湯少梁 楊朵兒

【提 要】 目的 探究藥品費用、社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入的關系，為降低藥品費用提供相關建議。方法 基于1990-2015年的時間序列數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗分析藥品費用、社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入三者之間的關系，進而提出相應的優(yōu)化建議。結果 人均社會衛(wèi)生支出與人均藥品費用互為格蘭杰因，雙方的變動相互影響各自的變化。人均社會衛(wèi)生支出的變化并不能引起人均可支配收入的變化，反之亦然。人均可支配收入的變化能夠導致人均藥品費用的變化，反之則不成立。根據(jù)協(xié)整方程得出，當藥品費用作為因變量時，人均社會衛(wèi)生支出每增加1個單位，人均藥品費用大約會增加1.77個單位；人均可支配收入每增加一個單位，藥品費用相應地減少約0.45個單位。結論 建議科學制定社會衛(wèi)生支出的投入機制，從而降低藥品費用；建議通過多渠道組合措施降低藥品費用，減輕社會衛(wèi)生支出負擔壓力；建議增加人均可支配收入，提升人民健康素養(yǎng)，降低藥品費用。

我國患者的藥品費用占醫(yī)療總費用的比例高達40%～60%[1]，政府采取了很多手段與方法去控制藥品費用的增長，但效果甚微[2]。國內一些學者傾向于探究藥品費用與衛(wèi)生總費用的關系去控制藥品費用的增長。文捷等人研究得出人均藥品費用與人均衛(wèi)生費用呈正相關關系[3]。劉巧艷等指出藥品費用是衛(wèi)生總費用的重要影響因素[4]。衛(wèi)生總費用的重要組成部分之一是社會衛(wèi)生支出。其中，社會衛(wèi)生支出中的社會醫(yī)療保障支出與藥品費用掛鉤，體現(xiàn)社會的公平性、福利性、穩(wěn)定性[5]。然而藥品費用與社會衛(wèi)生支出的關系鮮有學者探討和研究。另外，人均可支配收入也有可能影響著藥品費用，但它與藥品費用的關系鮮有人探討。同時，從已有的研究來看，對藥品費用的研究選取的數(shù)據(jù)集中于短時間內。因此，本文選取1990-2015年的時間序列數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果檢驗來探究藥品費用、社會衛(wèi)生支出與人均可支配收入的關系，以豐富已有研究成果，為醫(yī)療改革提供參考依據(jù)。

資料與方法

1.資料來源

為了保證變量的單位一致性，本研究選取人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入作為研究變量進行分析。人均藥品費用來源于《中國衛(wèi)生總費用研究報告(2016)》，人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入來自《中國統(tǒng)計年鑒》，收集1990至2015年的數(shù)據(jù)。因為統(tǒng)計年鑒里只提供了總社會衛(wèi)生支出，本文中的人均社會衛(wèi)生支出是總社會衛(wèi)生支出除以總人口數(shù)而得到。同時，因為2013年以前可支配收入的統(tǒng)計分為農村和城鎮(zhèn)兩部分，本文中按照每一年的城鎮(zhèn)與農村人口比例作為權重進行計算，得出當年的全國人均可支配收入。

2.模型介紹

諾貝爾經濟學獎獲得者格蘭杰在1969年提出了格蘭杰因果關系模型，該模型用于檢驗兩個同階單整的變量之間是否存在因果關系。后來有學者將該模型引入經濟學領域，常用于經濟系統(tǒng)關系分析等方面，也被應用于教育領域、工業(yè)領域等。該模型的實質是探究某個變量的滯后值對其他變量是否產生顯著影響，即是否引起了其他變量的變化。比如，當變量B的滯后項使變量A發(fā)生了變化，變量B的滯后值可以預測變量A的未來值，即變量B是變量A的格蘭杰因。簡單說來，如果變量B是變量A的格蘭杰因，那么以變量A為因變量，變量A的滯后值與變量B的滯后值進行最小二乘回歸分析，變量B的系數(shù)顯著(P值<0.05)。

本文檢驗人均藥品費用(M)、人均社會衛(wèi)生支出(C)和人均可支配收入(I)的關系時，采用兩兩檢驗的方法，以人均藥品費用M和人均社會衛(wèi)生支出C為例進行說明模型，如下：

(1)

(2)

其中，q為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，γi、ηj、δi、φj為系數(shù)，t為時間，μ1t、μ2t為白噪聲且不相關。該式中，Mt為當期的人均藥品費用(元)，Ct為當期的人均社會衛(wèi)生支出費用(元)；Mt-i、Mt-j為滯后期的人均藥品費用(元)，Ct-i、Ct-j為滯后期的人均社會衛(wèi)生支出費用(元)。

3.統(tǒng)計方法與軟件

使用excel整理和錄入數(shù)據(jù)，使用stata 14.0進行人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入的單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗。

結 果

1.單位根檢驗

時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是十分重要的，有利于構建出更合理、科學的模型。當時間序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)不平穩(wěn)的情況時，一方面可能出現(xiàn)自回歸系數(shù)的估計值向左偏向于0，導致T檢驗失去作用；另一方面有可能會使變量之間出現(xiàn)假相關或假回歸現(xiàn)象，造成模型結果出現(xiàn)偏差。通過對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，可以準確判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。本研究采用單位根檢驗中常用的ADF檢驗和PP檢驗。

表1 ADF及PP單位根檢驗結果

人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出與人均可支配收入的單位根檢驗中ADF檢驗和PP檢驗結果是完全一致的，增加了數(shù)據(jù)檢驗結果的可信度和科學性?？梢钥闯觯司幤焚M用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入變量進行一階差分后，檢驗結果仍為接受原假設(P>0.05),數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)性，因此要繼續(xù)差分，直到數(shù)據(jù)平穩(wěn)為止。在對三個變量進行二階差分之后，檢驗結果均為拒絕原假設(P<0.05)，三個變量在二階差分后呈現(xiàn)出平穩(wěn)特質(表1)。

因此，通過分析檢驗結果，可以發(fā)現(xiàn)人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入三個變量皆為二階單整。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的思想是去檢驗變量之間是否存在長期聯(lián)動的關系，它是將存在一階單整的變量放在一起進行線性組合，看是否能夠消除它們的隨機趨勢，得到長期聯(lián)動的關系。學者常用的協(xié)整檢驗的方法有EG-ADF檢驗和跡檢驗，通常跡檢驗的結果優(yōu)于EG-ADF檢驗[6]。為了檢驗人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入之間是否存在協(xié)整關系，本文使用跡檢驗的方法。因為三個變量是二階單整的，因此在進行跡檢驗時，把三個變量的一階差分代入模型進行檢驗。

跡檢驗的過程是先確定三個變量的滯后階數(shù)，然后確認協(xié)整秩，協(xié)整秩代表三個變量間存在的協(xié)整關系數(shù)量。在確定協(xié)整秩之后，就可以構建出對應的協(xié)整方程。值得注意的是，變量之間不一定只存在一個協(xié)整關系，因此，協(xié)整秩不一定為1。

FPE、AIC、HQIC、SBIC的意義是4種信息準則，如果數(shù)值越小，說明越應選擇該數(shù)值。檢驗結果中較為合適的滯后階數(shù)為2或4，但為了讓模型的變量更多，使整個模型更具有說服力，因此，這里的最優(yōu)滯后階數(shù)為4(表2)。通過跡統(tǒng)計量(trace statistic)確定三個變量的協(xié)整秩，值為13.224，對應的協(xié)整秩為1，說明人均藥品費用、人均社會衛(wèi)生支出和人均可支配收入三個變量中存在1個協(xié)整關系(表3)。該協(xié)整方程的卡方值為323.996，P值小于0.05，說明模型有統(tǒng)計學意義。(見表4)

表2 三個變量的滯后階數(shù)確認結果

*：確認本信息準則下的最優(yōu)滯后階數(shù)

表3 三個變量的協(xié)整秩確認結果

*：通過跡統(tǒng)計量確認協(xié)整秩個數(shù)

表4 三個變量的協(xié)整方程

根據(jù)表4得到的協(xié)整方程如下：

d1.M-1.766511d1.C+0.0450977d1.I-18.66917=0

(3)

其中M為人均藥品費用，C為人均社會衛(wèi)生支出，I為人均可支配收入：

3.格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整關系代表的是三個變量存在長期聯(lián)動關系，但不代表三個變量的因果關系。如果想要弄清楚三個變量中誰是因變量，就要進行格蘭杰因果關系檢驗。值得說明的是，格蘭杰因果關系檢驗對各變量的要求是同階單整的，本文中三個變量是二階單整的，因此滿足要求。經過格蘭杰因果關系檢驗說明，在假設“人均社會衛(wèi)生支出不是人均藥品費用的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為42.06，P值為0.000<0.05,拒絕原假設，說明人均社會衛(wèi)生支出是引起人均藥品費用變化的格蘭杰因。在假設“人均藥品費用不是人均社會衛(wèi)生支出的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為21.94，P值為0.000<0.05,拒絕原假設，說明人均藥品費用是引起人均社會衛(wèi)生支出變化的格蘭杰因。在假設“人均可支配收入不是人均藥品費用的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為44.06，P值為0.000<0.05,拒絕原假設，說明人均可支配收入是引起人均藥品費用變化的格蘭杰因(表5)。由此可見，人均社會衛(wèi)生支出與人均藥品費用互為格蘭杰因，雙方的變動相互影響各自的變化。人均社會衛(wèi)生支出的變化并不能引起人均可支配收入的變化，反之亦然。人均可支配收入的變化能夠導致人均藥品費用的變化，反之則不成立。

表5 三個變量的格蘭杰因果關系檢驗

結 論

根據(jù)協(xié)整方程得出，當藥品費用作為因變量時，人均社會衛(wèi)生支出每增加1個單位，人均藥品費用大約會增加1.77個單位；人均可支配收入每增加一個單位，藥品費用相應地減少約0.45個單位。

1.科學制定社會衛(wèi)生支出的投入機制，從而降低藥品費用

本文研究結論得出，藥品費用與社會衛(wèi)生支出的關系是相互影響的。兩者的關系是正向變動的。不少學者提倡通過加大社會衛(wèi)生支出的投入去減輕政府衛(wèi)生投入的負擔[7-9]，不過考慮到藥品費用的時候，不一定通過加大社會衛(wèi)生的投入，藥品費用就降低。例如，近日有報道指出，政府的大病兜底政策的實施，讓貧困人口的就醫(yī)行為激增，為了緩解貧困戶的偽看病需求，社會衛(wèi)生投入不斷增大的同時，藥品費用也在不斷增高[10]。因此，要通過科學制定社會衛(wèi)生支出的投入機制，會對藥品費用起到良性效果。

2.通過多渠道組合措施降低藥品費用，減輕社會衛(wèi)生支出負擔壓力

同樣，根據(jù)格蘭杰因果檢驗得出，藥品費用的降低，會導致社會衛(wèi)生支出的減少，減輕患者負擔的同時，也減輕整個社會的經濟壓力。因此，社會衛(wèi)生支出的減少，也有賴于藥品費用的降低。國家已經頒布不少政策以控制藥品費用的增長，如通過藥品集中招標采購制度去控制藥品價格上限，從而控制藥品費用過高；如公立醫(yī)院實施藥品零差率政策去防止藥品費用的增長，去減輕患者看病的藥品負擔；如國家實施兩票制去減少流通環(huán)節(jié)的藥品價格水分，從而降低藥品費用。包括最近國家為了降低進口抗癌藥品價格，社保部門實施了抗癌藥零差率、降低進口抗癌藥的流通增值稅、鼓勵電商渠道銷售等政策，減少癌癥患者的藥品費用。一系列措施降低藥品費用的同時，也減少社會衛(wèi)生支出經濟負擔。因此，國家要持續(xù)頒布減少藥品費用的政策。

3.增加人均可支配收入，提升人民健康素養(yǎng)，降低藥品費用

根據(jù)檢驗結果得出，通過不同措施增加人均可支配收入，可以達成降低藥品費用的目的。原因可能是因為：第一，隨著人民的可支配收入的增加，生活水平的提高，消費結構有著不同程度的改善，開始注重健康的生活方式、飲食選擇。第二，隨著工資水平的升高，人民健康素養(yǎng)不斷提升，注重身體疾病的預防，通過體檢的早期篩查手段，隨時關注是自身健康的變化情況，達到“治未病”的效果，從而降低了疾病的發(fā)病率，降低了藥品費用。因此，國家可以通過提高人民可支配收入，改善人民生活，宣傳健康“治未病”知識，提升人民健康素養(yǎng)，從而降低藥品費用。