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。

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)心其相對數(shù)變化對人均衛(wèi)生費(fèi)用的影響，所以采用雙對數(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-0187lnQ+ε

t值 -1.01 1.03 -0.31 -4.19 9.03 -0.89

P值 0.3243 0.3150 0.7588 0.0003 0.0000 0.3796

R2=0.991991 R2_=0.990389 F=619.2669（p值=0.0000）

從上述結(jié)果可以看出，R2和R2_均大于0.94，表明模型的擬合優(yōu)度較高；F檢驗(yàn)的p值=0.0000，表明解釋變量整體對人均衛(wèi)生費(fèi)用具有顯著影響。但由于lnY、lnX、lnQ對應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量的p值都特別高，不能通過顯著性檢驗(yàn)，而且最后解釋變量的符號(hào)不合理，然后再對解釋變量和被解釋變量做簡單相關(guān)系數(shù)分析，發(fā)現(xiàn)解釋變量中的lnP和lnQ的相關(guān)性就達(dá)到0.985839，表明二者高度相關(guān)，所以判定存在嚴(yán)重的多重共線性。為了克服多重共線性的影響，采用逐步回歸法重新建立回歸模型，最終找到合適的模型f（lnZ，lnP，lnQ）。

（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，進(jìn)一步對其進(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圖

對模型進(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，可對下一期的人均衛(wèi)生費(fèi)用進(jìn)行預(yù)測。

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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