海口市医疗卫生机构数与国民经济核算的协整分析

周淼 董寅桥 曹莉 李卫霞

[摘要] 该文以海口市为例，利用协整分析和Granger因果检验对海口市2007年-2016年医疗卫生机构数以及国民经济核算2个时间序列进行研究。Granger因果检验发现国民经济核算是医疗卫生机构数的单项格兰杰原因。协整检验显示2007年-2016年医疗卫生机构数与国民经济核算之间存在着一种长期均衡稳定的关系。

[关键词] 医疗卫生机构；国民经济核算；协整分析；Granger因果检验

[中图分类号] R195.1 [文献标识码] A [文章编号] 1672-5654（2018）09（b）-0100-02

医疗卫生服务相对于其他必需品而言具有不可替代性和公共性，由于医疗服务的好坏直接关系着人们生活的幸福指数，故医疗卫生服务备受政府部门的关注；而医疗卫生机构作为医疗卫生服务的载体，因其自身所具有的特殊性，其数量的多少关系着医疗卫生服务质量[2]。因此，在海口市经济趋于稳定增长的大背景下，研究医疗卫生机构数与海口市国民经济核算具有一定的现实意义。一方面可以对海口市医疗卫生机构数与经济发展之间起到指导作用，另一方面可以为海口市医疗卫生保障的提高提供有利的依据。2007年以来，除去2008年可能由于金融危机的影响，海口市的医疗卫生机构数下降外，其余都处于逐年上升的趋势；该文主要运用协整及误差修正模型对海口市医疗卫生机构数与国民经济核算之间的关系进行研究，得出国民经济核算的增长对医疗卫生机构数的增长起促进作用。

1 数据来源与处理

1.1 数据来源

为了实证分析海口市医疗卫生机构数与国民核算之间的关系，该文使用了海口市医疗卫生机构数（HCI）与国民经济核算（GNP）的年度数据，数据来源于《海口统计年鉴》。

1.2 数据处理

在不改变发展趋势的前提下，对所有数据进行取对数处理，为了有效避免时间序列中存在的异方差现象；调整后的变量分别用LN（HCI）表示取对数后的海口市医疗卫生机构数，用LN（GNP）表示取对数后的国民经济核算。

2 医疗卫生机构数与国民经济核算的实证分析

2.1 平稳性检验

该研究选取的都是时间序列数据，为避免出现伪回归现象，在对数据进行协整分析前需通过ADF单位根检验法，检驗数据的平稳性[3]。

对序列LN（HCI）和LN（GNP）以及它们的差分序列进行平稳性检验，见表1。

根据检验结果，在10%的显著性水平下，序列LN（HCI）和LN（GNP）都表现为非平稳，经过一阶差分后2个序列表现为平稳，则可以进一步分析他们之间的协整关系[4]。

2.2 格兰杰因果检验

格兰杰因果检验可以检验来变量之间是否存在因果关系，对二者进行格兰杰因果检验，检验两者之间是否存在因果关系。通过Eviews7.0进行运算得到结果，见表2。

由上述检验表结果可以得出结论：国民经济核算是医疗卫生机构数的单项格兰杰原因，但医疗卫生机构数不是国民经济核算的单项格兰杰原因。

2.3 协整检验

时间序列变量之间的协整关系研究是由Engle-Granger首先提出的，并经Johansen和Juselius等人逐步发展和完善的。虽然一些经济变量本身是非平稳序列，但是，它们的线性组合有可能是平稳序列，即它们之间存在协整关系。

该文所研究的是一元方程，采用EG 2步法进行检验分析，结果如下。

首先对2个变量建立如下方程：

LN（HCI）t=α0+α1LN（GNP）t+εt

通过OLS法对方程进行回归，见表3。

由图可得出方程为：

LN（HCI）t=0.751 009LN（GNP）t-1.053 367

其中，R2=0.919 055调整的R2=0.908 937，F统计量为90.832 41，P<0.01；可以说明该回归方程显著有效。

然后利用ADF单位根检验法对回归方程的残差进行平稳性检验，结果如下表4。

从表4中数据可得残差的ADF值为-4.156 959，均小于在各检验水平的的T统计量，因此拒绝原假设；残差序列是平稳的，表明序列LN（HCI）和LN（GNP）存在协整关系，因此可以认为卫生机构数与国民经济核算存在长期稳定的均衡关系。

2.4 误差修正模型

由格兰杰表示定理可知，若非平稳变量之间存在协整关系，则一定有误差修正机制，即一定具有误差修正模型表达形式存在。因此先建立变量间的1阶误差修正模型。

对于的LN（HCI）t=（1，1）阶自回归分布滞后模型：LN（HCI）t=α+βLN（GNP）t+β1LN（GNP）t-1+β2LN（HCI）t-1+ε在模型两端同时减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）。记ECMt-1=LN（HCI）t-1-α0-α1LN（GNP）t-1，则△LN（HCI）t=β0△LN（GNP）t+γECMt-1+εt

通过软件求解可得方程为：△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

其调整值为0.162 266，经查阅文献，由于数据量较小，因此在0.1以上既满足条件。DW值为1.632 872，基本上认为不存在自相关；该回归模型的自变量的一阶差分的P值为0.048 8，修正系数的P值为0.076 6，在10%的条件下，认为误差修正模型可行。

该回归模型解释了在短期的波动调整长期均衡时，误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，由结果显示以-1.133 250的调整力度将非均衡的状态拉回到均衡状态，且以短期波动为主。误差修正系数估计值为-1.133 250符合相反修正机制，说明长期均衡趋势误差校正项对卫生机构数增长的调整幅度为1.133 25，当卫生机构数与国民经济核算之间的关系出现短期波动偏离均衡时，具有良好的自我恢复能力。

3 结论

通过实证性分析结果得出，2007—2016年海口市医疗卫生机构数与国民经济核算之间存在一种长期均衡稳定的关系，从检验结果可以得出，海口市医疗卫生机构数与国民经济核算之间确实存在协调稳定的关系。由回归方程得出，国民经济核算的回归系数为0.751 009，这说明国民经济核算每增加一单位，医疗卫生机构数就会增加0.751 009个单位。误差修正得出在短期的波动调整长期均衡时，将以1.133 250的调整力度将非均衡的状态拉回到均衡状态。研究结果表明，海口市国民经济核算的增长对医疗卫生机构数的增长起促进作用。

[参考文献]

[1] 祝勇，林徐勋.泰州市港口物流与区域经济协调发展的协整分析—基于1995—2015年的经验数据[J].物流工程与管理，2018，40（1）：34-37.

[2] 田树喜，华立庚，张童莲.我国医疗机构数与人口数量的关联性分析[J].柳州职业技术学院学报，2015，15（2）：15-18，22.

[3] 贺睿博，殷晓露，刘秋旭，等.我国卫生总费用影响因素实证研究与预测分析[J].中国卫生经济，2015，34（4）：32-35.

[4] 刘锐.陕西省政府财政支出与居民消费关系的实证分析—基于协整检验与Granger检验[J].新西部，2018（11）：12，17.

[5] 郑明贵，王佳男，徐冰.中国稀土中长期需求预测及政策建议—基于协整误差修正模型[J].稀土，2018，39（2）：148-157.

（收稿日期：2018-06-15）