中國(guó)健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響因素實(shí)證分析

徐陳潔?鄭淳?陳旭堂

摘 要：健康產(chǎn)業(yè)作為一種新興產(chǎn)業(yè)，是國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的“朝陽(yáng)產(chǎn)業(yè)”，有著巨大的市場(chǎng)潛力。本文選取影響衛(wèi)生領(lǐng)域發(fā)展的因素，實(shí)證發(fā)現(xiàn)：衛(wèi)生人員數(shù)是影響衛(wèi)生領(lǐng)域發(fā)展的重要因素，而衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)的影響力更為顯著。因此培育優(yōu)秀的衛(wèi)生人員會(huì)明顯促進(jìn)衛(wèi)生領(lǐng)域的發(fā)展，更要設(shè)置更多的衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)以促進(jìn)衛(wèi)生領(lǐng)域的不斷發(fā)展。

關(guān)鍵詞：政府衛(wèi)生總支出;影響因素;多元回歸

一、健康產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

我國(guó)健康產(chǎn)業(yè)的發(fā)展快速，市場(chǎng)占有率不斷擴(kuò)大，在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重也持續(xù)上升，特別是衛(wèi)生領(lǐng)域，越來(lái)越得到人們的重視。衛(wèi)生領(lǐng)域是一個(gè)相對(duì)較為特殊的領(lǐng)域，它和一般的領(lǐng)域不一樣，不單單是為了取得金錢(qián)收益而發(fā)生發(fā)展的，而是與人們的生活息息相關(guān)的。也就是說(shuō)衛(wèi)生領(lǐng)域并不單單是為了吸納資金而存在，它還是為了人們的生活健康而存在的。衛(wèi)生領(lǐng)域的發(fā)展也十分可觀，2004—2013年以來(lái)，醫(yī)療衛(wèi)生的機(jī)構(gòu)數(shù)在不斷增加，機(jī)構(gòu)的增加反映出我國(guó)對(duì)衛(wèi)生領(lǐng)域的重視，在這方面的投資增加。衛(wèi)生人員的人數(shù)也在持續(xù)上升，說(shuō)明從事衛(wèi)生領(lǐng)域的人員越來(lái)越多，而且衛(wèi)生人員的素質(zhì)也在不斷上升中。

二、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

影響衛(wèi)生領(lǐng)域發(fā)展的因素有很多，包括醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生人員數(shù)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)，但相對(duì)于衛(wèi)生領(lǐng)域這個(gè)具有特殊性的行業(yè)來(lái)說(shuō)，影響其領(lǐng)域發(fā)展的因素首先從衛(wèi)生領(lǐng)域的特性上分析，衛(wèi)生領(lǐng)域以人民的利益為落腳點(diǎn)和出發(fā)點(diǎn)，具有市場(chǎng)性、公平性的特點(diǎn)，與人們的健康生活緊密相關(guān)，人們對(duì)衛(wèi)生產(chǎn)品與服務(wù)的需求是對(duì)健康需求的派生，隨著我國(guó)人口老齡化程度的持續(xù)加劇、生活環(huán)境質(zhì)量的不斷下降、人均預(yù)期壽命的延長(zhǎng)以及人們生活水平的普遍提高都將不可避免地導(dǎo)致人們對(duì)衛(wèi)生服務(wù)需求的增加。如今，衛(wèi)生費(fèi)用的增速已遠(yuǎn)超同期GDP以及人均收入的增速。所以政府應(yīng)該大力重視衛(wèi)生領(lǐng)域的發(fā)展，擴(kuò)大在衛(wèi)生領(lǐng)域的投資，加強(qiáng)對(duì)衛(wèi)生領(lǐng)域的干預(yù)。衛(wèi)生領(lǐng)域具有廣闊的發(fā)展空間，同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性及權(quán)威性，所以本文選取對(duì)衛(wèi)生領(lǐng)域發(fā)展影響較大的醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生人員數(shù)等因素，衛(wèi)生領(lǐng)域的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

三、模型設(shè)計(jì)與實(shí)證結(jié)果分析

模型形式設(shè)計(jì)： ?經(jīng)分析，將模型設(shè)定為如下形式：

Lny=C+β1 lnX1+β2 lnX2+β3 lnX3+β4 lnX4+β5 lnX5+U

其中，Y為政府衛(wèi)生總支出，X1為醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，X2為衛(wèi)生人員數(shù)，X3為新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，X4為衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)，X5為鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率。

數(shù)據(jù)的收集：本文收集了2004-2013年的數(shù)據(jù)，利用Eviews軟件，生成lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行OLS回歸，該模型為L(zhǎng)NY = -22.0566+ 2.07176*LNX1 - 2.7004*LNX2 + 0.0820*LNX3 + 3.1338*LNX4 + 0.4610*LNX5 ，R^2=0.9988 ? F=660.1196 ? n=10

經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。 模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)增加1%，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)增長(zhǎng) 2.07176%;在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)衛(wèi)生人員數(shù)每增長(zhǎng)1%，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)減少2.7004%;在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資增加1%，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)增長(zhǎng)0.0820%;在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)增加1%，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)增長(zhǎng) 3.1338%;在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)增長(zhǎng)0.4610%，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。調(diào)整的R^2=0.9988，擬合優(yōu)度非常高，說(shuō)明變量lnX1，lnX2，lnX3，lnX4，lnX5聯(lián)合起來(lái)時(shí)被解釋變量Y具有顯著解釋力，即醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，衛(wèi)生人員數(shù)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率5個(gè)變量聯(lián)合起來(lái)可以解釋政府衛(wèi)生總支出的99.88%。從F統(tǒng)計(jì)量看f=660.1196，還遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值，說(shuō)明回歸模型十分顯著，即醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，衛(wèi)生人員數(shù)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率變量聯(lián)合起來(lái)確實(shí)對(duì)政府衛(wèi)生總支出有顯著影響。從T檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，t1= 2.07176，顯著，說(shuō)明lnX1對(duì)Y有顯著影響，即醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)對(duì)政府衛(wèi)生總支出有顯著影響;t2=- 2.7004，不顯著，說(shuō)明lnX2對(duì)Y無(wú)顯著影響，即衛(wèi)生人員數(shù)對(duì)政府衛(wèi)生總支出無(wú)顯著影響;t3=0.0820，不顯著，說(shuō)明lnX3對(duì)Y無(wú)顯著影響力，即新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資對(duì)政府衛(wèi)生總支出無(wú)顯著的影響;t4=3.1338，顯著，說(shuō)明lnX4對(duì)Y有顯著影響，即衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)對(duì)政府衛(wèi)生總支出有顯著影響;t5=0.4610，不顯著，說(shuō)明lnX5對(duì)Y無(wú)顯著影響，即鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率對(duì)政府衛(wèi)生總支出無(wú)顯著影響，其中l(wèi)nX1和lnX4對(duì)Y的影響力大于lnX2、lnX3、lnX5，說(shuō)明衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)對(duì)政府衛(wèi)生總支出具有更大的決定作用。該模型的R2=0.9988，F(xiàn)檢驗(yàn)值660.1196，明顯顯著。但是當(dāng)α=0.05時(shí)，t0.025（10-6）=2.776，lnX1，lnX2，lnX3，lnX5的系數(shù)t檢驗(yàn)不顯著，而且lnX2系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期相反，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。

多重共線性檢驗(yàn)：計(jì)算各解釋變量的相關(guān)系數(shù)，選擇lnX1、lnX2 、lnX3、ln X5數(shù)據(jù)，由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，證實(shí)確實(shí)存在嚴(yán)重多重共線性。采用逐步回歸的辦法，檢驗(yàn)和解決多重共線性問(wèn)題。

LNY = -9.5081 + 2.5759*LNX2 + 0.0494*LNX3 + 0.4680*LNX5

T= ? （ -6.2354） ? （9.7855） ? ? ?（0.3062） ? ? （1.6011）

R2=0.9942 ? 調(diào)整R2=0.9914 ? F= 347.3080 ? ?DW=1.9151

這說(shuō)明，在其它因素不變的情況下，當(dāng)衛(wèi)生人員數(shù)X2每增加1萬(wàn)人次，新型農(nóng)村合作醫(yī)療人均籌資X3增加1元，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院病床使用率X5增加1%時(shí)，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出Y將增加e^2.5759=13.14億元、e^0.0494=1.0506億元和e^0.4680=1.5968億元。最終回歸方程為：

LNY = 12.3339+ 0.4788*LNX2

由政府衛(wèi)生總支出的廣義差分模型可知，政府衛(wèi)生總支出的邊際消費(fèi)傾向?yàn)閑^0.4787=1.6140，即政府衛(wèi)生實(shí)際總收出每增加1元，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生實(shí)際總支出將增加1.6140元。

修復(fù)方程經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)衛(wèi)生人員數(shù)增加1%，平均說(shuō)來(lái)政府衛(wèi)生總支出會(huì)增長(zhǎng)0.4788%，這與理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。

修復(fù)方程統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。調(diào)整的R^2=0.9935，擬合優(yōu)度非常高，說(shuō)明變量LNX2聯(lián)合起來(lái)時(shí)被解釋變量LNY具有顯著解釋力，即衛(wèi)生人員數(shù)可以解釋政府衛(wèi)生總支出的99.35%。從F統(tǒng)計(jì)量看f=459.2555，還遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值，說(shuō)明回歸模型十分顯著，即衛(wèi)生人員數(shù)確實(shí)對(duì)政府衛(wèi)生總支出有顯著影響。

四、研究結(jié)論

由此可見(jiàn)，衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)對(duì)增加政府在衛(wèi)生方面的支出，衛(wèi)生領(lǐng)域的發(fā)展具有十分重要的作用，也就是說(shuō)要想增加政府對(duì)衛(wèi)生領(lǐng)域的支持，就必須從基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)做起，著力完善衛(wèi)生醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)備，通過(guò)設(shè)備的改善加大衛(wèi)生領(lǐng)域的影響力，從而使衛(wèi)生領(lǐng)域受到更多的關(guān)注和重視，使健康產(chǎn)業(yè)中的衛(wèi)生領(lǐng)域走得更遠(yuǎn)。

參考文獻(xiàn)：

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