对公共卫生事业的投资与国民经济增长关系的计量分析.pdf

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1、政府对公共卫生事业的投资与国民经济增长关系的计量分析 研究意义： 在 2003 年，SARS（非典型性肺炎）的蔓延对我国造成了灾难 性的后果，而毫不客气的说： 当时我国的公共卫生体系与公共卫生基 础设施建设的落后无法抵御疾病的传播。据世界银行世界发展指标 2002 的统计， 1995 1999年中国、日本、韩国、泰国、美国、 法国、阿根廷、俄罗斯和尼日利亚9 国人均医疗卫生费用分别为40 美元、 2243 美元、470 美元、 112 美元、 4271 美元、2288 美元、 645 美元、 133 美元和 30 美元；此 9 国医疗卫生费占GDP 的比例 分别为5.1%、7.2%、5.4%、

2、6.0%、12.9% 、9.3%、8.4%、4.6% 和 2.8% 。比较研究显示，在医疗卫生费用人均和占GDP 份额两项 指标都低于我国的是非洲最为贫困的那些国家。SARS 风波彻底暴露 了我国在公共卫生事业发展方面的滞后，在这之后，加大公共卫生基 础建设，改革现有的落后的公共卫生体系成为专家学者们广泛探讨的 问题，政府也对我国公共卫生事业的发展给予了高度重视。而如何依 据现有经济情况合理得加强对公共卫生事业的投资呢，所以我们现在 讨论的政府对公共卫生事业的投资与国民经济增长关系具有强烈的 现实意义。 经济影响： 资于人民健康， 使公民保持良好的健康状况， 提高全社会的公共 卫生服务水平，既

3、是发展的目的，也是提高劳动生产率、加速经济增 长、促进社会发展的必要条件。国内外经验表明，投资于人民卫生健 康的收益远高于在健康不安全条件下的损失，因而是最有效益的。 从 表层意义上来看， 政府对公共卫生事业的投资客观上增加了政府的财 政支出，这些支出或用于公共卫生环境的改善、或用于医疗卫生设备 的购置、或用于医护人员的额外费用支付、或用于医疗卫生设施及环 保设施的投资，均成为社会的有效需求，将拉动经济的增长。例如 2003 年，预计用于防治非典的中央、地方两级财政支出将超过200 亿元。此外，国家机关、国有企事业单位同样也将增加防治非典的相 关支出，这将间接地增加中央及地方政府的财政支出，进

4、一步增加社 会的有效需求，预计这部分支出将达200 亿元。两项合计，财政的 直接及间接支出共计400 亿元左右，将拉动 GDP 多增长 0.4 个百分 点。上述合计，估计可拉动当年的GDP 多增长 1 个百分点。 从隐性的关系来看， 建立和健全我国城乡公共卫生和基本医疗保 障体系等于增强一国抵御风险的能力，形成资源配置合理、预警及时、 制度健全、责任明确的公共卫生体系无疑是改善社会福利的有力体 现，社会福利有所提高又是人民生活水平在整体上提高的表现。国民 生活质量提高，综合国力增强与政府公共卫生事业的发展密不可分。 拥有较高水平的公共卫生环境，也有利于吸引外资进入， 由投资增加 拉动经济快速增

5、长。 GDP 是衡量人们经济活动量的一个指标，在经济活动量增加时， 人们寻求的是真实福利的增长。而高经济增长（较高GDP 增长）能 够为社会携带多少福利改善取决于以下一些基本因素：第一，降低不 安全感的程度，使个人及家庭不仅能够在经济活动中受到法律保护, 且得以应付 “ 社会意外事件 ” ，摆脱危机；第二，不论他们的地位和阶 层如何，社会可以保证在一定范围内向所有公民提供基本社会服务； 第三，不论他们产出的市场价值如何，社会保证个人及家庭的最低收 入水平。遗憾的是，如今的GDP 计算方式存在缺陷使这些先决条件 的保障不能简单而且直接地反映在GDP 的增长上 ,也不是只要 GDP 增长便能自动保

6、证提供， 社会福利的发展只能表现为间接的通过经济 活动中的其他链式反应促进GDP 的增长。这也是我们选取此次论题 的一个原因。 数据收集： 数 据 来 源 于 2004年 中 国 统 计 年 鉴 和 卫 生 部 网 站 （） 。在经过大量分析比较后我们采用了所取样本 数据见下表，其中Y 为我国国民生产总值（亿元人民币） ，X 为我国 政府对公共卫生事业的投资（亿元人民币）。这里我们将政府对卫生 事业费和对卫生基建投资看成政府对公共卫生事业的总支出，即X 是由这两部分和求所得。 年份GDP 卫生事业费卫生基建投资政府对公共卫 生事业的投资 1990 18547.9 79.47 20.32 99.

7、79 1991 21617.8 86.40 26.19 112.59 1992 26638.1 103.81 35.83 139.64 1993 34634.4 119.38 48.32 167.70 1994 46759.4 146.97 60.49 207.46 1995 58478.1 163.26 73.44 236.70 1996 67884.6 187.57 86.65 274.22 1997 74462.6 209.20 104.31 313.51 1998 78345.2 225.10 141.67 366.77 1999 82067.5 235.60 147.43 383.0

8、3 2000 89468.1 272.17 152.89 425.06 2001 97314.8 313.50 182.60 496.10 2002 105172.3 350.44 231.50 581.94 2003 117251.9 449.87 280.15 730.02 建立模型： Y=a+bX 将样本数据导入 Eviews 软件进行 OLS 估计，得到输出结果如下： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 06/07/05 Time: 19:42 Sample: 1990 2003 Included observations

9、: 14 Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C 12041.34 4879.175 2.467904 0.0296 X 165.4116 13.16700 12.56259 0.0000 R-squared 0.929336 Mean dependent var 65617.34 Adjusted R-squared 0.923448 S.D. dependent var 32054.88 S.E. of regression 8868.968 Akaike info criterion 21.15007 Sum squar

10、ed resid 9.44E+08 Schwarz criterion 21.24136 Log likelihood -146.0505 F-statistic 157.8187 Durbin-Watson stat 0.355944 Prob(F-statistic) 0.000000 Y=12041.34+165.4116X 模型检验： 1 统计推断检验： 从估计的结果可以看出， 可决系数 2 R 为 0.929336 ，接近于 1，表 明模型的整体拟合情况是比较理想的。系数显著性检验T 统计量为： 12.56259 。在给定显著性水平为0.05 的情况下，查 T 分布表在自由 度为 n

11、-2=12下的临界值为2.179 ，因为 12.56259 2.179 ，所以 通过 T 检验，拒绝原假设。表明政府对卫生事业的投资对GDP 有显 著性影响。 2 平稳性检验： 首先对 X 序列进行平稳性分析： ADF Test Statistic 1.548458 1% Critical Value* -4.1366 5% Critical Value -3.1483 10% Critical Value -2.7180 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root. Augmented Dicke

12、y-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(X) Method: Least Squares Date: 06/08/05 Time: 00:14 Sample(adjusted): 1992 2003 Included observations: 12 after adjusting endpoints Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. X(-1) 0.120312 0.077698 1.548458 0.1559 D(X(-1) 0.653492 0.534598 1.222

13、401 0.2526 C -11.94777 15.68186 -0.761885 0.4656 R-squared 0.689356 Mean dependent var 51.45250 Adjusted R-squared 0.620324 S.D. dependent var 36.11654 S.E. of regression 22.25424 Akaike info criterion 9.255260 Sum squared resid 4457.259 Schwarz criterion 9.376486 Log likelihood -52.53156 F-statisti

14、c 9.986035 Durbin-Watson stat 1.805152 Prob(F-statistic) 0.005190 ADF Test Statistic的值为 1.548458 ，小于临界值，接受原假设， 序列是非平稳的。 再对 Y 序列进行平稳性分析： ADF Test Statistic -0.291919 1% Critical Value* -4.1366 5% Critical Value -3.1483 10% Critical Value -2.7180 *MacKinnon critical values for rejection of hypothesis

15、of a unit root. Augmented Dickey-Fuller Test Equation Dependent Variable: D(Y) Method: Least Squares Date: 06/08/05 Time: 00:22 Sample(adjusted): 1992 2003 Included observations: 12 after adjusting endpoints Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. Y(-1) -0.008203 0.028102 -0.291919 0.777

16、0 D(Y(-1) 0.613280 0.263535 2.327126 0.0450 C 4077.591 2647.082 1.540410 0.1578 R-squared 0.376258 Mean dependent var 7969.508 Adjusted R-squared 0.237648 S.D. dependent var 2954.351 S.E. of regression 2579.525 Akaike info criterion 18.76092 Sum squared resid 59885530 Schwarz criterion 18.88214 Log

17、likelihood -109.5655 F-statistic 2.714520 Durbin-Watson stat 1.030166 Prob(F-statistic) 0.119543 ADF Test Statistic的绝对值为 0.291919 ，仍然小于临界值， 接 受原假设，序列是非平稳的。在经济领域中，我们所得到的时间序列 观测值大都不是有平稳过程产生的。此模型中，GDP 在大多情况下 随时间的位移而持续增长。 3 多重共线性检验： 因为我们建立的模型只有一个解释变量，所以不存在多重共线性 4 异方差检验： 运用 ARCH 检验： ARCH Test: F-statisti

18、c 0.020272 Probability 0.889355 Obs*R-squared 0.023914 Probability 0.877105 Test Equation: Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Date: 06/07/05 Time: 19:57 Sample(adjusted): 1991 2003 Included observations: 13 after adjusting endpoints Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C

19、 68774168 32841075 2.094151 0.0602 RESID2(-1) -0.071419 0.501610 -0.142379 0.8894 R-squared 0.001840 Mean dependent var 64915836 Adjusted R-squared -0.088902 S.D. dependent var 64101963 S.E. of regression 66890709 Akaike info criterion 39.01566 Sum squared resid 4.92E+16 Schwarz criterion 39.10257 L

20、og likelihood -251.6018 F-statistic 0.020272 Durbin-Watson stat 1.447326 Prob(F-statistic) 0.889355 从输出的辅助回归函数中得obs*-squared为 0.023914 ，在显 著性水平为0.05 的情况下查卡方分布表得临界值3.84146 ，由于 0.0239143.84146，并且 p 值为 0.877105 0.2 所以接受原假设， 表明模型中随机误差项不存在异方差。 5 自相关性检验： 运用 D-W 检验已经由 Eviews 软件得到结果： DW=0.355944， 在给定显著性水平为0

21、.05 的情况下，查 DW 表，n=14,k =1, 查得两 个临界值分别为：下限DL=1.045 ，上限 DU=1.350 ，因为 DW 统 计量为 0.355944小于 DL，根据判定区域知，这时随机误差项确实 是存在正的一阶自相关。 利用广义差分法进行修正： 由 DW=0.355944，由 p=1-0.5*DW,计算出 p=0.822028，对 X、Y 做广义差分： Dependent Variable: DY Method: Least Squares Date: 06/07/05 Time: 23:25 Sample(adjusted): 1991 2003 Included obs

22、ervations: 13 after adjusting endpoints Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C 8905.491 1779.868 5.003456 0.0004 DX 96.04163 15.33489 6.262949 0.0001 R-squared 0.780984 Mean dependent var 18563.78 Adjusted R-squared 0.761073 S.D. dependent var 6555.216 S.E. of regression 3204.201 Akai

23、ke info criterion 19.12295 Sum squared resid 1.13E+08 Schwarz criterion 19.20987 Log likelihood -122.2992 F-statistic 39.22453 Durbin-Watson stat 0.627539 Prob(F-statistic) 0.000061 我们看到经用广义差分法后，DW 值也有所提高， 但还是存在自 相关。所以我们再用对数线形回归修正自相关后： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/08/05 Time

24、: 21:54 Sample: 1990 2003 Included observations: 14 Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C 5.505588 0.326674 16.85344 0.0000 LX 0.968594 0.057850 16.74329 0.0000 R-squared 0.958952 Mean dependent var 10.94513 Adjusted R-squared 0.955531 S.D. dependent var 0.606855 S.E. of regression 0

25、.127972 Akaike info criterion -1.14245 1 Sum squared resid 0.196521 Schwarz criterion -1.05115 7 Log likelihood 9.997154 F-statistic 280.3378 Durbin-Watson stat 0.310515 Prob(F-statistic) 0.000000 我们同时考虑 cochrane-orcutt迭代法： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/08/05 Time: 22:00 Samp

26、le(adjusted): 1992 2003 Included observations: 12 after adjusting endpoints Convergence achieved after 8 iterations Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C 9.325165 1.188129 7.848616 0.0001 LX 0.349632 0.174977 1.998157 0.0807 AR(1) 1.428494 0.191702 7.451637 0.0001 AR(2) -0.543195 0.1

27、71394 -3.169283 0.0132 R-squared 0.996115 Mean dependent var 11.11854 Adjusted R-squared 0.994658 S.D. dependent var 0.452263 S.E. of regression 0.033055 Akaike info -3.72008 criterion 9 Sum squared resid 0.008741 Schwarz criterion -3.55845 4 Log likelihood 26.32054 F-statistic 683.7373 Durbin-Watso

28、n stat 1.403685 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots .71 -.18i .71+.18i DW=1.403685，在给定显著性水平为0.05 的情况下，查DW 表， n=12,k =1, 查得两个临界值分别为：下限DL=0.971 ，上限 DU=1.331 ，因为 DW 统计量为大于 DU，小于 4-DU 。根据判定区 域知，这时随机误差项不存在自相关。 至此，我们得到修正后的模型: LnY=9.325+0.35LnX 我们分析的有正的自相关的原因可能是由于政府对公共卫生事 业的投资行为具有滞后性， 政府对公共卫生基础建设的

29、投资具有建设 周期，产生效果的发挥有一定的滞后时间，对GDP 的影响也要在相 当一段时间后才看得出来， 模型忽略这些因素， 滞后影响将在误差项 中体现为系统性。 模型缺陷： 根据西方经济学的原理，Y=C+I+G+EX-IX。影响 GDP 的因素 是多方面，而此模型只设定了一个解释变量，而遗漏了一些其他解释 变量。 造成了模型存在一定偏差， 这也是存在正的自相关的一个原因。 然后由于研究课题本身具有滞后性，比如对公共卫生事业投资过 后需要几年的时间才能看出效果， 有效解决方法是取得更多以前的数 据，由于只能找到1990 年 2003 年有关方面的准确数据，导致 截取的样本数量略显不足。 我们将在

30、以后的时间寻找更多的数据，以 求改进 政府对公共卫生事业的投资与政府对科技投资的贡献率比较分析 “科技是第一生产力”，我国对科学技术的发展重视度日益提高， 政府对科技的投资日益增加，科技能带动生产力迅速发展，也带动 GDP 高速增长。我们再在模型中引入政府对科技的投资来作为政府 对公共卫生事业投资的对比因素，我们试图比较它们两者对GDP 的 影响来进一步说明问题。设政府对科技的投资为X2, 带进数据进行 OLS 检验： Dependent Variable: LY Method: Least Squares Date: 06/11/05 Time: 23:01 Sample(adjusted)

31、: 1992 2003 Included observations: 12 after adjusting endpoints Convergence achieved after 11 iterations Variable Coefficie nt Std. Error t-Statisti c Prob. C 8.547500 1.407242 6.073937 0.0005 LX 0.351153 0.173515 2.023760 0.0827 LX2 0.110584 0.144084 0.767499 0.4679 AR(1) 1.432122 0.201553 7.105427

32、 0.0002 AR(2) -0.565529 0.185112 -3.055064 0.0185 R-squared 0.996386 Mean dependent var 11.11854 Adjusted R-squared 0.994321 S.D. dependent var 0.452263 S.E. of regression 0.034081 Akaike info criterion -3.62580 2 Sum squared resid 0.008131 Schwarz criterion -3.42375 7 Log likelihood 26.75481 F-stat

33、istic 482.5147 Durbin-Watson stat 1.518991 Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots .72+.2 3i .72 -.23i 我们得到一个含 X、X2 的新方程： LnY=8.548+0.35LnX+0.11LnX2 从方程看出政府对公共卫生事业每投资增加1%，带动 GDP 增 长 0.35% ，而对科技每投资增加1%，带动 GDP 增长 0.11% ，对公 共卫生事业投资比对科技投资每个百分点对GDP 影响多增加0.24 个百分点。所以，我们认为大力提倡政府对公共卫生事业的投资是有 效的，对经济增长是有

34、利的。 加强我国公共卫生体系建设的建议 从公共卫生系统折射出公共产品和服务领域的缺陷，给我国未来 的发展埋下了隐患。讨论SARS 疫情的爆发和持续对我国经济的影 响， 不应该忽视公共福利投资、 忽视广大农村的倾向， 那么面对 SARS 我们付出的代价就没有达到应有的目的。分析中国的基本卫生国情， 有五个特点，也决定了五个基本方针：第一，我国要用极其有限的卫 生资源来解决十几亿人口的医疗保健问题，必须实行“低水平、广覆 盖、高效率”的方针。第二，我国的人均医疗卫生支出水平低于世界 人均水平，必须建立多元化的筹资渠道。第三，我国健康相关的服务 设施的覆盖率与发展存在明显差距。第四，我国存在明显的公

35、共卫生 资源分配和服务水平的城乡差距。第五，我国存在明显的公共卫生资 源分配和服务水平的地区差距。因此，我们建议在建设我国的公共卫 生体系过程中至少应注意以下几点： 首先，我们认为，投资于人民健康是我国下一步卫生改革和发 展的战略核心。在国家转型期间，政府对于公共卫生事业，如防疫、 免疫、农村医疗系统担负着重要的责任，在财政上必须给予保证，对 此应该通过国家法律的形式明确下来，保证其延续性。 其次，除了投资，政府还应促进公共卫生、健康保健等方面的 知识与信息传播。 把传播卫生知识作为一个最重要的公共物品，提供 给全体人民， 预防疾病、 普及和增加人民的卫生健康知识比治疗疾病 更有效益。此外还应

36、进行公共卫生监督监测。 再次，明确、规范医疗卫生机构的功能，至少应确定它们中的 一部分为非盈利或低盈利性质， 以保证绝大多数人可以得到基本的医 疗服务 另外，政府的公共投资政策应具有透明性，公开决策过程，让各 方利益群体有平等机会参与决策。在酝酿和形成决策的步骤中， 必须 充分尊重来自各方面专家的意见。 最后，我们特别要提出政府在农村公共卫生发展方面的责任，政 府的卫生投资应由城市和大医院转向农村和基层卫生组织：将有限的 公共卫生资源投入到对农村居民传染病、地方病、营养不良症以及妇 幼疾病等的防治和初级卫生保健的提供上；在农村初级卫生保健中， 坚持“预防为先”的方针，减少疾病的发病率和治疗成本

37、。政府还应 该在建立适合现阶段农村发展的医疗保障制度中发挥主导作用。 论文特点及写作收获： 本篇论文虽然所选模型比较简单，但是目的十分明确， 那就是通 过计量经济模型证明现阶段投资公共事业的可投资性。而公共事业可 投资性的证明具有强烈的经济意义，在现阶段投资公共事业效果显著 我们认为有以下 2 点原因：首先， 公共事业本身具有较强的可投资性， 其次， 作为长久以来被忽视的产业， 公共事业在中国的基础相当薄弱， 基数较小，现阶段对其进行资金投入，对GDP 的拉动等都有明显的 效果。 而 12 页中的政府对科技投资和公共投资的比较是本篇的特色， 通过比较更加论证了政府加大公共事业投资的必要性和可行

38、性，更加 有力的证明了我们的经济主张。 这篇论文是我们 2 个历时将近一个学期的成果， 从数据到模型建 立，证明，经济意义探索，走过了艰辛的过程，在老师同学的热情帮 助下终于完成，没有抄袭，没有COPY，能够较为真实的反映我们计 量经济学学习状况， 论文形成过程中我们深切感受到，论文的摸索过 程就是对计量这门课程理解加深的过程，模型检验为什么会失败？数 据为什么有时候与经济意义相悖？每个问题的解答都加深了我们对 这门课程的理解。 在参考同学论文的时候， 我们也感到了和一些优秀 论文的差距，许多地方值得我们去学习，学到了去运用，也充分相信 我们的下次论文能更好，更让老师满意，让自己满意！ 最后感谢黎老师过去的一个学期对我们殷切的关怀和指导！ 高 鹏唐乙超