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    ??谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的協(xié)整分析

    2018-05-14 15:20周淼董寅橋曹莉李衛(wèi)霞
    關(guān)鍵詞:協(xié)整分析

    周淼 董寅橋 曹莉 李衛(wèi)霞

    [摘要] 該文以??谑袨槔脜f(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)??谑?007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算2個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行研究。Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算是醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的單項(xiàng)格蘭杰原因。協(xié)整檢驗(yàn)顯示2007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間存在著一種長(zhǎng)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(guó)民經(jīng)濟(jì)核算;協(xié)整分析;Granger因果檢驗(yàn)

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

    醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)相對(duì)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(zhǎng)的大背景下,研究醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與海口市國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。一方面可以對(duì)海口市醫(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,另一方面可以為海口市醫(yī)療衛(wèi)生保障的提高提供有利的依據(jù)。2007年以來(lái),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(shì);該文主要運(yùn)用協(xié)整及誤差修正模型對(duì)海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系進(jìn)行研究,得出國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的增長(zhǎng)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。

    1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

    1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

    為了實(shí)證分析??谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)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(guó)民經(jīng)濟(jì)核算(GNP)的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于《海口統(tǒng)計(jì)年鑒》。

    1.2 數(shù)據(jù)處理

    在不改變發(fā)展趨勢(shì)的前提下,對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理,為了有效避免時(shí)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(duì)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(duì)數(shù)后的國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算。

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

    2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

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

    對(duì)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(yàn),見表1。

    根據(jù)檢驗(yàn)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(guò)一階差分后2個(gè)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(yàn)

    格蘭杰因果檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)來(lái)變量之間是否存在因果關(guān)系,對(duì)二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),檢驗(yàn)兩者之間是否存在因果關(guān)系。通過(guò)Eviews7.0進(jìn)行運(yùn)算得到結(jié)果,見表2。

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

    2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

    時(shí)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(yàn)分析,結(jié)果如下。

    首先對(duì)2個(gè)變量建立如下方程:

    LN(HCI)t=α0+α1LN(GNP)t+εt

    通過(guò)OLS法對(duì)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(jì)量為90.832 41,P<0.01;可以說(shuō)明該回歸方程顯著有效。

    然后利用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),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(yàn)水平的的T統(tǒng)計(jì)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(guó)民經(jīng)濟(jì)核算存在長(zhǎng)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(duì)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(shí)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(guò)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(dòng)調(diào)整長(zhǎng)期均衡時(shí),誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)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(dòng)為主。誤差修正系數(shù)估計(jì)值為-1.133 250符合相反修正機(jī)制,說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為1.133 25,當(dāng)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系出現(xiàn)短期波動(dòng)偏離均衡時(shí),具有良好的自我恢復(fù)能力。

    3 結(jié)論

    通過(guò)實(shí)證性分析結(jié)果得出,2007—2016年海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間存在一種長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系,從檢驗(yàn)結(jié)果可以得出,海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間確實(shí)存在協(xié)調(diào)穩(wěn)定的關(guān)系。由回歸方程得出,國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的回歸系數(shù)為0.751 009,這說(shuō)明國(guó)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(huì)增加0.751 009個(gè)單位。誤差修正得出在短期的波動(dòng)調(diào)整長(zhǎng)期均衡時(shí),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?guó)民經(jīng)濟(jì)核算的增長(zhǎng)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長(zhǎng)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(yàn)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(guó)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(bào),2015,15(2):15-18,22.

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

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

    [5] 鄭明貴,王佳男,徐冰.中國(guó)稀土中長(zhǎng)期需求預(yù)測(cè)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)

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