, 叶智1, 韩坤3, 贾改珍1, 刘大华1
2. 山东大学经济学院 山东济南 250100;
3. 中南大学数学与统计学院 湖南长沙 410012
, YE Zhi1, HAN Kun3, JIA Gai-zhen1, LIU Da-hua1
2. School of Economics, Shandong University, Jinan Shandong 250100, China;
3. School of Mathematics andStatistics, Central South University, Changsha Hunan 410012, China
自21世纪以来，我国经济持续稳定地高速发展，城镇和农村居民的收入也得到了大幅度的提升。[1]与此同时，我国先后进行了多次医药卫生体制改革，逐步加大对医疗卫生事业的投入力度，居民医疗保险覆盖率也逐年增长，医疗技术和水平不断提高。[2,3]居民的期望寿命有了较大提高，新生儿死亡率、孕产妇死亡率、传染病的发病率和死亡率等逐年下降。[2, 4, 5]
经济是居民健康的基础，居民健康是经济发展的重要因素。[6]经济增长能够推动对医疗卫生事业的投入增加，从而促进居民健康；居民健康能够减少个人和社会资源消耗，提供高质量的人力资源，促进着经济增长。[5]萨缪尔森在《经济学》中提到人力资源是经济增长的四个轮子之一，而居民健康作为一种人力资源，对经济增长起着重要作用。[6]国内外研究表明，居民健康从宏观上促进了经济增长，从微观上对家庭收入的提高有所促进。[7,8]居民健康与经济发展相互促进、相互发展，只有两者处于均衡关系才会使经济平稳快速发展，居民健康状况逐步提高。
① 源自美国社会健康协会(American social healthy association)提出的ASHA指标，该指标以就业率、识字率、平均期望寿命、人均国民总产值增长率、出生率与婴儿死亡率作为衡量一个国家或地区的经济增长和健康水平的综合体现。全人群出生率即人口出生率，指某地在一个时期内(通常指一年)出生人数与平均人口之比，它反映了人口的出生水平，一般用千分数表示。详见各年度《中国卫生统计年鉴》。
综合国内外相关文献发现，虽然对健康与经济关系的研究较为广泛，但由于经济增长和健康变量具有的非平稳性特征，直接进行的相关回归分析无法避免虚假回归等问题，而在协整理论的框架下考虑到非平稳特征进行的研究比较少见；此外，对经济和健康指标的选取也过于单一和片面，缺乏全面衡量经济水平和健康水平的综合指标。因此，本文选取我国居民健康与经济发展方面的相关指标，运用熵值法计算出综合评分，以评价我国居民健康和经济发展现状，从而有效避免单一指标评价的片面性；然后采用协整检验、误差修正模型和格兰杰因果检验等方法研究我国居民健康和经济发展的长期均衡和短期波动关系，为进一步促进居民健康以及我国经济健康、快速、稳定的发展提供理论依据和决策参考。
本文原始数据来源于《2014年中国统计年鉴》，提取2000—2013年的相关指标的数据。
对于越大越好的指标：
对于越小越好的指标：
综合评价中指标需满足全面性、代表性、敏感性和可比性等原则，根据相关研究选取相关指标。全人群健康指标是总体体现居民健康的指标；儿童和孕产妇是敏感人群，相关健康指数能够准确的体现出居民的健康水平，本文以全人群出生率①、新生儿死亡率、婴儿死亡率、5岁以下儿童死亡率和孕产妇死亡率五项指标建立居民健康评价指标体系；经济发展常用指标为GDP，而第三产业是我国经济发展的主导产业，因此本文以人均GDP和第三产业增加值为经济发展评价指标(表 1)。
| 表 1 居民健康和经济发展评价指标体系 |
对经济和健康指标数据进行熵值法综合评分。熵值法是一种客观赋权法，根据各项指标值的变异程度来确定指标权数，避免了人为因素带来的偏差。因此，可根据各项指标的变异程度，计算出各个指标的权重，为多指标综合评价提供依据。[9]熵值法赋权及综合评价的具体步骤如下：
(1)计算第i年在第j项指标下Xij的比重
(2)计算第j项指标的信息熵
其中k>0，lnej≥0。ln为自然对数，令k=1/lnm，即0≤e≤1。[10]
(3)计算第j项指标的冗余度
(4)得出权数
(5)将权重wj带入公式Si=
Wj*Pij (i=1,2,…n)，计算得综合评价得分。
协整是Engle和Granger于1987年提出的概念，协整是一种应用于非平稳变量组成的关系式中估计长期均衡关系的技术。
假定自变量序列为{x1},…，{xk}，因变量序列为{yt}，构造回归模型：
假定回归残差序列{εt}平稳，称因变量序列{yt}与自变量序列{x1},…，{xk}之间具有协整关系。[11]
协整模型可以度量序列之间的长期均衡关系，误差修正模型则能解释序列间的短期波动关系。因此，本文采用误差修正模型(Error Correction Model，ECM)对协整模型的结果进行补充分析。此外，用格兰杰因果检验分析变量间的因果关系，即变量X有助于解释变量Y将来的变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。
2000年以来我国的居民健康水平在逐步提高：孕产妇死亡率、新生儿死亡率、5岁以下儿童死亡率等有代表性的健康指标呈逐年递减趋势，14年间均减少25%以上，其中5岁以下儿童死亡率和孕产妇死亡率均减少30%以上；全人口人群出生率也逐年上升，但上升速度较缓慢(图 1)。
| 图 1 2000—2013年居民健康指标变化情况 |
我国经济一直保持着快速发展趋势，以当年价格计算，2000年人均GDP为7 858元，2013年为41 908元，14年间增长4.7倍；第三产业平均增长速度为14.64%(图 2)。
| 图 2 2000—2013年经济发展指标变化情况 |
居民健康以及经济发展各评价指标使用熵值法确定权重(表 2)，其中经济发展的两个指标由于数据相差悬殊，存在异方差(F=44.65,P=0.000<0.05)。为消除异方差的影响，对其取自然对数进行评价；经检验，取对数后不存在异方差(F=1.24,P=0.704>0.05)。
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| 表 2 2000—2013年居民健康和经济发展各评价指标熵值法确定权重 |
使用熵值法得出2000—2013年居民健康和经济发展综合评价得分表明，2000年以来我国的居民健康水平和经济发展水平均呈逐步提高趋势(表 3)。
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| 表 3 2000—2013年居民健康和经济发展综合评价得分状况 |
首先对我国居民健康(JM)和经济发展序列(JF)绘制时序图，初步判断居民健康和经济发展有明显的非平稳特征(图 3)，一阶差分后呈现平稳特征(图 4)。
| 图 3 时序图 |
| 图 4 一阶差分后时序图 |
为进一步检验序列平稳性，还需进行单位根检验(表4)。延迟1阶后，在10%的显著性水平下，ADF=-2.99，小于10%的临界值，拒绝H0，表明居民健康水平(JM)不存在单位根，是平稳序列。即JM序列是一阶单整的，JM~I(1)。同理JF序列也是一阶单整的，即JF~I(1)。
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| 表 4 我国居民健康和经济发展差分后ADF检验结果 |
接下来用EG两步法验证数据间的协整关系。以居民健康水平(JM)为因变量，经济发展状况(JF)为自变量，用OLS法估计回归模型为：
表 5显示，残差序列为平稳序列，说明居民健康水平(JM)和经济发展状况(JF)之间存在协整关系。
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| 表 5 单位根检验结果 |
居民健康水平(JM)和经济发展状况(JF)之间存在协整，表明两者之间有长期的均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡。为增强模型的精度，可以把回归方程中误差项εt看做均衡误差，即通过建立误差修正模型把经济增长状况的短期波动和长期变化联系起来。
最终得到误差修正估计结果：
结果表明，我国居民健康状况的变化不仅受经济发展水平的影响，还与上一期居民健康对经济增长的偏离有关，误差εt－1估计系数为-0.621 6，说明误差项对偏离有负修正。
以上分析表明居民健康状况与经济发展水平不仅存在长期均衡关系，还具有短期波动关系，但不能说明两变量具有因果关系。进行Granger因果检验结果如表 6所示。
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| 表 6 Granger因果检验结果 |
在设定滞后期为2时，在10%的显著性水平下，经济发展水平是居民健康状况的Granger原因，而居民健康状况不是经济发展水平的Granger原因。
本文通过对2000—2013年居民健康状况和经济发展水平进行综合评分，揭示我国居民健康和经济发展的趋势，分析居民健康状况和经济发展水平的协整和因果关系，发现：
(1)2000—2013年我国居民健康状况从0.059 9增长到0.085 7，总体增长43.04%，居民健康状况逐年得到改善，新生儿死亡率、婴儿死亡率、5岁以下儿童死亡率和孕产妇死亡率逐年降低；经济发展水平逐年上升，国内生产总值总体增长了99.8%。说明2000年以来，我国居民健康状况和经济发展水平均出现了大幅度的提高，两者的发展趋势一致。一般情况下，经济实力越强，个人收入越高，教育、医疗、预防保健的投入往往越大，人们抵抗疾病风险的能力越强，健康状况相对越好。[5]这与大部分研究的结论一致，也为下文进行两者间协整关系的研究奠定了基础和前提。
(2)居民健康状况(JM)和经济发展水平(JF)之间存在长期均衡、短期波动关系。[9]长期均衡即当经济发展水平(JF)每增长1%，居民健康状况增长0.8626%；短期波动指的是，当居民健康状况(JM)和经济发展水平(JF)协整关系出现偏离时，则以-0.6216的速度调整回均衡状态。说明就长期而言，经济增长与健康水平存在正向均衡稳定关系，经济发展越好，健康水平越高；但在短期，两者间的相关关系会出现波动，比如经济增长过程中，难免产生污染、过度城市化、地区差距、经济资源挤占民生资源等问题，从而成为危害健康的因素[2]；随经济发展而来的生活方式转变会带来一系列健康问题，如糖尿病、高血压、肥胖症等富贵病的产生，空调病、电脑综合病等病症的出现[12]。但随着时间的推移，这种短期波动会被修正到平均水平，即回归到健康状况与经济发展的长期均衡状态。
(3)经济发展水平是居民健康状况的Granger原因，即从长期来看，经济增长能够促进健康水平的提高，这与大部分学者的研究结果一致；但居民健康状况不是经济发展水平的Granger原因，可能的原因与指标数据选取的长度不够有关，从而难以为健康对经济增长影响的长期效应的考察提供充分证据。根据内生经济增长理论，健康水平作为人力资本会影响生产率，而生产率的刺激因素将长期地改变人均产出增长率。即“居民健康滞后于经济增长，居民健康对经济增长的促进作用需要长时间才能显现出来”。 [13]
(4)影响居民健康状况的因素很多，本文仅讨论了经济发展水平的影响，未考虑其他影响因素的作用，从而有可能高估了经济发展对居民健康的影响作用；此外，由于我国不同地区之间的经济发展水平和居民健康状况均存在差距，本文仅从全国整体水平上分析了两者间的关系，未进行分区域的讨论。这些都有待进一步研究。
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(编辑 薛 云)