摘要：我國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用籌資來(lái)源一般由政府衛(wèi)生支出、社會(huì)衛(wèi)生支出和個(gè)人衛(wèi)生支出三部分構(gòu)成。文章利用2011—2018年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型及中介效應(yīng)模型，以產(chǎn)業(yè)集聚為中介效應(yīng)，探究政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的影響。研究發(fā)現(xiàn)：政府衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值有顯著正效應(yīng)，主要是通過(guò)促進(jìn)鄰近地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚從而推動(dòng)其醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值增長(zhǎng)。社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)本地醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值和產(chǎn)業(yè)集聚都具有顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)鄰近地區(qū)均表現(xiàn)出一定的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，但社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的影響同樣在一定程度上依托醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚這一中介變量。個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值表現(xiàn)出直接的促進(jìn)作用，而對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚無(wú)顯著影響。

　　關(guān)鍵詞：衛(wèi)生總費(fèi)用;醫(yī)藥制造業(yè);空間杜賓模型;中介效應(yīng)

　　0引言

　　產(chǎn)業(yè)集聚作為產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在地理空間上的首要表現(xiàn)特征，也是產(chǎn)業(yè)規(guī)模發(fā)展最為明顯的表現(xiàn)形式之一，如我國(guó)部分地區(qū)興起的“張江藥谷”“濟(jì)南藥谷”“京南藥谷”等就是典型的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象。現(xiàn)階段，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)集聚進(jìn)行測(cè)度的方法主要包括行業(yè)集中度、赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)、區(qū)位熵、空間基尼系數(shù)、E-G指數(shù)等[1]。關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)制造業(yè)增長(zhǎng)影響的研究，其結(jié)論主要體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)集聚的規(guī)模效應(yīng)與擁擠效應(yīng)兩個(gè)方面。

　　在產(chǎn)業(yè)集聚形成和成長(zhǎng)階段，集聚程度的提高有利于發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，通過(guò)吸引大量的資本和勞動(dòng)力流入集群地區(qū)，從而降低生產(chǎn)要素成本，推動(dòng)制造業(yè)增長(zhǎng)[2,3];當(dāng)產(chǎn)業(yè)集聚水平超過(guò)一定程度時(shí)，隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度加大，容易造成“企業(yè)扎堆”、資源錯(cuò)配與企業(yè)惡性競(jìng)爭(zhēng)，從而抑制制造業(yè)增長(zhǎng)[4—6]。由于我國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)的發(fā)展起步較晚，目前鮮有關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)影響的研究。有鑒于此，本文利用2011—2018年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間杜賓模型及中介效應(yīng)模型，以產(chǎn)業(yè)集聚為中介效應(yīng)，探究政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的影響。

　　1研究設(shè)計(jì)

　　1.1空間計(jì)量模型的構(gòu)建

　　全國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)醫(yī)藥制品的最終消費(fèi)由政府購(gòu)買(mǎi)、社會(huì)購(gòu)買(mǎi)、個(gè)人購(gòu)買(mǎi)和出口四部分組成，令Y為醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值，G代表政府購(gòu)買(mǎi)，S代表社會(huì)購(gòu)買(mǎi)，P代表個(gè)人購(gòu)買(mǎi)，EX代表出口，則有：Y=G+S+P+EX(1)由于政府衛(wèi)生支出(GH)、社會(huì)衛(wèi)生支出(SH)、個(gè)人衛(wèi)生支出(PH)并非都用于購(gòu)買(mǎi)醫(yī)藥制品，其中還包括醫(yī)療服務(wù)、倉(cāng)儲(chǔ)物流成本、人員管理經(jīng)費(fèi)等，所以假設(shè)政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出用于購(gòu)買(mǎi)醫(yī)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(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出用于購(gòu)買(mǎi)本省醫(yī)藥制品的比例相同，分別為λ1、λ2、λ3，購(gòu)買(mǎi)省外其他各省份醫(yī)藥制品的數(shù)量依賴(lài)于空間相關(guān)系數(shù)ρ和空間權(quán)重矩陣W，W對(duì)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(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值，并假定誤差項(xiàng)εi服從均值為0、方差為σ2的正態(tài)分布，即εi~N(0��σ2)。w′i為空間權(quán)重矩陣W的第i行，w′iGH=åj=1nwijGHj，w′iSH=åj=1nwijSHj，w′iPH=åj=1nwijPHj。納入時(shí)間變量并通過(guò)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(huì)和個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)本省醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率，α4、α5、α6表示除i以外其他省份的政府、社會(huì)和個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)i省份醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率，εit~N(0��σ2I)。

　　為了研究政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出的變化對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的影響，將式(4)的變量都做取對(duì)數(shù)處理，得到以下表達(dá)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(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)該區(qū)域醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)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(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)該區(qū)域醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值的支出彈性。為了消除因區(qū)域人口帶來(lái)的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，研究人均政府衛(wèi)生支出(pgh)、人均社會(huì)衛(wèi)生支出(psh)、人均個(gè)人衛(wèi)生支出(pph)對(duì)區(qū)域醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值的影響。

　　在此引入各區(qū)域年末人口數(shù)量(pop)，對(duì)各變量做如下變換：ln(Yitpopit*popit)=lnpyit+lnpopit(6)而各地區(qū)人口數(shù)量(pop)并非本文重點(diǎn)研究的關(guān)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(jì)量模型中，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多都采用莫蘭指數(shù)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。莫蘭指數(shù)能反映空間鄰接或鄰近的區(qū)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(guān)，小于0則代表區(qū)域間呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)。本文采用Moran’sI對(duì)中國(guó)各省份醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值(py)的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

　　在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，Moran’sI都在0.35以上，而且P值基本都通過(guò)了5%的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明中國(guó)31個(gè)省份的醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值在空間上存在顯著正相關(guān)性和全局的空間依賴(lài)性。這也說(shuō)明研究地區(qū)政府、社會(huì)、個(gè)人人均衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值的影響效應(yīng)時(shí)同樣需要將被解釋變量的空間滯后效應(yīng)納入模型中，所以可將方程調(diào)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(shù)據(jù)來(lái)源參考已有文獻(xiàn)，本文選取如下變量：

　　(1)被解釋變量。醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值(py),用各地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值除以同年該地區(qū)的年末人口數(shù)表示，由于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文用醫(yī)藥制造業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入代替其產(chǎn)值。

　　(2)核心解釋變量。人均政府衛(wèi)生支出(pgh)、人均社會(huì)衛(wèi)生支出(psh)、人均個(gè)人衛(wèi)生支出(pph)，均用各地區(qū)當(dāng)年的政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生實(shí)際支出除以同年該地年末人口數(shù)表示。

　　(3)控制變量。醫(yī)藥制造業(yè)人均出口交貨值(pex)，用各地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)出口交貨值除以同年該地區(qū)年末人口數(shù)來(lái)衡量。本文采用鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣作為空間計(jì)量模型的空間權(quán)重矩陣。其中鄰接矩陣是在0-1矩陣基礎(chǔ)上得來(lái)的，根據(jù)兩地區(qū)是否相鄰來(lái)設(shè)置，相鄰就用“1”表示，不相鄰則用“0”來(lái)表示，主對(duì)角元素均為“0”;經(jīng)濟(jì)距離矩陣的構(gòu)建參考林光平等(2005)[7]的研究，基于地理相鄰關(guān)系的0-1權(quán)重矩陣，即鄰接矩陣W，引入地區(qū)人均GDP的差額測(cè)度各地區(qū)間的“經(jīng)濟(jì)距離”，構(gòu)成經(jīng)濟(jì)空間權(quán)重矩陣：W*=W*E(9)其中，矩陣E的主對(duì)角元素均為“0”，非主對(duì)角元素Eij=1|Y|ˉi-Yˉj(i¹j)。

　　本文相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)自2011—2020年公布的《中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市統(tǒng)計(jì)年鑒。由于各地區(qū)衛(wèi)生總費(fèi)用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的滯后性，2020年發(fā)布的《中國(guó)衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年 鑒》中各地區(qū)的政府、社會(huì)和個(gè)人衛(wèi)生支出只統(tǒng)計(jì)到了2018年，故本文最終利用我國(guó)31個(gè)省份(不含港澳臺(tái))2011—2018年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，對(duì)個(gè)別缺失值均采用拉格朗日插值法進(jìn)行了補(bǔ)充，對(duì)于控制變量醫(yī)藥制造業(yè)出口2017年與2018年數(shù)據(jù)的缺失均采用二次指數(shù)平滑法進(jìn)行了補(bǔ)充，各價(jià)值變量均以2011年為基期，以相應(yīng)的指數(shù)進(jìn)行平減至2011年的物價(jià)水平。

　　2估計(jì)結(jié)果

　　通過(guò)對(duì)政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出影響醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的空間面板計(jì)量模型的構(gòu)建，最終對(duì)式(8)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。結(jié)果顯示，在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，赤池準(zhǔn)則(AIC)、對(duì)數(shù)似然值(LogL)和R2的結(jié)果均一致表明固定效應(yīng)比隨機(jī)效應(yīng)更適合該模型的空間計(jì)量估計(jì)。再者，在這兩種空間權(quán)重矩陣下進(jìn)行的Wald和LR檢驗(yàn)，結(jié)果均通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，一致表明式(8)的空間杜賓模型(SDM)不會(huì)弱化為空間滯后(SLM)和空間誤差(SEM)模型。

　　在以鄰接和經(jīng)濟(jì)距離為空間權(quán)重矩陣的固定效應(yīng)模型下，人均社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)本地的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)表現(xiàn)出十分明顯的正向促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)為人均社會(huì)衛(wèi)生支出每增加1%，本地的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值分別隨之增加0.632%和0.6292%。人均政府衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)表現(xiàn)出顯著的正向空間溢出效應(yīng)，而人均社會(huì)衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)表現(xiàn)出負(fù)向空間抑制效應(yīng)，人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)表現(xiàn)出正向空間溢出效應(yīng)，說(shuō)明政府衛(wèi)生支出和個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)均表現(xiàn)出不同程度的正向促進(jìn)作用，而社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)則表現(xiàn)出負(fù)向的抑制作用。醫(yī)藥制品的出口對(duì)本地的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。

　　3中介效應(yīng)分析

　　3.1中介效應(yīng)模型的構(gòu)建

　　為探究醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚(LQ)作為中介變量在政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出影響醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)中的中介效應(yīng)。為政府、社會(huì)、個(gè)人人均衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值的影響;模型2為政府、社會(huì)、個(gè)人人均衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的影響;模型3是在模型1的基礎(chǔ)上新增了醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)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(wèi)生支出及其空間滯后項(xiàng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的總效應(yīng)和直接效應(yīng)，γn´δ1(n=1��2�氇双�6)表示通過(guò)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平傳導(dǎo)的中介效應(yīng)。同時(shí)參照溫忠麟等(2004)[9]提出的較為可靠和完整的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，以確定模型變量影響之間是否存在的中介效應(yīng)。

　　3.2相關(guān)變量說(shuō)明

　　(1)中介變量。醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平(LQ)，本文采用了應(yīng)用最為廣泛的區(qū)位熵指數(shù)來(lái)測(cè)度各地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，以衡量某個(gè)區(qū)域醫(yī)藥制造業(yè)的勞動(dòng)力或產(chǎn)值占比份額與全國(guó)醫(yī)藥制造業(yè)占比份額之比。

　　3.3實(shí)證研究結(jié)果

　　通過(guò)對(duì)模型2與模型3進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果顯示，在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，通過(guò)對(duì)比模型估計(jì)的赤池準(zhǔn)則(AIC)、對(duì)數(shù)似然值(LogL)和R2，這兩個(gè)模型均一致選擇了固定效應(yīng)。通過(guò)Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)，分別拒絕了空間杜賓模型可以簡(jiǎn)化為空間滯后模型和空間誤差模型的原假設(shè)。

　　人均社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)本地醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平具有明顯的正向促進(jìn)作用，具體表現(xiàn)為人均社會(huì)衛(wèi)生支出每增加1%，本地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平分別增加0.2207%、0.2297%，而對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響，且該負(fù)向空間溢出效應(yīng)要大于對(duì)本地區(qū)的正向直接促進(jìn)效應(yīng)。而在鄰接空間權(quán)重和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，人均個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)本地及周邊醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的影響均不顯著。

　　模型3在模型1的基礎(chǔ)上新增了醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量，且在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下都顯示出產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)本地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)具有明顯的正向促進(jìn)作用，并都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)。而模型2已表明人均社會(huì)衛(wèi)生支出、人均政府衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)與人均社會(huì)衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)這三個(gè)變量對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量有顯著影響，而人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平無(wú)顯著影響。然而對(duì)比模型1和模型3，在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，人均政府衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)與人均社會(huì)衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)這兩個(gè)變量由于產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量的加入，導(dǎo)致對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的影響程度都明顯降低，且系數(shù)變的不顯著。

　　根據(jù)溫忠麟(2004)[9]研究中對(duì)中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程的解釋?zhuān)�可知醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平在人均政府衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)與人均社會(huì)衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)影響醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)中存在完全中介效應(yīng)。同樣，在鄰接空間權(quán)重矩陣下，醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平在人均社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)本地醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的影響中存在完全中介效應(yīng)，而在經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，模型3中本地區(qū)的人均社會(huì)衛(wèi)生支出的系數(shù)顯著，但較小于模型1中系數(shù)，故依然存在部分中介效應(yīng)。

　　因模型2中人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平影響的系數(shù)并不顯著，故人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)直接正向影響醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值，產(chǎn)業(yè)集聚水平在其中不具有中介效應(yīng)，同時(shí)利用Sobel法①對(duì)人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)與產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量進(jìn)行系數(shù)乘積的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下均不能拒絕系數(shù)乘積為零的原假設(shè)，因此更為嚴(yán)格地驗(yàn)證了人均個(gè)人衛(wèi)生支出空間滯后項(xiàng)影響醫(yī)藥制造業(yè)人均產(chǎn)值具有獨(dú)立性。

　　3.4穩(wěn)健性檢驗(yàn)

　　本文使用醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)值(主營(yíng)業(yè)務(wù)收入)代替企業(yè)就業(yè)人員數(shù)測(cè)度醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，同時(shí)將一階反地理距離矩陣替換鄰接和經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣，再次對(duì)式(10)中介效應(yīng)探究的三大模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，以驗(yàn)證政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)以及醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的中介效應(yīng)，檢驗(yàn)結(jié)果與前文一致，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了上文結(jié)果的穩(wěn)健性。

　　4結(jié)論

　　本文運(yùn)用2011—2018年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)以及鄰接、經(jīng)濟(jì)距離兩種空間權(quán)重矩陣，采用空間計(jì)量模型以及中介效應(yīng)模型探究政府、社會(huì)、個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)的影響，得到如下主要結(jié)論：

　　(1)政府衛(wèi)生支出對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)以及產(chǎn)業(yè)集聚水平都具有顯著的促進(jìn)作用，主要表現(xiàn)為其空間溢出效應(yīng)，但作用路徑不盡相同，政府衛(wèi)生支出通過(guò)促進(jìn)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，而產(chǎn)業(yè)集聚水平又對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)具有顯著的正向促進(jìn)作用，從而表現(xiàn)出政府衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用。究其原因，可能是由于政府衛(wèi)生支出的作用主要體現(xiàn)在政策效應(yīng)方面，即對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)扶持上，通過(guò)相關(guān)政策鼓勵(lì)醫(yī)藥制造業(yè)不斷擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，而近年來(lái)物流系統(tǒng)的發(fā)達(dá)使得跨區(qū)域購(gòu)買(mǎi)商品更為便利，貿(mào)易往來(lái)不斷擴(kuò)張，包括政府醫(yī)保清單所需醫(yī)藥制品的貿(mào)易，政府購(gòu)買(mǎi)不再據(jù)本省產(chǎn)業(yè)而壘筑高墻，而是集各省或周邊區(qū)域企業(yè)產(chǎn)品之優(yōu)勢(shì)，按需購(gòu)買(mǎi)，按質(zhì)購(gòu)買(mǎi)，同時(shí)醫(yī)藥制造企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模后，其工廠的選址并不僅僅依賴(lài)于單一的當(dāng)?shù)卣�府扶持，而是更多地考慮鄰接省份的政府扶持力度與貿(mào)易需求，最后導(dǎo)致政府衛(wèi)生支出促進(jìn)鄰近地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平的提高進(jìn)而促進(jìn)其產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)。

　　(2)社會(huì)衛(wèi)生支出對(duì)本地醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)與產(chǎn)業(yè)集聚水平都具有顯著的促進(jìn)作用，而對(duì)鄰接地區(qū)的空間溢出效應(yīng)均表現(xiàn)出一定的負(fù)向影響。與政府衛(wèi)生支出作用路徑相同，社會(huì)衛(wèi)生支出通過(guò)抑制鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平，從而抑制鄰近地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)。對(duì)于本地醫(yī)藥制造業(yè)，社會(huì)衛(wèi)生支出能直接促進(jìn)其產(chǎn)值增長(zhǎng)，同時(shí)也能借助醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量，間接促進(jìn)本地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)。

　　由社會(huì)衛(wèi)生支出的結(jié)構(gòu)可知，社會(huì)衛(wèi)生支出的主體都是企業(yè)購(gòu)買(mǎi)、鄉(xiāng)村購(gòu)買(mǎi)、個(gè)人辦醫(yī)購(gòu)買(mǎi)，具有高頻次、小體量的特性，所以普遍都會(huì)選擇本省甚至是本市的醫(yī)藥制造商購(gòu)買(mǎi)，所以社會(huì)衛(wèi)生支出的購(gòu)買(mǎi)需求會(huì)直接吸引本地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚，從而在一定程度上直接或間接地同時(shí)促進(jìn)本地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)。至于對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平和產(chǎn)值增長(zhǎng)有一定的負(fù)向溢出影響，可能是社會(huì)衛(wèi)生支出促進(jìn)本地區(qū)醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平是在吸收了周邊地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)人力資本的基礎(chǔ)上形成的，而高技術(shù)產(chǎn)業(yè)人才或勞動(dòng)力的流失會(huì)直接導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚水平的降低，進(jìn)而對(duì)其產(chǎn)出 具有負(fù)向影響。

　　(3)個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)本地及鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚水平均無(wú)顯著影響，并對(duì)本地醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)也未表現(xiàn)出明顯的促進(jìn)或抑制效應(yīng)，而對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)表現(xiàn)出不依賴(lài)于產(chǎn)業(yè)集聚水平這一中介變量的直接正向促進(jìn)效應(yīng)。由于我國(guó)各省的醫(yī)保覆蓋率不斷接近100%，大部分日常用藥以及高發(fā)病例的國(guó)內(nèi)制藥都納入醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)范圍內(nèi)，診斷醫(yī)療后僅個(gè)人支出的比例不斷減少，并且近些年來(lái)網(wǎng)上購(gòu)藥已成為日常，個(gè)人衛(wèi)生支出購(gòu)買(mǎi)藥品的廠商對(duì)象已向全國(guó)擴(kuò)張，所以個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)本地的醫(yī)藥制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)并無(wú)促進(jìn)作用屬于正常現(xiàn)象。

　　醫(yī)療衛(wèi)生論文投稿刊物：《統(tǒng)計(jì)與決策》雜志創(chuàng)刊于1985年，現(xiàn)由長(zhǎng)江出版傳媒股份有限公司主管。公開(kāi)發(fā)行的中國(guó)最具國(guó)際影響力學(xué)術(shù)期刊、中文核心期刊、中文社會(huì)科學(xué)引文索引(CSSCI)來(lái)源期刊、中國(guó)科技核心期刊、RCCSE中國(guó)核心學(xué)術(shù)期刊、湖北省精品期刊。

　　然而2009—2015年，我國(guó)關(guān)于異地就醫(yī)報(bào)銷(xiāo)的指導(dǎo)意見(jiàn)陸續(xù)出臺(tái)，但由于各省報(bào)銷(xiāo)范圍、比例等政策的不一致，直至2015年我國(guó)才開(kāi)始全面實(shí)現(xiàn)省內(nèi)異地就醫(yī)即時(shí)報(bào)銷(xiāo)，2017年全國(guó)開(kāi)始推進(jìn)醫(yī)保信息聯(lián)網(wǎng)，實(shí)現(xiàn)異地就醫(yī)住院費(fèi)用直接結(jié)算，所以在2017年以前，個(gè)人因患大病而尋求的更先進(jìn)醫(yī)療技術(shù)及醫(yī)藥制品，在其他省份的大額醫(yī)療救治費(fèi)用幾乎是自行承擔(dān)的，從而直接導(dǎo)致個(gè)人衛(wèi)生支出對(duì)鄰近地區(qū)的醫(yī)藥制造業(yè)增長(zhǎng)具有直接的正向空間溢出效應(yīng)。

　　參考文獻(xiàn)：

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　　作者：陶春海，周浩