周淼 董寅橋 曹莉 李衛(wèi)霞

[摘要] 該文以?？谑袨槔?，利用協(xié)整分析和Granger因果檢驗對?？谑?007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)以及國民經(jīng)濟(jì)核算2個時間序列進(jìn)行研究。Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)核算是醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的單項格蘭杰原因。協(xié)整檢驗顯示2007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算之間存在著一種長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

[關(guān)鍵詞] 醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)；國民經(jīng)濟(jì)核算；協(xié)整分析；Granger因果檢驗

[中圖分類號] R195.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號] 1672-5654（2018）09（b）-0100-02

醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)相對于其他必需品而言具有不可替代性和公共性，由于醫(yī)療服務(wù)的好壞直接關(guān)系著人們生活的幸福指數(shù)，故醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)備受政府部門的關(guān)注；而醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)作為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的載體，因其自身所具有的特殊性，其數(shù)量的多少關(guān)系著醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量[2]。因此，在?？谑薪?jīng)濟(jì)趨于穩(wěn)定增長的大背景下，研究醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與?？谑袊窠?jīng)濟(jì)核算具有一定的現(xiàn)實意義。一方面可以對?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間起到指導(dǎo)作用，另一方面可以為?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生保障的提高提供有利的依據(jù)。2007年以來，除去2008年可能由于金融危機(jī)的影響，?？谑械尼t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)下降外，其余都處于逐年上升的趨勢；該文主要運(yùn)用協(xié)整及誤差修正模型對?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出國民經(jīng)濟(jì)核算的增長對醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長起促進(jìn)作用。

1 數(shù)據(jù)來源與處理

1.1 數(shù)據(jù)來源

為了實證分析?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民核算之間的關(guān)系，該文使用了?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)（HCI）與國民經(jīng)濟(jì)核算（GNP）的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《?？诮y(tǒng)計年鑒》。

1.2 數(shù)據(jù)處理

在不改變發(fā)展趨勢的前提下，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理，為了有效避免時間序列中存在的異方差現(xiàn)象；調(diào)整后的變量分別用LN（HCI）表示取對數(shù)后的?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，用LN（GNP）表示取對數(shù)后的國民經(jīng)濟(jì)核算。

2 醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算的實證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗

該研究選取的都是時間序列數(shù)據(jù)，為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析前需通過ADF單位根檢驗法，檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性[3]。

對序列LN（HCI）和LN（GNP）以及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，見表1。

根據(jù)檢驗結(jié)果，在10%的顯著性水平下，序列LN（HCI）和LN（GNP）都表現(xiàn)為非平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后2個序列表現(xiàn)為平穩(wěn)，則可以進(jìn)一步分析他們之間的協(xié)整關(guān)系[4]。

2.2 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗可以檢驗來變量之間是否存在因果關(guān)系，對二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗兩者之間是否存在因果關(guān)系。通過Eviews7.0進(jìn)行運(yùn)算得到結(jié)果，見表2。

由上述檢驗表結(jié)果可以得出結(jié)論：國民經(jīng)濟(jì)核算是醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的單項格蘭杰原因，但醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)不是國民經(jīng)濟(jì)核算的單項格蘭杰原因。

2.3 協(xié)整檢驗

時間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究是由Engle-Granger首先提出的，并經(jīng)Johansen和Juselius等人逐步發(fā)展和完善的。雖然一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合有可能是平穩(wěn)序列，即它們之間存在協(xié)整關(guān)系。

該文所研究的是一元方程，采用EG 2步法進(jìn)行檢驗分析，結(jié)果如下。

首先對2個變量建立如下方程：

LN（HCI）t=α0+α1LN（GNP）t+εt

通過OLS法對方程進(jìn)行回歸，見表3。

由圖可得出方程為：

LN（HCI）t=0.751 009LN（GNP）t-1.053 367

其中，R2=0.919 055調(diào)整的R2=0.908 937，F(xiàn)統(tǒng)計量為90.832 41，P<0.01；可以說明該回歸方程顯著有效。

然后利用ADF單位根檢驗法對回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如下表4。

從表4中數(shù)據(jù)可得殘差的ADF值為-4.156 959，均小于在各檢驗水平的的T統(tǒng)計量，因此拒絕原假設(shè)；殘差序列是平穩(wěn)的，表明序列LN（HCI）和LN（GNP）存在協(xié)整關(guān)系，因此可以認(rèn)為衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

由格蘭杰表示定理可知，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則一定有誤差修正機(jī)制，即一定具有誤差修正模型表達(dá)形式存在。因此先建立變量間的1階誤差修正模型。

對于的LN（HCI）t=（1，1）階自回歸分布滯后模型：LN（HCI）t=α+βLN（GNP）t+β1LN（GNP）t-1+β2LN（HCI）t-1+ε在模型兩端同時減LN（HCI）t-1，在模型右端±β0LN（GNP）t-1可得：△LN（HCI）t=β0△LN（GNP）t+γ（LN（HCI）t-1-α0-α1LN（GNP）t-1）+ε式中：γ=β2-1，α0=（α+β0）/（1-β2），α1=β1/（1-β2）。記ECMt-1=LN（HCI）t-1-α0-α1LN（GNP）t-1，則△LN（HCI）t=β0△LN（GNP）t+γECMt-1+εt

通過軟件求解可得方程為：△LN（HCI）t=0.0000017△LN（GNP）t-1.3325ECMt-1，其中ECMt-1=LN（HCI）t-1-0.70915627LN（GNP）t-1+1.13972027

其調(diào)整值為0.162 266，經(jīng)查閱文獻(xiàn)，由于數(shù)據(jù)量較小，因此在0.1以上既滿足條件。DW值為1.632 872，基本上認(rèn)為不存在自相關(guān)；該回歸模型的自變量的一階差分的P值為0.048 8，修正系數(shù)的P值為0.076 6，在10%的條件下，認(rèn)為誤差修正模型可行。

該回歸模型解釋了在短期的波動調(diào)整長期均衡時，誤差修正項系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，由結(jié)果顯示以-1.133 250的調(diào)整力度將非均衡的狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，且以短期波動為主。誤差修正系數(shù)估計值為-1.133 250符合相反修正機(jī)制，說明長期均衡趨勢誤差校正項對衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)增長的調(diào)整幅度為1.133 25，當(dāng)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系出現(xiàn)短期波動偏離均衡時，具有良好的自我恢復(fù)能力。

3 結(jié)論

通過實證性分析結(jié)果得出，2007—2016年?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算之間存在一種長期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，從檢驗結(jié)果可以得出，?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國民經(jīng)濟(jì)核算之間確實存在協(xié)調(diào)穩(wěn)定的關(guān)系。由回歸方程得出，國民經(jīng)濟(jì)核算的回歸系數(shù)為0.751 009，這說明國民經(jīng)濟(jì)核算每增加一單位，醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)就會增加0.751 009個單位。誤差修正得出在短期的波動調(diào)整長期均衡時，將以1.133 250的調(diào)整力度將非均衡的狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。研究結(jié)果表明，?？谑袊窠?jīng)濟(jì)核算的增長對醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長起促進(jìn)作用。

[參考文獻(xiàn)]

[1] 祝勇，林徐勛.泰州市港口物流與區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的協(xié)整分析—基于1995—2015年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].物流工程與管理，2018，40（1）：34-37.

[2] 田樹喜，華立庚，張童蓮.我國醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)與人口數(shù)量的關(guān)聯(lián)性分析[J].柳州職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報，2015，15（2）：15-18，22.

[3] 賀睿博，殷曉露，劉秋旭，等.我國衛(wèi)生總費(fèi)用影響因素實證研究與預(yù)測分析[J].中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2015，34（4）：32-35.

[4] 劉銳.陜西省政府財政支出與居民消費(fèi)關(guān)系的實證分析—基于協(xié)整檢驗與Granger檢驗[J].新西部，2018（11）：12，17.

[5] 鄭明貴，王佳男，徐冰.中國稀土中長期需求預(yù)測及政策建議—基于協(xié)整誤差修正模型[J].稀土，2018，39（2）：148-157.

（收稿日期：2018-06-15）