實現(xiàn)“十二五”期間我國“人均預(yù)期壽命提高1歲”的實證分析

茍曉霞

（西北師范大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，蘭州730070）

0 引言

人均預(yù)期壽命是表示同批人出生后平均每人一生可存活的年數(shù)。經(jīng)常使用的是0歲組的出生預(yù)期壽命。它是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、人民生活質(zhì)量和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)條件的通用指標(biāo)。溫家寶總理在政府工作報告中提出：“十二五”時期“人均預(yù)期壽命提高1歲”。這是我國首次將具有綜合意義的民生指標(biāo)——人均預(yù)期壽命列為五年規(guī)劃綱要的預(yù)期性指標(biāo)之一，意味著我國從單項應(yīng)急保民生走向全面綜合改善民生，意義重大。據(jù)聯(lián)合國提供的數(shù)據(jù)表明，中國從1990～2008年18年間，人均預(yù)期壽命增長了5.1歲，達(dá)到了73.1歲。而日本在上世紀(jì)60-70年代經(jīng)濟“騰飛”的20年間，人均預(yù)期壽命已由67歲增加到76歲。美國人均預(yù)期壽命2009年也已達(dá)78.2歲。30多年的改革開放，在成就了中國經(jīng)濟奇跡的同時，我國人均預(yù)期壽命及增長速度在世界上處于什么水平呢？是什么原因制約人均預(yù)期壽命的提高？實現(xiàn)“十二五”期間“人均預(yù)期壽命提高1歲”的有效途徑有哪些？

1 我國人均預(yù)期壽命水平及增長速度

1.1 我國人均預(yù)期壽命已高于絕大多數(shù)發(fā)展中國家，但離發(fā)達(dá)國家仍有一定差距

歐美國家的預(yù)期壽命在19世紀(jì)早期已達(dá)40歲，20世紀(jì)中葉后，達(dá)到66歲。而我國的預(yù)期壽命，在1959年以前非常低，才只有34.7歲，且男性略高于女性。解放后隨著人民生活水平的提高與醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善，死亡率迅速下降，我國人均預(yù)期壽命迅速提高，且女性預(yù)期壽命高于男性（見表1）。目前，我國人均預(yù)期壽命已高于絕大多數(shù)發(fā)展中國家，但離經(jīng)濟發(fā)達(dá)國家仍有一定差距。據(jù)聯(lián)合國人口基金資料顯示2005年人均預(yù)期壽命全世界為67歲、發(fā)達(dá)國家為77歲、發(fā)展中國家為65歲、我國為73歲。

表1 中國0歲組人均預(yù)期壽命（歲）

1.2 我國人均預(yù)期壽命絕對增長速度的縱橫比較

1.2.1 我國人均預(yù)期壽命增長速度的縱向比較。

從縱向比較來看，我國人均預(yù)期壽命增長速度最快的是50、60年代，以后逐漸變慢（見表2）。這種趨勢并不是說明我國醫(yī)療衛(wèi)生條件停滯不前了，而是恰恰相反，因為我國人均預(yù)期壽命的相對增長速度即暫時平均預(yù)期壽命增長速度指標(biāo)是逐漸加快（見表3）。那么，為什么絕對增長量會放慢呢？其原因是人均預(yù)期壽命的增長與人類壽命極限有關(guān)。試想對于一個人均預(yù)期壽命是40歲的人口而言，10年內(nèi)增長10歲可能是一件不太難的事。但對于一個人均預(yù)期壽命是70歲的人口，10年內(nèi)提高10歲就是一件不容易的事。因此，在研究人均預(yù)期壽命變化速度時，不僅要考慮某一時期內(nèi)人均預(yù)期壽命增加了多少，還應(yīng)考慮人均預(yù)期壽命的現(xiàn)有水平。即現(xiàn)有人均預(yù)期壽命越高，其絕對增長速度會越慢。

表2 中國0歲組人均預(yù)期壽命年均增長量（歲）

表3 1981～2005年中國暫時人均預(yù)期壽命的變化

其公式如下：

式中：I為尚存人數(shù)；T為平均生存總?cè)四陻?shù)；iex為暫時人均預(yù)期壽命。

1.2.2 我國人均預(yù)期壽命增長速度的橫向比較

從橫向比較來看（考慮人均預(yù)期壽命變動大致相同的年齡區(qū)間），我國從1990～2008年18年間，人均預(yù)期壽命增長了5.1歲，達(dá)到了73.1歲。而日本上世紀(jì)60～70年代的20年間，人均預(yù)期壽命由67歲增加到76歲，增長了9歲。但美國從1955～1980年25年間，人均預(yù)期壽命由69.5歲增加為73.7歲，只增長了4.2歲。從年均增長量的橫向比較來看，我國人均預(yù)期壽命增速處于中等水平（見表4）。

表4 各國0歲組人均預(yù)期壽命年均增長量（歲）

1.2.3 “人均預(yù)期壽命提高1歲”目標(biāo)的實現(xiàn)難度

要實現(xiàn)“十二五”規(guī)劃綱要草案提出的預(yù)期目標(biāo)，即到2015年我國人均預(yù)期壽命將提高1歲，就要求我國人均預(yù)期壽命年均增長量要達(dá)到0.25歲。由于第六次人口普查的人均預(yù)期壽命數(shù)據(jù)尚未公布，只能按統(tǒng)計局已公布的普查資料計算，得出我國人均預(yù)期壽命年均增長量為0.185歲（見表2），其值小于0.25歲。根據(jù)聯(lián)合國提供的數(shù)據(jù)計算我國人均預(yù)期壽命年均增長量為0.28歲（見表4），其值大于0.25。那么究竟以哪一個數(shù)字為參考標(biāo)準(zhǔn)呢？首先，“十二五”規(guī)劃提出的預(yù)期壽命目標(biāo)肯定是基于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)。其次，雖然聯(lián)合國數(shù)據(jù)大于0.25歲，且更近期，但考慮隨著預(yù)期壽命水平的提高，其年均增長量必然會逐年減少。所以筆者認(rèn)為要實現(xiàn)“十二五”規(guī)劃“人均預(yù)期壽命提高1歲”目標(biāo)雖然有一定難度的，但經(jīng)過努力是完全可以實現(xiàn)的。

2 影響我國人均預(yù)期壽命增長的因素探索

那么要順利實現(xiàn)“人均預(yù)期壽命提高1歲”目標(biāo)應(yīng)該從那幾個方面努力呢？本文擬從生命表編制的角度和預(yù)期壽命地區(qū)差異的角度，探討影響我國人均預(yù)期壽命水平高低的直接原因：年齡別死亡率，及間接原因：社會、經(jīng)濟、自然環(huán)境因素，并探索實現(xiàn)預(yù)期壽命提高1歲的有效途徑。

2.1 從生命表編制的角度——老年人口死亡率降低對預(yù)期壽命提高貢獻(xiàn)率最大

人均預(yù)期壽命是根據(jù)生命表得出來的。它是指達(dá)到某一確切年齡的一批人，按照某一種死亡水平計算的他們在未來可能存活的平均時間長度。而編制生命表的基礎(chǔ)是年齡別死亡概率，年齡別死亡概率又是從實際年齡別死亡率推算出來的。所以年齡別死亡率是影響人均預(yù)期壽命水平高低的最直接的因素。實際上各年齡組死亡率是不同的，其降低率也不同，當(dāng)然其對預(yù)期壽命提高貢獻(xiàn)率也不同。那么哪一個年齡組死亡率降低對我國人均預(yù)期壽命提高貢獻(xiàn)最大呢？

人均預(yù)期壽命貢獻(xiàn)率是分析當(dāng)死亡率水平得到改善時而對人口預(yù)期壽命的提高帶來的貢獻(xiàn)的一個指標(biāo)。它可用于比較同一人口總體在兩個不同時期的人均預(yù)期壽命水平的差異，分析由于死亡率水平的改善而對預(yù)期壽命水平的變化帶來的貢獻(xiàn)[5]。而計算人均預(yù)期壽命貢獻(xiàn)率指標(biāo)需要完全生命表數(shù)據(jù)。因此筆者首先根據(jù)國家統(tǒng)計局1995年、2005年全國1%人口的抽樣調(diào)查資料編制完全生命表數(shù)據(jù)，然后利用預(yù)期壽命貢獻(xiàn)率公式，分性別計算我國1995～2005年各年齡組死亡率變化對0歲組人均預(yù)期壽命的影響并繪制其圖如下：

式中：L為平均生存人年數(shù)；T為平均生存總?cè)四陻?shù)；x為年齡，x=0,1,2,……,ω-1；t為年份；n為相對于t年所間隔的年數(shù)。

圖1 1995～2005年分性別、年齡預(yù)測期壽命貢獻(xiàn)率

從圖1可看出：各年齡組對人均預(yù)期壽命的貢獻(xiàn)率雖然都是正值，但其貢獻(xiàn)率水平高低不同。其中男性、女性分別有60%和53%是60-90歲年齡段死亡率下降促成的。也就是說我國0歲組人均預(yù)期壽命2005年比1995年男、女分別增長的4.98歲和6.10歲，主要是由于60-90年齡段老年人口死亡率2005年較1995年有明顯下降的結(jié)果所致。進一步分析男性70-85歲、女性75-85歲對預(yù)期壽命貢獻(xiàn)率最大，分別為38%和24%。這說明提高對老年人的醫(yī)療衛(wèi)生保健條件，降低老年人口死亡率是提高我國人均預(yù)期壽命的一個有效途徑，尤其是關(guān)愛相對弱勢的老年女性人口。另外，從圖1還可看出，女性100歲以上的貢獻(xiàn)率迅速增加為1.02%，說明女性較男性有更多的百歲壽星。

2.2 從地區(qū)差異的角度——社會、經(jīng)濟、自然環(huán)境是影響人均預(yù)期壽命變動的間接原因

從上面的分析可知影響人均預(yù)期壽命的直接原因是年齡別死亡率，而造成年齡別死亡率不同的原因又是復(fù)雜的，既有社會、經(jīng)濟的原因，又有環(huán)境、遺傳等原因。本文擬根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的我國各省人均預(yù)期壽命資料來探究影響人均預(yù)期壽命變動的間接原因。

2.2.1 我國人均預(yù)期壽命地區(qū)差異明顯，呈現(xiàn)東高西低的特點，但有縮小的趨勢

2000年我國人均預(yù)期壽命[9]：東部11省≥73歲，中部8?。ǔ魇。┚?0-73歲，西部12省（除廣西、四川、重慶）均在66-70歲之間。通過繪制箱形圖進一步分析發(fā)現(xiàn)（見圖2）：首先，人均預(yù)期壽命中位數(shù)，東部最高，中部居中，西部最低；其次，人均預(yù)期壽命離散程度，西部最大，東部居中，中部最??；再次，人均預(yù)期壽命偏斜度，東、中部是向低端偏斜，西部是向高端偏斜。這說明我國人均預(yù)期壽命地區(qū)間存在明顯差異，其特點是由東部向西部逐漸降低，且西部地區(qū)內(nèi)部各省間的差異程度顯著大于東部和中部。同時，西部人均預(yù)期壽命呈負(fù)偏分布，東部、中部呈正偏分布。另外，計算我國各地人均預(yù)期壽命全距，1990年為15.26歲，2000年為13.77歲，說明我國各地區(qū)人均預(yù)期壽命差距有縮小的趨勢。

圖2 2000年我國各地區(qū)人均預(yù)期壽命修正箱形圖

2.2.2 影響我國人均預(yù)期壽命地區(qū)差異的因素分析

首先，影響因素指標(biāo)的選擇。影響平均預(yù)期壽命高低的直接原因是年齡別死亡率。而年齡別死亡率的高低又是多種間接因素綜合作用的結(jié)果，包括經(jīng)濟發(fā)展水平、醫(yī)療衛(wèi)生條件、地理環(huán)境、社會生活方式等因素。本文以全國31個省市自治區(qū)為研究對象，選擇居民消費水平（元）、平均家庭戶規(guī)模（人/戶）等9個指標(biāo)反映以上4個方面因素。具體為，經(jīng)濟因素：居民消費水平（元）；醫(yī)療衛(wèi)生因素：平均每千人口醫(yī)院、衛(wèi)生院床位（張）、平均每千人口醫(yī)院、衛(wèi)生院醫(yī)生（人）；地理環(huán)境因素：海拔3級地勢階梯分布（級）、森林覆蓋率（%）、環(huán)境污染直接經(jīng)濟損失（萬元）；社會因素：平均家庭戶規(guī)模（人/戶）、每十萬人擁有大專及以上人口（人）、文盲率（%）。該指標(biāo)體系中除平均家庭戶規(guī)模（1999年）、森林覆蓋率（%）（1999～2003年第6次全國森林資源清查）指標(biāo)，其余指標(biāo)數(shù)據(jù)均為2000年資料。人均預(yù)期壽命指標(biāo)也采用2000年數(shù)據(jù)。

其次，對各因素指標(biāo)與人均預(yù)期壽命進行相關(guān)與回歸分析

（1）計算簡單相關(guān)系數(shù)。

簡單相關(guān)系數(shù)可以反映兩個變量間線性相關(guān)的強弱程度。現(xiàn)利用SPSS軟件分別計算被解釋變量人均預(yù)期壽命與其他9個解釋變量的Pearson簡單相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)居民消費水平[8]、平均每千人口醫(yī)院、衛(wèi)生院床位（張）、平均每千人口醫(yī)院、衛(wèi)生院醫(yī)生（人）[6]、每十萬人擁有大專及以上人口（人）[8]、海拔3級地勢階梯分布（級）與人均預(yù)期壽命(歲)[9]呈正相關(guān)，其值分別為0.724、0.472、0.422、 0.59、0.763；文盲率（%）[8]、平均家庭戶規(guī)模（人/戶）[7]與人均預(yù)期壽命[9]呈負(fù)相關(guān)，其值分別為-0.677、-0.652。森林覆蓋率（%）[9]、環(huán)境污染直接經(jīng)濟損失（萬元）[8]沒通過顯著性檢驗。即居民生活水平越高、醫(yī)療衛(wèi)生條件越好、文化程度越高、海拔越低（地勢階梯級別越高）、家庭戶規(guī)模越小，平均預(yù)期壽命越高。但同時也發(fā)現(xiàn)許多解釋變量兩兩間也存在著顯著相關(guān)，例如每十萬人擁有大專及以上人口（人）與平均每千人口醫(yī)院、衛(wèi)生院床位（張）、文盲率（%）與平均家庭戶規(guī)模（人/戶）相關(guān)系數(shù)分別為0.922、0.810，說明已通過顯著性檢驗的7個相關(guān)系數(shù)，未必是兩事物間線性相關(guān)強弱的真實體現(xiàn)，有夸大的趨勢，因此有必要計算偏相關(guān)系數(shù)。

（2）計算偏相關(guān)系數(shù)。

（3）建立回歸模型。

為了進一步研究被解釋變量人均預(yù)期壽命與居民消費水平（元）、平均家庭戶規(guī)模（人/戶）等9個解釋變量之間的具體線性關(guān)系，需要建立多元回歸模型。而當(dāng)模型中使用兩個或以上的解釋變量時，這些解釋變量之間往往彼此相關(guān)，即回歸模型中存在多重共線性。多重共線性會造成回歸的結(jié)果混亂，甚至?xí)逊治鲆肫缤尽，F(xiàn)利用SPSS軟件對所搜集的上述變量進行逐步回歸處理。逐步回歸是一種對眾多解釋變量進行篩選和搜尋過程，可避免多重共線性。其結(jié)果如下：

平均預(yù)期壽命(y)與海拔階梯分布(x1)、居民消費水平(x2)、平均家庭戶規(guī)模(x3)的多元線性回歸方程為：

從判定系數(shù)和回歸方程的F檢驗及回歸系數(shù)的t檢驗結(jié)果看，回歸方程和回歸系數(shù)擬合程度較好。

其各回歸系數(shù)的實際意義為：在居民消費水平、平均家庭戶規(guī)模不變的條件下，海拔3級階梯分布（1級:海拔最高，3級:海拔最低）每增加1級，平均預(yù)期壽命增加2.304歲；在海拔階梯分布、平均家庭戶規(guī)模不變的條件下，居民消費水平每增加100元，平均預(yù)期壽命增加0.1歲；在海拔階梯分布、居民消費水平不變的條件下，平均家庭戶規(guī)模每減少1人，平均預(yù)期壽命增加1.042歲。

（4）回歸模型的異方差性、自相關(guān)性檢驗

當(dāng)回歸模型中存在異方差或自相關(guān)時，參數(shù)的最小二乘估計不再是最小方差無偏估計，不再是有效性估計，因此必須恰當(dāng)解決。因為本例中的觀察值不涉及時間數(shù)列數(shù)據(jù)，而只是平行數(shù)據(jù)，它的順序可以任意變化，所以沒有必要進行自相關(guān)檢驗，只需進行異方差性檢驗。

鉆探鉆井孔內(nèi)安全基礎(chǔ)性問題應(yīng)包括孔壁安全和軌跡安全?？妆诎踩橇W(xué)平衡和物化平衡問題，是一個多場多介質(zhì)(應(yīng)力場、壓力場、溫度場和流體場；流體、巖體、鉆具)條件下的壓力、應(yīng)力和物化等平衡，同時各平衡相互影響，其中一項不平衡都會導(dǎo)致孔壁安全問題。鉆孔軌跡安全是空間力學(xué)問題，是鉆孔軌跡空間形態(tài)引起的孔壁與鉆桿柱摩阻力對起下鉆、鉆進和其他孔底作業(yè)的屏蔽作用，可導(dǎo)致鉆進過程難以掌控和起下鉆遇卡等問題。

首先，繪制殘差累計概率圖和進行單樣本K-S檢驗。

從殘差累計概率圖（圖3）可看出雖然數(shù)據(jù)點圍繞基準(zhǔn)線還存在一定的規(guī)律性，但從標(biāo)準(zhǔn)化殘差的非參數(shù)檢驗結(jié)果看，由于概率p值0.734大于顯著性水平0.05，不能拒絕零假設(shè)，表明標(biāo)準(zhǔn)化殘差與標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布不存在顯著差異，可以認(rèn)為殘差滿足了線性模型的前提要求。

其次，繪制平均預(yù)期壽命多元線性回歸分析的殘差圖（標(biāo)準(zhǔn)化后殘差項散點圖）、計算標(biāo)準(zhǔn)化殘差和標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值的Spearman等級相關(guān)系數(shù)。

在圖4中，隨著標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測值的變化，殘差點在0線周圍隨機分布，殘差的等方差性并不完全滿足，方差似乎有縮小的趨勢。但計算殘差與預(yù)測值的Spearman等級相關(guān)系數(shù)為-0.043，且檢驗并不顯著，因此認(rèn)為異方差現(xiàn)象并不顯著。

至此，上述平均預(yù)期壽命模型通過檢驗。說明模型有效地解釋了平均預(yù)期壽命與海拔階梯分布、居民消費水平、平均家庭戶規(guī)模的多元線性性關(guān)系。

圖3 殘差累計概率圖

圖4 標(biāo)準(zhǔn)化后殘差項散點圖

3 結(jié)論

(1)目前我國人均預(yù)期壽命已高于絕大多數(shù)發(fā)展中國家，但離發(fā)達(dá)國家仍有一定差距，其絕對增長速度逐漸放慢。根據(jù)國家統(tǒng)計局人口普查數(shù)據(jù)及聯(lián)合國數(shù)據(jù)推算，我國“十二五”時期實現(xiàn)“人均預(yù)期壽命提高1歲”目標(biāo)是可行的，但還需一定的努力。

(2)影響我國人均預(yù)期壽命增長的直接因素是年齡別死亡率的降低。通過編制完全生命表及計算預(yù)期壽命提高貢獻(xiàn)率指標(biāo)，可看出60-90歲年齡段老年人口死亡率降低對預(yù)期壽命提高貢獻(xiàn)率最大，其中男性為60%、女性為53%。這說明通過加快完善社會保障制度，實現(xiàn)城鄉(xiāng)基本養(yǎng)老、基本醫(yī)療保障制度全覆蓋，提高對老年人的醫(yī)療衛(wèi)生保健條件，不僅可以大力降低老年人口死亡率，而且是實現(xiàn)“十二五”期間我國人均預(yù)期壽命提高1歲目標(biāo)的一條有效途徑。

(3)影響我國人均預(yù)期壽命增長的間接因素是社會經(jīng)濟、自然環(huán)境和醫(yī)療衛(wèi)生水平。由于我國地域遼闊，各地社會經(jīng)濟、醫(yī)療衛(wèi)生條件發(fā)展不平衡，使得我國平均預(yù)期壽命存在顯著地區(qū)差異。通過對我國各地區(qū)平均預(yù)期壽命與其影響因素的相關(guān)與回歸分析得出：平均預(yù)期壽命(y)與海拔階梯分布(x1)、居民消費水平(x2)、平均家庭戶規(guī)模(x3)的多元線性回歸方程為：

這啟示我們，要實現(xiàn)人均預(yù)期壽命在“十二五”期間提高1歲的目標(biāo)。首先，應(yīng)大力發(fā)展經(jīng)濟，迅速提高居民消費水平，縮小東西部經(jīng)濟、文化、醫(yī)療等方面差距，這樣不僅可縮小我國人均預(yù)期壽命的地區(qū)差異，而且可顯著提高我國人均預(yù)期壽命。其次，應(yīng)繼續(xù)堅持計劃生育政策，維持目前較低的生育率。同時，改變傳統(tǒng)觀念，縮小家庭規(guī)模，增大核心家庭的比重（尤其是農(nóng)村），這樣不僅可減少代際摩擦，而且有利于個人發(fā)展，進而可顯著提高我國人均預(yù)期壽命。最后，根據(jù)生命周期理論，退休后的人口將進入生命的第三個遷移高峰期，政府可引導(dǎo)鼓勵有條件的離退休老人遷移到自然環(huán)境更優(yōu)越的低海拔地區(qū)（子女工作所在地或老家）居住養(yǎng)老，這樣不僅有利于發(fā)揮中國家庭養(yǎng)老的傳統(tǒng)及社會養(yǎng)老的潛力，而且有助于我國人均預(yù)期壽命的顯著提高。

[1]劉延年.現(xiàn)代人口統(tǒng)計與分析[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,1991.

[2]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒1996[M].北京：中國統(tǒng)計出版社,1996.

[3]國家統(tǒng)計局.2005年全國1%人口抽樣數(shù)據(jù).http://www.stats.gov.cn/ tjsj/ndsj/renkou/2005/renkou.htm中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.

[4]翟振武等.現(xiàn)代人口分析技術(shù)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社, 1989.

[5]李永勝.人口統(tǒng)計學(xué)[M].四川：西南財經(jīng)大學(xué)出版社,2002.

[6]2000年各地區(qū)平均每千人口醫(yī)院及衛(wèi)生院床位、醫(yī)生、護士數(shù)http://www.moh.gov.cn/publicfiles/business/htmlfiles/zwgkzt/ptjty/di?gest2000/ty1-30.htm《2000年中國衛(wèi)生統(tǒng)計提要》中華人民共和國衛(wèi)生部.

[7]國家統(tǒng)計局.各地區(qū)戶數(shù)和戶規(guī)模（1999年）.中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站.

[8]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒2001[M].北京：中國統(tǒng)計出版社,2001.

[9]國家統(tǒng)計局.中國統(tǒng)計年鑒2005[M].北京：中國統(tǒng)計出版社,2005.