王強祥 WANG Qiang-xiang

（淮北師范大學經濟與管理學院，淮北 235000）

0 引言

進入新世紀以來，國內老齡化趨勢不斷加深加重，而農村家庭結構和社會關系的劇烈變動，使得農村老人的養(yǎng)老問題尤其突出，并且農村老年人的基數(shù)較大，失能程度較高，使得農村養(yǎng)老問題的解決迫在眉睫。在我國，傳統(tǒng)的小農經濟使得青壯年勞動力能夠陪伴在老人身旁，為老人提供經濟支持和心理慰藉，最重要的是照顧老人的日常飲食起居。而當下的打工經濟、城市定居行為使得農村勞動力大量外流，老年人的晚年養(yǎng)老得不到切實保障。因此，農村地區(qū)需要一定的養(yǎng)老服務機構來滿足老年人的養(yǎng)老需求。但當前國內城市與農村經濟發(fā)展長期不均衡，導致農村地區(qū)的養(yǎng)老產業(yè)發(fā)展存在明顯的城鄉(xiāng)失衡。農村養(yǎng)老供需缺口大，缺乏市場競爭的現(xiàn)實情況又進一步助長了農村現(xiàn)有養(yǎng)老機構供給劣質服務的行為。在這種情況下，找到農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的影響因素并對癥下藥，至關重要。

1 模型介紹

1.1 研究方法

根據(jù)數(shù)據(jù)特征以及研究需要，本文將使用向量自回歸模型進行分析。向量自回歸模型是把系統(tǒng)中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸。其矩陣表達式為：

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文將研究農村居民收入水平、土地政策、農村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農村養(yǎng)老服務發(fā)展的影響。在建立VAR 模型的過程中，選擇農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)（JG，單位：個）作為被解釋變量來衡量農村養(yǎng)老服務發(fā)展，選擇農村居民人均現(xiàn)金收入（SR，單位：元）作為解釋變量來衡量農村居民收入水平，選擇退耕還林面積（TG，單位：千公頃）作為解釋變量來衡量土地政策，選擇農村衛(wèi)生人員數(shù)（WS，單位：人）作為解釋變量來衡量農村醫(yī)療衛(wèi)生條件。

本文使用的數(shù)據(jù)主要來自于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國民政統(tǒng)計年鑒》以及EPSDATA 統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。選取2003-2019年的國家宏觀層面數(shù)據(jù)作為研究樣本，對于所獲取數(shù)據(jù)中的個別缺失值，使用插值法補全。由于直接獲取的時間序列數(shù)據(jù)前后相差極大，因此需要對原數(shù)據(jù)取對數(shù)，使時間序列更加平穩(wěn)，并消除異方差。

2 實證分析

2.1 ADF 平穩(wěn)性檢驗

為了避免VAR 模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，優(yōu)化模型分析結果，需要在建模之前對各變量進行ADF 單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1 ADF 單位根檢驗結果

由表可知，在一階差分之前，只有退耕還林面積在5%水平下顯著，其余數(shù)據(jù)皆未能拒絕原假設。經過一階差分之后，退耕還林面積能在1%顯著性水平下拒絕原假設，農村養(yǎng)老機構單位數(shù)和農村居民現(xiàn)金收入能在5%顯著性水平下拒絕原假設，農村衛(wèi)生人員數(shù)能在10%顯著性水平下拒絕原假設。即各變量在一階差分情況下達到同階單整。

2.2 最優(yōu)滯后階數(shù)確定

已知DLNJG、DLNSR、DLNTG、DLNWS 四個變量都是平穩(wěn)的時間序列，則可以建立起VAR 模型，并通過一系列信息準則，判定模型的最優(yōu)滯后期，檢驗結果見表2。

表2 各滯后階數(shù)的VAR 模型檢驗結果

由表2 可知，在滯后期為2 時，LR 等五個信息準則均達到最優(yōu)滯后期。因此，可以建立VAR（2）模型。

2.3 AR 特征根檢驗

為了確定在滯后階數(shù)為2 時，模型是否達到穩(wěn)定狀態(tài)，模型的運算結果是否合理，需要對模型進行AR 特征根檢驗，結果如圖1 所示。從圖1 可以看出，所有特征根均位于單位圓內部，據(jù)此可以判定VAR（2）模型有效。

圖1 特征根檢驗

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

為了確定DLNJG、DLNSR、DLNTG、DLNWS 四個變量之間存在何種關系，需要對以上四個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，具體見表3。

表3 格蘭杰因果檢驗具體結果

由表3 可知，在1%的顯著性水平下，拒絕了“DLNJG不是DLNSR 的格蘭杰原因”和“DLNTG 不是DLNSR 的格蘭杰原因”的原假設，即農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)和退耕還林面積是農村居民現(xiàn)金收入的原因。在5%的顯著性水平下，拒絕了“DLNWS 不是DLNSR 的格蘭杰原因”和“DLNSR 不是DLNJG 的格蘭杰原因”的原假設，即農村衛(wèi)生人員數(shù)也是農村居民現(xiàn)金收入的原因，并且農村居民現(xiàn)金收入和農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)之間互為因果。

從以上的格蘭杰因果關系可以知道，農村居民收入水平影響農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展，農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展又可以反過來帶動農村居民收入水平的提升。而土地政策、農村醫(yī)療衛(wèi)生條件都是通過影響農村居民收入水平，間接影響農村養(yǎng)老服務業(yè)的發(fā)展。

2.5 脈沖響應

根據(jù)上面的格蘭杰因果檢驗可知，農村居民收入水平、土地政策和農村醫(yī)療衛(wèi)生條件都直接或者間接影響農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展，但在不同時期，這些影響因素的具體作用是不同的，為了更精確的把握解釋變量的變動對被解釋變量的影響，需要對VAR 模型進行脈沖響應分析。圖2、圖3 和圖4 分別描繪了農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展對農村居民收入水平、土地政策和農村衛(wèi)生醫(yī)療條件的脈沖響應。

由圖2 可知，當農村居民現(xiàn)金收入對農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)作正向沖擊時，農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)在當期的響應值為0，隨著時間的推移，農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)的響應值呈現(xiàn)下降的趨勢，在第2 至3 期達到最小值，隨后開始轉為上升趨勢，在第6 至7 期達到最大值，并繼續(xù)不停波動，直至第17 期后趨于平穩(wěn)，說明農村居民收入水平的提高在短期內會對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展起到抑制作用，經過一段時間之后其積極作用才能體現(xiàn)出來。由圖3 可知，當退耕還林面積對農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)作正向沖擊時，農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)的響應值從當期開始呈現(xiàn)上升趨勢，并在第2 至3 期由上升趨勢轉為下降趨勢，隨后在第3 至4 期又轉為上升趨勢并達到最大值，之后趨勢漸趨平穩(wěn)，說明土地政策對農村養(yǎng)老服務業(yè)的發(fā)展在短期內有明顯效果，隨著時間的推移，其帶來的效果呈周期性波動，直至消失。由圖4 可知，當農村衛(wèi)生人員數(shù)對農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)作正向沖擊時，農村養(yǎng)老服務機構單位數(shù)的響應值不斷波動，在第4 至5 期達到最大值，在第6 至7 期達到最小值，在第10 期后趨勢基本保持穩(wěn)定，說明農村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的效果也是因時間變化而周期性波動直至消失的。

圖2 DLNJG 對DLNSR 的脈沖響應

圖3 DLNJG 對DLNTG 的脈沖響應

圖4 DLNJG 對DLNWS 的脈沖響應

2.6 方差分解

脈沖響應分析只能確定在各個時期單個解釋變量對被解釋變量的影響效果，而不能確定所有解釋變量同時變化時，各變量對被解釋變量變動的貢獻程度，因此需要采用方差分解來對模型進行進一步分析，具體如圖5 所示。

圖5 DLNJG 的方差分解

由圖5 可知，農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展對其自身的貢獻程度最大，從第1 期的100%開始下降，最后穩(wěn)定在69%的水平。在除卻農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展自身的情況下，農村居民收入水平對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的貢獻率最高，從第1期的0%增長到第7 期的16%，其次是土地政策，從第1 期的0%增長到第7 期的13%。而農村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的貢獻率最低，在達到穩(wěn)定狀態(tài)后，也只有2%的水平。故農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展受各變量影響程度大小依次為農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展自身、農村居民收入水平、土地政策、農村醫(yī)療衛(wèi)生條件。

3 結論與建議

本文通過建立VAR 模型，對得到的數(shù)據(jù)進行分析，以確定農村居民收入水平、土地政策和農村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的影響。結果表明，農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展和農村居民收入水平存在互相促進的關系，而土地政策和農村醫(yī)療衛(wèi)生條件均通過影響農村居民收入水平來影響農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展。農村居民收入水平、土地政策和農村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的影響在不同時期的效果不同，但長期的情況下，均無影響。農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展受各變量影響程度不同，其中養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展自身對其影響最大，農村居民收入水平次之，土地政策略小于農村居民收入水平，農村醫(yī)療衛(wèi)生條件最小。

根據(jù)前文分析和以上結論，對農村地區(qū)發(fā)展養(yǎng)老服務提出如下幾點建議：

①發(fā)展鄉(xiāng)村產業(yè)，提高農村居民收入。在廣大的農村地區(qū)發(fā)展各種產業(yè)，可以為農村居民特別是年齡較大、但仍具有勞動能力的老年人提供在家門口工作的機會，這會顯著提高農村居民收入，增加村民的儲蓄能力，為其老年后參與機構養(yǎng)老提供堅實的經濟基礎。此外，一些鄉(xiāng)村產業(yè)的先行發(fā)展，也會帶動其他產業(yè)的發(fā)展，通過這種帶動效應，可以在農村地區(qū)發(fā)展起一系列養(yǎng)老服務相關產業(yè)，從而改善農村地區(qū)養(yǎng)老服務，減少農村地區(qū)養(yǎng)老供需差距。

②優(yōu)化農村土地政策，盤活農村閑置資源。從上文的分析可以看出，土地政策通過影響農村居民收入間接影響農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展，并且其影響力也不容小覷。就比如我們選取的退耕還林面積指標，當退耕還林面積越大，因老年人身體狀況不佳而閑置的耕地面積就會越少，老年人從土地上取得的收入就會越多，從而成為老年人失去勞動能力之后的一種重要的經濟來源。而一些其他的土地政策，如放開農村土地承包經營權限，發(fā)展基于以養(yǎng)老服務換取閑置土地使用的養(yǎng)老模式，都將改善農村老年人的養(yǎng)老現(xiàn)狀。

③改革農村醫(yī)療體系，提高農村醫(yī)療水平。當下農村醫(yī)療衛(wèi)生水平的提高對農村養(yǎng)老服務業(yè)發(fā)展的貢獻率非常低，究其原因，是因為當前農村醫(yī)療服務是以治療諸如感冒發(fā)燒之類的小病為主，對于常見于老年人身上的高血糖、高血脂、高血壓以及一系列心血管疾病等就顯得捉襟見肘，從而很難為農村養(yǎng)老機構提供其需要的醫(yī)療服務。此外，農村衛(wèi)生人員往往也只能對老年人的病癥提出一些用藥建議，對于老年人病情的具體分析，則缺乏相應的專業(yè)知識和專業(yè)設備。因此，需要對農村地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生體系進行改革，劃區(qū)設置高水平的醫(yī)療衛(wèi)生站點，以從根本上提高農村醫(yī)療衛(wèi)生水平，達到保障農村地區(qū)養(yǎng)老產業(yè)發(fā)展的目的。