中國政府衛(wèi)生支出的實證分析

藍 英

（川北醫(yī)學院人文社科學院，四川 南充 637000）

衛(wèi)生經濟

中國政府衛(wèi)生支出的實證分析

藍 英

（川北醫(yī)學院人文社科學院，四川 南充 637000）

首先分析了政府衛(wèi)生支出對衛(wèi)生總費用增長的貢獻率，然后分析了政府衛(wèi)生支出增長對財政支出和國內生產總值增長的彈性。通過協整分析發(fā)現，中國政府衛(wèi)生支出與財政支出之間不存在長期穩(wěn)定的均衡關系，國家財政支出的增長并不一定帶來政府衛(wèi)生支出的增長，當年政府衛(wèi)生支出幾乎只受到去年和前年政府衛(wèi)生支出的影響；它們之間也不存在格蘭杰因果影響關系，政府在財政支出的增減不會直接影響到政府衛(wèi)生支出費用的增減，反之亦然。

政府衛(wèi)生支出；衛(wèi)生總費用；財政總支出；貢獻率；Johansen協整檢驗；Granger因果檢驗

衛(wèi)生總費用（Total Health Expenditure）是以貨幣形式作為計量手段，全面反映一個國家或地區(qū)在一定時期內（通常為1年）為全社會用于疾病預防、治療、康復和健康教育等衛(wèi)生服務所消耗的資金總額。從籌資來源法角度將衛(wèi)生總費用分為政府衛(wèi)生支出（Government Health Expenditure）、社會衛(wèi)生支出（Social Health Expenditure）、居民個人支出（Out-of -pocket Health Expenditure）三類。政府衛(wèi)生支出是指各級政府用于醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的預算支出，即政府對醫(yī)療衛(wèi)生投入的錢，是指各級政府用于衛(wèi)生事業(yè)的財政撥款，直接反映了各級政府對衛(wèi)生事業(yè)和社會醫(yī)療保障的重視程度，對醫(yī)療衛(wèi)生改革起著方向標的作用。2009年4月6日，國家公布的“新醫(yī)改方案”（中發(fā)〔2009〕6號）第十條提出要“建立政府主導的多元衛(wèi)生投入機制”，預示著政府投入在衛(wèi)生籌資責任上的回歸。以公共籌資為主導，構建衛(wèi)生費用的合理分擔機制，以增強衛(wèi)生籌資的公平性，已成為世界各國在衛(wèi)生籌資方面的共同政策取向[1]。《“十二五”期間深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革規(guī)劃暨實施方案》（國發(fā)〔2012〕11號）文件中對政府增加衛(wèi)生投入作了界定：“到2015年，政府衛(wèi)生投入增長幅度高于經常性財政支出增長幅度，政府衛(wèi)生投入占經常性財政支出的比重逐步提高，群眾負擔明顯減輕，個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用的比例降低到30%以下?！痹黾诱度耄档途用駛€人衛(wèi)生支出比重，使公共衛(wèi)生服務和基本醫(yī)療服務更加公平可及，有利于有效緩解看病難、看病貴問題，有利于減輕居民在其他消費的擠占，促進消費拉動經濟增長。

1 政府衛(wèi)生支出對衛(wèi)生總費用增長的貢獻率較低

改革開放以來，隨著我國經濟實力的增強，衛(wèi)生總費用也持續(xù)增長。從衛(wèi)生籌資結構來看，與居民個人衛(wèi)生支出變化特點不同，政府衛(wèi)生支出和社會衛(wèi)生支出變化特點表現得基本一致。這里用貢獻率來反映它們對衛(wèi)生總費用的增長作用。貢獻率=Δxi/Δy，Δx代表某一時期變化量，Δy代表同一時期衛(wèi)生總費用的變化量，i=1,2,3分別代表政府衛(wèi)生支出、社會衛(wèi)生支出和居民,個人衛(wèi)生支出。從1980-1987年，我國衛(wèi)生總費用各個組成部分都有不同程度的增長，但增長幅度差異較大。政府衛(wèi)生支出由51.91億元增長到127.28億元，社會衛(wèi)生支出由60.97億元增長到137.25億元，個人衛(wèi)生支出由30.35億元增長到115.05億元（見表1）。通過計算一下三者的貢獻率，發(fā)現政府衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率為31.9%，社會衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率為32.2%，個人衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻為35.8%。從1988-2002年，政府衛(wèi)生支出增長了763.12億元，社會衛(wèi)生支出增長了1,349.39億元，個人衛(wèi)生支出增長了3,189.48億元。政府衛(wèi)生支出、社會衛(wèi)生支出、個人衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率分別為14.4%、25.5%和60.1%。從2003-2012年政府衛(wèi)生支出增長了7,938.54億元，社會衛(wèi)生支出增長了8,403.5億元，個人衛(wèi)生支出增長了5,987.33億元。政府衛(wèi)生支出、社會衛(wèi)生支出、個人衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率分別為35.6%、37.6和26.8%。三個階段相比，政府衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率由80年代的31.9%陡然下降到90年代的14.4%，社會衛(wèi)生支出也經歷了相似的變化，個人衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率則由35.8%增加到60.1%?？梢哉f自20世紀90年代到本世紀初，中國醫(yī)療衛(wèi)生領域的一個突出問題是政府的公共籌資責任虛化和弱化，從而產生了一系列弊端，尤其導致了嚴重的衛(wèi)生不公平現象[2]。 2003年“非典”以后，中國政府確立了經濟社會和諧發(fā)展的全新戰(zhàn)略，公共財政的運行在結構上發(fā)生了一定的轉型，其突出表現就是公共財政在民生或國際上通稱的社會領域中發(fā)揮了積極而有效的作用[3]。政府衛(wèi)生支出增長對總增長的貢獻率有所恢復重新超過80年代的水平3.7個百分點，社會衛(wèi)生支出增長也經歷相似變化，而居民個人衛(wèi)生支出對總增長的貢獻率有了實質性的下降，比80年代還低9個百分點。盡管如此，2012年個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用的比重依然高達33.4%，較政府衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用的比重31.3%高。

表1 1980-2012年衛(wèi)生總費用籌資結構、財政支出及國內生產總值 億元

2 政府衛(wèi)生支出增長彈性在波動中恢復

經濟學中的彈性是指一個變量的變動隨另一個變量變動反映的靈敏程度，可用公式表示彈性系數。彈性系數大于零，說明隨著自變量的變化，因變量的變化與自變量變化方向相同；小于零，則相反。如果彈性系數大于1，說明隨著自變量變化，因變量變化幅度大于自變量，小于1則說明因變量的變化幅度小于自變量變化幅度，等于1說明兩者變化一致。這里主要討論政府衛(wèi)生支出對GDP和財政支出增長的彈性系數。政府衛(wèi)生支出相對于國家財政支出的彈性系數=政府衛(wèi)生支出的變動百分比/財政支出的變動百分比，政府衛(wèi)生支出相對于GDP的彈性系數=政府衛(wèi)生支出的變動百分比/GDP的變動百分比。經計算，從1980-1987年，政府衛(wèi)生支出增長對財政支出增長的彈性系數為1.73，對GDP增長的彈性系數為0.88；從1988-2002年，政府衛(wèi)生支出增長對財政支出增長的彈性系數為0.67，對GDP增長的彈性系數為0.75；從2003-2012年，政府衛(wèi)生支出增長對財政支出增長的彈性系數為1.73，對GDP增長的彈性系數為2.52。三個階段政府衛(wèi)生支出增長對財政支出和GDP增長彈性系數都大于零，說明隨著我國經濟增長，國家投資到醫(yī)療衛(wèi)生的資金總體上是增加的，這也符合衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展的一般規(guī)律。不同的是，無論是政府衛(wèi)生支出對GDP增長的彈性系數還是對財政支出增長的彈性系數，都反映出一個共同特征，在整個90年代，政府衛(wèi)生支出增長幅度大大低于GDP和財政支出的增長幅度，表現為缺乏彈性。一個合理解釋是：長期以來，中國政府一直把衛(wèi)生視為一種福利性消費，甚至是消耗性支出，而沒有把公共衛(wèi)生支出當作人力資本性投資[4]。2003年以后，隨著國家財政支出結構的調整，政府衛(wèi)生支出的增長幅度比GDP增長幅度快得多，比財政支出的增長幅度也快些，表現出富有彈性?？傮w上看，政府衛(wèi)生支出對財政支出增長沒有表現出一致性規(guī)律，受國家政策影響很大。

3 政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間的協整檢驗

改革開放以來，政府衛(wèi)生支出占財政總支出比重變化特征表現出三個階段。從1980-1992年，政府衛(wèi)生支出占財政支出比重由4.22%一路上升，1990年破5%，1992年達到6.11%。在90年代初期，中央財政收入異常困難，對地方政府的衛(wèi)生轉移支付必然受到影響，所以從1993年開始，政府衛(wèi)生支出占財政支出比重就逐漸下降。分稅制改革后，政府衛(wèi)生支出占財政總支出的比重從1993的5.81%下降到2006年的4.4%。十七大后，中央更加關注民生的財政支出結構調整，政府在醫(yī)療衛(wèi)生方面投入力度逐漸加大，占財政支出比重由2007年的5.19%迅速上升到2012年的7.19%。政府衛(wèi)生支出與財政支出之間究竟有無穩(wěn)定的增長規(guī)律可循，下面用協整理論來檢驗[5]。

3.1 數據說明

本文選取1981-2012年我國政府衛(wèi)生支出和財政總支出宏觀經濟數據，數據來自歷年《中國統計年鑒》可信度較高。為消除時間序列存在的異方差性，本文進行了自然對數變換，將政府衛(wèi)生支出和財政總支出取自然對數后的序列分別記為（y，x），見表2。

表2 1981-2012 中國政府衛(wèi)生支出與財政總支出序列

3.2 單位根檢驗

為避免出現偽回歸，首先需要檢驗時間序列的平穩(wěn)性，最有效的方法就是單位根檢驗。非平穩(wěn)時間序列通過足夠次數的差分可轉換為一個平穩(wěn)時間序列。若一個非平穩(wěn)時間序列xt經過d次差分達到平穩(wěn)，則稱xt具有d階單整性，記為xt～I(d)。其中，d 表示單整階數，是序列包含的單位根個數。本文用ADF統計量進行單位根檢驗見表3。政府衛(wèi)生支出和財政總支出原序列均為非平穩(wěn)序列，經過兩次差分后為平穩(wěn)序列，所以其原序列是二階單整的非平穩(wěn)序列。

表3 政府衛(wèi)生支出與財政總支出單位根檢驗

3.3 協整檢驗

所謂協整，是指多個非平穩(wěn)經濟變量之間的某種線性組合是平穩(wěn)的。對于隨機向量xt=(x1t,x2t,...xkt)＇，如果向量中每一個序列都是d階單整序列即xit～I(d)，且存在一個非零向量β=(β1,β2,...βk)＇，使得β＇xt～I(d-b)，則稱變量x1t，x2t，...xkt存在階數為（d，b）的協整關系，用xt～CI(d,b)表示。β稱為協整向量，其元素稱為協整參數。只有當兩個變量的單整階數相同時才有可能存在協整關系。由于政府衛(wèi)生支出和財政總支出序列（y，x）是非平穩(wěn)的 I（2）序列，滿足協整檢驗前提，本文采用EG兩步法對變量進行協整檢驗。首先用OLS法對變量進行回歸，其結果如下：

回歸模型的D.W值很低，說明殘差中存在相關性，回歸系數具有期望的符號，接著通過檢驗殘差序列的平穩(wěn)性來檢驗政府衛(wèi)生支出和財政總支出二者之間是否具有協整關系。

第二步，對上述回歸模型殘差序列做單位根檢驗，若εt～I(0)，即模型（1）即是真實的政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間估計的協整關系，方程就表達了變量之間長期穩(wěn)定的影響關系。由（1）可知政府衛(wèi)生支出具有較強的自相關性，于是分別加入自變量和因變量的滯后一期變量重新估計結果如下：

模型（2）括號里是各個系數的t統計量，若取0.05的顯著性水平，上一年的財政總支出 xt-1對當年的政府衛(wèi)生支出沒有顯著影響。D.W統計量顯示模型仍然具有較高的自相關性?？紤]加入政府衛(wèi)生支出的滯后兩期變量進入模型重新估計結果如下：

模型（3）的D.W值接近2，自相關性消除。同時看到自變量當期財政總支出對政府衛(wèi)生支出的影響不顯著。下面繼續(xù)對模型（3）的政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間回歸方程的殘差進行檢驗（見表4）。檢驗結果表明，殘差序列是一階單整的，而非平穩(wěn)序列。由此判斷政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間確實不存在協整關系。政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間不存在長期穩(wěn)定的比例關系，或者說財政總支出的增加并不一定帶來政府衛(wèi)生支出的增加。

從模型（3）說明當期財政支出對政府衛(wèi)生支出的影響不顯著，考慮將財政總支出變量從模型中剔除重新估計結果如下：

可見，剔除了財政總支出自變量后，模型的D.W值非常接近2，自相關因素消除，各變量回歸系數的顯著性檢驗也基本通過，模型（4）變?yōu)樽曰貧w模型。進一步說明中國財政總支出對政府衛(wèi)生支出的影響作用非常小。

4 政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間的格蘭杰因果關系檢驗

通過協整檢驗可以判斷各變量之間是否存在長期的均衡關系，但是變量之間是否存在因果關系還有待檢驗。Granger于1969年認為：如果一個變量x是引起另一個變量y的原因，則變量x應該有助于預測變量y，即在y關于y過去值的回歸中，添加x的過去值作為獨立的解釋變量，應該顯著增加回歸的解釋能力。運用Eviews6.0軟件檢驗政府衛(wèi)生支出與財政總支出序列（y，x）之間的因果關系結果見表5?？梢?，我國財政總支出不是政府衛(wèi)生支出變化的格蘭杰因果原因，政府衛(wèi)生支出也不是財政總支出變化的格蘭杰因果原因。也就是說，財政總支出的增加（減少）不會直接影響到政府衛(wèi)生支出的增加（減少），政府衛(wèi)生支出的增加（減少）也不會直接影響到財政支出的增加（減少）。

表4 政府衛(wèi)生支出與財政總支出協整方程殘差單位根檢驗

表5 政府衛(wèi)生支出與財政總支出之間的因果關系檢驗

5 研究結論

改革開放以來，隨著我國經濟實力的增強，政府衛(wèi)生總費用由1980年的143.23億元增加到2012年的28,914.4億元，絕對數上增長近200倍。從籌資結構看，政府衛(wèi)生支出對衛(wèi)生總費用增長的貢獻率較低，表現在從1980-1987年貢獻率為31.9%，從1988-2002年貢獻率陡然下降到14.4%，從2003-2012年貢獻率恢復到35.6%。社會衛(wèi)生支出也經歷了類似變化。長期來看，我國衛(wèi)生總費用的增長主要來自于個人衛(wèi)生支出。從政府衛(wèi)生支出對國家財政支出增長彈性來講，除90年代外，其余時間段尤其在2002年后表現為富有彈性。從政府衛(wèi)生支出對GDP增長彈性來看，由2002年以前的缺乏彈性轉變?yōu)?002年的富有彈性。說明隨著我國經濟增長，國家投資到醫(yī)療衛(wèi)生的資金總體上是增加的，符合衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展的一般規(guī)律。政府衛(wèi)生支出占財政支出比重由1980年的4.22%一路上升，到1992年達到6.11%，之后逐漸下降到2006年的4.4%。十七大國家更加注重民生財政支出結構調整后，這個比重迅速提高到2012年的7.19%，政府衛(wèi)生支出增速也快于財政支出增速至少10個百分點。但是進一步從政府衛(wèi)生支出與財政支出兩個變量之間協整分析來看，它們之間并不存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，換句話說，國家財政支出的增長并不一定帶來政府衛(wèi)生支出的增長，當年政府衛(wèi)生支出幾乎只受到去年和前年政府衛(wèi)生支出的影響，這在一定程度上說明財政在衛(wèi)生投入的增長體制以及相關工作機制尚未真正形成；它們之間也不存在著格蘭杰因果影響關系，政府在財政支出的增減不會直接影響到政府在衛(wèi)生支出費用的增減，反之亦然。

經濟的不斷穩(wěn)定增長不但可以提升政府和社會衛(wèi)生支出，而且可以降低個人衛(wèi)生支出，從而避免擠占居民的可支配收入，有利于提高居民的生活質量[6]。從促進經濟增長角度講，政府投資衛(wèi)生事業(yè)其效益也是可觀的。杜樂勛早在2000年實證分析發(fā)現，政府衛(wèi)生支出和政府衛(wèi)生事業(yè)費支出對GDP的投資乘數都大于政府教育投資和政府基本建設投資乘數[7]。王曉潔2011年實證分析發(fā)現，1978-2009年間中國政府衛(wèi)生支出對經濟增長的貢獻率為21.4%，并且存在著雙向因果關系[8]。我國從2008年起，政府衛(wèi)生投入增長速度就高于財政支出增長速度，這種財政支出模式需要繼續(xù)保持下去。2012年個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生費用比重33.43%，高于政府衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用的比重31.32%，今后還需繼續(xù)增加政府衛(wèi)生費用，屆時才能實現“新醫(yī)改”制定的“2015年居民個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費用比重降低到30%以下”的奮斗目標，確實減輕居民看病經濟負擔，讓百姓看得起病。至于為什么中國政府衛(wèi)生支出與財政支出之間不存在穩(wěn)定的影響關系筆者將另文研究。

[1] 張仲芳,黃國其.醫(yī)療衛(wèi)生籌資與公共財政支持:理論基礎與國際趨勢[J].中國衛(wèi)生經濟,2010,29(12):28-30.

[2] 王紹光.政策導向、吸取能力與衛(wèi)生公平[J].中國社會科學,2005,(6):101-120.

[3] 顧 昕.公共財政轉型與政府衛(wèi)生籌資責任的回歸[J].中國社會科學,2010,(2):102-120.

[4] 劉軍民.公共財政下政府衛(wèi)生支出及管理機制研究[J].經濟研究參考,2005,(94):1-20.

[5] 易丹輝.數據分析與EVIEWS 應用[M].北京:中國統計出版社,2003.

[6] 劉 柏,張艾蓮,趙振全.衛(wèi)生總費用結構與經濟發(fā)展態(tài)勢的協動關系分析[J].中國衛(wèi)生經濟,2011,30(3):5-8.

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[8] 王曉潔.中國公共衛(wèi)生支出理論與實證分析[M].北京:中國社會科學出版社,2011.

（本文編輯：何慶節(jié)）

R-05；R197

A

1003-2800（2014）09-0555-05

2014-03-31

川北醫(yī)學院2012年校級重點課題（CBY12-B-ZP02）研究成果

藍 英（1972-），女，四川南充人，經濟學碩士，副教授，主要從事區(qū)域經濟學、衛(wèi)生經濟學研究。