周淼 董寅橋 曹莉 李衛(wèi)霞

[摘要] 該文以?？谑袨槔脜f(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)?？谑?007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算2個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行研究。Granger因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算是醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的單項(xiàng)格蘭杰原因。協(xié)整檢驗(yàn)顯示2007年-2016年醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間存在著一種長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。

[關(guān)鍵詞] 醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)；國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算；協(xié)整分析；Granger因果檢驗(yàn)

[中圖分類號(hào)] R195.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1672-5654（2018）09（b）-0100-02

醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)相對(duì)于其他必需品而言具有不可替代性和公共性，由于醫(yī)療服務(wù)的好壞直接關(guān)系著人們生活的幸福指數(shù)，故醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)備受政府部門的關(guān)注；而醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)作為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的載體，因其自身所具有的特殊性，其數(shù)量的多少關(guān)系著醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量[2]。因此，在?？谑薪?jīng)濟(jì)趨于穩(wěn)定增長(zhǎng)的大背景下，研究醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與海口市國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。一方面可以對(duì)海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間起到指導(dǎo)作用，另一方面可以為海口市醫(yī)療衛(wèi)生保障的提高提供有利的依據(jù)。2007年以來(lái)，除去2008年可能由于金融危機(jī)的影響，?？谑械尼t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)下降外，其余都處于逐年上升的趨勢(shì)；該文主要運(yùn)用協(xié)整及誤差修正模型對(duì)海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系進(jìn)行研究，得出國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的增長(zhǎng)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

為了實(shí)證分析?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民核算之間的關(guān)系，該文使用了?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)（HCI）與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算（GNP）的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《海口統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 數(shù)據(jù)處理

在不改變發(fā)展趨勢(shì)的前提下，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理，為了有效避免時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象；調(diào)整后的變量分別用LN（HCI）表示取對(duì)數(shù)后的?？谑嗅t(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)，用LN（GNP）表示取對(duì)數(shù)后的國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算。

2 醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的實(shí)證分析

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

該研究選取的都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析前需通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性[3]。

對(duì)序列LN（HCI）和LN（GNP）以及它們的差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，見表1。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，在10%的顯著性水平下，序列LN（HCI）和LN（GNP）都表現(xiàn)為非平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后2個(gè)序列表現(xiàn)為平穩(wěn)，則可以進(jìn)一步分析他們之間的協(xié)整關(guān)系[4]。

2.2 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)可以檢驗(yàn)來(lái)變量之間是否存在因果關(guān)系，對(duì)二者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)兩者之間是否存在因果關(guān)系。通過(guò)Eviews7.0進(jìn)行運(yùn)算得到結(jié)果，見表2。

由上述檢驗(yàn)表結(jié)果可以得出結(jié)論：國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算是醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的單項(xiàng)格蘭杰原因，但醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)不是國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的單項(xiàng)格蘭杰原因。

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

時(shí)間序列變量之間的協(xié)整關(guān)系研究是由Engle-Granger首先提出的，并經(jīng)Johansen和Juselius等人逐步發(fā)展和完善的。雖然一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列，但是，它們的線性組合有可能是平穩(wěn)序列，即它們之間存在協(xié)整關(guān)系。

該文所研究的是一元方程，采用EG 2步法進(jìn)行檢驗(yàn)分析，結(jié)果如下。

首先對(duì)2個(gè)變量建立如下方程：

LN（HCI）t=α0+α1LN（GNP）t+εt

通過(guò)OLS法對(duì)方程進(jìn)行回歸，見表3。

由圖可得出方程為：

LN（HCI）t=0.751 009LN（GNP）t-1.053 367

其中，R2=0.919 055調(diào)整的R2=0.908 937，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為90.832 41，P<0.01；可以說(shuō)明該回歸方程顯著有效。

然后利用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如下表4。

從表4中數(shù)據(jù)可得殘差的ADF值為-4.156 959，均小于在各檢驗(yàn)水平的的T統(tǒng)計(jì)量，因此拒絕原假設(shè)；殘差序列是平穩(wěn)的，表明序列LN（HCI）和LN（GNP）存在協(xié)整關(guān)系，因此可以認(rèn)為衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.4 誤差修正模型

由格蘭杰表示定理可知，若非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則一定有誤差修正機(jī)制，即一定具有誤差修正模型表達(dá)形式存在。因此先建立變量間的1階誤差修正模型。

對(duì)于的LN（HCI）t=（1，1）階自回歸分布滯后模型：LN（HCI）t=α+βLN（GNP）t+β1LN（GNP）t-1+β2LN（HCI）t-1+ε在模型兩端同時(shí)減LN（HCI）t-1，在模型右端±β0LN（GNP）t-1可得：△LN（HCI）t=β0△LN（GNP）t+γ（LN（HCI）t-1-α0-α1LN（GNP）t-1）+ε式中：γ=β2-1，α0=（α+β0）/（1-β2），α1=β1/（1-β2）。記ECMt-1=LN（HCI）t-1-α0-α1LN（GNP）t-1，則△LN（HCI）t=β0△LN（GNP）t+γECMt-1+εt

通過(guò)軟件求解可得方程為：△LN（HCI）t=0.0000017△LN（GNP）t-1.3325ECMt-1，其中ECMt-1=LN（HCI）t-1-0.70915627LN（GNP）t-1+1.13972027

其調(diào)整值為0.162 266，經(jīng)查閱文獻(xiàn)，由于數(shù)據(jù)量較小，因此在0.1以上既滿足條件。DW值為1.632 872，基本上認(rèn)為不存在自相關(guān)；該回歸模型的自變量的一階差分的P值為0.048 8，修正系數(shù)的P值為0.076 6，在10%的條件下，認(rèn)為誤差修正模型可行。

該回歸模型解釋了在短期的波動(dòng)調(diào)整長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了對(duì)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整力度，由結(jié)果顯示以-1.133 250的調(diào)整力度將非均衡的狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，且以短期波動(dòng)為主。誤差修正系數(shù)估計(jì)值為-1.133 250符合相反修正機(jī)制，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)誤差校正項(xiàng)對(duì)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)增長(zhǎng)的調(diào)整幅度為1.133 25，當(dāng)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間的關(guān)系出現(xiàn)短期波動(dòng)偏離均衡時(shí)，具有良好的自我恢復(fù)能力。

3 結(jié)論

通過(guò)實(shí)證性分析結(jié)果得出，2007—2016年海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間存在一種長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，從檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，海口市醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算之間確實(shí)存在協(xié)調(diào)穩(wěn)定的關(guān)系。由回歸方程得出，國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的回歸系數(shù)為0.751 009，這說(shuō)明國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算每增加一單位，醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)就會(huì)增加0.751 009個(gè)單位。誤差修正得出在短期的波動(dòng)調(diào)整長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以1.133 250的調(diào)整力度將非均衡的狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。研究結(jié)果表明，?？谑袊?guó)民經(jīng)濟(jì)核算的增長(zhǎng)對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)的增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。

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（收稿日期：2018-06-15）