)孕枰ㄟ^計(jì)量方式對(duì)其真實(shí)性和有效性進(jìn)行辨別。

在健康人力資本識(shí)別上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大致從人口死亡率、兒童營養(yǎng)健康程度、衛(wèi)生健康認(rèn)知、醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診次數(shù)等方面展開(潘杰等，2013；王弟海，2012；Card et al.，2009；Grossman，2000；Currie and Gruber，1996)。有鑒于此，本文以各地區(qū)人口死亡率、兒童重度營養(yǎng)不良率、家庭衛(wèi)生知識(shí)服務(wù)人次、醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療人次這幾個(gè)維度作為健康人力資本的衡量指標(biāo)，并就企業(yè)醫(yī)療支出發(fā)展對(duì)其健康人力資本的影響展開分析，識(shí)別醫(yī)療支出對(duì)健康人力資本的具體作用，相關(guān)數(shù)據(jù)來自于《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》。進(jìn)一步，本文以企業(yè)雇員占地區(qū)人數(shù)的比值為權(quán)重，計(jì)算出企業(yè)層面的健康人力資本指標(biāo)，以此作為后續(xù)機(jī)制檢驗(yàn)中的被解釋變量。具體而言，企業(yè)健康人力資本指標(biāo)具有以下形式：

(2)

其中，employeeit表示企業(yè)i在t年的雇員數(shù)量；employeeijt表示j地區(qū)企業(yè)i在t年的雇員數(shù)量，對(duì)所有j地區(qū)的企業(yè)i進(jìn)行求和后，可得j地區(qū)在t年的所有雇員人數(shù)；health_capital表示回歸中的健康人力資本指標(biāo)。因此，等式右側(cè)第一項(xiàng)分?jǐn)?shù)指標(biāo)意味著企業(yè)i雇員人數(shù)在地區(qū)j中的占比權(quán)重，然后乘以地區(qū)層面的健康人力資本水平后，可以得到企業(yè)層面的對(duì)應(yīng)指標(biāo)。同時(shí)，在指標(biāo)構(gòu)建方法的文獻(xiàn)依據(jù)上,本文指標(biāo)構(gòu)建的方法本質(zhì)上是將宏觀層面數(shù)據(jù)按照微觀結(jié)構(gòu)進(jìn)行加權(quán)，從而得到微觀層面的指標(biāo)，對(duì)于一些難以直接獲取的微觀指標(biāo)進(jìn)行構(gòu)建，只能通過將宏觀數(shù)據(jù)在微觀層面加權(quán)，從而獲得研究所需的微觀層面的數(shù)據(jù)，也是文獻(xiàn)中一個(gè)比較普遍的做法(Lu et al.，2018)。由于在機(jī)制檢驗(yàn)過程中，相關(guān)健康人力資本變量并不存在大量零值問題，因此該部分將采取控制固定效應(yīng)的線性回歸模型，具體結(jié)果如下表4所示。首先，分析第(1)列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制各類非觀測(cè)的固定效應(yīng)和其他可能影響因素后，醫(yī)療支出的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)醫(yī)療支出發(fā)展能夠顯著降低人口死亡率水平，進(jìn)而提高企業(yè)潛在的健康人力資本質(zhì)量，初步證明了醫(yī)療支出對(duì)健康人力資本的積極作用。其次，第(2)列結(jié)果展示了醫(yī)療支出對(duì)兒童重度營養(yǎng)不良率的影響，結(jié)果表明，醫(yī)療支出的系數(shù)顯著為負(fù)，隨著醫(yī)療支出水平的擴(kuò)大，兒童重度營養(yǎng)不良率的發(fā)生情況明顯改善，說明醫(yī)療支出提高了健康人力資本。再次，第(3)列的回歸結(jié)果考察了醫(yī)療支出對(duì)家庭衛(wèi)生知識(shí)服務(wù)人次的影響，根據(jù)結(jié)果容易發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出顯著提高了家庭可得的醫(yī)療知識(shí)資源，這意味著企業(yè)醫(yī)療支出能夠改善員工家庭對(duì)醫(yī)療知識(shí)的認(rèn)知能力，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)具備的健康人力資本結(jié)構(gòu)。最后，第(4)列給出了醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療人次的回歸結(jié)果，觀察該列結(jié)果能夠得知，醫(yī)療支出的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，這意味隨著企業(yè)醫(yī)療支出規(guī)模的擴(kuò)大，員工潛在的外部醫(yī)療資源可能性在逐步提高，表現(xiàn)為醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療人次的上升，較好反映了企業(yè)醫(yī)療支出對(duì)其健康人力資本的累積作用。綜上所述，企業(yè)醫(yī)療支出能夠顯著影響健康人力資本構(gòu)成的各個(gè)方面，提升了企業(yè)現(xiàn)有的健康人力資本的質(zhì)量，優(yōu)化了潛在的健康人力資本的結(jié)構(gòu)，因此較好證明了醫(yī)療支出產(chǎn)生出口貿(mào)易效應(yīng)的具體機(jī)制，并成功證實(shí)了本文研究假設(shè)2的真實(shí)性。

表4 醫(yī)療支出作用的機(jī)制檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步穩(wěn)健性分析

(一)模型設(shè)定的穩(wěn)健性考慮

該部分通過改變本文基準(zhǔn)計(jì)量模型的設(shè)定形式，進(jìn)而對(duì)基本面的結(jié)論展開進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，一方面，由于企業(yè)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)具有典型的左歸并的性質(zhì)，表現(xiàn)為數(shù)據(jù)樣本取值大于等于零，因此可以使用Tobit模型對(duì)企業(yè)出口變化進(jìn)行估計(jì)；另一方面，零貿(mào)易問題事實(shí)上是典型的樣本選擇問題，企業(yè)先選擇是否出口，其次才選擇出口的規(guī)模，因此采用Heckman兩步法能夠有效處理零貿(mào)易問題產(chǎn)生的樣本選擇偏差。同時(shí)，在該方法的估計(jì)流程上，Heckman兩步法第一階段先采用二元選擇模型對(duì)企業(yè)出口進(jìn)行回歸，然后計(jì)算出回歸結(jié)果對(duì)應(yīng)的“逆米爾斯比(mills)”，第二階段再將第一階段計(jì)算的mills代回基準(zhǔn)方程進(jìn)行回歸，若此時(shí)mills的系數(shù)顯著，則表明存在明顯的樣本選擇問題。此外，我們還提供了常用的控制固定效應(yīng)的線性回歸模型作為對(duì)照分析組，一同將上述結(jié)果匯報(bào)于下表5之中。

首先，表5第(1)列和第(2)列報(bào)告了Tobit模型下的回歸結(jié)果。第(1)列結(jié)果僅對(duì)醫(yī)療支出的作用進(jìn)行識(shí)別，結(jié)果顯示，在控制年份固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)后，醫(yī)療支出的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，初步證明了Tobit模型下的結(jié)論與本文基本面結(jié)論相一致。此外，第(2)列在此基礎(chǔ)上加入了其他控制變量，從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出系數(shù)的方向和顯著性并未發(fā)生明顯變化，因此證明了在替換計(jì)量估計(jì)模型后，醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用依然存在。

其次，表5第(3)列和第(4)列報(bào)告了Heckman兩步法下的回歸結(jié)果。第(3)列結(jié)果顯示，mills變量的系數(shù)顯著為正，并且醫(yī)療支出的系數(shù)也顯著為正，從而初步說明在控制零貿(mào)易導(dǎo)致的樣本選擇問題后，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口發(fā)展具有明顯的促進(jìn)作用。進(jìn)一步，第(4)列結(jié)果考慮了其他控制變量的作用，觀察該列結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，Heckman兩步法回歸的結(jié)果并未產(chǎn)生明顯的變化，進(jìn)而表明醫(yī)療支出能夠顯著提高企業(yè)出口，即本文基本面的結(jié)論穩(wěn)健成立。

最后，表5第(5)列和第(6)列報(bào)告了線性回歸模型下的具體結(jié)果。仔細(xì)分析第(5)列和第(6)列的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制各類非觀測(cè)的固定效應(yīng)和其他可能的影響因素后，醫(yī)療支出發(fā)展能夠產(chǎn)生明顯的出口促進(jìn)效應(yīng)，這一結(jié)果與前文基準(zhǔn)回歸模型是一致的。

表5 模型設(shè)定的穩(wěn)健性

綜上，在考慮本文計(jì)量模型設(shè)定的穩(wěn)健性，并采用其他可能的計(jì)量模型后，本文基本面的結(jié)論并未發(fā)生明顯的變化，這意味著醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的作用并不隨模型設(shè)定的變化而發(fā)生改變。

(二)其他方面的穩(wěn)健性考慮

首先，行業(yè)樣本選擇方面。一方面，考慮到衛(wèi)生行業(yè)和公共設(shè)施管理行業(yè)均有涉及衛(wèi)生服務(wù)方面的內(nèi)容，這可能干擾企業(yè)醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口貿(mào)易效應(yīng)。另一方面，制造業(yè)是我國出口貨物貿(mào)易發(fā)展的主力軍，醫(yī)療支出對(duì)制造業(yè)企業(yè)出口的影響特征需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?；谏鲜龇治觯疚脑谛袠I(yè)樣本的穩(wěn)健性考慮上進(jìn)行了以下處理：第一，剔除了樣本中的衛(wèi)生行業(yè)和公共設(shè)施管理行業(yè)；第二，本文僅考慮制造業(yè)樣本的回歸結(jié)果。按照上述處理方式，本文將相關(guān)結(jié)果匯報(bào)于下表6第(1)列和第(2)列之中。根據(jù)第(1)列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在考慮非衛(wèi)生服務(wù)相關(guān)行業(yè)樣本后，醫(yī)療支出的系數(shù)在1%的檢驗(yàn)水平上顯著為正，表明醫(yī)療支出水平的擴(kuò)大能夠提高企業(yè)的出口規(guī)模，較好證明了剔除干擾因素后，本文基本面的結(jié)論穩(wěn)健成立。同時(shí)，第(2)列回歸結(jié)果顯示，在僅考慮制造業(yè)企業(yè)樣本的情況下，醫(yī)療支出的系數(shù)依然顯著為正，表明醫(yī)療支出能夠產(chǎn)生明顯的出口促進(jìn)作用，顯著改善制造業(yè)企業(yè)的出口表現(xiàn)。綜上，在考慮多方面行業(yè)樣本特征的問題后，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用穩(wěn)健存在。

其次，在城市經(jīng)濟(jì)體量和城市發(fā)展政策方面?？紤]到直轄市具有較為特殊的政策扶持優(yōu)勢(shì)，而一線城市擁有更多的經(jīng)濟(jì)發(fā)展資源，具有得天獨(dú)厚的發(fā)展優(yōu)勢(shì)，這兩類城市的經(jīng)濟(jì)體量往往較大，并且能夠獲得更多有關(guān)衛(wèi)生醫(yī)療方面的資源，因此可能會(huì)干擾醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的具體作用。為了解決該問題，我們刪除了北京、天津、上海、重慶、廣州這類直轄市和一線省市樣本，在此基礎(chǔ)上對(duì)本文基本面的結(jié)論進(jìn)行再檢驗(yàn)，具體結(jié)果如下表6第(3)列所示。根據(jù)該列結(jié)果容易得知，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用依然存在，表明在剔除城市經(jīng)濟(jì)體量和發(fā)展政策方面的干擾因素后，企業(yè)醫(yī)療支出發(fā)展產(chǎn)生的出口促進(jìn)效應(yīng)是存在的。

再次，在宏觀環(huán)境沖擊方面。2008年全球范圍內(nèi)發(fā)生了較為嚴(yán)重的金融危機(jī)，這對(duì)出口企業(yè)的貿(mào)易環(huán)境產(chǎn)生了較大的沖擊，這可能干擾企業(yè)出口的具體決策。為了降低這一外部因素的影響，本文選取金融危機(jī)爆發(fā)前的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行穩(wěn)健性分析，具體結(jié)果如下表6第(4)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出的系數(shù)仍能在1%的檢驗(yàn)水平上保持正顯著，從而較好說明了剔除宏觀環(huán)境沖擊后，醫(yī)療支出發(fā)展能夠推動(dòng)企業(yè)出口，也支持了本文基本面的結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

最后，在醫(yī)療支出構(gòu)成方面。一方面，本文中存在一定數(shù)量不存在醫(yī)療費(fèi)用開支的企業(yè)，即零醫(yī)療支出的企業(yè)樣本，這些樣本可能并不能真實(shí)反映醫(yī)療支出發(fā)展帶來的出口貿(mào)易效應(yīng)。另一方面，企業(yè)除了為員工支付必要的醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用外，一些企業(yè)實(shí)際上還為員工支付其他相關(guān)的醫(yī)療費(fèi)用，在本文數(shù)據(jù)中列支為全年支付的其他醫(yī)療費(fèi)，而這部分醫(yī)療費(fèi)用也可能對(duì)企業(yè)健康人力資本的發(fā)展產(chǎn)生影響，進(jìn)而作用于企業(yè)的出口。此外，企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用支出總規(guī)模很大，但人均醫(yī)療費(fèi)用支出水平可能較低?？紤]到以上因素后，本文增加了三方面的數(shù)據(jù)穩(wěn)健處理：第一，剔除零醫(yī)療支出樣本后進(jìn)行重新回歸分析。第二，將其他醫(yī)療費(fèi)用支出納入到企業(yè)綜合的醫(yī)療支出中，重新構(gòu)造企業(yè)醫(yī)療支出指標(biāo)。第三，以企業(yè)人均醫(yī)療保險(xiǎn)支出規(guī)模作為本文醫(yī)療支出水平的替代變量，然后對(duì)基準(zhǔn)回歸進(jìn)行重新檢驗(yàn)。在經(jīng)過上述處理后，我們對(duì)基本面的結(jié)論進(jìn)行再分析，相應(yīng)的回歸結(jié)果如下表6第(5)列至第(7)列所示。根據(jù)第(5)列回歸結(jié)果可知，在考慮非零醫(yī)療支出企業(yè)樣本之后，醫(yī)療支出的系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，證實(shí)了醫(yī)療支出能夠?qū)ζ髽I(yè)出口產(chǎn)生積極影響，因此這一結(jié)論不隨零醫(yī)療支出企業(yè)樣本的存在而發(fā)生變化。同時(shí)，觀察第(6)列和第(7)列結(jié)果可知，不同結(jié)果中醫(yī)療支出變量系數(shù)的方向和顯著性并未發(fā)生明顯的變化，因此較好地證明了本文基本面結(jié)論的穩(wěn)健性，即醫(yī)療支出是推動(dòng)企業(yè)出口貿(mào)易發(fā)展的重要因素。

(三)自選擇偏誤的考慮

考慮到存在醫(yī)療支出的企業(yè)可能一直更加注重人力資本的積累和出口的發(fā)展，則這些企業(yè)本身就具有更強(qiáng)的出口意愿和出口實(shí)力，此時(shí)醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的影響可能是企業(yè)有意識(shí)的選擇結(jié)果，這將造成自選擇偏誤的問題，導(dǎo)致回歸結(jié)果存在一定的內(nèi)生性。為了解決該內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配分析(PSM分析)來解決自選擇偏誤的現(xiàn)象。具體而言，我們對(duì)本文樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分類，將存在醫(yī)療支出的企業(yè)視為處理組，并借助1∶1近鄰匹配的計(jì)量技術(shù)方式，在不存在醫(yī)療支出的企業(yè)樣本中篩選出與處理組得分相近的對(duì)照組，然后通過對(duì)比處理組和對(duì)照組出口水平的差異，即醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的平均處理效應(yīng)(Average Treatment on Treated，ATT)，該ATT效應(yīng)是本文需要重點(diǎn)關(guān)注的地方，因?yàn)锳TT效應(yīng)表示解決回歸結(jié)論潛在的自選擇偏誤后，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的真實(shí)作用。

按照上述方式，我們首先以基準(zhǔn)回歸方程中的控制變量作為處理組和對(duì)照組的匹配依據(jù)，對(duì)處理組樣本進(jìn)行匹配，來尋找合適的對(duì)照組。然后計(jì)算不同樣本的傾向得分，將與處理組傾向得分最相近的企業(yè)樣本作為對(duì)照組。由于在估計(jì)ATT效應(yīng)前需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，以確保處理組和對(duì)照組之間沒有系統(tǒng)性的差異，據(jù)此本文先匯報(bào)平衡性檢驗(yàn)的結(jié)果，具體如下表7所示。

觀察表7結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，各變量匹配之后的相伴概率均大于10%，這意味著匹配后的樣本均無法拒絕處理組與對(duì)照組之間不存在差異的原假設(shè)，表明本文匹配結(jié)果較為理想。同時(shí)，Rosenbaum and Rubin(1985)指出匹配后樣本的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值如果小于20%，則匹配結(jié)果比較完美，本文所有匹配后樣本的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值均小于5%，進(jìn)一步表明本文匹配結(jié)果是合理的。此外，我們還繪制了對(duì)照組與處理組匹配后傾向得分的核密度圖，以證明匹配結(jié)果符合平衡性檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)，具體如下圖3所示。觀察圖3結(jié)果可知，處理組與對(duì)照組傾向得分的概率分布形狀幾乎相同，這表明對(duì)照組與處理組之間的傾向得分十分接近，再次表明本文匹配結(jié)果較為理想。綜上，本文樣本匹配的結(jié)果滿足平衡性檢驗(yàn)。

圖3 散點(diǎn)擬合圖

表7 平衡性檢驗(yàn)

圖3 處理組和對(duì)照組的傾向得分核密度圖

在完成處理組與對(duì)照組的樣本匹配后，我們需要進(jìn)一步通過PSM分析的方法來計(jì)算處理組與對(duì)照組之間的ATT數(shù)值，以此辨別醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的真實(shí)作用，具體結(jié)果匯報(bào)于下表8之中。根據(jù)結(jié)果可以得知，在進(jìn)行匹配之前，存在醫(yī)療支出的企業(yè)(處理組)出口均值為1.1342，不存在醫(yī)療支出的企業(yè)(對(duì)照組)出口均值為0.5852，前者比后者在出口上平均高出0.5490，即樣本匹配前的ATT值為0.5490，并且該結(jié)果在1%的檢驗(yàn)水平上顯著。在進(jìn)行匹配之后，可以發(fā)現(xiàn)處理組企業(yè)比對(duì)照組企業(yè)的平均出口水平高出0.3057，即樣本匹配后的ATT值為0.3057，并且處理組與對(duì)照組的差異在1%檢驗(yàn)水平上仍然保持顯著，這表明通過PSM分析控制自選擇偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用是真實(shí)存在的。

表8 ATT效應(yīng)結(jié)果

(四)安慰劑檢驗(yàn)

本文研究需要關(guān)注的另一個(gè)內(nèi)生性問題來源于潛在的遺漏變量，雖然我們采用了多種方式對(duì)醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，但仍可能無法徹底排除其他非觀測(cè)的、隨時(shí)間變化的因素對(duì)企業(yè)出口的作用。在處理該內(nèi)生性問題上，本文采用安慰劑檢驗(yàn)的方式對(duì)醫(yī)療支出與企業(yè)出口之間的因果效應(yīng)進(jìn)行真實(shí)辨別，安慰劑檢驗(yàn)?zāi)軌蜉^大程度排除重要遺漏變量影響的邏輯在于：若企業(yè)出口水平的增加的確是源于企業(yè)醫(yī)療支出的提高，而不是來自于其他遺漏或非觀測(cè)變量的影響，那么只有當(dāng)企業(yè)真實(shí)發(fā)生既定規(guī)模的醫(yī)療支出后，企業(yè)相應(yīng)的出口才會(huì)出現(xiàn)增長。這為我們通過安慰劑方式檢驗(yàn)遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題提供了一個(gè)有效的思路，若我們并不改變每個(gè)企業(yè)具體的醫(yī)療支出規(guī)模，但是隨意打亂醫(yī)療支出規(guī)模與不同企業(yè)之間的匹配關(guān)系，由此構(gòu)造出不同企業(yè)偽醫(yī)療支出的指標(biāo)，然后基于該偽醫(yī)療支出指標(biāo)，對(duì)醫(yī)療支出與企業(yè)出口之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，若此時(shí)安慰劑檢驗(yàn)下的結(jié)果不顯著，則表明醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用不是因?yàn)檫z漏或非觀測(cè)的變量所導(dǎo)致的，而是來源于企業(yè)真實(shí)的醫(yī)療支出行為，因此安慰劑檢驗(yàn)可以較為準(zhǔn)確地識(shí)別出變量之間的因果關(guān)系，排除潛在遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。

根據(jù)上述設(shè)定思路，本文依照基準(zhǔn)回歸模型進(jìn)行了1000次醫(yī)療支出隨機(jī)匹配的安慰劑實(shí)驗(yàn)，記錄下每次回歸結(jié)果中醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口作用的系數(shù)大小，最終匯總后繪制出估計(jì)系數(shù)的核密度圖，具體如下圖4所示。其中，垂線代表估計(jì)系數(shù)的均值位置。仔細(xì)觀察下圖結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，與本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果中表2第(4)列的回歸系數(shù)β大小(0.2185)相比而言，1000次安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果顯示估計(jì)系數(shù)β以0為中心進(jìn)行分布，且該回歸系數(shù)β的均值為-0.0005，十分接近于0，這明顯與真實(shí)的β回歸數(shù)值相差較遠(yuǎn)。因此，安慰劑檢驗(yàn)下的結(jié)果表明，醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用是來自于企業(yè)真實(shí)的醫(yī)療支出行為，而不是因?yàn)檫z漏變量導(dǎo)致的偽增長結(jié)果，因此在有效解決遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，本文較好證明了醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用是穩(wěn)健的。

圖4 安慰劑檢驗(yàn)下估計(jì)系數(shù)的核密度圖

(五)雙向因果的內(nèi)生性問題考慮

本文還可能存在由于雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，因?yàn)榭紤]到出口越多的企業(yè)可能具有更高的醫(yī)療費(fèi)用開支，這將造成回歸結(jié)論存在內(nèi)生性，進(jìn)而對(duì)醫(yī)療支出與企業(yè)出口之間的真實(shí)關(guān)系產(chǎn)生干擾，導(dǎo)致回歸估計(jì)系數(shù)產(chǎn)生偏差。在解決雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題上，工具變量回歸是一個(gè)常用的方式，因此我們首先需要選擇合適的工具變量。在工具變量選取上，本文以企業(yè)所在地區(qū)海拔高度和地形坡度這兩個(gè)指標(biāo)分別作為回歸方程中的工具變量(IV)，由于上述工具變量是城市層面的指標(biāo)，我們以地區(qū)人口密度占比作為權(quán)重，將上述指標(biāo)加總至省份層面，然后作為工具變量進(jìn)行回歸分析。由于工具變量需符合相關(guān)性和外生性的要求，我們對(duì)此進(jìn)行進(jìn)一步解釋。一方面，在工具變量的相關(guān)性條件上。海拔高度越高或者地形坡度越陡峭的地方，人口聚集密度較少變化，企業(yè)在當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)已經(jīng)形成了固定規(guī)模的勞動(dòng)力需求，勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)基本定型，對(duì)勞動(dòng)力要素的議價(jià)能力更強(qiáng)，因此更能控制醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用的開支，具有更強(qiáng)的逃稅傾向，這將導(dǎo)致企業(yè)醫(yī)療支出總規(guī)模更低，這意味著海拔和坡度等地理因素與企業(yè)醫(yī)療支出之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。另一方面，在工具變量的外生性條件上。我們很難說上述由自然環(huán)境決定的地理因素與企業(yè)出口之間存在相關(guān)關(guān)系，尤其不存在企業(yè)當(dāng)期出口能夠直接影響上述地理因素的直觀邏輯，這意味著本文選取的變量符合工具變量的外生性要求。綜上，海拔高度和地形坡度滿足工具變量的兩個(gè)基本條件，因此可以作為本文回歸中的工具變量。此外，在計(jì)算城市海拔高度和地形坡度指標(biāo)方面，本文基于數(shù)字高程數(shù)據(jù)，采用地理信息系統(tǒng)技術(shù)(GIS技術(shù))，通過窗口分析的方法，提取各個(gè)城市的地形坡度和海拔高度數(shù)據(jù)。

同時(shí)，由于本文基準(zhǔn)估計(jì)模型是基于PPML模型，所以應(yīng)選擇泊松回歸模型下的內(nèi)生性處理方式，而泊松模型內(nèi)生性處理上可以采用控制函數(shù)法(Control Function)來判別外生工具變量的選取是否恰當(dāng)，以及回歸方程中的內(nèi)生性問題是否得到有效解決(Wooldridge，2010；Mullahy，1997)。具體而言，控制函數(shù)法需要進(jìn)行兩階段的估計(jì)，具體涉及以下兩個(gè)方程：

y1i=exp(αy2i+βxi+εi)

(3)

y2i=γzi+δxi+vi

(4)

其中，y1i為泊松回歸方程中的被解釋變量；y2i為內(nèi)生的核心解釋變量；xi為控制變量；zi為外生的工具變量；εi和vi表示殘差。將式(4)代入式(3)可得：

(5)

其中，y2i’表示回歸方程對(duì)y2i的擬合值。進(jìn)一步，εi可以表示為：

εi=ηvi+ei

(6)

其中，ei表示新的殘差項(xiàng)。將上式代入式(4)后，進(jìn)一步整理可得：

(7)

對(duì)于上式而言，若控制函數(shù)法下回歸結(jié)果中的系數(shù)ρ顯著不為零，則表明工具變量選取較為合適，同時(shí)意味著核心解釋變量y2i導(dǎo)致的內(nèi)生性已被有效控制，此時(shí)回歸中核心解釋變量的系數(shù)α是無偏一致的(Wooldridge，2010)。

根據(jù)上述控制函數(shù)法的思路，本文匯報(bào)了兩階段下計(jì)量回歸的估計(jì)結(jié)果，具體如下表9所示。其中，第(1)列和第(2)列是以海拔高度作為工具變量的回歸結(jié)果；第(3)列和第(4)列是以地形坡度作為工具變量的回歸結(jié)果。首先，第(1)列回歸結(jié)果僅匯報(bào)了企業(yè)醫(yī)療支出的作用，根據(jù)該列第一階段的回歸結(jié)果可知，工具變量IV的系數(shù)顯著為負(fù)，這較好證明了本文在工具變量選取時(shí)的相關(guān)理論邏輯；同時(shí)，第二階段基本回歸結(jié)果顯示，醫(yī)療支出的系數(shù)顯著為正，且變量v也具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，表明工具變量符合外生性的設(shè)定且較為合適(Wooldridge，2010)，初步證明了通過控制函數(shù)法解決內(nèi)生性問題后，醫(yī)療支出顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口發(fā)展。進(jìn)一步，第(2)列回歸結(jié)果在此基礎(chǔ)上加入了其他控制變量，分析該列第一階段回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，工具變量IV的系數(shù)依然顯著為負(fù)，說明海拔高度與企業(yè)醫(yī)療支出之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；同時(shí)，第二階段的回歸結(jié)果表明，在控制了非觀測(cè)的年份固定效應(yīng)、省份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和其他可能影響因素后，醫(yī)療支出的系數(shù)為正，且通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)，表明隨著企業(yè)醫(yī)療支出水平的增長，企業(yè)相應(yīng)的出口規(guī)模呈現(xiàn)出遞增的趨勢(shì)，并且此時(shí)變量v依然保持著負(fù)顯著性，因此較好證明了在利用控制函數(shù)法解決回歸結(jié)果中潛在的內(nèi)生性問題后，企業(yè)醫(yī)療支出產(chǎn)生的出口促進(jìn)作用穩(wěn)健存在。同理，根據(jù)表9第(3)列和第(4)列回歸結(jié)果可以得出類似結(jié)論，對(duì)此不再贅述。

此外，為了進(jìn)一步提高本文控制函數(shù)法回歸結(jié)果的可信度，以及本文工具變量選取的合理性，我們還將歷年各地區(qū)政策規(guī)定的醫(yī)療保險(xiǎn)繳納比例作為本文企業(yè)醫(yī)療支出的工具變量，這是出于不同地區(qū)政策規(guī)定的醫(yī)療保險(xiǎn)繳納程度存在一定差異的客觀事實(shí)，例如，例如南京、蘇州、杭州等地區(qū)的繳費(fèi)總比例一般在26%以上，而珠海、惠州、中山在養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)上的繳納總比例低于20.5%(封進(jìn)，2013)。我們?nèi)菀椎弥?，政策?guī)定的醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用繳納比例肯定與企業(yè)醫(yī)療支出具有正相關(guān)，但政策一般具有較強(qiáng)的外生性，因此我們可以將歷年各地區(qū)政策規(guī)定的醫(yī)療保險(xiǎn)繳納比例作為本文企業(yè)醫(yī)療支出的工具變量。在工具變量指標(biāo)構(gòu)造上，我們按照前文的方式將其加權(quán)至省份層面。對(duì)此，我們搜集各地人力資源與社會(huì)保障局發(fā)布的政策文件，構(gòu)造醫(yī)療保險(xiǎn)政策繳納比例這一IV，并采用控制函數(shù)法重新進(jìn)行內(nèi)生性分析，具體結(jié)果如下表9第(5)列所示。觀察下列結(jié)果可以得知，第一階段的回歸結(jié)果顯示工具變量IV的系數(shù)顯著為正，表明政策規(guī)定的醫(yī)療保險(xiǎn)繳納比例與企業(yè)醫(yī)療支出之間存在明顯的正向關(guān)系；同時(shí)，第二階段中醫(yī)療支出的系數(shù)顯著為正，且變量v也具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，表明工具變量符合外生性的設(shè)定且較為合適(Wooldridge，2010)，較好證明了通過控制函數(shù)法解決內(nèi)生性問題后，醫(yī)療支出推動(dòng)了企業(yè)出口擴(kuò)張。綜上，本文通過控制函數(shù)法的計(jì)量回歸方式(Wooldridge，2010；Mullahy，1997)，有效證明了在解決雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，醫(yī)療支出是提高企業(yè)出口的重要因素，這為醫(yī)療支出促進(jìn)企業(yè)出口發(fā)展，尤其是中小微企業(yè)出口發(fā)展提供了有力的證據(jù)。

表9 控制函數(shù)法下的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

全球公共衛(wèi)生緊急事件的爆發(fā)，使各國對(duì)外貿(mào)易開展遭受層層阻礙，衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)成為重構(gòu)各國出口貿(mào)易發(fā)展的必經(jīng)之路?；诖?，本文從醫(yī)療支出的視角出發(fā)，以醫(yī)療支出影響企業(yè)健康人力資本，進(jìn)而提高企業(yè)出口規(guī)模為主要邏輯，就醫(yī)療支出與企業(yè)出口之間的關(guān)系展開系統(tǒng)分析，最終得到了以下幾方面的發(fā)現(xiàn)：其一，在數(shù)據(jù)事實(shí)特征提煉中，本文發(fā)現(xiàn)大中小微企業(yè)均存在著明顯的醫(yī)保逃稅現(xiàn)象，但相比于大企業(yè)而言，中小微企業(yè)的逃稅問題更為嚴(yán)峻，醫(yī)保實(shí)繳率更低，這也與已有文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)相契合。其二，醫(yī)療支出發(fā)展能夠產(chǎn)生明顯的出口促進(jìn)效應(yīng)，改善企業(yè)的出口規(guī)模，但這一作用就不同樣本分類存在著異質(zhì)性，由于不同地域、不同企業(yè)類型使得企業(yè)在避稅逃稅上的動(dòng)機(jī)存在差異，因此相對(duì)于中小微企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)、勞動(dòng)密集型企業(yè)、非股份有限公司而言，醫(yī)療支出對(duì)大企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)、資本密集型企業(yè)和股份有限公司的出口促進(jìn)作用更大。其三，本文進(jìn)一步對(duì)醫(yī)療支出影響企業(yè)出口的機(jī)制展開分析，根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)健康人力資本的界定，我們從人口死亡率、兒童重度營養(yǎng)不良率、家庭衛(wèi)生知識(shí)服務(wù)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療人次這四個(gè)方面進(jìn)行健康人力資本的檢驗(yàn)，結(jié)果表明醫(yī)療支出能夠顯著改善企業(yè)這幾個(gè)方面擁有的健康人力資本。其四，本文對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)論的穩(wěn)健性展開詳細(xì)分析，在考慮計(jì)量模型設(shè)定、行業(yè)樣本選取、城市經(jīng)濟(jì)體量和發(fā)展政策、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境沖擊、企業(yè)醫(yī)療支出構(gòu)成等方面后，本文基本面的核心結(jié)論并未發(fā)生明顯變化。其五，在內(nèi)生性問題處理上，本文通過PSM分析、安慰劑檢驗(yàn)、控制函數(shù)法的方式解決自選擇偏誤、遺漏變量和雙向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，醫(yī)療支出對(duì)企業(yè)出口的促進(jìn)作用穩(wěn)健存在。由此可見，醫(yī)療支出是影響企業(yè)出口發(fā)展的一個(gè)重要因素，尤其對(duì)健康人力資本積累薄弱的中小微企業(yè)而言更為關(guān)鍵。

根據(jù)本文上述的研究發(fā)現(xiàn)，我們?cè)谡咭晟咸岢鲆韵聨c(diǎn)政策建議：首先，倡導(dǎo)企業(yè)落實(shí)員工的醫(yī)療保障服務(wù)，構(gòu)建企業(yè)潛在的健康人力資本優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)出口貿(mào)易新增長。醫(yī)療支出是企業(yè)在工作環(huán)境中構(gòu)筑的健康屏障，用以防范未來勞動(dòng)力因健康損傷導(dǎo)致的停工停產(chǎn)的一種人力資本投資。從微觀層面上講，醫(yī)療支出和醫(yī)療保障服務(wù)是影響企業(yè)健康人力資本形成的基礎(chǔ)；從宏觀層面講，醫(yī)療支出和醫(yī)療保障服務(wù)是應(yīng)對(duì)公共衛(wèi)生突發(fā)事件，維護(hù)民生健康水平，提高民生福祉的一個(gè)有效措施，因此相關(guān)部門應(yīng)該督促企業(yè)開展日常醫(yī)療服務(wù)宣講活動(dòng)，提高員工醫(yī)療保障覆蓋范圍，對(duì)不積極落實(shí)的企業(yè)進(jìn)行適當(dāng)處罰，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)健康人力資本的累積，提高我國出口企業(yè)人力資本的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，最終助力企業(yè)出口發(fā)展。其次，關(guān)注中小微企業(yè)在醫(yī)療支出和醫(yī)療保障服務(wù)落實(shí)上的痛點(diǎn)和難點(diǎn)。由于中小微企業(yè)具有明顯“五六七八九”的經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征，已然成為我國未來經(jīng)濟(jì)增長和建設(shè)中國特色社會(huì)主義國家的主力軍，但中小微企業(yè)由于初創(chuàng)發(fā)展和資金周轉(zhuǎn)困難等問題，很難全面落實(shí)企業(yè)為員工提供的醫(yī)療保障服務(wù)，表現(xiàn)為中小微企業(yè)存在大量的避稅和逃稅現(xiàn)象，這無疑將影響我國未來整體健康人力資本的累積速度和累積質(zhì)量，阻礙我國對(duì)外貿(mào)易發(fā)展優(yōu)勢(shì)的形成，乃至整個(gè)經(jīng)濟(jì)的長遠(yuǎn)增長，因此政策指導(dǎo)部門可以出臺(tái)對(duì)中小微企業(yè)醫(yī)療保障支出的扶持政策，針對(duì)中小微企業(yè)特殊的經(jīng)濟(jì)性質(zhì)，采用“精準(zhǔn)滴灌”的政策實(shí)施路徑，適當(dāng)降低中小微企業(yè)在員工醫(yī)療保障支出上承擔(dān)的力度，使企業(yè)先累積基礎(chǔ)的健康人力資本優(yōu)勢(shì)，再分階段調(diào)整該類企業(yè)未來承擔(dān)的醫(yī)療支出份額，真正落實(shí)“扎根企業(yè)痛點(diǎn)來源，解決企業(yè)難點(diǎn)問題”的服務(wù)理念。再次，擴(kuò)大企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)的優(yōu)惠力度。醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用若過高，很容易降低企業(yè)為員工足額繳納保險(xiǎn)費(fèi)用的積極性，還會(huì)導(dǎo)致大量企業(yè)出現(xiàn)逃避保險(xiǎn)繳費(fèi)的現(xiàn)象，這將不利于企業(yè)在內(nèi)部形成有效的健康人力資本規(guī)模，進(jìn)而抑制了企業(yè)的出口發(fā)展。相關(guān)政策部門應(yīng)給予企業(yè)一定額度的醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)優(yōu)惠，提高企業(yè)在繳費(fèi)行為上的積極性，最終促進(jìn)企業(yè)完善內(nèi)部的健康人力資本規(guī)模，提高企業(yè)出口的潛在競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。最后，加強(qiáng)醫(yī)療服務(wù)人才的隊(duì)伍組建速度。在新的時(shí)代背景下，醫(yī)療服務(wù)人才是應(yīng)對(duì)現(xiàn)階段全球疫情和未來民生健康的根本，一個(gè)國家能否迅速從衛(wèi)生突發(fā)事件中重新站起，實(shí)施有效的衛(wèi)生突發(fā)事件應(yīng)對(duì)措施，成為了這個(gè)國家未來經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展和扭轉(zhuǎn)全球經(jīng)濟(jì)劣勢(shì)地位的關(guān)鍵條件，這一過程就需要大量的醫(yī)療服務(wù)人才，因此相關(guān)政府部門可以出臺(tái)醫(yī)療人才培養(yǎng)獎(jiǎng)勵(lì)方案，擴(kuò)大衛(wèi)生醫(yī)療相關(guān)專業(yè)的招生力度，積極引導(dǎo)市場(chǎng)資源向醫(yī)療人才分流，構(gòu)建未來五年或者十年的人才隊(duì)伍蓄水池，以此服務(wù)整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)，進(jìn)而提高我國整體的健康人力資本質(zhì)量，這將為我國實(shí)現(xiàn)對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放新格局，推動(dòng)出口貿(mào)易長遠(yuǎn)發(fā)展提供別具一格的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。