王新軍 韓春蕾 李繼宏

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南 250012;濱州醫(yī)學(xué)院衛(wèi)生管理學(xué)院，山東煙臺 264003;天津大學(xué)管理學(xué)院，天津 300072)

國務(wù)院“十二五”醫(yī)改規(guī)劃指出，“深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革是貫徹落實(shí)科學(xué)發(fā)展觀、加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的重大實(shí)踐，是建設(shè)現(xiàn)代國家、保障和改善民生、促進(jìn)社會(huì)公平正義的重要舉措，是貫穿經(jīng)濟(jì)社會(huì)領(lǐng)域的一場綜合改革?！笆濉逼陂g深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的目標(biāo)是:“到2015年政府衛(wèi)生投入占經(jīng)常性財(cái)政支出的比重逐步提高，人均期望壽命達(dá)到74.5歲，嬰兒死亡率降低到12‰以下，孕產(chǎn)婦死亡率降低到22/100000萬以下?！雹賖ttp://politics.people.com.cn/GB/17473003.html，2012 －03 －23.

自1990年以來，我國GDP一直保持了較高的增長率。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是促進(jìn)衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展和實(shí)現(xiàn)國民健康目標(biāo)的前提和保證，隨著我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)進(jìn)步，我國衛(wèi)生投入不斷增加，人民健康水平也不斷提高。因此，有必要了解三者增長的客觀規(guī)律及其相互關(guān)系，為制定可促進(jìn)國民健康的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療衛(wèi)生政策提供參考。②田國棟、程曉明:《衛(wèi)生總費(fèi)用與國民經(jīng)濟(jì)和職工收人增長規(guī)律的比較研究》，《中國衛(wèi)生資源》2006年第3期，第122－124頁。

一、文獻(xiàn)回顧

從Kleiman③Kleiman.The Determinants of National Outlay on Health.The Economics of Health and Medical Care，1974(29):124 －135.和Newhouse④Newhouse J P.Medical Care Expenditures:A Cross－ national Survey.Journal of Human Resources，1977(12):115 －125.開始，國內(nèi)外學(xué)者對衛(wèi)生投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系問題進(jìn)行了大量理論和實(shí)證研究，⑤陳浩:《衛(wèi)生投入對中國健康人力資本及經(jīng)濟(jì)增長影響的結(jié)構(gòu)分析》，《中國人口科學(xué)》2010年第2期，第92－100頁。大部分學(xué)者從人均衛(wèi)生費(fèi)用或人均衛(wèi)生支出的角度去衡量衛(wèi)生費(fèi)用，揭示出衛(wèi)生費(fèi)用和經(jīng)濟(jì)增長間存在緊密關(guān)系。Hansen等發(fā)現(xiàn)大多數(shù)OECD國家的實(shí)際人均衛(wèi)生費(fèi)用與實(shí)際GDP之間不存在長期協(xié)調(diào)關(guān)系;⑥Hansen P，King A.The Determinants of Health Care Expenditure:A Cointegration Approach.Journal of Health Economics，1996，19:461 －475.Kuan－Min Wang使用1986～2007年31個(gè)國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)衛(wèi)生支出的增長將會(huì)刺激經(jīng)濟(jì)增長，然而經(jīng)濟(jì)增長將會(huì)降低衛(wèi)生支出的增長;⑦Kuan － Min Wang.Health Care Expenditure and Economic Growth:Quantile Panel－ type Analysis.Economic Modeling，2011，21:1536 －1549.也有學(xué)者從衛(wèi)生總費(fèi)用角度度量，如陳洪海(2005)運(yùn)用協(xié)整模型驗(yàn)證了中國衛(wèi)生費(fèi)用與GDP增長之間存在緊密的長期關(guān)系。⑧陳洪海、黃丞等:《我國衛(wèi)生費(fèi)用與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究》，《預(yù)測》2005年第6期，第24－27頁。

關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長與健康水平的關(guān)系，一般情況下，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長能夠使人們生活得更好、更長久并享受健康。首先，經(jīng)濟(jì)增長使人們擁有更高的收入和高質(zhì)量的生活，相應(yīng)的健康水平提高(Fogel，1997);其次，因技術(shù)進(jìn)步而帶來的經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)醫(yī)療領(lǐng)域的進(jìn)步從而帶來健康水平提高(Rosen，1993;Morand，2005)。另外，健康水平能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生反作用。舒爾茨為代表的人力資本理論強(qiáng)調(diào)通過人力資本投資提升人的質(zhì)量和能力是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的最終源泉;Barro(1996)最早考察了健康人力資本通過影響勞動(dòng)生產(chǎn)率促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長①B arro，R.J.Health and Economic Growth［J］.Senior Policy Seminar on Health，Human Capital and Economic Growth:Theory，Evidence and Policies，American Health Organization and Inter－American Development Bank，Washington，D.C.1996.;蔣萍等(2008)研究發(fā)現(xiàn)，人口健康與中國長期經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互促進(jìn)的關(guān)系②蔣萍、田成詩等:《人口健康與中國長期經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究》，《中國人口科學(xué)》2008年第5期，第45－51、95－96頁。。

之后，有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生費(fèi)用與健康發(fā)展三者之間關(guān)系的角度進(jìn)行探索。石靜、胡宏偉(2010)發(fā)現(xiàn)三者間存在一個(gè)協(xié)整長期關(guān)系，并且長期經(jīng)濟(jì)增長對健康水平有顯著促進(jìn)作用，在初期卻可能惡化國民健康③石靜、胡宏偉:《經(jīng)濟(jì)增長、醫(yī)療保健體系與國民健康:基于1991—2006年中國數(shù)據(jù)的分析》，《西北人口》2010年第1期，第1－7頁。;駱永民(2011)認(rèn)為長期擴(kuò)大公共衛(wèi)生支出會(huì)繁榮宏觀經(jīng)濟(jì)和提升居民福利;短期衛(wèi)生事件的負(fù)面沖擊將給宏觀經(jīng)濟(jì)帶來顯著負(fù)面影響;此外，健康人力資本能顯著促進(jìn)本地區(qū)和相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長④駱永民:《公共衛(wèi)生支出、健康人力資本與經(jīng)濟(jì)增長》，《南方經(jīng)濟(jì)》2011年第4期，第3－15頁。。雖然陳浩、丁江濤等分析了衛(wèi)生投入結(jié)構(gòu)、健康發(fā)展及經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，但是僅對衛(wèi)生投入結(jié)構(gòu)與健康發(fā)展或衛(wèi)生投入結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系分別分析，未將三者的關(guān)系同時(shí)分析⑤陳浩、丁江濤:《衛(wèi)生投入結(jié)構(gòu)、健康發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長》，《公共管理學(xué)報(bào)》2010年第2期，第54－62頁。。

上述研究分別對經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入與健康水平之間的關(guān)系進(jìn)行了有價(jià)值的探索，但尚存在一些不足，如大部分研究側(cè)重于經(jīng)濟(jì)增長或衛(wèi)生投入對健康水平的影響，但缺乏對三者間相互影響的分析;僅限于對歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，缺乏利用三者間的關(guān)系對將來的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測。此外，健康水平指標(biāo)的選取有人口死亡率、人口平均期望壽命、患病率、5歲以下兒童死亡率、孕產(chǎn)婦死亡率和嬰兒死亡率等單一指標(biāo)，但由于存在時(shí)期及人口結(jié)構(gòu)等差異，導(dǎo)致各項(xiàng)指標(biāo)代表性及可比性不強(qiáng)，有的甚至存在失真現(xiàn)象。

本研究將在前人研究的基礎(chǔ)上，做出以下三個(gè)方面的貢獻(xiàn):首先分析經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入與健康水平三者的長期以及短期因果關(guān)系，并分析三者對增量沖擊和結(jié)構(gòu)沖擊影響的變化幅度及趨勢;其次利用三者之間的相互關(guān)系進(jìn)行短期預(yù)測;此外采用多指標(biāo)合成的健康水平綜合指數(shù)來反映健康水平，比以往文獻(xiàn)中采用的單一指標(biāo)而將其他指標(biāo)歸于誤差項(xiàng)更具合理性，可有效控制其他變量的影響。因此，本文擬首先分析經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入及人民健康水平三者的長期均衡關(guān)系和短期因果關(guān)系，然后分析三者對增量沖擊或結(jié)構(gòu)沖擊影響的變化幅度及趨勢，最后進(jìn)行預(yù)測，根據(jù)結(jié)論對如何提高人民健康水平提出政策建議。

二、理論基礎(chǔ)

(一)健康水平的影響因素

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

舒爾茨、貝克爾奠定了醫(yī)療支出、健康、經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的理論基礎(chǔ)。新增長學(xué)派Lucas，Romer成功構(gòu)建了包含健康的內(nèi)生增長模型。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度觀察，健康是人力資本的重要組成部分，健康水平影響一個(gè)經(jīng)濟(jì)體勞動(dòng)供給的數(shù)量和生產(chǎn)力，經(jīng)濟(jì)的增長也對健康水平的提高產(chǎn)生了各種直接和間接的效應(yīng)。首先，經(jīng)濟(jì)的增長使得人民收入水平提高，可以消費(fèi)更多高質(zhì)量的物質(zhì)產(chǎn)品，為健康提供保障，獲得更高的預(yù)期壽命;其次，經(jīng)濟(jì)增長帶來的生產(chǎn)力、醫(yī)療水平和教育水平的提高將導(dǎo)致死亡率的降低;此外，經(jīng)濟(jì)的增長帶來了社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級轉(zhuǎn)換，人們對健康服務(wù)以及健康保健的消費(fèi)意識增強(qiáng)，也會(huì)促進(jìn)健康水平的提高。若經(jīng)濟(jì)增長緩慢或發(fā)展水平下降時(shí)，就會(huì)阻礙健康水平的提高。

眾所周知，健康是人力資本的重要組成部分。從宏觀方面來看，國民健康狀況的提高能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長;而在微觀方面，健康狀況較好的人勞動(dòng)生產(chǎn)率較高，而他們的收入水平往往也比較高。⑥高夢滔、王健:《中國衛(wèi)生總費(fèi)用、GDP與個(gè)人付費(fèi)－三個(gè)比例關(guān)系及傳導(dǎo)機(jī)制分析》，《衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究》2005年第2期，第8－12頁。

2.衛(wèi)生投入

健康人力資本，即將經(jīng)濟(jì)增長中的人力資本要素扣除其他人力資本形態(tài)所得到的資本，主要由衛(wèi)生投入決定。Grossman認(rèn)為，健康既是消費(fèi)品又是投資品。⑦Grossman M.On the Concept of Health Capital and the Demand for Health .Journal of Health Economics，1972(15):127 －137.一方面衛(wèi)生投入能保證人們的健康消費(fèi)需求，獲得較高的健康水平;另一方面衛(wèi)生投入有利于積累長期健康人力資本，提高其勞動(dòng)發(fā)展能力。

除此之外，工業(yè)化程度、城鎮(zhèn)化程度以及教育等因素也對健康水平產(chǎn)生影響。

(二)指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

經(jīng)濟(jì)增長采用GDP來反映，我們收集了1991～2010年上述指標(biāo)的歷史數(shù)據(jù)。為消除物價(jià)波動(dòng)因素的影響，對各年GDP以1991年的物價(jià)水平為基礎(chǔ)進(jìn)行平減。

衛(wèi)生投入分為衛(wèi)生資源投入和健康投入兩部分，其中后者多用健康費(fèi)用支出來衡量。由于私人支出在健康費(fèi)用支出中占較大比重且不同個(gè)體之間差異較大導(dǎo)致難以統(tǒng)一衡量，故本文僅從衛(wèi)生資源投入角度，選取每千人口衛(wèi)技人員數(shù)來衡量衛(wèi)生投入，用WSTR表示。

人民健康水平使用綜合了新生兒死亡率(‰)、嬰兒死亡率(‰)和5歲以下兒童死亡率(‰)的健康綜合指數(shù)(JKZS)來反映，公式如下:

綜合死亡率=(新生兒死亡率×嬰兒死亡率×5歲以下兒童死亡率)1/3(1)

由于綜合死亡率是逆向指標(biāo)，故對其取對數(shù)后再取相反數(shù)，用LNJKZS表示。綜合指數(shù)法通過對原始單一指標(biāo)的綜合處理構(gòu)建新的綜合指標(biāo)，能充分利用原始數(shù)據(jù)信息，定量地反映出不同評價(jià)單元的優(yōu)劣程度。

此外，由于不同指標(biāo)間數(shù)量值相差較大，在建立模型時(shí)不能很好反映變量之間的真實(shí)關(guān)系，最終影響模型的擬合效果，我們對GDP和每千人口衛(wèi)技人員數(shù)分別進(jìn)行自然對數(shù)轉(zhuǎn)換。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局、衛(wèi)生部等發(fā)布的數(shù)據(jù)信息。

(三)理論模型

參考 Adelman(1963)①Adelman，I.An Econometric Analysis of Population Growth.American Economic Review，1963，52:314 －339.和 Auster、Leveson和 Sarachek(1969)②Auster，R.，Leveson，I.and Sarachek，D.The Production of Health:An Exploratory Study.Journal of Human Resources，1969，4:411 －436.等人關(guān)于居民總體健康生產(chǎn)的研究成果，我們將健康生產(chǎn)函數(shù)假設(shè)為柯布－道格拉斯形式如下:

其中，A為綜合技術(shù)水平，β1表示經(jīng)濟(jì)增長對健康的產(chǎn)出彈性系數(shù)，β2表示衛(wèi)生投入對健康的產(chǎn)出彈性系數(shù)，ε是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)且假定服從正態(tài)分布。這個(gè)健康生產(chǎn)函數(shù)的假定暗含兩個(gè)如下的假設(shè):一是某地區(qū)的衛(wèi)生投入和當(dāng)?shù)氐男l(wèi)生消費(fèi)相等，即未考慮遷移因素;二是健康僅受當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長和衛(wèi)生投入的影響，而不受往年或后期數(shù)據(jù)的影響。

其對數(shù)形式表示為:

模型中LNJKZS，LNGDP和LNWSTR分別為健康綜合指數(shù)、GDP和每千人口衛(wèi)技人員數(shù)的對數(shù)。

三、實(shí)證分析方法及結(jié)果

(一)分析方法

本文首先使用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性以防止偽回歸的產(chǎn)生，按照AIC和SC準(zhǔn)則確定最佳滯后階數(shù)。

其次，使 用 Johansen協(xié) 整 檢 驗(yàn)③Johansen S.Statistical Analysis of Cointegration Vectors.Journal Economic Dynamics and Control，1988，12:231 －254.④J o hansen S.Estimation and Hypothesis Testing of Cointegration Vectors in Gaussian Vector Autoregressive Models.Econometrica，1991，59(6):1551－1580.和 由 Granger(1969)⑤Engel.R.F and Granger.C，Cointegration and Error Correction:Representation，Estimation and Testing.Econometrica，1969(55)，251 －276.⑥Granger，C，Investigation Causal Relations by Econometric Models and Cross－ Spectral Methods.Econometrica，1969，37，424 －438.提出，Sims(1972)推廣的如何檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的方法，對經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入及人民健康水平三者之間的長期均衡關(guān)系和交互因果關(guān)系加以分析;

再次，使用1980年西姆斯(C.A.Sims)⑦Sims C A.Macroeconomics and Reality.Econometrica，1980，48(1):1 －48.創(chuàng)立的向量自回歸模型(VAR)、脈沖響應(yīng)函數(shù)(impulse response function)、方差分解(variance decomposition)系統(tǒng)地分析三者之間的傳導(dǎo)過程和相互影響，⑧楊晨輝、劉新梅等:《基于VAR模型的我國期貨市場定價(jià)效率的實(shí)證研究》，《數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理》2011年第2期，第330－338頁。建立向量誤差修正模型(VEC)并進(jìn)行樣本外5期動(dòng)態(tài)預(yù)測。各種方法使用Eviews6.0軟件進(jìn)行處理。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖1 GDP、衛(wèi)生投入、健康指數(shù)的時(shí)序圖

首先對三個(gè)變量在區(qū)間內(nèi)的平穩(wěn)性進(jìn)行分析，由圖1可看出，隨著時(shí)間的推移，三者均呈現(xiàn)出不同程度的增長趨勢，即呈現(xiàn)出非平穩(wěn)的特征。其中，GDP、衛(wèi)生投入緩慢增長，健康指數(shù)顯著增長。由圖2可看出，三者的二階差分序列基本呈現(xiàn)出平穩(wěn)特征。經(jīng)過ADF檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)在5%的顯著性水平下，三者的二階差分序列都是平穩(wěn)的。

(三)VAR模型滯后階數(shù)的確定

圖2 GDP、衛(wèi)生投入、健康指數(shù)二階差分序列時(shí)序圖

VAR滯后階數(shù)的確定要考慮有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng)和自由度兩個(gè)因素。根據(jù)指標(biāo)最小化原則，在5%的顯著性水平下，LR、AIC、SC和HQ檢驗(yàn)得出的最佳滯后期不一致，有的為1期，有的為2期，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果相近。為保證得到穩(wěn)定的脈沖響應(yīng)函數(shù)，結(jié)合AR根圖，最終選擇VAR滯后期為2期，即選擇VAR(2)模型。AR根圖如下:

圖3 AR根圖

(四)協(xié)整分析

如果一組非平穩(wěn)的時(shí)間序列存在一個(gè)平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機(jī)趨勢，那么這組序列就是協(xié)整的。①張曉峒:《EVIEWS使用指南與案例》，機(jī)械工業(yè)出版社2007年版，第114－123頁。本文使用基于VAR的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)以分析1991～2010年這一區(qū)間內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入和健康水平三者之間是否存在一個(gè)長期的均衡關(guān)系。結(jié)果如下(見表1)。

跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)均顯示在5%的水平上存在1組協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在一定的依存關(guān)系。從長期來看，三者的變化是協(xié)調(diào)的，起碼從現(xiàn)階段來看，健康水平相與經(jīng)濟(jì)增長和衛(wèi)生投入的關(guān)系逼近其長期穩(wěn)定關(guān)系。

表1 三個(gè)變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

(五)因果關(guān)系檢驗(yàn)

為確定模型中GDP、衛(wèi)生投入和健康水平三個(gè)變量是否存在作用上的先后關(guān)系，需要進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)?；舅悸肥?，如果分析X的變化是否導(dǎo)致Y的變化，主要看現(xiàn)在的Y能夠在多大程度上被過去的X解釋，或加入X的滯后值是否使解釋程度得到提高，如果成立則“X是Y的Granger因”。②高鐵梅:《計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！?，清華大學(xué)出版社2009年版，第267－319頁?；赩AR模型對各變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的分析結(jié)果如表2所示:

表2 三者因果關(guān)系的檢驗(yàn)(滯后2期)

從結(jié)果上看，短期因果關(guān)系包括:10%顯著性水平上，基本上可以認(rèn)為衛(wèi)生投入和健康指數(shù)互為因果，說明衛(wèi)生投入數(shù)量和健康水平的高低在短期內(nèi)存在相互促進(jìn)關(guān)系，這與目前絕大多數(shù)的研究成果相吻合。另外，GDP是衛(wèi)生投入的Granger因，且這種關(guān)系是單向因果的，說明經(jīng)濟(jì)增長短期內(nèi)對帶動(dòng)衛(wèi)生投入的增加，反之增加衛(wèi)生投入對經(jīng)濟(jì)增長的短期促進(jìn)作用不明顯。此外，由于Granger因果檢驗(yàn)受滯后期影響很大，故選取多個(gè)滯后期以充分檢驗(yàn)三者間的關(guān)系。滯后5期及以后的結(jié)果均顯示GDP和衛(wèi)生投入均是健康指數(shù)的Granger因，說明經(jīng)濟(jì)增長和衛(wèi)生投入對健康水平的促進(jìn)作用需要足夠長的滯后期才能顯示出來，即在長期上存在促進(jìn)作用。

(六)傳導(dǎo)機(jī)制分析

1.脈沖響應(yīng)函數(shù)

為分析模型系統(tǒng)受到某種沖擊時(shí)的動(dòng)態(tài)影響，并且分解各變量對自身和其他變量沖擊的反應(yīng)，本文借助脈沖響應(yīng)函數(shù)模擬來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)(新息)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對三者的動(dòng)態(tài)變化和相互作用的影響，即認(rèn)為每個(gè)變量均依賴于自身 和其他兩個(gè)變量的滯后值。①耿愛生、李魯?shù)?《健康在經(jīng)濟(jì)增長中的作用》，《中國農(nóng)村衛(wèi)生事業(yè)管理》2003年第9期，第3－6頁。

圖4 三者相互影響的對于1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的脈沖響應(yīng)

圖4顯示出這三者對于一單位喬利斯基(Cholesky)正向信息沖擊的作用下的動(dòng)態(tài)反應(yīng)(已經(jīng)進(jìn)行正交化處理)。從結(jié)果來看，左圖顯示GDP對自身的沖擊表現(xiàn)為正向響應(yīng)，在第7期達(dá)到最大，之后逐步衰減，直到滯后10期，這種響應(yīng)依然較為強(qiáng)勁;對衛(wèi)生投入的沖擊響應(yīng)一開始為零，從第2期開始都是負(fù)向的，將影響期延續(xù)到20期時(shí)發(fā)現(xiàn)，在第15期時(shí)變?yōu)檎捻憫?yīng);對健康指數(shù)的沖擊響應(yīng)從第2期開始是正向的，從第9期開始變?yōu)樨?fù)向，將影響期延續(xù)到20期時(shí)發(fā)現(xiàn)，在第18期變?yōu)檎捻憫?yīng)。說明經(jīng)濟(jì)增長水平受往期經(jīng)濟(jì)增長影響較大，衛(wèi)生投入與健康水平對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要經(jīng)過一定的滯后期表現(xiàn)得更加明顯，這種顯著的促進(jìn)作用具有較長的持續(xù)效應(yīng)，這與經(jīng)濟(jì)理論是吻合的。

中圖顯示衛(wèi)生投入對GDP的沖擊響應(yīng)一開始很微弱，從第3期開始轉(zhuǎn)為正向;對健康指數(shù)的沖擊響應(yīng)一開始即為正向，到第7期達(dá)到最大，之后逐步衰減。說明經(jīng)濟(jì)增長對衛(wèi)生投入的拉動(dòng)作用和健康水平對衛(wèi)生投入的推動(dòng)作用均是緩慢的，經(jīng)過一定的滯后期才可顯示出來且持續(xù)多期。

右圖顯示健康指數(shù)對來自GDP的沖擊響應(yīng)為正向，第5期達(dá)到最大，后逐漸衰減;對衛(wèi)生投入的響應(yīng)一開始為微弱的正向，經(jīng)過2個(gè)時(shí)期的滯后呈現(xiàn)負(fù)向，將影響期延續(xù)到20期時(shí)發(fā)現(xiàn)，在第13期才顯示出正向促進(jìn)作用。說明衛(wèi)生投入的增加一開始促進(jìn)健康水平的提高，后來未能促進(jìn)健康狀況改善，甚至出現(xiàn)了“伴隨惡化”(伴隨衛(wèi)生投入的快速增加健康水平甚至出現(xiàn)了惡化)。但是長期而言，衛(wèi)生投入對健康的促進(jìn)作用是較大的，甚至超過了經(jīng)濟(jì)增長對健康的促進(jìn)作用②石靜、胡宏偉:《經(jīng)濟(jì)增長、醫(yī)療保健體系與國民健康:基于1991—2006年中國數(shù)據(jù)的分析》，《西北人口》2010年第1期，第1－7頁。。

2.方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊對其他內(nèi)生變量的影響，方差分解則分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對所有內(nèi)生變量變化(用方差來度量)的貢獻(xiàn)率③高鐵梅:《計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！?，清華大學(xué)出版社2009年版，第267－319頁。。圖5利用方差分解的方法分析了三者對其他變量變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度:

圖5 方差分解

可見，不考慮自身的貢獻(xiàn)率，一開始衛(wèi)生投入和健康水平對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率均很微弱，滯后逐期增長，在第9期貢獻(xiàn)率達(dá)到相同，在第10期之后健康水平的貢獻(xiàn)率超過衛(wèi)生投入的貢獻(xiàn)率。

同理，經(jīng)濟(jì)增長對衛(wèi)生投入的貢獻(xiàn)率一開始很微弱，后期逐步增加，到第10期超過40%;而健康水平對衛(wèi)生投入的貢獻(xiàn)率則比較大，基本穩(wěn)定在60%左右，這種貢獻(xiàn)一直持續(xù)到第10期;而經(jīng)濟(jì)增長對健康水平的貢獻(xiàn)率在第1期即開始出現(xiàn)，超過30%，且增長幅度較快，在第5期時(shí)超過了70%，之后開始下降。衛(wèi)生投入對健康水平的貢獻(xiàn)率緩慢上升，第10期持續(xù)穩(wěn)定在20%左右。以上與脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論基本一致。

(七)向量誤差修正(VEC)模型及預(yù)測

由前面分析可知，3個(gè)變量之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系，長期協(xié)整關(guān)系表達(dá)為:

長期來看，經(jīng)濟(jì)增長和衛(wèi)生投入對健康水平都有正的貢獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長每增加1個(gè)百分點(diǎn)，健康水平將提高69.18%;衛(wèi)生投入每增加1個(gè)百分點(diǎn)，健康水平將提高26.11%。由此可以看出，從長期來看，經(jīng)濟(jì)增長對健康水平的貢獻(xiàn)要比衛(wèi)生投入對健康水平的貢獻(xiàn)大得多。

考慮到普通VAR的有偏性質(zhì)，使用誤差校正的VEC回歸，使用似然比檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)，確定了1組協(xié)整關(guān)系和滯后2期的帶有共同趨勢項(xiàng)的函數(shù)形式。

圖6 基于VEC模型5期樣本外預(yù)測效果

考慮到方程中同一變量的多個(gè)滯后項(xiàng)產(chǎn)生的多重共線性，部分t統(tǒng)計(jì)量不顯著，方程的擬合優(yōu)度為0.5037。ECM項(xiàng)系數(shù)為－0.4847，符合負(fù)向修正機(jī)制，說明對偏離長期均衡的調(diào)整力度較大?？梢钥闯觯】邓降淖兓荛L期均衡的控制作用較大，而受經(jīng)濟(jì)增長或衛(wèi)生投入短期波動(dòng)的影響不大。這符合我國現(xiàn)階段的具體情況，與前述分析存在一致。

對于本文建構(gòu)的VEC模型進(jìn)行5期樣本外預(yù)測，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷念A(yù)測效果。圖6顯示，模型對健康水平的擬合效果好，同時(shí)也間接證明至少在短期內(nèi)，本文建構(gòu)的VEC模型對健康水平的預(yù)測是有效的。

2011－2015年三個(gè)變量的具體預(yù)測結(jié)果如表3所示:

表3 2011－2015年VEC模型5期樣本外預(yù)測結(jié)果

四、結(jié)論建議

1.經(jīng)濟(jì)增長、衛(wèi)生投入及健康水平三者間相互影響，在長期內(nèi)變動(dòng)較為協(xié)調(diào)，即趨于長期穩(wěn)定，雖然短期內(nèi)會(huì)出現(xiàn)波動(dòng)。根據(jù)三個(gè)變量建立的VAR模型系統(tǒng)具有穩(wěn)定性，存在長期均衡關(guān)系，說明目前我國基本形成了三者間的良性反饋循環(huán)機(jī)制。相比于衛(wèi)生投入而言，經(jīng)濟(jì)增長對健康水平的貢獻(xiàn)要大得多。此外，健康水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響超過衛(wèi)生投入對經(jīng)濟(jì)增長的影響;健康水平對衛(wèi)生投入的影響也超過經(jīng)濟(jì)增長對衛(wèi)生投入的影響。因此，長期而言，依靠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長或增加衛(wèi)生投入來改善國民健康的辦法是可行的，健康水平的提高又將反過來促進(jìn)衛(wèi)生投入的增加，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，如此將形成一個(gè)相互促進(jìn)的良性循環(huán)。

2.從短期因果關(guān)系角度考慮，衛(wèi)生投入和健康水平互為因果，經(jīng)濟(jì)增長對衛(wèi)生投入存在短期促進(jìn)關(guān)系。在短期相互影響方面，衛(wèi)生投入和健康水平對經(jīng)濟(jì)增長的短期影響是很微弱的，甚至一開始是負(fù)向的;經(jīng)濟(jì)增長對衛(wèi)生投入的影響也很微弱，健康水平對衛(wèi)生投入的影響則比較大;經(jīng)濟(jì)增長對健康水平的短期影響比較明顯，衛(wèi)生投入對健康水平的影響緩慢上升。說明短期內(nèi)要提高健康水平，要大力發(fā)展經(jīng)濟(jì);當(dāng)然，還應(yīng)盡量避免衛(wèi)生投入的增加短期內(nèi)對健康的不利影響。出現(xiàn)這種情況的原因是，我國目前個(gè)人衛(wèi)生投入的比例過高，增長速度超過個(gè)人收入的增長速度，導(dǎo)致個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生負(fù)擔(dān)過重，反而會(huì)影響健康。

3.5 年期的短期預(yù)測表明，我國的人民健康水平會(huì)出現(xiàn)持續(xù)提高的趨勢，綜合死亡率將持續(xù)下降。

由此提出如下政策建議:

1.充分重視衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，加大醫(yī)療衛(wèi)生的投入力度。鑒于衛(wèi)生投入與健康水平的雙向因果關(guān)系，結(jié)合中國的現(xiàn)實(shí)國情，加大醫(yī)療衛(wèi)生的投入力度不僅能夠提高人民健康水平，而且將改善區(qū)域人力資本積累的數(shù)量和質(zhì)量，最終將有利于整個(gè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

2.全面加強(qiáng)公共衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)，建立政府主導(dǎo)的多元衛(wèi)生投入機(jī)制，增加國家、政府在公共衛(wèi)生領(lǐng)域內(nèi)的投入比例，降低個(gè)人衛(wèi)生投入的比例，實(shí)現(xiàn)有效的衛(wèi)生投入。這不僅能增加勞動(dòng)力的持續(xù)有效供給，又能降低居民健康支出對消費(fèi)支出的擠占，防止伴隨衛(wèi)生投入的快速增加健康水平出現(xiàn)惡化的情況。這對于實(shí)現(xiàn)衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展相協(xié)調(diào)、實(shí)現(xiàn)人民健康水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)，對促進(jìn)社會(huì)公平正義、構(gòu)建和諧社會(huì)、實(shí)現(xiàn)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展均具有重要意義。

3.鑒于經(jīng)濟(jì)發(fā)展對健康水平的強(qiáng)大促進(jìn)作用，要促進(jìn)健康的發(fā)展，首先要大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)。發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)注重人的發(fā)展，始終把維護(hù)人民健康利益放在第一位，以人為本，實(shí)現(xiàn)公平與效率的統(tǒng)一。