城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保障一體化的公共財(cái)政支持實(shí)證分析

林秀煙，王 宏

（福州外語(yǔ)外貿(mào)學(xué)院經(jīng)管學(xué)院，福州 350202）

我國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障從發(fā)展期走向強(qiáng)健期，包括新型農(nóng)村合作醫(yī)療、三級(jí)醫(yī)院服務(wù)體系的建設(shè)、醫(yī)療服務(wù)等都有很大的改善。2015年底，全國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）參合率為98.8%，新農(nóng)合籌資總額3 286.6億元，新農(nóng)合基金支出總額2 993.5億元。與2012年相比，新農(nóng)合參合率提高0.5%，籌資總額增長(zhǎng)32.37%，基金支出總額增長(zhǎng)24.31%。農(nóng)村醫(yī)療成效巨大，但還是存在一些問(wèn)題：政府對(duì)農(nóng)村醫(yī)療的投入不足，人才結(jié)構(gòu)不合理，基礎(chǔ)設(shè)置落后，醫(yī)療管理落后，一些傳染病、慢性病危害嚴(yán)重，仍然存在“看病難、看病貴”等“因病致貧、因病返貧”等問(wèn)題。近年來(lái)，以環(huán)境為代價(jià)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的后果逐漸體現(xiàn)出來(lái)，慢性病病例越來(lái)越多，而農(nóng)民們小病拖著，或者到小診所醫(yī)治，治標(biāo)不治本，等到發(fā)現(xiàn)已經(jīng)到達(dá)中晚期，一般都是無(wú)法治療或者昂貴的醫(yī)藥費(fèi)讓患者望而卻步。

黨的十九大報(bào)告指出：我國(guó)社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。其中“不平衡”就包括城鄉(xiāng)居民收入、教育、醫(yī)療、居住等差距較大。減小發(fā)展不平衡并不是直接對(duì)農(nóng)民收入補(bǔ)貼或者農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的補(bǔ)給，而是從財(cái)政政策上支持農(nóng)村發(fā)展，提高農(nóng)民的收入、幸福感［1-2］。本文從政府財(cái)政支持對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療保障一體化的影響的角度來(lái)進(jìn)行研究。

1 城鄉(xiāng)醫(yī)療保障現(xiàn)狀分析

1.1 城鄉(xiāng)居民衛(wèi)生技術(shù)人員分布比較

我國(guó)城鄉(xiāng)衛(wèi)生技術(shù)人員分布嚴(yán)重失衡，如圖1所示。總的來(lái)說(shuō)，每萬(wàn)人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)從1997年到2016年一直保持增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，在2002年下降到35人／萬(wàn)，其后繼續(xù)保持增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。城鄉(xiāng)居民每萬(wàn)人擁有的衛(wèi)生技術(shù)人員也保持上升的趨勢(shì)，但是城鄉(xiāng)居民擁有的衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)存在著比較大的差距。1997年到2005年，農(nóng)村每萬(wàn)人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)占城市水平一直保持微幅增長(zhǎng)，但之后差距越來(lái)越大，到2016年農(nóng)村每萬(wàn)人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量?jī)H是城市水平的37%左右。

圖1 城鄉(xiāng)衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)比較

另一方面，農(nóng)村與城市相比，衛(wèi)生技術(shù)人員素質(zhì)上存在比較大的差距。如圖2所示，1997年到2016年每萬(wàn)人農(nóng)村執(zhí)業(yè)醫(yī)師數(shù)占城市水平比重基本在50%以下，到2016年，比重下降到41%。1997年到2016年農(nóng)村每萬(wàn)人擁有注冊(cè)護(hù)士數(shù)占城市水平比重更低，在30%左右。

1.2 財(cái)政支持現(xiàn)狀

中國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用由3部分組成：政府財(cái)政衛(wèi)生支出、社會(huì)衛(wèi)生支出、個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出［3］。如圖3所示，1997—2016年政府財(cái)政衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費(fèi)用比重先下降再上升，2002年達(dá)到最低點(diǎn)15.6%；社會(huì)衛(wèi)生支出所占比重也先下降再上升，2001年達(dá)到最低點(diǎn)24.1%；個(gè)人現(xiàn)金衛(wèi)生支出先上升再下降，2001年達(dá)到最高點(diǎn)60%。

從構(gòu)成來(lái)看：2001年到2016年，衛(wèi)生費(fèi)用籌資來(lái)源出現(xiàn)“兩升一降”，即政府衛(wèi)生支出比重、社會(huì)衛(wèi)生支出比重呈上升趨勢(shì)，居民個(gè)人衛(wèi)生支出比重急劇下降。從2001年最高點(diǎn)60%下降到2016年28.8%，說(shuō)明國(guó)家公共財(cái)政對(duì)醫(yī)療保健服務(wù)支出不斷增強(qiáng)。

圖2 城鄉(xiāng)擁有衛(wèi)生技術(shù)人員素質(zhì)比較

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，全國(guó)衛(wèi)生保健費(fèi)用不斷增加，我國(guó)政府衛(wèi)生費(fèi)用支出絕對(duì)量呈不斷上升趨勢(shì)。如表1所示，從相對(duì)量看，政府衛(wèi)生支出占財(cái)政總支出、GDP的比重總體呈上升的態(tài)勢(shì)。但是，中國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用占GDP的比重還比較小，2016年中國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用占GDP比重的6.2%，低于高收入國(guó)家平均衛(wèi)生總費(fèi)用占GDP比重8.3%，甚至比低收入國(guó)家的比重還要低（平均6.4%），同為金磚國(guó)家的巴西和印度分別達(dá)到了9%和8.9%。歐洲發(fā)達(dá)國(guó)家衛(wèi)生費(fèi)用約占GDP 15%以上，其中80%是政府承擔(dān)的。2016年，我國(guó)政府財(cái)政衛(wèi)生費(fèi)用占衛(wèi)生總費(fèi)用30%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家的比重。

雖然，1997年到2016年，政府以及社會(huì)對(duì)衛(wèi)生費(fèi)用支出比重總體呈上升的趨勢(shì)，城市居民人均衛(wèi)生費(fèi)用占農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用比重先上升再下降，2014年開(kāi)始比重又有上升的趨勢(shì)。2016年，城市居民人均衛(wèi)生費(fèi)用是19 097.45元，農(nóng)村居民人均衛(wèi)生費(fèi)用是7 578.35元，城鄉(xiāng)居民衛(wèi)生保障差距還非常大。

圖3 衛(wèi)生總費(fèi)用構(gòu)成

圖4 城鄉(xiāng)衛(wèi)生總費(fèi)用比較

表1 國(guó)家衛(wèi)生費(fèi)用支出情況

2 財(cái)政支持的實(shí)證分析

2.1 變量選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

為了分析政府財(cái)政衛(wèi)生投入對(duì)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障的作用，選取農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用（y）為被解釋變量，即反映農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障的水平；政府財(cái)政衛(wèi)生支出（x1）為解釋變量，即反映財(cái)政資金投入狀況，同時(shí)根據(jù)杜樂(lè)勛等、李燕凌、李立清［4-6］對(duì)公共支出模型以及醫(yī)療衛(wèi)生保障的研究，認(rèn)為農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障還應(yīng)與財(cái)政集中度（財(cái)政收入占GDP的百分比，x2）、農(nóng)村居民人均可支配收入（x3）、農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用占全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用的比重（x4）等因素密切相關(guān)。如表2所示。

2.2 實(shí)證分析

1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Dickey-Fuller提出的ADF方法對(duì)所選取的時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)序列是否平穩(wěn)或是同階單整，序列只有在同階單整的情況下才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)［6］，結(jié)果如表3所示。

在10%的顯著性水平，5個(gè)序列在90%的置信區(qū)間內(nèi)都是非平穩(wěn)序列；一階差分后，y、x1、x2、x3、x45個(gè)序列在90%的置信區(qū)間內(nèi)都是平穩(wěn)的，各變量的一階差分具有平穩(wěn)性，為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2）協(xié)整檢驗(yàn)

平穩(wěn)性結(jié)構(gòu)顯示，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用（y）、政府財(cái)政衛(wèi)生支出（x1）、財(cái)政集中度（x2）、農(nóng)村人均可支配收入（x3）、農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用比重（x4）都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。本文將運(yùn)用Johansen法來(lái)檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表2 農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障相關(guān)因素

表3 ADF方法檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Johansen法檢驗(yàn)結(jié)果

特征根跡檢驗(yàn)得出：在90%置信區(qū)間內(nèi)拒絕無(wú)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，最大特征值也得出同樣的結(jié)果，y、x1、x2、x3、x4在 0.1的顯著性水平下至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

3）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)知識(shí)證明了農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用、政府財(cái)政衛(wèi)生支出、財(cái)政集中度、農(nóng)村居民人均可支配收入、農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用比重之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)行檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)2個(gè)變量之間因果關(guān)系的一種常用方法。運(yùn)用Eviews8.0檢驗(yàn)兩兩變量之間是否存在因果關(guān)系，在滯后1期，0.1顯著性水平下有如表5所示的結(jié)果。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

這說(shuō)明我國(guó)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用Y的增加與政府財(cái)政衛(wèi)生支出X1、農(nóng)村居民人均可支配收入X3的變化互為因果關(guān)系。農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用比重X4是農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用Y的Granger原因，但是與財(cái)政集中度X2關(guān)聯(lián)度比較小。農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用Y是政府財(cái)政衛(wèi)生支出X1的Granger原因，居民衛(wèi)生費(fèi)用投入加大，身體健康并為國(guó)家創(chuàng)造更多的價(jià)值，間接促進(jìn)政府衛(wèi)生費(fèi)用投入加大。

4）多元線性回歸

根據(jù)本文研究的需要，構(gòu)造多元線性回歸模型如下：

為了避免多重共線的問(wèn)題，運(yùn)用SPSS23.0軟件中逐步回歸法：在模型構(gòu)造過(guò)程中加入或者剔除變量，直到所構(gòu)建的回歸方程式中不再含有可加入或者剔除的變量，且回歸方程的顯著性F值設(shè)置置信區(qū)間為90%，對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，最終將X1、X3、X4引入回歸方程，如表6所示。

由模型可以看出：進(jìn)行逐步回歸后得到的多元回歸方程R2＝0.994 7，說(shuō)明擬合優(yōu)度非常好，在1%的顯著性水平下，包括常數(shù)項(xiàng)的所有變量T值和F值都通過(guò)檢驗(yàn)，DW值為1.72，說(shuō)明變量之間的序列相關(guān)性比較弱?；貧w系數(shù)表明：政府財(cái)政衛(wèi)生支出每增加1億元，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用增加0.25元；農(nóng)村居民人均可支配收入每增加1元，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用增加0.128元；農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用的比重增加1個(gè)點(diǎn)，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用將增加682.713元，說(shuō)明提高對(duì)農(nóng)村居民衛(wèi)生費(fèi)用投入比重，將極大地促進(jìn)農(nóng)村居民的衛(wèi)生保健水平。

表6 回歸方程

2.3 實(shí)證結(jié)果分析

1）政府財(cái)政衛(wèi)生費(fèi)用支出的增減與農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用的變化關(guān)系密切，Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)得出：政府財(cái)政衛(wèi)生費(fèi)用與農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用互為因果關(guān)系，且多元回歸模型也表明前者對(duì)后者的影響較大。

2）因果關(guān)系檢驗(yàn)和回歸分析均表明：農(nóng)村人均可支配收入的提高是農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用增加的重要影響因素，同時(shí)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用也是農(nóng)村人均可支配收入的原因，說(shuō)明加大對(duì)農(nóng)村居民的衛(wèi)生費(fèi)用的投入將提高農(nóng)民健康水平，即增加了人力資本的投入，從而有利于提高農(nóng)民的收入。

3）從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可以看出：財(cái)政集中度是農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用變化的原因。政府財(cái)政收入占GDP比重上升，財(cái)政收入增加，就有更多的資金投入公共支出，從而影響到農(nóng)村財(cái)政衛(wèi)生費(fèi)用，進(jìn)而對(duì)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用產(chǎn)生作用。但是多元回歸模型中財(cái)政集中度沒(méi)有通過(guò)T和F檢驗(yàn)，因此被剔除。

4）農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用比重X4是農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用Y的Granger原因；反之，則不是。說(shuō)明政府財(cái)政衛(wèi)生總費(fèi)用對(duì)農(nóng)村投入比重越大，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用就能越快提高。多元回歸模型也說(shuō)明了農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用對(duì)全國(guó)人均衛(wèi)生費(fèi)用比重的增加對(duì)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。

3 結(jié)論

政府財(cái)政衛(wèi)生費(fèi)用的支出對(duì)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用的影響顯著。因此，從政府的角度對(duì)提高農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用提出幾點(diǎn)建議：

1）增加政府財(cái)政衛(wèi)生投入。加大政府財(cái)政投入總額，加大財(cái)政農(nóng)村公共醫(yī)療衛(wèi)生支出的比例，提高農(nóng)民的衛(wèi)生保健條件。同時(shí)，改善政府財(cái)政職能，保證農(nóng)民享受基本的醫(yī)療保障。

2）創(chuàng)新籌資機(jī)制。城鄉(xiāng)醫(yī)療保障差距加大，縮小城鄉(xiāng)衛(wèi)生保障的不平衡需要廣大社會(huì)力量一起參與，因此政府利用政策鼓勵(lì)廣大社會(huì)團(tuán)體參與，盡可能增加農(nóng)村衛(wèi)生資金籌集，減少農(nóng)民特別是偏遠(yuǎn)地區(qū)農(nóng)民的經(jīng)濟(jì)壓力［7-8］。

3）完善醫(yī)療服務(wù)機(jī)制，服務(wù)機(jī)制創(chuàng)新有利于提高效率，并能減少參保人員在醫(yī)保中不必要的損失，簡(jiǎn)化傳統(tǒng)的醫(yī)療程序，減少不必要的過(guò)程，既能降低參保人員的成本，又能享受便捷的醫(yī)療保險(xiǎn)。

4）建立一個(gè)有法律保障的資金來(lái)源和使用監(jiān)督機(jī)制，提高資金利用率。醫(yī)療衛(wèi)生保障水平的提高要與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)，適度且循序漸進(jìn)地提高農(nóng)村醫(yī)療保障水平，既能保證人們基本醫(yī)療衛(wèi)生保障需要，又不至于過(guò)渡消耗醫(yī)療資源。