徐陳潔?鄭淳?陳旭堂

摘 要：健康產(chǎn)業(yè)作為一種新興產(chǎn)業(yè)，是國家經(jīng)濟發(fā)展中的“朝陽產(chǎn)業(yè)”，有著巨大的市場潛力。本文選取影響衛(wèi)生領域發(fā)展的因素，實證發(fā)現(xiàn)：衛(wèi)生人員數(shù)是影響衛(wèi)生領域發(fā)展的重要因素，而衛(wèi)生機構床位數(shù)的影響力更為顯著。因此培育優(yōu)秀的衛(wèi)生人員會明顯促進衛(wèi)生領域的發(fā)展，更要設置更多的衛(wèi)生機構床位數(shù)以促進衛(wèi)生領域的不斷發(fā)展。

關鍵詞：政府衛(wèi)生總支出;影響因素;多元回歸

一、健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

我國健康產(chǎn)業(yè)的發(fā)展快速，市場占有率不斷擴大，在我國國民經(jīng)濟中的比重也持續(xù)上升，特別是衛(wèi)生領域，越來越得到人們的重視。衛(wèi)生領域是一個相對較為特殊的領域，它和一般的領域不一樣，不單單是為了取得金錢收益而發(fā)生發(fā)展的，而是與人們的生活息息相關的。也就是說衛(wèi)生領域并不單單是為了吸納資金而存在，它還是為了人們的生活健康而存在的。衛(wèi)生領域的發(fā)展也十分可觀，2004—2013年以來，醫(yī)療衛(wèi)生的機構數(shù)在不斷增加，機構的增加反映出我國對衛(wèi)生領域的重視，在這方面的投資增加。衛(wèi)生人員的人數(shù)也在持續(xù)上升，說明從事衛(wèi)生領域的人員越來越多，而且衛(wèi)生人員的素質(zhì)也在不斷上升中。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來源

影響衛(wèi)生領域發(fā)展的因素有很多，包括醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)、衛(wèi)生人員數(shù)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資、衛(wèi)生機構床位數(shù)，但相對于衛(wèi)生領域這個具有特殊性的行業(yè)來說，影響其領域發(fā)展的因素首先從衛(wèi)生領域的特性上分析，衛(wèi)生領域以人民的利益為落腳點和出發(fā)點，具有市場性、公平性的特點，與人們的健康生活緊密相關，人們對衛(wèi)生產(chǎn)品與服務的需求是對健康需求的派生，隨著我國人口老齡化程度的持續(xù)加劇、生活環(huán)境質(zhì)量的不斷下降、人均預期壽命的延長以及人們生活水平的普遍提高都將不可避免地導致人們對衛(wèi)生服務需求的增加。如今，衛(wèi)生費用的增速已遠超同期GDP以及人均收入的增速。所以政府應該大力重視衛(wèi)生領域的發(fā)展，擴大在衛(wèi)生領域的投資，加強對衛(wèi)生領域的干預。衛(wèi)生領域具有廣闊的發(fā)展空間，同時考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性及權威性，所以本文選取對衛(wèi)生領域發(fā)展影響較大的醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)、衛(wèi)生人員數(shù)等因素，衛(wèi)生領域的相關數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。

三、模型設計與實證結果分析

模型形式設計： ?經(jīng)分析，將模型設定為如下形式：

Lny=C+β1 lnX1+β2 lnX2+β3 lnX3+β4 lnX4+β5 lnX5+U

其中，Y為政府衛(wèi)生總支出，X1為醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)，X2為衛(wèi)生人員數(shù)，X3為新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，X4為衛(wèi)生機構床位數(shù)，X5為鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率。

數(shù)據(jù)的收集：本文收集了2004-2013年的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，生成lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對模型進行OLS回歸，該模型為LNY = -22.0566+ 2.07176*LNX1 - 2.7004*LNX2 + 0.0820*LNX3 + 3.1338*LNX4 + 0.4610*LNX5 ，R^2=0.9988 ? F=660.1196 ? n=10

經(jīng)濟意義檢驗。 模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)增加1%，平均說來政府衛(wèi)生總支出會增長 2.07176%;在假定其他變量不變的情況下，當衛(wèi)生人員數(shù)每增長1%，平均說來政府衛(wèi)生總支出會減少2.7004%;在假定其他變量不變的情況下，當新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資增加1%，平均說來政府衛(wèi)生總支出會增長0.0820%;在假定其他變量不變的情況下，當衛(wèi)生機構床位數(shù)增加1%，平均說來政府衛(wèi)生總支出會增長 3.1338%;在假定其他變量不變的情況下，當鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率每上升一個百分點，平均說來政府衛(wèi)生總支出會增長0.4610%，這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。

統(tǒng)計檢驗。調(diào)整的R^2=0.9988，擬合優(yōu)度非常高，說明變量lnX1，lnX2，lnX3，lnX4，lnX5聯(lián)合起來時被解釋變量Y具有顯著解釋力，即醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)，衛(wèi)生人員數(shù)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，衛(wèi)生機構床位數(shù)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率5個變量聯(lián)合起來可以解釋政府衛(wèi)生總支出的99.88%。從F統(tǒng)計量看f=660.1196，還遠遠大于臨界值，說明回歸模型十分顯著，即醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)，衛(wèi)生人員數(shù)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，衛(wèi)生機構床位數(shù)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率變量聯(lián)合起來確實對政府衛(wèi)生總支出有顯著影響。從T檢驗結果來看，t1= 2.07176，顯著，說明lnX1對Y有顯著影響，即醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)對政府衛(wèi)生總支出有顯著影響;t2=- 2.7004，不顯著，說明lnX2對Y無顯著影響，即衛(wèi)生人員數(shù)對政府衛(wèi)生總支出無顯著影響;t3=0.0820，不顯著，說明lnX3對Y無顯著影響力，即新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資對政府衛(wèi)生總支出無顯著的影響;t4=3.1338，顯著，說明lnX4對Y有顯著影響，即衛(wèi)生機構床位數(shù)對政府衛(wèi)生總支出有顯著影響;t5=0.4610，不顯著，說明lnX5對Y無顯著影響，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率對政府衛(wèi)生總支出無顯著影響，其中l(wèi)nX1和lnX4對Y的影響力大于lnX2、lnX3、lnX5，說明衛(wèi)生機構床位數(shù)對政府衛(wèi)生總支出具有更大的決定作用。該模型的R2=0.9988，F(xiàn)檢驗值660.1196，明顯顯著。但是當α=0.05時，t0.025（10-6）=2.776，lnX1，lnX2，lnX3，lnX5的系數(shù)t檢驗不顯著，而且lnX2系數(shù)的符號與預期相反，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。

多重共線性檢驗：計算各解釋變量的相關系數(shù)，選擇lnX1、lnX2 、lnX3、ln X5數(shù)據(jù)，由相關系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關系數(shù)較高，證實確實存在嚴重多重共線性。采用逐步回歸的辦法，檢驗和解決多重共線性問題。

LNY = -9.5081 + 2.5759*LNX2 + 0.0494*LNX3 + 0.4680*LNX5

T= ? （ -6.2354） ? （9.7855） ? ? ?（0.3062） ? ? （1.6011）

R2=0.9942 ? 調(diào)整R2=0.9914 ? F= 347.3080 ? ?DW=1.9151

這說明，在其它因素不變的情況下，當衛(wèi)生人員數(shù)X2每增加1萬人次，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資X3增加1元，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率X5增加1%時，平均說來政府衛(wèi)生總支出Y將增加e^2.5759=13.14億元、e^0.0494=1.0506億元和e^0.4680=1.5968億元。最終回歸方程為：

LNY = 12.3339+ 0.4788*LNX2

由政府衛(wèi)生總支出的廣義差分模型可知，政府衛(wèi)生總支出的邊際消費傾向為e^0.4787=1.6140，即政府衛(wèi)生實際總收出每增加1元，平均說來政府衛(wèi)生實際總支出將增加1.6140元。

修復方程經(jīng)濟意義檢驗。模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，當衛(wèi)生人員數(shù)增加1%，平均說來政府衛(wèi)生總支出會增長0.4788%，這與理論分析和經(jīng)驗判斷相一致。

修復方程統(tǒng)計檢驗。調(diào)整的R^2=0.9935，擬合優(yōu)度非常高，說明變量LNX2聯(lián)合起來時被解釋變量LNY具有顯著解釋力，即衛(wèi)生人員數(shù)可以解釋政府衛(wèi)生總支出的99.35%。從F統(tǒng)計量看f=459.2555，還遠遠大于臨界值，說明回歸模型十分顯著，即衛(wèi)生人員數(shù)確實對政府衛(wèi)生總支出有顯著影響。

四、研究結論

由此可見，衛(wèi)生機構床位數(shù)對增加政府在衛(wèi)生方面的支出，衛(wèi)生領域的發(fā)展具有十分重要的作用，也就是說要想增加政府對衛(wèi)生領域的支持，就必須從基礎設施的建設做起，著力完善衛(wèi)生醫(yī)療基礎設備，通過設備的改善加大衛(wèi)生領域的影響力，從而使衛(wèi)生領域受到更多的關注和重視，使健康產(chǎn)業(yè)中的衛(wèi)生領域走得更遠。

參考文獻：

[1]陳琴.完善公共財政對衛(wèi)生領域投入的研究[J]. 中國知網(wǎng). 2005（05）.

[2]朱曉濤.公共衛(wèi)生領域財政保障政策研究[J]. 中國知網(wǎng). 2014（05）.