中國藥科大學(xué)(211198) 繆 丹 邱家學(xué)

衛(wèi)生總費(fèi)用包括政府預(yù)算衛(wèi)生籌資(GHE)、社會(huì)衛(wèi)生籌資(SHE)、居民個(gè)人衛(wèi)生籌資(PHE)三部分〔1〕。具體來講，政府醫(yī)療衛(wèi)生籌資主要是各級(jí)政府安排的醫(yī)療衛(wèi)生預(yù)算支出和相應(yīng)的縱向轉(zhuǎn)移支付;社會(huì)醫(yī)療衛(wèi)生籌資包括機(jī)關(guān)事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體和企業(yè)衛(wèi)生醫(yī)療保險(xiǎn)支出;居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生籌資包括城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民參加全民醫(yī)療保險(xiǎn)計(jì)劃的繳費(fèi)支出、相應(yīng)的個(gè)人付費(fèi)部分和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)支出。衛(wèi)生總費(fèi)用綜合反映了一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)對(duì)人群健康的重視程度以及衛(wèi)生籌資模式，突出反映了政府、社會(huì)及個(gè)人對(duì)健康的投入格局、規(guī)模及變化趨勢(shì)。深入分析我國衛(wèi)生總費(fèi)用的總量和結(jié)構(gòu)特征，探討衛(wèi)生籌資三方與衛(wèi)生總費(fèi)用增長的關(guān)系，尋求優(yōu)化衛(wèi)生資源配置的有效途徑，對(duì)促進(jìn)我國衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展具有重要意義。

本文通過對(duì)1989～2009年衛(wèi)生費(fèi)用數(shù)據(jù)建立的多元線性回歸模型，探究衛(wèi)生籌資三方費(fèi)用與衛(wèi)生總費(fèi)用之間的差異關(guān)系，為相關(guān)政策提供建議。

資料與方法

1．資料來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒2010》。為了使不同年份各項(xiàng)衛(wèi)生費(fèi)用具有可比性，以1989年為基期，將名義值轉(zhuǎn)化成可比價(jià)格的實(shí)際值(表1)。

2．模型建立

為了消除原始數(shù)據(jù)序列的非線性，將衛(wèi)生總費(fèi)用(THE)、政府支出費(fèi)用(GHE)、社會(huì)支出費(fèi)用(SHE)和居民個(gè)人支出費(fèi)用(PHE)變量序列取對(duì)數(shù)，分別記為lnTHE、lnGHE、lnSHE以及l(fā)nPHE，以此建立多元線性回歸模型:

其中:β0是常數(shù)項(xiàng)，β1、β2、β3為偏回歸系數(shù)，μ 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

根據(jù)表1中調(diào)整后數(shù)據(jù)，使用非線性參數(shù)法估計(jì)回歸方程得:

表1 1989～2009年衛(wèi)生經(jīng)費(fèi)

3．模型檢驗(yàn)與修正

(1)多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性一般可以用方差膨脹因子(VIF)來判斷:

R2表示解釋變量與模型中其他解釋變量輔助回歸方程的決定系數(shù)。一般當(dāng)VIF＞10時(shí)，認(rèn)為回歸方程存在嚴(yán)重的多重共線性。

①相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

運(yùn)用eviews軟件得出模型中相關(guān)系數(shù)矩陣如表2所示。

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

可見每個(gè)因素都與lnTHE高度相關(guān)，而且各個(gè)解釋變量之間也是高度相關(guān)的。

②方差膨脹因子檢驗(yàn)

由輔助回歸方程得出:VIFGHE=66.67，VIFSHE=90.9，VIFPHE=9.0，其中 VIFGHE和 VIFSHE遠(yuǎn)超過 10，說明方程中存在嚴(yán)重的多重共線性。VIFSHE最大，不妨剔除lnSHE解釋變量，修正模型。

③二次方差膨脹因子檢驗(yàn)

由二次輔助回歸方程得出:VIFGHE=6.024，VIFPHE=6.024;此時(shí)方差膨脹因子均小于10，解釋變量lnGHE和lnPHE是被解釋變量lnTHE的主要影響因素，回歸方程修正為:

(2)異方差性檢驗(yàn)

利用eviews軟件進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，不存在異方差性。

(3)自相關(guān)性檢驗(yàn)

①D-W檢驗(yàn)

德賓一沃森(Durbin-Watson)檢驗(yàn)是目前檢驗(yàn)自相關(guān)性的最常用方法。D-W的檢驗(yàn)過程如圖1所示。

圖1 D-W檢驗(yàn)

查DW 檢驗(yàn)表可知，dL=1.22，dU=1.42，修正模型中DW值等于1.093小于dL，顯然修正模型中有一階正自相關(guān)。所以，修正模型中t統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量的結(jié)論不可信，需采取補(bǔ)救措施。

②自相關(guān)性消除(科克倫-奧克特(Cochrane-Orcutt)迭代法)

利用eviews軟件經(jīng)過5次迭代后收斂，隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)ρ的估計(jì)值為0.359，并且t檢驗(yàn)顯著。經(jīng)調(diào)整后，查 DW 檢驗(yàn)表可知，dL=1.20，dU=1.41，dU＜DW=2.346＜4－dU，說明模型已消除自相關(guān)。

經(jīng)修正后的方程為:

③高階自相關(guān)檢驗(yàn)(偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn))

利用eviews軟件得到再次修正模型中殘差et與滯后值 et－1、et－2，…，et－12的各期相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)，如圖2所示。

圖2 相關(guān)系數(shù)與偏相關(guān)系數(shù)

圖中AC表示各期的自相關(guān)系數(shù)，PAC表示各期的偏自相關(guān)系數(shù)，為了直觀地反映相關(guān)系數(shù)值的大小，在圖形左半部分別繪制了相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的直方圖，其中虛線表示0.5。當(dāng)?shù)趕期偏相關(guān)系數(shù)的直方塊超過虛線部分時(shí)，表明偏相關(guān)系數(shù)＞0.5，即存在s階自相關(guān)性。從圖中可以明顯看出，再次修正的模型不存在高階自相關(guān)性。

結(jié)論與建議

個(gè)人衛(wèi)生籌資費(fèi)用對(duì)衛(wèi)生總費(fèi)用的影響較為顯著，政府衛(wèi)生籌資費(fèi)用次之，社會(huì)衛(wèi)生籌資費(fèi)用對(duì)衛(wèi)生總費(fèi)用的影響不顯著，這表明個(gè)人衛(wèi)生籌資對(duì)衛(wèi)生總費(fèi)用的波動(dòng)起主導(dǎo)作用。根據(jù)福利經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，我國政府衛(wèi)生支出和社會(huì)衛(wèi)生支出均屬于公共籌資范疇，公共籌資有利于實(shí)現(xiàn)社會(huì)疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，一般來說公共籌資所占比重越大，衛(wèi)生籌資公平性越好。因此，衛(wèi)生總費(fèi)用投入應(yīng)主要來源于政府和社會(huì)的力量，但由于我國經(jīng)濟(jì)實(shí)力和經(jīng)濟(jì)因素的限制，居民個(gè)人在衛(wèi)生方面的投入過大。我國衛(wèi)生籌資對(duì)居民個(gè)人衛(wèi)生支出的過度依賴，加重了個(gè)人醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)。

1．董黎明．重塑中國特色醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)中政府的職能——源于醫(yī)療衛(wèi)生籌資結(jié)構(gòu)的思考．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2009，31(10):50-55．

2．李勇，張向陽，徐永利，等．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型在我國衛(wèi)生資源配置中的構(gòu)建與應(yīng)用．中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)，2009，26(6):602-604．

3．孫敬水．計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)．北京:清華大學(xué)出版社，2004:160-244．

4．秦江梅，唐景霞，陳景春，等．新疆維吾爾自治區(qū)1995－2005年衛(wèi)生總費(fèi)用籌資狀況分析．中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2008，27(10):17-18．

5．劉柏，趙振全．衛(wèi)生總費(fèi)用長期均衡和短期波動(dòng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)．中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2008，27(6):5-7．

6．國家衛(wèi)生部．中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒(2010)．北京:中國協(xié)和醫(yī)科大學(xué)出版社，2010:8．