藥品費(fèi)用、社會(huì)衛(wèi)生支出與人均可支配收入的關(guān)系研究*

湯少梁 楊朵兒

【提 要】 目的 探究藥品費(fèi)用、社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入的關(guān)系，為降低藥品費(fèi)用提供相關(guān)建議。方法 基于1990-2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)分析藥品費(fèi)用、社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入三者之間的關(guān)系，進(jìn)而提出相應(yīng)的優(yōu)化建議。結(jié)果 人均社會(huì)衛(wèi)生支出與人均藥品費(fèi)用互為格蘭杰因，雙方的變動(dòng)相互影響各自的變化。人均社會(huì)衛(wèi)生支出的變化并不能引起人均可支配收入的變化，反之亦然。人均可支配收入的變化能夠?qū)е氯司幤焚M(fèi)用的變化，反之則不成立。根據(jù)協(xié)整方程得出，當(dāng)藥品費(fèi)用作為因變量時(shí)，人均社會(huì)衛(wèi)生支出每增加1個(gè)單位，人均藥品費(fèi)用大約會(huì)增加1.77個(gè)單位；人均可支配收入每增加一個(gè)單位，藥品費(fèi)用相應(yīng)地減少約0.45個(gè)單位。結(jié)論 建議科學(xué)制定社會(huì)衛(wèi)生支出的投入機(jī)制，從而降低藥品費(fèi)用；建議通過(guò)多渠道組合措施降低藥品費(fèi)用，減輕社會(huì)衛(wèi)生支出負(fù)擔(dān)壓力；建議增加人均可支配收入，提升人民健康素養(yǎng)，降低藥品費(fèi)用。

我國(guó)患者的藥品費(fèi)用占醫(yī)療總費(fèi)用的比例高達(dá)40%～60%[1]，政府采取了很多手段與方法去控制藥品費(fèi)用的增長(zhǎng)，但效果甚微[2]。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者傾向于探究藥品費(fèi)用與衛(wèi)生總費(fèi)用的關(guān)系去控制藥品費(fèi)用的增長(zhǎng)。文捷等人研究得出人均藥品費(fèi)用與人均衛(wèi)生費(fèi)用呈正相關(guān)關(guān)系[3]。劉巧艷等指出藥品費(fèi)用是衛(wèi)生總費(fèi)用的重要影響因素[4]。衛(wèi)生總費(fèi)用的重要組成部分之一是社會(huì)衛(wèi)生支出。其中，社會(huì)衛(wèi)生支出中的社會(huì)醫(yī)療保障支出與藥品費(fèi)用掛鉤，體現(xiàn)社會(huì)的公平性、福利性、穩(wěn)定性[5]。然而藥品費(fèi)用與社會(huì)衛(wèi)生支出的關(guān)系鮮有學(xué)者探討和研究。另外，人均可支配收入也有可能影響著藥品費(fèi)用，但它與藥品費(fèi)用的關(guān)系鮮有人探討。同時(shí)，從已有的研究來(lái)看，對(duì)藥品費(fèi)用的研究選取的數(shù)據(jù)集中于短時(shí)間內(nèi)。因此，本文選取1990-2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)來(lái)探究藥品費(fèi)用、社會(huì)衛(wèi)生支出與人均可支配收入的關(guān)系，以豐富已有研究成果，為醫(yī)療改革提供參考依據(jù)。

資料與方法

1.資料來(lái)源

為了保證變量的單位一致性，本研究選取人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入作為研究變量進(jìn)行分析。人均藥品費(fèi)用來(lái)源于《中國(guó)衛(wèi)生總費(fèi)用研究報(bào)告(2016)》，人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，收集1990至2015年的數(shù)據(jù)。因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)年鑒里只提供了總社會(huì)衛(wèi)生支出，本文中的人均社會(huì)衛(wèi)生支出是總社會(huì)衛(wèi)生支出除以總?cè)丝跀?shù)而得到。同時(shí)，因?yàn)?013年以前可支配收入的統(tǒng)計(jì)分為農(nóng)村和城鎮(zhèn)兩部分，本文中按照每一年的城鎮(zhèn)與農(nóng)村人口比例作為權(quán)重進(jìn)行計(jì)算，得出當(dāng)年的全國(guó)人均可支配收入。

2.模型介紹

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者格蘭杰在1969年提出了格蘭杰因果關(guān)系模型，該模型用于檢驗(yàn)兩個(gè)同階單整的變量之間是否存在因果關(guān)系。后來(lái)有學(xué)者將該模型引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，常用于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)關(guān)系分析等方面，也被應(yīng)用于教育領(lǐng)域、工業(yè)領(lǐng)域等。該模型的實(shí)質(zhì)是探究某個(gè)變量的滯后值對(duì)其他變量是否產(chǎn)生顯著影響，即是否引起了其他變量的變化。比如，當(dāng)變量B的滯后項(xiàng)使變量A發(fā)生了變化，變量B的滯后值可以預(yù)測(cè)變量A的未來(lái)值，即變量B是變量A的格蘭杰因。簡(jiǎn)單說(shuō)來(lái)，如果變量B是變量A的格蘭杰因，那么以變量A為因變量，變量A的滯后值與變量B的滯后值進(jìn)行最小二乘回歸分析，變量B的系數(shù)顯著(P值<0.05)。

本文檢驗(yàn)人均藥品費(fèi)用(M)、人均社會(huì)衛(wèi)生支出(C)和人均可支配收入(I)的關(guān)系時(shí)，采用兩兩檢驗(yàn)的方法，以人均藥品費(fèi)用M和人均社會(huì)衛(wèi)生支出C為例進(jìn)行說(shuō)明模型，如下：

(1)

(2)

其中，q為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，γi、ηj、δi、φj為系數(shù)，t為時(shí)間，μ1t、μ2t為白噪聲且不相關(guān)。該式中，Mt為當(dāng)期的人均藥品費(fèi)用(元)，Ct為當(dāng)期的人均社會(huì)衛(wèi)生支出費(fèi)用(元)；Mt-i、Mt-j為滯后期的人均藥品費(fèi)用(元)，Ct-i、Ct-j為滯后期的人均社會(huì)衛(wèi)生支出費(fèi)用(元)。

3.統(tǒng)計(jì)方法與軟件

使用excel整理和錄入數(shù)據(jù)，使用stata 14.0進(jìn)行人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入的單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

結(jié) 果

1.單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是十分重要的，有利于構(gòu)建出更合理、科學(xué)的模型。當(dāng)時(shí)間序列數(shù)據(jù)出現(xiàn)不平穩(wěn)的情況時(shí)，一方面可能出現(xiàn)自回歸系數(shù)的估計(jì)值向左偏向于0，導(dǎo)致T檢驗(yàn)失去作用；另一方面有可能會(huì)使變量之間出現(xiàn)假相關(guān)或假回歸現(xiàn)象，造成模型結(jié)果出現(xiàn)偏差。通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以準(zhǔn)確判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。本研究采用單位根檢驗(yàn)中常用的ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。

表1 ADF及PP單位根檢驗(yàn)結(jié)果

人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出與人均可支配收入的單位根檢驗(yàn)中ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)結(jié)果是完全一致的，增加了數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果的可信度和科學(xué)性?？梢钥闯?，人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入變量進(jìn)行一階差分后，檢驗(yàn)結(jié)果仍為接受原假設(shè)(P>0.05),數(shù)據(jù)具有不平穩(wěn)性，因此要繼續(xù)差分，直到數(shù)據(jù)平穩(wěn)為止。在對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行二階差分之后，檢驗(yàn)結(jié)果均為拒絕原假設(shè)(P<0.05)，三個(gè)變量在二階差分后呈現(xiàn)出平穩(wěn)特質(zhì)(表1)。

因此，通過(guò)分析檢驗(yàn)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入三個(gè)變量皆為二階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的思想是去檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期聯(lián)動(dòng)的關(guān)系，它是將存在一階單整的變量放在一起進(jìn)行線性組合，看是否能夠消除它們的隨機(jī)趨勢(shì)，得到長(zhǎng)期聯(lián)動(dòng)的關(guān)系。學(xué)者常用的協(xié)整檢驗(yàn)的方法有EG-ADF檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)，通常跡檢驗(yàn)的結(jié)果優(yōu)于EG-ADF檢驗(yàn)[6]。為了檢驗(yàn)人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文使用跡檢驗(yàn)的方法。因?yàn)槿齻€(gè)變量是二階單整的，因此在進(jìn)行跡檢驗(yàn)時(shí)，把三個(gè)變量的一階差分代入模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

跡檢驗(yàn)的過(guò)程是先確定三個(gè)變量的滯后階數(shù)，然后確認(rèn)協(xié)整秩，協(xié)整秩代表三個(gè)變量間存在的協(xié)整關(guān)系數(shù)量。在確定協(xié)整秩之后，就可以構(gòu)建出對(duì)應(yīng)的協(xié)整方程。值得注意的是，變量之間不一定只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，因此，協(xié)整秩不一定為1。

FPE、AIC、HQIC、SBIC的意義是4種信息準(zhǔn)則，如果數(shù)值越小，說(shuō)明越應(yīng)選擇該數(shù)值。檢驗(yàn)結(jié)果中較為合適的滯后階數(shù)為2或4，但為了讓模型的變量更多，使整個(gè)模型更具有說(shuō)服力，因此，這里的最優(yōu)滯后階數(shù)為4(表2)。通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量(trace statistic)確定三個(gè)變量的協(xié)整秩，值為13.224，對(duì)應(yīng)的協(xié)整秩為1，說(shuō)明人均藥品費(fèi)用、人均社會(huì)衛(wèi)生支出和人均可支配收入三個(gè)變量中存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系(表3)。該協(xié)整方程的卡方值為323.996，P值小于0.05，說(shuō)明模型有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。(見(jiàn)表4)

表2 三個(gè)變量的滯后階數(shù)確認(rèn)結(jié)果

*：確認(rèn)本信息準(zhǔn)則下的最優(yōu)滯后階數(shù)

表3 三個(gè)變量的協(xié)整秩確認(rèn)結(jié)果

*：通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量確認(rèn)協(xié)整秩個(gè)數(shù)

表4 三個(gè)變量的協(xié)整方程

根據(jù)表4得到的協(xié)整方程如下：

d1.M-1.766511d1.C+0.0450977d1.I-18.66917=0

(3)

其中M為人均藥品費(fèi)用，C為人均社會(huì)衛(wèi)生支出，I為人均可支配收入：

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系代表的是三個(gè)變量存在長(zhǎng)期聯(lián)動(dòng)關(guān)系，但不代表三個(gè)變量的因果關(guān)系。如果想要弄清楚三個(gè)變量中誰(shuí)是因變量，就要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。值得說(shuō)明的是，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)各變量的要求是同階單整的，本文中三個(gè)變量是二階單整的，因此滿足要求。經(jīng)過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)說(shuō)明，在假設(shè)“人均社會(huì)衛(wèi)生支出不是人均藥品費(fèi)用的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為42.06，P值為0.000<0.05,拒絕原假設(shè)，說(shuō)明人均社會(huì)衛(wèi)生支出是引起人均藥品費(fèi)用變化的格蘭杰因。在假設(shè)“人均藥品費(fèi)用不是人均社會(huì)衛(wèi)生支出的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為21.94，P值為0.000<0.05,拒絕原假設(shè)，說(shuō)明人均藥品費(fèi)用是引起人均社會(huì)衛(wèi)生支出變化的格蘭杰因。在假設(shè)“人均可支配收入不是人均藥品費(fèi)用的格蘭杰因”中，F(xiàn)值為44.06，P值為0.000<0.05,拒絕原假設(shè)，說(shuō)明人均可支配收入是引起人均藥品費(fèi)用變化的格蘭杰因(表5)。由此可見(jiàn)，人均社會(huì)衛(wèi)生支出與人均藥品費(fèi)用互為格蘭杰因，雙方的變動(dòng)相互影響各自的變化。人均社會(huì)衛(wèi)生支出的變化并不能引起人均可支配收入的變化，反之亦然。人均可支配收入的變化能夠?qū)е氯司幤焚M(fèi)用的變化，反之則不成立。

表5 三個(gè)變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

結(jié) 論

根據(jù)協(xié)整方程得出，當(dāng)藥品費(fèi)用作為因變量時(shí)，人均社會(huì)衛(wèi)生支出每增加1個(gè)單位，人均藥品費(fèi)用大約會(huì)增加1.77個(gè)單位；人均可支配收入每增加一個(gè)單位，藥品費(fèi)用相應(yīng)地減少約0.45個(gè)單位。

1.科學(xué)制定社會(huì)衛(wèi)生支出的投入機(jī)制，從而降低藥品費(fèi)用

本文研究結(jié)論得出，藥品費(fèi)用與社會(huì)衛(wèi)生支出的關(guān)系是相互影響的。兩者的關(guān)系是正向變動(dòng)的。不少學(xué)者提倡通過(guò)加大社會(huì)衛(wèi)生支出的投入去減輕政府衛(wèi)生投入的負(fù)擔(dān)[7-9]，不過(guò)考慮到藥品費(fèi)用的時(shí)候，不一定通過(guò)加大社會(huì)衛(wèi)生的投入，藥品費(fèi)用就降低。例如，近日有報(bào)道指出，政府的大病兜底政策的實(shí)施，讓貧困人口的就醫(yī)行為激增，為了緩解貧困戶的偽看病需求，社會(huì)衛(wèi)生投入不斷增大的同時(shí)，藥品費(fèi)用也在不斷增高[10]。因此，要通過(guò)科學(xué)制定社會(huì)衛(wèi)生支出的投入機(jī)制，會(huì)對(duì)藥品費(fèi)用起到良性效果。

2.通過(guò)多渠道組合措施降低藥品費(fèi)用，減輕社會(huì)衛(wèi)生支出負(fù)擔(dān)壓力

同樣，根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)得出，藥品費(fèi)用的降低，會(huì)導(dǎo)致社會(huì)衛(wèi)生支出的減少，減輕患者負(fù)擔(dān)的同時(shí)，也減輕整個(gè)社會(huì)的經(jīng)濟(jì)壓力。因此，社會(huì)衛(wèi)生支出的減少，也有賴于藥品費(fèi)用的降低。國(guó)家已經(jīng)頒布不少政策以控制藥品費(fèi)用的增長(zhǎng)，如通過(guò)藥品集中招標(biāo)采購(gòu)制度去控制藥品價(jià)格上限，從而控制藥品費(fèi)用過(guò)高；如公立醫(yī)院實(shí)施藥品零差率政策去防止藥品費(fèi)用的增長(zhǎng)，去減輕患者看病的藥品負(fù)擔(dān)；如國(guó)家實(shí)施兩票制去減少流通環(huán)節(jié)的藥品價(jià)格水分，從而降低藥品費(fèi)用。包括最近國(guó)家為了降低進(jìn)口抗癌藥品價(jià)格，社保部門實(shí)施了抗癌藥零差率、降低進(jìn)口抗癌藥的流通增值稅、鼓勵(lì)電商渠道銷售等政策，減少癌癥患者的藥品費(fèi)用。一系列措施降低藥品費(fèi)用的同時(shí)，也減少社會(huì)衛(wèi)生支出經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。因此，國(guó)家要持續(xù)頒布減少藥品費(fèi)用的政策。

3.增加人均可支配收入，提升人民健康素養(yǎng)，降低藥品費(fèi)用

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果得出，通過(guò)不同措施增加人均可支配收入，可以達(dá)成降低藥品費(fèi)用的目的。原因可能是因?yàn)椋旱谝?，隨著人民的可支配收入的增加，生活水平的提高，消費(fèi)結(jié)構(gòu)有著不同程度的改善，開(kāi)始注重健康的生活方式、飲食選擇。第二，隨著工資水平的升高，人民健康素養(yǎng)不斷提升，注重身體疾病的預(yù)防，通過(guò)體檢的早期篩查手段，隨時(shí)關(guān)注是自身健康的變化情況，達(dá)到“治未病”的效果，從而降低了疾病的發(fā)病率，降低了藥品費(fèi)用。因此，國(guó)家可以通過(guò)提高人民可支配收入，改善人民生活，宣傳健康“治未病”知識(shí)，提升人民健康素養(yǎng)，從而降低藥品費(fèi)用。