張姝，張輝，劉珉慧

(中國傳媒大學(xué) 數(shù)據(jù)科學(xué)與智能媒體學(xué)院，北京100024)

1 引言

在人們的美好生活需求得到滿足的同時，不僅越來越多的人民開始重視健康問題，我國政府更加重視健康投資的發(fā)展并取得了重大的成就：我國的平均期望壽命在解放前是35歲，到1995年翻了一倍提高到了70歲，到2010年，數(shù)據(jù)顯示我國平均期望壽命已經(jīng)達(dá)到了73.5歲，到2017年我國的平均期望壽命已經(jīng)上升到76.7歲且仍然有上升趨勢。

健康投資不僅會降低勞動力死亡造成的損失，同時也影響了我國人口健康素質(zhì)的提升與死亡率的降低。

國民經(jīng)濟(jì)水平的提高使得人們的物質(zhì)需求和文化需求得到滿足，人們的眼界更加開放，對健康問題也十分在意，更多的人意識到了對健康的投資其實是在減少健康上的消費，因為這種思想變化，人們或多或少都開始了對健康的投資。健康投資比例逐年提高，并且正在像經(jīng)濟(jì)投資一樣，成為了固定資產(chǎn)投資的重要部分。目前國內(nèi)對健康投資的研究主要集中于定性分析，本文的創(chuàng)新點在于主要從定量的角度對健康投資與消費性支出的關(guān)系進(jìn)行分析。

2 國內(nèi)外對健康投資的研究現(xiàn)狀

影響健康投資的因素是方方面面、多種多樣的，近些年國內(nèi)對健康投資的研究也愈發(fā)增多。顧雪蘭和劉誠潔于2017年發(fā)表于上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報的文章中對短期和長期時間內(nèi)健康投資和健康經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，基于此，作者對改善中國健康投資水平的方式給出了建議[1]；基于2003年爆發(fā)的非典事件以及2017年我國的H7N9感染病例，謝健發(fā)布于西安財經(jīng)大學(xué)發(fā)表的《健康投資對我國居民健康狀況的影響》一文中進(jìn)行了模型介紹、處理問卷數(shù)據(jù)、建立模型、總結(jié)分析等步驟，對包括健康投資在內(nèi)的影響健康狀況的因素進(jìn)行了研究[2]；李巖曾在2009年利用logistic回歸對煙臺市的健康投資情況進(jìn)行過研究，主要針對煙臺市居民的商業(yè)保險參保、飲食結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)居民體育健身、健康知識得分等將康投資相關(guān)內(nèi)容，了解了煙臺市居民的健康投資狀況并為健康教育提供了參考依據(jù)[3]；由于城鎮(zhèn)居民的健康投資意識比較靠前，目前我國大部分針對健康投資的研究都是以城鎮(zhèn)居民為研究對象，但也有優(yōu)秀的作者發(fā)表過對農(nóng)村健康投資情況的調(diào)查結(jié)果，孫穎調(diào)查了山東農(nóng)村的保健投入情況發(fā)現(xiàn)：要使農(nóng)村的健康投資情況得到改善，必不可少的要讓農(nóng)民的收入得到提高，加大對農(nóng)村的健康教育投入[4]。

3 我國健康投資情況分析

3.1 健康投資變動趨勢分析

本文用國家統(tǒng)計年鑒[5]中各年的健康險保費數(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)，計算得到1997-2018年的人均健康投資數(shù)據(jù)并作出如下人均健康投資變動趨勢圖：

圖1 我國1997～2018年人均健康投資狀況

從圖1可以看出，1997年至2018年我國人均健康投資持續(xù)增長，從1997年每人1.10元增加到2018年的每人390.44元，增加了近354倍。其中，經(jīng)過計算發(fā)現(xiàn)2001年的增長速率最大，達(dá)到了116%，根據(jù)圖1可看出圖中2016年的斜率最大，即增長額最高。

3.2 健康投資占家庭可支配收入比重分析

通過國家統(tǒng)計年鑒得到1997-2018年我國城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入及消費支出數(shù)據(jù)，將人均健康投資數(shù)據(jù)除以家庭人均可支配收入數(shù)據(jù)作圖2。

圖2 人均健康投資占家庭人均可支配收入比率分析

從圖2可以看出，1997年至2003年我國人均健康投資占家庭人均可支配收入比率持續(xù)增長，2003年增長速率最大，而這一年正是非典猖獗的一年，傳染病的爆發(fā)使人們對健康投資的重視性明顯增加。2004年到2007年以及2008年2013年這兩個時間段我國人均健康投資占家庭人均可支配收入比率趨于穩(wěn)定，這說明這兩個時間段內(nèi)收入與健康投資開始穩(wěn)定增長，自2013年起，我國人均健康投資占家庭人均可支配收入比率再次進(jìn)入持續(xù)增長的狀態(tài)。

4 模型的選取

yt=x+βxt+ut

誤差修正模型可表示為：

協(xié)整檢驗的方法可分為 EG協(xié)整檢驗和JOHANSEN協(xié)整檢驗，前者是基于回歸殘差的檢驗法，適用于檢驗兩變量的協(xié)整關(guān)系[7]，后者是基于回歸系數(shù)的檢驗法，適用于檢驗對多變量之間的協(xié)整關(guān)系[8]。本文使用EG檢驗法對我國人均健康投資和城鎮(zhèn)居民消費性水平之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，首先利用ADF檢驗法判斷兩個時間序列漸間是否具有相同的單整階數(shù)，再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。

5 數(shù)據(jù)描述和實證分析

選取1997年—2018年人均健康投資與家庭人均消費性支出兩個時間序列為基本時間序列變量，將二者進(jìn)行回歸分析并建立回歸模型：

JK=C+β·XF+μ

其中JK為人均健康投資數(shù)據(jù)，XF為家庭人均消費支出數(shù)據(jù)。對上式進(jìn)行最小二乘法估計得到：

JK=-90.15410+0.013786XF

根據(jù)表1可以看出，在1997-2018年間，人均健康投資JK變化的79%可由自變量家庭人均消費支出的變化表示，模型可以接受。變量C和XF的系數(shù)相伴概率均小于0.05，因此均通過了參數(shù)顯著地不為零的檢驗，模型成立。由估計結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，在1997-2018年間，家庭人均消費支出每增加1元錢就會使家庭人均健康投資增加0.013786元，因此可以斷定家庭人均消費支出對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支出之間的一致性，下面我們將對JK和XF進(jìn)行單整和協(xié)整檢驗。為了達(dá)到口徑一致，本文仍然采用1997年至2018年共22年的JK和XF及其一、二階差分序列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果經(jīng)整理后見表2所示：

表2 人均健康投資和家庭人均消費支出的單位根檢驗結(jié)果

比較各項ADF值與對應(yīng)的臨界值得到：序列JK、XF的 ADF值均大于臨界值，因此JK和XF均存在單位根、是非平穩(wěn)序列；序列JK和XF一階差分的ADF值均小于10%置信水平下的臨界值，因此JK和XF一階差分均不存在單位根、是平穩(wěn)序列，于是可以得到序列JK和XF都是一階單整序列。采用EG兩步法，建立如下協(xié)整回歸方程：

JK=-90.15410+0.013786XF

對殘差項進(jìn)行ADF檢驗，得到結(jié)果如表3：

表3 殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

判定序列和存在協(xié)整關(guān)系。由于序列和存在協(xié)整關(guān)系，緊接著建立它們的誤差修正模型，得到最終誤差修正模型如下：

▽JK=-21.53798+0.039313▽XF
+0.168591ECM(-1)

其中的ECM(-1)即為誤差修正項，如果該項不為零則說明兩序列間存在短期失衡的情形，它反映了變量短期失衡的程度。因此我們可以得到，人均健康投資和人均消費支出存在協(xié)整即長期的均衡關(guān)系。雖然它們之間有短期失衡部分，但借助誤差修正就可以使其在下一期恢復(fù)平衡，因此人均健康投資的曲線和人均消費支出的曲線間分離的趨勢不會延續(xù)太遠(yuǎn)。

6 總結(jié)

由于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用1997—2018年22年的數(shù)據(jù)作為樣本，時代的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的影響千變?nèi)f化，本文的檢驗結(jié)果不可避免地還存在著一定的局限性，因此實證分析得到的只是22年內(nèi)兩序列的一個初步 結(jié)果，盡管如此也可以通過以上分析得出如下有益的結(jié)論：

人們的健康意識隨著社會的發(fā)展越來越好，人們愈發(fā)認(rèn)識到健康投資沒有風(fēng)險，所以人均健康投資逐年增加，合理的通過保健預(yù)防等發(fā)展健康投資，對國民收入水平和居民消費狀況都有良好的提高，達(dá)到一個有利的循環(huán)狀態(tài)。經(jīng)檢驗，健康投資與消費支出具有協(xié)整關(guān)系且兩序列間出現(xiàn)的短期失衡會在下一期得到調(diào)整。