تاثیر شاخص فلاکت بر هزینه های سلامت در ایران

نوع مقاله: مقاله پژوهشی

نویسندگان

1 دانشیار دانشگاه بوعلی سینا

2 کارشناس ارشد دانشگاه بوعلی سینا

چکیده

«سلامت» یکی از شاخص‌های سرمایه انسانی است که بر بهره‌وری نیروی کار و افزایش رشد اقتصادی موثر است؛ به طوری که هزینه‌های آن، یک نوع سرمایه‌گذاری در سرمایه انسانی معرفی می‌شود. یکی از چالش‌های اساسی حوزه سلامت شناسایی عوامل تعیین‌کننده مقدار منابعی است که کشور برای مراقبت‌های سلامت اختصاص می‌دهد که شاخص فلاکت یکی از این عوامل اثرگذار است. بنابراین هدف مطالعه حاضر ارزیابی نقش شاخص فلاکت بر هزینه‌های سلامت ایران در طی دوره 1350 - 1390 است. نتایج تحقیق نشان می‌دهد بین شاخص فلاکت و هزینه‌های سلامت رابطه منفی و معناداری وجود دارد. هم چنین براساس نتایج تخمین، ضریب تخمینی اندازه دولت، نرخ شهرنشینی و درآمد سرانه اثر مثبت و معنادار و ضریب تخمینی متغیر آموزش و نابرابری درآمد، اثر منفی و معناداری بر هزینه‌های سلامت در ایران دارد.

کلیدواژه‌ها


1. مقدمه

«سلامت»، محور توسعه پایدار اقتصادی، اجتماعی، سیاسی و فرهنگی جوامع بشری است و اهمیت ویژه­ای در زیرساخت­ بخش­های مختلف جامعه دارد. حفظ سلامت برای جامعه از اهمیت زیادی برخوردار است. سلامت افراد جامعه علاوه بر منافع شخصی، منافع اجتماعی نیز به ­دنبال دارد. سلامت نقش تعیین­کننده‌ای در سرمایه انسانی و رشد و توسعه اقتصادی دارد و بدون رشد و بالندگی سرمایه انسانی هیچ نظام، سازمان یا جامعه­ای نمی­تواند به اهداف اقتصادی موردنظر خود دست یابد (آقانظری، 1386). یکی از اساسی­ترین موضوعات حوزه بهداشت و سلامت که در بسیاری از مطالعات به آن پرداخته شده­ است، تامین مالی نظام سلامت است.

انواع منابع تامین مالی هزینه­های سلامت شامل پرداخت مستقیم مصرف­کنندگان، مشارکت بیمه­های اجتماعی، پرداخت از محل درآمدهای عمومی دولت، مالیات­ها و بیمه­های خصوصی است که بر اساس قابلیت اعتماد و کامل بودن آن‌ها طبقه­بندی می­شود (فیلیپ ماسگرو[1]و همکاران، 1383). افزایش زیاد هزینه­های سلامت در بیشتر کشورهای جهان، چالشی بزرگ برای دولت­ها و خانوار­ها جهت تامین منابع مالی این هزینه­ها بوده ­است (مهرآرا و همکاران، 1390). به همین دلیل بسیاری از پژوهش­ها در دهه گذشته به بررسی عوامل تعیین‌کننده هزینه‌ها در بخش سلامت پرداخته­اند.

در میان مطالعات انجام شده بر تعیین­کننده­های هزینه­های سلامت، نقش شاخص فلاکت بسیار اندک مورد ­توجه بوده ­است؛ به ­طوری­ که تاکنون در داخل کشور هیچ مطالعه­ای در خصوص شاخص فلاکت و تاثیرات آن بر شاخص­های سلامت انجام نگرفته است. به همین دلیل، مطالعه حاضر به بررسی ارتباط بین شاخص فلاکت و هزینه‌های سلامت در ایران طی دوره 1350-1390 پرداخته است. این مطالعه در پی پاسخ به این پرسش است که آیا شاخص فلاکت تاثیر منفی بر هزینه­های سلامت دارد؟ آنچه مسلم است افزایش شاخص فلاکت در کشور بسیار نگران‌کننده است؛ زیرا افزایش آن نشان‌دهنده وضعیت نامناسب اقتصادی خانوارها در ایران است. بنابراین در ادامه، ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق در خصوص هزینه‌های سلامت بیان شده و سپس معادله و تجزیه و تحلیل نتایج تخمین بیان می‌شود. در پایان نیز جمع­بندی و پیشنهادهایی برای ارتقای بخش سلامت عرضه شده است.

 

2. مبانی نظری و مطالعات تجربی

ارائه خدمات سلامتی از مهم‌ترین وظایف دولت­ها تلقی می­شود و سازمان جهانی بهداشت در آغاز هزاره سوم، سلامت را دریچه ورود به رفاه و توسعه اجتماعی و اقتصادی قلمداد می­کند. افزایش مصارف سلامتی نه تنها در کشورهای در حال توسعه نگران­کننده است، بلکه در کشورهای ثروتمند نیز بخش بزرگی از درآمد جامعه را به ­خود اختصاص می­دهد (پل والاس، 1383). هزینه سرانه سلامت بیان می­کند برای هر فرد یک کشور چه میزان پول در نظام سلامت آن کشور به چرخش در می­آید و هزینه می­شود.

چه عاملی مقدار منابعی را که یک کشور در امر سلامت هزینه می­نماید، تعیین می­کند؟ یکی از این عوامل اثرگذار، شاخص «فلاکت» است که از جمله نماگرهای[2] اقتصادی است که اقتصاددانانی مانند بارو[3] و اوکان[4] آن را معرفی کردند. این نماگر از ترکیب دو شاخص مهم اقتصادی یعنی نرخ بیکاری و نرخ تورم به صورت یک ترکیب خطی معمولی تهیه می‌شود (محمودی، 1388).

نرخ تورم و نرخ بیکاری اجزای اصلی اندازه‌گیری بدبختی در قالب شاخص فلاکت هستند. شاخص فلاکت به عنوان مقیاسی برای فقدان (اتلاف) عمومی رفاه اقتصادی یک کشور بیان می­کند که رفاه از دست رفته با استفاده از مقادیر ذهنی و عینی تورم و بیکاری قابل اندازه‌گیری است (بجا[5]، 2014).

یک معادله اقتصاد کلان رضایت از زندگی شامل نرخ رشد، نرخ بیکاری و نرخ تورم یا نرخ بهره بلندمدت است. حضور این متغیرها به عنوان متغیر توضیحی در معادله رضایت از زندگی، ارتباط اقتصاد کلان و رفاه ذهنی را مشخص می‌کند (ولچ[6]،2007).

درواقع شاخص فلاکت و رشد از عوامل مهم در تابع رفاه ذهنی و رفاه اجتماعی هستند. با بررسی معادله رضایت از زندگی این نتیجه حاصل شد که تورم و بیکاری به عنوان اجزای تابع رفاه اجتماعی تاثیر منفی بر رضایت از زندگی افراد دارند و نیز برخی عوامل از جمله اشتغال و سطح درآمد بالاتر ارتباط مثبت و معناداری با رفاه دارند (دی تلا و همکاران،[7] 2001).

در معرفی هزینه­های تورم، علاوه بر هزینه­های متعارف اقتصادی، افراد عموما هزینه­های­ غیرمتعارفی را به­ عنوان هزینه­های تورم بیان می­کنند. از جمله این هزینه­های تورم می­توان به استثمار، وجهه و اعتبار ملی و تضعیف روحیه اشاره کرد. بنابراین تورم و بیکاری بالاتر یا به عبارتی افزایش شاخص فلاکت، رفاه و رضایت از زندگی را کاهش می­دهد و کاهش رفاه منجر به ناتوانی خانوارها در تامین مخارج مصرفی از جمله مخارج بهداشت و سلامت خواهد شد (شیلر[8]، 1997). تاثیر منفی شاخص فلاکت بر تداوم هزینه‌های سلامت در مطالعه وو و همکاران (2014) مورد ارزیابی و تایید قرار گرفته ­است. بیکاری نیز به عنوان یکی از اجزای شاخص فلاکت ارتباط منفی با هزینه­های سلامت دارد. در شرایط بیکاری منابع انسانی بالقوه که می­توانند نقش مهمی در مشاغل مولد داشته باشند، بلا­­­­استفاده هستند که این امر منجر به کاهش درآمد فردی و ملی می­شود. دولت برای سرمایه­گذاری در بخش­های مختلف جامعه از جمله حوزه سلامت و مراقبت­های بهداشتی به منابع مالی نیاز دارد و بیکاری و کاهش درآمد ملی از یک سو مانع سرمایه­گذاری دولت در بخش بهداشت و سلامت شده و هزینه­های عمومی سلامت را کاهش می­دهد و از سوی دیگر، از آنجا ­که سبد مخارج خانوار شامل هزینه­های مختلفی از جمله خوراک، پوشاک، مسکن، آموزش، بهداشت و... است، با کاهش درآمد افراد، منابع مالی در دسترس برای مراقبت­های بهداشتی کمتر از نیازهای اساسی دیگر مانند غذا می­شود و پرداخت از جیب خانوار و هزینه­های خصوصی سلامت نیز کاهش می­یابد (عباس و هیمنز[9]، 2011).

بیکاری پیامدهای زیادی نه تنها برای خود افراد بلکه برای سایر اعضای خانواده نیز دربردارد. به عقیده وی اشتغال علاوه بر درآمد، مزایای غیرمالی زیادی هم دارد. بیکاری منجر به از دست دادن منافع مالی و غیرمالی حاصل از اشتغال می­شود که در این میان می­توان  به کاهش درآمد خانواده و تنزل موقعیت اجتماعی و سلامت روانی اشاره کرد که هزینه­های بسیاری را بر جامعه تحمیل می­کند. همچنین بیکاری باعث کاهش کیفیت سرمایه انسانی می‌شود، زیرا با کاهش درآمد، افراد توانایی تامین هزینه­های بهداشت و سلامت را نخواهند داشت (مارکوس[10]، 2013).

تورم نیز به عنوان یکی دیگر از اجزای شاخص فلاکت بر هزینه­های سلامت اثرگذار است. تورم فزاینده در کنار افزایش بیکاری برای خانواده و کل جامعه هزینه­های اجتماعی و اقتصادی متعددی در بردارد. افزایش نرخ تورم از کانال ایجاد بی­ثباتی و شکاف طبقاتی و کاهش قدرت خرید و کاهش امنیت اقتصادی و اجتماعی و... تاثیر منفی بر هزینه­های سلامت افراد جامعه و رشد و توسعه اقتصادی خواهد گذاشت.

عاصم اوغلو و همکاران[11] (2013)، فتاحی و همکاران (2013)، عباس و هیمنز(2011)، مهرآرا و فضایلی (2009)، سن و روت[12] (2007)، توستی و ماسکونه[13] (2007)، شاه­بخاری و سبیح‌الدین بات[14] (2006)، هانسن و کینگ[15] (1996)، سیدی کوی و همکاران[16] (1995) و هیتریس و پوزنت[17] (1992) درآمد سرانه را به عنوان یکی از مهم‌ترین عوامل تعیین­کننده هزینه­های سلامت می­دانند. با افزایش تولید ناخالص داخلی سرانه، سهم هزینه­های بهداشتی از درآمد ناخالص داخلی افزایش می­یابد. درآمد بیشتر به این معناست که پول بیشتری برای صرف شدن هم در بخش عمومی سلامت و هم در بخش خصوصی وجود دارد (شاه­بخاری و سبیح­الدین بات، 2006). پنج مجرای عمده برای تاثیر درآمد بر مخارج بهداشتی وجود دارد:

1. تاثیر بر بازدهی انتظاری سرمایه­گذاری­های بهداشتی: به این لحاظ می­توان گفت که جدا شدن از شرایطی که در آن اقتصاد دچار کمبودهای فراوان است و حرکت به سمت رشد اقتصادی، منجر به افزایش بازدهی­های انتظاری سرمایه­گذاری منابع در بهداشت و دیگر سرمایه­گذاری انسانی و افزایش بهره­وری خواهد شد.

2. کاهش نرخ تنزیل: کاهش نرخ تنزیل منجر به ایجاد اطمینان بیشتر در مورد بازدهی همه انواع سرمایه­گذاری‌ها و نیز سرمایه­گذاری در بهداشت خواهد شد.

3. افزایش درآمد جاری: سومین اثر مهم رشد و تولید بر بهداشت از طریق افزایش درآمد جاری و تقاضا برای بهداشت، مصرف کالاها و ایجاد ظرفیت جهت تامین مالی خودکار سرمایه­گذاری در بهداشت صورت می­گیرد. این اثر هزینه نهایی سرمایه­گذاری در بهداشت را کاهش و سطح تعادلی سرمایه­گذاری در بهداشت را افزایش خواهد داد.

4. توسعه هم‌زمان انواع مختلف بازارها: از آنجا که توسعه بازار محصول منجر به افزایش بازده انتظاری سرمایه­گذاری در بهداشت می­شود، می­توان انتظار داشت که سطح تعادلی سرمایه‌گذاری در بهداشت افزایش می­یابد.

5. افزایش تسلط دولت بر منابع مرتبط با تولید ناخالص داخلی: میزان تاثیر درآمد بر مخارج بهداشتی بستگی به میزان منابعی دارد که به بخش بهداشت تخصیص داده می­شود و هرچه این تخصیص کاراتر باشد، احتمال تاثیر تولید و رشد اقتصادی بر بهداشت و هزینه­های بهداشتی بیشتر خواهد بود (بهبودی و همکاران، 1390).

آموزش نیز به عنوان یکی دیگر از مولفه‌های مهم و تاثیرگذار ممکن است اثر مثبت یا منفی بر هزینه­های سلامت داشته باشد. گروسمن[18] (2000) همبستگی مثبت بین آموزش و سلامت فردی را مورد تایید قرار داده است. افزایش تحصیلات منجر به آگاهی بهتر افراد نسبت به استفاده از امکانات و تسهیلات بهداشتی موجود و بهبود وضعیت سلامت شده و با افزایش جمعیت تحصیلکرده، مراقبت­های شخصی بهبود یافته و هزینه­های سلامت کاهش می‌یابد (سیدی کوی و همکاران، 1995). سن و روت (2007) نیز معتقد است یک فرد تحصیلکرده نسبت به یک فرد بی‌سواد سهم بیشتری از درآمد خود را صرف سلامت می­کند.

شهرنشینی تاثیر مبهمی بر هزینه­های سلامت دارد و در جوامع مختلف متفاوت است و ممکن است اثر مثبت یا منفی بر مخارج سلامت داشته باشد. عباس و هیمنز (2011) تاثیر منفی شهرنشینی را بر هزینه­های سلامت به این­ صورت بیان می­کند که شهرنشینی منجر به دردسترس بودن بیشتر خدمات بهداشتی شده و تقاضا برای هزینه­های سلامت را جبران می‌کند. یکی از دلایلی که این ارتباط منفی را ممکن می­سازد، دردسترس بودن کم­هزینه پزشکان خصوصی است که مجوز قانونی ندارند و نیز زیرساخت­های شهری نسبت به مناطق روستایی بخوبی توسعه یافته ­است (مانند حمل و نقل عمومی در مناطق شهری) که باعث تسهیل خدمت­رسانی و کاهش هزینه­های سلامت می­شود.

افزایش جمعیت شهری می­تواند منجر به کاهش کیفیت و خدمت­رسانی به مراکز و تسهیلات بهداشتی و سلامت موجود - که پاسخ‌گوی افزایش جمعیت نبوده و نمی­توانند هم‌زمان با افزایش جمعیت شهری افزایش یابند- شود و نیز شهرنشینان نسبت به جمعیت روستایی دسترسی بهتر به امکانات مراقبت­های پزشکی و بهداشتی دارند (سیدی کوی و همکاران، 1995). دیدگاه مقابل بیان می­کند که افراد شهری نسبت به افراد روستایی، سهم بیشتری از درآمد خود را صرف بخش سلامت می‌کنند (سن و روت، 2007). افزایش موازی در صنعتی شدن و شهرنشینی می­تواند منجر به آلودگی‌های زیست محیطی شود (جسمت و گرتام[19]،1992) که در مرحله بعد کیفیت نامطلوب محیط ­زیست باعث افزایش مراقبت­های بهداشتی و هزینه­های سلامت خواهد شد.

اندازه دولت نیز از طریق تاثیر بر شاخص توسعه انسانی بر هزینه­های سلامت اثرگذار است (حاجی­بابایی و احمدی، 2014). توسعه انسانی یکی از شاخص­های رفاه اجتماعی است که از شاخص امید به زندگی، شاخص آموزش و شاخص تولید ناخالص داخلی محاسبه می‌گردد (دیویس[20]، 2009). اندازه دولت دارای اثر مثبت و معناداری بر شاخص توسعه انسانی است. منافع حاصل از مخارج دولت بر توسعه انسانی در بلندمدت باعث بهبود در آموزش و سطح سلامت جامعه گردیده و از این طریق باعث افزایش بهره­وری و درآمد در جامعه می‌شود (شیرین‌بخش و همکاران، 1391).

نابرابری درآمد نیز بر سلامت و مخارج سلامت تاثیر بسزایی دارد. نابرابری درآمدی باعث نابرابری مخارج سلامت و پرداخت از جیب خانوارهای مناطق شهری و روستایی می­شود  (چو و وانگ[21]، 2009). نابرابری درآمد باعث ایجاد شکاف بین دهک­های مختلف جامعه می‌شود. پرداخت مستقیم برای هزینه­های سلامت در خانوارهای فقیر به نسبت افراد ثروتمند بیشتر است. نابرابری پرداخت از جیب به میزان پوشش بیمه­ای مردم در انواع طرح­های بیمه­ای بستگی دارد. گروه­های بالای درآمدی غالبا تحت پوش بیمه­های خصوصی هستند و مشارکت مالی کمی به هنگام دریافت خدمات مراقبت سلامت دارند. افراد ثروتمندتر از احتمال بیشتری برای دستیابی به مراقبت­های سلامت برخوردارند و به طور متناسب با توجه به درآمدشان بیشتر از افراد کم بضاعت برای استفاده از خدمات مراقبت سلامت هزینه می­پردازند (راغفر و همکاران، 1392).

در ادامه نیز مطالعات تجربی مربوط به تعیین­کننده­های هزینه­های سلامت در قالب جدول (1) آمده است:

 

جدول 1. مطالعات تجربی

ردیف

نام نویسندگان

دوره و کشورهای مورد مطالعه

متغیرهای مستقل

نتایج

1

وو و همکاران

(2014)

2010- 1980

19 کشور OECD

شاخص فلاکت

هزینه­های سلامت یک مسیر پویای غیرخطی وسطح بالایی از تداوم را در مقایسه با تداوم ثابت هزینه­های سلامت در مدل خطی تجربه می­کند.

2

عاصم اوغلو و همکاران

(2013)

2009-1960

ایالات متحده

درآمد سرانه

افزایش درآمد نقش مهمی در افزایش نسبت هزینه‌های سلامت به تولید ناخالص داخلی دارد.

3

عباس و هیمنز (2011)

2006-1972

پاکستان

درآمد سرانه، شهرنشینی و بیکاری

 ارتباط بلندمدت بین هزینه‌های عمومی سلامت و متغیرهای مورد استفاده در مدل وجود دارد.

4

چو و وانگ (2009)

چین

نابرابری درآمدی

نابرابری درآمدی بر نابرابری مخارج سلامت در مناطق روستایی و فقیرنشین تاثیر منفی دارد.

5

سن و روت (2007)

اوریسا[22]

درآمد و آموزش

نتایج مطالعه بیانگر تاثیر مثبت و معنادار درآمد و آموزش بر هزینه­های سلامت خانوار است. درآمد خانوار تاثیر قابل توجه و معناداری بر هزینه­های سلامت دارد؛ اما تاثیر آموزش ناچیز است

6

توستی و ماسکونه (2007)

2004-1980

49 ایالت آمریکا

درآمد سرانه

مراقبت‌های سلامت یک کالای ضروری با کشش درآمدی کوچک‌تر از دیگر کشش‌هاست که در سایر مطالعات ایالات متحده تخمین زده شده است.

7

شاه­بخاری و سبیح­الدین بات

( 2006)

2005-1972

پاکستان

تولید ناخالص داخلی

هزینه­های سلامت سریع‌تر از تولید ناخالص داخلی افزایش یافته و مهم‌ترین عاملی که در اقتصاد تغییرات هزینه­های سلامت را تحت تاثیر قرار می­دهد تغییر در تولید ناخالص داخلی است.

8

هانسن و کینگ (1996)

-

20 کشور OECD

درآمد، جمعیت و قیمت مراقبت های بهداشتی

درآمد ارتباط مثبت و معناداری با هزینه­های سلامت دارد. علاوه بر این، نسبت جمعیت زیر15 سال و بالای 65 سال و قیمت نسبی مراقبت­های بهداشتی نیز می‌تواند تعیین­کننده هزینه­های سلامت باشد.

9

سیدی کوی و همکاران (1995)

1993-1974

پاکستان

درآمد سرانه، شهرنشینی، آموزش

اگر چه دسترسی به منابع سلامت از قبیل پزشکان و پرستاران در حال افزایش است؛ در عین حال به کارگیری و توزیع آن‌ها یک مشکل اساسی تلقی می­شود.

10

هیتیریس و پوزنت (1992)

1987-1960

20 کشور OECD

تولید ناخالص داخلی، قیمت نسبی مراقبت های بهداشتی

نتایج مطالعه بیانگر اهمیت تولید ناخالص داخلی بر هزینه‌های سلامت با کشش درآمدی بیشتر از یک است. هم‌چنین اهمیت برخی متغیر­های غیردرآمدی مانند قیمت نسبی مراقبت­های بهداشتی به عنوان تعیین­کننده هزینه سلامت مورد تایید ­است.

11

کاظمیان و جوادی­نسب (1393)

1365-1388

ایران

درآمد، بیکاری، آموزش، سن و تعداد اعضای خانوار

افزایش سن، سطح تحصیلات، درآمد و تعداد اعضای خانوار بر هزینه­های سلامت خانوارهای کم­درآمد در بخش غیررسمی تاثیر مثبت و افزایش نرخ بیکاری شهری بر هزینه‌های سلامت خانوارهای کم­درآمد تاثیر منفی دارد.

12

فتاحی و همکاران (1392)

2011-1995

کشورهای درحال توسعه و توسعه‌یافته

آلودگی هوا، شهرنشینی، درآمد سرانه، اندازه دولت، بار تکفل و آموزش

 آلودگی هوا، شهرنشینی، بار تکفل، درآمد سرانه و اندازه دولت تاثیر مثبت و آموزش تاثیر منفی و معناداری بر هزینه­های عمومی سلامت کشورهای مورد بررسی دارد.

13

مهرآرا و فضایلی (1388)

2005-1995

13 کشور منطقه منا

تولید ناخالص داخلی

در کشورهای منا یک رابطه مثبت قوی بین هزینه­های سرانه سلامت و تولید ناخالص داخلی سرانه وجود دارد و رابطه میان سهم هزینه­های سلامت از تولید ناخالص داخلی با تولید ناخالص داخلی سرانه منفی است.

 

مرور مطالعات تجربی گویای این مطلب است که مهم­ترین عامل تعیین­کننده هزینه­های سلامت، درآمد­ سرانه و تولید ناخالص داخلی است. در بین مطالعات انجام گرفته، علاوه بر عوامل اقتصادی، شاخص­های اجتماعی مختلفی از قبیل آموزش و شهرنشینی نیز به چشم می‌خورد که بیانگر اهمیت کیفیت زندگی اجتماعی افراد است. تورم و بیکاری که از جمله مهم‌ترین شاخص­های اقتصادی و اجتماعی هستند،  بدون تردید تاثیر بسزایی در مکانیسم اقتصادی و عملکرد نظام سلامت دارند و اثربخشی شاخص فلاکت بر شاخص­های سلامت امری اجتناب ناپدیر است. با وجود این اهمیت، تاکنون هیچ مطالعه­ای ارتباط بین این دو شاخص را به طور جامع مورد بررسی قرار نداده است و به این جهت اهمیت مطالعه حاضر چشم­گیر خواهد بود.

 

3. تصویرآماری هزینه­های سلامت و شاخص فلاکت

مدل تأمین مالی سلامت در ایران عمدتا به دو صورت هزینه‌های خصوصی و عمومی است که توجه بیشتر این مطالعه معطوف به هزینه­های خصوصی یا هزینه­های پرداختی توسط خانوارهاست. نقش خانوارها در تامین مالی بخش سلامت ایران که در اصطلاح out of pocket (پرداخت از جیب) نامیده می­شود بیشتر از سایر عاملان است، به طوری که در طول دوره مورد مطالعه، خانوارها به طور متوسط به تنهایی تامین 64 درصد از هزینه­های کل سلامت کشور را بر عهده داشته­اند و تنها 36 درصد از هزینه­های سلامت، عمومی بوده و توسط دولت پرداخت شده است. این در حالی است که سهم عمومی شامل دولت مرکزی و دولت محلی در تامین مالی سلامت در دنیا قابل ملاحظه است. در ایران بیشترین سهم پرداختی توسط خانوار 6/78 درصد می­باشد که طی سال­های 1383-1379 در خلال برنامه سوم توسعه حاصل شده است. ناکارآمدی نظام بیمه­ای کشور، عدم تناسب بین نرخ رشد تعرفه­های دولتی با رشد تورمی خدمات سلامت، برخی نابسامانی­ها در مدیریت بهداشت و درمان و تغییرات نرخ ارز از جمله دلایلی است که طی چند سال اخیر موجب افزایش سهم خانوارها در نظام تامین مالی سلامت گردیده است.

کل گردش نظام سلامت ایران در سال 1392، 100 هزار میلیارد تومان بوده­ است که تقسیم این رقم به کل افراد جامعه رقمی در حدود 1300 تومان است. طی پانزده سال گذشته، هزینه‌های اسمی دولت در بخش عمومی ۱۷۲ برابر رشد یافته ­است؛ در حالی که اعتبارات بخش سلامت به قیمت جاری در همین دوره زمانی، تنها ۸۵ برابر رشد کرده­ است. در عین حال، سهم اعتبارات دولتی در کل هزینه­های بهداشت و درمان از 8/56 درصد به 2/43 درصد کاهش یافته و خانوارهای ایرانی در طی این مدت هزینه­های بهداشتی و درمانی بیش‌تری پرداخت کرده‌اند. سهم پرداختی خانوار از کل هزینه­های سلامت در پانزده سال اخیر از 4/3 درصد به 1/6 درصد افزایش یافته و به همین دلیل نسبت هزینه­های بهداشت و درمان خانوار به کل هزینه­های بهداشت و درمان کشور در ۱۵ سال اخیر، از 8/42 درصد به 3/56 درصد افزایش یافته ­است.

محاسبه سرانه هزینه­های سلامت (به قیمت ثابت) طی دوره 1390-1350 نشان می­دهد این شاخص روند افزایشی داشته و به طور متوسط سالانه 8/4 درصد رشد نموده است؛ به گونه­ای که شاهد بالاترین رقم سرانه هزینه­های سلامت در طول دوره برنامه چهارم توسعه هستیم. در این میان نرخ رشد سرانه هزینه­های سلامت روند نوسانی داشته است به طوری که متوسط نرخ رشد سرانه سلامت از 2/16 درصد در ابتدای دوره تا 8/9 درصد در انتهای دوره متغیر بوده است. هم‌چنین بیش‌ترین متوسط نرخ رشد سرانه هزینه­های سلامت در طول برنامه اول توسعه حاصل شده ­است.

 

 

نمودار 1. روند هزینه های سرانه سلامت طی دوره 1390-1350

  منبع: یافته­های تحقیق

 

شاخص فلاکت یکی از مهم‌ترین عوامل تاثیرگذار بر شاخص­های سلامت و از جمله هزینه‌های سلامت، نمادی از وضعیت معیشت خانوار است. این شاخص با بالا رفتن نرخ تورم و بیکاری و هم‌گام با افزایش قیمت­ها در سال 92 سبب شد بالاترین نرخ را در یک دهه گذشته رقم بزند و به عدد 1/45 درصد برسد. در حال حاضر و براساس آخرین نرخ بیکاری اعلام شده از سوی مرکز آمار در تابستان 94، شاخص فلاکت به 26 درصد افت پیدا کرده ‌است.

بر اساس مطالعه تجربی وو و همکاران (2014) شاخص فلاکت بر رشد و تداوم هزینه­های سلامت تاثیر منفی دارد. افزایش شاخص فلاکت که به معنای افزایش نرخ تورم و نرخ بیکاری است، منجر به کاهش سطح رفاه خانوار و کاهش مخارج مصرفی آن‌ها از جمله مخارج سلامت می‌شود.

 

جدول 2. شاخص فلاکت و هزینه­های سلامت سرانه در ایران

سال

شاخص فلاکت (درصد)

هزینه­های سلامت سرانه

(هزارریال)

سال

شاخص فلاکت

(درصد)

هزینه­های سلامت سرانه

(هزار ریال)

1350

4/14

966

1371

9/35

1252

1351

8/16

596

1372

9/34

1383

1352

1/22

796

1373

8/46

1652

1353

27

1370

1374

1/60

1255

1354

8/22

1572

1375

3/32

1457

1355

8/26

1059

1376

6/27

1555

1356

2/35

1317

1377

6/29

1564

1357

6/20

1506

1378

32

1765

1358

1/21

1320

1379

4/24

1825

1359

3/34

1460

1380

9/23

1868

1360

1/34

1401

1381

7/27

1919

1361

4/30

1361

1382

3/28

1763

1362

4/25

1446

1383

3/28

2134

1363

5/22

1466

1384

9/22

2116

1364

4/19

1443

1385

6/24

2877

1365

8/37

990

1386

4/30

3244

1366

7/41

924

1387

2/37

2929

1367

3/43

894

1388

23

3279

1368

9/31

973

1389

26

3418

1369

4/21

1061

1390

3/35

3508

1370

8/31

1131

 

 

 

منبع: پایگاه آماری بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، مرکز آمار ایران، قانون بودجه و محاسبات تحقیق

 

 

جدول 3. میانگین رشد هزینه­های سلامت و شاخص فلاکت

سال

میانگین رشد هزینه‌های سلامت

میانگین رشد شاخص فلاکت

1356-  1352

2/16

17/0

1367- 1357

5/2-

09/0

1372- 1368

6/8

0

1378- 1374

2

04/0-

1383- 1379

4

02/0-

1388- 1384

8/9

01/0-

منبع: پایگاه آماری بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، مرکز آمار ایران، قانون بودجه و محاسبات تحقیق

 

      

 

نمودار 2. روند شاخص فلاکت طی دوره 1390-1350

   منبع: یافته‌های تحقیق

 

4. روش تحقیق

در این قسمت با پیروی از مبانی نظری و مطالعات انجام شده در زمینه هزینه­های سلامت توسط وو و همکاران (2014)، چو و وانگ (2009) و راغفر و همکاران (1392)، فتاحی و همکاران (2013)، سن و روت (2007) و سیدی کوی و همکاران (1995) مدل برآوردی و متغیرهای به کار رفته در آن مورد بررسی قرار خواهد گرفت.

HPCE = F (MI, EDU, UR, GS, GDP, II)                                                            (1)    

به طوری که HPCE[23] هزینه­های سرانه سلامت،MI [24] شاخص فلاکت، EDU[25] آموزش،UR.نرخ شهرنشینی، GS[26] اندازه دولت، GDP تولید یا درآمد ناخالص داخلی سرانه و II[27] نابرابری درآمدی است.

در ادامه به بررسی تاثیر متغیرهای مذکور بر هزینه­های سلامت پرداخته و معادله (2) برآورد می­شود که این مدل، لگاریتمی بوده و حرف L قبل از متغیرها بیانگر لگاریتم است.

(2)

مکانیسم اثرگذاری عوامل موثر بر هزینه­های سلامت:

بر اساس مطالعه تجربی وو و همکاران (2014) شاخص فلاکت بر رشد و تداوم هزینه‌های سلامت تاثیر منفی دارد. افزایش شاخص فلاکت که به معنای افزایش مجموع نرخ تورم و نرخ بیکاری است که منجربه کاهش سطح رفاه خانوار و کاهش مخارج مصرفی آن‌ها از جمله مخارج سلامت می­شود. در این مطالعه برای شاخص فلاکت از نماد  MI استفاده می‌شود.

درآمد سرانه به عنوان عامل مهمی برای هزینه­های سلامت است و مطالعات تجربی انجام شده بیانگر آن است که افزایش درآمد سرانه می­تواند به افزایش هزینه­های سلامت کمک کند؛ زیرا سطح درآمد خانوار تعیین کننده سبد مصرفی و اولویت­های مخارج مصرفی خانوار است و از آنجا که ترکیب سبد مصرفی خانوار شامل مخارج معیشتی مهم­تری از جمله خوراک، پوشاک و... است؛ بنابراین کاهش سطح درآمد خانوار منجربه تخصیص منابع به این مخارج شده و منابع مالی کمتری به هزینه­های سلامت اختصاص می‌یابد. در این مطالعه GDP معرف درآمد سرانه است.

نتایج مطالعات چو و وانگ (2009) و راغفر و همکاران (1392) بیانگر این است که نابرابری درآمدی حضور معناداری بر هزینه­های سلامت دارد. کاهش نابرابری درآمدی به معنای توریع عادلانه درآمد و برابری بیش‌تر فرصت­های اقتصادی، اجتماعی و... برای افراد است. با کاهش نابرابری، افراد بیش‌تری امکان برخورداری از کالاها و خدمات را در سطح جامعه خواهند داشت و در نتیجه، سطح دست‌یابی آن‌ها به امکانات رفاهی و بهداشتی نیز افزایش می­یابد و این منجربه افزایش انواع هزینه­های خانوار از جمله هزینه­های سلامت می‌شود. نماد II معرف نابرابری درآمد در این مطالعه است.

بر اساس مطالعه فتاحی و همکاران (2013) اندازه دولت ارتباط مستقیم با هزینه­های سلامت دارد. به لحاظ اقتصادی، دولت با مخارج خود از سویی انگیزه پس­انداز و سرمایه‌گذاری را تحت تاثیر قرار می­دهد و از سوی دیگر، به طور مستقیم زیرساخت­ها، آموزش و پرورش، بهداشت و توسعه انسانی را متاثر می­کند و هم‌چنین با برنامه­های مربوط به توزیع عادلانه درآمد، سهم درآمد گروه­های کم درآمد را افزایش می­دهد. در این مطالعه نماد GS را برای اندازه دولت به کار می­بریم.

بین شهرنشینی و توسعه انسانی هم‌بستگی زیادی وجود دارد. مناطق شهری به دلیل برخورداری از امکانات بهداشتی، اقتصادی و نیز افزایش سطح آگاهی و تسهیل دسترسی به مجموعه­ای از ابزارها و وسایل مادی و معنوی دارای کیفیت زندگی و سطح بهداشتی بالاتری هستند که این عوامل منجربه افزایش سطح هزینه­های سلامت می­شود (پورافکاری و همکاران، 1381). نتایج مطالعات سن و روت (2007) و فتاحی و همکاران (2013) نیز موید حضور معنادار و مثبت نرخ شهرنشینی در معادله هزینه­های سلامت است. در این مطالعه نماد UR برای این متغیر به کار می­رود.

تحصیلات و آموزش نیز به عنوان عامل مهمی در سواد سلامت و بهره­گیری از خدمات سلامت شناخته شده ­است. سواد سلامت تاثیر مستقیمی بر مراجعه به مراکز بهداشتی و درمانی و بستری شدن در بیمارستان دارد و این در حالی است که سطح تحصیلات افراد با تاثیر بر سواد سلامت تاثیری غیرمستقیم بر بهره­گیری از خدمات سلامت به جای می­گذارد. تحصیلات پایین مشکل در ارتباطات نوشتاری، یا آشنایی محدود با اصطلاحات پزشکی، خصوصیاتی هستند که به توانایی افراد در تعامل موفقیت­آمیز با نظام مراقبت سلامت آسیب می‌رسانند (نکویی مقدم و همکاران، 1391). تاثیر منفی و معنادار آموزش بر هزینه­های سلامت طبق نتایج مطالعات سیدی کوی و همکاران (1995) و فتاحی و همکاران (2013) مورد تایید قرار گرفته‌ است. در مطالعه حاضر از نماد EDU برای متغیر آموزش در مدل هزینه­های سلامت استفاده می­شود.

در برآورد معادله از نسبت هزینه­های دولت به تولید ناخالص داخلی به عنوان معیار اندازه دولت و از نرخ باسوادی به عنوان معیار آموزش استفاده شده ­است. نرخ شهرنشینی نسبت جمعیت شهری به کل جمعیت است و از ضریب جینی نیز به عنوان شاخص نابرابری درآمدی استفاده شده است.

منبع آماری داده­های مورد استفاده، بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران، مرکز آمار ایران و قانون بودجه کشور است. داده­های مربوط به هزینه­های عمومی سلامت از قانون بودجه، هزینه­های خصوصی و پرداخت از جیب خانوار از مرکز آمار ایران و سایر متغیرها نیز از بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده­اند.

دوره زمانی مورد مطالعه 1390-1350 بوده و آمارهای مورد نیاز به صورت سری زمانی و به قیمت ثابت سال پایه 1390 است.

 

5. برآورد و نتایج

 برای برآورد الگوهای رگرسیون خطی دومتغیره و چندمتغیره معمولا از روش کم‌ترین مجذورات معمولی که به اختصار با OLS نشان داده می­شود، استفاده می­گردد. این روش دارای ویژگی­های مطلوب آماری، یعنی بهترین برآوردکننده خطی بدون تورش (BLUE) است. پیش از تخمین الگو، لازم است پایایی متغیرهای مورد نظر در معادله (2) مورد آزمون قرار گیرد که در این مطالعه برای بررسی پایایی داده­های سری زمانی، از آزمون ریشه واحد دیکی فولر((ADF استفاده شده است. در صورت نامانایی متغیرها مشکلی به نام رگرسیون جعلی یا کاذب بروز می­کند که به کارگیری روش متداول رگرسیون در بسیاری از موارد به تفسیر نادرست نتایج منجر می‌شود (نوفرستی، 1378). از این رو، ابتدا پایایی متغیرهای مورد نظر آزمون شده و سپس به برآورد معادله (2) پرداخته خواهد شد. نتایج بررسی ایستایی متغیرها در جدول (2) ارائه شده ­است.

نتایج آزمون ریشه واحد پس از یک مرتبه تفاضل­گیری در جدول (3) ارائه شده است. شایان ذکر است تعداد وقفه­های بهینه با توجه به معیار شوارتز- بیزین تعیین شده ­­است؛ بنابراین برای بررسی هم‌انباشتگی مدل، از آزمون هم­انباشتگی جوهانسون - جوسیلیوس[28] و برای تعیین تعداد بردارهای هم­انباشتگی از کمیت­های آماره آزمون تریس[29] و حداکثر مقدار ویژه[30] استفاده شده ‌است. فرض صفر در هر دو آزمون، عدم وجود هم­انباشتگی است. نتایج این آزمون در جدول (4) گزارش شده است که بر مبنای هر دو آماره وجود یک بردار هم­انباشتگی در سطح احتمال 5 درصد تایید شده است. از این­رو،  فرض صفر مبنی بر عدم هم­انباشتگی رد می­شود.

مجموعه آزمون­های تشخیصی صورت گرفته نیزگویای آن است که معادله به درستی تصریح شده و جملات اخلال دارای توزیع نرمال هستند. هم‌چنین بر اساس آزمون وایت[31]، معادله برآورد شده مشکل ناهمسانی واریانس ندارد. بعد از انجام آزمون­های تشخیص برای برآورد صحیح معادله (2)، به تجزیه و تحلیل نتایج تخمین که در جدول (6) آمده است، می‌پردازیم:

متغیر شاخص فلاکت دارای ضریب منفی و معناداری بر روی هزینه­های سلامت است. شاخص فلاکت در دهک­های پایین جامعه چشم­گیرتر و وخیم­تر است؛ زیرا بر اثر افزایش نرخ تورم، قدرت خرید دهک­های پایین جامعه آسیب جدی می­بیند. هم­چنین به دلیل بالا بودن نرخ بیکاری در دهک­های پایین درآمدی جامعه و عدم پرداخت دستمزد، متناسب با نرخ تورم برای شاغلان دهک‌های پایین جامعه، شاهد تاثیر منفی شاخص فلاکت بر رفاه اقشار ضعیف جامعه از کانال چهار شاخص غذا، بهداشت، آموزش و مسکن خواهیم بود. به بیان دیگر، مخارج بهداشت و درمان یکی از انواع مخارج مصرفی غیرخوراکی خانوارهاست. بنابراین افزایش شاخص فلاکت منجربه کاهش قدرت خرید و کاهش میانگین مخارج بهداشت و درمان خانوارها می­گردد. نتایج مطالعه وو و همکاران (2014) نتایج مطالعه حاضر را تایید می‌کند.

براساس نتایج، تخمین رابطه مثبت و معناداری بین تولید ناخالص داخلی سرانه و هزینه‌های سلامت وجود دارد که این امر با نتایج مطالعات تجربی سازگار است. درآمد سرانه بالا به منزله رفاه بیش‌تر بوده و در چنین جوامعی، دولت و خانوار به بخش سلامت و بهداشت اهتمام زیادتری می‌ورزند.

نابرابری درآمد نیز تاثیر منفی و معناداری بر هزینه­های سلامت دارد؛ زیرا با کاهش نابرابری درآمد در جامعه امکان سرمایه­گذاری در آموزش، بهداشت، اشتغال و... برای افراد بیش‌تری فراهم می‌شود، بنابراین شاهد افزایش هزینه­های سرانه سلامت توسط دولت و خانوارها و بهبود شاخص­های سلامت خواهیم بود. نتایج مطالعات چو و وانگ (2009) و راغفر و همکاران (1392) نیز موید تاثیر نابرابری درآمد بر هزینه­های سلامت است.

براساس نتایج تخمین، ارتباط مثبت و معناداری بین اندازه دولت با هزینه­های سلامت وجود دارد؛ زیرا بخشی از هزینه­های سلامت، مخارج عمومی سلامت است که تامین مالی آنها یکی از وظایف دولت است. در واقع افزایش حجم دولت به معنای افزایش نهادها و سازمان‌های دولتی متولی بهداشت و درمان است که دولت موظف به تامین منابع مالی موردنیاز این سازمان­هاست. نتایج مطالعه فتاحی و همکاران (2013) نیز موید تاثیر مثبت اندازه دولت بر هزینه­های سلامت است.

نتایج برآورد معادله نشان‌دهنده ارتباط مثبت و معنادار نرخ شهرنشینی و هزینه­های سلامت است. گسترش نرخ شهرنشینی باعث تغییر رفتارهای اجتماعی افراد و تجددگرایی آن‌ها در زمینه‌های مختلف اقتصادی، سیاسی، اجتماعی و... می­شود. توجه و اهتمام بیش‌تر به حوزه بهداشت و سلامت یکی از علایم بهبود رفتارهای اجتماعی افراد در قالب شهرنشینی است که دسترسی بیش‌تر و بهتر به امکانات، تجهیزات و مراقبت­های بهداشتی در شهرها این مسیر را برای افراد هموار می­سازد. نتایج مطالعات سن و روت (2007) و فتاحی و همکاران (2013) نیز موید ارتباط مثبت نرخ شهرنشینی با هزینه­های سلامت است.

هم‌چنین براساس نتایج تخمین، متغیر آموزش دارای ضریب منفی و از جنبه آماری نیز معنادار است؛ زیرا افزایش سطح تحصیلات و آموزش منجربه افزایش دانش و آگاهی افراد در حوزه بهداشت و سلامت، شناخت روش­های بهتر مراقبت­های بهداشتی، شناخت انواع بیماری­ها و روش­های پیش‌گیری از ابتلا به آنها می­شود و در نتیجه چالش­ها و هزینه­های حوزه سلامت کاهش می­یابد. نتایج مطالعات سیدی کوی و همکاران (1995) و فتاحی و همکاران (2013) نیز ارتباط منفی آموزش با هزینه­های سرانه سلامت خانوارها را تایید می‌کند.

در این مطالعه تاثیر شاخص فلاکت بر هزینه­های سلامت طی دوره 1350 - 1390 در ایران با استفاده از الگوهای سری زمانی مورد مطالعه قرار گرفت. نتایج حاصل نشان داد طی دوره مورد بررسی، شاخص فلاکت، نابرابری درآمدی و آموزش تاثیر منفی و معنادار و نرخ شهرنشینی، اندازه دولت و درآمد سرانه تاثیر مثبت و معنادار بر هزینه­های سلامت داشته ­است. تاثیر منفی و معنادار شاخص فلاکت بر مخارج سلامت نشان­دهنده اهمیت این شاخص در حوزه سلامت است. با توجه به اهمیت سلامت در توسعه سرمایه انسانی ضروری است دولت برای کاهش نابرابری مخارج سلامت، هم‌زمان اقدام به تدابیری جهت کاهش نرخ فلاکت و اتخاذ سیاست‌های توسعه­ای مناسب­تری برای تامین مالی طرح­هایی مانند افزایش میزان پوشش بیمه‌ای مردم در مناطق فقیرتر روستایی و شهری نماید. هم‌چنین لازم است سیاست­گذاری در نظام سلامت به گونه­ای باشد که الگوی تامین منابع مالی، ترکیبی از روش­های مختلف و با اولویت کاهش سهم خانوارها در پرداخت مستقیم بهنگام دریافت خدمات سلامت باشد.



1Macgraw et al.

[2] نماگرها گونه­ای شاخص هستند که تهیه آن‌ها سریع­تر و راحت­تر از خود شاخص بوده و جنبه پیش­بینی را نیز دارند.

2 Barro

3 Okun

4 Beja

5 Welsch

[7] Tella et al.

[8] Shiller

[9] Abbas & Heimenz

[10] Marcus

[11] Acemoglu et al.  

[12] Sen & Rout

[13] Tosetti & Moscone

[14] Shah Bukhari & Sabihuddin Butt

[15] Hansen & King

[16] Siddiqui et al.

[17] Hitiris & Posnett

1 Grossman

1 Gbesemete & Gerdtham

2 Davies

[21] Chou & Wang

[22] Orisa

1 Health Per Capita Expenditure

2 Misery Index

3 Education

4 Government Size

5 Inequality Income

1 Johansen Cointegration Test

2 Trace

3 Maximum Eigenvalue

[31] White Test

منابع

-      احمدی، علی محمد، یوسفی، مهدی، فضایلی، سمیه (1389). بررسی و تحلیل تغییرات شاخص تورم در بخش عمومی و بخش سلامت کشور ایران. فصلنامه پژوهش­های اقتصادی، 10(1): 111-99.

-      آقانظری، حسن (1386). توسعه سرمایه انسانی بر اساس آموزه­های اسلام و تاثیر آن بر توسعه انسانی. فصلنامه علمی پژوهشی اقتصاد اسلامی، 7(26): 70-25.

-      بهبودی، داوود،  باستان، فرانک، افشاری، مجید (1390). بررسی رابطه بین مخارج بهداشتی سرانه و درآمد سرانه در کشورهای با درآمد پایین و متوسط (رهیافت علیت در داده­های تابلویی). فصلنامه مدلسازی اقتصادی، 5 (3) :96-81.         

-      پژویان، جمشید، واعظی، ویدا (1388). ارتباط بین شاخص توزیع درآمد و شاخص سلامت. فصلنامه پژوهشنامه اقتصادی، 11(2): 158-137.

-      پورافکاری، نصرالله، کلانتری، صمد، نقدی، اسدالله (1381). توسعه شهرنشینی و پیامدهای آن     (با تکیه بر مورد ایران). فصلنامه جمعیت، (39 و 40): 34-1.

-      راغفر، حسین، زرگری، نیلوفر، سنگری مهذب، کبری (1392). اندازه­گیری نابرابری در هزینه­های سلامت در ایران. مجله پژوهشی حکیم، 16(2): 97-89.

-      شیرین­بخش، شمس­الله، امینی، تکتم، هراتی، جواد (1391). بررسی تاثیر اندازه دولت (سهم مخارج مصرفی و سرمایه­گذاری دولت از تولید ناخالص داخلی) بر توسعه انسانی: با استفاده از الگوی داده‌های تابلویی. فصلنامه اقتصادپولی، مالی، 19(3): 150-130.

-      فتاحی، مریم، عصاری، عباس، صادقی، حسین، اصغرپور، حسین (1392). تاثیر آلودگی هوا بر هزینه‌های عمومی سلامت: مقایسه تطبیقی کشورهای درحال توسعه و توسعه­یافته. فصلنامه تحقیقات توسعه اقتصادی، (11):131-111.

-      عصاری آرانی، عباس، افضلی ابرقویی، وجیهه (1389). ارتباط اندازه دولت با توسعه انسانی (مقایسه کشورهای نفتی و کشورهای در حال توسعه غیرنفتی). فصلنامه رفاه اجتماعی، 10(36): 90-61.

-      کاظمیان، محمود، جوادی نسب، حمیده (1393). مولفه‌های اقتصادی و اجتماعی موثر بر هزینه‌های سلامت خانوارهای کم درآمد در بخش غیر رسمی اشتغال. مجله دانشگاه علوم پزشکی کرمان،21(2):161-151.

-      ماسگرو، فیلیپ، زرامدینی، ریاض، کرین، گای (1383). الگوهای اساسی در هزینه­های بهداشت و درمان. ترجمه امیرعباس فضایلی، فصلنامه تامین اجتماعی، 6(17): 78-41.

-      محمودی، بهزاد (1388). شاخص فلاکت در ایران، گروه پژوهشی اقتصاد، کمیته علمی شاخص‌سازی و آینده پژوهی، گزارش پژوهش­های اقتصادی (53).

-      مهرآرا، محسن، شرزه­ای، غلامعلی، محقق، محسن (1390). بررسی رابطه کیفیت محیط زیست و هزینه­های بخش سلامت در کشورهای درحال توسعه. مجله مدیریت سلامت، 14(46): 88-79.

-      مهرآرا، محسن، فضائلی، علی­اکبر (1388). رابطه هزینه­های سلامت و رشد اقتصادی در کشورهای خاورمیانه و شمال آفریقا (منا). فصلنامه علمی پژوهشی مدیریت سلامت، 12(35): 59-49.

-      نکویی مقدم، محمود، پروا، سحر، امیراسماعیلی، محمدرضا، بانشی، محمدرضا (1391). سواد سلامت و بهره­گیری از خدمات سلامت در جامعه شهری کرمان. مجله علمی پژوهشی طلوع بهداشت یزد،11(4):134-123.

-      نوفرستی، محمد (1378). ریشه واحد و همجمعی در اقتصادسنجی، انتشارات رسا.

-      والاس، پل (1383). بررسی تامین مالی مراقبت­های سلامت (ترجمه: حسن­زاده، علی، فخیم علیزاد، سعید). فصلنامه تامین اجتماعی، 6(19): 148-111.

-        Abbas, F. & Hiemenz, U. (2011). Determinants of public health expenditures in Pakista. ZEF- Discussion Papers on Development Policy, 158: 30-48. http://ageconsearch.umn.edu/bitstream/118422/2/DP158.pdf

-        Acemoglu, D., Finkelstein, A. & Notowidigdo, M. (2013).Income and healthspending: Evidence from oil price shocks. The Review of Economics and Statistics, 95(4): 1079–1095.

-        Beja, E. (2014). Measuring economic ill-being: Evidence for the Philippine misery index. Department of Economics, Ateneo de Manila University, Quezon City, Philippines 1108, Mpra Paper.

-        Chou, W. L. & Wang, Z. (2009). Regional inequality in china s health care expinditures. Health Economics, 18(2): 146-137.

-        Davies, A. (2009). Human development and optimal size of government. The Journal of Socio – Economics, 38(2): 326-330.

-        Gbesmete, K. P. & Gerdtham, U. F. (1992). Determinants of health care expenditure in Africa: A cross- sectional study. World Development, 20(2): 303-308.

-        Hajibabaei, H. & Ahmadi, A. (2014). Government size and human development: quadratic regression approach. International Journal of Academic Research in Business and Social Sciences, 4(4): 160-166.

-        Hansen, P. & King, A. (1996). The determinants of health care expenditure: A cointegration approach. Journal of Health Economics, 15(1): 127-137.

-        Hitiris, T. & Posnett, J. (1992). The determinants and effects of health expenditure in developed countries. Journal of Health Economics, 11(2): 173-18.

-        Di Tella, R., MacCulloch, R. J. & Oswald, A. (2001). Preferences over inflation and unemployment: Evidence from surveys of happiness. American Economic Association, 91(1): 335–341.

-        Grossman, M. (2000). Chapter 7 the human capital model. Hand Book of Health Economics, 1(A): 347-408.

-        Marcus, J. (2013). The effect of unemployment on the mental health of spouses Evidence from plant closures in Germany. Journal of Health Economics, 32(3): 546–558.

-        Schmitz, H. (2011). Why are the unemployed in worse health? The causal effect of unemployment on health. Labour Economics, 18(1): 71–78.

-        Sen, B. & Rout, H. S. (2007). Determinants of household health expenditure: Case of urban Orissa. Utkal Economic Paper, 13(1): 17-23.

-        Shiller, R. J. (1997). Why do people dislike inflation? In christana D. Romer & D. H. Romer, eds. Reducing Inflation: Motivation and Strategy. Chicago: University of Chicago press: 1-15.

-        Siddiqui, R., Afridi, U. & Haq, R. (1995). Determinants ofexpenditure on health in Pakistan. Papers and Proceedings PART III Eleventh Annual General Meeting of the Pakistan Society of Development Economists Islamabad. 34(4): 959-970.

-        Tosetti, E. & Moscone, F. (2010). Health expenditure and income in the United State. Health Economics, 19(12): 1385-1403.

-        Welsch, H. (2007). Macroeconomics and life satisfaction: Revisiting the Misery index. Journal of Applied Economics, 10(2): 237-251.

-        Wu, P., Liu, Sh. & Pan, Sh. (2014). Does misery index matter for the persistence of health spending? Evidence from OECD countries. 118(2): 893-910.

 

پیوست

جدول 2. نتایج آزمون ریشه واحد در سطح متغیرهای مورد مطالعه

مقادیر بحرانی مککینون

مقدار ADFمحاسبه شده

 

تعداد وقفه

 

متغیرها

10%

5%

1%

607/2-

937/2-

605/3-

    928/0-

0

LNHPCE

608/2-

939/2-

610/3-

609/4-

1

LNMI

608/2-

939/2-

610/3-

171/3-

1

LNUR

610/2-

943/2-

621/3-

042/2-

3

LNII

607/2-

937/2-

605/3-

532/2-

0

LNGS

608/2-

939/2-

610/3-

559/1-

1

LNGDP

607/2-

937/2-

605/3-

641/4-

0

LNED

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جدول 3. نتایج آزمون ریشه واحد در تفاضل مرتبه اول متغیرهای مورد مطالعه

مقادیر بحرانی مککینون

مقدار ADFمحاسبه شده

تعداد وقفه

متغیرها

10%

5%

1%

608/2-

939/2-

610/3-

370/7-

0

LNHPCE

609/2-

941/2-

615/3-

037/7-

1

LNMI

608/2-

939/2-

610/3-

467/7-

0

LNUR

610/2-

943/2-

621/3-

814/5-

2

LNII

608/2-

939/2-

610/3-

991/7-

0

LNGS

608/2-

939/2-

610/3-

321/5-

0

LNGDP

608/2-

939/2-

610/3-

484/3-

0

LNEDU

منبع: یافته‌های تحقیق

 

 

 

 

جدول 4. آزمون ماتریس اثر () و حداکثر مقادیر ویژه ()

متغیر

آزمون

فرضیه صفر

فرضیه مقابل

آماره آزمون

مقدار بحرانی در سطح 95%

احتمال

HPCE

 
0r =

1

25/193

61/125

0000/0

1 = r

2

49/119

75/95

0005/0

2 =r

3

76/73

81/69

0234/0

3 = r

4

94/46

85/47

0608/0

4 = r

5

81/26

79/29

1063/0

5 = r

6

79/13

49/15

0886/0

6 = r

7

95/1

84/3

1623/0

 
0 = r

1

75/73

23/46

0000/0

1 = r

2

73/45

07/40

0104/0

2 = r

3

82/26

87/33

2727/0

3 = r

4

12/20

58/27

3325/0

4 = r

5

01/13

13/21

4508/0

5 = r

6

84/11

26/14

1166/0

6 = r

7

95/1

84/3

1623/0

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جدول 5. نتایج آزمون تشخیص

نوع آزمون

آماره محاسبه شده و احتمال

نتایج

آزمون فرم تبعی معادله

(آزمون رمزی)

06/0:F

80/0:Prob

با توجه به آماره F و ارزش احتمال فرض مبنی بر تصریح فرم تابع تخمین زده شده را نمی­توان رد کرد.

آزمون نرمال بودن باقیمانده ها

70/0:Prob

به سه دلیل توزیع پسماند نرمال است: 1- قدر مطلق چولگی بین 1/0 و 5/0 است 2- آماره JB که توزیع آن چی دو از چی دو جدول در سطح 5 درصد کوچکتر است3- احتمال نرمال بودن بزرگتر از 5 درصد است.

آزمون تشخیص همسانی واریانس

07/0:Prob

نتایج آزمون وایت نشان­دهنده قبول فرضیه H0 مبنی بر همسانی واریانس بین جملات پسماند است. وجود واریانس همسانی رد می­شود.

آزمون خودهم‌بستگی

77/0:Prob

70/1:DW

نتایج آزمون بریوش- گادفری[1] نشان­دهنده قبول فرضیه H0 مبنی بر عدم وجود خود هم‌بستگی بین جملات پسماند است. گفتنی است مقدار دوربین واتسون نیز نبود خودهمبستگی را تایید می‌کند.

منبع: یافته‌های تحقیق

 

جدول 6. نتایج برآورد عوامل تعیین کننده هزینه­های سلامت

متغیر

نتایج تخمین

C

91/13-

(000/0)

LMI

17/0-

(0071/0)

LII

22/1-

(0154/0)

LGS

62/5

(0000/0)

LUR

59/3

(0000/0)

LGDP

50/0

(0000/0)

LEDU

65/3-

0319/0

Durbin-Watson

70/1

R-Squared

95/0

Adj R-Squared

94/0

F

39/126

منبع: یافته‌های تحقیق

اعداد داخل پرانتز بیانگر مقدار p-valu است.



1 Brvsh- Godfrey