摘要：我國衛生總費用籌資來源一般由政府衛生支出、社會衛生支出和個人衛生支出三部分構成。文章利用2011—2018年中國省級面板數據，構建空間杜賓模型及中介效應模型，以產業集聚為中介效應，探究政府、社會、個人衛生支出對醫藥制造業產值的影響。研究發現：政府衛生支出對鄰近地區醫藥制造業產值有顯著正效應，主要是通過促進鄰近地區醫藥制造業產業集聚從而推動其醫藥制造業產值增長。社會衛生支出對本地醫藥制造業產值和產業集聚都具有顯著的促進作用，而對鄰近地區均表現出一定的負向空間溢出效應，但社會衛生支出對醫藥制造業產值的影響同樣在一定程度上依托醫藥制造業產業集聚這一中介變量。個人衛生支出對鄰近地區的醫藥制造業產值表現出直接的促進作用，而對醫藥制造業產業集聚無顯著影響。

　　關鍵詞：衛生總費用;醫藥制造業;空間杜賓模型;中介效應

　　0引言

　　產業集聚作為產業經濟發展在地理空間上的首要表現特征，也是產業規模發展最為明顯的表現形式之一，如我國部分地區興起的“張江藥谷”“濟南藥谷”“京南藥谷”等就是典型的醫藥制造業產業集聚現象。現階段，國內外學者對產業集聚進行測度的方法主要包括行業集中度、赫芬達爾-赫希曼指數、區位熵、空間基尼系數、E-G指數等[1]。關于產業集聚對制造業增長影響的研究，其結論主要體現在產業集聚的規模效應與擁擠效應兩個方面。

　　在產業集聚形成和成長階段，集聚程度的提高有利于發揮規模效應，通過吸引大量的資本和勞動力流入集群地區，從而降低生產要素成本，推動制造業增長[2,3];當產業集聚水平超過一定程度時，隨著產業集聚程度加大，容易造成“企業扎堆”、資源錯配與企業惡性競爭，從而抑制制造業增長[4—6]。由于我國醫藥制造業的發展起步較晚，目前鮮有關于產業集聚對醫藥制造業增長影響的研究。有鑒于此，本文利用2011—2018年中國省級面板數據，構建空間杜賓模型及中介效應模型，以產業集聚為中介效應，探究政府、社會、個人衛生支出對醫藥制造業產值的影響。

　　1研究設計

　　1.1空間計量模型的構建

　　全國醫藥制造業醫藥制品的最終消費由政府購買、社會購買、個人購買和出口四部分組成，令Y為醫藥制造業產值，G代表政府購買，S代表社會購買，P代表個人購買，EX代表出口，則有：Y=G+S+P+EX(1)由于政府衛生支出(GH)、社會衛生支出(SH)、個人衛生支出(PH)并非都用于購買醫藥制品，其中還包括醫療服務、倉儲物流成本、人員管理經費等，所以假設政府、社會、個人衛生支出用于購買醫藥制品的比例分別為γ1、γ2、γ3，則有：Y=γ1GH+γ2SH+γ3PH+EX(2)假定各省政府、社會、個人衛生支出用于購買本省醫藥制品的比例相同，分別為λ1、λ2、λ3，購買省外其他各省份醫藥制品的數量依賴于空間相關系數ρ和空間權重矩陣W，W對角線的元素都為0，則有：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省份醫藥制造業產值，并假定誤差項εi服從均值為0、方差為σ2的正態分布，即εi~N(0��σ2)。w′i為空間權重矩陣W的第i行，w′iGH=åj=1nwijGHj，w′iSH=åj=1nwijSHj，w′iPH=åj=1nwijPHj。納入時間變量并通過整理可表述為：Yit=α1GHit+α2SHit+α3PHit+α4w′iGHt+α5w′iSHt+α6w′iPHt+EXit+εit(4)其中，α1、α2、α3分別表示i省份政府、社會和個人衛生支出對本省醫藥制造業產值的貢獻率，α4、α5、α6表示除i以外其他省份的政府、社會和個人衛生支出對i省份醫藥制造業產值的貢獻率，εit~N(0��σ2I)。

　　為了研究政府、社會、個人衛生支出的變化對醫藥制造業產值的影響，將式(4)的變量都做取對數處理，得到以下表達式：lnYit=β0+β1lnGHit+β2lnSHit+β3lnPHit+β4w′ilnGHt+β5w′ilnSHt+β6w′ilnPHt+β7lnEXit+εit(5)其中，β1、β2、β3分別代表本省的政府、社會、個人衛生支出對該區域醫藥制造業產值的支出彈性，β4、β5、β6分別代表除i以外其他省份的政府、社會、個人衛生支出對該區域醫藥制造業產值的支出彈性。為了消除因區域人口帶來的絕對優勢，研究人均政府衛生支出(pgh)、人均社會衛生支出(psh)、人均個人衛生支出(pph)對區域醫藥制造業人均產值的影響。

　　在此引入各區域年末人口數量(pop)，對各變量做如下變換：ln(Yitpopit*popit)=lnpyit+lnpopit(6)而各地區人口數量(pop)并非本文重點研究的關鍵變量，且可能造成不必要的共線性，故整理得出：lnpyit=β0+β1lnpghit+β2lnpshit+β3lnpphit+β4w′ilnpght+β5w′ilnpsht+β6w′ilnppht+β7lnpexit+εit(7)在空間計量模型中，目前國內外學者大多都采用莫蘭指數進行空間相關性檢驗。莫蘭指數能反映空間鄰接或鄰近的區域單元屬性值的相似程度，Moran’sI的取值一般在-1~1，大于0表示存在空間正相關，小于0則代表區域間呈現空間負相關。本文采用Moran’sI對中國各省份醫藥制造業人均產值(py)的空間相關性進行檢驗。

　　在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下，Moran’sI都在0.35以上，而且P值基本都通過了5%的顯著性檢驗，說明中國31個省份的醫藥制造業人均產值在空間上存在顯著正相關性和全局的空間依賴性。這也說明研究地區政府、社會、個人人均衛生支出對醫藥制造業人均產值的影響效應時同樣需要將被解釋變量的空間滯后效應納入模型中，所以可將方程調整為：lnpyit=β0+ρw′ilnpyt+β1lnpghit+β2lnpshit+β3lnpphit+β4w′ilnpght+β5w′ilnpsht+β6w′ilnppht+β7lnpexit+εit(8)1.2變量選取與數據來源參考已有文獻，本文選取如下變量：

　　(1)被解釋變量。醫藥制造業人均產值(py),用各地區的醫藥制造業產值除以同年該地區的年末人口數表示，由于數據的可獲取性，本文用醫藥制造業的主營業務收入代替其產值。

　　(2)核心解釋變量。人均政府衛生支出(pgh)、人均社會衛生支出(psh)、人均個人衛生支出(pph)，均用各地區當年的政府、社會、個人衛生實際支出除以同年該地年末人口數表示。

　　(3)控制變量。醫藥制造業人均出口交貨值(pex)，用各地區醫藥制造業出口交貨值除以同年該地區年末人口數來衡量。本文采用鄰接矩陣和經濟距離矩陣作為空間計量模型的空間權重矩陣。其中鄰接矩陣是在0-1矩陣基礎上得來的，根據兩地區是否相鄰來設置，相鄰就用“1”表示，不相鄰則用“0”來表示，主對角元素均為“0”;經濟距離矩陣的構建參考林光平等(2005)[7]的研究，基于地理相鄰關系的0-1權重矩陣，即鄰接矩陣W，引入地區人均GDP的差額測度各地區間的“經濟距離”，構成經濟空間權重矩陣：W*=W*E(9)其中，矩陣E的主對角元素均為“0”，非主對角元素Eij=1|Y|ˉi-Yˉj(i¹j)。

　　本文相關數據均來自2011—2020年公布的《中國高技術產業統計年鑒》《中國衛生健康統計年鑒》《中國統計年鑒》以及各省市統計年鑒。由于各地區衛生總費用的統計數據的滯后性，2020年發布的《中國衛生健康統計年 鑒》中各地區的政府、社會和個人衛生支出只統計到了2018年，故本文最終利用我國31個省份(不含港澳臺)2011—2018年的面板數據進行研究，對個別缺失值均采用拉格朗日插值法進行了補充，對于控制變量醫藥制造業出口2017年與2018年數據的缺失均采用二次指數平滑法進行了補充，各價值變量均以2011年為基期，以相應的指數進行平減至2011年的物價水平。

　　2估計結果

　　通過對政府、社會、個人衛生支出影響醫藥制造業增長的空間面板計量模型的構建，最終對式(8)進行參數估計。結果顯示，在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下，赤池準則(AIC)、對數似然值(LogL)和R2的結果均一致表明固定效應比隨機效應更適合該模型的空間計量估計。再者，在這兩種空間權重矩陣下進行的Wald和LR檢驗，結果均通過了1%的顯著性檢驗，一致表明式(8)的空間杜賓模型(SDM)不會弱化為空間滯后(SLM)和空間誤差(SEM)模型。

　　在以鄰接和經濟距離為空間權重矩陣的固定效應模型下，人均社會衛生支出對本地的醫藥制造業增長表現出十分明顯的正向促進作用，具體表現為人均社會衛生支出每增加1%，本地的醫藥制造業產值分別隨之增加0.632%和0.6292%。人均政府衛生支出空間滯后項對醫藥制造業增長表現出顯著的正向空間溢出效應，而人均社會衛生支出空間滯后項表現出負向空間抑制效應，人均個人衛生支出空間滯后項表現出正向空間溢出效應，說明政府衛生支出和個人衛生支出對鄰近地區的醫藥制造業增長均表現出不同程度的正向促進作用，而社會衛生支出對鄰近地區的醫藥制造業增長則表現出負向的抑制作用。醫藥制品的出口對本地的醫藥制造業增長具有顯著的促進作用。

　　3中介效應分析

　　3.1中介效應模型的構建

　　為探究醫藥制造業產業集聚(LQ)作為中介變量在政府、社會、個人衛生支出影響醫藥制造業增長中的中介效應。為政府、社會、個人人均衛生支出對醫藥制造業人均產值的影響;模型2為政府、社會、個人人均衛生支出對醫藥制造業產業集聚水平的影響;模型3是在模型1的基礎上新增了醫藥制造業產業集聚水平這一中介變量而得。所以βn(n=1��2�氇双�6)和λn(n=1��2�氇耍�6)分別代表了衛生支出及其空間滯后項對醫藥制造業增長的總效應和直接效應，γn´δ1(n=1��2�氇双�6)表示通過醫藥制造業產業集聚水平傳導的中介效應。同時參照溫忠麟等(2004)[9]提出的較為可靠和完整的中介效應檢驗流程，以確定模型變量影響之間是否存在的中介效應。

　　3.2相關變量說明

　　(1)中介變量。醫藥制造業產業集聚水平(LQ)，本文采用了應用最為廣泛的區位熵指數來測度各地區的醫藥制造業產業集聚水平，以衡量某個區域醫藥制造業的勞動力或產值占比份額與全國醫藥制造業占比份額之比。

　　3.3實證研究結果

　　通過對模型2與模型3進行參數估計，結果顯示，在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下，通過對比模型估計的赤池準則(AIC)、對數似然值(LogL)和R2，這兩個模型均一致選擇了固定效應。通過Wald檢驗和LR檢驗，分別拒絕了空間杜賓模型可以簡化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設。

　　人均社會衛生支出對本地醫藥制造業產業集聚水平具有明顯的正向促進作用，具體表現為人均社會衛生支出每增加1%，本地區醫藥制造業產業集聚水平分別增加0.2207%、0.2297%，而對鄰近地區的醫藥制造業產業集聚水平呈現顯著的負向影響，且該負向空間溢出效應要大于對本地區的正向直接促進效應。而在鄰接空間權重和經濟距離空間權重矩陣下，人均個人衛生支出對本地及周邊醫藥制造業產業集聚水平的影響均不顯著。

　　模型3在模型1的基礎上新增了醫藥制造業產業集聚水平這一中介變量，且在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下都顯示出產業集聚水平對本地區的醫藥制造業增長具有明顯的正向促進作用，并都通過了1%的顯著性檢驗。而模型2已表明人均社會衛生支出、人均政府衛生支出空間滯后項與人均社會衛生支出空間滯后項這三個變量對醫藥制造業產業集聚水平這一中介變量有顯著影響，而人均個人衛生支出空間滯后項對醫藥制造業產業集聚水平無顯著影響。然而對比模型1和模型3，在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下，人均政府衛生支出空間滯后項與人均社會衛生支出空間滯后項這兩個變量由于產業集聚水平這一中介變量的加入，導致對醫藥制造業增長的影響程度都明顯降低，且系數變的不顯著。

　　根據溫忠麟(2004)[9]研究中對中介效應檢驗流程的解釋，可知醫藥制造業產業集聚水平在人均政府衛生支出空間滯后項與人均社會衛生支出空間滯后項影響醫藥制造業增長中存在完全中介效應。同樣，在鄰接空間權重矩陣下，醫藥制造業產業集聚水平在人均社會衛生支出對本地醫藥制造業增長的影響中存在完全中介效應，而在經濟距離空間權重矩陣下，模型3中本地區的人均社會衛生支出的系數顯著，但較小于模型1中系數，故依然存在部分中介效應。

　　因模型2中人均個人衛生支出空間滯后項對醫藥制造業產業集聚水平影響的系數并不顯著，故人均個人衛生支出空間滯后項直接正向影響醫藥制造業人均產值，產業集聚水平在其中不具有中介效應，同時利用Sobel法①對人均個人衛生支出空間滯后項與產業集聚水平這一中介變量進行系數乘積的檢驗，結果顯示在鄰接和經濟距離空間權重矩陣下均不能拒絕系數乘積為零的原假設，因此更為嚴格地驗證了人均個人衛生支出空間滯后項影響醫藥制造業人均產值具有獨立性。

　　3.4穩健性檢驗

　　本文使用醫藥制造業產值(主營業務收入)代替企業就業人員數測度醫藥制造業產業集聚水平，同時將一階反地理距離矩陣替換鄰接和經濟距離空間權重矩陣，再次對式(10)中介效應探究的三大模型進行參數估計，以驗證政府、社會、個人衛生支出對醫藥制造業增長的影響效應以及醫藥制造業產業集聚水平的中介效應，檢驗結果與前文一致，從而進一步驗證了上文結果的穩健性。

　　4結論

　　本文運用2011—2018年31個省份的面板數據以及鄰接、經濟距離兩種空間權重矩陣，采用空間計量模型以及中介效應模型探究政府、社會、個人衛生支出對醫藥制造業增長的影響，得到如下主要結論：

　　(1)政府衛生支出對醫藥制造業增長以及產業集聚水平都具有顯著的促進作用，主要表現為其空間溢出效應，但作用路徑不盡相同，政府衛生支出通過促進鄰近地區的醫藥制造業產業集聚水平，而產業集聚水平又對醫藥制造業增長具有顯著的正向促進作用，從而表現出政府衛生支出對鄰近地區醫藥制造業增長具有正向促進作用。究其原因，可能是由于政府衛生支出的作用主要體現在政策效應方面，即對醫藥制造業的產業扶持上，通過相關政策鼓勵醫藥制造業不斷擴大生產規模，而近年來物流系統的發達使得跨區域購買商品更為便利，貿易往來不斷擴張，包括政府醫保清單所需醫藥制品的貿易，政府購買不再據本省產業而壘筑高墻，而是集各省或周邊區域企業產品之優勢，按需購買，按質購買，同時醫藥制造企業擴大生產規模后，其工廠的選址并不僅僅依賴于單一的當地政府扶持，而是更多地考慮鄰接省份的政府扶持力度與貿易需求，最后導致政府衛生支出促進鄰近地區醫藥制造業產業集聚水平的提高進而促進其產業增長。

　　(2)社會衛生支出對本地醫藥制造業增長與產業集聚水平都具有顯著的促進作用，而對鄰接地區的空間溢出效應均表現出一定的負向影響。與政府衛生支出作用路徑相同，社會衛生支出通過抑制鄰近地區的醫藥制造業產業集聚水平，從而抑制鄰近地區醫藥制造業增長。對于本地醫藥制造業，社會衛生支出能直接促進其產值增長，同時也能借助醫藥制造業產業集聚水平這一中介變量，間接促進本地區醫藥制造業增長。

　　由社會衛生支出的結構可知，社會衛生支出的主體都是企業購買、鄉村購買、個人辦醫購買，具有高頻次、小體量的特性，所以普遍都會選擇本省甚至是本市的醫藥制造商購買，所以社會衛生支出的購買需求會直接吸引本地區醫藥制造業產業集聚，從而在一定程度上直接或間接地同時促進本地區醫藥制造業增長。至于對鄰近地區的醫藥制造業產業集聚水平和產值增長有一定的負向溢出影響，可能是社會衛生支出促進本地區醫藥制造業產業集聚水平是在吸收了周邊地區醫藥制造企業人力資本的基礎上形成的，而高技術產業人才或勞動力的流失會直接導致產業集聚水平的降低，進而對其產出 具有負向影響。

　　(3)個人衛生支出對本地及鄰近地區的醫藥制造業產業集聚水平均無顯著影響，并對本地醫藥制造業增長也未表現出明顯的促進或抑制效應，而對鄰近地區的醫藥制造業增長表現出不依賴于產業集聚水平這一中介變量的直接正向促進效應。由于我國各省的醫保覆蓋率不斷接近100%，大部分日常用藥以及高發病例的國內制藥都納入醫保報銷范圍內，診斷醫療后僅個人支出的比例不斷減少，并且近些年來網上購藥已成為日常，個人衛生支出購買藥品的廠商對象已向全國擴張，所以個人衛生支出對本地的醫藥制造業產業集聚和產業增長并無促進作用屬于正常現象。

　　醫療衛生論文投稿刊物：《統計與決策》雜志創刊于1985年，現由長江出版傳媒股份有限公司主管。公開發行的中國最具國際影響力學術期刊、中文核心期刊、中文社會科學引文索引(CSSCI)來源期刊、中國科技核心期刊、RCCSE中國核心學術期刊、湖北省精品期刊。

　　然而2009—2015年，我國關于異地就醫報銷的指導意見陸續出臺，但由于各省報銷范圍、比例等政策的不一致，直至2015年我國才開始全面實現省內異地就醫即時報銷，2017年全國開始推進醫保信息聯網，實現異地就醫住院費用直接結算，所以在2017年以前，個人因患大病而尋求的更先進醫療技術及醫藥制品，在其他省份的大額醫療救治費用幾乎是自行承擔的，從而直接導致個人衛生支出對鄰近地區的醫藥制造業增長具有直接的正向空間溢出效應。

　　參考文獻：

　　[1]王歡芳,李密,賓厚.產業空間集聚水平測度的模型運用與比較[J].統計與決策,2018,(11).

　　[2]周兵,蒲勇健.一個基于產業集聚的西部經濟增長實證分析[J].數量經濟技術經濟研究,2003,(8).

　　[3]朱黎明,劉彥志.我國流通產業集聚與流通產業產值增長關系檢驗[J].統計與決策,2015,(4).

　　[4]張妍,趙堅.產業集聚度視角下的開發區產業集群效率分析——以蘭州新區為例[J].統計與決策,2020,(12).

　　[5]孫元元,張建清.中國制造業省際間資源配置效率演化:二元邊際的視角[J].經濟研究,2015,50(10).

　　[6]謝小平,湯萱,傅元海.高行政層級城市是否更有利于企業生產率的提升[J].世界經濟,2017,40(6).

　　作者：陶春海，周浩