張仲芳

（江西財(cái)經(jīng)大學(xué)a.社會(huì)保障研究中心；b.財(cái)稅與公共管理學(xué)院，南昌 330013）

2009年4月頒布的《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》（即“新醫(yī)改方案”）明確提出要加大政府衛(wèi)生投入，逐步提高政府衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費(fèi)用的比重。隨著政府衛(wèi)生投入的穩(wěn)步提高，政府衛(wèi)生投入的增加能否有效促進(jìn)健康水平，是衛(wèi)生政策研究需要回答的重要問題。而根據(jù)國內(nèi)外相關(guān)研究，關(guān)于政府衛(wèi)生支出對(duì)改善宏觀健康水平的作用，既存在支持性的證據(jù)，也存在否定性的證據(jù)。例如，有研究表明，衛(wèi)生公共支出能夠顯著降低嬰兒死亡率[1～3]，也有研究表明，衛(wèi)生公共支出對(duì)健康水平的影響幾乎不存在[4,5]。本文利用宏觀健康生產(chǎn)模型，采用中國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析政府衛(wèi)生支出的宏觀健康績(jī)效。

1 變量選取、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)來源

1.1 變量選取和相關(guān)解釋

根據(jù)Grossman健康生產(chǎn)函數(shù)：

H=F（M，C，E，S，Z），其中H 代表宏觀健康水平，M、C、E、S、Z分別代表醫(yī)療衛(wèi)生支出、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育水平、社會(huì)條件和其他影響宏觀健康水平的變量。

宏觀健康水平的衡量標(biāo)準(zhǔn)不一，如有學(xué)者采用、兒童死亡率指標(biāo)[6]、一般死亡率指標(biāo)[7]、嬰兒死亡率指標(biāo)[8]等。在本文中，采用孕產(chǎn)婦死亡率（Yit）指標(biāo)來衡量宏觀健康水平（因變量）。由于健康產(chǎn)出是由多因素決定的，為正確揭示政府衛(wèi)生支出對(duì)健康水平的影響，必須很好地控制其他因素對(duì)健康水平的影響。為此選取自變量為政府衛(wèi)生支出水平，以人均財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出（X1it）衡量，其他控制變量有：私人衛(wèi)生支出水平變量、收入水平變量、社會(huì)特征變量、受教育水平變量、人口結(jié)構(gòu)變量、衛(wèi)生資源變量。因變量、自變量及控制變量選取見表1。

對(duì)變量的解釋說明如下：

（1）宏觀健康水平指標(biāo)

孕產(chǎn)婦死亡率（Yit）：從妊娠開始到產(chǎn)后42天內(nèi)，因各種原因（意外事故除外）造成的孕產(chǎn)婦死亡率。it表示第t年第i個(gè)省份孕產(chǎn)婦死亡率。

（2）政府衛(wèi)生支出變量

人均財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出（X1it）：某年度財(cái)政對(duì)各醫(yī)療衛(wèi)生項(xiàng)目的資金支持的人均費(fèi)用，包括對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)補(bǔ)助、醫(yī)療衛(wèi)生資源的資金撥款等。財(cái)政衛(wèi)生支出對(duì)健康水平的影響是本文分析的重點(diǎn)。

表1 健康績(jī)效分析的變量選取

（3）控制變量

①城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出（X2it）：城鎮(zhèn)居民年人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出。

②農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出（X3it）：農(nóng)村居民年人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出。

③人均GDP（X4it）：即人均地區(qū)生產(chǎn)總值，代表某一地區(qū)收入水平。大量實(shí)證研究表明，收入與健康之間存在密切關(guān)系。

④城鎮(zhèn)化率（X5it）：各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍Ｒ延械难芯空J(rèn)為，城市化對(duì)健康的影響既存在積極的一面，又存在不利的一面，其影響效果取決于二者的凈效應(yīng)。

⑤文盲率（X6it）：15歲及以上人口中文盲及半文盲所占總?cè)丝诘谋嚷?。某地區(qū)文盲率高，說明該地區(qū)教育水平低，因此用來代表某一地區(qū)的教育水平。

⑥老年人口比例（X7it）：各地區(qū)65歲以上占總?cè)丝诘谋戎?，代表人口結(jié)構(gòu)狀況。一般地，老年人口比例越高，就需要花費(fèi)越高的健康投入才能獲得相同的健康產(chǎn)出。

⑦每千人口醫(yī)生數(shù)（X8it）：代表人均所擁有的衛(wèi)生資源，每千人口醫(yī)生數(shù)越多，表明對(duì)醫(yī)療服務(wù)的可及性越好，理論上應(yīng)對(duì)健康水平產(chǎn)生有利影響。

1.2 計(jì)量模型

以孕產(chǎn)婦死亡率指標(biāo)代表健康水平，設(shè)定政府衛(wèi)生支出對(duì)健康水平影響的計(jì)量模型如下：

其中，i=1，2，…N（個(gè)體）；t=1，2，…T（時(shí)間）。

εit為隨機(jī)項(xiàng)，α為待估參數(shù)。

1.3 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

實(shí)證研究相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998～2012）、《中國財(cái)政年鑒》（1998～2012）、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998～2012）。1997年重慶劃為直轄市，所以選取1997年以后的數(shù)據(jù)。

孕產(chǎn)婦死亡率（Yit）目前只能查找到2000～2010年的各省數(shù)據(jù)，因此各相關(guān)變量數(shù)據(jù)統(tǒng)一選用2000～2010年，即11年31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)。

此外，為了考察不同區(qū)域的政府衛(wèi)生支出對(duì)健康水平影響的差異性，根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和所處的地理區(qū)域，將我國31個(gè)省份劃分為東部、中部和西部地區(qū)。東部地區(qū)包括北京、上海、浙江、廣東、江蘇、天津、福建、遼寧、山東、河北和海南11個(gè)省份，中部地區(qū)包括安徽、江西、河南、湖北、湖南、山西、吉林和黑龍江8個(gè)省份；重慶、四川、廣西、云南、貴州、西藏、新疆、青海、甘肅、內(nèi)蒙、陜西、寧夏12個(gè)省份為西部地區(qū)。

2 模型的檢驗(yàn)和回歸分析

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

用非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)建立回歸模型會(huì)造成偽回歸問題，因此，在建立模型之前首先判斷各序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。在此分別采用LLC、Fisher—ADF、Fisher—PP檢驗(yàn)方法，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)值后進(jìn)行單位跟檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2），各個(gè)變量在P=1%的置信水平下都通過了檢驗(yàn)（除log(X1it)、log(X4it)分別在10%、5%水平下通過檢驗(yàn)），序列不存在單位根，說明各個(gè)序列是平穩(wěn)序列，變量之間不存在偽回歸現(xiàn)象，因此，不需要再對(duì)變量之間進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2 模型的檢驗(yàn)

第一步：用F檢驗(yàn)來分析模型適合建立混合模型還是個(gè)體固定效應(yīng)模型。選擇混合效應(yīng)進(jìn)行回歸后得到混合模型的殘差平方和（RSSr），然后對(duì)其建立個(gè)體固定效應(yīng)模型并進(jìn)行回歸，得到個(gè)體固定效應(yīng)模型的殘差平方和（RSSu），其中，F(xiàn)檢驗(yàn)定義為：

其中，N為個(gè)體個(gè)數(shù)，k為模型中回歸參數(shù)個(gè)數(shù)，NT為樣本總數(shù)。

通過F檢驗(yàn)定義計(jì)算得出模型1中的F(1.376041)＜1.7422147，表明在1%的顯著水平性水平下拒絕原假設(shè)。因此，該模型適用于個(gè)體固定效應(yīng)模型。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根和平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Likelihood Ratio檢驗(yàn)結(jié)果

第二步：運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)、Likelihood Ratio檢驗(yàn)，判斷模型是否適合建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表3、表4），無論是Hausman檢驗(yàn)還是likelihood Ratio檢驗(yàn)都在1%的水平上，均拒絕建立個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，也表明適合建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。

2.3 實(shí)證結(jié)果分析

根據(jù)模型回歸結(jié)果，分別從全國層面和區(qū)域?qū)用娣治龈饕蛩貙?duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率的效應(yīng)。

2.3.1 全國層面的總體效應(yīng)

全國層面的模型回歸結(jié)果顯示，人均GDP、城鎮(zhèn)化率、文盲率變量的回歸系數(shù)不顯著，表明這些變量對(duì)孕產(chǎn)婦死亡率不產(chǎn)生顯著影響；人均財(cái)政衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出、農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出、老年人口比例、每千人口醫(yī)生數(shù)變量都對(duì)孕產(chǎn)婦死亡率產(chǎn)生顯著影響（見表5）。下面具體分析不同變量的影響。

（1）政府衛(wèi)生支出變量。人均財(cái)政衛(wèi)生支出的總體回歸系數(shù)為-0.191061，并且在P=0.01的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明人均財(cái)政衛(wèi)生支出對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。在其他條件不變的情況下，人均財(cái)政衛(wèi)生支出每提高1%，孕產(chǎn)婦死亡率將降低約0.19%。

（2）私人醫(yī)療保健支出變量。私人醫(yī)療保健支出中，農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率有顯著的正面影響，而城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出顯示出負(fù)面影響。農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出每增加1%，孕產(chǎn)婦死亡率降低約0.26%。

表5 孕產(chǎn)婦死亡率的產(chǎn)出彈性估計(jì)結(jié)果

（3）人口結(jié)構(gòu)變量。老年人口比例對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。這說明隨著人口老齡化的加劇，人們的負(fù)擔(dān)系數(shù)增大，具有少生、優(yōu)生的行為選擇，在一定程度上將自我控制孕產(chǎn)婦的死亡率。

（4）衛(wèi)生資源變量。代表衛(wèi)生資源數(shù)量的每千人口醫(yī)生數(shù)對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率表現(xiàn)出負(fù)面影響。對(duì)于這一點(diǎn)可能的解釋是，在我國醫(yī)療服務(wù)體系存在明顯的配置效率低下的狀況下，過多的醫(yī)生可能意味著更多的誘導(dǎo)需求現(xiàn)象，并不利于健康水平改善。

總體而言，模型回歸效果較好，其中，人均財(cái)政衛(wèi)生支出、農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出、老年人口比例對(duì)以孕產(chǎn)婦死亡率衡量的宏觀健康水平具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。

2.3.2 區(qū)域?qū)用嫘?yīng)

進(jìn)一步分區(qū)域進(jìn)行回歸分析，得到各因素對(duì)孕產(chǎn)婦死亡率的產(chǎn)出彈性估計(jì)，結(jié)果見表6。

表6 分區(qū)域孕產(chǎn)婦死亡率的產(chǎn)出彈性估計(jì)結(jié)果

（1）政府衛(wèi)生支出對(duì)各區(qū)域降低孕產(chǎn)婦死亡率均具有促進(jìn)作用，但在中部和西部地區(qū)其促進(jìn)效應(yīng)更大。東部地區(qū)彈性系數(shù)不到中部地區(qū)的一半，顯著性也低于后者，表明東部地區(qū)對(duì)政府衛(wèi)生支出的依賴程度相對(duì)較小，而中西部地區(qū)對(duì)其依賴較大。

（2）與全國層面不同，城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率雖然仍是負(fù)面的，但顯著性降低，在西部地區(qū)甚至表現(xiàn)不顯著；農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出在區(qū)域?qū)用鎸?duì)孕產(chǎn)婦死亡率的影響則表現(xiàn)不顯著。

（3）與全國層面一樣，人均GDP、城市化率、文盲率在多數(shù)地區(qū)其影響不顯著。只有在西部地區(qū)，文盲率變量對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率顯示出顯著的負(fù)效應(yīng)，也就是說，在西部地區(qū)，提高受教育水平對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率具有顯著的促進(jìn)作用。

（4）與全國層面不同，老年人口比例只在中部地區(qū)對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率表現(xiàn)出顯著性影響，而且影響為負(fù)。

（5）每千人口醫(yī)生數(shù)對(duì)降低孕產(chǎn)婦死亡率表現(xiàn)出負(fù)面效應(yīng)，產(chǎn)出彈性皆為正值，提示我們衛(wèi)生資源的過度集中并不一定能帶來良好的健康狀況。

3 結(jié)論

本文應(yīng)用省級(jí)面板數(shù)據(jù)個(gè)體固定效應(yīng)模型，對(duì)以孕產(chǎn)婦死亡率為代表的宏觀健康水平的產(chǎn)出彈性進(jìn)行估計(jì)，研究結(jié)果表明：

（1）以財(cái)政衛(wèi)生支出為代表的政府衛(wèi)生支出能顯著改善以孕產(chǎn)婦死亡率為代表的宏觀健康水平。私人醫(yī)療保健支出、老年人口比例、每千人口醫(yī)生數(shù)等變量也對(duì)孕產(chǎn)婦死亡率產(chǎn)生顯著影響。

（2）財(cái)政衛(wèi)生支出的健康產(chǎn)出效應(yīng)存在明顯的地區(qū)差異。與中部和西部地區(qū)相比，東部地區(qū)財(cái)政衛(wèi)生支出的健康產(chǎn)出彈性較低，而且顯著性水平降低。為此需制訂差異化和有針對(duì)性的政府衛(wèi)生投入政策，使衛(wèi)生財(cái)政投入向中西部省份適當(dāng)傾斜。在目前政府衛(wèi)生投入主要由地方政府承擔(dān)的衛(wèi)生財(cái)政體制下，應(yīng)完善財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度，加強(qiáng)中央財(cái)政對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的衛(wèi)生轉(zhuǎn)移支付力度，提高其財(cái)政衛(wèi)生支出水平，以獲得更大的健康產(chǎn)出效益。

[1]Wang L.Health Outcomes In Poor Countries and Policy Options:A Summary of Empirical Findings from DHS Data[Z].Mimeo,World Bank,Washington,D.C.,2003.

[2]Sanjeev G,Marijn V,Erwin R[C].Tiongson.“Public Spending On Health Care and The Poor”,Health Economics，2003,(12).

[3]Susan E.Mayer,Ankur S.Some Mechanisms Liking Economic Inequality and Infant Mortality[J].Social Science and Medicine,2005.

[4]Wol1e B.Health Status and Medical Expenditures:Is There a Link？[J].Social Science and Medicine,1986，22(10).

[5]Tanzi V,Schuknecht L.Reconsidering The Fiscal Role of Government：The International Perspective[J].American Economic Review，1997,87(2).

[6]P.Musgrove.Public and Private Roles in Health：Theory and Financing Patterns[Z].World Bank Discussion Paper No.339,Washington,D.C.

[7]王俊.政府衛(wèi)生支出的有效性、地區(qū)差異及其人口健康的改善[J].改革，2007，（11）.

[8]孫菊.中國衛(wèi)生財(cái)政支出的健康績(jī)效及其地區(qū)差異—基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2011，（6）.