基于VAR 模型的農(nóng)村養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素研究

王強(qiáng)祥 WANG Qiang-xiang

（淮北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，淮北 235000）

0 引言

進(jìn)入新世紀(jì)以來(lái)，國(guó)內(nèi)老齡化趨勢(shì)不斷加深加重，而農(nóng)村家庭結(jié)構(gòu)和社會(huì)關(guān)系的劇烈變動(dòng)，使得農(nóng)村老人的養(yǎng)老問(wèn)題尤其突出，并且農(nóng)村老年人的基數(shù)較大，失能程度較高，使得農(nóng)村養(yǎng)老問(wèn)題的解決迫在眉睫。在我國(guó)，傳統(tǒng)的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)使得青壯年勞動(dòng)力能夠陪伴在老人身旁，為老人提供經(jīng)濟(jì)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(dāng)下的打工經(jīng)濟(jì)、城市定居行為使得農(nóng)村勞動(dòng)力大量外流，老年人的晚年養(yǎng)老得不到切實(shí)保障。因此，農(nóng)村地區(qū)需要一定的養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)來(lái)滿足老年人的養(yǎng)老需求。但當(dāng)前國(guó)內(nèi)城市與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)期不均衡，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在明顯的城鄉(xiāng)失衡。農(nóng)村養(yǎng)老供需缺口大，缺乏市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的現(xiàn)實(shí)情況又進(jìn)一步助長(zhǎng)了農(nóng)村現(xiàn)有養(yǎng)老機(jī)構(gòu)供給劣質(zhì)服務(wù)的行為。在這種情況下，找到農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響因素并對(duì)癥下藥，至關(guān)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(jìn)行分析。向量自回歸模型是把系統(tǒng)中所有當(dāng)期變量對(duì)所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸。其矩陣表達(dá)式為：

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文將研究農(nóng)村居民收入水平、土地政策、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展的影響。在建立VAR 模型的過(guò)程中，選擇農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)（JG，單位：個(gè)）作為被解釋變量來(lái)衡量農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展，選擇農(nóng)村居民人均現(xiàn)金收入（SR，單位：元）作為解釋變量來(lái)衡量農(nóng)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(lái)衡量土地政策，選擇農(nóng)村衛(wèi)生人員數(shù)（WS，單位：人）作為解釋變量來(lái)衡量農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件。

本文使用的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》以及EPSDATA 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。選取2003-2019年的國(guó)家宏觀層面數(shù)據(jù)作為研究樣本，對(duì)于所獲取數(shù)據(jù)中的個(gè)別缺失值，使用插值法補(bǔ)全。由于直接獲取的時(shí)間序列數(shù)據(jù)前后相差極大，因此需要對(duì)原數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，使時(shí)間序列更加平穩(wěn)，并消除異方差。

2 實(shí)證分析

2.1 ADF 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免VAR 模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，優(yōu)化模型分析結(jié)果，需要在建模之前對(duì)各變量進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 ADF 單位根檢驗(yàn)結(jié)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(shè)。經(jīng)過(guò)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(shè)，農(nóng)村養(yǎng)老機(jī)構(gòu)單位數(shù)和農(nóng)村居民現(xiàn)金收入能在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，農(nóng)村衛(wèi)生人員數(shù)能在10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。即各變量在一階差分情況下達(dá)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(gè)變量都是平穩(wěn)的時(shí)間序列，則可以建立起VAR 模型，并通過(guò)一系列信息準(zhǔn)則，判定模型的最優(yōu)滯后期，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 各滯后階數(shù)的VAR 模型檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 可知，在滯后期為2 時(shí)，LR 等五個(gè)信息準(zhǔn)則均達(dá)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(yàn)

為了確定在滯后階數(shù)為2 時(shí)，模型是否達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)，模型的運(yùn)算結(jié)果是否合理，需要對(duì)模型進(jìn)行AR 特征根檢驗(yàn)，結(jié)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(nèi)部，據(jù)此可以判定VAR（2）模型有效。

圖1 特征根檢驗(yàn)

2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

為了確定DLNJG、DLNSR、DLNTG、DLNWS 四個(gè)變量之間存在何種關(guān)系，需要對(duì)以上四個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體見(jiàn)表3。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)具體結(jié)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(shè)，即農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)和退耕還林面積是農(nóng)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(shè)，即農(nóng)村衛(wèi)生人員數(shù)也是農(nóng)村居民現(xiàn)金收入的原因，并且農(nóng)村居民現(xiàn)金收入和農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)之間互為因果。

從以上的格蘭杰因果關(guān)系可以知道，農(nóng)村居民收入水平影響農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展又可以反過(guò)來(lái)帶動(dòng)農(nóng)村居民收入水平的提升。而土地政策、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件都是通過(guò)影響農(nóng)村居民收入水平，間接影響農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

2.5 脈沖響應(yīng)

根據(jù)上面的格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，農(nóng)村居民收入水平、土地政策和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件都直接或者間接影響農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展，但在不同時(shí)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(dòng)對(duì)被解釋變量的影響，需要對(duì)VAR 模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。圖2、圖3 和圖4 分別描繪了農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)村居民收入水平、土地政策和農(nóng)村衛(wèi)生醫(yī)療條件的脈沖響應(yīng)。

由圖2 可知，當(dāng)農(nóng)村居民現(xiàn)金收入對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)作正向沖擊時(shí)，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)在當(dāng)期的響應(yīng)值為0，隨著時(shí)間的推移，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)的響應(yīng)值呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，在第2 至3 期達(dá)到最小值，隨后開(kāi)始轉(zhuǎn)為上升趨勢(shì)，在第6 至7 期達(dá)到最大值，并繼續(xù)不停波動(dòng)，直至第17 期后趨于平穩(wěn)，說(shuō)明農(nóng)村居民收入水平的提高在短期內(nèi)會(huì)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展起到抑制作用，經(jīng)過(guò)一段時(shí)間之后其積極作用才能體現(xiàn)出來(lái)。由圖3 可知，當(dāng)退耕還林面積對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)作正向沖擊時(shí)，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)的響應(yīng)值從當(dāng)期開(kāi)始呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，并在第2 至3 期由上升趨勢(shì)轉(zhuǎn)為下降趨勢(shì)，隨后在第3 至4 期又轉(zhuǎn)為上升趨勢(shì)并達(dá)到最大值，之后趨勢(shì)漸趨平穩(wěn)，說(shuō)明土地政策對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)的發(fā)展在短期內(nèi)有明顯效果，隨著時(shí)間的推移，其帶來(lái)的效果呈周期性波動(dòng)，直至消失。由圖4 可知，當(dāng)農(nóng)村衛(wèi)生人員數(shù)對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)作正向沖擊時(shí)，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)機(jī)構(gòu)單位數(shù)的響應(yīng)值不斷波動(dòng)，在第4 至5 期達(dá)到最大值，在第6 至7 期達(dá)到最小值，在第10 期后趨勢(shì)基本保持穩(wěn)定，說(shuō)明農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的效果也是因時(shí)間變化而周期性波動(dòng)直至消失的。

圖2 DLNJG 對(duì)DLNSR 的脈沖響應(yīng)

圖3 DLNJG 對(duì)DLNTG 的脈沖響應(yīng)

圖4 DLNJG 對(duì)DLNWS 的脈沖響應(yīng)

2.6 方差分解

脈沖響應(yīng)分析只能確定在各個(gè)時(shí)期單個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響效果，而不能確定所有解釋變量同時(shí)變化時(shí)，各變量對(duì)被解釋變量變動(dòng)的貢獻(xiàn)程度，因此需要采用方差分解來(lái)對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)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(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展對(duì)其自身的貢獻(xiàn)程度最大，從第1 期的100%開(kāi)始下降，最后穩(wěn)定在69%的水平。在除卻農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展自身的情況下，農(nóng)村居民收入水平對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率最高，從第1期的0%增長(zhǎng)到第7 期的16%，其次是土地政策，從第1 期的0%增長(zhǎng)到第7 期的13%。而農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率最低，在達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)后，也只有2%的水平。故農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展受各變量影響程度大小依次為農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展自身、農(nóng)村居民收入水平、土地政策、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件。

3 結(jié)論與建議

本文通過(guò)建立VAR 模型，對(duì)得到的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以確定農(nóng)村居民收入水平、土地政策和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。結(jié)果表明，農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展和農(nóng)村居民收入水平存在互相促進(jìn)的關(guān)系，而土地政策和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件均通過(guò)影響農(nóng)村居民收入水平來(lái)影響農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展。農(nóng)村居民收入水平、土地政策和農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響在不同時(shí)期的效果不同，但長(zhǎng)期的情況下，均無(wú)影響。農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展受各變量影響程度不同，其中養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展自身對(duì)其影響最大，農(nóng)村居民收入水平次之，土地政策略小于農(nóng)村居民收入水平，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件最小。

根據(jù)前文分析和以上結(jié)論，對(duì)農(nóng)村地區(qū)發(fā)展養(yǎng)老服務(wù)提出如下幾點(diǎn)建議：

①發(fā)展鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)，提高農(nóng)村居民收入。在廣大的農(nóng)村地區(qū)發(fā)展各種產(chǎn)業(yè)，可以為農(nóng)村居民特別是年齡較大、但仍具有勞動(dòng)能力的老年人提供在家門(mén)口工作的機(jī)會(huì)，這會(huì)顯著提高農(nóng)村居民收入，增加村民的儲(chǔ)蓄能力，為其老年后參與機(jī)構(gòu)養(yǎng)老提供堅(jiān)實(shí)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。此外，一些鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)的先行發(fā)展，也會(huì)帶動(dòng)其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，通過(guò)這種帶動(dòng)效應(yīng)，可以在農(nóng)村地區(qū)發(fā)展起一系列養(yǎng)老服務(wù)相關(guān)產(chǎn)業(yè)，從而改善農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老服務(wù)，減少農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老供需差距。

②優(yōu)化農(nóng)村土地政策，盤(pán)活農(nóng)村閑置資源。從上文的分析可以看出，土地政策通過(guò)影響農(nóng)村居民收入間接影響農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)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(biāo)，當(dāng)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(huì)越少，老年人從土地上取得的收入就會(huì)越多，從而成為老年人失去勞動(dòng)能力之后的一種重要的經(jīng)濟(jì)來(lái)源。而一些其他的土地政策，如放開(kāi)農(nóng)村土地承包經(jīng)營(yíng)權(quán)限，發(fā)展基于以養(yǎng)老服務(wù)換取閑置土地使用的養(yǎng)老模式，都將改善農(nóng)村老年人的養(yǎng)老現(xiàn)狀。

③改革農(nóng)村醫(yī)療體系，提高農(nóng)村醫(yī)療水平。當(dāng)下農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生水平的提高對(duì)農(nóng)村養(yǎng)老服務(wù)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率非常低，究其原因，是因?yàn)楫?dāng)前農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)是以治療諸如感冒發(fā)燒之類的小病為主，對(duì)于常見(jiàn)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(jiàn)肘，從而很難為農(nóng)村養(yǎng)老機(jī)構(gòu)提供其需要的醫(yī)療服務(wù)。此外，農(nóng)村衛(wèi)生人員往往也只能對(duì)老年人的病癥提出一些用藥建議，對(duì)于老年人病情的具體分析，則缺乏相應(yīng)的專業(yè)知識(shí)和專業(yè)設(shè)備。因此，需要對(duì)農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生體系進(jìn)行改革，劃區(qū)設(shè)置高水平的醫(yī)療衛(wèi)生站點(diǎn)，以從根本上提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生水平，達(dá)到保障農(nóng)村地區(qū)養(yǎng)老產(chǎn)業(yè)發(fā)展的目的。