دوره 22، شماره 86 - ( 8-1401 )                   جلد 22 شماره 86 صفحات 389-353 | برگشت به فهرست نسخه ها


XML English Abstract Print


Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:

Khodabakhshi A, Gholamian B. (2022). A Comparative Study of the Impact of Governance Sub-Indicators on Health Expenditures in Rich and Poor Countries. refahj. 22(86), : 10 doi:10.32598/refahj.22.86.2424.2
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3914-fa.html
خدابخشی اکبر، غلامیان بهناز. مقایسه تأثیر زیرشاخصهای حکمرانی بر هزینه‌های سلامت در کشورهای فقیر و ثروتمند رفاه اجتماعی 1401; 22 (86) :389-353 10.32598/refahj.22.86.2424.2

URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3914-fa.html


متن کامل [PDF 660 kb]   (900 دریافت)     |   چکیده (HTML)  (1421 مشاهده)
متن کامل:   (820 مشاهده)
مقدمه
سلامت، محور توسعه پایدار اقتصادی، اجتماعی، سیاسی و فرهنگی جوامع بشری است و اهمیت ویژه‌ای در زیربخشهای مختلف جامعه دارد. حفظ سلامت برای جامعه از اهمیت بالایی برخوردار است؛ به‌طوری‌که سلامت افراد در کنار منافع شخصی، منافع اجتماعی را نیز به دنبال دارد. همچنین 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 دست یابد (آقانظری، 2007).
یکی از اساسی‌ترین موضوعات حوزه سلامت و بهداشت، تأمین مالی نظام سلامت است. نظامهای سلامت شامل بیمه‌ها و ارائه‌دهندگان و دریافت‌کنندگان خدمات درمانی هستند. انواع منابع تأمین مالی هزینه‌های سلامت شامل پرداخت مستقیم از جیب مصرف‌کنندگان، مشارکت بیمه‌های تأمین اجتماعی، پرداخت از محل درآمدهای عمومی دولت، مالیاتها و بیمه‌های خصوصی است (ماسگرو و همکاران[1]،2004).
بعلاوه اینکه سلامت از شاخصهای اصلی توسعه‌یافتگی محسوب می‌شود و سرمایه‌گذاری در این بخش تأثیر مستقیم بر رفاه و رشد اقتصادی دارد. با توجه به اهمیت بخش سلامت در ارتقای امید به زندگی و کیفیت زندگی، ارتباط تنگاتنگ این خدمات با توسعه اقتصادی اجتماعی جوامع به رسمیت شناخته شده است و نماگرهای مربوط به خدمات سلامت از جمله نماگرهای اصلی توسعه اقتصادی و رفاه اجتماعی ارزیابی می‌شوند که دولتها در مسیر اجرایی این مهم، بیشترین نقش را ایفا می‌کنند. بطوریکه بدون حضور دولتها تحقق شاخصهای بهداشت و سلامت در کشورها دشوار و حتی ناممکن است.
یکی از محوری‌ترین بحثهای اقتصاد سلامت بر این موضوع استوار است که هزینه‌های سلامت می‌تواند تحت تأثیر چه عواملی باشد. یکی از عواملی که در دهه‌های اخیر مطرح شده است حکمرانی خوب[2] است. آنچه تحت عنوان حکمرانی خوب یاد می‌شود درواقع نظامی از سیاستها و نهادهاست که جامعه توسط آن از طریق سه بخش دولتی، خصوصی و مدنی، اقتصاد و سیاست را اداره می‌کند. بسیاری از اندیشمندان بر این باور هستند که وجود دولت خوب شرط لازم برای حکمرانی خوب است. حکمرانی شاخصه‌ای است که توسط اقتصاددانان به منظور تعیین و اندازه‌گیری اثر عملکرد نظام حکومتی بر مؤلفه‌های مختلف اقتصاد به کار می‌رود و می‌تواند اثر گسترده‌ای بر رشد و توسعه داشته باشد. اگرچه تعاریف از دولت و حکومت متفاوت است، به نظر می‌رسد که اجماع گسترده‌ای وجود دارد که نشان می‌دهد که حکومت خوب، حکومتی است که پاسخگو، شفاف و مؤثر و کارآمد باشد و از قانون پیروی کند و اطمینان از این‌که فساد به حداقل برسد وجود داشته باشد.
 هدف از پژوهش حاضر، بررسی تأثیر مؤلفه‌های شاخص حکمرانی روی هزینه‌های سلامت است. داده‌های تحقیق شامل؛ پنل دیتا[3] متغییرهایی است که از آغاز سال 2000 تا پایان سال 2015 را در بر می‌گیرد. داده‌ها و اطلاعات موردنیاز از اطلاعات مستند پایگاههای آماری بانک جهانی[4] گردآوری شده‌اند. جامعه آماری مورد مطالعه در این مقاله شامل دو گروه از کشورهای منتخب است. گروه اول، شامل ده کشور برگزیده از گروههای کم‌درآمد شامل: افغانستان، اتیوپی، نپال، زیمباوه، سنگال، هایتی، پاکستان، مالی، اوگاندا، بنین و گروه دوم شامل ده کشور از گروههای با درآمد بالا شامل: یونان، ایرلند، عمان، کویت، اسپانیا، ایتالیا، هلند، آمریکا، فرانسه، مجارستان هستند. این پژوهش مشتمل بر چهار بخش است. در بخش اول مبانی نظری و مطالعات تجربی، بخش دوم روش انجام پژوهش، بخش سوم به انجام آزمونها و برآورد مدل پژوهش و در بخش چهارم نتیجه‌گیری و پیشنهادات ارائه می‌شود.

مبانی نظری
یکی از شاخصهای محوری توسعه پایدار شاخص سلامت است. در ادبیات اقتصادی برای سلامت تعاریف متعددی ارائه شده است. سازمان جهانی بهداشت، سلامت را حالت سلامت کامل جسمی، روانی و اجتماعی و نه صرف نبودن بیماری و یا رنجوری تعریف می‌کند و آن را دریچه ورود به رفاه و توسعه اجتماعی و اقتصادی قلمداد می‌کند. یکی از ویژگیهای بارز بخش سلامت دخالت گسترده دولت در این بازار است. بیشتر دولتها سیاستهای خود را برای تأثیرگذاری در کوتاه‌مدت اعمال می‌کنند. هرگاه این سیاستها با اهداف موردنظر هم‌خوانی نداشته باشد اثرات قابل‌توجهی را بر درآمد افراد جامعه دارد و به‌تبع آن بر سلامت افراد تأثیر منفی می‌گذارد. اقتصاددانان با مقوله سلامت برخورد متفاوتی دارند. آنان معتقدند سلامت کالایی بادوام و سرمایه‌ای است که خدماتی را فراهم می‌آورد. این جریان خدماتی که از موجودی سرمایه فرد تولید می‌شود در کل دوره زندگی او به مصرف نمی‌رسد (گروسمن، 2000). درواقع نظریه گروسمن معتقد است که هر شخص در آغاز هر دوره مثلاً شروع یک سال خاص، دارای ذخیره‌هایی از موجودی کالای سلامت است. با گذشت زمان، موجودی سلامت شخص با افزایش سن، کاهش می‌یابد که این فرآیند را گذر عمر می‌نامند و زمانی که ذخیره موجودی سلامت فرد از حد بحرانی کمتر شود، آنگاه فرد از بین خواهد رفت. مانند سایر کالاهای بادوام، ذخیره سلامتی افراد جریانی از خدمات را تولید می‌کند که موجب به دست آوردن رضایت و مطلوبیت می‌شود (مطفعلی‌پور و همکاران، 2011).
در سال 1977 نیز نیوهاوس این سؤال را مطرح کرد که چه عاملی مقدار منابعی را که یک کشور در امر سلامت هزینه می‌کند تعیین می‌کند؟ وی بیان داشت که سهم هزینه‌های سلامت با افزایش درآمد بیشتر می‌شود. همچنین سلامت یک کالای با کشش درآمدی بزرگ‌تر از یک است.
این سؤال که چه عواملی بر سلامت و هزینه‌های سلامت می‌تواند اثرگذار باشد، همواره موردتوجه اقتصاددانان و سیاست‌گذاران حوزه سلامت بوده است؛ اما تقریبا تمام محققان و مؤلفان در این حوزه در این مورد اتفاق‌نظر دارند که نمی‌توان برای کاهش هزینه‌های سلامت عامل یا علت خاصی را ارائه کرد. بدین ترتیب شناخت عوامل مؤثر بر هزینه‌های سلامت و اطلاع از میزان تأثیرگذاری آنها بسیار اهمیت دارد.
 یکی از اساسی‌ترین موضوعات حوزه سلامت و بهداشت، تأمین مالی نظام سلامت است. نظامهای سلامت شامل بیمه‌ها و ارائه‌دهندگان و دریافت‌کنندگان خدمات درمانی هستند. انواع منابع تأمین مالی هزینه‌های سلامت شامل پرداخت مستقیم از جیب مصرف‌کنندگان، مشارکت بیمه‌های تأمین اجتماعی، پرداخت از محل درآمدهای عمومی دولت، مالیاتها و بیمه‌های خصوصی است (ماسگرو و همکاران، 2004).
 هزینه سلامت معیاری برای بررسی میزان دسترسی به تسهیلات سلامت در یک جامعه است. اگر هزینه سلامت دسترسی به تسهیلات سلامت را افزایش دهد موجب بهبود سلامت می‌شود (فاییسا و گاتما، 2005). هزینه سلامت سرانه بیان می‌کند که برای هر فرد در یک کشور چه میزان پول در نظام سلامت آن کشور به چرخش درمی‌آید و هزینه می‌شود.
هزینه‌های سلامت به دو بخش هزینه‌های خصوصی و هزینه‌های عمومی تفکیک می‌شود؛ هزینه‌های عمومی یا دولتی که بودجه اختصاص داده شده از بودجه عمومی کشور به حوزه بهداشت و سلامت است. هزینه‌های خصوصی نیز پرداخت از جیب خانوار برای مراقبتهای سلامت بوده که یکی از مخارج مصرفی خانوارها است.
 همانطور که گفته شد عوامل متعددی بر سلامت و هزینه‌های آن تأثیرگذار است. یکی از عوامل اثرگذار بر هزینه‌های سلامت، زیرشاخصهای حکمرانی است. حکمرانی خوب، الگویی است که در پی ناکارآمدی سازوکارهای پیشین توسعه از سوی کشورهای توسعه‌یافته و مجامع بین‌المللی ارائه شد. در اواخر دهه 1980 و اوایل دهه 1990 اصطلاح حکمرانی خوب توسط بانک جهانی مطرح شد و تأکید آن بر تصمیماتی بود که امکان تأثیرگذاری بر عملکرد اقتصادی کشورها را فراهم می‌کرد. در الگوی موردنظر، دولت باید ثبات و پایداری را در جامعه ایجاد، چارچوبهای قانونی مناسب و اثربخش برای فعالیتهای بخش عمومی و خصوصی را مستقر، ثبات و امنیت و عدالت را در بازار فراهم و با کاهش نقش تصدی‌گری دولت و روی‌آوردن به نقش حمایتی فعالیت کند.
بانک جهانی به‌عنوان یک نهاد بین‌المللی معتبر حکمرانی خوب را به‌صورت زیر تعریف کرده است: حکمرانی خوب در نتیجه سیاست‌گذاری قابل پیش‌بینی، آزاد و ارشادی تجسم می‌یابد. یک بروکراسی آکنده از خصلتهای حرفه‌ای، ابزار قوه مجریه برای پاسخگوکردن دولت در مقابل اقدامات خود، مشارکت وسیع جامعه مدنی در فعالیتهای عمومی و تمام رفتارهای که تحت لوای قانون انجام می‌گیرد. همچنین بانک جهانی مقیاس حکمرانی خوب را بر اساس شش شاخص ذیل معرفی کرده است (سایت بانک جهانی):
1. حق اظهارنظر و پاسخگویی 2. شاخص ثبات سیاسی 3. شاخص کارایی و اثربخشی دولت 4. شاخص کیفیت قوانین و مقررات 5. شاخص حاکمیت قانون 6. شاخص کنترل فساد.
 بر اساس این شاخصها، بانک جهانی وضعیت حکمرانی خوب را هر دو سال یکبار در دوره 1996-2002 و به صورت سالانه از سال 2002 به بعد در کشورهای مختلف مورد ارزیابی قرار داده است. همچنین لوئیس (2006)، یعقوب و همکاران (2006)، کومار[5] (2009) و فرج و همکاران (2013) معتقدند، حکمرانی خوب سرانه هزینه‌های بهداشت عمومی را افزایش داده و در نهایت هزینه سلامت کل را افزایش می‌دهد و بهبود سلامت را در جامعه تضمین می‌کند. همچنین مورین لوئیس (2006) و برینکر هوف و همکاران (2009) معتقدند، افزایش شفافیت و پاسخگویی می‌تواند از طریق بهبود مدیریت منابع مالی بخش بهداشت و درمان نقش مهمی را بر هزینه‌های سلامت داشته باشد؛ و نیز مدیریت سیاسی دولت در قالب حاکمیت سیاسی دولت، در کمیت و کیفیت هزینه‌های سلامت (بخش خصوصی و عمومی) نقش مهمی ‌دارد. شاخص کارایی و اثربخشی دولت از طریق افزایش بهره‌وری و اثربخشی سیاستهای توسعه بهداشتی و بهبود در مدیریت و برنامه‌ریزی مرکزی منابع مالی یک عامل مؤثر بر رشد هزینه‌های سلامت باشد و توانایی دولت در تدوین و اجرای سیاستهای بهداشتی شفاف موجب افزایش انگیزه‌های مولد سرمایه‌گذاری و فعالیت خلاقانه بخش خصوصی در بخش بهداشت و درمان می‌شود.

پیشینه تجربی
صالح‌نیا و همکاران (2019) در پژوهشی با عنوان «تأثیر هزینه‌های بهداشتی و حکمرانی خوب با توجه به آستانه دی‌اکسید کربن بر سلامت مردان و زنان در کشورهای منتخب درحال‌توسعه» در 49 کشور طی بازه زمانی 2000 تا 2016 و با استفاده از مدل پانل آستانه‌ای موردبررسی قرار دادند. نتایج این پژوهش نشان داد که یک مدل دو رژیمی با یک حد آستانه‌ای قابل‌تأیید است. در رژیم پایین آستانه برای دو گروه مردان و زنان تأیید شده است که متغیرهای رشد اقتصادی و حکمرانی خوب نسبت به گروههای بالای آستانه، تأثیرگذاری مثبت بیشتری دارد و نیز متغیر هزینه‌های بهداشتی در گروه بالای آستانه تأثیرگذاری مثبت بیشتری نسبت به گروه پایین دارد.
احتشام پور (2018) در تحقیقی تحت عنوان «رابطه کیفیت حکمرانی با سلامت در کشورهای منطقه جنوب غربی آسیا» به بررسی تأثیر حکمرانی خوب بر شاخصهای بخش سلامت طی دوره 1996 تا 2014 با استفاده از مدل هوونینو (2014) 1996 و با استفاده از روش تکنیک داده‌های تابلویی پرداخته است. نتایج حاصل از تحقیق نشان داد که کیفیت حکمرانی که از طریق میانگین موزون شاخصهای حکمرانی خوب محاسبه شده است که از 4 مؤلفه «نرخ مرگ‌ومیر نوزادان، نرخ مرگ‌ومیر کودکان زیر 5 سال، امید به زندگی در بدو تولد و نرخ خام مرگ‌ومیر» به‌عنوان شاخصهای بخش سلامت استفاده شده است. همچنین، در هر 4 مدل، شاخص کیفیت حکمرانی دارای تأثیر معناداری بر مؤلفه‌های توسعه بخش سلامت هستند. به عبارتی می‌توان بیان داشت که کشورهای با حکمرانی بهتر دارای وضعیت کارآمدتری در بخش بهداشت و سلامت هستند.
امامقلی پور و آسمانه (2016) در پژوهشی تحت عنوان «شاخص حکمرانی در اسلام و تأثیر آن بر بروندادهای سلامت با استفاده از روش FMOLS»، به بررسی تأثیر شاخص حکمرانی خوب بر بروندادهای سلامت امید به زندگی در بدو تولد، در کشور ایران در دوره زمانی 2014 - 1996 پرداختند. نتایج حاصل از تخمین مدل نشان داد که در کنار سایر عوامل اقتصادی- اجتماعی و بهداشتی، حکمرانی به‌عنوان یک عامل مؤثر بر بهبود شاخصهای بهداشتی است و ازآنجاکه حکمرانی در ایران ضعیف است حکمرانی ضعیف تأثیر منفی بر امید به زندگی در ایران داشته است.
حیدری و همکاران (2015) تأثیر حکمرانی خوب بر بهداشت را با استفاده از الگوی تصحیح خطای برداری سنجیدند. آنها برای برآورد مدل، از داده‌های آماری کشوهای عضو سازمان همکاری اقتصادی و سیزده کشور درحال‌توسعه از جمله ایران استفاده کردند. در این پژوهش شاخصهای حکمرانی خوب در شش رگرسیون مجزا بر شاخص مرگ‌ومیر کودکان ارائه شدند. از متغیرهای تولید ناخالص ملی به قیمت ثابت (GDP)، درآمد سرانه به صورت برابری قدرت خرید (PER) ، سرانه مخارج بهداشتی به صورت برابری قدرت خرید (PCAP)، ضریب جینی (GINI) ، دولتی‌بودن اقتصاد (G) و نسبت ثبت‌نام دختران به پسران در مقطع متوسطه (EDU) برای توضیح بهتر مدل استفاده شد. از میان شاخصهای حکمرانی خوب، کارایی و اثربخشی دولت با ضریب 7/5- دارای بیشترین تأثیر بر شاخص مرگ‌ومیر کودکان زیر یک سال است.
صادقی و همکاران (2015) به بررسی عوامل مؤثر بر هزینه‌های بهداشتی بخش خصوصی و مقایسه شدت اثر آنها در سطوح مختلف درآمدی در کشورهای آسیایی پرداختند. برای این منظور از تکنیک رگرسیون داده‌های تلفیقی برای 43 کشور آسیایی و با کنترل اثرات ثابت بین کشورها در فاصله 2010-1995 استفاده شد و نتایج نشان داد که متغیر درآمد سرانه می‌تواند قسمت اعظمی از تفاوت موجود در هزینه‌های بهداشتی بین کشورها را توضیح دهد. همچنین مشاهده می‌شود که تفاوت معنی‌داری در نوع عوامل اثرگذار و همچنین شدت اثر آنها در هریک از گروههای درآمدی از کشورها وجود دارد.
جباری فاروجی (2015) با در نظر گرفتن اهمیت اثربخشی مخارج عمومی بر بخش سلامت، اثر حکمرانی خوب بر وضعیت سلامت در هشت کشور منتخب درحال‌توسعه را با استفاده از داده‌های دوره زمانی 2011-1996 به روش داده‌های تابلویی موردبررسی قرار داد. بدین منظور تأثیر متغیرهای فساد دیوان‌سالاری، GDP واقعی سرانه سهم مخارج دولت از GDP بر وضعیت سلامت در کشورهای منتخب مورد تحلیل قرار گرفت. نتایج حاکی از این است که GDP واقعی سرانه و سهم مخارج دولت در بخش سلامت از GDP بر وضعیت سلامت در کشورهای منتخب تأثیری نداشته اما فساد و دیوان‌سالاری تأثیر منفی بر وضعیت سلامت کشورهای مذکور داشتهاند.
بهبودی و همکاران (2011) به بررسی رابطه بین مخارج بهداشتی سرانه و درآمد سرانه در کشورهایی با درآمد پایین و متوسط در بازه زمانی 2007-2003 پرداختند. نتایج به‌دست‌آمده حاکی از این امر است که در کشورهای با درآمد پایین و متوسط (درحال‌توسعه) که ایران هم جزو آنهاست، تنها از طرف درآمد سرانه به مخارج بهداشتی سرانه، علیت وجود دارد. با توجه به وجود رابطه علی یک‌طرفه از سوی درآمد سرانه به مخارج بهداشتی سرانه در گروه کشورهای با درآمد سرانه متوسط و پایین، در این گروه از کشورها افزایش درآمد سرانه می‌تواند از طریق افزایش مخارج مصرفی منجر به افزایش مخارج بهداشتی سرانه شود.
 یعقوب و همکاران (2006) به بررسی تأثیر حکمرانی خوب و هزینه‌های بهداشت عمومی در نیجریه طی دوره 2010-1983 پرداختهاند. نتایج به‌دست‌آمده نشان داد حکمرانی خوب در تضمین ارائه خدمات بهداشتی و هزینه‌های بهداشت عمومی مؤثر است؛ به‌گونه‌ای که اگر اجزای شاخص حکمرانی خوب (پاسخگویی، شفافیت، کنترل فساد، ثبات سیاسی و اثربخشی دولت) در جامعه وضع مناسبی داشته باشند شاهد افزایش هزینه‌های بهداشت عمومی و بهبود سلامت خواهیم بود.
فرج و همکاران[6] (2013) به بررسی رابطه بین هزینه‌های سلامت کشور (مرگ‌ومیر نوزادان و مرگ‌ومیر کودکان) و نقش حکمرانی روی آن با استفاده از داده‌های 133 کشور کم‌درآمد و درآمد متوسط برای سال 1995، 2000، 2005 و 2006 با مدل اثرات ثابت پرداخته است. نتایج نشان می‌دهد هزینه‌های سلامت دولت دارای یک اثر قابل‌توجهی در کاهش مرگ‌ومیر کودکان و نوزادان و اندازه ضریب سطح حکومت‌داری خوب به‌دست‌آمده توسط این کشور، نشان می‌دهد که حکومت خوب اثربخشی هزینه‌های سلامت را افزایش می‌دهد.
فرج و همکاران[7] (2012 (نقش حکمرانی خوب را در مخارج بهداشتی و پیامدهای بهداشت (مرگ‌ومیر نوزادان و مرگ‌ومیر کودکان) را در 133 کشور با استفاده از روش اثرات ثابت موردبررسی قرار دادند. نتایج حاکی از تأثیر قابل‌توجه مخارج بهداشتی بر برون دادهای بهداشتی بوده و هرچه شاخص حکمرانی خوب از وضعیت بهتری برخوردار باشد، اثربخشی هزینه‌های دولت افزایش می‌یابد.
بالتاجی و مسکونه[8] (2010)، به بررسی رابطه بلندمدت اقتصادی بین هزینه‌های مراقبت بهداشتی و درآمد برای 20 کشور در دوره زمانی 2004-1971 به صورت پنل بررسی می‌کنند. در این مقاله به مطالعه خواص غیرثابت و هم‌انباشتگی بین هزینه‌های مراقبت بهداشتی و درآمد پرداخته‌شده که در داده‌های پنل وابستگی و ناهمگنی مشاهده نشده. نتایج نشان می‌دهد که مراقبت بهداشتی یک کالای ضروری با کشش بسیار کوچک‌تر از تخمینهایی که در مطالعات قبلی زده شده است، است بجای اینکه لوکس در نظر گرفته شود.
کومار[9] (2009) به بررسی تأثیر فساد بر هزینه‌های بهداشت عمومی با استفاده از داده‌های 180 کشور طی دوره 2005-2001 پرداختند و بر اساس نتایج بیان داشتند کشورهایی که از فساد کمتری برخوردار هستند هزینه بهداشت عمومی بالاتری دارند، همچنین انتظار می‌رود سطح بهداشت و سلامت در این کشورها از وضعیت مطلوب‌تری برخوردار باشند.
کلامپ و جاکوب[10] (2008) به بررسی ارتباط بین حکمرانی و سلامت افراد برای ۱۰۱ کشور در طول دوره ۲۰۰۵-۲۰۰۰ پرداختند و از یک لیست طولانی از متغییرهای کنترل استفاده کرده‌اند. این مقاله به جای تمرکز بر یک متغیر خاص از سلامت جامعه مانند بیشتر مطالعات قبلی، ۱۸ شاخص را به کار می‌گیرد. فرضیه آنها این بود که حکومت خوب می‌تواند تأثیر مثبتی به‌طور مستقیم یا غیرمستقیم بر سلامت اشخاص داشته باشد. یافته اصلی آنها این است که تأثیر حکمرانی خوب بر سلامت فقط از طریق اثرات مثبت غیرمستقیم بر بخش مراقبت از سلامت و درآمد است. اگرچه اهمیت این اثرات غیرمستقیم بین کشورها متفاوت است.
کومار و اسواروپ[11] (2007) در مقاله خود به بررسی نقش حاکمیت در اثربخشی هزینه‌های عمومی روی بهبود توسعه انسانی پرداختند. آنها به طور تجربی نشان دادند که تفاوتها در نتایج هزینه‌های عمومی را می‌توان تا حد زیادی با کیفیت حاکمیت توضیح داد. بر اساس این مطالعه هزینه‌های بهداشت عمومی میزان مرگ‌ومیر کودکان را در کشورهای با حکمرانی خوب کاهش می‌دهد.
لازارووا و موسکا[12] (2007) با استفاده از متغیرهایی که کافمن و همکاران (2007) برای حکمرانی خوب تعریف کردند، نقش این متغیرها را بر وضعیت بهداشتی بررسی کردند. نتیجه این مطالعه تأکید بر این نکته دارد که حکمرانی خوب رابطه تنگاتنگی با امید به زندگی دارد. اما مشکل این مطالعه این است که در آن تنها از متغیرهای کمی برای بیان وضعیت بهداشت استفاده شده است. درحالی‌که حکمرانی خوب غالباً تفاوتهای کیفی وضعیت بهداشتی را در میان کشورهای مختلف توضیح می‌دهد.
مورین لوئیس[13] (2006) به بررسی تأثیر شاخصهای حکمرانی خوب و هزینه‌های بهداشت عمومی کشورهای درحال‌توسعه در سالهای مختلف پرداخته و بر اساس نتایج بیان می‌دارد که فساد و سوء‌مدیریت در این کشورها اثر منفی بر هزینه‌های بهداشت عمومی ‌دارد. او معتقد است که دلیل پایین‌بودن بازدهی سرمایه‌گذاری در بخش بهداشت کشورهای درحال‌توسعه، ضعف حاکمیت خوب است.
کافمن و همکاران (2004) در پژوهش خود به بررسی مؤلفه‌های حکمرانی خوب بر وضعیت بهداشتی 111 کشور جهان پرداختند. نتایج نشان داد که با بهبود وضعیت حکمرانی شاخص مرگ‌ومیر نوزادان کاهش پیدا کرد.

روش
در این پژوهش برای برآورد مدل از مدل پانل ایستا استفاده شده است. در مدل پانل ایستا یک مدل تک معادله‌ای خطی رگرسیون وجود دارد که در آن رگرسیون Y بر k متغیر مستقل x1,…,xk اجرا می‌شود و در آن یک جمله اخلال تصادفی نیز وجود دارد. به‌طورکلی یک معادله رگرسیونی در قالب مدل پانل ایستا به صورت زیر تعریف می‌شود:
Yit =  α it + β 1itX1it  + β 2itX2it +…. + β kitXkit+ Uit(1)                                                                      
Uit= µi + vi                                                                                                     (2)
که در آن βkit     پارامترهایی هستند که باید برآورد شوند و Xkit متغییرهای توضیحی مدل هستند. Ui دارای میانگین صفر و واریانس ثابت است. µi مشتمل بر اثرات ثابت است که نشانگر تفاوتها در ویژگیهای خاص افراد، بنگاهها یا مناطق است. vi نیز جزء اخلال است.
مدل پانل ایستا خود مشتمل بر سه نوع تخمین است:
الف) تخمینهای بین‌ گروهی: تخمینهای بین گروهی از اختلاف بین گروهها یا اختلاف بین مناطق (واحدهای انفرادی) بهره‌برداری می‌کند. اما از هرگونه اطلاعاتی در درون مناطق (واحدهای انفرادی) صرف‌نظر می‌کند؛ و به عبارتی این نوع تخمینها، رگرسیون روی میانگینها است و معمولاً برای تخمین ضرایب بلندمدت از این روش استفاده می‌شود (اگر[14]،2000).
ب) تخمینهای درون‌گروهی (اثرات ثابت[15]): در تخمینهای درون‌گروهی (اثرات ثابت) فرض می‌شود شیب معادله برای همه جفت مناطق یکسان است. ولی برای هر واحد انفرادی، عرض از مبدأ جداگانه‌ای وجود دارد که می‌تواند با متغییرهای توضیحی همبستگی داشته و یا نداشته باشد. این روش، روش حداقل مربعات مجازی نیز نامیده می‌شود. چراکه به معرفی متغییرهای مجازی می‌پردازد که بیان‌گر آثار عوامل حذف‌شده‌ای است که مربوط به خصوصیت هر یک از مناطق به‌عنوان واحدهای انفرادی بوده است. اگر فرض شود اختلاف در واحدها به صورت تفاوت در عرض از مبدأ نشان داده شود، در الگوی عرض از مبدأها پارامترهای ناشناخته‌ای هستند که بایستی مورد برآورد قرار بگیرند. با این فرض که Yi و Xi شامل T مشاهده برای واحد i ام باشند وε i بردار جز اخلال بوده و دارای ابعاد T×1  باشد. در نتیجه رابطه اصلی در این مدل به شکل زیر خواهد بود:
(3)                                                                                                   Yi = i+βXi + ε i

ج) تخمینهای درون‌گروهی (اثرات تصادفی[16]): تخمینهای درون‌گروهی (اثرات ثابت) تنها در صورتی منطقی خواهد بود که این اطمینان وجود داشته باشد که اختلاف بین مقاطع را می‌توان به صورت انتقال تابع رگرسیون نشان داد؛ درحالی‌که این اطمینان وجود ندارد. بنابراین روش دیگر برآورد، روش اثرات تصادفی است که فرض می‌کند جز ثابت مشخص‌کننده مقاطع مختلف به صورت تصادفی بین واحدها توزیع ‌شده است. در این صورت مدل اثرات تصادفی به صورت زیر خواهد بود:
Yit = α + βXit+ µi + ε it (4)                                                                                
که دارای K متغیر توضیحی به اضافه یک عرض از مبدأ است. مؤلفه iµ مشخص‌کننده جز تصادفی مربوط به i امین واحد بوده به‌گونه‌ای که E (µi) = 0 و σ 2µ E (µi2) =است و در طول زمان ثابت است؛ که در این پژوهش از روش پانل ایستا با اثرات ثابت می‌شود.
در این مقاله با الهام از مبانی نظری و مطالعات انجام‌شده توسط بالداسی و همکاران (2003)، کافمن و همکاران (2004) و راجکومار و اسواروپ (2007)، درزمینه بررسی متغییرهای شاخص حکمرانی روی هزینه‌های سلامت از مدل نیمه لگاریتمی زیر استفاده شده است:
lnHealthit=α0+α1Controlit+α2Governmentit+α3Politicalit+α4Regulatoryit+α5Ruleit+α6Voiceit+ εit

که در رابطه فوق متغیرها به صورت زیر تعریف می‌شوند.
- لگاریتم هزینه سلامت کل (سرانه)[17]: این شاخص بیان می‌کند برای هر فرد در یک کشور چه میزان پول در نظام سلامت آن کشور به چرخش درمی‌آید و هزینه می‌شود. به‌عبارت‌دیگر کل چرخش مالی یک نظام سلامت را اعم از این‌که توسط دولت، بیمه‌ها و یا بخش خصوصی باشد را به‌کل افراد یک جامعه تقسیم کرده و این آمار را استخراج می‌کنند (سازمان همکاری اقتصادی و توسعه[18]، 2001).
- شاخص حکمرانی: بانک جهانی حکمرانی خوب را بر اساس شش شاخص حق اظهارنظر و پاسخگویی[19]، ثبات سیاسی[20]، کارایی و اثربخشی دولت[21]، کیفیت قوانین و مقررات[22]، حاکمیت قانون[23] و کنترل فساد[24] تعریف می‌کند (کافمن و همکاران[25]، 2009). این شش شاخص نقش متغیرهای مستقل در مدل را دارند.
- شاخص حق اظهارنظر و پاسخگویی (VA): به این معنی است که مردم بتوانند دولت را در برابر آنچه بر مردم تأثیر می‌گذارد مورد سؤال و بازخواست قرار دهند.
- شاخص ثبات سیاسی و عدم خشونت: (PS) که این شاخص میزان ثبات رژیم حاکم و رهبران آن، درجه احتمال تداوم حیات مؤثر دولت و تداوم سیاستهای جاری در صورت مرگ‌ومیر یا تغییر رهبران و دولتمردان فعلی می‌پردازد.
- شاخص کارایی و اثربخشی: (GE) کارآمدی دولت در انجام وظایف محوله که شامل مقولات ذهنی همچون کیفیت تهیه و تدارک خدمات عمومی باکیفیت نظام اداری، صلاحیت و شایستگی کارگزاران و استقلال خدمات همگانی از فشارهای سیاسی هست.
- شاخص کیفیت قوانین و مقررات: (RQ)  این شاخص روی سیاستهای ناسازگار با بازار تمرکز دارد. سیاستهایی از قبیل کنترل قیمتها، عدم نظارت کافی بر سیستم بانکی و همچنین هزینه وضع قوانین برای محدودیت بیش‌ازاندازه تجارت خارجی.
شاخص حاکمیت قانون RL)) : میزان احترام عملی که دولتمردان و شهروندان یک کشور برای نهادها قائل هستند که با هدف وضع و اجرای قانون و حل اختلاف ایجاد شده است.
- شاخص کنترل فساد CC)): فساد عبارت از استفاده از قدرت و امکانات عمومی برای منافع شخصی است. امتیاز کشورها در این شاخصها بین 5/2- تا 5/2 یا صفر تا 100 قرار دارد که مقدار بالاتر به معنی نتیجه بهتر برای آن کشور است.

مانایی متغیرها
به‌طورکلی یک فرآیند تصادفی هنگامی مانا نامیده می‌شود که میانگین و واریانس آن طی زمان ثابت باشد و مقدار کوواریانس بین دو دوره زمانی، تنها به فاصله یا وقفه بین این دو دوره زمانی، تنها به فاصله یا وقفه بین این دو دوره بستگی داشته و ارتباطی به زمان واقعی محاسبه کوواریانس نداشته باشد (گجراتی، 1389)، به عبارتی اگر Y را به‌عنوان متغیر سری زمانی تصادفی با ویژگیهای زیر در نظر بگیریم:
EYi=μ (5)                                                                                                                          
varYT=EYT-μ=σ2          (6)                                                                                 γk=E(YT-μ)(Yt+k-μ) (7)                                                                                             
که در آنγk کوواریانس در وقفه kکو کوواریانسین مقادیر Yt+k و  YT   یعنی بین دو مقدار Y در فاصله زمانی k است.

آزمون ریشه واحد مشترک
یکی از آزمونهای ایستایی رایج در مطالعات کاربردی آزمون ریشه واحد لوین، لین وچو (LLC) است که فرض اساسی آن مستقلبودن واحدهای مقطعی از همدیگر است. آزمون ریشه واحد سریهای زمانی به‌گونه‌ای است که ایستایی یا ناایستایی متغیرها را با استفاده از یک معادله بررسی می‌کند. لوین، لین و چو استدلال می‌کنند که در داده‌های پانلی، استفاده از آزمون ریشه واحد برای ترکیب داده‌ها دارای قدرت بیشتری نسبت به استفاده از آزمون ریشه واحد برای هر مقطع به‌صورت جداگانه است. فرضیه صفر در این آزمون بیان‌گر این است که سری زمانی دارای ریشه واحد بوده و فرضیه مخالف ایستایی سری زمانی را نشان می‌دهد. لوین، لین وچو (2002) با استفاده از آزمون دیکی-فولر تعمیم‌یافته، آزمون ریشه واحد را به‌صورت زیر ارائه داده‌اند:
+ αmi dmt + εit yit-L∆yit = ρiyi,t-1 + L=1ρiθiL (3-13)                
m = 1, 2, 3
(8)                                                                                        i = 1,2,…,N   &   t = 1,2,…,T
N تعداد مقاطع، T دوره زمانی، ρi پارامتر خودهمبستگی برای هر مقطع و εit خطای مدل است که دارای توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس 2δ است.

آزمون F لیمر
بر اساس آزمون F لیمر[26] ابتدا مدل را به صورت مقید و در حالت کلی با عرض از مبدأهای مشترک و شیبهای مشترک پولینگ دیتا[27] برآورد کرده و مجموع مجذورات پسماندهای رگرسیون RSSR   را محاسبه می‌کنیم سپس مدل را به صورت نامقید و با فرض عرض از مبدأهای ناهمگن در بین مقاطع و شیبهای مشترک تخمین می‌زنیم و مجموع مجذورات پسماند نامقید  RSSUR    را به دست می آوریم.

آزمون هاسمن
برای انتخاب بین الگوی اثرات تصادفی و اثرات ثابت از آزمون هاسمن استفاده می‌شود. در آزمون هاسمن فرضیه صفر و فرضیه مقابل آن به صورت زیر است:
H0:EUitxit=0
H1:EUitxit≠0
فرضیه صفر بیان می‌دارد که جمله خطا (که دربرگیرنده اثرات فردی است) از متغییرهای توضیحی مستقل است. در مدل اثر تصادفی μi  ها از xit  مستقل است. اما در اثر ثابت این فرض دیگر برقرار نیست زیرا می‌دانیم μi  ها با xit  همبسته‌اند. فرضیه مقابل، مدل اثرات ثابت را نشان می‌دهد. مشخص است از پیش نمی‌توان به طور قاطع در مورد انتخاب مدل اثر تصادفی یا اثر ثابت قضاوت کرد. برای تشخیص و شناسایی درست مدل، که اثر ثابت باشد یا اثر تصادفی، هاسمن آزمونی را طبق فروض بالا پیشنهاد می‌کند.
طبق آزمون هاسمن و بر اساس تفاضل GLSβ   بردار(بردار ضرایب در الگوی اثرات تصادفی) و βWithin    (بردار ضرایب در الگوی اثرات) داریم:
q1=βGLS-βwithin (9)                                                                                                  
طبق فرض صفر داریم:
 plimq1=  
cov(q1,βGLS) =0
حال می‌توان نتیجه نهایی این آزمون را به صورت زیر عنوان کرد:
VAR(βwithin )=var(βGLS )+var(q1 )-2cov(βGLS,q1 )=var(βGLS )+var(q1 )
بنابراین:
Var (q1 ) = var (βwithin ) - var (βGLS )
حال آماره آزمون هاسمن به صورت زیر تعریف می‌شود:
M1=q1 var(q1)-1q1 (10)                                                                                             

مدل اثرات ثابت[28]
یک روش ملاحظه «تکی» (وجود مستقل) هر یک از واحدهای مقطعی آن است که عرض از مبدأ برای هر یک از مقاطع متفاوت باشد. اما فرض می‌کنیم ضرایب شیب میان مقاطع ثابت هستند. اصطلاح «تأثیرات ثابت» ناشی از این حقیقت است که با وجود تفاوت عرض از مبدأ میان افراد (مقاطع) اما عرض از مبدأ هر فرد (مقطع) طی زمان تغییر نمی‌کند یعنی طی زمان بی‌تغییر (غیرمتغیر) است. (گجراتی، 1389).
اگر Zi  «مشاهده شده» نباشد اما با Xit  همبستگی داشته باشد، در این صورت برای هر گروه یک عرض از مبدأ (iα ) خواهیم داشت که معادله آن عبارت است از:
Yit=βxit+αi+εit   (11)                                                                                             
در اینجا  iα=Ziα  است که تمام اثرات قابل‌مشاهده را در بردارد و بیان‌گر یک میانگین شرطی قابل تخمین است. یعنی به جای Ziα  یک میانگین شرطی برای گروه i معرفی می‌کند که برابر  iα  است.
به‌عبارت‌دیگر متغیر غیرقابل‌مشاهده Zi  را حذف کرده و به جای آن  iα  را قرار داده‌ایم . iα   برای هر گروه متفاوت است. با استفاده از متغییرهای مجازی این مدل را می‌توان به صورت زیر نوشت:
Yit=βx14+D1α1+D2α2+…+Dnαn+εit  (12)                                                       
به‌عنوان‌مثال برای گروه یک برابر D1=1  و برای سایر گروهها برابر صفر است. برای گروه دوم نیز   D2=1  و برای سایر گروهها برابر صفر است (سوری، 1391).

مدل اثرات تصادفی
اگر ناهمگنیهای فردی یا مقطعی قابل‌مشاهده نباشد، می‌توان فرض کرد که این ناهمگنیها با متغییرهای توضیحی همبستگی ندارند. در چنین حالتی اگر فرض کنیم که تفاوتهای گروهی ناشی از عوامل تصادفی است آنگاه Ziα   را می‌توان تصادفی فرض کرد که مستقل از Xit  است.
برای هر متغیر تصادفی می‌توان رابطه زیر را نوشت :
αzi=Eαzi+ui  (13)                                                                                               
رابطه فوق نشان می‌دهد که  Ziα  از دو جزء تشکیل شده است: یک جز مورد انتظار که فرض می‌کنیم برای همه گروهها یکسان است و عوامل تصادفی نقشی در آن ندارند و لذا آن را به صورت  Eαzi  می‌نویسیم .
دیگری جزء تصادفی است که به خاطر وجود عوامل تصادفی در اطراف  α   نوسان می‌کند که آن را با ui   نشان می‌دهیم. بدین ترتیب معادله  زیر را خواهیم داشت:
Yit=βxit+α+ui+εit (14)                                                                                   
در رویکرد تصادفی تصریح می‌شود که ui  عنصر تصادفی مختص هر گروه است.

یافته‌ها
با توجه به ادبیات و نیز ماهیت تحقیق، در این پژوهش از داده‌های پنل از نوع متوازن استفاده شده است که به منظور تعیین مدل مناسب (تلفیقی یا تابلویی با اثرات ثابت یا تصادفی) از آزمونهای اف لیمر و آزمون هاسمن استفاده شد.

آزمون پایایی
در روشهای برآورد متعارف کلاسیک، چنین فرض می‌شود که میانگین و واریانس متغیرها ثابت است و مستقل از زمان تعریف می‌شوند؛ اما به‌کارگیری آزمونهای ریشه‌واحد نشان داده است که این مفروضات برای تعداد زیادی از سریهای زمانی اقتصاد کلان صادق نیست؛ بنابراین آن دسته از متغیرهایی که میانگین و واریانس آنها در طول زمان تغییر می‌کند، متغیرهای مانا یا ریشه‌واحد عنوان می‌شوند.

جدول (1) آزمونهای پایایی
شرح شاخص HE CC GE PS RQ RL VA
با عرض از مبدأ آماره -5/51
(00/0)
-3/84
 (0/00)
-2/46
(0/00)
-2/88
(0/00)
-9/08
(0.00)
-1/80
(0/03
-4/12
(0/00)
نتیجه مانا مانا مانا مانا مانا مانا مانا
با عرض
از مبدأ و روند
آماره -2/65
 (0/00)
-6/67
(0/00)
-4.47
(0/00)
-6/65
(0/00)
-3/62
(0/00)
-2/13
(0/01
-8/73
(0/00)
نتیجه مانا مانا مانا مانا مانا مانا مانا
بدون عرض و روند آماره -7/47
(0/00)
-1/69
(0/04)
-2/35
(0/00)
-2/97
(0/00)
-2.45
(0/00)
-1/78
(0/03
-2/16
(0/01)
نتیجه مانا مانا مانا مانا مانا مانا مانا

راهنمای اصطلاحات: شاخص حق اظهارنظر و پاسخگویی(VA)، شاخص ثبات سیاسی و عدم خشونت (PS)، شاخص کارایی و اثربخشی (GE)، شاخص کیفیت قوانین و مقررات (RQ)، شاخص حاکمیت قانون(RL) ، شاخص کنترل فساد(CC).
     بر اساس نتایج به‌دست‌آمده، متغیرهای لگاریتم شاخص هزینه‌های سلامت کل(سرانه) و زیرشاخصهای حکمرانی در سطح 95 درصد مانا هستند. نتایج آزمون لوین، لین و چو نشان می‌دهد که، میانگین و واریانس متغیرها در طول زمان و کوواریانس بین سال‌های مختلف ثابت بوده‌اند و استفاده از این متغیرها در مدل باعث به وجود آمدن رگرسیون کاذب نمی‌شود.

آزمون اف لیمر
در بخش داده‌های ترکیبی مطرح‌شده ابتدا باید مشخص شود که تفاوت فردی یا به اصطلاح ناهمگنی در مقاطع وجود دارد یا این‌که مقطعها با هم همگن هستند؟ و برای این تخمین می‌بایست داده‌های آماری را روی هم انباشته کرد و به روش OLS معمولی برآورد را انجام داد. سپس بررسی کرد که آیا روش پولینگ‌دیتا مناسب‌تر است یا روش پانل‌دیتا. با استفاده از F لیمر می‌توان وجود ناهمگنی را در بین مقاطع مشخص کرد. فرضیه صفر آماره F مبتنی بر همگن‌بودن مقاطع (پولینگ‌دیتا بودن داده‌های آماری) است. چنانچه فرضیه صفر رد شود، فرضیه مقابل آن مبتنی بر وجود ناهمگنی بین مقاطع (پانل‌دیتا بودن داده‌های آماری) پذیرفته می‌شود. نتایج آزمون F در جداول زیر انعکاس یافته است.

جدول (2) آزمون اف لیمر برای هر دو گروه درآمدی
گروه پایین‌درآمدی
مقدار احتمال (p) مقدار آماره نام آماره
کمتر از 001/0 82.353437 Cross- section F
کمتر از 001/0 290.556603 Cross- section chi square
گروه بالادرآمدی
مقدار احتمال (p) مقدار آماره نام آماره
کمتر از 001/0 67.393803 Cross- section F
کمتر از 001/0 264.157645 Cross- section chi square

جدول شماره (2)، آزمون F لیمر را برای گروههای پایین‌درآمدی و بالادرآمدی نشان می‌دهد. در هر دو جدول نتایج بیانگر ردشدن فرضیه صفر و وجود ناهمگنی مقاطع در سطح 05/0 است. هم‌چنین مقدار آماره F به‌دست‌آمده از آماره F جدول بیشتر بوده که درواقع بیانگر مناسب‌بودن روش پانل‌دیتا برای برآورد مدل در این گروه است.

آزمون هاسمن
بعد از این‌که مشخص شد ناهمگنی در مقاطع وجود دارد و تفاوتهای فردی قابل لحاظ‌کردن است و روش داده‌های ترکیبی برای برآورد مناسب است. باید مشخص شود که خطای تخمین، ناشی از تغییر در مقاطع است یا این‌که در طی زمان رخ داده است. در نحوه در نظر گرفتن چنین خطاهایی با دو اثر ثابت و اثر تصادفی مواجه هستیم. از آزمون هاسمن برای مشخص‌شدن اثر ثابت و تصادفی استفاده می‌شود. در آزمون هاسمن، فرضیه صفر مبتنی بر تصادفی‌بودن خطاهای برآوردی است که نتایج آن در جدول شماره (3)،  انعکاس یافته است.
جدول (3) آزمون هاسمن برای هر دو گروه درآمدی
گروه پایین‌درآمدی
 
  12.629959 Chi-sq. Statistics
  0.0493 مقدار احتمال (p)
گروه بالادرآمدی  
  14.470178 Chi-sq. Statistics
  0.0248 مقدار احتمال (p)

جدول شماره (3)، نتایج آزمون هاسمن را برای دو گروه درآمدی موردبررسی نشان می‌دهد. نتایج بیانگر آن است که در سطح 05/0 فرضیه صفر مبنی بر تصادفی‌بودن خطاهای برآوردی رد شده و اثر ثابت برای برآورد مدل مناسب است.

تخمین مدل
پس از مشخص‌شدن روش مناسب برآورد پارامترها، نتایج حاصل از برآورد مدل بررسی می‌شود. بر اساس آزمون هاسمن، از روش اثرات ثابت برای برآورد مدل استفاده و نتایج در جداول زیر ارائه شده است. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده از برآورد مدل، کلیه متغیرها در سطح ده درصد معنی‌دار بوده و همه ضرایب دارای علامت و میزان قابل‌قبول هستند. به‌این‌ترتیب نتایج به‌دست‌آمده برای متغیرها قابل‌اعتماد است.

جدول (4) نتایج تخمین برای گروه پایین‌درآمدی
متغیرهای مستقل ضرایب  انحراف معیار (SD)   T  مقدار احتمال (p)  
کنترل فساد -0.303244 0.122057 -2.484436 0.0141  
کارایی و اثربخشی -0.220015 0.110395 -1.992986 0.0482  
ثبات سیاسی و عدم خشونت -0.116383 0.042483 -2.739490 0.0069  
کیفیت قوانین و مقررات  0.432677- 0.098034 -4.413560 0.0000  
حاکمیت قانون 0.268787 0.143578 1.872066 0.0632  
حق اظهارنظر و پاسخگویی 0.405991- 0.103718 -3.914371 0.0001  
  مؤلفه‌های تأثیر
91.61940 F 0.651565 R2  
0.00000 p 0.645277 R2Adj.  
1.831633 دوربین-واتسون 8.905990 مجموع مجذورات پسماند
 
 

     بر اساس نتایج جدول (4)، میزان ضریب تعیین یا ضریب همبستگی بین متغیرها در گروه پایین‌درآمدی  0.65 است. به این معنی که در گروه درآمدی پایین 0.65 از تغییرات هزینه‌های سلامت به وسیله متغییرهای موجود در مدل توجیه می‌شود. مقدار آماره دوربین واتسون در گروه پایین‌درآمدی 1.83 است که حاکی از عدم خود همبستگی در خطاهای مدل است. همان‌طور که در جدول بالا مشاهده می‌شود تمام ضرایب متغیرها در هر گروه درآمدی در سطح 90 درصد معنادار بوده است و بر اساس مقادیر F در سطح اطمینان 90/0 برازش الگو معنادار است.
     یافته‌های نتایج جدول (4)، نشان می‌دهد که در گروه کشورهای پایین‌درآمدی، شاخص حاکمیت قانون دارای تأثیر مثبت و معنی‌دار بر هزینه‌های سلامت کل (سرانه) بوده و مقداری برابر 26/0 را حاصل می‌کند؛ به این معنی که اگر شاخص حاکمیت قانون یک واحد بهبود یابد، هزینه‌های سلامت به اندازه 26 درصد افزایش می‌یابد. هم‌چنین شاخص کیفیت قوانین و مقررات، شاخص کنترل فساد، شاخص کارایی و اثربخشی، شاخص ثبات سیاسی و عدم خشونت و شاخص حق اظهارنظر و پاسخ‌گویی دارای تأثیر منفی و معنادار بر هزینه‌های سلامت کل بوده که این مقادیر به ترتیب برابر 43/0-، 30/0-، 22/0-، 11/0-، 40/0-  هستند.

جدول (5) نتایج تخمین برای گروه بالادرآمدی
متغیرهای مستقل ضرایب ضرایب  انحراف معیار (SD)   T
کنترل فساد 0.149692 0.028660 5.223100 0.0000
کارایی و اثربخشی 0.518193 0.035425 14.62795 0.0000
ثبات سیاسی و عدم خشونت 0.021634 0.018943 1.142079 0.2553
کیفیت قوانین و مقررات  0.117237 0.039060 3.001477 0.0032
حاکمیت قانون 0.434714 0.053523 8.122065 0.0000
حق اظهارنظر و پاسخگویی 0.193994 0.042596 4.554322 0.0000
مؤلفه‌های تأثیر
1156.813 F 0.761770 R2
0.00000 p 0.750912 R2Adj.
1.683187  دوربین-واتسون 136.9929 مجموع مجذورات پسماند

یافته‌های نتایج جدول (5)، نشان می‌دهد که در این گروه میزان ضریب تعیین بین متغیرها 76/0 است. به این معنی که در گروه بالادرآمدی 0.76 از تغییرات هزینه‌های سلامت به وسیله متغیرهای موجود در مدل توجیه می‌شود. مقدار آماره دوربین واتسون در این گروه درآمدی 1.68 است که حاکی از عدم خودهمبستگی در خطاهای مدل است. همان‌طور که در جدول مشاهده می‌شود تمام ضرایب متغیرها در گروه بالادرآمدی در سطح اطمینان 90/0 معنادار بوده است و بر اساس مقادیر F سطح اطمینان 90/0 برازش الگو معنادار است. بر اساس نتایج به‌دست‌آمده در این گروه شاخص کیفیت قوانین و مقررات، شاخص حاکمیت قانون، شاخص کارایی و اثربخشی، ثبات سیاسی و عدم خشونت، شاخص حق اظهارنظر و پاسخگویی و کنترل فساد دارای تأثیر مثبت و معنی‌دار بر هزینه‌های سلامت کل (سرانه) بوده و این مقادیر با توجه به نتایج جدول (5)، به ترتیب برابر مقادیر 11/0، 43/0، 51/0، 02/0، 19/0، 14/0 هستند.

بحث و نتیجه‌گیری
     بررسی و برآورد مربوط به این پژوهش منجر به نتایج قابل‌توجه‌ای شد. در گروه پایین‌درآمدی رابطه منفی و معناداری بین هزینه‌های سلامت و شاخص حکمرانی وجود دارد. در این گروه از کشورها به دلیل ضعیف‌بودن حکمرانی رابطه بین این دو شاخص منفی است و ازآنجایی‌که کیفیت حکمرانی در این گروه از کشورها ضعیف است، اثربخشی هزینه‌های سلامت را کاهش می‌دهد. از طرفی دیگر در این گروه از کشورها سطح درآمد فردی و ملی پایین است؛ به‌طوری‌که افراد هزینه‌های کمتری را صرف سلامت خود می‌کنند و دولتها نیز به دلیل پایین‌بودن بازدهی این بخش کمتر در آن سرمایه‌گذاری می‌کنند. به عبارتی اگر اصول حکمرانی و مدیریت مناسب وجود نداشته باشد افزایش درآمد نیز تأثیر قابل قبولی در بر سطح سلامت نخواهد گذاشت. همچنین در این گروه از کشورها افزایش درآمد فقط می‌تواند نیازهای ضروری را برآورده کند. اما  در گروه بالادرآمدی یک رابطه مثبت و معنی‌داری بین زیرشاخصهای حکمرانی و هزینه‌های سلامت وجود دارد.
به‌طورکلی هرچه مقادیر زیرشاخصهای حکمرانی بهبود یابد به همان نسبت سهم هزینه‌های سلامت بهبود می‌یابد. در این گروه به دلیل بالابودن سطح درآمد فردی، افراد سهم بیشتری از درآمد خود را صرف هزینه‌های بهداشتی می‌کنند. همچنین در این گروه سهم هزینه‌های سلامت در تولید ناخالص داخلی سریع‌تر افزایش می‌یابد. به‌این‌ترتیب هرچه شاخص حکمرانی بهبود و درآمد افزایش یابد، هزینه‌های سلامت افزایش می‌یابد. در این گروه از کشورها به دلیل اینکه اصول اساسی حکمرانی رعایت می‌شود، افزایش درآمد تأثیر قابل قبولی را بر هزینه‌های سلامت و  در نتیجه بهداشت و سلامت جامعه دارد.
     طبق پژوهشهای انجام‌شده توسط فرج و همکاران (2013)، فرج، نانداکومار و والک (2012)، آبیشک کومار (2009)، راجکومار و اسواروپ (2007) و یعقوب و همکاران (2006) رابطه بین حکمرانی و هزینه‌های سلامت مثبت است که این تحقیقات با نتایج این پژوهش برای گروه بالای‌درآمدی همسو است ولی با بعضی از زیرشاخصها در گروه درآمدی پایین تفاوت در نتیجه وجود دارد.
همچنین طبق پژوهشهای انجام‌شده توسط صادقی و همکاران (2014 عاصم اوغلو و همکاران (2013) و سن و روت (2007) درآمد تأثیر مثبت و معنی‌داری بر هزینه‌های سلامت دارد. از دیدگاه مورین لوئیس (2006) ضعف حکمرانی تأثیر منفی بر هزینه‌های سلامت عمومی و در نهایت سلامت کل دارد که این تحقیقات با گروه پایین‌درآمدی در این پژوهش همسو و نتایج مشابه‌ای حاصل شده است. هم‌چنین بر اساس پژوهش مکیان و بی‌باک (2014) ضعف حکمرانی در کشورهای اسلامی تأثیر نامناسبی بر شاخص توسعه انسانی دارا است.
     با استدلال از نتایج پژوهش، به نظام حکمرانی کشورهای با درآمدی پایین که دارای ضعف در حکمرانی نیز هستند توصیه می‌شود که سعی در کاهش بی‌ثباتیهای سیاسی و کاهش قوانین دست‌وپا گیر کنند. هم‌چنین پیشنهاد می‌شود در این کشورها اقدامات لازم برای کاهش و کنترل فساد با فراهم‌کردن زمینه مشارکت فعال سازمانهای غیردولتی به عمل آید. ضرورت دارد که دولتمردان گروه پایین‌درآمدی در برای بهبود بهداشت و سلامت جامعه، بخشی از مخارج بهداشتی را به آگاه‌سازی عمومی و ترویج بهداشت اختصاص دهند. علاوه بر آن در این کشورها برای رفع موانع تجاری و ایجاد محیط رقابتی وضع قوانین و مقررات مرتبط ضروری می‌نماید. در این گروه از کشورها دولتها باید نقش مکمل بازار باشند و نقش نظارتی را در بهبود فعالیتهای بازار و رفع مشکلات آن بر عهده بگیرند.
ملاحظات اخلاقی
مشارکت نویسندگان: همه نویسندگان در این مقاله مشارکت مؤثر داشته‌اند.
 منابع مالی: هیچ‌گونه حمایت مالی برای انتشار این مقاله دریافت نشده است.
تعارض منافع: در انجام مطالعه حاضر نویسندگان هیچ‌گونه تعارض منافعی نداشته‌اند.
قدردانی: نویسندگان از تمامی شرکت‌کنندگان این پژوهش کمال تشکر و قدردانی را دارند.
 
[1]. McGraw et al.
[2]. Good governance
[3] Panel data
[4].  World Health Organization (WHO)
[5]. Kumar
[6] Farag et al.
[7]  Faraj Nanda Kumar & Walcott
[8] Baltagi & Moscone1
[9] A. Kumar
[10] Clamp & Jacob
[11] Rajkumar and Swaroop
[12]  Lazarova and mosca
[13]  M. Lewis
[14] P. Egger
[15]  Fixed Effects
[16]  Random Effects
[17]LnHealth
[18]  Organization for Economic Co- operation and Development
[19]. Voice & Accountability
[20]. Political Stability
[21]. Government Effectiveness
[22] . Regulatory Quality
[23] . Rule of Law  
[24] . Control of Corruption
[25]  D.kaufmann et al
[26] F Limer
[27]. Pooling Data
[28].Fixed Effect
نوع مطالعه: اصیل | موضوع مقاله: هزینه و مخارج سلامت
دریافت: 1400/3/31 | پذیرش: 1401/2/4 | انتشار: 1401/8/22

ارسال پیام به نویسنده مسئول


بازنشر اطلاعات
Creative Commons License این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است.

کلیه حقوق این وب سایت متعلق به فصلنامه رفاه اجتماعی می باشد.

طراحی و برنامه نویسی : یکتاوب افزار شرق

© 2024 CC BY-NC 4.0 | Social Welfare Quarterly

Designed & Developed by : Yektaweb