基于協(xié)整理論研究我國(guó)城鎮(zhèn)居民健康投資與居民消費(fèi)性支出

沈奇，張輝

(中國(guó)傳媒大學(xué) 理學(xué)院，北京 100024)

1 引言

新中國(guó)成立后，尤其是改革開(kāi)放以后，我國(guó)政府十分重視健康投資并取得了重大成就：傳染病得到了有效的控制，嬰幼兒死亡率明顯下降，人均預(yù)期壽命從解放前的35歲提高到了1995年的70歲，又提高到了2016年的76.5歲。

隨著時(shí)代的進(jìn)步和發(fā)展，近年來(lái)環(huán)境、食品問(wèn)題逐漸成為公眾熱議的話題，與其緊密相關(guān)的健康問(wèn)題越來(lái)越受到重視。調(diào)查數(shù)據(jù)表明：我國(guó)居民健康投資比例逐年提高，健康投資正像經(jīng)濟(jì)投資一樣，成為固定資產(chǎn)投資的重要部分。因此，對(duì)居民健康投資及其影響因素的研究有著很強(qiáng)的實(shí)際意義。目前國(guó)內(nèi)相關(guān)研究主要集中于定性分析，本文主要從定量角度，對(duì)健康投資與消費(fèi)性支出進(jìn)行分析。

2 健康投資變動(dòng)趨勢(shì)分析

由于數(shù)據(jù)的可得性，本文利用國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒中的健康險(xiǎn)保費(fèi)數(shù)據(jù)代表健康投資的數(shù)額，用年末人口數(shù)代表當(dāng)年的人口總數(shù)，通過(guò)計(jì)算公式(1)，得到1997-2015年的人均健康投資數(shù)據(jù)。利用該數(shù)據(jù)做圖1：人均健康投資變動(dòng)趨勢(shì)圖。

(1)

圖1 人均健康投資變動(dòng)趨勢(shì)圖數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1998-2016

從圖1可以看出，1997年至2015年，我國(guó)人均健康投資總體呈持續(xù)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，從1997年每人1.10元增加到2015年的每人175.35元，增加了近160倍。

圖中2011年后折線十分陡峭，表明我國(guó)居民人均健康投資增勢(shì)迅猛。其中，2012年的增長(zhǎng)速率最大，達(dá)到了201.14%。居民生活條件逐步變好，滿足基本溫飽后，其他支出的比重增大，未來(lái)的健康投資狀況可能會(huì)更好。

3 健康投資占家庭可支配收入比重分析

通過(guò)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒，整理出1997-2015年我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入及人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。并將人均健康投資數(shù)據(jù)除以家庭人均可支配收入得到的比率數(shù)據(jù)作圖，如圖2所示。

圖2 人均健康投資占家庭人均可支配收入比率分析圖數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1998-2016

從圖2可以看出，1997年至2015年我國(guó)人均健康投資占家庭人均可支配收入比率持續(xù)增長(zhǎng)，其中2003年增長(zhǎng)速率很大，而這一年正是非典猖獗的一年，人們對(duì)健康投資的重視性明顯增加。

2002年到2010年我國(guó)人均健康投資占家庭人均可支配收入比率趨于穩(wěn)定，這說(shuō)明收入與健康投資開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)。2011年有所回落但其后又迅猛增長(zhǎng)。此外，2012年增長(zhǎng)速率超過(guò)了100%，是增速最快的一年。

4 健康投資與居民消費(fèi)支出的協(xié)整分析

4.1 協(xié)整理論與模型

yt=x+βxt+ut

(2)

最簡(jiǎn)單的誤差修正模型可表示為：

(3)

關(guān)于協(xié)整性的檢驗(yàn)方法，從檢驗(yàn)的手段上可分為兩種：一種是Engle和Granger于1987年提出的基于回歸殘差的兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，這種檢驗(yàn)也稱為單一方程的EG協(xié)整檢驗(yàn)，它特別適用于檢驗(yàn)兩變量的協(xié)整關(guān)系；另一種是Johansen于1988年提出的基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，它適用于對(duì)多變量之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。本文使用EG檢驗(yàn)法檢驗(yàn)的具體步驟是：首先利用ADF(Augmented Dickey Fuller)檢驗(yàn)法驗(yàn)證這兩個(gè)時(shí)間序列是否具有相同的單整階數(shù)，然后利用最小二乘法作變量間的協(xié)整回歸，最后根據(jù)協(xié)整回歸后的殘差序列得出誤差修正模型。

4.2 數(shù)據(jù)描述和實(shí)證分析

選取1997年—2015年人均健康投資與家庭人均消費(fèi)性支出兩個(gè)時(shí)間序列為基本時(shí)間序列變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒1998-2016。將二者進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸分析，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)回歸模型：

JK=C+β·XF+μ

(4)

其中JK為人均健康投資數(shù)據(jù)，XF為家庭人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)。

對(duì)上式進(jìn)行最小二乘法估計(jì)得到：

JK=-35.54417+0.007130XF

(5)

(-3.507415) (8.300153)

Eviews軟件輸出結(jié)果如下：

表1 回歸模型結(jié)果摘要

根據(jù)回歸結(jié)果可知，在1997-2015年間，人均健康投資JK變化的80.2%可由自變量家庭人均消費(fèi)支出的變化表示，模型擬合得很好。變量C和XF的系數(shù)相伴概率均小于0.05，因此均通過(guò)了參數(shù)顯著地不為零的檢驗(yàn)，模型成立。由估計(jì)結(jié)果可知，在1997年—2015年間，家庭人均消費(fèi)支出每增加1元錢，家庭人均健康投資會(huì)增加0.007130元，可以斷定家庭人均消費(fèi)支出對(duì)健康投資的影響是顯著的。

根據(jù)上述人均健康投資與家庭人均消費(fèi)支出之間的一致性，下面對(duì)JK和XF進(jìn)行單整和協(xié)整檢驗(yàn)。為了達(dá)到口徑一致，我們?nèi)匀徊捎?997年至2015年共計(jì)19年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

采用ADF檢驗(yàn)方法，選擇包含常數(shù)項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果經(jīng)整理后見(jiàn)表2所示。

表2 人均健康投資和家庭人均消費(fèi)支出的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

將表中ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值與相應(yīng)的臨界值進(jìn)行比較，序列JK、XF和它們的一階差分的ADF值都大于臨界值，可以判斷它們都存在單位根，是非平穩(wěn)序列，而JK二階差分的ADF值小于1%置信水平下的臨界值，XF二階差分的ADF值小于5%置信水平下的臨界值，所以它們的二階差分都不存在單位根，即二階差分序列是平穩(wěn)序列，于是可以得到序列JK和XF都是二階單整序列。下面采用EG兩步法對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立如下協(xié)整回歸方程：

JK=-35.54417+0.007130XF

(6)

然后對(duì)殘差項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示：

表3 殘差序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

可見(jiàn)，殘差項(xiàng)ADF值小于5%水平下的臨界值，不存在單位根，是一個(gè)平穩(wěn)序列，因此認(rèn)為序列JK和XF存在協(xié)整關(guān)系。

既然序列JK和XF存在協(xié)整關(guān)系，可以建立它們的誤差修正模型，先建立一階自相關(guān)滯后ADL(1，1)模型如下：

JK=-18.99765+0.664327JKt-1

-0.042236XF-0.050325XFt-1

(7)

整理后得到最終誤差修正模型如下：

▽JK=-18.9976-0.042236▽XF

-0.335673(JKt-1-0.024098XFt-1)

(8)

其中的JKt-1-0.024098XFt-1即為誤差修正項(xiàng)，如果該項(xiàng)不為零則說(shuō)明兩序列間存在短期失衡的情形，反映了變量在短期波動(dòng)中偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系的程度。

因此可知，人均健康投資和人均消費(fèi)支出具有協(xié)整關(guān)系，它們之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。借助于誤差糾正機(jī)制，它們之間一個(gè)短期的失衡部分就可以在下一期得到糾正，于是，人均健康投資的曲線和人均消費(fèi)支出的曲線間分離的趨勢(shì)不會(huì)漂移很遠(yuǎn)。

5 結(jié)論

由于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒中1997—2015年的健康險(xiǎn)保費(fèi)數(shù)據(jù)代表健康投資的數(shù)額，用年末人口數(shù)代表當(dāng)年的人口總數(shù)，以及我國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入及人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)?；趨f(xié)整理論，首先對(duì)我國(guó)居民健康投資的變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行分析，然后分析健康投資占家庭人均可支配收入的比重，最后進(jìn)行健康投資與居民消費(fèi)支出的協(xié)整分析。

上面的檢驗(yàn)結(jié)果不可避免地還存在著一定的局限性，因此本文的實(shí)證分析只是一個(gè)初步的結(jié)果，但是盡管如此，可以通過(guò)以上分析得出如下有益的結(jié)論：

(1)人均健康投資逐年增加，且在2011年后增勢(shì)迅猛。隨著社會(huì)的發(fā)展，人們的健康意識(shí)越來(lái)越好，并且能夠?qū)ψ约旱慕】禒顩r做出合理的評(píng)價(jià)。健康投資與其他投資有所不同的是，健康投資沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)，這也是健康投資逐年增加的原因之一。

(2)健康投資與消費(fèi)支出成正向的線性關(guān)系，人均健康投資占家庭人均可支配收入比率持續(xù)增長(zhǎng)。合理地通過(guò)保健預(yù)防等發(fā)展健康投資，可以提高國(guó)民收入水平，促進(jìn)居民消費(fèi)狀況，達(dá)到一個(gè)有利的循環(huán)狀態(tài)。

(3)健康投資與消費(fèi)支出具有協(xié)整關(guān)系，二者存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，其短期失衡的關(guān)系會(huì)在下一期得到調(diào)整。

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