基于體育投入與居民健康水平的實證研究

朱漢義

(杭州電子科技大學，浙江 杭州 310018)

0 前 言

健康的人口是社會發展必不可少的人力資源，是經濟社會發展的基礎條件，因此，居民健康受世界各國政府的高度重視。同樣，健康的人力資源是我國實現超越發達國家必不可少的基礎條件，在我國，居民健康狀況同樣受各屆政府的高度重視，1952年6月10日，毛澤東在中華全國體育總會成立大會題寫了“發展體育運動 增強人民體質”，1954年國家體委成立了群眾體育司，政府部門把人民群眾身體健康看作一件大事。鄧小平時期于上個世紀80年代末90年代初又提出了群眾體育與競技體育協調發展的方針，把群眾體育看做是體育工作的根本任務，1995年6月20日，頒布實施《全民健身計劃綱要》(第一期工程：1995年-2000年)，同年，將群眾體育寫進了《中華人民共和國體育法》，從而用法律的形式確立了群眾體育的地位，并明確規定群眾體育保障條件等。此后，國務院先后于2001年8月和2011年3月頒布了《全民健身計劃綱要》第二期工程(2001-2010年)規劃與《全民健身計劃(2011-2015年)》兩個連續性的文件，以保證全民健身工作的持續而不斷地開展。2016年6月15日，國務院印發《全民健身計劃(2016—2020年)》，同年10月25日由中共中央、國務院于印發并實施“健康中國2030”規劃綱要,旨在全方位、全周期維護和保障人民健康，大幅提高人民健康水平。

建國以來，尤其是1995年實施《全民健身計劃綱要》后，全民健身活動廣泛蓬勃開展，全民健身組織體系日益完善，健身工作隊伍不斷壯大，全民健身場地設施遍布城鄉，全民健身服務業日趨繁榮，居民健康水平不斷提高。目前，我國居民體質和健康水平隨著國民經濟和社會事業的發展而不斷提高，全民健身體系基本形成，群眾體育健身活動的環境和條件有較大的改善。從國際通用衡量一個國家或地區的國民健康水平的3項(即平均預期壽命(Average future life)、嬰兒死亡率(infant mortality rate)、孕產婦死亡率(Maternal Mortality Rate)[1])指標來看：截止2015年，我國人均預期壽命已達76.34歲，嬰兒死亡率、孕產婦死亡率分別下降到8.1‰ 、20.1/10萬[2],與發達國家的差距不斷縮小。縱向來看，1991-2015年我國平均預期壽命從69.47歲增加到76.13歲，增加了6.66歲，提高了近10%；嬰兒死亡率從41.8‰下降到9.2‰，比1991年下降了近80%。孕產婦死亡率由80.0/10萬下降到20.1/10萬，下降了近75%。由此可見，過去的20多年，居民健康水平不斷的改善，呈穩步提高的態勢。

居民健康水平受眾多因素的影響，已有研究表明健康的公平性[3]、教育程度[4]、社會經濟、城市化率、居民生活習慣[5]、醫療衛生投入[6,7]等均與居民健康水平有關，以上從制度、社會經濟環境條件及居民個人行為等角度對居民健康水平的影響進行了研究。《“健康中國2030”規劃綱要》中，確定了“到2030年具體實現四大目標：人民健康水平持續提升；健康服務能力大幅提升；健康產業規模顯著擴大；促進健康的制度體系更加完善。”主要通過加強健康服務與保障體系建設，確保人民健康水平的不斷提高。健康服務體系包括醫療衛生服務體系和全民健身公共服務體系。醫療衛生服務體系與居民健康水平關系的研究較多，而體育投入與居民健康水平的關系研究較少， 似乎與通常所說的“生命在于運動”有所偏頗。醫療衛生投入能治病防病，對居民健康無疑是有促進作用，但治病防病對健康來說多數是被動的。而全民健身服務體系的建立，是國民通過體育鍛煉達到強身健體的，是居民主動參與到體育鍛煉中來提高健康水平，從這個角度來看，是主動的。

體育鍛煉對健康水平的改善作用毋庸置疑，然而，居民體育鍛煉需要一定的條件保障，它離不開體育投入。體育投入是居民健康水平提升的基礎和重要保障，體育投入不僅僅具有促進居民健康的作用，還有助于降低居民醫療費用支出、促進體育文化建設、豐富居民的文化生活、促進社會和諧、提高社會人力資本存量等,因此，可以說體育投入是促進健康最直接影響因素，“即節能、又環保”，但從體育投入角度研究居民健康水平成果鮮見，國內在體育投入研究方面主要是體育投入的公平性及配置問題研究[8-9]及體育投入效率問題的研究[10-15]。其中涉及居民健康的群眾體育投入的產出指標多數選擇社會體育指導員、體育社團、體育俱樂部等,更注重“績”而非“效”，未將群眾體育發展的終極目標——居民健康水平作為產出指標，因此，本文擬構建我國居民健康水平指標，并利用1991-2015年我國體育投入相關數據，分析體育投入與居民健康水平的關系，旨在為推進“健康中國2030”戰略規劃的順利實施提供借鑒。

1 指標選擇與數據來源

投入指標。從體育投入的要素來看，體育投入是人、財、物的投入，包括人力資源、資金、場地、器材等投入，但場地、器材的投入，通常是資金的轉化，本文將其納入到資金投入方面，因此，將體育投入概括為兩個方面，一是人力資源的投入，二是資金的投入。人力資源的投入選擇體育系統年末從業人數，盡管體育系統從業人數中包括競技體育的從業人數，但考慮競技體育對群眾體育的積極影響，選擇體育系統年末從業人數具有一定的代表性。目前，體育資金投入主要依賴政府的財政撥款，因此，采用財政體育資金支出絕對額,以價格指數(以1978年為基期)進行平減處理。本文采用的是1991-2015年度數據,數據來源于體育事業統計年鑒和中國財政年鑒。

產出指標。目前,國內暫無反應居民健康水平的數據，因此，采用國際上常用的衡量一個國家和地區居民健康水平的主要指標：人均預期壽命、嬰兒死亡率和孕產婦死亡率，測度我國居民健康水平。其中人均預期壽命為正向指標，數值越大健康水平越高，其它兩個為逆向指標，數據越大健康水平越低。數據均來源于世界銀行數據庫。

2 研究方法與結果

2.1 居民健康水平測度

2.1.1 采取層次分析法(AHP)，確定指標權重。通過對公共衛生與預防、健康研究、運動康復等專業13位專家問卷調查，其中包括美國北德克薩斯大學終身教授張濤等，均對采用三項指標來確定區域居民健康水平持認同態度。采用1-9標度法，構造一個兩兩比較的判斷矩陣，并運用mecAHP評價軟件對各專家的判斷矩陣進行一致性檢驗，通過mecAHP軟件層次單排序獲得各個專家三項指標的權重，最后利用13位專家三項指標的平均值作為三個指標權重M，結果分別為：平均預期壽命0.6645、嬰兒死亡率0.1714、孕產婦死亡率0.1641。

2.1.2 進行正向化及無量綱化處理。對原始逆向指標嬰兒死亡率和孕產婦死亡率進行“倒數逆變換法”(蘇為華教授)，以達到各個指標與居民健康水平一致，即嬰兒死亡率、孕產婦死亡率倒數逆變換值越大，健康水平越高。再進一步進行無量綱處理，消除量綱的影響。采用標準化法無量綱化處理，其公式如下：

(1)

2.1.3 線性處理。由于標準化后各指標值越大，說明單位單項評價價值越高。但標準化后各指標值有正有負，不利于后續健康水平指數的加權計算。因此，對各指標Z值進行線性變換，并使線性變換值都大于0，并且不改變數據的相對大小，以便于居民健康水平值的計算及體育投入與健康水平關系分析。線性變換公式如下：

Y=ax+b

(2)

一般線性變換采用百分方式，即a、b取40、60或30、70等，根據線性變換值都大于0的原則，a、b取30、70，即得到各指標Z值的線性變換值Y(見表1)。

表1 標準化、線性轉換和居民健康水平計算結果

注：原始數據來源于世界銀行數據庫，Z-ALE、Z-IMR、Z-MMR分別表示平均預期壽命、嬰幼兒死亡率、孕產婦死亡率標準化值；Y-AFLE、Y-IMR、Y-MMR分別表示平均預期壽命、嬰幼兒死亡率、孕產婦死亡率線性變換值；HI表示居民健康水平

2.1.4 居民健康水平的計算，進一步根據線性變換值Y及各指標權重M,計算居民健康水平值，計算公式：

(3)

式(3)中，Hii為第i年的居民健康水平值，Mj為第j個指標的權重，Yij為第i年指標j的線性變換值，依據式(3)計算我國每年居民健康水平值(見表2)。

2.2 體育投入和居民健康水平關系實證

影響居民健康水平的因素眾多，它受政治、經濟、文化、健康的公平性、教育程度、醫療衛生投入、居民生活習慣、健康觀念等因素影響。本文主要從體育投入角度考量居民健康水平。為消除異方差帶來的不利影響，對人均財政體育投入、體育人力資源投入及居民健康水平值進行對數處理，變量分別用Lnhi、Lnsfe、Lnhri表示。主要通過單整和協整檢驗確認是否是單整序列及變量之間的長期穩定的均衡關系，進一步建立模型識別體育財政投入與人力資源投入對居民健康水平的長期動態影響，并對模型進行脈沖響應及方差分解分析，探析居民健康水平對體育財政投入與人力資源投入的沖擊響應、以及居民健康水平、體育財政投入與人力資源投入動態變化的貢獻度，以了解各變量在動態變化中的相對重要性，并判斷和分析其原因。

2.2.1 平穩性檢驗。首先檢驗各個變量的平穩性，利用方法來檢驗變量的平穩性，用最小準則確定最優滯后期(見表2)。

表2 ADF單位根檢驗結果

注：對單個序列進行自回歸檢驗，都不含常數項和趨勢項，則檢驗形式選擇(0,0,k)的形式

檢驗結果顯示，在5%的顯著性水平下所有變量的原序列都是非平穩的，但一階差分序列都是平穩的，因此，時間序列變量都是一階單整序列,即三個變量之間可能存在一種長期穩定的均衡關系。

2.2.2 協整檢驗。判斷變量間的長期穩定關系通常使用協整檢驗, 協整檢驗存在的一個重要條件就是估計協整方程的殘差是平穩的。在經濟學意義上，若變量之間存在協整關系，則可以通過改變一個或幾個經濟變量從而影響另一些經濟變量，并且這些經濟變量之間存在穩定的長期均衡關系。采用Johansen檢驗方法進行協整檢驗，以明確變量之間是否具有協整關系，檢驗結果見表3。

表3 Johansen協整檢驗結果

注：*表示在5%顯著性水平下拒絕原假設

由表3可知，在5%的顯著性水平下拒絕原假設。即證明了它們之間存在某種長期穩定的關系。

2.2.3 VAR模型分析

2.2.3.1 建立VAR模型。協整檢驗結果表明居民健康水平與體育財政投入、體育人力資源投入存在長期的穩定關系，進一步建立模型以反映體育財政投入與人力資源投入對居民健康水平的長期動態影響。根據和取最小原則，確定滯后為2，最后回歸方程(4)如下：

經過檢驗，模型中所估計系數的t統計量值在10%顯著水平下是顯著的，說明該模型的結構基本穩定。但需要對估計出的模型進一步進行穩定性檢驗，因為如果模型不穩定，某些結果將不是有效的(如脈沖響應函數的標準誤差)。利用AR根進行檢驗，如果估計的VAR模型所有根模的倒數小于1，即位于單位圓內，則其是穩定的。從圖1可以直觀地看出：VAR模型所有的單位根都落于單位根圓內，因此，所設定的模型是穩定的，能反應三個變量之間存在長期穩定的動態關系。

2.2.3.2 脈沖響應及方差分解分析。基于VAR模型的脈沖響應分析和方差分解可以對變量沖擊的響應進行測算。首先，我們進行脈沖響應分析來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前和未來取值的影響軌跡。圖2中橫軸代表追溯期數，這里為10，縱軸表示因變量對自變量的響應大小，實線部分為計算值，虛線部分為響應函數值正負兩倍標準差的置信區間，左圖沖擊變量為Lnhri,右圖沖擊變量為Lnsfe。

圖1 單位根檢驗圖示

圖2 居民健康水平動態響應圖

由圖2可知，當在本期給Lnhi一個正沖擊后，Lnhi將在第3期達到正向最大，之后趨向平穩。而在本期給Lnsfe一個正沖擊后，前面的3期有正向作用，但作用小有往復，到第4期達到正向最大，之后表現逐步收斂。由此可見，在給予Lnhri和Lnsfe投入正向沖擊，二者均對Lnhi具有正面效應，但從時間上看，Lnhri對Lnhi的最佳正面效應早于Lnsfe的最佳效應，但在Lnsfe效應一旦超過Lnhri對Lnhi的效應時，它還保持相當一段時間優勢。因此，體育投入二者都不能偏廢，各自有各自的優勢所在，在制定體育投入政策時，必須靈活處理。

進一步對VAR模型進行方差分解分析，以了解每一個結構沖擊對變量變化的貢獻度，了解體育人力資源投入、財政體育投入和居民健康水平在動態變化中的相對重要性，分解結果見表4，其中第一列是預測期，Lnhi列、Lnhri列和Lnsfe列分別表示以Lnhi列、Lnhri列和Lnsfe列為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度，每行結果相加是100%。

表4 方差分解結果

從表4中可以看出，Lnhi第一期只受自身波動的影響，第二期開始Lnhri、Lnsfe對Lnhi的作用才顯現，且效果很小，尤其是財政體育投入的效果微乎其微，到第4期Lnhri效果趨于平穩，而LnSfe效果逐漸明顯，到第五期其作用超過人力資源投入的效果，到第15期后趨于穩定。這進一步說明不論體育人力資源投入還是財政體育投入對居民健康水平的影響均有滯后，體育人力資源投入的滯后期段，效果來得快，而財政體育投入的滯后時間較長，作用的時間也較長。這與前面的脈沖響應結果基本一致。同時，從數據中可以看出，盡管體育人力資源投入和財政體育投入對居民健康水平均有正向效應，但二者相加的效應也不如居民健康水平自身的影響大。因此，改善居民健康水平是一場攻堅戰，不可能短期內解決，同時，由于體育人力資源投入和體育財政投入效應滯后時間較長，故改善居民健康水平又是一場持久戰。

體育人力資源投入的動態變化受自身影響最大，同時，也受到健康水平的一定的影響，而受財政體育投入影響微乎其微。分析原因可能是我國體育系統人員數的增減主要受以往系統內存量人力資源影響較大，再者，我國社會體育專業人力資源不足也是其中原因之一，但隨著人才培養逐步偏向社會需求以及社會體育指導員隊伍的不斷壯大，我國體育人力資源存量將進一步提升，不斷地滿足群眾體育的需求。同樣，Lnsfe動態變化主要受自身影響，受到Lnhi及Lnhri的影響較小，其原因可能是我國預算編制不盡科學、預算約束軟化等原因導致預算執行不力、財政支出不符合“瓦格納法則”等，導致預算時可能并未考慮Lnhi及Lnhri等因素。

3 結論與建議

3.1 居民健康水平與體育投入之間存在長期的穩定關系

從定量分析來看，在5%顯著性水平下，居民健康水平與體育人力資源投入和財政體育投入之間存在長期的穩定關系。而從實踐來看，加大體育人力資源的投入，有助于群眾體育健身的指導、競賽組織、互動交流等方面的工作，另外，財政體育投入的加大，對群眾體育健身場地、設施等提供基礎保障，無疑有助于居民健康水平的改善。然而，1991-2015年間，體育人力資源投入增長不及15%，遠遠不及經濟增長速度。財政體育資金盡管絕對數量上有所增加，從1991年的16.53億元增加到2015年的357.13億元,但財政體育資金支出占財政支出比例呈下降趨勢，1991年占比為0.488%，而到2014年占比為0.244%、2015年僅僅為0.203%。因此,今后必須加大體育投入的力度，同時確保體育投入的“增量”，不斷滿足居民健康水平提高的需求。確保體育投入的“增量”，必須建立體育投入與經濟增長的同步機制、建立體育投入與居民健康水平動態聯動機制等。此外，大力發展體育經濟，增強體育系統自身造血功能，減少對國家財政的絕對依賴，不斷滿足居民健康的需要。

3.2 體育投入促進居民健康水平的改善，但不同投入的作用表現不同

體育人力資源投入對居民健康水平的作用見效快，持續的時間短，而財政體育投入對于居民健康水平的改善見效較慢，但作用時間較長。不同投入要素的不同效果是其不同投入作用機理引起的，體育人力資源投入是通過加強居民健身活動的組織、指導等、提高居民健身能力，改變居民的健康觀念而促進居民健康；而財政體育投入主要是通過改善居民健身場地、器材、健身路徑、環境等，為居民健身提供物質保障，其投入本身就有一個過程，二者對居民健康水平的影響各有自身的特點。因此，體育投入不能偏廢，要充分利用各自的優勢，靈活制定體育投入政策，區分不同投入的作用，根據體育投入資源的狀況、經濟狀況和健康環境等實際情況予以調整。尤其是體育資源不足的地區，一方面調整和優化體育投入的結構，權衡競技體育與群眾體育，以群眾體育為核心。另一方面，調整和優化體育投入的內部結構，權衡體育人力資源投入和財政資金投入，使其效益最大化。此外，建立地區間居民健康 “精準扶貧”，鼓勵發達地區企業、政府到貧窮地區投資健康，給予資金和人力上的支持，促進地區間體育投入的結構平衡和優化，提高體育投入效率。在制定體育投入政策要保證政策的一致性，全國一盤棋，保證區域橫向和行政縱向的政策一致，用制度來保證和調節體育投入結構的平衡，促進健康中國建設。

3.3 居民健康水平的動態變化主要是自身，且影響時間長

體育財政投入和體育人力資源投入對居民健康水平有積極影響，但居民健康水平動態變化的主要原因乃其自身。分析結果表明，居民健康水平動態變化的影響時間長，15期后才基本穩定，其作用占比達60%左右。其原因是居民健康水平的提高需要居民對健康知識、方法、觀念的內化，內化是需要一定時間的。此外，財政體育投入和體育人力資源投入對居民健康水平作用均有滯后，尤其財政體育投入滯后時間較長，由此可見，改善居民健康水平不僅是一場攻堅戰，還是一場持久戰。因此，政策制定和決策的職能部門必須堅定信心，制定長期的投入規劃，依據經濟、社會的發展以及居民健康需求，建立體育投入的長效增長機制，逐步提高投入規模，保證政策的連續性。

此外，體育人力資源投入和財政體育投入的動態變化的主要影響因素乃其自身，除體育人力資源投入受居民健康水平影響達30%左右外，受其他因素影響都不大。體育投入作為公共投入的一種，政府要有所為，有所不為，體育投入要突出政府在公共體育服務中的主體責任，通盤考慮，上下一盤棋，既要有自下而上的反饋機制，又要有自上而下的執行機制。政府部門首先要建立體育投入的長效機制，科學強化體育投入的預算，建立體育投入與經濟增長的同步機制。其次，加大體育人才培養，充分發揮社會體育指導員的作用，解放體育社會組織，激發其活力，真正發揮市場對資源的配置作用[16]，使體育人力資源投入、資金投入社會化、市場化，不斷地滿足改善居民健康需求。

居民健康水平的改善有其自身規律，面對“健康中國2030”的使命，實現“大幅度增加規律性運動人口、大幅度增強和改善國民體質、大幅度降低慢性病發生率、大幅度降低醫療支出”的目標，全民健身的體育投入必須“提檔升級、合縱連橫、聚力循證、精準發力”[17]，采取各種手段和方法，保證政策的一致性、連續性及靈活性,最大化體育投入效率，助力健康中國目標的早日實現，進一步提高我國勞動力質量，實現社會經濟再次騰飛和超越。