董瀟 趙峰

摘 要：本文運(yùn)用自相關(guān)檢驗(yàn)、t檢驗(yàn)、F檢驗(yàn)、Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)、white檢驗(yàn)、多重共線性等分析方法研究我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)的影響因素，實(shí)證發(fā)現(xiàn)：個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出對(duì)我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用影響最為顯著，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用影響較為顯著。

關(guān)鍵詞：影響因素；多重共線性；醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用支出

一、中國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用支出變動(dòng)現(xiàn)狀

我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)快速增長(zhǎng)主要原因有以下幾方面：醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用快速增長(zhǎng)醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量不斷增加，診療人數(shù)持續(xù)增長(zhǎng)，政府衛(wèi)生支出和社會(huì)衛(wèi)生支出增加，個(gè)人衛(wèi)生支出持續(xù)增長(zhǎng)，醫(yī)藥需求快速增長(zhǎng)。第六次全國(guó)人口普查主要數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)的總?cè)丝诩s為13.7億，其中老年人口達(dá)1.78億。隨著人年齡的增長(zhǎng)，各種疾病的爆發(fā)率會(huì)大大增加，特別是一些老年慢性疾病。盡管人口年齡結(jié)構(gòu)的變化表明，我國(guó)人民的生活水平和醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)得到了很大的改善，但是這依舊改變不了我國(guó)人口基數(shù)大，老齡化對(duì)我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的嚴(yán)峻考驗(yàn)。從2005年到2014年期間，我國(guó)的衛(wèi)生總費(fèi)用逐年遞增，同樣的政府衛(wèi)生支出、社會(huì)衛(wèi)生支出、人均衛(wèi)生費(fèi)用也不斷的攀升，這與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有很大的聯(lián)系。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用支出受很多方面的影響，其中包括國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、社會(huì)保險(xiǎn)支出、政府衛(wèi)生支出等。本文選用醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用支出的重要因素-國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，所有醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。

三、模型和實(shí)證結(jié)果分析

運(yùn)用Eviews8.0軟件進(jìn)行回歸，在普通最小二乘估計(jì)法（OLS）下求得國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與醫(yī)療總費(fèi)用的回歸參數(shù)估計(jì)如下Y=-0.002176*X1+1.789856*X2+0.839822*X3-8179.775

模型檢驗(yàn)：

1.經(jīng)濟(jì)意義。以上計(jì)算結(jié)果表明：2005年～2014年間我國(guó)GDP、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配與我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)具有密切的關(guān)系；模型估計(jì)說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用減少0.0022億元；在假定其他變量不變的情況下，個(gè)人現(xiàn)金支出每增加1億元，導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用增加1.7899億元；在假定其他變量不變的情況下，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每增加1億元，導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用增加00.8398億元。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。（1）擬合優(yōu)度：從上表中我們可以看見(jiàn)可決系數(shù)R2=0.998596大于0小于1，在范圍之內(nèi)，可見(jiàn)醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的相關(guān)性強(qiáng)。修正可決系數(shù)為0.997894，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好，說(shuō)明變量X1，X2，X3聯(lián)合起來(lái)時(shí)被解釋變量Y具有顯著解釋力，即為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（X1）、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出（X2）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（X3）3個(gè)變量聯(lián)合起來(lái)可以解釋醫(yī)療衛(wèi)生總費(fèi)用的99.79%。（2）F檢驗(yàn)：針對(duì)H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度為k-1=3和n-k=6的臨界值Fα（3，6）=4.76。由表2得到F=1422.588> Fα（3，6）=4.76，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：β1=β2=β3=0，說(shuō)明回歸方程顯著，即“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP”、“個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出”、“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”等變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)“醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)”有顯著影響。（3）t檢驗(yàn)：分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k=6臨界值t0.025（n-k）=2.447。由表2中數(shù)據(jù)可得，只有β2對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量為3.602489，其絕對(duì)值大于t0.025（n-k）=2.228，這說(shuō)明在顯著性水平α=0.05下應(yīng)當(dāng)拒絕H0：βj=0（j=1），也就是說(shuō)，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，“個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出”對(duì)被解釋變量“醫(yī)療總費(fèi)用”有顯著的影響。同時(shí)，“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”、“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”對(duì)被解釋變量“醫(yī)療總費(fèi)用”沒(méi)有顯著的影響。當(dāng)顯著性水平α=0.20的情況下，臨界值t0.025（n-k）=1.440，由此可見(jiàn)“國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值”、“個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出”對(duì)被解釋變量“醫(yī)療總費(fèi)用”有顯著影響，而“城鎮(zhèn)居民人均可支配收入”對(duì)被解釋變量“醫(yī)療總費(fèi)用”沒(méi)有顯著影響。

3.多重共線性：利用Eviews8.0軟件，生成Y，X1，X2，X3等數(shù)據(jù)，采用OLS方法估計(jì)模型參數(shù)，得到回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)該模型R2=0.998596，調(diào)整可決系數(shù)0.997894，可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢驗(yàn)值為1422.588，明顯顯著。但是當(dāng)α=0.05時(shí)，tα/2（n-k）=t0.025（10-4）=2.447，不僅X1的系數(shù)不顯著，X3的系數(shù)也不顯著，而且X1的符號(hào)與預(yù)期相反，這表明可能存在嚴(yán)重的多重共線性。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量互相之間的相關(guān)系數(shù)很高，證實(shí)確實(shí)存在一定的多重共線性。對(duì)多重共線性進(jìn)行處理，模型的估計(jì)結(jié)果為：

Y=0.026451*X1+2.107832*X2-6005.438

該模型可決系數(shù)為0.998086，調(diào)整可決系數(shù)為0.997539，可決系數(shù)很高，F(xiàn)的檢驗(yàn)值為1824.661，明顯顯著。當(dāng)α=0.05時(shí)，t0.025（10-3）= 2.365，所有系數(shù)估計(jì)值高度顯著。對(duì)系數(shù)估計(jì)值的解釋如下：在其他變量保持不變的情況下，如果國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1億元，則我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用平均增加0.0265億元；在其他變量保持不變的情況下，如果個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出每增加1億元，則我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用平均增加2.1078億元，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

4.異方差性檢驗(yàn)：①圖形法由圖可以看出，殘差平方ei2對(duì)解釋變量X1，X2，X3的散點(diǎn)圖主要分布在圖形中的下三角部分，大致看出殘差平方ei^2隨Xi的變動(dòng)的趨勢(shì)，但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過(guò)更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。②Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)：由于所有的數(shù)據(jù)皆是按遞增排序的，所以直接利用原來(lái)的數(shù)據(jù)表格來(lái)構(gòu)建子樣本區(qū)間。由于樣本容量n=10，刪除中間1/4的觀測(cè)值，大約2個(gè)觀測(cè)值，余下兩個(gè)樣本區(qū)間：1～4，7～10，它們的樣本個(gè)數(shù)均為4個(gè)，即n1=n2=4。通過(guò)Eviews8.0的操作，將區(qū)間定義為1-4，用OLS求得如圖將區(qū)間定義為7-10，用OLS求得。我們可以得到第一個(gè)樣本（區(qū)間定義為1-4）的殘差平方和為224319.1，第二個(gè)樣本（區(qū)間定義為7-10）的殘差平方和為1398072。根據(jù)Gold-Quanagt檢驗(yàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為6.2325。判斷：在α=0.05，式中分子、分母的自由度均為2，查F分布表得臨界值F0.05（2，2）=19.0，因?yàn)镕=6.2325< F0.05（2，2）=19，無(wú)法拒絕原假設(shè)，不能表明模型存在異方差。③WHITE檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)White檢驗(yàn)表格可以看出，nR2=6.149286，在α=0.05下，查x2分布表，的臨界值x0.052（5）=11.0705，同時(shí)X和X2的t檢驗(yàn)值也顯著。比較計(jì)算的X2統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=6.149286< x0.052（5）=11.0705，所以不拒絕原假設(shè)，拒絕備擇假設(shè)，表明模型不存在異方差。

5.自相關(guān)檢驗(yàn)- D-W檢驗(yàn)：DW檢驗(yàn)。因?yàn)閚=10，k=3，取顯著性水平α=0.05時(shí)，查表得dL=0.525，dU=2.016，而dL<1.708594< dU，所以不能判定是否有自相關(guān)。采用偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。圖中偏相關(guān)系數(shù)方塊均未超過(guò)虛線，模型不存在自相關(guān)性。

四、結(jié)論

我國(guó)需要增加國(guó)家財(cái)政投入在醫(yī)療衛(wèi)生這方面。增加政府財(cái)政投入，可較好地控制醫(yī)療費(fèi)用上漲；同時(shí)，增加政府財(cái)政收入，控制醫(yī)療費(fèi)用上漲主要是通過(guò)控制單位醫(yī)療費(fèi)用上漲而實(shí)現(xiàn)的。根據(jù)衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展與社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，且衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展略快于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)律，建議各級(jí)財(cái)政對(duì)衛(wèi)生事業(yè)的投入保持與GDP增長(zhǎng)同步并略高于GDP增長(zhǎng)水平。