卫生总费用对医药制造业增长的影响

时间：2021年07月28日分类：医学论文次数：

摘要：我国卫生总费用筹资来源一般由政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出三部分构成。文章利用20112018年中国省级面板数据，构建空间杜宾模型及中介效应模型，以产业集聚为中介效应，探究政府、社会、个人卫生支出对医药制造业产值的影响。研究发现：

　　摘要：我国卫生总费用筹资来源一般由政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出三部分构成。文章利用2011—2018年中国省级面板数据，构建空间杜宾模型及中介效应模型，以产业集聚为中介效应，探究政府、社会、个人卫生支出对医药制造业产值的影响。研究发现：政府卫生支出对邻近地区医药制造业产值有显著正效应，主要是通过促进邻近地区医药制造业产业集聚从而推动其医药制造业产值增长。社会卫生支出对本地医药制造业产值和产业集聚都具有显著的促进作用，而对邻近地区均表现出一定的负向空间溢出效应，但社会卫生支出对医药制造业产值的影响同样在一定程度上依托医药制造业产业集聚这一中介变量。个人卫生支出对邻近地区的医药制造业产值表现出直接的促进作用，而对医药制造业产业集聚无显著影响。

　　关键词：卫生总费用;医药制造业;空间杜宾模型;中介效应

医药卫生

　　0引言

　　产业集聚作为产业经济发展在地理空间上的首要表现特征，也是产业规模发展最为明显的表现形式之一，如我国部分地区兴起的“张江药谷”“济南药谷”“京南药谷”等就是典型的医药制造业产业集聚现象。现阶段，国内外学者对产业集聚进行测度的方法主要包括行业集中度、赫芬达尔-赫希曼指数、区位熵、空间基尼系数、E-G指数等[1]。关于产业集聚对制造业增长影响的研究，其结论主要体现在产业集聚的规模效应与拥挤效应两个方面。

　　在产业集聚形成和成长阶段，集聚程度的提高有利于发挥规模效应，通过吸引大量的资本和劳动力流入集群地区，从而降低生产要素成本，推动制造业增长[2,3];当产业集聚水平超过一定程度时，随着产业集聚程度加大，容易造成“企业扎堆”、资源错配与企业恶性竞争，从而抑制制造业增长[4—6]。由于我国医药制造业的发展起步较晚，目前鲜有关于产业集聚对医药制造业增长影响的研究。有鉴于此，本文利用2011—2018年中国省级面板数据，构建空间杜宾模型及中介效应模型，以产业集聚为中介效应，探究政府、社会、个人卫生支出对医药制造业产值的影响。

　　1研究设计

　　1.1空间计量模型的构建

　　全国医药制造业医药制品的最终消费由政府购买、社会购买、个人购买和出口四部分组成，令Y为医药制造业产值，G代表政府购买，S代表社会购买，P代表个人购买，EX代表出口，则有：Y=G+S+P+EX(1)由于政府卫生支出(GH)、社会卫生支出(SH)、个人卫生支出(PH)并非都用于购买医药制品，其中还包括医疗服务、仓储物流成本、人员管理经费等，所以假设政府、社会、个人卫生支出用于购买医药制品的比例分别为γ1、γ2、γ3，则有：Y=γ1GH+γ2SH+γ3PH+EX(2)假定各省政府、社会、个人卫生支出用于购买本省医药制品的比例相同，分别为λ1、λ2、λ3，购买省外其他各省份医药制品的数量依赖于空间相关系数ρ和空间权重矩阵W，W对角线的元素都为0，则有：Yi=γ1λ1GHi+γ1(1-λ1)ρw′iGH+γ2λ2SHi+γ2(1-λ2)ρw′iSH+γ3λ3PHi+γ3(1-λ3)ρw′iPH+EXi+εi(3)其中，Yi代表i省份医药制造业产值，并假定误差项εi服从均值为0、方差为σ2的正态分布，即εi~N(0σ2)。w′i为空间权重矩阵W的第i行，w′iGH=åj=1nwijGHj，w′iSH=åj=1nwijSHj，w′iPH=åj=1nwijPHj。纳入时间变量并通过整理可表述为：Yit=α1GHit+α2SHit+α3PHit+α4w′iGHt+α5w′iSHt+α6w′iPHt+EXit+εit(4)其中，α1、α2、α3分别表示i省份政府、社会和个人卫生支出对本省医药制造业产值的贡献率，α4、α5、α6表示除i以外其他省份的政府、社会和个人卫生支出对i省份医药制造业产值的贡献率，εit~N(0σ2I)。

　　为了研究政府、社会、个人卫生支出的变化对医药制造业产值的影响，将式(4)的变量都做取对数处理，得到以下表达式：lnYit=β0+β1lnGHit+β2lnSHit+β3lnPHit+β4w′ilnGHt+β5w′ilnSHt+β6w′ilnPHt+β7lnEXit+εit(5)其中，β1、β2、β3分别代表本省的政府、社会、个人卫生支出对该区域医药制造业产值的支出弹性，β4、β5、β6分别代表除i以外其他省份的政府、社会、个人卫生支出对该区域医药制造业产值的支出弹性。为了消除因区域人口带来的绝对优势，研究人均政府卫生支出(pgh)、人均社会卫生支出(psh)、人均个人卫生支出(pph)对区域医药制造业人均产值的影响。

　　在此引入各区域年末人口数量(pop)，对各变量做如下变换：ln(Yitpopit*popit)=lnpyit+lnpopit(6)而各地区人口数量(pop)并非本文重点研究的关键变量，且可能造成不必要的共线性，故整理得出：lnpyit=β0+β1lnpghit+β2lnpshit+β3lnpphit+β4w′ilnpght+β5w′ilnpsht+β6w′ilnppht+β7lnpexit+εit(7)在空间计量模型中，目前国内外学者大多都采用莫兰指数进行空间相关性检验。莫兰指数能反映空间邻接或邻近的区域单元属性值的相似程度，Moran’sI的取值一般在-1~1，大于0表示存在空间正相关，小于0则代表区域间呈现空间负相关。本文采用Moran’sI对中国各省份医药制造业人均产值(py)的空间相关性进行检验。

　　在邻接和经济距离空间权重矩阵下，Moran’sI都在0.35以上，而且P值基本都通过了5%的显著性检验，说明中国31个省份的医药制造业人均产值在空间上存在显著正相关性和全局的空间依赖性。这也说明研究地区政府、社会、个人人均卫生支出对医药制造业人均产值的影响效应时同样需要将被解释变量的空间滞后效应纳入模型中，所以可将方程调整为：lnpyit=β0+ρw′ilnpyt+β1lnpghit+β2lnpshit+β3lnpphit+β4w′ilnpght+β5w′ilnpsht+β6w′ilnppht+β7lnpexit+εit(8)1.2变量选取与数据来源参考已有文献，本文选取如下变量：

　　(1)被解释变量。医药制造业人均产值(py),用各地区的医药制造业产值除以同年该地区的年末人口数表示，由于数据的可获取性，本文用医药制造业的主营业务收入代替其产值。

　　(2)核心解释变量。人均政府卫生支出(pgh)、人均社会卫生支出(psh)、人均个人卫生支出(pph)，均用各地区当年的政府、社会、个人卫生实际支出除以同年该地年末人口数表示。

　　(3)控制变量。医药制造业人均出口交货值(pex)，用各地区医药制造业出口交货值除以同年该地区年末人口数来衡量。本文采用邻接矩阵和经济距离矩阵作为空间计量模型的空间权重矩阵。其中邻接矩阵是在0-1矩阵基础上得来的，根据两地区是否相邻来设置，相邻就用“1”表示，不相邻则用“0”来表示，主对角元素均为“0”;经济距离矩阵的构建参考林光平等(2005)[7]的研究，基于地理相邻关系的0-1权重矩阵，即邻接矩阵W，引入地区人均GDP的差额测度各地区间的“经济距离”，构成经济空间权重矩阵：W*=W*E(9)其中，矩阵E的主对角元素均为“0”，非主对角元素Eij=1|Y|ˉi-Yˉj(i¹j)。

　　本文相关数据均来自2011—2020年公布的《中国高技术产业统计年鉴》《中国卫生健康统计年鉴》《中国统计年鉴》以及各省市统计年鉴。由于各地区卫生总费用的统计数据的滞后性，2020年发布的《中国卫生健康统计年鉴》中各地区的政府、社会和个人卫生支出只统计到了2018年，故本文最终利用我国31个省份(不含港澳台)2011—2018年的面板数据进行研究，对个别缺失值均采用拉格朗日插值法进行了补充，对于控制变量医药制造业出口2017年与2018年数据的缺失均采用二次指数平滑法进行了补充，各价值变量均以2011年为基期，以相应的指数进行平减至2011年的物价水平。

　　2估计结果

　　通过对政府、社会、个人卫生支出影响医药制造业增长的空间面板计量模型的构建，最终对式(8)进行参数估计。结果显示，在邻接和经济距离空间权重矩阵下，赤池准则(AIC)、对数似然值(LogL)和R2的结果均一致表明固定效应比随机效应更适合该模型的空间计量估计。再者，在这两种空间权重矩阵下进行的Wald和LR检验，结果均通过了1%的显著性检验，一致表明式(8)的空间杜宾模型(SDM)不会弱化为空间滞后(SLM)和空间误差(SEM)模型。

　　在以邻接和经济距离为空间权重矩阵的固定效应模型下，人均社会卫生支出对本地的医药制造业增长表现出十分明显的正向促进作用，具体表现为人均社会卫生支出每增加1%，本地的医药制造业产值分别随之增加0.632%和0.6292%。人均政府卫生支出空间滞后项对医药制造业增长表现出显著的正向空间溢出效应，而人均社会卫生支出空间滞后项表现出负向空间抑制效应，人均个人卫生支出空间滞后项表现出正向空间溢出效应，说明政府卫生支出和个人卫生支出对邻近地区的医药制造业增长均表现出不同程度的正向促进作用，而社会卫生支出对邻近地区的医药制造业增长则表现出负向的抑制作用。医药制品的出口对本地的医药制造业增长具有显著的促进作用。

　　3中介效应分析

　　3.1中介效应模型的构建

　　为探究医药制造业产业集聚(LQ)作为中介变量在政府、社会、个人卫生支出影响医药制造业增长中的中介效应。为政府、社会、个人人均卫生支出对医药制造业人均产值的影响;模型2为政府、社会、个人人均卫生支出对医药制造业产业集聚水平的影响;模型3是在模型1的基础上新增了医药制造业产业集聚水平这一中介变量而得。所以βn(n=126)和λn(n=12，6)分别代表了卫生支出及其空间滞后项对医药制造业增长的总效应和直接效应，γn´δ1(n=126)表示通过医药制造业产业集聚水平传导的中介效应。同时参照温忠麟等(2004)[9]提出的较为可靠和完整的中介效应检验流程，以确定模型变量影响之间是否存在的中介效应。

　　3.2相关变量说明

　　(1)中介变量。医药制造业产业集聚水平(LQ)，本文采用了应用最为广泛的区位熵指数来测度各地区的医药制造业产业集聚水平，以衡量某个区域医药制造业的劳动力或产值占比份额与全国医药制造业占比份额之比。

　　3.3实证研究结果

　　通过对模型2与模型3进行参数估计，结果显示，在邻接和经济距离空间权重矩阵下，通过对比模型估计的赤池准则(AIC)、对数似然值(LogL)和R2，这两个模型均一致选择了固定效应。通过Wald检验和LR检验，分别拒绝了空间杜宾模型可以简化为空间滞后模型和空间误差模型的原假设。

　　人均社会卫生支出对本地医药制造业产业集聚水平具有明显的正向促进作用，具体表现为人均社会卫生支出每增加1%，本地区医药制造业产业集聚水平分别增加0.2207%、0.2297%，而对邻近地区的医药制造业产业集聚水平呈现显著的负向影响，且该负向空间溢出效应要大于对本地区的正向直接促进效应。而在邻接空间权重和经济距离空间权重矩阵下，人均个人卫生支出对本地及周边医药制造业产业集聚水平的影响均不显著。

　　模型3在模型1的基础上新增了医药制造业产业集聚水平这一中介变量，且在邻接和经济距离空间权重矩阵下都显示出产业集聚水平对本地区的医药制造业增长具有明显的正向促进作用，并都通过了1%的显著性检验。而模型2已表明人均社会卫生支出、人均政府卫生支出空间滞后项与人均社会卫生支出空间滞后项这三个变量对医药制造业产业集聚水平这一中介变量有显著影响，而人均个人卫生支出空间滞后项对医药制造业产业集聚水平无显著影响。然而对比模型1和模型3，在邻接和经济距离空间权重矩阵下，人均政府卫生支出空间滞后项与人均社会卫生支出空间滞后项这两个变量由于产业集聚水平这一中介变量的加入，导致对医药制造业增长的影响程度都明显降低，且系数变的不显著。

　　根据温忠麟(2004)[9]研究中对中介效应检验流程的解释，可知医药制造业产业集聚水平在人均政府卫生支出空间滞后项与人均社会卫生支出空间滞后项影响医药制造业增长中存在完全中介效应。同样，在邻接空间权重矩阵下，医药制造业产业集聚水平在人均社会卫生支出对本地医药制造业增长的影响中存在完全中介效应，而在经济距离空间权重矩阵下，模型3中本地区的人均社会卫生支出的系数显著，但较小于模型1中系数，故依然存在部分中介效应。

　　因模型2中人均个人卫生支出空间滞后项对医药制造业产业集聚水平影响的系数并不显著，故人均个人卫生支出空间滞后项直接正向影响医药制造业人均产值，产业集聚水平在其中不具有中介效应，同时利用Sobel法①对人均个人卫生支出空间滞后项与产业集聚水平这一中介变量进行系数乘积的检验，结果显示在邻接和经济距离空间权重矩阵下均不能拒绝系数乘积为零的原假设，因此更为严格地验证了人均个人卫生支出空间滞后项影响医药制造业人均产值具有独立性。

　　3.4稳健性检验

　　本文使用医药制造业产值(主营业务收入)代替企业就业人员数测度医药制造业产业集聚水平，同时将一阶反地理距离矩阵替换邻接和经济距离空间权重矩阵，再次对式(10)中介效应探究的三大模型进行参数估计，以验证政府、社会、个人卫生支出对医药制造业增长的影响效应以及医药制造业产业集聚水平的中介效应，检验结果与前文一致，从而进一步验证了上文结果的稳健性。

　　4结论

　　本文运用2011—2018年31个省份的面板数据以及邻接、经济距离两种空间权重矩阵，采用空间计量模型以及中介效应模型探究政府、社会、个人卫生支出对医药制造业增长的影响，得到如下主要结论：

　　(1)政府卫生支出对医药制造业增长以及产业集聚水平都具有显著的促进作用，主要表现为其空间溢出效应，但作用路径不尽相同，政府卫生支出通过促进邻近地区的医药制造业产业集聚水平，而产业集聚水平又对医药制造业增长具有显著的正向促进作用，从而表现出政府卫生支出对邻近地区医药制造业增长具有正向促进作用。究其原因，可能是由于政府卫生支出的作用主要体现在政策效应方面，即对医药制造业的产业扶持上，通过相关政策鼓励医药制造业不断扩大生产规模，而近年来物流系统的发达使得跨区域购买商品更为便利，贸易往来不断扩张，包括政府医保清单所需医药制品的贸易，政府购买不再据本省产业而垒筑高墙，而是集各省或周边区域企业产品之优势，按需购买，按质购买，同时医药制造企业扩大生产规模后，其工厂的选址并不仅仅依赖于单一的当地政府扶持，而是更多地考虑邻接省份的政府扶持力度与贸易需求，最后导致政府卫生支出促进邻近地区医药制造业产业集聚水平的提高进而促进其产业增长。

　　(2)社会卫生支出对本地医药制造业增长与产业集聚水平都具有显著的促进作用，而对邻接地区的空间溢出效应均表现出一定的负向影响。与政府卫生支出作用路径相同，社会卫生支出通过抑制邻近地区的医药制造业产业集聚水平，从而抑制邻近地区医药制造业增长。对于本地医药制造业，社会卫生支出能直接促进其产值增长，同时也能借助医药制造业产业集聚水平这一中介变量，间接促进本地区医药制造业增长。

　　由社会卫生支出的结构可知，社会卫生支出的主体都是企业购买、乡村购买、个人办医购买，具有高频次、小体量的特性，所以普遍都会选择本省甚至是本市的医药制造商购买，所以社会卫生支出的购买需求会直接吸引本地区医药制造业产业集聚，从而在一定程度上直接或间接地同时促进本地区医药制造业增长。至于对邻近地区的医药制造业产业集聚水平和产值增长有一定的负向溢出影响，可能是社会卫生支出促进本地区医药制造业产业集聚水平是在吸收了周边地区医药制造企业人力资本的基础上形成的，而高技术产业人才或劳动力的流失会直接导致产业集聚水平的降低，进而对其产出具有负向影响。

　　(3)个人卫生支出对本地及邻近地区的医药制造业产业集聚水平均无显著影响，并对本地医药制造业增长也未表现出明显的促进或抑制效应，而对邻近地区的医药制造业增长表现出不依赖于产业集聚水平这一中介变量的直接正向促进效应。由于我国各省的医保覆盖率不断接近100%，大部分日常用药以及高发病例的国内制药都纳入医保报销范围内，诊断医疗后仅个人支出的比例不断减少，并且近些年来网上购药已成为日常，个人卫生支出购买药品的厂商对象已向全国扩张，所以个人卫生支出对本地的医药制造业产业集聚和产业增长并无促进作用属于正常现象。

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　　然而2009—2015年，我国关于异地就医报销的指导意见陆续出台，但由于各省报销范围、比例等政策的不一致，直至2015年我国才开始全面实现省内异地就医即时报销，2017年全国开始推进医保信息联网，实现异地就医住院费用直接结算，所以在2017年以前，个人因患大病而寻求的更先进医疗技术及医药制品，在其他省份的大额医疗救治费用几乎是自行承担的，从而直接导致个人卫生支出对邻近地区的医药制造业增长具有直接的正向空间溢出效应。

　　参考文献：

　　[1]王欢芳,李密,宾厚.产业空间集聚水平测度的模型运用与比较[J].统计与决策,2018,(11).

　　[2]周兵,蒲勇健.一个基于产业集聚的西部经济增长实证分析[J].数量经济技术经济研究,2003,(8).

　　[3]朱黎明,刘彦志.我国流通产业集聚与流通产业产值增长关系检验[J].统计与决策,2015,(4).

　　[4]张妍,赵坚.产业集聚度视角下的开发区产业集群效率分析——以兰州新区为例[J].统计与决策,2020,(12).

　　[5]孙元元,张建清.中国制造业省际间资源配置效率演化:二元边际的视角[J].经济研究,2015,50(10).

　　[6]谢小平,汤萱,傅元海.高行政层级城市是否更有利于企业生产率的提升[J].世界经济,2017,40(6).

　　作者：陶春海，周浩

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