影響我國(guó)人均預(yù)期壽命因素分析

1、影響我國(guó)人均預(yù)期壽命的因素分析影響我國(guó)人均預(yù)期壽命的因素分析學(xué)校：北京工業(yè)大學(xué)學(xué)院：經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院專業(yè)：統(tǒng)計(jì)學(xué)學(xué)號(hào)：10118113簽字：影響我國(guó)人均預(yù)期壽命的因素分析邵小濰摘 要：眾所周知，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，人民生活水平的提高，健康和壽命問題成為人們關(guān)注的焦 點(diǎn)，找到影響國(guó)民壽命的因素不僅可以反映出一個(gè)國(guó)家生活質(zhì)量的高低，還可以有助于國(guó)家更 好地“改善民生”。文章從不同角度論述如何采用全面、綜合和動(dòng)態(tài)視角考慮這一問題，得出 相應(yīng)結(jié)論并提出政策建議。關(guān)鍵詞：我國(guó)預(yù)期人口人均壽命 影響因素Analysis of the factors that may affect China Life e'

2、;pBectancyAbstract: As is known to all, with the social economy developing , the people's living standard has been improved. The issues of health and life” have become the focus, Not only does finding the factors that may affects peoples life can reflect a count' life quality ' level ,bu

3、t also help the governments make better to improve the livelihood of the people. From different points of view, this article an alyze how use the overall, comprehe nsive and dyn amic perspective to con sider this problem .Accord ing to that, the author draw the con clusi ons and also give some advic

4、es to the policy1. 調(diào)查背景與定義1.1人均預(yù)期壽命定義人均預(yù)期壽命，可以反映出一個(gè)社會(huì)生活質(zhì)量的高低。社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件、衛(wèi)生醫(yī)療水平限制著 人們的壽命。所以不同的社會(huì)，不同的時(shí)期，人類壽命的長(zhǎng)短有著很大的差別；同時(shí)，由于體 質(zhì)、遺傳因素、生活條件等個(gè)人差異，也使每個(gè)人的壽命長(zhǎng)短相差懸殊。因此，雖然難以預(yù)測(cè) 具體某個(gè)人的壽命有多長(zhǎng)，但可以通過科學(xué)的方法計(jì)算并告知在一定的死亡水平下，預(yù)期每個(gè)人出生時(shí)平均可存活的年數(shù)，這是根據(jù)嬰兒和各年齡段人口死亡的情況計(jì)算后得出的，是指在現(xiàn)階段每個(gè)人若無意外，應(yīng)該活到的這個(gè)年齡。1.2調(diào)查背景隨著科技的快速發(fā)展，人民生活質(zhì)量越來好，人口壽命也越來越

5、長(zhǎng)。為了探究影響人均壽命的因素，通過查閱文獻(xiàn)選定 GDP環(huán)境污染、養(yǎng)老機(jī)構(gòu)及衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)量作為解釋變量。GD（國(guó)民生產(chǎn)總值）作為衡量一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)水平的指標(biāo)往往決定著這個(gè)國(guó)家的國(guó)民生活質(zhì)量，從而影響國(guó)民的壽命。日益嚴(yán)重惡化的環(huán)境在一定程度上破壞著人們健康，因此選取了“環(huán)境污染 投資總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例”這一指標(biāo)加入了模型。此外，養(yǎng)老機(jī)構(gòu)保障了人民進(jìn)入老年后 的生活水平，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的的建設(shè)為人民的疾病醫(yī)療作出貢獻(xiàn)，因此均作為變量加入模型。2. 數(shù)據(jù)收集2.1數(shù)據(jù)的選取本模型樣本數(shù)據(jù)均摘自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒 2010，為2010年的二手?jǐn)?shù)據(jù)；由于人均預(yù)期壽命為10年統(tǒng)計(jì)一次，最近一次統(tǒng)計(jì)時(shí)間為2010年，

6、因此，我們選取2010年統(tǒng) 計(jì)的最新人均預(yù)期壽命，與此同時(shí)的其他因素也同期選定 2010年數(shù)據(jù)。包括人均GDP環(huán)境污 染治理投資總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例，養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)幾個(gè)因素。（詳情見附錄）3. 模型的設(shè)定與檢驗(yàn)3.1模型設(shè)定3.1.1變量的引入通過查找資料，在本模型中，影響人均預(yù)期壽命（life ）的主要因素為人均地區(qū)生產(chǎn)總值（gdp）, 環(huán)境污染投資總額百分比（pollute ），基本養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)（social），衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)（health）， 這四個(gè)變量均在一定程度上對(duì)于 y有影響：人均地區(qū)生產(chǎn)總值（gdp）：隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，人均gdp的提高從一定程度上，有利于人均預(yù)期 壽

7、命的增長(zhǎng)。環(huán)境污染投資總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例（pollute）：隨著我國(guó)對(duì)于污染治理的加強(qiáng)管理，某種意義上提高了人均預(yù)期壽命?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)（social ）:養(yǎng)老保險(xiǎn)參保政策的提出，是本著“老有所依老有所養(yǎng)” 的目的，這一制度的實(shí)施情況也可以一定程度上影響人口壽命。衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)（health）:我國(guó)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)目的提高，對(duì)于人均預(yù)期壽命增長(zhǎng)有顯著影響。3.1.2關(guān)系形式假定我國(guó)人均預(yù)期壽命的函數(shù)模型為:life=c（1）+gdp*c（2）+health*c（3）+pollute*c +social*c（5）,（其中l(wèi)ife 為人均預(yù)期壽命，gdp為人均gdp，health為衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，po

8、llute為污染治理百 分比，social為養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)。以下是四個(gè)變量分別與life變量做的散點(diǎn)圖，初步觀測(cè)其與life變量是否成線性關(guān)系。圖1是GDP9人均gdp）與Life（人均預(yù)期壽命）的散點(diǎn)圖圖2是Pollute（污染治理百分比）與Life （人均預(yù)期壽命）的散點(diǎn)圖圖3是health （衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)）與Life （人均預(yù)期壽命）的散點(diǎn)圖圖4是social（養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)）與Life （人均預(yù)期壽命）的散點(diǎn)圖LIFE3.53.02.5 _90000800007000040000300002000010000687072747678808260000H 50000LIFEo3050o

9、2070i7278« 28 O8ELF圖100050006870727476788082LIFE但是polute和health與life 的線性5和圖6：（圖5為最小二乘法參數(shù)估計(jì)結(jié)論：四個(gè)變量均與因變量life 基本上呈線性相關(guān)形式, 相關(guān)關(guān)系較弱。3.2參數(shù)估計(jì)3.2.1最小二乘法OLS參數(shù)估計(jì)運(yùn)用OLS進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，E-VIEWS結(jié)果以及殘差圖如圖 eviews結(jié)果，圖6為殘差圖)Dependent Variable: LIFEMethod Leas! SquaresDate 05/24/13 Time 1V30Sample: 1 31Included observations

10、. 31LIFE=C(1+GDP4C(2HHEALTH*C(3hPOLLirrE*C(4+SOCIAL*C(5)CoefficientStd. Errort-StatisticProb.匚68 930331 17936253 489510 OQOCC(2)1 29SB2Q0 22S3116 7245010 0000c2 61E-051.e7E-051.3909650.1760C0 4876310 51S923Q 9451620 3533G 000186Q 0006570 2S28910 7795R-squared0 666683Mean dependent var74.90613Adjust&

11、amp;d R-squared0 640788S.D cfependent var2 747557S E of regression1 646728Akaik& mfo CFiteriDn3982148Sum squared resid70.50457Schwarz crit&non4 213436Lag likelihood-56 72329Durbin-Watson stat1 26&075結(jié)論：1 得到方程：Y=1.295520*X1+2.61*e-05*X2+0.487631*X3+0.000186*X4+68.980332、但是由于c(3)、c(4)、c的p值

12、均大于0.05,故未通過t檢驗(yàn)，故我們懷疑它們之間存 在線性相關(guān)，故采用逐步回歸的方法剔除線性相關(guān)性3.2.2逐步回歸322.1各變量之間相關(guān)系數(shù)矩陣2010年預(yù)期壽 命人均地區(qū)生產(chǎn)總值環(huán)境污染治 理投資總鎖 占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)值基本養(yǎng)老 保險(xiǎn)爹保 人數(shù)衛(wèi)生機(jī)構(gòu) 數(shù)2010年預(yù)期壽命1人均地區(qū)生產(chǎn)總值0, 794764271環(huán)境污染治理投資總 漸占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)值0.2393404390.1078311基本養(yǎng)老廉險(xiǎn)號(hào)保人0+ 4120090520. 3558690.2992703061衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)-0.110523592-0,316950. 0081619260.4113961結(jié)論：其相關(guān)系數(shù)矩陣均未超過0.

13、8,它們之間不存在多重共線性，下面采用逐步回歸逐步回歸利用SPSS直接對(duì)其進(jìn)行逐步回歸得到結(jié)果如下圖7、圖&圖9Model SurniTiciryModelRR SquareAdjusted R SquareStd. Error of the Estimate1022*.67661 71 63430a. 尸redictors: Constant),衛(wèi)生翊ISC 環(huán)/曲卑；臺(tái)理摂5RXJ師 占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)值.人旳地旦生產(chǎn)芒匱、壘本養(yǎng)芒侃陸警佩人數(shù)b. Dependent Variable: 2 01 "： -1'.'：芥.圖7:此模型的R2 =0.82

14、2,說明模型擬合效果比較好ANOVA3ModelSum ofSquaresdfMean SquareFSig.1RegressionResidualTotal122.61958.761181.3B04222630.6552.67111 477,00Gb Dependent Variable: 2010 柯陰霽b Predictnra: (Constant),衛(wèi)主機(jī)構(gòu)甌ff境污染治理投資總額占國(guó)內(nèi)h值，人均地直生 嚴(yán)總值.臨機(jī)抹世郵曲舉斥人數(shù)圖8為方差分析結(jié)果Coefficients1ModelUn standardized CoefficieivtsStandardized Coefficie

15、ntstSig.Bstd. ErrorBeta1(Constant)69.7011.23456.494ODD扎均地處主產(chǎn)總值155.246.000環(huán)境劉祭治理投滾總額占.593.53114-L1.115.277國(guó)向半產(chǎn)値稱泰斥也獗險(xiǎn)慕睥人垃B B27E-0C5001.023.1348951.機(jī)拘歟1.642E0050Q0137.054402a. Depe ndentVari able: 2010 年碩期券命圖9由于除了 X1外其余幾個(gè)變量仍然未通過t檢驗(yàn)，故考慮重新建模。3.2.3重新建模323.1最終模型現(xiàn)在單獨(dú)對(duì)人均壽命和人均 GDP(XI)進(jìn)行回歸。結(jié)果的報(bào)告為圖1

16、0Dependent Variable: LIFEMethodSquaresDate 05/24/13 Time1 1 37Sample: 1 31Included cbseivations:31L(FEGDP*C(2>+C(1 CoefficientStd Errort-StatisticProb.C(2)1 264062O 1826736.919803 ooooC(l)70 69043O 662769103 5390 0000R-squiared0.G22B07Mean dependent var74.90613Adjusted R-equared0 609800S. D_ depe

17、ndent var2747657S E of fegression1 716289Akik& info criiridri3980S4GSum squared resid8S 4237SSchwa r.z c rite non40730S2Log likelihoodS9.S9S47Durbin-Wat son stat1.183400圖10得到最終的回歸方程為 Y = 70.69043 + 1.26*X1323.2最終模型經(jīng)濟(jì)意義當(dāng)人均GDP=I0 人均壽命約是70.69當(dāng)人均GD每增加一個(gè)單位，人均壽命1.26個(gè)單位3.3模型檢驗(yàn)3.3.1異方差性檢驗(yàn)通過eviews得到懷特檢驗(yàn)結(jié)

18、果如下（見圖12）:While 加ara點(diǎn).®皿坤TM 匸ObR-sqijared2 897446-5.315645ProbabiHrty0 071829-0.070101-ProbabilityT 號(hào) 31 Equatnon-PDependent Variable: RESIDa2h Method. Leaat SquaresDate- 05/19/13 Time 18'48Sample. 1 31iiricluded observations- 31*3事aqapp*5PVnbleCoefficierrt<Sid Errort-Statistic-PmgbO311.

19、51837*4.50Q1992 55952斗G 0祐2卡GDP*-4.149346<2.408327-1.722916-0.0959 h*GDPA20 363312-0 2676331 357471-a iessR-squared0.1714Z2iM*eao dependent yap2.755605*Adjust&d R-squared-!0.112292S. D. dependent yar*214.7368 3&S E of regret4 46296$.info errierion5 921270 Sum. squared resid*557.7059-Schwa

20、rz criterion-16.060043PLog like-lihood-*-8B 77969.F-staHistic*32 097446-pDurbinWatson stat-2.174059-Prob(F-3tali5tic)+30.071G29-P圖11結(jié)論：懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量二5.315645, p值為0.0701010.05,表明不存在異方差 3.3.2序列相關(guān)性檢驗(yàn)圖13為序列相關(guān)性檢驗(yàn)的Eviews圖口eusch-Godfrey SeriaLl C o rre 1 at a o nLM Te st:-Q尸一 statistic-* Q to m - sqli are2.S022

21、9&I5. 1兮MO丟ProbaLtiiF>rot>alb.iJity*jO O76SD72aaFestE C|ILIiEfltllUiri斗r4Dep en dent VariatDle: RESIDE34OaLtei 0519/13Time:.19=13QF?JS.3XO1J7JIfl mrssmgi value Im目gmd fibsjcIlieUs： set to ero. 4Vs-riable*-1Co e ffiic i e int*Std Errort-StstiistiiCHProb 4GOP*-O . CM 3710-1175B5&-0.24 55

22、55-O.Sg&aOn0 12SS7S，0 6S2993O 19Z36S.U &4-5U+JRES!O(-1>o.oooooo.O. 19-£L282O. OOOOOO-1-0000-RESID(a 4340 1962562 ? 15+5.O 0353*-R-scquare d#3O 16575&<de penci ent 號(hào)茅工盧Adjusteci R-squared*3'O.OZ3O61-3. D. dlepencient y ar*3S E of regressions1 62629-Akjaike. infocriterion3 2

23、8 350Sunn： sq?uarecJ71 2&434.Schwarz criterion-4 I 13391Log liikc=!lihO'OCiH"<56兮兮943-F總5桿剎心*i 7881Ourt>in-Watson 與t曰1匸1.916759-Pro t>(F-statisti u A0.173191圖12如上圖所示，LM檢驗(yàn)卩值=0.0765970.05說明不存在自相關(guān)綜上所述：回歸方程為：丫 = 70.69043 + 1.26*X14. 政策建議1提高人民生活水平，大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)建設(shè)，增加人均GDP,有利于人民安居樂業(yè)，從而國(guó)泰民安2注

24、重衛(wèi)生條件的改善，提高食品健康、居住衛(wèi)生等公共衛(wèi)生條件有利于增加人口壽命，建造和諧社會(huì)。3加大環(huán)境污染的治理，改善人民生活環(huán)境也有利于增加人口壽命。4積極建設(shè)社保制度，讓更多人享受到此項(xiàng)福利5關(guān)注人民生活質(zhì)量，關(guān)注人口壽命。5. 附錄（人口以萬為單位）2D1D年預(yù)期壽命小人均地區(qū)主尹總值口環(huán)墳污灤治理垛 資總額占國(guó)內(nèi)生 產(chǎn)當(dāng)值"基本養(yǎng)老 保險(xiǎn)繆保 人數(shù)心卩牛機(jī) 枸數(shù)林北京市480 1&J7.3&5601.64*931 3*941V天津市Q78 8*7 299401 19<4314542 -河北省P74 972.866B01.B293B.4-3 1403-山西省門742 G 羽3。2,2591 0-41098.內(nèi)專古自治區(qū)d74 44+4.734702.05430.7-22565-遼寧省心76 3胡4.235501 12-1496.9,348噲吉林育P76 1&J3.159901.43599 5-19385-黑龍江省-75 98-)2 70760