储蓄与医疗费用支出关联分析

2023-11-28 理论教育版权反馈

【摘要】：相应地，这些对数序列分别用lnh、lny和lnp表示。协整方程式表明，经济的增长、医疗价格的变动与我国医疗费用的增长之间存在一种长期正向关系。在这种长期均衡关系中，经济增长对我国医疗支出的产出弹性为1.08，约为1，表明在我国医疗保健是必需品，同时为正常品；医疗

2.5　经济发展、储蓄与医疗费用支出的相关性分析

2.5.1　城乡居民收入水平与医疗保健支出的相关性

表2-6是1990—2009年我国城乡居民人均收入与医疗保健支出情况表。我国城市居民人均收入从1990年的1 510.2元增加到2009年的17 174.7元，年均增长13.65%。与此同时，人均医疗保健支出从1990年的25.7元增加到2009年的856.4元，年均增长20.27%。城市居民医疗保健支出随着收入水平的提高而提高，且增长速度高于收入的增长速度。

农村居民人均收入1990年为686.3元，到2009年提高到5 153.2元，年均增长11.20%，低出城市居民年均收入增速的2.45个百分点；农村居民人均医疗保健支出1990年为19.0元，到2009年增加到287.5元，年均增速15.37%，也低于城市居民人均医疗保健支出年均增速4.9个百分点。

从城乡居民人均收入与人均医疗保健支出情况来看，医疗保健支出与收入之间相关性比较强。

表2-6　1990—2009年城乡居民人均收入与医疗保健支出情况

续表

数据来源：历年《中国统计年鉴》和《中国卫生统计年鉴》，并经整理而得。

再来分析城乡居民不同收入家庭医疗保健支出情况。表2-7和表2-8分别为1997—2009年城乡居民不同收入家庭平均每人全部可支配收入、平均每人全年生活性消费支出以及平均每人医疗保健支出情况。

从表2-7与表2-8可以看出，无论哪一年，收入高者，生活性消费支出与医疗保健支出也高，表明我国城乡居民医疗保健支出的高低与家庭收入水平密切相关。

表2-7　1997—2009年城市居民不同收入别家庭医疗保健支出情况

续表

注：1.数据来源：历年《中国统计年鉴》，并经整理而得；2.A：代表人均可支配收入；B：代表人均生活性消费支出；C：代表人均医疗保键支出。

表2-8　2003—2009年农村居民不同收入家庭医疗保健支出情况

续表

注：1.数据来源：历年《中国统计年鉴》，并经整理而得；2.A：代表人均可支配收入；B：代表人均生活性消费支出；C：代表人均医疗保健支出。

2.5.2　我国医疗费用增长收入效果的实证研究

2.5.2.1　模型

在下面的分析中，人均医疗卫生支出H作为人均国内生产总值Y和医疗价格指数P的函数。

H_t＝β₀＋β₁ Y_t＋β₂P_t　　　　　　　　　　（2-23）

这里t表示时间。

2.5.2.2　数据来源与处理

研究样本期选择1978—2004年。卫生总费用数据来源于2005年《中国卫生统计年鉴》。为消除人口规模变化对卫生总费用增长的影响，采用人均卫生总费用指标。人均GDP来源于2005年《中国统计年鉴》，医疗价格指数来源于历年《中国统计年鉴》和《中国卫生统计年鉴》。

为了减少数据处理过程中可能产生的误差，先对各变量进行指数化处理。以1978年为基期，取值100，然后将各年数据进行同比例变换。人均卫生总费用、人均GDP和医疗价格指数分别用h、y、p表示。同时为使模型的设定更合理并减少潜在的异方差性问题，对上述各变量序列分别取自然对数。下面均以这些对数值为基础。相应地，这些对数序列分别用lnh、lny和lnp表示。

2.5.2.3　实证检验结果

（1）单位根检。时间序列的单位根检验方法较多，并且采用不同的检验方法可能得出不同的检验结果。人们通常采用ADF单位根检验方法。本书除了采用ADF检验方法外，还选择PP检验方法。^[15]单位根检验结果见表2-9。

表2-9的检验结果显示，无论采用ADF单位根检验还是采用PP单位根检验，水平项没有一个变量平稳，而一阶差分后均为平稳序列。因此，三个变量lnh、lny、lnp都服从Ⅰ（1）过程。(www.chuimin.cn)

由于人均医疗支出、人均GDP和物价指数均为同阶单整序列Ⅰ（1），接下来可以考察它们之间是否存在协整关系。

表2-9　单位根检验结果

注：统计量中的（）表示由SIC（Schwarz Information Criterion，简称SIC）准则确定的最优滞后阶数；PP统计量中的（）表示由NWB（Newey-West Bandwidth，简称NWB）准则确定的最优滞后阶数。

（2）协整检验。变量的单整和协整性质决定了医疗支出的模型。如果时间序列是协整的，那么方程（2-22）可以看做是长期均衡关系。否则，只能作为一种短期关系来解释。由于lnh、lny、lnp单整的阶相同，因此可以分析它们之间是否存在协整关系。Engle和Granger首次提出了协整关系的两阶段估计方法。这种方法最初基于两个变量，由于这种方法可以推广到多个变量。因此，本书采用这种方法来检验lnh、lny、lnp之间是否存在协整关系。

首先，使用lnh对lny和lnp直接回归，结果如下：

lnh_t＝0.07＋1.08lny_t＋0.21lnp_t　　　　　　（2-24）

t＝（4.12）　（3.15）　（1.76）

R²＝0.87，²＝0.86，s.e＝0.03，F＝25.42

其次，用式（2-24）计算得到的回归残差et作如下回归，并进行扩展的恩格尔-格兰杰检验（Augmented Engle-Granger Test，简称AEG检验），结果如下：

e_t＝－0. 56e_t－1＋0.39e_t－1　　　　　（2-25）

t＝（－4.57）　（2.31）

R²＝ 0. 62，²＝0.60，DW＝2.06

由于式（2-24）已含有位移项和趋势项，则式（2-24）不必再包括这两项。DW＝2.06，表明上式中的残差序列不存在自相关性（加入Δet的一个滞后项完全可以满足动态性要求）。由于这是以残差为基础的协整检验，所以，对于显著性水平α＝0.05，由于k＝3，n＝27，查表得临界值为－4.10，而AEG＝－4.57＜－4.10，由此可以得出lnh与lny、lnp之间存在协整关系。式（2-24）即为lnh与lny、lnp之间的协整关系。

协整方程式表明，经济的增长、医疗价格的变动与我国医疗费用的增长之间存在一种长期正向关系。在这种长期均衡关系中，经济增长对我国医疗支出的产出弹性为1.08，约为1，表明在我国医疗保健是必需品，同时为正常品；医疗价格的产出弹性为0.21。经济增长对我国医疗费用增长的影响明显高于医疗价格的提高对我国医疗费用增长的影响，说明我国医疗费用增长主要还是受经济增长的影响。

（3）误差修正模型。根据Granger（1987）的表述定理，一组具有协整关系的变量可建立误差修正模型（Error Correction Mode，简称ECM）。由于lnh、lny、lnp均为一阶单整过程I（1），且它们之间存在协整关系，所以可以通过建立误差修正模型进一步分析短期动态关系。对于本文，误差修正模型可以表示成下列形式：

式（2-26）为短期动态方程式，其中系数βi，γj，_k（i＝1，2，…，1；j＝1，2，…，m；k＝1，2，…，n）为短期调整系数，δ代表误差修正项对内生变量波动时的调整系数，理论上应为负值，表示朝长期方向调整。由于同时加上短期动态调整和长期修正功能，使得误差修正模型中的各序列呈现平稳状态，因此可以利用OLS来估计模型中的参数。由于样本期较短，因此选择滞后期为2。估计结果如下：

（0.68）　　（－0.97）　　（－1.13）　　（2-27）

从式（2-27）可知，变量的误差修正项（EC）的系数不显著，表明误差修正机制作用不强烈。此外，从短期来看，滞后一、二期的人均GDP和滞后一期的医疗价格的变动对医疗支出有正的效果，与长期均衡方程的结果相同；滞后二期的人均卫生支出和医疗价格对人均卫生支出的影响效果为负，与经验结果不符。可能原因是这些变量之间存在多重共线性。上述变量的系数均不具有统计上的显著性，可能原因是经济增长、医疗价格的变动对我国医疗费用增长的影响长期才能显现，短期影响不大。

现对模型进行修正。由于 lnh_t-2的系数估计值为负，与经验不符，因此首先被删除掉，然后再对模型进行估计，不显著的滞后项逐步被删除，最后得到误差修正模型如下：

Δlnh_t＝0.12＋0.34Δlnh_t1－＋0.15Δlny_t1－＋0.09Δlnp_t1－－0.14E_Ct1－

t＝（3.35）　　（2.05）　　（2.17）　　（1.68）　　（－1.87）

R²＝0.79，DW＝1.84　　　　　　　　　　　　　（2-28）

方程式（2-28）的系数均通过显著性检验。模型的决定系数为0.79，说明模型的拟合效果较好。误差修正项EC的系数为负，符合反向调整机制。因此，模型（2-28）即为所求的误差修正模型。式（2-28）表明，我国每年实际发生的医疗费用支出与其长期均衡值的偏差中的14%（0.14）被修正。

（4）格兰杰因果关系检验。协整检验结果告诉我们经济增长、价格增长与我国卫生总费用增长之间存在长期的均衡关系，但是这种均衡关系是否构成因果关系，即是由经济的增长、价格的增长带来卫生总费用的增长，还是经济增长、卫生总费用的增长带来价格的进一步增长等需要进一步验正。Granger（1969）提出的因果关系检验可以解决此类问题。Granger因果关系是基于系统的向量自回归（VAR）来定义。考虑到样本期较短，所以变量的滞后阶数选择为1。检验结果见表2-10。

表2-10　Granger因果关系检验结果

注：1.“→”表示因果关系的方向；2.统计量P值为检验的概率值。

从表2-10可以看出，选择变量的滞后阶数为1时，经济增长与卫生总费用增长存在双向的Granger因果关系。一方面，经济的发展通过人均可支配收入的增长，使得消费者有更多的资源投入到医疗保健上；另一方面，人们通过在医疗保健上投入的增加，使得健康状况得以改善，进而提高了生产的效率，促进了经济的进一步发展。而医疗价格与卫生总费用增长之间只存在单向的因果关系。医疗价格上涨是卫生总费用上涨的Granger因，但卫生总费用上涨不是医疗价格上涨的Granger因。表明在我国医疗价格上涨与医疗费用上涨过程中，很大程度上医疗价格的上涨往往先于卫生总费用的增长。

Granger因果关系检验进一步支持了前面的回归分析中的假设（将经济增长与医疗价格上涨作为我国卫生总费用上涨的原因）。

研究的主要结论如下：①经济增长、医疗价格与我国医疗费用增长之间存在协整关系即长期均衡关系。我国医疗支出的收入弹性为1.08，约为1，表明我国医疗保健是必需品，同时为正常品。而医疗价格的产出弹性为0.21。相对于经济的增长，医疗价格的变化对我国医疗费用的增长影响不大。换言之，我国医疗费用的增长主要还是受经济增长的影响。②经济增长、医疗价格对我国医疗费用增长的影响是一种长期关系，短期影响不大。与此同时，我国每年实际发生的医疗费用支出与其长期均衡值的偏差中的14%（0.14）被修正。③在因果关系方面，经济增长和我国卫生总费用增长之间存在双向的因果关系。而医疗价格上涨与我国卫生总费用上涨之间只存在单向的因果关系。Granger因果关系检验进一步支持了回归分析中的假设。

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