韓春蕾 葉 智 韓 坤 賈改珍 劉大華

1.濱州醫(yī)學(xué)院公共衛(wèi)生與管理學(xué)院 山東煙臺 264003 2.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 山東濟(jì)南 250100 3.中南大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院 湖南長沙 410012

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·理論探討·

我國居民健康與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)整關(guān)系研究

韓春蕾1,2葉 智1韓 坤3賈改珍1劉大華1

1.濱州醫(yī)學(xué)院公共衛(wèi)生與管理學(xué)院 山東煙臺 264003 2.山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 山東濟(jì)南 250100 3.中南大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院 湖南長沙 410012

目的：探討我國居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，以促進(jìn)兩者協(xié)調(diào)發(fā)展。方法： 對居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行熵值法評分，采用協(xié)整理論及格蘭杰因果關(guān)系檢驗法分析探討兩者之間的關(guān)系。結(jié)果： 居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有協(xié)整關(guān)系，居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展在短期的修正力度為-0.6216，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是居民健康狀況的Granger原因。結(jié)論： 我國居民健康和經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期均衡短期波動的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長可促進(jìn)居民健康，但居民健康對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用不明顯。

居民健康； 經(jīng)濟(jì)增長； 熵值法； 協(xié)整分析； 格蘭杰因果檢驗

自21世紀(jì)以來， 我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定地高速發(fā)展，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入也得到了大幅度的提升。[1]與此同時，我國先后進(jìn)行了多次醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，逐步加大對醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的投入力度，居民醫(yī)療保險覆蓋率也逐年增長，醫(yī)療技術(shù)和水平不斷提高。[2- 3]居民的期望壽命有了較大提高，新生兒死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率、傳染病的發(fā)病率和死亡率等逐年下降。[2,4- 5]

經(jīng)濟(jì)是居民健康的基礎(chǔ)，居民健康是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。[6]經(jīng)濟(jì)增長能夠推動對醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的投入增加，從而促進(jìn)居民健康；居民健康能夠減少個人和社會資源消耗，提供高質(zhì)量的人力資源，促進(jìn)著經(jīng)濟(jì)增長。[5]薩繆爾森在《經(jīng)濟(jì)學(xué)》中提到人力資源是經(jīng)濟(jì)增長的四個輪子之一，而居民健康作為一種人力資源，對經(jīng)濟(jì)增長起著重要作用。[6]國內(nèi)外研究表明，居民健康從宏觀上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，從微觀上對家庭收入的提高有所促進(jìn)。[7- 8]居民健康與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互促進(jìn)、相互發(fā)展，只有兩者處于均衡關(guān)系才會使經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展，居民健康狀況逐步提高。

綜合國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，雖然對健康與經(jīng)濟(jì)關(guān)系的研究較為廣泛，但由于經(jīng)濟(jì)增長和健康變量具有的非平穩(wěn)性特征，直接進(jìn)行的相關(guān)回歸分析無法避免虛假回歸等問題，而在協(xié)整理論的框架下考慮到非平穩(wěn)特征進(jìn)行的研究比較少見；此外，對經(jīng)濟(jì)和健康指標(biāo)的選取也過于單一和片面，缺乏全面衡量經(jīng)濟(jì)水平和健康水平的綜合指標(biāo)。因此，本文選取我國居民健康與經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的相關(guān)指標(biāo)，運用熵值法計算出綜合評分，以評價我國居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，從而有效避免單一指標(biāo)評價的片面性；然后采用協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗等方法研究我國居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期均衡和短期波動關(guān)系，為進(jìn)一步促進(jìn)居民健康以及我國經(jīng)濟(jì)健康、快速、穩(wěn)定的發(fā)展提供理論依據(jù)和決策參考。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源及標(biāo)準(zhǔn)化處理

本文原始數(shù)據(jù)來源于《2014年中國統(tǒng)計年鑒》，提取2000—2013年的相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)。

對于越大越好的指標(biāo)：

對于越小越好的指標(biāo)：

1.2 指標(biāo)選取

綜合評價中指標(biāo)需滿足全面性、代表性、敏感性和可比性等原則，根據(jù)相關(guān)研究選取相關(guān)指標(biāo)。全人群健康指標(biāo)是總體體現(xiàn)居民健康的指標(biāo)；兒童和孕產(chǎn)婦是敏感人群，相關(guān)健康指數(shù)能夠準(zhǔn)確的體現(xiàn)出居民的健康水平，本文以全人群出生率*源自美國社會健康協(xié)會(American social healthy association)提出的ASHA指標(biāo)，該指標(biāo)以就業(yè)率、識字率、平均期望壽命、人均國民總產(chǎn)值增長率、出生率與嬰兒死亡率作為衡量一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和健康水平的綜合體現(xiàn)。全人群出生率即人口出生率，指某地在一個時期內(nèi)(通常指一年)出生人數(shù)與平均人口之比，它反映了人口的出生水平，一般用千分?jǐn)?shù)表示。詳見各年度《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》。、新生兒死亡率、嬰兒死亡率、5歲以下兒童死亡率和孕產(chǎn)婦

死亡率五項指標(biāo)建立居民健康評價指標(biāo)體系；經(jīng)濟(jì)發(fā)展常用指標(biāo)為GDP，而第三產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，因此本文以人均GDP和第三產(chǎn)業(yè)增加值為經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價指標(biāo)(表1)。

表1 居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展評價指標(biāo)體系

1.3 熵值法評分

對經(jīng)濟(jì)和健康指標(biāo)數(shù)據(jù)進(jìn)行熵值法綜合評分。熵值法是一種客觀賦權(quán)法，根據(jù)各項指標(biāo)值的變異程度來確定指標(biāo)權(quán)數(shù)，避免了人為因素帶來的偏差。因此，可根據(jù)各項指標(biāo)的變異程度，計算出各個指標(biāo)的權(quán)重，為多指標(biāo)綜合評價提供依據(jù)。[9]熵值法賦權(quán)及綜合評價的具體步驟如下：

(1)計算第i年在第j項指標(biāo)下Xij的比重

(2)計算第j項指標(biāo)的信息熵

其中k>0，lnej≥0。ln為自然對數(shù)，令k=1/lnm，即0≤e≤1。[10]

(3)計算第j項指標(biāo)的冗余度

gj=1-ej

(4)得出權(quán)數(shù)

1.4 協(xié)整理論

協(xié)整是Engle和Granger于1987年提出的概念，

協(xié)整是一種應(yīng)用于非平穩(wěn)變量組成的關(guān)系式中估計長期均衡關(guān)系的技術(shù)。

假定自變量序列為{x1},…，{xk}，因變量序列為{yt}，構(gòu)造回歸模型：

假定回歸殘差序列{εt}平穩(wěn)，稱因變量序列{yt}與自變量序列{x1},…，{xk}之間具有協(xié)整關(guān)系。[11]

協(xié)整模型可以度量序列之間的長期均衡關(guān)系，誤差修正模型則能解釋序列間的短期波動關(guān)系。因此，本文采用誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)對協(xié)整模型的結(jié)果進(jìn)行補(bǔ)充分析。此外，用格蘭杰因果檢驗分析變量間的因果關(guān)系，即變量X有助于解釋變量Y將來的變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

2 居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀

2.1 現(xiàn)狀描述

2000年以來我國的居民健康水平在逐步提高：孕產(chǎn)婦死亡率、新生兒死亡率、5歲以下兒童死亡率等有代表性的健康指標(biāo)呈逐年遞減趨勢，14年間均減少25%以上，其中5歲以下兒童死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率均減少30%以上；全人口人群出生率也逐年上升，但上升速度較緩慢(圖1)。

圖1 2000—2013年居民健康指標(biāo)變化情況

我國經(jīng)濟(jì)一直保持著快速發(fā)展趨勢，以當(dāng)年價格計算，2000年人均GDP為7 858元，2013年為41 908元，14年間增長4.7倍；第三產(chǎn)業(yè)平均增長速度為14.64%(圖2)。

圖2 2000—2013年經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)變化情況

2.2 綜合評分

居民健康以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展各評價指標(biāo)使用熵值法確定權(quán)重(表2)，其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展的兩個指標(biāo)由于數(shù)據(jù)相差懸殊，存在異方差(F=44.65,P=0.000<0.05)。為消除異方差的影響，對其取自然對數(shù)進(jìn)行評價；經(jīng)檢驗，取對數(shù)后不存在異方差(F=1.24,P=0.704>0.05)。

表2 2000—2013年居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展各評價指標(biāo)熵值法確定權(quán)重

使用熵值法得出2000—2013年居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合評價得分表明，2000年以來我國的居民健康水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均呈逐步提高趨勢(表3)。

表3 2000—2013年居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合評價得分狀況

3 我國居民健康與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實證研究

3.1 單位根檢驗

首先對我國居民健康(JM)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展序列(JF)繪制時序圖，初步判斷居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有明顯的非平穩(wěn)特征(圖3)，一階差分后呈現(xiàn)平穩(wěn)特征(圖4)。

圖3 時序圖

圖4 一階差分后時序圖

為進(jìn)一步檢驗序列平穩(wěn)性，還需進(jìn)行單位根檢驗(表4)。延遲1階后，在10%的顯著性水平下， ADF=-2.99，小于10%的臨界值，拒絕H0，表明居民健康水平(JM)不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即JM序列是一階單整的，JM～I(xiàn)(1)。同理JF序列也是一階單整的，即JF～I(xiàn)(1)。

表4 我國居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展差分后ADF檢驗結(jié)果

3.2 居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的協(xié)整檢驗

接下來用EG兩步法驗證數(shù)據(jù)間的協(xié)整關(guān)系。以居民健康水平(JM)為因變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r(JF)為自變量，用OLS法估計回歸模型為：

JMt=0.031 120+0.564 315JFt+εt

表5顯示，殘差序列為平穩(wěn)序列，說明居民健康水平(JM)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r(JF)之間存在協(xié)整關(guān)系。

表5 單位根檢驗結(jié)果

3.3 建立居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的誤差修正模型

居民健康水平(JM)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r(JF)之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長期的均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡。為增強(qiáng)模型的精度，可以把回歸方程中誤差項εt看做均衡誤差，即通過建立誤差修正模型把經(jīng)濟(jì)增長狀況的短期波動和長期變化聯(lián)系起來。

最終得到誤差修正估計結(jié)果：

R2=0.560 0DW=2.002 9 F=6.364 3

結(jié)果表明，我國居民健康狀況的變化不僅受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，還與上一期居民健康對經(jīng)濟(jì)增長的偏離有關(guān)，誤差εt-1估計系數(shù)為-0.621 6，說明誤差項對偏離有負(fù)修正。

3.4 居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展Granger因果檢驗

以上分析表明居民健康狀況與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不僅存在長期均衡關(guān)系，還具有短期波動關(guān)系，但不能說明兩變量具有因果關(guān)系。進(jìn)行Granger因果檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 Granger因果檢驗結(jié)果

在設(shè)定滯后期為2時，在10%的顯著性水平下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是居民健康狀況的Granger原因，而居民健康狀況不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的Granger原因。

4 討論

本文通過對2000—2013年居民健康狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行綜合評分，揭示我國居民健康和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢，分析居民健康狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的協(xié)整和因果關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：

(1)2000—2013年我國居民健康狀況從0.059 9增長到0.085 7，總體增長43.04%，居民健康狀況逐年得到改善，新生兒死亡率、嬰兒死亡率、5歲以下兒童死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率逐年降低；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平逐年上升，國內(nèi)生產(chǎn)總值總體增長了99.8%。說明2000年以來，我國居民健康狀況和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均出現(xiàn)了大幅度的提高，兩者的發(fā)展趨勢一致。一般情況下，經(jīng)濟(jì)實力越強(qiáng)，個人收入越高，教育、醫(yī)療、預(yù)防保健的投入往往越大，人們抵抗疾病風(fēng)險的能力越強(qiáng)，健康狀況相對越好。[5]這與大部分研究的結(jié)論一致，也為下文進(jìn)行兩者間協(xié)整關(guān)系的研究奠定了基礎(chǔ)和前提。

(2)居民健康狀況(JM)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JF)之間存在長期均衡、短期波動關(guān)系。[9]長期均衡即當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JF)每增長1%，居民健康狀況增長0.8626%；短期波動指的是，當(dāng)居民健康狀況(JM)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(JF)協(xié)整關(guān)系出現(xiàn)偏離時，則以-0.6216的速度調(diào)整回均衡狀態(tài)。說明就長期而言，經(jīng)濟(jì)增長與健康水平存在正向均衡穩(wěn)定關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，健康水平越高；但在短期，兩者間的相關(guān)關(guān)系會出現(xiàn)波動，比如經(jīng)濟(jì)增長過程中，難免產(chǎn)生污染、過度城市化、地區(qū)差距、經(jīng)濟(jì)資源擠占民生資源等問題，從而成為危害健康的因素[2]；隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展而來的生活方式轉(zhuǎn)變會帶來一系列健康問題，如糖尿病、高血壓、肥胖癥等富貴病的產(chǎn)生，空調(diào)病、電腦綜合病等病癥的出現(xiàn)[12]。但隨著時間的推移，這種短期波動會被修正到平均水平，即回歸到健康狀況與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期均衡狀態(tài)。

(3)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是居民健康狀況的Granger原因，即從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長能夠促進(jìn)健康水平的提高，這與大部分學(xué)者的研究結(jié)果一致；但居民健康狀況不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的Granger原因，可能的原因與指標(biāo)數(shù)據(jù)選取的長度不夠有關(guān)，從而難以為健康對經(jīng)濟(jì)增長影響的長期效應(yīng)的考察提供充分證據(jù)。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，健康水平作為人力資本會影響生產(chǎn)率，而生產(chǎn)率的刺激因素將長期地改變?nèi)司a(chǎn)出增長率。即“居民健康滯后于經(jīng)濟(jì)增長，居民健康對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用需要長時間才能顯現(xiàn)出來”。[13]

(4)影響居民健康狀況的因素很多，本文僅討論了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，未考慮其他影響因素的作用，從而有可能高估了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對居民健康的影響作用；此外，由于我國不同地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民健康狀況均存在差距，本文僅從全國整體水平上分析了兩者間的關(guān)系，未進(jìn)行分區(qū)域的討論。這些都有待進(jìn)一步研究。

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(編輯 劉博)

Co-integration relation between residents’ health and economic development in China

HANChun-lei1,2,YEZhi1,HANKun3,JIAGai-zhen1,LIUDa-hua1

1.SchoolofPublicHealthandManagement,BinzhouMedicalUniversity,YantaiShandong264003,China2.SchoolofEconomics,ShandongUniversity,JinanShandong250100,China3.SchoolofMathematicsandStatistics,CentralSouthUniversity,ChangshaHunan410012,China

Objective: This paper aims to explore the relationship between the residents’ health and economic development to provide a scientific basis which will promote the coordinated economy and health development. Methods: Adopting the entropy method, we could calculate the comprehensive health evaluation index. In combining the co-integration and error correction models, we could analyze the long-term and short-term relationships between our country residents’ level of health since 2000 and the national macro-economic development information. The Granger causality test served as a good method used in testing the casual relationships. Results: The health and economic development has a co-integration relationship which is -0.6216 in the short-term correction. The economic development extent is the Granger cause of residents’ health status. Conclusion：There is not only a long-term equilibrium, but also a short-term relationship between the residents’ health and economic development in our country. The economic growth promotes residents’ health status while the promotion of residents’ health to economic growth is not obvious.

Residents’ health; Economic growth; Entropy method; Co-integration analysis; Granger causality test

全國統(tǒng)計科研計劃項目(2014007)；山東省社會科學(xué)規(guī)劃研究項目(13DJJJ24)

韓春蕾(1981年—)，女，副教授，博士研究生，主要研究方向為衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)評價。 E-mail：diyiyonghu@126.com

劉大華。E-mail：1176782565@qq.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2015.12.013

2015-08-05

2015-11-18