健康经济学论文范文第1篇

我国65岁及以上人口的比例在1950～1982年一直徘徊在5.0%以下，之后开始上升，至2000年达到7.0%，进入世界卫生组织定义的老龄化社会，预计2025年前后该指标将达到14.0%，进入老龄社会，2040年前后该指标将达到23.3%，进入超老龄社会[1-2]。反观世界上人口老龄化程度最严重的日本，1920～1955年该指标徘徊在5.0%以下，1970年达到7.1%，1995年达到14.5%，2010年达到23.0%[3]。

上述数据表明，我国的人口老龄化时期尽管与日本相差30年，但老龄化速度却非常相似，从平稳期的5.0%上升到7.0%的第一阶段都是不到20年，从 7.0%上升到14.0%的第二阶段都是25年左右，从14.0%上升到21.0%的第三阶段都是15年左右(我国部分为预测数据)。与此同时，我国人口结构转变的第一阶段与第二阶段的社会经济背景也与日本十分相似。在第一阶段，都是在社会急速转型和经济高速发展过程中进入人口老龄化社会。日本用从20世纪五六十年代开始的20年时间经历了战争结束和恢复重建，实现国民收入倍增，经济的发展显著地改善了以传染病、营养不良和死婴等为中心的健康问题，平均预期寿命大幅度提高等事件。同样，我国从20世纪80年代到20世纪末的20年间经历了结束混乱，市场经济转轨，GDP总量翻两番，疾病谱发生改变，温饱问题得到解决，健康状况与平均预期寿命大幅度改善与提高等事件。在第二阶段，日本随着经济的发展出现社会阶层分化以及贫富差距的显性化，社会经济地位以及生活方式等社会因素变成了影响健康的重要因素[4]。我国人口结构转变的第二阶段始于世纪之交，同样出现了随着经济的发展社会阶层分化以及贫富差距不断加剧等问题，社会因素对健康的影响作用日益加重。因此，如何有效地利用这30年的时间差，深入探讨社会因素影响健康状况的作用机制，是提高我国老年人生活质量的重要课题。

健康与社会经济地位关系的研究有多种学科视角，其中社会学探讨的是社会分层所产生的社会经济地位不平等是如何导致健康不平等的[5]，即研究的重点是社会分层，而健康不平等只是社会不平等的不良后果之一。社会医学探讨的是各个社会群体的健康状态以及生活状况如何受其社会经济地位的影响，目的是为了从医学和社会的角度维持、增进、改善社会经济地位较低群体的健康水平。本文将以社会医学的视角为主，并借鉴社会学的观点分析城市老年人社会经济地位影响健康的作用机制，为我国健康介入研究以及老年政策的制定提供基础数据。

二、老年人社会经济地位和健康关系的理论以及先行研究

社会经济地位与健康之间的因果关系存在争议[6]，即同时存在社会经济地位不同导致健康状况结果不同的社会因果论和健康状况不同导致社会经济地位不同的健康选择论[7]。在将老年人作为研究对象的情况下，社会经济地位在退休之前已经形成，观察时点的健康状态以及其后的生存时间与社会经济地位有明确的时间先后，二者的关系更符合社会因果论的观点。可以说个人的健康状况受社会结构因素限制，即个人在社会结构中的位置决定了他们的健康水平，社会经济地位越低的人，其健康状况越差[8]。我国学者的实证研究也证明了社会经济地位对健康存在影响，其中，齐良书等人认为20～65岁的成年人社会经济地位越高健康状况越好[9]，汤哲等人认为社会经济地位较高的老年人有更长的预期寿命和健康预期寿命[10]，顾大男等人认为社会经济地位对高龄老年人的生活自理能力等身体健康的影响较小[11]。另外，反映社会经济地位的相关变量同样对健康产生影响，黄枫等人认为不同的社会医疗保险待遇对于老年人口的健康有着显著而长远的积极影响[12]，刘平贵认为60岁以前的职业是高龄老年人死亡风险的重要预测变量[13]，曾宪新认为是否有养老金对于老年人的死亡风险有显著影响[14]。

上述研究尽管证明了社会经济地位越高健康水平越高的观点，但是重在阐明社会经济地位影响健康的理论机制的研究却很少[15]。社会因果论包括两个方面的影响机制：一是物质环境论认为社会经济地位带来的收入与生活环境差距是影响健康的重要因素;二是生活方式论认为社会经济地位带来的不同生活方式是影响健康的重要因素。王甫勤以成年人为对象验证了生活方式论，即社会经济地位越高的人越倾向于拥有和维护健康的生活方式，健康的生活方式又直接影响了人们的健康水平[16]，而对于普遍维持良好生活习惯的我国老年人来说，这样的解释机制是否合适有待进一步讨论。

在老年人社会经济地位与健康之间有可能存在如文化性闲暇活动这样的第三变量。顾大男分析3年的追踪数据，发现具有较高社会经济地位和较多医疗资源的老年人外出旅游和健身锻炼的比例较高，而出游和健身锻炼有利于身体健康以及降低死亡风险[17]。吴金晶等人分析截面数据发现，经常参与志愿者活动的城市老年人的主观幸福感水平高[18]。杨宗传认为文化素质是老年人参加老年活动的重要影响因素之一[19]。齐良书等人认为社会经济地位通过多种途径作用于个人健康状况，如果仅用单一指标进行量化分析，难以全面深入地揭示其作用机制[20]。

当然，我们也发现先行研究中尚存一些亟待解决的问题：一是老年人的社会经济地位是如何影响健康的?其机制尚未得到解释，多数研究只证明了存在影响。二是健康指标不全面，未同时考虑健康状态(健康的质)和生存时间(健康的量)：同样是讨论男性与女性的社会经济地位不平等，导致的是男性健康状况比女性好，却又导致女性寿命比男性长。三是追踪时间较短且未考虑生存时间。寿命或生存在先行研究中一般追踪时间只有2～3 年，追踪时间过短很难排除基线调查中既成事实的干扰，不能说明因果关系。多数研究只分析死亡率或生死结果而不考虑生存时间的多少，造成分析存活一年的老人和存活十年的老人会得到同样的结果。四是统计分析方法不适用于综合作用机制的研究。双变量分析、多元回归、Logistic回归分析或Cox风险回归等只能分析社会经济地位对健康的直接影响而不能分析间接影响，而且有些先行研究使用不同模型分别研究社会经济地位与健康的关系、生活方式与健康等的关系，却主观推断出社会经济地位通过改变生活方式而影响健康的结论。

三、研究方法

1.研究设计与研究假设

基于上述分析讨论，本研究以社会因果论为基础，探讨城市老年人社会经济地位影响健康的作用机制。通常人们在进入老年期后不仅有足够的时间照顾自己的生活，而且由于健康水平的下降更意识到需要维持一个良好的饮食作息习惯，因此，对于老年人来说，良好的生活方式是健康变化的结果而不是原因。老年人由于家庭生活与社会生活的责任不断减少，生活责任性外出大幅度减少，其文化性闲暇活动的增加可能是维持老年人社会交往的重要因素。城市老年人在基本生活已经得到保障的前提下，社会经济地位的不同可能更多的是带来文化性闲暇活动的不同。

本文使用前瞻性队列研究方法，将2000年调查时点之前已经形成的社会经济地位作为基本潜在因子，将2000年调查时点的文化性闲暇活动作为中间潜在因子，将2000年调查时的健康状态(健康的质)和其后9年时间里的生存日数(健康的量)作为结果潜在因子(其中，健康状态使用世界卫生组织的定义，包括身体健康、精神健康、社会健康三个方面)，分析基本因子如何通过中间因子对结果因子产生直接影响与间接影响(如图1所示)，并提出以下假设。

假设1：社会经济地位直接影响城市老年人的健康状态与生存时间，并通过健康状态间接影响生存时间。

假设2：文化性闲暇活动直接影响城市老年人的健康状态与生存时间，并通过健康状态间接影响生存时间。

假设3：社会经济地位直接影响城市老年人的文化性闲暇活动，并通过文化性闲暇活动间接影响健康状态和生存时间。

2.调查方法与调查对象

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本研究的基线调查是由作者负责的日本东京都立大学城市科学研究所与沈阳市卫生局的合作项目，调查时间是2000年6月1日至6月20日，调查总体是沈阳市的和平区、皇姑区、沈河区、大东区、铁西区五个市区的45万人老年人。抽样方法是使用分级抽样方法，在五个市区中分别抽出两个老年人口比率与所在区老年人口比率相近的街道办事处，再从中各抽出一个老年人口比率与所在街道办事处老年人口比率相近的社区。调查对象是被抽出社区的全部60岁及以上老年人，全市共计抽取了10个社区的4460名老年人。调查员由经过多次培训的各区疾病控制中心的医生和街道的地段医生以及社区居民委员会的职员担任，使用自填式和询问式两种问卷，最终回收问卷3654份，回收率为 81.9%。

本研究的追踪调查为作者负责的2012年度日本文部科学省学术振兴会资助的中日养老文化比较研究项目，对基线回答者的死亡日期以及死因进行追踪调查。追踪调查的对象是从基线调查回答者的3654人中减去未登录户籍者134人、姓名与身份证号码等个人情报记录不清者703人、问卷回答不完全者51人，实际追踪调查对象为2766人。追踪期间为2000年6月1日至2008年12月31日的共3135日。本研究为了减少调查期间已经濒临死亡者的影响，分析对象是从追踪期间的全部538名死亡者中删除了基线调查结束后6个月内的死亡者，最终为2001年1月1日至2008年12月31日死亡的506人。

3.调查指标与统计方法

2000年基线调查中与本研究有关的项目包括社会经济地位、文化性闲暇活动、健康状态三大类指标。社会经济地位指标包括退休前的职业、教育程度、家庭收入三项。文化性闲暇活动包括社区活动、旅行游乐、个人兴趣三项。世界卫生组织在1948年提出的健康概念已被广泛认可，即健康不仅是没有疾病或是虚弱，而是身体的、精神的、社会的一种良好状态，因此，在本研究中将健康状态分解为身体健康、精神健康、社会健康三个构成部分。描述身体状态的身体健康包括主要疾病、疼痛症状、生活能力三个项目，其中生活能力测评选用东京老年综合研究所开发的老年人活动能力评价指标①中的银行存取款与缴纳水电费这两项差异较大的敏感指标投入了方程;描述与群体或他人关系适应性的社会健康是指个体与他人及社会环境相互作用并具有良好的人际关系和实现社会角色的程度，本研究中使用去公园晨练、购物办事、广场聊天等外出活动频度测评城市老年人生活中的偶遇性社会适应程度，同时使用与邻里、朋友、同事等的互访活动频度测评老年人主动性社会适应程度;精神健康主要是指人们的一种主观的快乐的人生体验，而不是描述是否患有精神疾患，本研究中使用对人生幸福的感觉和对现在生活满足的感觉这两项指标。年龄在描述分析中用年龄阶段表示，在结构模型中为实际年龄。本研究使用结构方程分析方法，统计分析软件为SPSS18.0版和 Amos17.0版。

四、城市老年人社会经济地位影响健康的作用机制

1.分析对象的变量分布

本研究的追踪对象为2776人，追踪期间为2000年6月1日至2008年12月31日，分析对象为剔除了基线调查结束后半年内的死亡者，剩下的2001 年1月1日至2008年12月31日的死亡者506人，其生存时间为228～3134日，平均生存1808.34日。表1为506名死亡者的基线调查的变量分布。

2.社会经济地位影响健康状态与生存时间的结构方程模型

在结构方程模型中，我们将身体健康、社会健康、精神健康及其构成的综合健康状态、社会经济地位、文化性闲暇活动等潜在因子用椭圆形表示，将直接观测到各个变量(包括生存时间)用长方框表示，用e、d、z表示未知部分，箭头连线表示因果关系，连线上的数值为标准化路径系数，在(-1，1)之间表示关系强度与方向，方框或椭圆形的右上角数值为回归解释率，GFI为数据与模型间的调整拟合度。本研究的拟合模型不仅AGFI值达到0.921，而且健康状态解释率为70.0%，生存时间的解释率为10.0%，说明是一个非常合理的结构模型。

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健康状态对生存时间具有较强的正向直接影响，其路径系数为0.46，其中身体健康影响最大，达0.70×0.46，社会健康的影响仅次于身体健康的影响，达到0.59×0.46，精神健康的影响力较小，仅为0.26×0.46。在身体健康的各指标中，老年人的身体能力对生存时间的影响力远大于身体病症的影响力。本研究的结果与吴晓光等人的8年追踪数据均发现，老年人日常生活能力、健康自评以及认知功能对死亡有较高的预测价值[21]，并与曾宪新分析65岁以上城乡老年人的3年跟踪数据所发现的死亡风险与生活能力等身体健康指标关系稳定的结果呈现一致性[22]，但本研究不仅验证了上述身体健康的作用还证明了社会健康对死亡有较高的影响力与预测性。

社会经济地位对健康状态有着很强的正向的直接影响，其路径系数达到0.70，对生存时间的直接影响极其微弱，其路径系数不具有显著性，社会经济地位通过改变健康状态对生存时间产生很大的间接的正向影响，其路径系数为0.70×0.46。上述结果可以发现，假设1部分被验证，部分被否定，即社会经济地位对健康状态有很强的正向的直接影响，而对生存时间并无直接影响，该指标是通过改变健康状态而间接影响生存时间。齐良书等人认为20～65岁成年人的社会经济地位越高健康状况越好[23]，本研究发现60岁以上城市老年人也具有上述倾向。刘贵平分析80岁以上城乡高龄老年人的2年跟踪数据发现，死亡风险与社会经济地位中的退休前职业有一定相关性[24]。但是，曾宪新分析65岁以上城乡老年人的3年跟踪数据发现，控制了其他变量后社会经济地位对死亡风险的影响不明显[25]。本研究认为，城市老年人的社会经济地位对生存时间或死亡风险不具有直接影响，而是通过改变健康状态产生间接影响。

社会经济地位对文化性闲暇活动具有中等强度的正向的直接影响，其路径系数为0.25，同时由于文化性闲暇活动对健康状态具有中等强度的正向的直接影响，其路径系数为0.26，所以社会经济地位通过文化性闲暇活动又对健康状态产生间接影响，强度为0.25×0.26。上述结果表明，假设2部分被验证而假设3完全被验证，即社会经济地位直接影响城市老年人的文化性闲暇活动，并通过文化性闲暇活动间接影响健康状态。本研究与杨宗传以及顾大男的观点一致，都认为老年人的社会经济地位越高，社区活动与旅游等文化性闲暇活动越丰富[26-27]。而且本研究与吴金晶等人的观点相似，志愿者活动等文化性闲暇活动越多的城市老年人，包括幸福感在内的精神健康水平越高，其综合健康状态越好[28]。但是，顾大男使用3年的追踪数据分析死亡与出游的双变量关系认为，旅游对健康长寿的作用是直接的[29]，本研究在控制健康状态的情况下认为，文化性闲暇活动对生存时间不具有直接影响，而是通过改变健康状态间接影响生存时间。

与此同时，我们发现年龄对社会经济地位的路径系数为-0.42，具有一定的负向影响，说明年龄越大社会经济地位越低。因此，社会经济地位对健康状态、文化性闲暇活动的影响包含着年龄对健康状态与文化性闲暇活动的间接影响，强度达到0.42×0.70和0.42×0.25，而年龄对生存时间、文化性闲暇活动以及健康状态的直接影响极小，路径系数均不具有显著性。

五、结论与讨论

为了探讨社会经济地位影响健康的作用机制，本研究运用前瞻性队列研究方法对沈阳市2766名60岁及以上城市老年人进行9年追踪调查，对其中506名死亡的老人使用结构方程分析方法解析其社会经济地位、文化性闲暇活动与健康状态以及生存时间的结构关系，得到以下结论。

城市老年人的社会经济地位一方面对健康状态产生直接影响，另一方面通过改变文化性闲暇活动而对健康状态产生间接影响;社会经济地位对生存时间没有直接影响，而是通过影响健康状态延长生存时间。健康状态对生存时间有较大影响，其中身体健康对健康状态的影响力最大，其次为社会健康，最后为精神健康。另外，身体健康中身体能力对生存时间的影响力大于身体病症。因此，社会经济地位越高的老年人其文化性闲暇活动越丰富，其外出交往频繁，从而提高了社会健康，满足了精神健康，维护了身体健康，间接延长了生存时间。

在我国社会经济的转型期，由教育程度、收入、退休前职业构成的社会经济地位指标受年龄的影响，高龄老年人社会经济地位较低，社会经济地位对健康状态与文化性闲暇活动的影响包含着一定的年龄因素。

既有的关于社会经济地位影响健康作用机制的理论包含两个方面的解释：一是认为不同社会阶层拥有不同的亚文化，其社会经济地位决定了人们的饮食烟酒、作息运动、毒品以及性行为等生活方式，生活方式反过来又影响着人们的健康;二是社会经济地位不同的人所享有的医疗资源不同，社会经济地位低的人得不到及时救治。

相对于上述生活方式论和物质资源论，本研究寄希望于就城市老年人提出文化性闲暇活动论从而对上述理论做一定的补充。城市退休老年人由于健康状态下降而且有足够的时间，一般都能维持健康的生活方式，但由于社会责任与家庭责任下降，外出活动减少致使社会健康恶化。如果社会经济地位较高的老年人仍然维持一定水平的文化性闲暇活动，这样就增加了外出交往活动的内容与事件，客观地促进了社会健康与生活能力，并改善了精神健康，进一步延长了生存时间使得死亡风险降低。

健康经济学论文范文第2篇

关键词：心理健康教育政策；外部环境分析

教育政策的环境分析可以提高教育政策的科学化、民主化水平，对于改善具体教育政策的环境具有直接的实践意义。一项教育政策的制定，往往会受到诸多因素的影响，这就构成了教育政策的内外部环境。对教育政策的内外部环境进行分析，可以更清楚地做出制定、执行、调整或终止具体的教育政策等决定，不断改进教育政策的实施，使教育政策取得良好的预期效果，同时为其他教育政策的制定提供建议。教育政策的内外部环境因素众多，其中最主要的影响政策的外部环境因素包括政治环境、经济环境、文化环境、国际环境4个大的范畴。本文从这4个方面对我国心理健康教育政策的外部环境进行分析，旨在发现其中的问题，并提出建议，以期引起相关政策制定者的重视，不断对我国心理健康教育政策进行修订和完善，并对其他教育政策的制订提供参考。影响我国心理健康教育政策的外部环境因素的分析具体如下。

一、政治因素分析

心理健康教育与政治因素的关系主要表现在心理健康教育受到社会发展阶段、社会发展对国民心理健康水平的要求等方面，反应在心理健康教育政策中就是对心理健康教育政策目的的要求、性质的要求、方向的要求等。

1.目的的要求。

当前我国正处于快速发展的转型期，国际化趋势也更加明显，政治上的快速发展有对国家和社会有利的方面，但也产生社会矛盾增多、社会压力加大、生活工作节奏加快等问题，不可避免地给人们带来大量新的社会心理问题、个体心理问题及精神卫生问题。这就需要心理健康教育政策来保障各项心理健康教育工作的落实，缓解因心理健康问题给个人和社会带来的负面影响。在心理健康教育活动中，目的的确立是首要环节，贯穿着心理健康教育的始终。不同社会发展阶段对心理健康教育的目的要求也不尽相同。我国心理健康教育的目的就是通过教育、咨询、辅导等方式，促进个体和群体的心理健康，促进国家和社会和谐健康发展。

2.性质的要求。

我国心理健康教育的性质首先必须符合我国政党的先进性，符合我国现阶段的国情，符合我国社会发展需要。在这些基础上，将国内外心理健康领域所获得的研究和实践成果应用于我国的心理健康教育工作中。心理健康教育的性质决定了心理健康教育主体的变化，主体的变化在一定程度上也反映了心理健康教育性质的转变。20世纪80年代中后期开始，我国心理健康教育经历了从无到有的酝酿期，在国家教育部门的关注和全面实施素质教育的大背景下，各地学校纷纷建立起心理健康教育组织或机构。90年代，国家出台了一系列关于心理健康教育的法律规范、政策，促使心理健康教育体系形成。21世纪，各类学校进一步完善和深化心理健康教育。

3.方向的要求。

我国当前提出的建设创新型国家、构建和谐社会要求国民具有较高的心理健康素质，对心理健康教育具有指导作用，这反映了我国心理健康教育的方向要求。

二、经济因素分析

心理健康教育与经济因素的关系主要表现在心理健康教育受到国家经济发展水平状况、国民生活水平状况等方面，反应在心理健康教育政策中就是心理健康教育财政投入、心理健康教育的社会需求等。

1.财政投入。

改革开放以来，我国始终将经济建设放在第一位，经济总量已经跃居世界第二位。国家经济的快速发展，必然会带来对教育的财政投入加大。财政投入，也是各级学校设立心理健康教育机构和部门的必要支持，有了财政支持，心理健康教育所需要的师资、场地、经费等都可以落实，促使心理健康教育政策的顺利执行。

2.社会需求。

随着国家经济的高速发展，国民生活水平也极大地改善，从最初的基本满足温饱，到现在基本实现小康型社会。根据马斯洛的需求层次理论，在物质生活基本满足后，人们便开始追求更高的需求层次，高水平的心理健康是最重要的，是其他一切需求的中心。人们从意识层面开始重视心理健康教育，从排斥到接受，心理健康不断受到国民重视，心理健康教育的社会需求如雨后春笋，在国家投资开办各种心理健康教育组织的基础上，各种民营、个体的心理健康教育中心、心理咨询工作室也开始繁荣发展，形成了一个全社会互补的心理健康教育体系。

三、文化因素分析

心理健康教育相关的文化因素主要包括物质文化、精神文化和制度文化。

1.物质文化。

物质文化是指与心理健康教育有关的机构、场地和教育培训设备等。物质文化是我国心理健康教育的重要组成部分，物质文化的建设和发展水平直接影响着心理健康教育的质量和效果。

2.精神文化。

精神文化主要是指心理健康教育价值观。心理健康教育与个人主体、群体主体、社会主体同时发生关系，具有个体价值、文化价值、社会价值，不同主体却具有同样的价值观，即通过心理健康教育促使个体心理和社会心理的健康发展，创建健康、有序、和谐的社会。

3.制度文化。

制度文化是指与心理健康教育有关的各项规章、制度等。制度文化是心理健康教育活动有效进行的制度保障。改革开放30年来，我国心理健康教育制度文化不断发展和完善，国家先后出台了一系列心理健康教育的政策，直到1999年教育部《关于加强中小学心理健康教育的若干意见》的出台， 学校心理健康教育从民间推动向官方主导发展， 从基层探索上升到国家有计划地推进。在心理健康教育师资管理、心理健康教育过程管理，心理健康教育培训的质量评价等方面都有了政策依据。

四、国际因素分析

从心理学独立于哲学开始，国际上对心理学的研究和实践蓬勃发展，尤其在当代国际竞争加剧的环境下，欧美等发达国家更是重视国民的心理健康教育。国民的心理健康状况反应了一个国家的先进程度。国际因素对我国心理健康教育的影响主要表现为全球化趋势加剧了全球居民的心理健康问题、国外先进的心理健康教育理论不断出现、国外的心理健康教育机构将分支机构和教育体系扩展到国内等。

1.全球性心理健康问题加剧。

人类进入了快速发展期，近100年的发展超过了以往所有时期。发展也给人类社会带来了各种各样的问题，其中心理健康问题受到世界各国的普遍关注。纵观各国最近几年的统计数据和报道，抑郁、焦虑、自杀等都成上升趋势，各国都针对心理健康教育出台了一系列的政策，心理学界和教育学界的学者也进行不断的探索和实践，取得了一些成效。但截至目前，还没有十分有效地解决社会快速发展给人们带来的心理健康问题，但相对而言，欧美等发达国家的心理健康教育理论体系和实践较其他国家更完善，国民对心理健康教育的认可度也比较高，但心理健康教育体系、理论和实践仍然不能解决社会快速发展带来的心理健康问题。

2.国外先进的心理健康理论和实践经验层出不穷。

从心理学独立于哲学学科开始，在美国、德国、俄国等就出现了各种心理健康的理论和学派，在相互辩论和融合中不断推陈出新。从精神分析、行为主义等最初的几个学派到现在的百家争鸣，成立了很多理论支持的心理学会，不断提出具备实践价值的理论，以此来指导心理健康教育工作。

3.国外的心理健康教育机构的引入。

国外心理学的发展较早，所以形成了比较完善的理论和体系，很多国际性的心理健康教育组织开始到国内设立分支机构，以扩大其理论的影响力。这对我国来说是一件十分有利的事情，可以更多地借鉴国外的先进经验，并结合我国的实际情况进行本土化研究，逐渐提出我国的心理健康教育理论。

五、结语

通过以上对我国心理健康教育的外部环境因素的分析可以发现，我国心理健康教育还处于探索阶段，体系不够健全，在理论创新、方法创新等方面明显不足，需要我国心理工作者不断学习和借鉴国外的心理健康教育经验，并结合我国的传统文化和具体国情，发展出适合我国国民的心理健康教育理论来指导实践。同时，国家教育管理部门应该将心理健康教育和文化知识教育同样加以重视，从政策制定、政策执行、政策监督和政策评价等过程全面对我国心理健康教育工作进行管理，推动我国心理健康教育体系的健全和完善。

参考文献：

健康经济学论文范文第3篇

摘要：社会经济的发展使得国人越来越关注健康问题。在各种讨论中，学者们从各自不同的角度对这问题进行研究。本文将把健康投资置于公共财政的框架下进行研究，致力于分析我国现阶段健康投资的现状．从市场失效入手探索政府对健康投资的政策选择。

关键词：健康；公共财政；公共产品；投资

中图分类号：F830．592　文献标识码：A　文章编号：1008-2972(2006)03-00054)4

一、健康及其健康投资理论

世卫组织(WHO)把健康定义为，不仅设有疾病和不虚弱，而且是“生理、心理和社会的完好状态”。[1]每个人通过遗传获得一笔初始健康存量，这种与生俱来的存量随着年龄的增长而折旧，但也能随着健康投资而增加(Grossman,1999)。健康的生产(productionof health)和其他物品的生产一样，就是把各种投入转化为产出的过程。健康这种产品的产出数量可表现为人生某个时点上的健康状况，或可理解为健康存量(stock of health)，可用某种健康测度来衡量。[2]在多数情况下是用无病天数来表示健康，或者用有病时间内发生的直接和间接费用来估算疾病损失。为了计算的方便，一般是借助于疾病损失的减少来间接计算健康投资的回报。而健康投入主要是指人们为了获得良好的健康而消费的食品、衣物、健身时间和医疗服务等资源。[3]除此以外，健康还受其他多种因素的影响，例如收入、教育、种族、性别、职业，住宿、环境和生活习惯等(Grossman,1998)。由于从主观感觉判断，医疗服务与个人自身的健康关系最为直接和密切。所以在健康的各投入要素中，医疗服务一直是个被关注的热点，也被当做最重要的健康投资指标。

二、市场失效与对健康的公共支出

公共财政论是立足于市场经济基点分析的结果。正是市场经济决定了此时的政府及其财政具有公共性，而市场型财政之所以具有“公共性”，首先直接导因于市场失效的存在。[4]因此，要在公共财政框架下分析健康投资问题，也就必须从市场经济这一基点出发，把健康投资问题与市场失效问题联系起来分析。

健康这种产品，是健康投资的结果，一旦生产出来只能为特定的个人所享有，他人是无法消费该产品的。在这个意义上，个人既是健康的投资者又是消费者，即在生产健康的同时消费健康。也就是说，在资源有限的情况下，某人要获得健康必然要利用一定数量的资源进行健康的生产，如摄取营养、健身运动和治疗疾病等。所以，在整个健康生产、消费过程中，个人必然要排斥他人获得生产健康的资源，或减少其他人获得健康的水平。如果仅从这个角度看，健康应由个人提供。同时，在传统观念里，健康也一直被视为个人的事情。但是，以下的分析将说明健康的投资及其结果不仅仅是个人的事，它具有准公共产品的性质。

1．外部效应的存在

在世界各国的理论和实践中都强调对健康卫生领域的政府支出或公共支出。各国政府的干预正是由于健康具有正外部效应。首先，虽然个人可以从健康的生产和消费中获得很大的收益，包括经济收益和非经济收益，但是，整个社会也会因其社会成员健康水平的提高而受益。这不仅表现在一国国民的健康状况越好，劳动者的劳动生产率就越高，从而更能提高整个社会的产量和促进国民经济的发展；还表现在国民健康水平的提高可促进人力资本的发展，从而增强 同的国际竞争力。Dreze和Sen曾以中国为例，证证了发展中国家政府通过收入再分配和投资基础教育以及基本医疗服务，不仅能够增强全体劳动者的基本能力从而减少贫困，而且还由于人力资源的普遍发展而带来经济增长，进而增强该国或地区的国际竞争力(Dreze& Sen，1989)。其次，由于人口具有流动性，一些疾病、尤其是传染性疾病容易在人群甚至是在人畜之间传播，如果政府没有及时有效地参与这类疾病的防治，就难以有效防范公共健康危机。SARS的爆发、禽流感的出现就是一个明证。预防服务(预防科学研究、健康教育、营养干预、免疫计划等)的作用也是在于降低公共健康风险，类似国防一样具有明显的外部效应，故而毫无争议地被视为公共产品(Stiglitz,1988)。[5]而公共卫生服务正是具备了以预防为主降低公共健康风险的功能，便无可争议地赋予其纯公共品的特色。因此，即使是能力较差的政府，也必须承担起维护公共健康安全的使命。此外，社会成员的健康水平的提高是提升民族素质的一个重要保障，其健康状况已成为衡量一同现代文明的重要标志。因此，健康不仅具有经济功能和价值，也具有十分广泛的社会、政治及文化功能与价值。健康的经济价值主要为个人所得，而健康带来的社会、政治及文化价值，一般只对整个社会和国家具有十分重要的意义，对个人则往往显得无足轻重。

由此可见，健康是能产生极大正外部效应的产品，要保证它的提供必然需要公共部门和私人部门的共同参与。其中，正外部效应的部分要由政府投入，可由市场定价的部分则由民间参与，在现代社会中表现为市场介入。由于这种正外部效应不可能由私人部门获得，健康如果完全由市场来提供，他们提供的健康数量必然会低于社会期望的水平。这就需要政府部门的干预，参与健康的投资，使健康产生出更多的正外部效应。

2．不确定性状态与信息不对称

1963年Arrow发表厂经典论文《不确定性与卫生保健的福利经济学》，他认为，医疗领域中的不确定性和供需双方的的信息不对称导致市场失效，这为政府支持和于预卫生保障提供了一个全新的解释、这种不确定性表现在两个方面：一是对医疗服务的需求数员是不确定的，即疾病的发生不确定；二是健康这一产品的供给质量是不确定的，即病人的康复和康复程度也是不确定的。不确定的存在使得信息或知识成为了一种商品，同其它商品一样，它有生产成本和传播成本。自然，医疗领域中不确定性的存在使得医学知识和医疗信息成为一种商品，且这类复杂的知识和信息必然只会集中在某些人，即医疗工作者那里。[6]因此，相对于病人而言，医生对疾病种类的判断、治疗方案的选择、治疗的结果和治愈的可能性等方面都拥有更为充分的信息。所以，病人虽是医疗保健服务及相关产品的需求者和健康的最终消费者，却不是决策者，他们是在医生的引导下进行消费的。而作为决策者的医生，他既不会由此获得效用，也不会因此承担成本或损失。

因此，如果完全由政府投资于医疗卫生事业，供给的增加并不必然导致医疗价格的降低，个人也有可能在医生的指导下尽可能多消费，造成卫生保健服务的过度使用和医药资源的无效率使用；如果卫生保健

全都交由市场来提供，由于病人很少有机会甚至根本不可能对价格做出反应，那么在医疗服务提供者的收入与其提供的服务之间存在直接联系的情况下，在利益的驱动下，不仅会出现医生对卫生保健市场的操纵和“以药养医”的现象，造成医药价格畸高和医药资源的浪费，甚至还可能危害病人的健康乃至生命。同时，医疗卫生服务的执业资格、卫生监督和执法制度的建立和实施等也需要政府权威的介入，防范全体国民遭遇健康风险。出于上述种种原因，需要公共部门和私人部门共同介入医疗产品的提供，参与健康投资。

3．社会分配不公

市场有效运行产生的分配不公状态，市场本身是无法改正和克服的。显然，如果单纯考虑效率的话．一个几乎不可避免的后果是，高收入者获得较多、较好的健康投资，而低收入者只能获得数量较少、质量较差的健康投资，但是，“健康是一种权利”，因此．人们往往会出于某些伦理仁的考虑要求一定的公平，特别是公平地分配保障健康的资源。为了实现这一目的，就需要政府投资于健康，减少健康保障资源分配的不公平。在公共财政框架下就表现为对健康的公共支出。至于公共支出的范围和方式则取决于一国或地区的经济能力和特定的社会、文化传统及决策者的政治策略。在可供健康保障领域使用的资源极其有限的条件下，财政承担的责任一般只能限定在基本健康保障水准上，在基本健康保障领域中，公共卫生占据最优先的位置。

其次，政府投资于健康不仅是为了使健康保障资源的分配更为公平，还能够通过投资基本健康服务来增强劳动者的基本能力，从而减少疾病损失带给病人收入的打击风险，增加他们的收入。实证研究(Foster和Rosenzweig,1992,1994；张车伟，2003；魏众，2004)均表明，国民健康状况的改善有助于提高劳动者的劳动生产率，增加就业机会和提高收入。所以，政府投资健康，有利于提高贫病者尤其是患病农民的经济生活水平，从而降低贫困率，缩小城乡之间的差距，缓解贫富之间的收入差距。这在中国因贫致穷的情况越来越严重的今天，健康的公共支出就具有了更为重要和深远的意义。

4．自然垄断

在健康投资领域中存在许多自然垄断性业务，主要是同经济和技术有关。以医疗服务为例，医学难题的攻克、新的医药产品的问世、现代医药技术的进步和先进的医疗服务的应用，无不需要大量的实物资本和人力资本的投入，且大部分投入是沉淀成本。因此，如果单纯依靠市场的力量，不仅无法也无力承担高昂的医疗研发成本和投资风险。而且，从医学人才的培养到医药科学的发展再到医疗知识服务的推广是一个系统性工程，这些都要求政府的介入，参与对健康的投资。

5．其它市场失效的情景

在前文的分析中我们看到，在健康投资方面，人们更愿意和更多地投资于卫生尤其是医疗服务，因为这是治疗疾病的最直接的手段。但是，对于其他影响健康的非医疗因素的投入显得动力不足，主要包括公共卫生投入、自然和社会环境的保护、运动健身设施的建设、以及健康知识的传播和学习等方面。这些都要求政府对健康形成一定的公共支出，以确保国民的基本健康状况的维持。

三、我国对健康的公共支出现状及分析

综合上述的分析，说明政府参与健康的投资是克服市场失灵，保障国民健康水准和提高资源配置效率的必要手段。但我国在20世纪90年代确立了以市场经济体制为改革目标之后，与居民健康最为直接相关的医疗卫生制度也与经济制度一起走向市场化改革的道路，使我国在医疗卫生领域成了世界上最市场化的国家之一。我国“卫生总费用”直接反映了这一医疗卫生制度的变革。因此，可通过观察“卫生总费用”的规模与构成的变化情况来分析我国现阶段对健康的公共支出。

1．政府预算卫生支出的增速总体上低于财政支出的增速

依据投资的理念，公共卫生支出增加的幅度至少应不低于财政总支出的增长速度。但是，表1的数据却显示，自1998年以来，虽然政府预算卫生支出大体上保持一个相对稳定的增长幅度，但除了2003年以外，其增长速度一直明显低于财政支出的增长速度。朱玲(2002)认为，这是因为我国政府并没有把公共卫生支出当作人力资源投资，而只是把它视为一种福利性消费。[7]1997年全国卫生工作会议形成的政策文件开宗明义地指出：“我国卫生事业是政府实行一定福利政策的社会公益事业”。因此，若把这项支出仅仅视为公共福利，其投入量似乎就失去了公共基本需求的客观标准，从而使它在公共投资竞争中处于弱势。由此便不难理解，市场化改革中的一个倾向在于削减计划经济时代形成的公共福利，表2所显示的政府预算卫生支出占财政支小的比重总体呈下降态势，反映的正是这种倾向。

2．卫生总费用中政府预算卫生支出所占的比重较低，呈下降趋势。

从表3的数据可以直观地看到，自1990年到2001年以来，我国卫生总费用的构成中，居民个人卫生支出的比重一直保持着一个较快的增长速度，虽然尔后有所回落，但从1996年开始，其所占的份额就一直保持在一半以上。而政府预算卫生支出的比重一直是最低的，除了2003年外，政府预算卫生支出所占份额基本上处于一个平稳发展并略有下降的趋势。这直接反映了医疗卫生的市场化改革使得我国居民成为卫生支出的主要负担人。

政府在卫生支出中的比例相对减少的原因也许还在于，卫生服务的作用很难通过量化指标得以确切表达。这些服务的结果通常是健康状况的维持，而并不一定是健康指标的提高(樊明，2002)。[8]现阶段，我国公共资源的配置主要是由政府行政官员决策的，而在政府行政垂直集权下，主要是运用一系列定量指标来衡量政府的政绩和官员的努力程度，因此，各级政府官员往往热衷于物质资本而非人力资本投资。

3．我国政府预算卫生支出在城乡之间的分配非常不平衡

“第五次全国人口普查”的数据显示，2000年我国城镇和乡村人口分布约占全国人口的36．22％和63．78％，然而，在政府预算卫生支出中，农村仅占14％左右，政府在城乡之间的卫生支出严重失调。表4的数据清楚地说明了这一显失公平的分配格局。从1991年到2000年，政府不仅对农村地区的预算卫生支出比重―直低于18％左右，而且这一比例是持续走低，致使公共卫生支出在城乡间的差距进一步拉大。这是由于长期以来我国城乡二元结构形成的制度格局和政策惯性，使得政府用于医疗卫生的公共支出表现出极其严重的城市偏好。而且，新近的农村税费制度改革，也可能将进一步影响基层政府对农村医疗卫生事业的投入和支持。

4.与居民健康相关的其他公共支出的现状

已有的实证研究证明，除了医疗卫生支出外，其他公共支出项目，如教育、科研、环境治理、抚恤和社会福利等的支出也会影响健康的状况(Musgrove，1999)。现仅以教育为例，Grossman(1999)和Fuchs(2000)等健康经济学家认为，个人受教育程度和健康状况呈正相关关系，可能的原因是受教育程度较高的人比较容易接触健康知识，也容易与医生交流，从而能主动寻求健康信息。然而，表5的数据却显示，我国除了少数几个年份以外，国家财政性教育经费支出的增幅均以较大的幅度低于财政收入和财政支出的增长幅度。“第五次全国人口普查”揭示，在2000年我国的文盲率仍高达6．72％。国民较低的文化素质会降低他们搜寻和学习健康知识的主动性和可能性，就会错过预防当代流行病的有利时机。

四、结论

通过上述分析可以发现，在我国市场化改革进程中，公共卫生投资以及与健康相关的其它公共投资显然不足，而且公共卫生资源在城乡之间的分配更不平等。然而，健康的准公共产品性质决定了政府必须承担起健康投资这一基本职责。因此，克服当前政府对居民健康投资不足这一问题的核心在于强化各级政府的责任，促使其进行合理的干预并承担起相应的筹资和分配的责任。

参考文献：

[1]UNICEF(1999)：“Women in Transition”，Monitoring Report，No．6，p．59。

[2]樊　明．健康经济学――健康对劳动市场表现的影响[M]社会科学文献出版社，2002：11．

[3][7]朱　玲．健康投资与人力资本理论[J]经济学动态，2002，

[4]张　馨．公共财政论纳[M]经济科学出版社，1999：24．

[5] Stiglitz，J．E．著．曾 强等译．政府经济学(中文版)[M]．春秋出版社，1988：114－115．

健康经济学论文范文第4篇

关键词:商业健康保险;医疗保障水平;实证分析

中图分类号:F842.6 文献标识码:A 文章编号:1003-9031(2010)09-0039-04DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.09.08

一、 引言

随着我国社会经济的发展,人民生活水平的提高,各地居民对医疗保障的要求也随之提高。根据国家统计局的数据显示,2008年我国城镇居民家庭人均可支配收入为15780.8元,农村居民家庭人均纯收入为4760.8元,其中城镇居民家庭的恩格尔系数为37.9%,农村居民家庭的恩格尔系数为43.7%。从经济条件看,我国居民有提升自身的医疗保障水平的潜能。西方经济学理论中的绝对收入消费理论、相对收入消费理论、生命周期消费理论以及永久收入消费理论都认为,消费支出来源于收入,收入水平决定消费水平。卫生支出是消费支出的一种,因此收入水平决定卫生支出水平[1]。但有数据显示,2007年我国卫生总费用为11289.5亿,仅占国内生产总值(GDP)的3.75%①。这说明我国的医疗保障水平还处于较低层次,如何将居民对医疗保障的潜在需求变成现实的需求是当前值得深思的问题。

我国商业健康保险保费收入从2000年的65.48亿元上升至2007年的382.47亿元,年环比增长率为28.68%②,超过同期寿险的增长率。但商业健康保险的发展对我国医疗保障水平的提升究竟是否有贡献,各地区之间是否有所不同,这些问题乃是本文所要探讨的重点。

二、商业健康保险对医疗保障水平贡献的理论分析

医疗保障水平是指一个国家对其国民能够提供的医疗保障程度,通常可以用医疗需求、医疗费用、保障范围等表示一个国家的医疗保障水平[2]。从经济学的角度可以将人们消费医疗服务的行为视为一种经济行为,那么就可以运用经济学的供求理论来分析商业健康保险对医疗保障水平的贡献。

根据供求理论,医疗市场就如同其他普通的商品市场一样,由医疗价格这一“看不见的手”来调节其供给和需求,使得该市场达到均衡。如图1所示,其中纵轴代表医疗价格,横轴代表医疗需求量。在不考虑商业健康保险时,医疗市场由供给曲线S和需求曲线D1表示,此时市场的均衡是E1(P1,Q1)。当考虑商业健康保险之后,人们实质上支付的医疗费降低,将导致人们消费行为的转变,进而导致对医疗服务需求的转变。

需求的变化有两种情况:一是需求的增加,需求曲线向右平移,如图1所示平移至D2,此时市场均衡为E2(P2,Q2);另一种情况是需求弹性减小,即人们对价格的敏感性降低,如图1所示转移至D3,此时市场均衡为E3(P3,Q3)。显然,当均衡为E2、E3时,P2、P3大于P1和Q2、Q3大于Q1,故此时医疗费用都超过均衡为E1时的医疗费用。以E1至E2的变化为例,原来的医疗费用为P1E1Q1O,需求曲线平移后的医疗费用为P2E2Q2O,但是保险公司提供P2-P*价格补助,即保险公司支付相当于P2E2FP*的医疗费用,则人们实质支付的医疗费用为P*FQ2O①(与P2E2Q2O相当)。也就是说,在有商业健康保险参加的医疗市场中,人们实质上支付的医疗费用没有变化,但总的医疗费用增加了,即商业健康保险提升了社会的医疗保障水平。

三、商业健康保险对医疗保障水平贡献的实证分析

当前,我国医疗费用的支付主体有社会保险、商业健康保险以及个人三方面。虽然商业健康保险发展迅速,但其支付的医疗费用占比很低,仅占全国医疗费用支出的3%,个人支付比例高达78.37%②。由此可见,商业健康保险仍有很大的发展空间,尤其是在当前全国各地区经济发展不均衡、城乡差距悬殊的情况下,为减轻各地居民的医疗负担,提高居民的医疗保障水平,应拓展商业健康保险的覆盖面。

(一)数据选取与模型建立

本文选取各地商业健康保险人均保费作为衡量其发展水平的指标,选取各地人均医疗保健支出作为衡量医疗保障水平的指标。由于我国商业健康保险历史较短,故选取的面板数据为1999―2007年全国30个省市③的商业健康保险人均保费和人均医疗保健支出。其中商业健康保险人均保费由根据《中国保险年鉴》(2000―2008)和《中国人口年鉴》(2000―2008)数据整理所得,人均医疗保健支出根据《中国统计年鉴》(2000―2008)整理所得。

构建面板数据基本模型,以人均医疗保健支出为被解释变量,以商业健康保险人均保费为解释变量。对数据进行对数化处理,可以使得数据更加平滑,并且使得回归系数更富有经济意义,令LnPM和LnPP分别代表人均医疗保健支出的对数和商业健康保险人均保费的对数。本文的基本模型如下:

LnPMit=?琢it+?茁itLnPPit+?着it (1)

其中i=1,2,……30,代表全国30个省市区,t=1,2,…… 9,代表1999―2007年之间的不同年份。

(二)单位根检验

为了避免出现伪回归,在对面板数据进行回归之前,首先对数据进行单位根检验。本文采用LLC、IPS、ADFFisher和PP-Fisher四种方法对面板数据进行检验,所用软件为EViwes5.0,结果如表1所示。

由表1可知,在5%的显著性水平下,面板数据的水平值是序列平稳的,即可以拒绝存在单位根的假设,不存在伪回归现象,可以直接用该面板数据进行回归。

(三)面板数据回归分析

1.混合估计模型

首先,采用混合模型对面板数据进行估计,不考虑不同省市区的个体差异以及不同时间截面上的差异,模型转变为:

LnPMit=?琢+?茁LnPPit+?着it (2)

其中i = 1,2,……30;t = 1,2,…… 9。

根据1999―2007年30个省市区的混合数据,为了减少截面数据造成的异方差影响,选择截面加权的广义最小二乘法(GLS)估计的结果如表2所示。

根据表2显示的回归结果,LnPPit的t统计量为正数,且数值较大,通过了1%显著性检验,说明商业健康保险人均保费与人均医疗保健支出之间存在显著正相关关系。另外,模型的R2和调整的R2接近1,模型拟合效果较好,但D-W值为0.82,自相关问题较为严重。为消除自相关问题,在解释变量中加入AR(1),得到回归结果如表3所示。

根据表3的回归结果DW值为2.28,可见自相关问题得到解决。此时,LnPPit系数的t值为7.03,通过了1%显著性水平检验,弹性系数为0.11。但只是全国总体的弹性,具体到各个地区仍需作进一步分析。

2.固定效应模型

由于本文选取全国30个省市区的面板数据,意在研究数据本身的关系,而并非利用随机抽样来对总体进行推论,故采用固定效应模型优于随机效应模型。

(1)变截距模型

采用变截距模型,可以考察不同省市区截距的差异性。

LnPMit=?琢'+?琢i+?茁LnPPit+?着it(3)

其中,i = 1,2,……30;t = 1,2,…… 9;?琢'代表总体平均截距;?琢i反应了不同省市区截距对全国总体平均水平的一种偏离,且αi=0;系数?茁代表各地区商业健康保险人均保费对人均医疗保健支出的平均弹性。该模型估计的各项统计指标见表4,对不同省市区固定效应值的估计结果见表5。

通过对各地区固定效应值的分析,可以大致了解商业健康保险对医疗保障水平贡献的地域差异。事实上,各地区的医疗保障水平除了受商业健康保险因素影响外,还与当地的经济水平、卫生资源、社会保障等因素息息相关,这一点也由表5的数据得到证实。北京、天津、上海、浙江、广东、山东等经济较发达地区的固定效应值为正,而安徽、江西、河南、广西、贵州等经济相对落后地区的固定效应值为负。

(2)变系数模型

为了更深入考察各省市区商业健康保险对医疗保障水平贡献的差异性,建立变系数模型:

LnPMit=?琢+?茁iLnPPit+?着it (4)

其中,i = 1,2,……30;t = 1,2,…… 9。

表6回归结果显示,变系数模型的R2和调整的R2接近1,模型拟合效果良好,D-W值为1.54,不存在序列自相关,且各省市区的弹性系数?茁t的t值较大通过1%显著性水平检验。各地区商业健康保险人均保费对人均医疗保健支出的弹性系数不统一,验证了商业健康保险对医疗保障水平的贡献存在地区差异。

以各省市区的弹性系数、商业健康保险人均保费和人均医疗保健支出三种因素作为变量,用软件SPSS17.0进行系统聚类分析分类结果见表7。

第一类地区的医疗保障水平和商业健康保险发展水平在全国都处于中等,总体看来弹性系数不高,说明商业健康保险没有较好的发挥其补充作用,医疗费用的支付过多的依赖个人支出和社保支持。各个保险公司应当积极探索在以社保为主体地位的医疗保障制度下,商业健康保险的发展模式,以促进当地医疗保障水平的提升。

第二类只包括北京市和上海市,两地的医疗保障水平和商业健康保险发展水平远远高于其他地区,其中北京的弹性系数大于上海的弹性系数,说明商业健康保险在北京市更能促进医疗保障水平的提升。

第三类由天津和浙江两地组成,两地的医疗保障水平和商业健康保险发展水平紧随北京市和上海市,但是弹性系数都较小。究其原因,可能是两地的医疗保障水平已达到一定的高度,商业健康保险的发展处于“瓶颈”。此时应当深入市场调查,优化健康险产品结构,针对不同消费群体的需要设计险种,走专业化发展道路。

第四类地区的情况则刚好相反,在较高的医疗保障水和商业健康保险发展水平下保持了良好的弹性系数,说明商业健康保险的市场仍有潜力可挖。

第五类地区的医疗保障水平和商业健康保险发展水平相对较低,各地的弹性系数也较小。笔者认为弹性系数低下与当地的经济水平有很大关系,即在整个经济状况不佳的大背景下,当地医疗保障水平的提升受到制约。此时不能仅从商业健康保险方面来提升医疗保障水平,更要统筹社会、经济、思想意识等各方面因素,需各个方面的配合和相互促进。

第六类地区的弹性系数普遍较高,虽然医疗保障水平和商业健康保险发展水平较低,说明商业健康保险在当地有良好的推广基础,适宜在各省市区进一步扩大覆盖率。

四、结论及启示

在实证分析中,本文采用混合模型、变截距模型以及变系数模型对面板数据进行回归分析,证实商业健康保险对提升医疗保障水平有促进作用,即实证数据支持理论结论。综合各个不同模型的回归结果,商业健康保险人均保费对人均医疗保健支出的弹性系数不超过1,其中最大为0.94,最小为0.11,基本都位于0.2与0.5之间,贡献作用并不显著。同时,根据聚类分析的结果得出商业健康保险对医疗保障水平的贡献作用在地区之间存在差异,因而商业健康保险在不同省市区理应采用不同发展规划,全面推进各地医疗保障水平的提升。通过以上结论笔者得出以下几点启示。

(一)专业化发展道路

根据实证回归分析的结果,在部分经济较发达地区商业健康保险的发展逐渐面临“瓶颈”问题――在较高的生活水平和良好的医疗保障水平下,消费者对健康保险产品提出更加专业的要求,导致健康保险市场供给与需求之间的巨大缺口。显然,在这些地区商业健康保险不能仅仅停留在提供基本医疗保障水平的险种,而是要提供更为高端、更大保障范围、更具个性化的健康险产品。因而,商业健康保险需进一步细分市场,走专业化发展道路。

事实上,2005年中国人民健康保险股份有限公司(以下简称“人保健康”)的正式营业已为我国商业健康保险走专业化道路揭开了序幕。目前,我国共有人保健康、中国平安健康保险股份有限公司(以下简称“平安健康”)、瑞福健康保险股份有限公司(以下简称“瑞福德健康”)和昆仑健康保险股份有限公司(以下简称“昆仑健康”)四家专业健康保险公司,除人保健康之外,其余发展状况均不理想。2009年1月至11月,平安健康、昆仑健康、瑞福德保费收入为7828万、4291万、2305万,位居全国54家寿险公司的末端,而人保健康以55亿保费收入跻身前11位①,并首次实现盈利,2009年净盈利为0.14亿②。可见,在此方面,德国的经验尤其值得借鉴。德国社保模式下构建严密的商业健康保险法律框架,严格分业经营,坚持产品创新,在政策变动中开创属于商业健康保险的“蓝海”[3]。

(二)加强农村市场开发

根据实证回归分析的结果,部分经济欠发达地区商业健康保险人均保费对人均医疗保健支出的弹性系数较大,适宜推广商业健康保险,而扩大其覆盖率的关键就在于推动商业健康保险在农村的发展。

我国是农业大国,有9亿多农村人口,尤其是在部分经济欠发达地区,农村人口占据大多数。从需求角度出发,随着农村经济的发展,农村低下的医疗保障水平和农民客观需求之间的矛盾日益激化,因病致贫、因病返贫的现象仍时有发生,商业健康保险在农村有较大的潜在需求[4]。从社会保障体系来看,我国城乡医疗保障水平存在“鸿沟”,要拉近两者的距离仍需一定的时间,在这一过渡阶段,商业健康保险需充分发挥对社会保险的补充作用,提升农村医疗保障水平,从而推动各省市区总体医疗保障水平向前迈进。

(三)构建新型商业健康保险模式

根据实证回归分析的结果,部分经济欠发达地区商业健康保险人均保费对人均医疗保健支出的弹性系数较小,适宜统筹各方面因素共同提升医疗保障水平,而对于商业健康保险可尝试构建一个集预防保健、健康教育和医疗服务于一体的新型模式[5]。目前,商业健康保险提供的服务都是“事后”的,即被保险人只有生病才能得到经济补偿,健康保险并不能保障购买者的健康。因此,保险公司应更多地考虑对疾病的预防,提供健康教育、健康咨询等服务,降低被保险人得病的机率,真正从实质上让购买健康保险的消费者得到健康。

参考文献:

[1]刘思.中国健康保险市场规模实证分析[J].保险研究,2009(2):22-28.

[2]布莱克,斯基博.人寿与健康保险[M].北京:经济科学出版社,2003:45-48.

[3]张玲玉,薛罡.德国商业健康保险发展现状及经验借鉴[J].金融经济,2008(20):93-94.

[4]董汀.我国农村商业健康保险市场运营模式探析[J].商业经济,2009(1):85-87.

[5]尚汉冀,李荣敏,黄云敏.健康保险与医学统计[M].上海:复旦大学出版社,2007:32-33.

①数据来源:笔者根据2009年中国统计年鉴相关数据整理得出。

②数据来源:笔者根据2008年中国保险年鉴相关数据整理得出。

①这里医疗费用仅考虑个人支付和商业健康保险的情况,忽略社会保险的作用。

②资料来源:朱俊生,武瑞.商业健康保险市场回顾与展望[J].中国保险,2007(3):13-16.

③其中商业健康保险保费数据缺失,故将其略去。

健康经济学论文范文第5篇

关键词：人力资本存量；教育性人力资本；健康性人力资本；流动性人力资本；经济增长

中图分类号：F240 文献标识码：A

收稿日期：2013-06-15

作者简介： 孙东生（1964-），男，黑龙江克东人，哈尔滨工程大学经济管理学院教授，哈尔滨商业大学管理学院教授，博士研究生导师，管理学博士，龙江学者，研究方向：企业战略管理；易加斌（1978-），男，四川阆中人，哈尔滨商业大学管理学院副教授，管理学博士，研究方向：知识管理。

基金项目：黑龙江省自然科学基金项目，项目编号：G201132；黑龙江省第三产业重点学科群建设规划项目（2012-2015）资助。 在知识经济时代，人力资本存量的提升既是国家竞争力的根本，也是促进国家发展的原动力。经济学家们普遍认为，一个国家的经济增长，除了有形的物质资本、生产技术与自然资源之外，还包括人力资本的有效累积、改善和充分运用。而人力资本的投入与运用，除了需要通过不同教育水平与训练方式的配合之外，还需要诸如成人教育、在职培训、卫生保健等其它条件的支持。由于人力资本构成的复杂性，使得人力资本的测量及其与经济增长的内在关系成为人力资本研究中的一个热点和难点。伴随着中国改革开放战略的纵深发展，中国经济30多年来取得了举世瞩目的成就，已经成为全球第二大经济体，人均GDP收入也向中等发达国家稳步迈进。但另一方面，虽然中国成为全球经济大国，但还不是经济强国，其经济发展模式主要是依靠物质资本、自然资源以及廉价劳动力等传统要素的投入，人力资本存量对经济增长的贡献率还有限。未来中国经济要想完成从“制造型大国”向“创造型大国”发展模式的转型，就必须更多地依赖于人力资本的投入、改善和充分运用。本文对我国目前的人力资本存量的现实状况做一个清晰的梳理和描述，并通过对我国与西方发达国家人力资本存量的国际比较来洞悉我国人力资本的优势与劣势，在此基础上，基于人力资本存量及其各维度与经济增长的内在关系，来构建促进我国人力资本存量发展的对策机制。

二、理论基础与研究假设

（一）人力资本理论及其维度划分

人力资本是指个人与生俱来或后天取得的智力与体力资产，包括知识、能力、技术、智慧与创新等，主要通过教育、训练、经验累积、终身学习以及劳动力流动等方式获取。在组织系统中因人力资本的发挥使得组织的竞争优势得以提升，并进而带动国家经济增长与社会的整体发展。尽管人力资本被视作促进组织发展与国家经济增长的重要要素，但对人力资本的度量一直是研究的难点，目前仅有少数学者对其进行了初步的研究。比如，胡鞍钢（2002）用人口受教育年数来表示人力资本，计算了1982-2000年中国各类文化程度人口及人口受教育年数，来分析人力资本增长情况。钱雪亚和刘杰（2004）认为人力资本投资主要有教育投资、培训投资和卫生保健投资三层面构成，并将人力资本存量区分为“人力资本资源总量”和“人力资本运行总量”。周德禄（2005）以人口规模、平均受教育年限、平均工作年限和平均预期存活年限作为群体人力资本的核算指标，对改革开放以来山东省在业人口的群体人力资本积累进行了实证分析。朱平芳和徐大丰（2007）基于Casey B. Mulligan和Xavier SalaI-Marti的人力资本估算思想，借鉴教育年限法和收入法，构建了中国城市人力资本估算框架。李海峥等采用了Jorgenson-Fraumeni的终生收入法（J-F法），构建了中国人力资本测度指数，并对1985-2007年中国人力资本年度总量及相应的年度人均人力资本进行了度量。上述对人力资本度量的方法尽管各有不同，但都涉及到人力资本理论所阐明的教育、培训、卫生保健、工作变动与人口迁移等构成要素。

本文综合学者们度量人力资本的层次与指标，结合世界银行、联合国计划发展署、世界经济论坛等国际组织在测度世界各国人力资本存量中所采用的指标体系，考虑到国际比较的通行性，将人力资本存量划分为教育性人力资本、健康性人力资本、流动性人力资本3维度共计16项测量指标，来对我国人力资本存量水平与其它国家人力资本存量水平进行比较分析，并在此基础上对人力资本存量与经济增长的关系进行实证检验。

总第437期

孙东生：人力资本存量与经济增长关系实证研究

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商 业 研 究

2013/09（二）人力资本存量与经济增长的关系

在Schultz正式提出人力资本理论后，学者们开始采用定性分析与计量实证等多种方法对人力资本存量与一国经济增长的关系进行了研究。Benhabib和Spiegel（1994）基于主要发达国家横断面数据的实证研究发现，人力资本主要是通过技术创新和向国外的学习能力这两个中介变量来对经济增长产生影响效应。Engelbrecht（2003）对25个OECD国家人力资本存量与经济增长之间的关系进行了实证检验，结果发现人力资本存量对一个国家的经济发展具有显著性的正向影响机制。Fleisher（2010）等对中国人力资本与经济效率之间的关系进行了研究，结果表明人力资本在提升中国经济效率和缩小地区差异等方面发挥了重要的作用。陈灿平（2009）构建了基于经济增长内生理论的人力资本与经济增长关系模型，研究了教育所引致的人力资本产出增加对我国经济增长的作用，结果发现：总体上，人力资本存量对经济增长具有正效应，但人力资本对经济增长的长期促进作用微弱，而在短期来说，这种效果又比不上资本对经济增长的作用。刘帆（2012）建立了以 GDP 为被解释变量，物质资本和在业人口人力资本存量为解释变量的生产函数回归方程，利用1998-2010 年我国 GDP 总量和人均 GDP 的统计资料，对在业人口人力资本存量对经济增长影响的效应进行了检验，结果表明，我国就业人员总体人力资本存量水平并不高，因而其对经济增长的促进作用还没有充分发挥出来。

除了从整体上研究人力资本存量与经济增长之间的关系之外，学者们也从人力资本存量所包含的各维度出发，研究了教育性人力资本、健康性人力资本、流动性人力资本与经济增长的关系。其中，教育性人力资本主要通过两个途径对一个国家的经济增长产生正向贡献：一是通过劳动力素质提升带来的生产效率的提升；二是通过教育促使人们的知识水平和观念的改进来提升劳动者素质和劳动生产效率。学校教育提供了劳动力进入社会之前的资本存量，而在职培训和成人教育则是知识经济时代背景下构建终身学习投资从而提升人力资本存量的重要途径。健康性人力资本对经济发展也有正向贡献。Edward 和Wolff（2000）将预期寿命作为健康性人力资本的替代变量代入到经济增长模型中，结果显示健康性人力资本在人力资本对经济增长的影响中具有重要作用，若将健康资本从人力资本变量中剔除，则会产生估计上的偏误。罗凯（2006）的实证研究表明，健康人力资本与中国经济增长之间有显著的正向关联，预期寿命每延长1岁，GDP增长率相应提高106%-122%。在经济全球化与竞争国际化的知识经济时代背景下，优质的人力资本已成为国家、地区以及组织间竞相追求的重要资产，从而带来了人力资本的流动，这种流动不再局限于国家内部，而是全球性的跨国流动，由此劳动力流动成为新形势下人力资本的重要维度。林季平（2005）对台湾的实证研究结果显示，台湾在1962-1969年间的劳动力流动与转移促进了台湾劳动生产率的提高，为经济增长做出了921%的贡献，这表明流动性人力资本具有提高劳动生产力和促进经济增长的作用。段平忠（2007）对1985-1990年间我国分地区流动人口的素质状况对地区经济增长的影响进行了研究，结果表明，仅流动人口中的智力资本就为我国的经济增长带来了大约725亿元国民生产总值的价值；同时，流动人口中的智力资本也极大地促进了东部地区和西部地区的经济增长。

综合以上对学者们的文献分析，我们可以推测，无论是在人力资本存量的总体效应上，还是在人力资本所包含的教育性人力资本、健康性人力资本、流动性人力资本3维度要素效应上，人力资本存量对经济增长都大致具有正向的影响机制。由此，本文提出如下假设：

H1：人力资本存量对经济增长具有显著的正向影响。

H1a：教育性人力资本对经济增长具有显著的正向影响。

H1b：健康性人力资本对经济增长具有显著的正向影响。

H1c：流动性人力资本对经济增长具有显著的正向影响。

（三）人力资本存量各维度之间的关系

除了人力资本作用于经济增长的直接效应之外，人力资本各维度之间还存在相互之间的影响并由此形成对经济增长影响的间接效应，主要体现为教育性人力资本、健康性人力资本与流动性人力资本的关系和教育性人力资本与健康性人力资本之间的关系。

1.教育性人力资本、健康性人力资本与流动性人力资本的关系。劳动力流动是一个国家经济社会发展过程中不可避免的现象。作为人力资本存量的一个重要维度，劳动力流动的程度及其对经济发展的贡献大小，又与健康状况、学校教育、在职培训、成人教育等密切相关。在当前信息技术快速发展、知识传播借助于网络呈现倍增的全球化时代，劳动力自身养成终身学习习惯，通过在职培训、成人教育、知识分享以及系统性的学校学习等多元化、弹性化的管道来不断吸取新的知识，累计自我的人力资本存量，通过人力资本市场的流动效应，来实现人力资本存量的保值和增值，并为促进经济社会的发展做出积极贡献。张利萍（2007）等认为，在工业化发展过程中，劳动力已有的受教育程度对劳动力流动发挥了重要作用。在中国新型工业化的发展进程中，教育对劳动力流动越来越发挥着不可替代的作用，但我国当前存在着农村人口的受教育程度和劳动力流动的需求不相适应、农民工及其子女的教育需求与教育机会不相适应等问题，从而阻碍了劳动力的顺利流动。吴克明和田永坡（2008）的实证研究结果表明，劳动力流动提高了教育收益率23%。因此，提高教育收益率的有效途径在于进一步深化劳动力流动制度改革。Makenzie和Rapoport（2007）对墨西哥与美国之间的劳动力流动进行了研究，结果发现，劳动力个人的受教育程度会明显影响到劳动力流动的意愿和方向。Judith和Gordon（2005）的研究结果显示，在国际人才流动的过程中，高收入国家常常通过罢免低收入国家缺乏健康的劳动者来确保生产效率的稳定性；而那些健康且受过良好高等教育、具有高技术能力的人才，往往成为发达国家人才引进的主要对象。综上分析，对教育性人力资本、健康性人力资本与流动性人力资本的关系，本文提出如下假设：

H2：教育性人力资本与流动性人力资本之间显著正相关。

H3：健康性人力资本与流动性人力资本之间显著正相关。

2.教育性人力资本与健康性人力资本的关系。随着对人力资本研究的深入，对人力资本中所包含的健康状况与教育程度之间的关系逐渐成为研究的热点。Grossman（1976）认为个人教育程度的提升，有助于个人增强健康意识，并加大对健康的投入，从而提升健康的生产效率，最终增加健康性人力资本存量。因此，教育对健康具有积极的正向影响。（1997）等基于1990年人口普查抽样数据的实证研究结果表明，随着我国人口受教育程度的上升，人口的死亡率有明显下降的趋势，同时，人口平均期望寿命呈现出伴随着教育程度的上升而延长的规律性。张纯元（2001）基于中国老龄人口的经验数据，对受教育程度与健康水平之间的关系进行了实证研究，结果发现，教育程度可以显著地改善老年人的健康水平。许军（2006）等采用自评健康状况量表，对深圳市居民的健康状况与受教育程度之间的关系进行了研究，结果发现深圳市居民的健康状况随着教育水平程度的提高而增高。其中，文盲、小学和初中文化水平的居民健康状况低于高中及以上受教育程度居民的健康状况。余祖伟（2010）对教育水平和健康状况关系的实证研究结果也表明，在控制了其它变量的影响后，教育对健康有着显著的直接的作用，接受教育的年限越多，健康状况越好。综上分析，对教育性人力资本和健康性人力资本的关系，本文提出如下假设：

H4：教育性人力资本与健康性人力资本之间显著正相关。

基于上述理论回顾、文献梳理与假设推演，形成本文研究的概念模型，如图1所示。

图1 人力资本与经济增长关系概念模型 二、研究设计与实证方法

（一）变量设计与测量指标

1.被解释变量：经济增长。经济增长是指因生产技术改进、资本量增加以及劳动生产力增加等缘故，使得一个经济体系（通常为一个国家或地区）中以货币或劳务衡量的生产量在一段时间周期（通常以1年为单位）内持续、稳定的增加。为了确保人力资本对经济增长贡献计算的精确性，本文对经济增长的操作型定义是计算一个国家人均GDP产出的情形，即以2011年各个国家的人均国内生产总值（Real GDP per capita，人均GDP）为经济增长的计算指标。

2.解释变量：人力资本存量。人力资本存量是指个人通过教育、训练、经验累积、终身学习以及劳动力流动等方式获得的包括知识、能力、技术、智慧与创新等资产。按照人力资本获取的途径和包含的要素，本研究将人力资本存量划分为教育性人力资本、健康性人力资本、流动性人力资本3个维度。

第一，教育性人力资本。教育性人力资本是人力资本中所包含的通过教育而获得的各种知识与智慧资产。按照获得知识与智慧的途径，教育性人力资本包括学校教育、在职培训以及成人教育三层面。其具体的测量指标包括教育经费占GDP的比例、高等教育在学率、中等教育在学率、职业教育在学率、专业研究人员比率、员工培训重视度、员工培训范畴、知识转移程度、合作研究程度、高等教育适应程度10项指标。

第二，健康性人力资本。健康性人力资本是人力资本中所包含的先天存在以及通过后天努力而获得的卫生、健康等资产。本研究对健康性人力资本的测量指标包括医疗保健支出经费占GDP的比例、医生从业人员比例、预期寿命3项指标。

第三，流动性人力资本。流动性人力资本是人力资本中所包含的通过人才在组织间、区域间甚至国家之间的流动与转移而产生的资产。本研究对流动性人力资本的测量指标包括人才外流程度、人才吸引程度、人才净迁移率3项指标。

借鉴李信兴（2007）的做法，本研究对各个国家人力资本存量综合指数的计算，首先采用主成分分析计算出人力资本存量三维度的单一指数；其次，为了避免分数出现负值而不利于比较分析，再利用数学公式PR=100/（1+e-pc），将之转换成百分制分数；最后再将人力资本存量三个维度转换后的百分制分数加总后求其平均，即为各国人力资本存量综合指数的分数，分数越高，表示该国人力资本存量水平越高。

（二）样本与数据

本研究的数据来源主要来自于世界银行的“世界发展指标（2011）”、世界经济论坛的“全球竞争力报告（2011-2012）”和瑞士洛桑国际管理学院的“世界竞争力年度报告（2010-2011）”中各个国家关于经济增长与人力资本存量的相关数据。

1.世界银行“世界发展指标（2011）”。世界发展指标（2011）了全球主要国家在经济规模、人口、环境、经济、政府与市场、全球联系六方面的发展指标。本研究对教育性人力资本中的教育经费占GDP的比例、高等教育在学率、中等教育在学率、职业教育在学率和流动性人力资本中的人才净迁移率测量条款的数据来源于此。

2.世界经济论坛“全球竞争力报告（2011-2012）”。全球竞争力报告（2011-2012）从制度、基础建设、总体经济、健康与初等教育、高等教育与训练、市场效能、技术灵敏度、企业成熟度以及创新等9方面共89个测量指标对125个国家与经济体的竞争力进行了分析和排名。本研究对教育性人力资本中的专业研究人员比率、员工培训重视度、员工培训范畴、知识转移程度、合作研究程度、高等教育适应程度测量条款的数据来源于此。

3.瑞士洛桑国际管理学院“世界竞争力年度报告（2010-2011）”。瑞士洛桑国际管理学院所发表的世界竞争力年度报告的评测的指标主要分为经济绩效、政府效率、企业效率、国家基础设施四大类共计323个指标。本研究对健康性人力资本的医疗保健支出经费占GDP的比例、医生从业人员比例、预期寿命和流动性人力资本中的人才外流程度、人才吸引程度测量条款的数据来源于此。

通过对上述三个国际组织所的与人力资本相关的统计资料的统计与整理，剔除掉缺乏数据的国家，最终形成了55个有效的样本国家数，这55样本国家成为本文对人力资本存量国际比较及其与经济增长关系分析研究的主要对象。

三、数据分析与假设检验

（一）样本数据的有效性分析

对样本数据有效性的分析，主要是通过教育性人力资本、健康性人力资本和流动性人力资本各测量条款的主成分加权系数和特征值来体现的，其结果如表2所示。从中可以看出，教育性人力资本特征值为6516，解释变异量为81436%；健康性人力资本特征值为1927，解释变异量为68395%；流动性人力资本特征值为2179，解释变异量为71467%。这说明本研究所构建的人力资本存量三维度指标对人力资本存量解释的变异性方面，教育性人力资本可以解释81436%的变异量；健康性人力资本可以解释68395%的变异量；流动性人力资本可以解释71467%的变异量。由此表明本研究所建构的教育性人力资本、健康性人力资本和流动性人力资本三维度指标能够有效地解释各国人力资本存量的变异性。

（二）人力资本存量的国际比较分析

本文将55个国家的人力资本存量指数的计算结果划分成三个梯队。鉴于篇幅问题，本文仅仅从55个世界主要国家选取了每一个梯队的部分国家来反映人力资本存量综合指数及其各维度指数的排名情况，如表4和图2所示。从表4和图2可以看出，在主要的55个国家排名中，我国教育性人力资本指数值为5808，排名第29位，位居第二梯队；健康性人力资本指数值为4028，排名第38位，位居第三梯队；而流动性人力资本同样位于第三梯队，但指数值最低，为2598，排名第46位。加总平均后的我国人力资本存量综合指数为4145，也位于第三梯队，排名第38位。这一结果表明，我国的人力资本存量无论是在总体水平上，还是在教育性人力资本、健康性人力资本和流动性人力资本的分项指标上，与其它发达国家的人力资本存量指数相比，都还存在很大的差距。虽然随着我国教育事业的快速发展，我国的人力资本存量已经取得了一定的成就，但与排名前列的瑞典、美国相比，还有很大的改进空间。而在流动性人力资本方面，基于目前中国二元化的社会发展格局和户籍制度等方面对劳动力流动的阻碍，未来要提升我国的流动性人力资本水平，还有很长的路要走。

（三）假设检验与结果讨论

本研究以 Amos70 为主要分析工具，采用结构方程模型对所提出的理论模型和研究假设进行检验。模型拟合值结果如表5所示，从中可以看出，模型的卡方与自由度的比值（χ2/df）为2356，小于建议值3；拟合优度指标GFI为0928，调整的拟合优度指标AGFI为0912；基准拟合指数NFI值为0930，比较拟合指数CFI值为0925。其检验结果均符合要求。因此，本文假定的人力资本存量与经济增长关系理论模型是可以接受的。

图3所示的人力资本存量与经济增长关系概念模型路径分析结果显示，假设1的3个子假设H1a 、H1b和H1c都在001的显著性水平上得到了验证，即教育性人力资本（γ =0665，p

假设H2提出了教育性人力资本与流动性人力资本之间的正向关系，但结构方程模型的统计结果却得出了完全相反的结论，即教育性人力资本与流动性人力资本之间存在负向关系（γ =-0486，p

图3 人力资本与经济增长关系概念模型路径分析结果

假设H3提出的健康性人力资本与流动性人力资本之间的正向关系（γ =0460，p

四、结论与启示

本文基于国际比较的视角，对全球55个主要国家的人力资本存量总体水平进行了国际比较分析，并在此基础上对人力资产存量与经济增长的关系进行了实证研究。结果发现：

第一，全球55个主要国家的人力资本存量水平可以分为三个梯队。我国的我国人力资本存量综合指数排名第38位，位于第三梯队。在人力资产存量的各维度表现上，我国教育性人力资本指数排名第29位，位居第二梯队。健康性人力资本指数值为排名第38位，流动性人力资本指数值最低，排名第46位，两者都位于第三梯队。

第二，人力资本存量（包括教育性人力资本、健康性人力资本和流动性人力资本）对经济增长具有显著的正向影响机制；健康性人力资本与流动性人力资本存量、教育性人力资本存量之间均具有显著的正向关系；教育性人力资本与流动性人力资本之间存在负向关系，即人力资本存量中的教育性资产越多，反而不利于通过劳动力的流动来促进人力资本的保值和增值。

本文的研究结果为我国通过人力资本存量水平的提升来促进经济发展的转型提供了重要的启示。人力资本的素质是促进国家经济发展的原动力，人力资本存量的水平决定了一个国家经济发展的高度和潜力，也是衡量一个国家财富的关键性指标。我国的人力资本存量无论是在总体水平上，还是在健康性人力资本、流动性人力资本、存量性人力资本各指标上，都还与主要发达国家存在很大的差距。对此，我国要基于人力资本存量中存在的问题和中国经济转型发展的要求，通过注重高等教育规模与质量的均衡发展、倡导终身学习的社会理念、加大对医疗保健的投入、重视劳动者的健康质量、形成良好的企业与高校的合作研究和知识共享机制、构建顺畅的劳动力流动市场和政策、提升国家软环境以充分吸纳国际优秀人才等途径，来提升我国人力资本存量的水平，从而为促进我国经济增长方式从“制造型”向“创造型”的转型提供重要的人力资本支持。

参考文献：

[1] 胡鞍钢. 从人口大国到人力资本大国：1980-2000年[J].中国人口科学，2002（5）：1-10.

[2] 钱雪亚，刘杰.中国人力资本水平实证研究[J].统计研究，2004（3）：39-45.

[3] 周德禄.基于人口指标的群体人力资本核算理论与实证[J].中国人口科学，2005（3）：56-62.

[4] 朱平芳，徐大丰. 中国城市人力资本的估算[J].经济研究，2007（9）：84-95.

[5] 李海峥，梁玲，Barbara Fraumeni. 中国人力资本测度与指数构建[J].经济研究，2010（8）：42-54.

[6] Fleisher，B.，Haizheng.Li.，Minqiang Zhao.Human Capital，Economic Growth，and Regional Inequality in China[J].Journal of Development Economics，2010，92（2）：215-231.

[7] Edward N.，Wolff. Human capital investment and economic growth：exploring the cross country evidence [J].Structural Change and Economic Dynamics，2000，11（4）：433-472.

[8] Judith，B. M.，Gordon，M. The international migration of health workers：a human rights analysis[M].London：British Medical Association，2005.