تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت در ایران
محورهای موضوعی :
1 - دانشگاه سمنان
کلید واژه:
چکیده مقاله :
چكيده مقدمه: سلامت به معنی برخوداری از رفاه کامل جسمی و روانی و اجتماعی می¬باشد و تنها نبود بیماری و معلولیت و ناتوانی نیست. باتوجه به ورود اقتصاد سلامت به ادبیات علم اقتصاد بررسی چگونگی اثرگذاری شاخص¬های اقتصادی بر سلامت امری ضروری است. هدف از این پژوهش، بررسی تجربی تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت برای ایران می¬باشد. روش: اين پژوهش از روش تجزیه مؤلفه¬های اصلی جهت استخراج یک شاخص کلی برای شاخص سلامت و برای برآورد مدل، از روش خودرگرسيونی با وقفه¬های توزیعی (ARDL) طی سال¬های 1361-1398 برای کشور ایران استفاده گردید. داده¬های مورد استفاده در این پژوهش شاخص ترکیبی (شاخص امید به زندگی، هزینه سرانه بهداشت، مرگ و میر کودکان زیر 5 سال)، که اطلاعات مربوط به امید به زندگی از بانک جهانی، هزینه سرامه سلامت از قانون بودجه و محاسبات و مرگ و میر کودکان زیر 5 سال داده های یونیسف و اطلاعات شاخص فلاکت، ضریب جینی و تولید ناخالص داخلی سرانه از مرکز آمار و نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی ایران استخراج شده است. مدل و آزمونهای موردنیاز تحقیق در نرم‌افزار Eviews 10 برآورد شدند. یافته¬ها: نتایج پژوهش نشان میدهد که شاخص فلاکت اثر منفی و معناداری بر شاخص سلامت دارد. همچنین، براساس یافته¬های تجربی نابرابری درآمد اثر منفی و معناداری برشاخص سلامت دارد، در حالی تولید ناخالص داخلی سرانه اثر مثبت و معناداری برشاخص سلامت دارد.که این موضوع قیود دیگری را بر سیاستگذار در مسیر دستیابی به توزیع بهتر درآمد، ارتقای درآمد سرانه تحمیل خواهد نمود. بحث: بر اساس نتایج مدل، متغیر شاخص فلاکت دارای ضریب منفی و معنیداری بر هزینههای سلامت است. شاخص فلاکت در طبقات پایین جامعه چشمگیرتر و کمتر است. به دلیل افزایش نرخ تورم، قدرت خرید دهک های پایین جامعه به شدت آسیب دیده است. علاوه بر این، تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معناداری بر شاخص سلامت دارد. درآمد سرانه بالاتر با بهبود شرایط زندگی منجر به سلامت بهتر می¬شود. در حالی که نابرابری درآمد تأثیر منفی معناداری بر شاخص سلامت دارد. با کاهش نابرابری درآمدی در جامعه، امکان سرمایه گذاری در آموزش، سلامت؛ زمینه اشتغال برای افراد بیشتری فراهم شده است.
Seyed Mohammad Mostolizadeh Abstract Introduction: Health means having complete physical, mental and social well-being, and it is not only the absence of disease, disability and disability. Considering the entry of health economics into the economics literature, it is necessary to study how economic indicators affect health. The purpose of this study is to investigate the effect of misery index on health index for Iran. Method: The self-regression method with distributed intervals (ARDL) was used for Iran during the years 1361-1398. The data used in this study are a composite index (life expectancy index, per capita health expenditure, mortality of children under 5 years old), which contains information about life expectancy from the World Bank, health expenditure from the budget law and calculations and death Mortality of children under 5 years old UNICEF data and data on misery index, Gini coefficient and GDP per capita have been extracted from the Statistics and Economic Indicators Center of the Central Bank of the Islamic Republic of Iran. The model and tests required for the research were estimated in Eviews 10 software. Findings: The results show that the misery index has a negative and significant effect on the health index. Also, based on empirical findings, income inequality has a negative and significant effect on the health index, while GDP per capita has a positive and significant effect on the health index. Discussion: Based on the results of the model, the misery index variable has a negative and significant coefficient on health costs. The index of misery is lower and lower in the lower classes of society. Due to rising inflation, the purchasing power of the lower deciles of society has been severely damaged. In addition, GDP per capita has a positive and significant effect on the health index. Higher per capita income leads to better health by improving living conditions such as access to safe drinking water, better roads, proper nutrition, and so on. While income inequality has a significant negative effect on the health index. By reducing income inequality in society, the possibility of investing in education, health; Employment is provided for more people.
فصلنامه راهبرد توسعه/ سال نوزدهم/ شماره 4 (پیاپی76)/ زمستان 1402/ 194-162
Quarterly Journal of Development Strategy, 2024, Vol. 19, No.4 (76), 162-194
تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت در ایران
سید محمد مستولی زاده 1
(تاريخ دريافت 25/3/1402 ـ تاريخ تصويب 21/11/1402)
نوع مقاله: علمی پژوهشی
چكيده
مقدمه: سلامت به معنی برخوداری از رفاه کامل جسمی و روانی و اجتماعی میباشد و تنها نبود بیماری و معلولیت و ناتوانی نیست. باتوجه به ورود اقتصاد سلامت به ادبیات علم اقتصاد بررسی چگونگی اثرگذاری شاخصهای اقتصادی بر سلامت امری ضروری است. هدف از این پژوهش، بررسی تجربی تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت برای ایران میباشد.
روش: اين پژوهش از روش تجزیه مؤلفههای اصلی جهت استخراج یک شاخص کلی برای شاخص سلامت و برای برآورد مدل، از روش خودرگرسيونی با وقفه‌های توزیعی (ARDL) طی سالهای 1361-1398 برای کشور ایران استفاده گردید. دادههای مورد استفاده در این پژوهش شاخص ترکیبی (شاخص امید به زندگی، هزینه سرانه بهداشت، مرگ و میر کودکان زیر 5 سال)، که اطلاعات مربوط به امید به زندگی از بانک جهانی، هزینه سرامه سلامت از قانون بودجه و محاسبات و مرگ و میر کودکان زیر 5 سال داده های یونیسف2 و اطلاعات شاخص فلاکت، ضریب جینی و تولید ناخالص داخلی سرانه از مرکز آمار و نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی ایران استخراج شده است. مدل و آزمونهای موردنیاز تحقیق در نرم‌افزار Eviews 10 برآورد شدند.
یافتهها: نتایج پژوهش نشان میدهد که شاخص فلاکت اثر منفی و معناداری بر شاخص سلامت دارد. همچنین، براساس یافتههای تجربی نابرابری درآمد اثر منفی و معناداری برشاخص سلامت دارد، در حالی تولید ناخالص داخلی سرانه اثر مثبت و معناداری برشاخص سلامت دارد.که این موضوع قیود دیگری را بر سیاستگذار در مسیر دستیابی به توزیع بهتر درآمد، ارتقای درآمد سرانه تحمیل خواهد نمود.
بحث: بر اساس نتایج مدل، متغیر شاخص فلاکت دارای ضریب منفی و معنیداری بر هزینههای سلامت است. شاخص فلاکت در طبقات پایین جامعه چشمگیرتر و کمتر است. به دلیل افزایش نرخ تورم، قدرت خرید دهک های پایین جامعه به شدت آسیب دیده است. علاوه بر این، تولید ناخالص داخلی سرانه تأثیر مثبت و معناداری بر شاخص سلامت دارد. درآمد سرانه بالاتر با بهبود شرایط زندگی منجر به سلامت بهتر میشود. در حالی که نابرابری درآمد تأثیر منفی معناداری بر شاخص سلامت دارد. با کاهش نابرابری درآمدی در جامعه، امکان سرمایه گذاری در آموزش، سلامت؛ زمینه اشتغال برای افراد بیشتری فراهم شده است.
کلمات کلیدی: شاخص فلاکت، شاخص سلامت، ARDL
1- مقدمه
اقتصاد سلامت در دهه‌های اخیر در رأس اهداف برنامه‌ریزان و سیاست‌گذاران اقتصادی به عنوان معیاری برای سنجش رفاه اجتماعی قرار گرفته است. در این راستا، شناسایی و بررسی عوامل تأثیر گذار بر سلامت از اهمیت ویژهای برخودار است. مخارج سلامت از طریق کانالهای مختلفی میتواند به صورت مستقیم و یا غیر مستقیم اقتصاد را تحت تأثیر قرار دهد. مهمترین کانال تأثیرگذار در این زمینه، کارایی بهتر کارگران سالم در مقایسه با سایر کارگران است. کارگران سالم، بیشتر و بهتر از دیگر کارگران در شرایط برابر کار میکنند و ذهن خالق و آمادهتری دارند. از سوی دیگر، ارتقای سطح خدمات بهداشتی، سرمایه انسانی را از طریق انباشت سرمایه بهداشتی تحت تأثیر قرار میدهد (مجتهد و جوادی پور،1383)3. افزايش سلامتی و شاخصهاي آن از طريق كاهش نرخ مرگ و مير و افزايش اميد به زندگي، افراد را نسبت به پس انداز بيشتر ترغيب مينمايد؛ كه اين افزايش پس انداز به نوبه خود با افزايش سرمايه
فيزيكي جامعه، به صورت غيرمستقيم بر بهرهوري اثر ميگذارد (ویل4،2005). بنابراین، سلامت و بهداشت مطلوبیت را به صورت مستقیم و غیرمستقیم تأمین میسازد، چرا که آن یک نهاده مهم در فرایند تولید خانوار میباشد، از این رو سلامت و بهداشت هم یک کالای مصرفی نهایی و هم یک کالای سرمایهای است. تئوری بیان میدارد که ارتقاء در موجودی فردی دانش و سلامت بهرهوری فرد را درفعالیتهای بازاری و غیربازاری افزایش میدهد (ربیعی و همکاران، 1392)5.
از آنجا که شاخص فلاکتت بر اساس دیدگاه اقتصاددانانی مانند بارو6 و اوکان7 ترکیبی خطی از دو شاخص مهم اقتصادی یعنی نرخ بیکاری و نرخ تورم است، میتوان از این شاخص به عنوان مقیاسی برای فقدان عمومی رفاه اقتصادی یک کشور استفاده کرد. افزایش نرخ تورم از کانال ایجاد بی ثباتی، شکاف طبقاتی، کاهش قدرت خرید، کاهش امنیت اقتصادی و اجتماعی و ... تأثیر منفی بر هزینههای سلامت افراد جامعه و رشد و توسعه اقتصادی خواهد گذاشت. تورم، علاوه بر هزینههای متعارف اقتصادی، هزینههای غیرمتعارفی همچون کاهش وجهه و اعتبار ملی و تضعیف روحیه مردم دارد (شیلر8،1997). بیکاری منجر به از دست دادن منافع مالی و غیرمالی حاصل از اشتغال می شود. 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 (مارکوس9،2013).
به طور کلی مطالعات متعددی در زمینه عوامل مؤثر بر هزینههای بخش سلامت انجام شده ازجمله گل خندان (1398)، شاه آبادی و قربانی گلپرور (1395) و رضایی و همکاران (1396) به ترتیب تأثیر شاخص فلاکت را بر امید به زندگی و مخارج سلامت را بررسی نمودهاند. با توجه به ارتباط تنگاتنگ و معني دار، تبيين نظري رابطه بين سلامت، نرخ و مرگ و میر کودکان و اميد به زندگي به عنوان مهمترين شاخص سنجش سطح سلامت در این پژوهش از ترکیب سه مؤلفه فوق به عنوان شاخص سلامت استفاده شده است. در این راستا تعدادی متغیر معرفی شدهاند که با هزینههای سلامت دارای رابطه بوده، ولی ترکیب این متغیرها از تحقیقی به تحقیق دیگر تفاوت میکند و معمولاً این ترکیب از متغیرها، با توجه به پیشینه ذهنی محقق تعیین میشود. عوامل مؤثر مورد بررسی بر شاخص سلامت در پژوهش حاضر شاخص فلاکت، نابرابری درآمد و تولید ناخالص داخلی سرانه است.
در این پژوهش، با توجه به این توضیحات و با ورود اقتصاد سلامت به ادبیات علم اقتصاد بررسی چگونگی اثرگذاری شاخصهای اقتصادی بر سلامت امری ضروری است. از این رو میتوان سوالهای اصلی این مطالعه را به این صورت مطرح نمود که آیا شاخص فلاکت بر شاخص سلامت تأثیر منفی دارد؟ متغیرهای کلان اقتصادی از جمله نابرابری درآمد و تولید ناخالص داخلی سرانه بر شاخص سلامت چگونه تأثیر گذارند؟
برای این منظور، اين مطالعه به بررسي تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت در ایران طی دوره زمانی 1361-1398 میپردازد. اﻳﻦ ﻣﻘﺎﻟﻪ در ﭘﻨﺞ ﺑﺨﺶ تدوﻳﻦ ﺷﺪهاﺳﺖ. بعد از مقدمه، در ﺑﺨﺶ دوم، ادبیات ﺗﺤﻘﻴﻖ اراﺋﻪ ﺷﺪهاﺳﺖ. ﺑﺨﺶ ﺳﻮم ﺑﻪ روش تحقیق ﺷﺎﻣﻞ ﺟﻤﻊآوري و ﺗﻮﺻﻴﻒ دادهﻫﺎ اﺧﺘﺼﺎص ﻳﺎﻓﺘﻪاﺳﺖ. در بخش چهارم، تجزیه و تحلیل نتایج تجربی مدل انجام میگیرد و ﺑﺨﺶ ﭘﻨﺠﻢ، به ﻧﺘﻴﺠﻪﮔﻴﺮي و پیشنهادات اﺧﺘﺼﺎص ﻳﺎﻓﺘﻪاﺳﺖ.
2- ادبیات تحقیق
2-1. مبانی نظری
سلامتی از منظر اقتصادی هم به عنوان کالای مصرفی و هم به عنوان کالای سرمایهای محسوب میشود. از دیدگاه کالای مصرفی، افراد به دنبال داشتن سلامتی هستند، چرا که در این صورت از بهبود کیفیت زندگی خود لذت بیشتری می‌برند. از دید کالای سرمایهای رابطهی زمان و سلامت بدین گونه است که اگر وضعیت سلامت فرد خوب باشد، دوران بیماری کمتر و روزهای بیشتری برای کار کردن و کسب درآمد خواهد (صباغ کرمانی، 1396)10.
در اقتصاد، بهداشت آموزش و پرورش دو سنگ بنای ثروت انسان تلقی میشود و تئودور شولتز و بکر آن را اساس فرآوری اقتصادی مینامند. در همه جوامع، رفاه اقتصادی خانوادهها و جمعیت سالم لازمه کاهش فقر، رشد اقتصادی و توسعه پایدار است. زیرا سلامت یک ملت به طور گسترده به عنوان عملکرد فیزیکی، روانی و اجتماعی ملت برای مقابله با چالشهای زندگی تعریف شده است، که به عنوان یک عامل تعیین کننده مهم در عملکرد اقتصاد ملی میباشد، در حقیقت خرد هر فرهنگی حکم میکند که سلامت، ثروت است (آصف زاده، 2010).
در واقع سلامت، دو ويژگي مهم دارد؛ نخست آن كه از نيازها و حقـوق اساسي مردم است و ديگر آن كه عرصه تغيير و تحولات سريع ميباشد. تغيير سيماي بيماريها، تحول در مفاهيم سلامت، پيشرفت فناوري در شيوههاي تشخيص، درمان و ارايه خدمات، همگي حاكي از سرعت تغييرات در سلامت هستند.
حوزه سلامت: مجموعه كنشگران و فعاليتهايي است كه با هدف اوليه ارتقاي سلامت عمل ميكنند. به اين ترتيب حوزه سلامت متشكل از بخش دولتي و غيردولتي ميباشد و در درون دولت نيز منحصر به وزارت بهداشت، درمان و آموزش پزشكي نميگردد. سلامت ازدیدگاه فیزیکی، روانی، اجتماعی ومعنوی مطرح میشود و به معنای ایجاد روابط اصولی ومنطقی بین اجتماع، خانواده، فرد و محیط زیست آنها از یک سو و ایجاد تعادل کامل بین اندامها و دستگاههای مختلف و ترکیب فیزیکی و شیمیایی معاینات داخلی بدن و تعادل اصولی در ارگانیزم محیط زیست از سوی دیگراست. طبق این تعریف میتوان نتیجه گرفت که هرعاملی که این سلامت را دچار اختلال سازد عامل بیماریزا یا عامل ناهنجار تلقی خواهد شد. بر اساس تعریف سازمان جهانی بهداشت، فقدان بیماری، نقص عضو یا عدم وجود ضعف به تنهایی دلیل برتأمین سلامت نیست (کریمی، 1383)11.
بر این اساس، ارتقای بهداشت در صورت ثبات سایر شرایط بدان معناست که منابع کمتری در آینده صرف مخارجی درمانی خواهد شد. بنابراین، برخی منابع که در آینده باید صرف مخارج درمانی شوند برای مقاصد دیگری قابل استفاده خواهند بود. البته مقدار زیادی از این منابع صرف مخارج مصرفی خانوار میشود و بقیه نیز صرف افزایش سرمایه فیزیکی، انسانی و بهداشتی میشود که نتیجه این انباشت سرمایه، رشد اقتصادی سریع تر خواهد بود (بلوم و همکاران12، 2004). به علاوه سلامتي از جمله مواردي است كه در دوران رونق اقتصادي افزايش و در دوران ركود اقتصادي كاهش مييابد. سلامت جسمي و ذهني و بهرهمندي از خدمات پزشكي با شرايط كلان اقتصادي و دورههاي تجاري (رونق و ركود) تغيير ميکند.
2-1-1. سلامت و شاخص فلاکت
از ميان عوامل محيطي مـؤثربـر سـلامت روان، نقـش اقتصـاد در سـلامت روان افـراد، بسـيار حـائز اهميت و مورد توجه صاحبنظران است. سلامت روانـي تحـت تـأثيرپايگـاه اجتمـاعي- اقتصـادي است (تاسيك13 و همكاران، 1386). از ايـن رو نظريـات متفـاوتي بـراي بيـان رابطـة عوامـل اقتصادي و سلامت روان مطرح شده اند. دو فرضيه در اين زمينه مطرح است: بر طبق فرضـيه عليـت اجتماعي، فقرو نابرابري درآمد خطرابتلا به بيماريهاي رواني را افزايش ميدهد (فشارهاي مـالي، محروميت اجتماعي و سوء تغذيه). با اين حال فرضيه انتخاب اجتماعي يا رانش معتقـد اسـت افـراد مبتلا به اختلالات رواني با خطر فقر شديد مواجه هستند. زيـرا هزينـههـاي درمـان و از دسـت دادن شغل افزايش و در نتيجه درآمد كاهش مي يابد. نظريه عليت اجتماعي بيشـترمربـوط بـه اخـتلالات شايع رواني مانند افسردگي و اضطراب است و نظريه رانش بيشتر مربوط به اختلالات شديد روانـي مانند اسكيزوفرني است (ايمي ونپ14، 2014). عوامل اقتصادي از جمله بيكاري، بيثبـاتي اقتصـادي، تـورم افسارگسـيخته، ركـود اقتصـادي، و توزيـع ناعادلانـه درآمـدها در جامعـه مهـمتـرين عوامـل اقتصادي مؤثربرسلامت روان هستند.
در سال 1993 مولر، هيكس و وينوكر15 نشان داده اند كه اثرات منفي افسردگي، اضطراب و كـاهش عزت نفس به دليل بيكاري افراد پديد مي آيد. تحقيقات همچنين نشـان داده اسـت عـدم اشـتغال بـا مشكلات جسمي و رواني مثل افسردگي، اضطراب و نرخ بالاي خودكشي مرتبط است (میکانن و رافیل16 ، 2010). همچنين يافته هاي پژوهشي روهـم17(2003) نشان داده است افزایش در نرخ بيكاري ارتباط مثبتي با بيماريهاي رواني دارد و شـمار زيـادي از مطالعـات اثـرمنفـي بيكـاري بـر خودكشي، افسردگي، شرايط جسماني و سوء مصـرف مـواد را تأييـد مـيكننـد. نظريـه كـاركردي جاهودا، در سال 1979 تا 1982 در توجيه تأثيرمنفي بيكاري بر سـلامت روانـي، نظریه محرومیت مکنون را مطرح مينمايد. مطابق با اين نظر، اشتغال داراي دوعملكرد اسـت؛ عملكـرد آشكاركه با داشتن درآمد وعملكرد مكنون كه با نيازهاي روان شناسـي ارتبـاط دارنـد. افـراد ابتـدا كار را براي عملكرد آشكار آن انجام مي دهند، امـا حـين كـار از مزايـاي عملكـرد مكنـون آن نيـز بهره مند مي شوند. بنابراين محروميت از كـار وتحصـيل و حرفـه سـبب مـيشـود كـه آن هـا هـم از عملكرد آشكار و هم از عملكرد مكنون كار، بي بهره بمانند و نتيجة محروميت از هردو بر سـلامت روان افراد تأثيرمنفي دارد (جاهودا18، 1982). نظريه محدوديت عمـل فرايـر: نظريـة ديگـري كـه در توجیه تأثيربيكاري و ترك تحصيل افراد ارائه شده، نظريه محدوديت عمل است (فرايـر19،1986). اما مطابق اين نظراز دست دادن كار سبب محدود شدن منابع فردي مي شـود كـه پيامـد آن بـه ايـن صورت است كه فرد آيندة معناداري براي خود ترسيم نكند. بنابراين سـلامت روانـي آن هـا تقليـل مي يابد.
نرخ تورم و نرخ بیکاری اجزای اصلی اندازه گیری بدبختی در قالب شاخص فلاکت هستند. شاخص فلاکت به عنوان مقیاسی برای فقدان (اتلاف) عمومی رفاه اقتصادی کشور بیان میکند که رفاه از دست رفته با استفاده از مقادیر ذهنی و عینی تورم و بیکاری قابل اندازه‌گیری است (بجا20، 2014).
تورم و بیکاری از کانال های مختلفی، می توانند سلامت را تحت تأثیر قرار دهند. تورم بالاتر، رفاه و رضایت از زندگی را کاهش میدهد و کاهش رفاه منجر به ناتوانی خانوارها در تأمین مخارج مصرفی از جمله مخارج بهداشت و سلامت خواهد شد ( شاه آبادی و قربانی گلپرور، 1395)21.
uتـورم يكـي از اساسـي تـرين معضـلات اقتصـادي هـر كشـوري اسـت، هزينـه هـاي روانـي تـورم از بي اعتمادي مردم نسبت به ارزش پول ملي حكايت دارد و عدم احساس رضايت خاطررواني ناشـي از اين ذهنيت است كه تورم، حاصل كار آن ها را هدر مي دهـد. يكـي ديگـراز هزينـه هـاي روانـي تورم ايجاد يك حالت نااطميناني و بلاتكليفي در جامعه است (كريمي، 1384).
همچنین، افزایش تورم میتواند منجر به گرانتر شدن کالاها و خدمات پزشکی شود. این موارد منجر به کاهش سلامت افراد جامعه میگردد. نرخ بیکاری بالا نیز، دولت را درگیر سیاستهای مربوط به کاهش بیکاری کرده و در مقایسه با قبل، از توجه به هزینههای سلامت باز داشته و در نتیجه هزینه عمومی سلامت کاهش مییابد ( رضایی و همکاران، 1396)22.
کاهش در هزینههای عمومی سلامت نیز باعث تضعیف برون دادههای سلامت از جمله امید به زندگی می شود. همچنین، افزایش بیکاری، موجب کاهش درآمد شخصی، تنشهای روحی و بالتبع باعث بدتر شدن وضعیت سلامت و در نتیجه کاهش در میزان امید به زندگی جامعه میشود ( عباس و هیمنز23، 2011).
2-1-2. سلامت و نابرابری درآمد
رابطهی بین نابرابری درآمد و سلامت یکی از موضوعاتی است که امروزه مورد توجه بسیاری از پژوهشگران حوزه سلامت و اقتصاد قرار گرفته است. نابرابری درآمد یک موضوع در سطح اجتماعی است و هزینههای زیادی را بر جامعه تحمیل میکند و از آنجایی که سلامت یکی از مهمترین شاخصهای سرمایه انسانی، بیشترین هزینه را بر سلامت وارد میکند.
نابرابری درآمد از کانالهای مختلفی بر روی سلامت افراد تأثیر میگذارد. مطالعات نشان میدهد که سطح بالای نابرابری درآمد، سرمایهی اجتماعی را تضعیف میکند. بدین صورت که نابرابری درآمد موجب افزایش بدگمانی و استرس در بین افراد جامعه شده و مشارکت اجتماعی را کاهش میدهد و همچنین موجب واکنش های خشم آلود افراد نسبت به وقایع پیرامون خود میشود. مجموعهی این رفتارها سلامت عمومی را دچار آسیب میکند (عماد زاده و همکاران، 1390)24.
ویلکینسون25 (1997) بیان میکند، در سطح فردی با افزایش درآمد، فرد امکانات مناسب و کافی بهداشتی و در نتیجه سلامت و بالاتری برخوردار است ولی مطالعات صورت گرفته در سطح اجتماع این نظریه را تأیید نمی‌کند؛ کشورهایی وجود دارند که با اینکه درآمد پایینتری نسبت به کشورهای با درآمد بالا دارند ولی از سلامت بالایی برخوردارند؛ چون نابرابری درآمد کمتری دارند. افزایش نابرابری درآمد از دو مسیر مستقیم و غیرمستقیم بر روی افراد تأثیر میگذارد. اثر مستقیم درآمد خود فرد و اثر غیرمستقیم درآمد سایر افراد را تغییر میدهد. اثر غیرمستقیم و تغییر سیاست‌ها، آداب و رسوم و آرمان‌ها بر رفتار افراد تأثیر میگذارد که سلامتی افراد و شیب تأثیرگذاری نابرابری بر روی سلامتی را متاثر میکند ( تروسدیل و جینک26،2016).
2-1-3. سلامت و تولید ناخالص داخلی سرانه
وضعیت کلّی اقتصاد از جمله محورهای رشد جاری و آتی آن میتواند به واسطه تحت تأثیر قرار دادن مقادیر واقعی و انتظاری متغیرهایی که جزء عوامل تعیین کننده بهداشت به شمار میروند و وضعیت بهداشتی جامعه را تغییر دهد. در مجموع، پنج مجرای عمده برای تأثیر رشد اقتصادی بر بهداشت برشمرد:
1. اولین اثر رشد اقتصادی بر بهداشت، احتمالاً تأثیر آن بر بازدهی انتظاری سرمایه‌گذاری‌های بهداشتی است. به این لحاظ میتوان گفت که، جدا شدن از شرایطی که در آن اقتصاد دچار کمبودهای فراوان است و حرکت به سمت رشد اقتصادی، احتمالاً منجر به افزایش بازدهی های انتظاری سرمایهگذاری منابع در بهداشت و دیگر سرمایهگذاری انسانی خواهد شد، که طبعاً به واسطه ساز و کارهای ارائه شده در بخش های پیشین بهرهوری را افزایش میدهد.
۲. دومین اثر رشد پایدار در اقتصادهایی که دچار کمبودهای بسیاری هستند، کاهش نرخ تنزیل است که منجر به ایجاد اطمینان بیشتر در مورد بازدهی همه انواع سرمایهگذاریها و همچنین سرمایهگذاری در بهداشت خواهد شد. جنبه کلیدی این اثر، میزان درک سیاست گذاران از ویژگی‌های رشد پایدار است؛ زیرا هرچه سیاستهای مرتبط با استراتژی رشد، شفافتر بوده و دوام بیشتری داشته باشند، این اثر بیشتر است.
۳. سومین اثر مهم رشد اقتصادی بر بهداشت، از طریق افزایش درآمد جاری و متن متعاقباً تقاضا برای؛ بهداشت، مصرف کالاها و ایجاد ظرفیت جهت تأمین مالی خودکار سرمایهگذاری در بهداشت، صورت میگیرد. این اثر احتمالاً هزینه نهایی سرمایهگذاری در بهداشت را کاهش و سطح تعادلی سرمایهگذاری در بهداشت را افزایش خواهد داد.
۴.چهارمین اثر مهم رشد اقتصادی بر بهداشت از طریق توسعه همزمان انواع مختلف بازارها رخ میدهد از آنجا که توسعه بازار محصول احتمالاً منجر به افزایش بازدهی انتظاری سرمایهگذاری در بهداشت میشود؛ میتوان انتظار داشت که سطح تعادلی سرمایهگذاری در بهداشت افزایش یابد. گسترش بازار کار نیز میتواند به واسطه افزایش بازدهی انتظاری سرمایهگذاری فقرا در بهداشت، بسیار مهم باشد. گسترش و ادغام بازارهای اعتباری نیز میتواند هزینه دریافت اعتبار برای افراد ساکن در نواحی فقیرنشین را کاهش دهد و در نتیجه، میزان سرمایه گذاری در بهداشت از سوی این افراد افزایش یابد.
۵. پنجمین اثر مهم رشد اقتصادی بر بهداشت، به واسطه افزایش تسلّط دولت بر مبنای مرتبط با رشد اقتصادی است. میزان تأثیر رشد اقتصادی بر بهداشت، بستگی به میزان منابعی دارد که به بخش بهداشت تخصیص مییابد؛ هرچه منابع بیشتری به بخش بهداشت اختصاص داده شود و نحوه این تخصیص کارآتر باشد. احتمال تأثیر رشد اقتصادی بر بهداشت بیشتر خواهد بود (مجتهد و جوادپور،1383)27.
در ادامه به مرور مطالعات انجام شده در خصوص شاخص فلاکت و اقتصاد سلامت در داخل و خارج به اختصار مروری میشود
2-2. پیشینه پژوهش
2-2-1. مطالعات داخلی
احمدی و همکاران (1389) رابطه متغیرهای کلان اقتصادی با سلامت در ایران را بررسی کردند و برای سلامت از دو شاخص امید به زندگی در بدو تولد و نرخ مرگ و میر کودکان زیر پنج سال استفاده کردند. در این پژوهش از روش اقتصادسنجی و الگوی VECM طی سالهای 1359-1385 استفاد شده است. نتایج پژوهش نشان داد که متغیرهای بیکاری، تورم، موازنه پرداختها و ضریب جینی، رابطه معکوس معنی داری با سلامت داشتهاند و متغیرهای مخارج سلامت و مخارج دولتی، اثر مثبت و معنی داری بر برونداد بخش سلامت به جای گذاشتهاند. بر اساس نتایج، سلامت مستقل از متغیرهای اقتصاد کلان نمی باشد و هر یک از متغیرهای کلان به نوعی بر آن تاثیر میگذارد.
عمادزاده و همکاران (1390) در پژوهش اثر توزیع نابرابری درآمد بر وضعیت سلامتی در 18 کشورهای عضو سازمان کنفرانس اسلامی برای سالهای ۱۹۸۰ - 2005 با استفاده از داده های تابلویی و مدل ضریب تصادفی بررسی کردند. یافتهها نشان داد با در نظر گرفتن امید به زندگی به عنوان شاخص سلامت از ۱۸ کشور تنها در 6 کشور با ثابت در نظر گرفتن درآمد سرانه نابرابری درآمد اثر معکوس بر وضعیت سلامت دارد. با توجه به اینکه امید به زندگی تغییرات سلامت را در مناطقی با نابرابری درآمد بیشتر نشان میدهد. از شاخص حاصل ضرب و امید به زندگی در درآمد سرانه استفاده گردید. همچنین، با در نظر گرفتن سطح درآمد و پس انداز و آموزش به عنوان متغیرهای کنترل مشاهده شد که آموزش و درآمد اثر مثبت و معناداری بر سلامت دارد.
لطفعلی پور و همکاران (۱۳۹0)28 تاثیر شاخصهای سلامت بر رشد اقتصادی ایران را با استفاده از مدل گسترش یافته سولو و سیستم معادلات همزمان و روش حداقل مربعات سه مرحله ای در فاصله زمانی ۱۳۶۱- ۱۳۸۶ مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان داد موجودی سلامت سرمایه انسانی و سرمایهگذاری در سلامت و سرمایه انسانی اثر مثبت و معناداری بر نرخ رشد درآمد سرانه دارد.
ربیعی و همکاران (1392) تاثیر شاخصهای سلامت بر رشد اقتصادی در کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته طی دوره زمانی ۱۹۹0 -۲۰۱۰ با بکارگیری داده های پانل مورد بررسی قرار دادند. نتایج نشان میدهد که موجودی سرمایه و امید به زندگی تاثیر مثبت و معناداری بر هر دو گروه از کشورهای مورد بررسی دارد و نرخ مرگ و میر کودکان زیر ۵ سال تأثیر منفی بر کشورهای توسعه یافته و در هر حال توسعه دارد. همچنین نرخ باروری در کشورهای توسعه یافته تاثیر مثبت و در کشورهای در حال توسعه تاثیر منفی دارد.
علوی راد و همکاران (1393) در پژوهش رابطه میان برخی از شاخصهای وضعیت سلامت (مخارج سلامت، امید به زندگی و نرخ مرگ و میر نوزادان) و تولید ناخالص داخلی واقعی را برای کشورهای حوزه سند چشم انداز طی دوره زمانی ۱۹۹۵ تا ۲۰۱۰ با استفاده روش FMOLS مورد مطالعه قرار دادند. نتایج حاکی از آن است بین امید به زندگی و تولید ناخالص واقعی، مخارج سلامت و تولید ناخالص واقعی یک رابطه مثبت و معنادار نیز در حالی که رابطه بین مرگ و میر نوزادان و تولید ناخالص واقعی یک رابطه منفی و معنادار است.
کاظمیان و جوادی نسب (1393)29 در پژوهشی مؤلفههای اقتصادی و اجتماعی مؤثر بر هزینههای سلامت خانوارهای کم درآمد در بخش غیررسمی اشتغال را طی دوره ۱۳۶۵ - ۱۳۸۸ با استفاده از رویکرده و حداقل مربعات معمولی به بررسی پرداختند. یافتههای پژوهش نشان داد، افزایش سن، سطح تحصیلات، درآمد و تعداد اعضای خانوار هزینههای سلامت خانوارهای کم درآمد در بخش غیررسمی را افزایش و افزایش نرخ بیکاری شهری هزینههای سلامت خانوار را کاهش میدهد. بیشتر تأثیر و نرخ بیکاری کمترین تأثیر را بر هزینههای سلامت خانوارها دارد.
فتاحی و همکاران (۱۳۹4)30 در پژوهشی رابطه بین آلودگی هوا و هزینههای عمومی سلامت را در کشورهای در حال توسعه با استفاده از رویکرد پانل پویا و گشتاورهای تعمیم یافته طی دوره زمانی ۱۹۹۵ - ۲۰۱۱ مورد بررسی و تحلیل قرار دادند. نتایج مطالعه نشان داد آلودگی هوا درآمد سرانه، نرخ شهرنشینی، بار تکفل و اندازه دولت تأثیر مثبت و معنادار و بیکاری تأثیر منفی بر هزینههای عمومی سلامت داشته است. همچنین، نتایج حاکی از آن است که درآمد سرانه، نرخ شهرنشینی و آموزش بر رابطه بین آلودگی هوا و هزینههای عمومی سلامت تاثیر معناداری دارد.
عسگری و بادپا (۱۳۹۴)31 در پژوهشی اثر مخارج بخش عمومی و خصوصی بر وضعیت سلامت افراد در ایران را در سال طی دوره زمانی ۱۳۷۴ -۱۳۹۱ پرداختند. نتایج بیانگر آن است که کل مخارج سلامت بر امید به زندگی در بدو تولد و نرخ خام مرگ و میر اثر مثبت و بر نرخ مرگ و میر کودکان اثر منفی میگذارد. به علاوه درآمد بخش خصوصی و بخش عمومی با برخی از شاخصهای سلامت رابطه معناداری دارد اما مخارج سلامت بخش عمومی نسبتاً اثر بیشتری داشته است.
شاه‌آبادی و قربانی گلپرور (1395) در مطالعه خود به بررسی تأثیر شاخص فلاکت بر هزینه سلامت در ایران در طی دوره ۱۳۵۰ - ۱۳۹۰ پرداختند. نتایج مطالعات نشان میدهد که تأثیر شاخص فلاکت، آموزش و نابرابری درآمد بر مخارج سلامت منفی و معنادار و تأثیر اندازه دولت، نرخ شهرنشینی و درآمد سرانه بر مخارج سلامت مثبت و معنادار میباشد.
رضایی و همکاران (1396) به بررسی تأثیرات سرریز فضایی شاخص فلاکت بر مخارج سلامت را در 79 کشورهای منتخب در حال توسعه طی دوره زمانی ۱۹۹۵ - ۲۰۱۴ با استفاده از رویکرد اقتصادسنجی فضایی و مدل فضایی دوربین میپردازند. نتایج نشان میدهد که رابطه منفی و معناداری بین شاخص فلاکت و مخارج سلامت وجود دارد.
گل خندان (1398)32 در مطالعه تأثیر بلندمدت فلاکت اقتصادی بر امید به زندگی در ایران را با استفاده از آزمون همجمعی یوهانسون طی دوره زمانی 1370-1395 میپردازد. بر اساس نتایج به دست آمده از برآورد مدل، شاخص تولید مواد غذایی، سرانه مخارج عمومی سلامت و شهرنشینی، امید به زندگی را در بلندمدت افزایش و شاخص فلاکت و نرخ بی سوادی امید به زندگی را در بلند مدت کاهش می‌دهند.
بابائی (۱۳۹۹)33 به بررسی تاثیر شاخصهای سلامت و متغیرهای کلان اقتصادی بر سطح امید به زندگی با رویکرد مقایسه کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته با استفاده از مدل پنل دیتا در بازه زمانی ۲۰۱۰- ۲018 میپردازد. نتایج حاکی از آن است که تقریباً در هر دو دسته از شاخصهای مورد بررسی تاثیر شاخصهای اقتصادی و سلامت و شاخص امید به زندگی در کشورهای در حال توسعه بیشتر از کشورهای توسعه یافته است. این امر میتواند ناشی از وضعیت بد شاخصهای اقتصادی و سلامتی در کشورهای در حال توسعه نسبت به کشورهای توسعه یافته میباشد که با هر تغییری در این متغیرها وضعیت شاخص امید به زندگی تغییرات بیشتری را نسبت به کشورهای توسعه یافته از خود نشان میدهد.
2-2-2. مطالعات خارجی
وانگ و ریتاین مایر 34(2007) به بررسی عوامل اقتصادی مؤثر بر مخارج بهداشتی در آمریکا طی دوره زمانی 1978-2007 با روش همچنین یوهانسون پرداختند. یافته ها نشان میدهد که درآمد سرانه، رشد جمعیت و اندازه دولت رابطه مثبت و معناداری با مخارج بهداشتی در دوره مورد مطالعه دارد.
مورتی و اوکوناد 35 (۲۰۰۹) در پژوهشی به تعیین عوامل مؤثر بر هزینههای بهداشتی 44 کشور آفریقایی را با استفاده از دادههای تلفیقی دوره زمانی1990-2000 پرداختند. نتایج نشان دهنده آن است که درآمد سرانه به عنوان یکی از مهمترین متغیرها در توضیح نوسانات بهداشتی کشورهای کمتر توسعه یافته میباشد و عنوان مینماید که هزینههای بهداشتی صورت گرفته در چنین کشورهایی بیش از آنکه در قالب مراقبتهای بهداشتی باشد در قالب درمان های ضروری بهداشتی بودهاند.
امیری36 و همکاران (2011) پژوهشی به بررسی علّیت میان مخارج بهداشتی و درآمد سرانه در ایالات متحده آمریکا طی دوره زمانی ۱۹۶۵ - ۲۰۰۴ با استفاده از روش خود رسیور برداری پرداختند. نتایج حاکی ازآن است که یک ارتباط یک سویه از سمت مخارج بهداشتی سرانه به درآمد سرانه وجود دارد.
وو و همکاران37 (۲۰۱۴) در پژوهشی با عنوان آیا شاخص بدبختی برای تداوم سلامت مهم است؟ برای ۱۹ کشور OECD با استفاده از رویکرد PSTR طی دوره زمانی 1980-2010 پرداختند. نتایج مدل تجربی نشا داد هزینههای سلامت یک مسیر پویایی غیرخطی و سطح بالایی از تداوم را در مقایسه با تداوم ثابت هزینههای سلامت در مدل خطی تجربه میکند.
شهباز38 و همکاران (۲۰۱۶) به بررسی عوامل تعیین کننده امید به زندگی و با تأکید بر نقش فلاکت اقتصادی در کشور پاکستان طی سالهای ۱۹۷۲ - ۲۰۱۲ پرداختند. استفاده از روش اقتصادسنجی ARDL نشان میدهد که فلاکت اقتصادی و بی‌سوادی امید به زندگی را کاهش و شاخص تولید مواد غذایی، هزینه سلامت و شهرنشینی امید به زندگی را افزایش می‌دهند.
آیودی و علی39 (2017) در پژوهشی تأثیر عوامل اقتصادی اجتماعی و زیست محیطی را بر امید به زندگی در کشور لبنان طی دوره زمانی ۱۹۷۱ - ۲۰۱۴ مورد بررسی قرار دادند. نتایج این مطالعه با استفاده از روش هم انباشتگی یوهانسن نشان میدهد که در بلندمدت شاخص مواد غذایی استاندارد، آموزش، تولید ناخالص داخلی سرانه و نرخ رشد جمعیت اثر مثبت و معناداری بر امید به زندگی و انتشار گازهای 
اثر منفی و معنادار بر امید به زندگی دارد.
آیودی و علی40 (۲۰۱۹) به بررسی تأثیر شهرنشینی و فلاکت اقتصادی بر امید به زندگی در کشورهای منطقه منا خاورمیانه و شمال آفریقا طی دوره زمانی ۲۰۰۱ - ۲۰۱۶ با استفاده از رویکرد پنلی ARDL می پردازد. نتایج حاکی از آن است که فلاکت اقتصادی و شهرنشینی به ترتیب منجر به کاهش و افزایش امید به زندگی در کشورهای مورد مطالعه میشود.
3. روش تحقیق
در ادامه به توصیف داده ها و تصریح مدل می پردازیم.
3-1. تصریح مدل
در این پژوهش تأثیر شاخص فلاکت بر شاخص سلامت را طبق معادله رگرسیونی زیر طی سالهای 1361-1398 برای ایران آزمون میشود.
HPCE 𝑡 =α+
MI t +
GINI 𝑡 +
GDP t+ 
(1)
که درآن HPCEشاخص سلامت، MI شاخص فلاکت، GINI شاخص نابرابری در آمد و GDP تولید ناخالص داخلی سرانه براساس سال پایه 90 است. در این پژوهش به پیروی از مطالعه علوی راد و همکاران (1393) برای بررسی وضعیت سلامت از سه شاخص شامل، شاخص امید به زندگی، هزینه سرانه سلامت و مرگ و میر کودکان زیر پنج سال بصورت ميانگين وزني با استفاده از روشتحلیل مؤلفههاي اصلی41 محاسبه میشود. در ادامه به معرفی هر یک از شاخصهای سلامت و شاخص فلاکت به عنوان متغیر مستقل مدل میپردازیم:
v شاخص امید به زندگی
این شاخص نشان دهنده تعداد سالهای است که یک نوزاد تازه متولد شده می تواند زنده بماند به شرط آنکه الگوی مرگ و میر رایج در زمان تولد در طول زندگی او به همان صورت باقی بماند. دشواری عمده در زمینه کاربرد این شاخص آن است که نمیتوان به طور مشخص این موضوع مشخص نمود که فوت فردی در یک سال خاص آیا ناشی از حوادث و شرایط موجود در خلال یک دوره زمانی طولانی است یا ناشی از شرایط آن سال خاص. بنابراین میتوان گفت همانگونه که نرخ امید به زندگی برای گروه‌های سنی خاص در یک سال مشخص انعکاس دهنده شرایط دهها سال قبل است میتواند متأثر از وقایع سال مورد نظر نیز باشد. به علاوه، ممکن است نتایج اعمال نیز در رفتارها و سیاستهای کنونی حتی تا یک دهه آینده نیز نمایان شود، بنابراین برای آنکه بتوانیم تأثیر دوران زندگی و سال مبنا برای محاسبه امید به زندگی را جدا کنیم تنها راه استفاده از نرخ مرگ و میر برای گروه‌های سنی خاص که فاصله میان مرگ و تولدشان کوتاه‌تر است (جوان‌ترین گروه‌های سنی) میباشد(بخشنده گلکو، 1390)42.
v هزینه سرانه سلامت(عمومی و خصوصی)
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 و همکاران، ۱۳۸۳)
v مرگ و میر کودکان زیر 5 سال
عبارت است از تعداد مرگ و میر اتفاق افتاده در خلال یک سال به کل جمعیت موجود در میانه آن سال که به طور معمول در هر هزار اندازه‌گیری میشود. بسیاری معتقدند که کمیتهای آماری مربوط به نرخ خام مرگ و میر می‌توانند به شدت گمراه‌کننده باشند. ارقام مربوط به نرخ‌های خام مرگ و میر مردم در گروه‌های سنی خاصی مبین این واقعیت است که به طور معمول در هر سال مشخص احتمال فوت مردم مسنتر بیشتر از افراد جوان است (به استثنای نوزادان که در مناطق گوناگون گونه جهان از نرخ بالای مرگ و میر برخوردارند). بنابراین هر اندازه میانگین سن در هر یک از کشور خاص بالاتر باشد احتمال بالا بودن نرخ مرگ و میر بیشتر است. یک کاهش در نرخ مرگ و میر بیش از آنکه نشانهای از بهبود در بهداشت همگانی یا مصرف یا امکانات دارو و درمان باشد میتواند منعکس کننده کاهش در میانگین سن جامعه باشد. در واقع، هر اندازه بهداشت مردم بهتر باشد احتمال بالاتر بودن میانگین سن بیشتر است و احتمالاً نرخ خام مرگ و میر نیز بالاتر خواهد بود. این نکات باعث می شود که شاخص مزبور نتواند وضعیت بهداشتی جامعه را به طور دقیق توصیف کند (بخشنده گلکو، ۱۳۹۰).
v شاخص فلاکت
شاخص فلاکت بر رشد تداوم هزینههای سلامت درسطح منفی دارد. افزایش شاخص فلاکت به معنای افزایش مجموعه نرخ تورم و نرخ بیکاری است، که باعث کاهش سطح رفاه خانوار و کاهش مخارج مصرفی آنها از جمله مخارج سلامت میشود. همانطور که در معادله (10) مشاهده میشود متغیرهای (GINI) و تولید ناخالص داخلی سرانه (GDP) به عنوان متغیرهای کنترلی استفادهشدهاست.
v نابرابری درآمد
نابرابری در آمد باعث ایجاد شکاف بین دهکهای مختلف جامعه میشود. پرداخت مستقیم برای هزینههای سلامت در خانوارهای فقیر به نسبت افراد ثروتمند بیشتر است. پرداخت از جیب به میزان پوشش بیمه‌ای مردم در انواع طرحهای بیمه‌ای بستگی دارد. گروه‌های بالای درآمدی غالباً تحت پوشش 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 درآمد ایشان بیشتر از افراد کم بضاعت برای استفاده از خدمات مراقبت از سلامت هزینه میپردازد ( راغفر و همکاران،1392)43.
v تولید ناخالص داخلی سرانه
رشد اقتصادی بالا ظرفیت و توانایی مردم برای مشارکت در طرح تأمین مالی سلامت را افزایش میدهد (سازمان بهداشت جهانی، ۱۳۸۵). درآمد سرانه بالاتر، سلامت بهتر را از طریق بهبود وضعیت زندگی از قبیل دسترسی به آب آشامیدنی سالم، جاده‌های بهتر، تغذیه مناسب و نظایر آن موجب میشود. درآمد سرانه بالاتر قدرت خرید بیشتری را نیز ایجاد میکند که میتواند، مستقیماً کیفیت و کمیت مراقبتهای بهداشتی را بهبود ببخشد و استفاده بیشتر از آموزش را موجب شود که این خود در آینده به صورت درآمد بیشتر ظاهر میشود. آموزش عامل مؤثری برای رشد اقتصاد است. آموزش مستقیماً سطح سلامت مردم را افزایش میدهد، زیرا آنان را به مدیران قابلی برای اداره کردن زندگیشان مبدل نموده و باعث استفاده معقول از منابع مراقبتها بهداشت میشود (احمدی و همکاران، 1389).
2-3. جمع آوری، سازمان‌دهی و توصیف دادهها
دادههای مورد استفاده در این پژوهش شاخص ترکیبی (شاخص امید به زندگی، هزینه سرانه بهداشت، مرگ و میر کودکان زیر 5 سال)، شاخص فلاکت، ضریب جینی، تولید ناخالص داخلی سرانه است. اطلاعات مربوط به امید به زندگی از بانک جهانی، هزینه سرامه سلامت از قانون بودجه و محاسبات و مرگ و میر کودکان زیر 5 سال داده های یونیسف44 و اطلاعات شاخص فلاکت، ضریب جینی و تولید ناخالص داخلی سرانه طي دوره 1361-1398 از مرکز آمار و نماگرهای اقتصادی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران استخراج شده است. برخی از آمارههای توصیفی مربوط به دادهها در جدول (3) گزارش شده است:
جدول(1)- آمارههای توصیفی دادههای مربوط به متغیرها
متغیر | تعداد مشاهدات | میانگین | انحراف معیار | کمینه | بیشینه |
HPCE | 38 | 339/39 | 061/4 | 516/30 | 045/44 |
MI | 38 | 983/31 | 081/9 | 500/20 | 900/58 |
GINI | 38 | 411/0 | 069/0 | 040/0 | 546/0 |
GDP | 38 | 365/65 | 080/0 | 412/43 | 615/85 |
منبع: بانک مرکزی و مرکز آمار و قانون بودجه و محاسبات و بانک جهانی
3-3. روش برآورد مدل
3-3-1. تجزيه مؤلفههاي اصلي
تجزيه مؤلفههاي اصلي توسط كارل پيرسون (1901)45 پیشنهاد شده است. اين تحليل شامل تجزيه مقدارهاي ويژهی ماتريس واريانس- كوورايانس بوده است. اين روش بر اين فرض مبتنی است كه در مراحل اوليه تحقيق توجه محقق به متغيرهايي معطوف ميباشد كه از يك مشاهده به مشاهده ديگر بیشترین تغییرات را نشان داده است. تجزیهی مؤلفههاي اصلي مبتنی بر یافتن ترکیبات خطی از متغیرهابی اولیه بر اساس ساختمان ماتریس واریانس- کواریانس است.
بنا به تعریف ریاضی، روش تجزیه مؤلفههای اصلی، در واقع یک تبدیل خطی متعامد است که دادههای ورودی را به یک دستگاه مختصات جدید می‌برد که معمولاً بعد کمتری نسبت به ابعاد ورودی دارد. این نگاشت خطی به گونه‌ای تعریف میشود که متغیرهای خروجی به ترتیب از بزرگترین تا کوچکترین واریانس موجود را پوشش دهند به نحوی که ابعاد تعیین شده برای خروجی تأمین گردد. در این تبدیل به متغیری از ورودی وزن بیشتری داده خواهد شد که واریانس بیشتری دارد. اگر فرض شود بردار تصادفي
داراي ماتريس واريانس-کواریانس ∑ با مقادير ويژه 
باشد. اگر تركيبات خطي از 
به فرم زیر در نظر گرفته میشود:
واريانس 
ها و كوواريانس 
و
برابر است با:
براي ساختن مؤلفههاي اصلي بايد 
ها به نحوي تعیین گردد كه ها ناهمبسته با بيشترين واريانس داشته باشند، به عبارت دیگر مؤلفه هاي اصلي به صورت زیر میباشند:
اولين مؤلفه اصلي: تركيب خطی 
با بيشترين 
و فرض 
دومين مؤلفه اصلي: تركيب خطی 
با بيشترين 
و فرض 
و
امين مؤلفه اصلي: تركيب خطی 
با بيشترين 
و فرض 
و برای 
امين مؤلفه اصلي: تركيب خطی 
با بيشترين 
و فرض 
و برای 
با بکارگیری روش لاگرانژ ميتوان ثابت كرد كه اگر زوجهاي بردار ويژه-مقدار ويژه ماتريس واريانس- كواريانس 
به صورت 
با وجود قيد در دست باشند، آنگاه:
بر اساس جواب های بهینه ، امين مؤلفه اصلي برابر است با:
به علاوه:
مهمترين ويژگي اين تبديل رابطه بین مجموع مقادير ويژه و مجموع واريانس هاي مؤلفه هاي ميباشد.
نقش تأثير امين مؤلفه اصلي با كميت زير قابل اندازه‌گيري است (عباسی و همکاران، 1385):
2-3-3. مؤلفههاي اصلي بر اساس ماتريس واريانس- كواريانس نمونه:
معمولاً در عمل ماتریس کواریانس
مجهول است. بنابراین مؤلفههای اصلی جمعیت بی‌فایده خواهند بود و تصمیم گیری در این مورد که کدام یک از مؤلفههای اصلی دارای واریانس‌های به اندازه کافی کوچک هستند که بتوان از آن صرف نظر کرد، باید بر مبنای نمونه صورت گیرد. بنابراین مؤلفه اصلي ام نمونه به صورت زير خواهد بود:
که در آن هر مشاهده روی متغیرهای تصادفی 
است. همچنین 
برآورد واریانس نمونهای 
و برای هر 
، 
است.
خواهیم داشت(عباسی و همکاران، 1385):
3-3-3. روش خود توضیح برداری با وقفه های گسترده46(ARDL)
رویکرد ARDL از لحاظ آماري، روشي بهتر و معنيدارتر براي تعيين روابط بلندمدت در نمونه هاي كوچك بوده، در حالي كه روش همجمعی یوهانسون برای این که نتایج دارای اعتبار باشد به نمونه های بزرگ نیاز دارد. بر اساس مطالعه پسران و همکاران(2001)، با استفاده از روش ARDL و با منظور نمودن وقفههاي بهینه، میتوان ضرایب بلندمدت سازگاري میان متغیرهاي مورد نظر در یک مدل به دست آورد. مزیت اصلی این رهيافت آن است که، متغیرهای الگو میتواند (0)
یا (1) باشند، یعنی دیگر نیازی به (1) بودن کلیه متغیرهای الگو (مثل روش انگل -گرنجر)نیست، بازهم قابل کاربرد است.
شکل کلی یک الگوی ARDL که توسط پسران و شین در سال 1997 ارائه شده است، به صورت زیر میباشد:
(8) |
| ||||||||
متغیرها | مقدار ویژه( | وزن(سهم) |
هزینه های سلامت | 743252/2 | 9144/0 |
امید به زندگی | 017993/0 | 0795/0 |
مرگ و میر کودکان زیر 5 سال | 238756/0 | 0059/0 |
منبع: یافتههای پژوهش
ﻧﺘﺎﻳﺞ ﺟﺪول (2) ﺑﺮاﺳﺎس روش ﺗﺠﺰﻳﻪ ﻣﺆﻟﻔﻪﻫﺎي اﺻﻠﻲ و ﺑﺎ بکارگیری روش ﻣﺎﺗﺮﻳﺲ وارﻳﺎﻧﺲ- ﻛﻮوارﻳﺎﻧﺲ محاسبه شدهاست. ﻧﺘﺎﻳﺞ نشان میدهد، متغیر هزینه های سلامت (9144/0) ﺑﻴﺸﺘﺮﻳﻦ اﻫﻤﻴﺖ را در ﺷﺎﺧﺺ ﻛﻠﻲ سلامت ﺑﺮاي اﻳﺮان طی سالهای 1398-1361 دارد. متغیر امید به زندگی ( 0795/0) و مرگ و میر کودکان زیر 5 سال (0059/0) به ترتیب اهمیت کمتری دارند. برای اجتناب از رگرسیون کاذب در تخمین مدل بایستی ابتدا از مانا بودن متغیرها اطمینان حاصل کنیم. به منظور بررسی وضعیت مانایی سریهای زمانی در مطالعه حاضر از آزمون ریشه واحد دیکی- فولرتعمیم یافته48 و فیلیپس- پرون49 با در نظر گرفتن عرض از مبداء استفاده شده است که نتایج در جدول (3) ارائه شده است.
جدول(3)- نتایج آزمون ریشه واحد برای متغیر های مدل
مقدار بحرانی مک کینون | مقدار آماره ADF | متغیر | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
90 درصد | 95 درصد | 99 درصد | |||||||
|
|
| 348/3- | HPCE | |||||
|
|
| 146/4- | MI | |||||
610/2- | 943/2- | 621/3- | 894/4- | GINI | |||||
|
|
| 777/0- | GDP | |||||
مقدار بحرانی مک کینون | مقدار آماره PP | متغیر | |||||||
90 درصد | 95 درصد | 90 درصد | |||||||
|
|
| 731/3- | HPCE | |||||
|
|
| 631/2- | MI | |||||
610/2- | 943/2- | 621/3- | 876/4- | GINI | |||||
|
|
| 885/0- | GDP | |||||
نتایج آزمون مانایی تفاضل مرتبه اول متغیرها |
| ||||||||
مقدار بحرانی مک کینون | مقدار آماره ADF | متغیر | |||||||
90 درصد | 95 درصد | 99 درصد | |||||||
610/2- | 943/2- | 621/3- | 371/4- | DGDP | |||||
مقدار بحرانی مک کینون | مقدار آماره PP | متغیر | |||||||
90 درصد | 95 درصد | 99 درصد | |||||||
610/2- | 943/2- | 621/3- | 762/6- | D MI | |||||
|
|
| 416/4- | DGDP | |||||
منبع: یافتههای پژوهش
طبق نتایج حاصل در جدول (2) در هر دو آزمون دیکی- فولرتعمیم یافته و فیلیپس- پرون شاخص سلامت و ضریب جینی در سطح مانا هستند، یعنی انباشته از درجه صفر یا (0)I میباشند. زیرا قدرت مطلق آماری محاسبه شده دیکی- فولرتعمیم یافته و فیلیپس- پرون از مقادیر بحرانی متناظر آن بزرگتر است. شاخص فلاکت در آزمون دیکی فولر تعمیم یافته در سطح مانا است اما در آزمون فیلیپس- پرون پس از یکبار تفاضل گیری مانا میشود. در هر دو آزمون دیکی- فولرتعمیم یافته و فیلیپس- پرون تولید ناخالص داخلی سرانه مانا نیست، به عبارتي فرضیه صفر مبنی بر وجود ریشه واحد در سریهای زماني یادشده رد نمیشود. یعنی انباشته از درجه یک یا (1)I میباشند. در واقع مشخص شد که این متغیر پس از یکبار تفاضل گیری مانا ميشوند و فرضیه صفر مبني بر داشتن ریشه واحد تفاضل دادهها و مانا نبودن رد و فرضیه مقابل مبني برمانایی پذیرفته ميشود.
باتوجه به آن که متغیرها ترکیبی از (0)I و (1)I هستند، رویکرد همانباشتگی مبتنی بر مدل خودرگرسیون با وقفه توزیعی (
) به دلیل برآوردهای کارآمد و سازگاری، گزینه مناسبی برای تجزیه و تحلیل همانباشتگی میان متغیرها است.
در این مطالعه مدل ARDL با عرض از مبداء و روند زمانی برای تصریح موردنظر برآوردگردید. برای تعیین تعداد وقفه بهینه از معیار شوارتز- بیزین (
) استفاده شده است. با توجه به اینکه در معادلات بررسی شده میزان احتمال بالای 5 درصد است پس فرضیه صفر مبنی بر همسانی واریانس رد نمیشود و نشان دهنده این است که ناهمسانی واریانس وجود ندارد. همچنین با توجه به اینکه میزان احتمال در آزمون خودهمبستگی بالای 5 درصد بدست آمده فرضیه صفر مبنی بر عدم خودهمبستگی را میپذیریم. بر اساس آماره جارکو-برا 50(
)نرمال بودن باقیماندهها دلالت بر آن دارد که توزیع داده ها نرمال است و با وجود احتمال 99 درصدی نرمال بودن تأیید میشود. به عبارتی توزیع باقیمانده مدل از توزیع نرمال پیروی میکند. علاوه بر این، با توجه به نتایج آمارهF کل مدل به لحاظ آماری معنا دار است.
در گام بعدی، آزمون باند برای تشخیص ارتباط هم انباشتگی میان متغیرهای مورد پژوهش استفاده میگردد. با توجه به نتایج جدول (4) مقدار آماره F در سطح اطمینان 99 درصد بزرگتر از باند (مقدار بحرانی) بالا است. بنابراین، در اینجا نشانگر وجود یک ارتباط تعادلی بلندمدت بین متغیرها است.
جدول (4)- آزمونهای تشخیصی و هم انباشتگی
آزمونهای تشخیصی | |||
آماره F (p-value) | آماره JB(p-value) | )p-value( | )p-value(ARCH |
1020422 (000/0) | 445/1 (484/0) | 379/1 (270/0) | 010/2 (135/0) |
| R-squared | ||
211/2 | 99/0 | ||
آزمون باند ( تشخیص ارتباط هم انباشتگی) | |||
آماره آزمون
| سطح معنیداری | مقادیر بحرانی | |
باند پائین | باند بالا | ||
| 10% | 47/3 | 45/4 |
404/20 | 5% | 01/4 | 07/5 |
| 5/2% | 52/4 | 62/5 |
| 1% | 17/5 | 36/6 |
نام متغیر | ضرایب | آماره آزمون(t) |
|
MI | 020/0- | 104/4- | 000/0 |
GINI | 105/1- | 886/3- | 000/0 |
GDP | 042/0 | 331/4 | 000/0 |
نام متغیر | ضرایب | آماره آزمون(t) |
|
| 375628/1 | 83924/38 | 000/0 |
| 547591/0- | 33282/18- | 000/0 |
| 000913/0-0 | 775565/2- | 0101/0 |
| 021435/0- | 541175/9- | 000/0 |
