梅彩陽　加鎖鎖

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關(guān)于我國衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型及其檢驗(yàn)

梅彩陽加鎖鎖

摘要：基于1982-2014年中華人民共和國統(tǒng)計(jì)局公布的我國衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值、財(cái)政支出以及人均衛(wèi)生費(fèi)用的相關(guān)數(shù)據(jù)，建立準(zhǔn)確而合理的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，研究我國人均衛(wèi)生費(fèi)用和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)之間的函數(shù)關(guān)系，較為準(zhǔn)確的對(duì)我國人均衛(wèi)生費(fèi)用的變化進(jìn)行定量的分析和預(yù)測(cè)。

關(guān)鍵詞：人均衛(wèi)生費(fèi)用；計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型；檢驗(yàn)

一、引言

近年來，國內(nèi)衛(wèi)生醫(yī)療領(lǐng)域的矛盾日益顯現(xiàn)，成為了影響社會(huì)發(fā)展的不和諧因素，它不僅影響到國民的健康，也帶來了貧困、公眾不滿情緒、群體間關(guān)系失衡等一系列社會(huì)問題。長此以往，不僅影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且會(huì)危及社會(huì)的穩(wěn)定。然而，目前我國仍存在著財(cái)政投入總量不足、醫(yī)療衛(wèi)生資源配置不合理以及使用效率不高、農(nóng)村和城市社區(qū)缺醫(yī)少藥的狀況嚴(yán)重等等問題。

本文采用了擬合人均衛(wèi)生費(fèi)用和社會(huì)經(jīng)濟(jì)相關(guān)變量、衛(wèi)生醫(yī)療條件以及政府支出之間的函數(shù)關(guān)系，以此來對(duì)影響我國衛(wèi)生醫(yī)療發(fā)展的因素進(jìn)行定量分析。并且給出建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型和其進(jìn)行多種檢驗(yàn)的詳細(xì)過程，根據(jù)模型預(yù)測(cè)了2015年我國的人均衛(wèi)生費(fèi)用。

二、實(shí)證分析

(一)模型函數(shù)形式的選擇

相對(duì)于衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)(醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生人員數(shù)、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù))、國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)、財(cái)政支出(億元)這五個(gè)指標(biāo)，我們更關(guān)心其相對(duì)數(shù)變化對(duì)人均衛(wèi)生費(fèi)用的影響，所以采用雙對(duì)數(shù)模型，如下：

lnW=β0+β1lnY+β2lnX+β3lnZ+β4lnP+β5lnQ+ε

其中，W=人均衛(wèi)生費(fèi)用(元)；Y=醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)(個(gè))；X=衛(wèi)生人員數(shù)(萬人)；Z=衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)(萬張)；P=國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)；Q=財(cái)政支出(億元)

(二)模型的多重共線性檢驗(yàn)

首先，利用OLS法估計(jì)模型，得到如下回歸結(jié)果：

lnW=-7.081+0.570lnY-0.1045lnX-1.656lnZ+1.645lnP-0.187lnQ+ε

t值-1.011.03-0.31-4.199.03-0.89

P值0.32430.31500.75880.00030.00000.3796

(三)模型的自相關(guān)性和異方差性的檢驗(yàn)

1、自相關(guān)性檢驗(yàn)：

(1)DW檢驗(yàn)法。通過建議模型f(lnZ，lnP，lnQ)的DW值=0.736，對(duì)于0.05的顯著性水平，查DW統(tǒng)計(jì)量分布的臨界值表(樣本容量n=31，解釋變量個(gè)數(shù)k=3)，可得dL=1.229，dU=1.65。因?yàn)镈W

(2)LM檢驗(yàn)法。利用LM檢驗(yàn)法對(duì)模型的自相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果是p值=0.001773<0.05，所以LM檢驗(yàn)拒絕無自相關(guān)性的原假設(shè)，即認(rèn)為模型存在自相關(guān)性。

綜合DW檢驗(yàn)法和LM檢驗(yàn)法，足夠說明模型確實(shí)存在自相關(guān)性。所以用AR重新擬合方程，得到合適的模型為止。

2、異方差性檢驗(yàn)。為了得到更精準(zhǔn)度模型，對(duì)模型進(jìn)行異方差性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果中的p值都大于0.05，所以可以判定模型不具有異方差性。

但是這種采用傳統(tǒng)的建模方法可能導(dǎo)致偽回歸的現(xiàn)象，所以我們接下來就需要對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到協(xié)整方程，即最后的回歸方程。

(四)協(xié)整檢驗(yàn)及其誤差修正模型

1、用協(xié)整檢驗(yàn)估計(jì)方程。作出模型的趨勢(shì)圖(如圖1所示)，可以看出各個(gè)變量都呈現(xiàn)出隨時(shí)間遞增的非平穩(wěn)的變化趨勢(shì)，進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各個(gè)變量的二階差分都在0附近上下波動(dòng)，具有明顯的平穩(wěn)特征，因此可以得出原模型的所有變量的單整階數(shù)相同，所以可以對(duì)原模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

圖1　各個(gè)變量的二階差分趨勢(shì)圖

對(duì)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到檢驗(yàn)結(jié)果p值<0.05，表明在1982—2014年間W(人均衛(wèi)生費(fèi)用)、Z(衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù))、P(國內(nèi)生產(chǎn)總值)與Q(財(cái)政支出)存在著均衡數(shù)量關(guān)系如下：

lnW=-1.711lnZ+1.782lnP-0.305lnQ+ε

2、誤差修正模型估計(jì)。在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)行誤差修正模型，消除偽回歸線性的發(fā)生。先采用(動(dòng)態(tài))普通最小二乘估計(jì)協(xié)整方程，計(jì)算非均衡誤差的估計(jì)量如下：

εt=lnW+1.657lnZ-1.763lnP+0.315lnQ

以非均衡誤差項(xiàng)εt的滯后一期εt-1代替非均衡誤差項(xiàng)，然后利用OLS法可以得到如下的誤差修正模型的回歸結(jié)果：

lnW=-1.597lnZ+1.668lnP-0.239lnQ+0.613εt-1

運(yùn)用這一模型，再給出初始值的情況下，可對(duì)下一期的人均衛(wèi)生費(fèi)用進(jìn)行預(yù)測(cè)。

三、模型的經(jīng)濟(jì)意義

從變量的當(dāng)期系數(shù)所反映的結(jié)果來看，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)和財(cái)政支出會(huì)對(duì)人均衛(wèi)生費(fèi)用產(chǎn)生負(fù)面影響，國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高會(huì)幫助促使人均衛(wèi)生費(fèi)用的穩(wěn)步提升，說明社會(huì)經(jīng)濟(jì)的增長會(huì)拉動(dòng)人均衛(wèi)生費(fèi)用，對(duì)其有積極影響。經(jīng)由動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)建模理論所建立起來的模型，不僅能為預(yù)測(cè)下一期的人均衛(wèi)生費(fèi)用提供思路和方法，也能為國家進(jìn)行宏觀調(diào)控提供一定的理論依據(jù)。

近年來，我國的衛(wèi)生醫(yī)療快速發(fā)展，然而我國地區(qū)、城鄉(xiāng)和居民收入差距擴(kuò)大，社會(huì)老齡化步伐的加快，都對(duì)我國衛(wèi)生醫(yī)療提出巨大的挑戰(zhàn)。在我國全面建設(shè)小康社會(huì)的歷史時(shí)期，衛(wèi)生醫(yī)療發(fā)展改革已成為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)之一，衛(wèi)生醫(yī)療發(fā)展直接關(guān)系到人民群眾的根本利益，所以對(duì)衛(wèi)生醫(yī)療的關(guān)注刻不容緩。(作者單位：云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院)

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[4]靳庭良.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué).成都：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)出版.2012年.

作者簡介：梅彩陽(1993.02-)，女，漢，河北石家莊人，碩士研究生，云南大學(xué)國際商務(wù)專業(yè)，研究方向：國際商務(wù)。