ماهنامه علمی پ‍ژوهشی

مقدمه
هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها یکی از مهم‌ترین شاخص‌های رفاه اجتماعی و سلامت جامعه محسوب می‌شود و در دهه‌های اخیر به یکی از مهم‌ترین مؤلفه‌های هزینه‌های خانوار تبدیل شده است. این هزینه‌ها تحت‌تأثیر عوامل مختلفی از جمله متغیرهای کلان اقتصادی قرار می‌گیرند. افزایش این هزینه‌ها نه‌تنها می‌تواند فشار مالی بر خانوارها وارد کند، بلکه پیامدهای اجتماعی و اقتصادی گسترده‌ای نیز به همراه دارد. دسترسی به خدمات بهداشتی و درمانی با کیفیت، یکی از شاخص‌های اصلی توسعه انسانی و عدالت اجتماعی محسوب می‌شود (1). با این‌حال، این دسترسی به‌شدت تحت‌تأثیر متغیرهای کلان اقتصادی قرار دارد.  تورم، نرخ ارز، نرخ بهره و رشد اقتصادی از جمله متغیرهای مهمی هستند که می‌توانند هزینه‌های درمانی را از طریق کانال‌های مستقیم و غیرمستقیم تحت تأثیر قرار دهند (2). اهمیت بررسی رابطه بین متغیرهای کلان اقتصادی و هزینه‌های بهداشت و درمان از آنجا ناشی می‌شود که این رابطه می‌تواند پیامدهای مهمی برای سیاست‌گذاران اقتصادی و اجتماعی داشته باشد. شناخت دقیق تأثیر این متغیرها می‌تواند به تدوین سیاست‌های کارآمد برای کنترل هزینه‌های درمانی، حفظ عدالت اجتماعی و افزایش دسترسی به خدمات درمانی کمک کند. از دیدگاه سیاست‌گذاری، درک تأثیر متغیرهای اقتصادی بر هزینه‌های بهداشتی برای طراحی برنامه‌های حمایتی مانند یارانه‌های درمانی، بیمه‌های سلامت و سیاست‌های تثبیت اقتصادی ضروری است. بدون درنظر گرفتن این اثرات، سیاست‌های اقتصادی ممکن است به‌طور ناخواسته منجر به افزایش نابرابری در دسترسی به خدمات بهداشتی و تشدید فشارهای اقتصادی بر گروه‌های آسیب‌پذیر شود (3). علی‌رغم اهمیت موضوع، مطالعات محدودی به بررسی جامع تأثیر پویای متغیرهای کلان اقتصادی بر هزینه‌های بهداشتی خانوارها پرداخته‌اند. بیشتر پژوهش‌های پیشین تنها یک یا دو متغیر کلان اقتصادی را به‌صورت خطی مورد بررسی قرار داده‌اند و اثرات همزمان و غیرخطی این متغیرها بر مخارج بهداشتی و درمانی خانوارها مورد مطالعه قرار نگفته است. علاوه بر این، تحقیقات انجام‌شده در کشورهای توسعه‌یافته ممکن است نتایج متفاوتی نسبت به کشورهای در حال توسعه، از جمله ایران، داشته باشند. از نظر تجربی، وجود روابط غیرخطی در ارتباط بین متغیرهای کلان توضیحی مرتبط و هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها می‌تواند به دلیل وضعیت اولیه استان‌ها به لحاظ میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی ایجاد شود (4). چنانچه استان‌ها به لحاظ شاخص‌های کلان اقتصادی و یا نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی وضعیت‌های متفاوتی داشته باشند و این وضعیت بر عملکرد استان‌ها اثرگذار باشد آنگاه موقعیت و وضعیت اولیه استان‌ها از نظر میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی می‌تواند توضیح بهتری برای رابطه مبهم بین برخی از متغیرهای توضیحی و عملکرد استان‌ها از نظر میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی ارائه دهد. این فرضیه‌ای است که در این پژوهش ارائه شده است و مبنایی را تشکیل می‌دهد که تحلیل تجربی ما بر آن بنا شده است. بر اساس این سوال مطرح می شود که آیا اثرگذاری متغیرهای کلان اقتصادی موثر بر هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها می‌تواند به سطوح مختلف هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها وابسته باشد؟. آیا اثرگذاری متغیرهای کلان اقتصادی موثر بر هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها می‌تواند به سطوح مختلف متغیرهای کلان اقتصادی وابسته باشد؟ و آیا وضعیت فعلی استان‌ها به لحاظ سطح هزینه‌های بهداشتی و درمانی می‌تواند به درک و توضیح بهتر رابطه مبهم بین این متغیر و متغیرهای کلان اقتصادی استان‌ها که در مطالعات قبلی مستند شده است کمک ‌کند؟ 
در پرداختن به سوال اصلی مطرح شده در این پژوهش و به پیروی از مطالعه هنسن در سال 1998، از مفهوم تحلیل آستانه‌ای استفاده می‌کنیم (5). به‌کارگیری مدل‌های آستانه‌ای در اینجا این امکان را فراهم می‌کند که تاثیر غیرخطی متغیرهای کلان اقتصادی توضیحی مرتبط با هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها را در سطوح مختلف بر این هزینه‌ها بررسی کنیم .در واقع در اینجا تاثیر مربوط به این متغیرها به‌عنوان اثرات وابسته به وضعیت یا رژیم مورد بحث قرار می‌گیرد و چنین مفهومی تاکنون در مطالعات داخلی مورد توجه قرار نگرفته است. به‌کارگیری چنین ایده‌ای تئوری‌های موجود پیرامون اثرات متغیرهای مختلف بر عملکرد استان‌ها را مشروط و وابسته به وضعیت آن‌ها از نظر سطح اولیه هزینه‌های بهداشتی و درمانی قرار می‌دهد.
تورم یکی از متغیرهای کلان اقتصادی است که می‌تواند به‌طور مستقیم و غیرمستقیم بر هزینه‌های درمان خانوارها تأثیر بگذارد. از طریق افزایش سطح عمومی قیمت‌ها، تورم باعث افزایش قیمت خدمات بهداشتی، داروها، تجهیزات پزشکی و سایر کالاهای ضروری می‌شود. این افزایش هزینه‌ها می‌تواند دو اثر متضاد داشته باشد (6). نخست، اثر فشار هزینه است که در این حالت، افزایش هزینه‌های تولید خدمات درمانی و داروها باعث می‌شود که بیمارستان‌ها، کلینیک‌ها و داروخانه‌ها قیمت‌های خود را افزایش دهند. اثر دوم، اثر کاهش قدرت خرید است که در آن خانوارهایی که درآمد آن‌ها به‌طور متناسب با تورم افزایش نمی‌یابد، توانایی کمتری در تأمین هزینه‌های درمانی خواهند داشت و ممکن است از دریافت خدمات ضروری صرف‌نظر کنند. مطالعات نشان داده‌اند که در کشورهایی با تورم بالا، دسترسی به خدمات درمانی کاهش می‌یابد و بسیاری از خانوارهای کم‌درآمد از درمان‌های پیشگیرانه و داروهای اساسی محروم می‌شوند. این وضعیت می‌تواند پیامدهای بلندمدتی بر سلامت عمومی جامعه داشته باشد. در شرایطی‌که تورم افزایش می‌یابد، قیمت کالاها و خدمات درمانی نیز معمولاً افزایش پیدا می‌کند. این افزایش هزینه‌ها به‌ویژه برای خانوارهایی با درآمد ثابت یا پایین، فشار مالی بیشتری ایجاد کرده و ممکن است آن‌ها را به سمت کاهش مصرف خدمات ضروری بهداشتی سوق دهد. به بیان دیگر، تورم می‌تواند منجر به کاهش توان خرید خانوارها شده و تقاضای مؤثر برای خدمات بهداشتی را کاهش دهد. این موضوع به‌ویژه در کشورهایی که بخش عمده‌ای از خدمات بهداشتی خصوصی هستند، اهمیت بیشتری پیدا می‌کند. بیکاری نیز به‌عنوان یکی از متغیرهای کلان اقتصادی می‌تواند تاثیرات متفاوتی بر مخارج بهداشتی و درمانی خانوارها داشته باشد. بیکاری می‌تواند به کاهش مخارج بهداشتی منجر شود، زیرا افراد ممکن است به دنبال راه‌های اقتصادی کم‌هزینه‌تر برای تأمین نیازهای بهداشتی خود باشند. وقتی فردی بیکار می‌شود، ممکن است به دلیل کاهش درآمد، توانایی پرداخت هزینه‌های خدمات بهداشتی و درمانی را از دست بدهد. این موضوع می‌تواند دسترسی به درمان‌های ضروری را محدود کند (7). در مواردی، بیکاری می‌تواند مخارج درمانی را افزایش دهد، زیرا افراد ممکن است به دنبال راه‌های جدید و متفاوت برای تأمین مراقبت‌های بهداشتی خود باشند. هم‌چنین  بیکاری می‌تواند باعث تغییر در نوع خدمات بهداشتی و درمانی شود، زیرا افراد ممکن است به دنبال خدماتی با قیمت مناسب‌تر باشند. هم‌چنین، شود افراد از خدمات بهداشتی پیشگیرانه مانند ویزیت‌های دوره‌ای، واکسیناسیون و غربالگری‌های اولیه چشم‌پوشی کنند که در بلندمدت می‌تواند به مشکلات بزرگ‌تر و پرهزینه‌تری منجر شود. سرانجام، بیکاری می‌تواند منجر به افزایش مشکلات روحی و روانی در جامعه شود چرا که معمولاً استرس و اضطراب را افزایش می‌دهد که می‌تواند به مشکلات روانی بیشتری منجر شود. این مشکلات خود نیاز به مداخله و هزینه‌های درمانی دارند. در برخی کشورها، بیکاری می‌تواند منجر به افزایش درخواست‌ها برای کمک‌های دولتی یا بیمه‌های درمانی اجتماعی شود که ممکن است تا حدودی بتواند اثرات منفی را کاهش دهد اما ممکن است همیشه کافی نباشد (8). از سوی دیگر، رشد اقتصادی معمولاً به افزایش درآمد سرانه منجر شده و قدرت خرید خانوارها را تقویت می‌کند. این امر ممکن است دسترسی به خدمات بهداشتی و کیفیت مراقبت‌های درمانی را بهبود بخشد. اما در شرایط رکود اقتصادی یا کاهش رشد، کاهش درآمدها ممکن است خانوارها را مجبور به کاهش هزینه‌های بهداشتی کند که می‌تواند پیامدهای جدی برای سلامت عمومی داشته باشد (9). نیوهوس در سال 1992 در مطالعه خود نشان داد که تورم نه‌تنها موجب افزایش هزینه‌های درمانی می‌شود، بلکه الگوی مصرف خدمات پزشکی را نیز تغییر می‌دهد. در کشورهای توسعه‌یافته، خانوارها ممکن است مخارج بیشتری را به خدمات درمانی خصوصی اختصاص دهند، اما در کشورهای در حال توسعه، این افزایش هزینه‌ها معمولاً منجر به کاهش استفاده از خدمات پزشکی می‌شود (10). هم‌چنین، گتزن در سال 2000 بررسی کرد که در دوره‌های تورمی، هزینه‌های سلامت به‌صورت نامتناسب افزایش می‌یابد؛ به این معنا که رشد هزینه‌های درمانی معمولاً بیشتر از نرخ تورم عمومی است (11). گردهام و همکاران با بررسی ۲۰ کشور OECD (کشورهای عضو سازمان همکاری و توسعه اقتصادی ) دریافتند که افزایش تورم منجر به کاهش دسترسی به خدمات درمانی در میان اقشار کم‌درآمد می‌شود. این تحقیق نشان داد که خانوارهای کم‌درآمد در مواجهه با افزایش قیمت‌ها، هزینه‌های درمانی خود را کاهش داده و از مراجعه به پزشک یا مصرف داروهای تجویز‌ شده اجتناب می‌کنند (12). قوش و همکاران در بررسی کشورهای اروپایی نشان دادند که کشورهایی با سیستم بیمه درمانی قوی، اثرات تورم را بر هزینه‌های سلامت کمتر احساس می‌کنند. در مقابل، کشورهایی که سهم بالایی از هزینه‌های درمانی توسط بخش خصوصی تأمین می‌شود، تورم بیشتری را در بخش سلامت تجربه می‌کنند (13). یوریسن و همکاران با استفاده از مدل خود رگرسیونی با وقفه توزیعی نشان دادند که تورم در کوتاه‌مدت اثر منفی شدیدی بر هزینه‌های درمانی خانوارها دارد، اما در بلندمدت این اثر کاهش می‌یابد (14). میرشفیعی و همکاران در سال1401 در مطالعه خود آثار نوسانات تورمی بر مخارج مصرفی بخش خصوصی و نرخ بیکاری به‌عنوان شاخص‌های اقتصادی کلیدی موثر بر سلامت جامعه را با استفاده از الگوی خود رگرسیون برداری (SVAR) و داده‌های فصلی 1380 تا 1399مورد بررسی قرار دادند.  نتایج این مطالعه نشان داد که  نوسانات تورمی با ضریب (0/073-) اثر منفی و معنی‌داری بر مخارج مصرف حقیقی بخش خصوصی و در نتیجه، سلامت جامعه دارد. هم‌چنین، این نوسانات، اثری مثبت و معنی‌دار با ضریب 0/04 بر نرخ بیکاری داشته و از طریق آثار درآمدی، اجتماعی، ذهنی و روانی، سلامت جامعه را به خطر می‌اندازد (15). واگنر در سال 2010 نشان داد که افزایش تولید ناخالص داخلی (GDP) به‌طور مستقیم باعث افزایش هزینه‌های بهداشتی می‌شود، زیرا خانوارها با افزایش درآمد، سهم بیشتری از بودجه خود را به مراقبت‌های درمانی اختصاص می‌دهند  (16). هو و وانگ در سال 2024 اثرات رشد اقتصادی بر مخارج سلامت عمومی را در کشورهای OECD با استفاده از مدل آستانه‌ای پانل پویا بررسی کرده‌اند. نتایج این مطالعه نشان داد هنگامی‌که سطح مصرف خانوار کمتر از آستانه 9/63 باشد، اثر مخارج بهداشت عمومی بر رشد اقتصادی به‌طور قابل‌توجهی منفی است. با این حال، زمانی که مصرف از آستانه 9.63 فراتر رود، اثر به‌طور قابل‌توجهی مثبت می‌شود (17). هم‌چنین، در مطالعه  شولتا و همکاران در سال 2023 تأثیر هزینه‌های دولت بر سلامت و سایر عوامل مرتبط مانند بیمه سلامت، طول عمر، میانگین سنی و میزان مرگ و میر بر رشد اقتصادی در کشورهای بالکان غربی انجام شده است. نتایج تحلیل رگرسیون نشان می‌دهد که هزینه‌های دولت در حوزه سلامت تأثیر مثبت و معناداری بر رشد اقتصادی در کشورهای بالکان غربی دارد (18). کریمی و همکاران در سال 1396 دریافتند که افزایش رشد اقتصادی باعث افزایش تقاضا برای خدمات درمانی می‌شود و نیز نشان دادند که در استان‌های با رشد اقتصادی بالا، میزان هزینه‌های سلامت نیز بیشتر است (19). توکلیان و همکاران با استفاده از یک مدل تعادل عمومی پویای تصادفی، به بررسی تأثیر شوک‌های پولی، مالی و فناوری بر بخش سلامت در اقتصاد ایران پرداخته اند. نتایج مطالعه آنها نشان می‌دهد که شوک پولی مثبت تأثیر مستقیمی بر تورم عمومی دارد، اما تمایل به کاهش قیمت‌های نسبی بخش سلامت دارد. بنابراین، تأثیر مثبت این شوک بر تولید کالاهای غیربهداشتی بیشتر از بخش سلامت است. همچنین، شوک‌های مثبت مربوط به درآمد نفت، مخارج دولت در بخش سلامت و فناوری، تولید کالاهای بهداشتی و غیربهداشتی را افزایش داده و تأثیر معکوسی بر تورم این بخش دارند (20).
روش بررسی
تاکنون مطالعات مختلفی تاثیرپذیری مخارج بهداشتی و درمانی و مخارج سلامت از متغیرهای کلان اقتصادی را بررسی کرده اند اما عمده مطالعات صورت گرفته در این حوزه، میزان تاثیرپذیری را از طریق روابط خطی و با فرض وجود یک روند مشخص برآورد کرده‌اند. گاهی اوقات تغییرات رفتار سری زمانی را نمی‌توان با یک روند نشان داد، در واقع یک روند نمی‌تواند توضیح قابل‌قبولی از رفتار متغیر سری زمانی ارائه نماید. در نتیجه در دهه‌های اخیر گرایش زیادی به طراحی مدل‌هایی که بتواند چنین رفتاری را مدل‌سازی کند، نشان داده شده است. یک رهیافت مناسب برای مدل‌سازی چنین رفتارهایی، رهیافت چرخش رژیم می‌باشد که به محقق اجازه می‌دهد تغییرات رفتار متغیر سری زمانی را در برهه‌های زمانی گوناگون و با رژیم‌های متفاوت، مدل‌سازی کند. نقطه چرخش مناسب، غیر قابل مشاهده می باشد که روند تعیین نقطه شروع رژیم جدید، بصورت تصادفی مدل‌سازی می شود (فرنسس و وندیک،2000). (21). در این مطالعه تاثیر متغیرهای کلان بر مخارج بهداشتی و درمانی خانوارها را با استفاده از داده‌های استانی و با به‌کارگیری رهیافت وابسته به وضعیت(رژیم) و با استفاده از داده‌های مشاهده شده از یک پنل متوازن به‌صورت زیر درنظر می گیریم: 
 
که در آن اندیس   نشان دهنده مقاطع (استان‌ها) و   نشان دهنده زمان است. متغیر وابسته   مخارج بهداشتی و درمانی خانوارها و یک اسکالر است. متغیر آستانه ای   نیز هریک از متغیرهای کلان با وقفه و یک اسکالر است و   نیز یک بردار   از متغیرهای مستقل می‌باشد. معادله ساختاری آستانه‌ای برای داده‌های پنل به‌صورت زیر است:
      (1)
 که در آن   تابع شاخص است و آستانه‌ها به گونه‌ای مرتب شده‌اند که   می‌باشد. مشاهدات بر اساس این‌که متغیر آستانه   کوچک‌تر از آستانه های   و   و یا بزرگ‌تر از آن باشد به دو و یا سه «رژیم» تقسیم می‌شود. این رژیم‌ها توسط شیب‌های رگرسیون متفاوت   ،   و   متمایز می‌شوند. از این‌رو در اینجا مدل رگرسیونی به گونه‌ای درنظر گرفته شده است که ضریب متغیرهای کلان رشد اقتصادی و نرخ تورم در دو معادله، بین رژیم‌های برآورد شده بر اساس سطح آن متغیر چرخش کند اما ضرایب سایر متغیرهای توضیحی در رژیم‌های مختلف ثابت فرض شده‌اند.





که در آن                    نسبت هزینه‌های بهداشت و درمان خانوار به تولید جاری هر استان است. و متغیرهای کلان   ،   ،  و  به ترتیب نرخ تورم، نرخ بیکاری، ضریب جینی و نرخ رشد اقتصادی هر استان هستند. متغیر نرخ ارز نیز به دلیل همبستگی بالا با نرخ تورم و اجتناب از هم‌خطی حذف شده است. برای تعریف پارامترهای      لازم است که عناصر   نسبت به زمان نامتغیر نباشند. هم‌چنین فرض می‌کنیم که متغیر آستانه‌ای   نیز نسبت به زمان نامتغیر نمی‌باشد. فرض می شود خطاهای   به‌صورت مستقل و یکسان ( ) با میانگین صفر و واریانس محدود   توزیع می‌شوند. فرض   باعث می‌شود که متغیرهای وابسته با وقفه در   وارد نشوند. (22).
نتایج
به ‌منظور تحلیل روابط پویای متغیرهای کلان اقتصادی و هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها اطلاعات نمونه‌ای شامل 31 استان کشور طی دوره 1390 تا 1400 گردآوری می‌شود. بنابراین در تحقیق حاضر، داده‌های یک پنل کاملا متوازن (بدون داده گمشده) شامل 341 مشاهده به‌کار برده می‌شود. این تحقیق از داده‌های ثانویه از منابع قابل اعتماد مانند بانک مرکزی ایران، مرکز آمار ایران و وزارت بهداشت و آموزش پزشکی استفاده خواهد کرد. این داده‌ها برای یک دوره حداقل 10 ساله جمع‌آوری خواهند شد تا تغییرات و نوسانات بلندمدت در پویایی‌های کلان اقتصادی و هزینه‌های خانواری در حوزه سلامت را دربر بگیرند. 
جدول1 مقادیر آماره‌های توصیفی متغیرهای تحقیق را نشان می دهد. برای متغیر نرخ رشد اقتصادی (       ) و نرخ تورم (    ) تغییرات درون گروهی بسیار بیشتر از تغییرات بین گروهی است. لذا این متغیر دارای تغییرات بیشتری در طول زمان است و تغییرات بین مقاطع اندکی دارند. اما برای متغیر نسبت هزینه‌های بهداشت و درمان خانوار ( ) این موضوع برعکس است. به عبارت دیگر، متغیر نسبت هزینه‌های بهداشت و درمان خانوار، دارای تغییرات بیشتری در مقاطع است و تغییرات کمتری را در طول دوره مورد مطالعه داشته‌ است. آمارهای توصیفی تغییرات داده‌ها برای سایر متغیرها نشان می‌دهد که این رگرسورها تغییرات بین گروهی و درون گروهی تقریباً یکسانی را در طول دوره مطالعه به‌خود اختصاص داده‌اند. جدول2 نتایج آزمون وجود ریشه واحد پنلی لوین، لین وچو را در سطح متغیرهای منتخب نشان می‌دهد. مطابق با نتایج جدول، تمامی متغیرهای انتخاب شده برای توضیح نسبت هزینه های بهداشتی و درمانی خانوارها از درجه جمعی صفر   برخوردار بوده و در سطح ایستا هستند. در اینجا با استفاده از قابلیت مدل‌های استان‌های این سال را مطرح می‌کنیم که آیا اثرگذاری رشد اقتصادی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها می‌تواند به سطوح مختلف رشد اقتصادی وابسته باشد؟ برای این منظور و به پیروی از مطالعه هنسن در سال 1998، از مدل‌سازی رگرسیون‌های استان‌های استفاده‌شده و مقدار با وقفه رشد اقتصادی به‌عنوان متغیر آستانه در نظر گرفته‌ شده است. در اینجا نقاط آستانه به‌صورت داده محور انتخاب می‌شوند. فرایند انجام آزمون‌های وجود آستانه و برآورد مدل در جدول 2 نشان داده‌شده است.  برای تعیین تعداد آستانه‌ها، آزمون وجود اثرات استان‌های هنسن به‌کار برده شده و نتایج برای وجود وجود یک و دو آستانه در جدول 3 آورده شده است. با توجه به مقادیر آماره‌های آزمون F  و ارزش احتمال بوت‌استراپ مربوط به آن‌ها می‌توان پی برد که در مدل (2) فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود آستانه در مقابل وجود یک آستانه با مقدار آماره F  برابر با 12/96، در سطح معنی‌داری یک درصد رد می‌شود. اما با توجه به مقدار عددی 240 آماره  F و باوجود مقدار ارزش احتمال بوت‌استراپ 10/30، فرضیه صفر وجود یک آستانه در مقابل دو آستانه رد نمی‌شود. بنابراین یک مدل استان‌های باوجود یک آستانه برآورد می‌شود. در نمودار 1 نیز فاصله اطمینان آستانه‌های برآورد شده توسط آماره LR نیز قابل‌مشاهده است. در این نمودار خط نقطه‌چین، به مقدار بحرانی در سطح اطمینان ۹۵ درصد اشاره می‌کند. همان‌گونه که نتایج برآورد مدل یک استان‌های نشان می‌دهد مقادیر آستانه مربوط به رشد اقتصادی 3/7- درصد برآورد شده است و ضرایب متغیرهای تورم و ضریب جینی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها معنی‌دار هستند. تأثیر وابسته به رژیم رشد اقتصادی در رژیم پایین رشد (  ) برابر با 0/012- و معنی‌دار برآورد شده است. اما تأثیر وابسته به رژیم رشد اقتصادی در رژیم بالای رشد ( ) برابر با 0/041- برآورد شده است. اگرچه این ضریب معنی‌دار نیست. بنابراین اثر رشد اقتصادی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در رژیم پایین رشد، منفی و معنی‌دار و در رژیم بالای رشد، منفی و غیرمعنی‌دار است. تاثیر تورم بر نسبت هزینه های بهداشتی و درمانی خانوارها نیز منفی و در سطح یک درصد معنی‌دار است. بنابراین با افزایش نرخ تورم نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها کاهش می‌یابد. بعبارت دیگر، با افزایش سطح قیمت‌ها و وارد شدن فشارهای تورمی برجامعه، خانوارها سهم هزینه‌های بهداشتی و درمانی خود ازکل هزینه‌ها را کاهش می‌دهند و این موضوع سبب کاهش نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی در استان‌ها می شود. نگاهی به مقدار برآورد شده متغیر ضریب جینی در جدول 4 نیز نشان می‌دهد که افزایش ضریب جینی اثر مثبت و معنی‌داری بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها دارد. به‌عبارت دیگر، افزایش مقدار ضریب جینی و افزایش میزان نابرابری درآمدها سطح هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها را افزایش می‌دهد و استان‌هایی با سطوح نابرابری بزرگ‌تر از نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی بالاتری نیز برخوردار هستند.
مقایسه نتایج مدل استان‌های با مدل خطی برآورد شده به روش اثرات ثابت در جدول 4 گویای آن است که تأثیر رشد اقتصادی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در مدل خطی 0/0008- و کاملا معنی‌دار است. هم‌چنین مقایسه‌ روش‌ها نشان می‌دهد که   مدل‌های استان‌های اندکی بالاتر از مدل خطی است و از طرفی معیارهای اطلاعاتی   و   نیز به برتری مدل استان‌های بر مدل خطی اشاره می کند.
در بخش دوم، اثرگذاری تورم بر نسبت هزینه های بهداشتی و درمانی خانوارها  با توجه به سطوح تورمی مختلف با استفاده از قابلیت مدل‌های استان‌های بررسی شده است. در اینجا نیزمقدار با وقفه تورم به‌عنوان متغیر آستانه درنظر گرفته ‌شده است. فرایند انجام آزمون‌های وجود آستانه و برآورد در مدل (2) در جدول 5 نشان داده‌ شده است. برای تعیین تعداد آستانه‌ها، آزمون وجود اثرات استان‌های هنسن به‌کار برده شده و نتایج برای وجود یک و دو آستانه در این جدول آورده شده است. با توجه به مقادیر آماره‌های آزمون F  و ارزش احتمال بوت‌استراپ مربوط به آن‌ها می‌توان پی برد که در مدل (2) فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود آستانه در مقابل وجود یک آستانه با مقدار آماره F  برابر با17/39، در سطح معنی‌داری یک درصد رد می‌شود. اما با توجه به مقدار عددی 10/5 آماره  F و باوجود مقدار ارزش احتمال بوت‌استراپ 0/54، فرضیه صفر وجود یک آستانه در مقابل دو آستانه رد نمی‌شود. بنابراین یک مدل استان‌های باوجود یک آستانه برآورد می‌شود. در نمودار 2 نیز فاصله اطمینان آستانه‌های برآورد شده توسط آماره LR نیز قابل‌مشاهده است. در این نمودار خط نقطه‌چین، به مقدار بحرانی در سطح اطمینان ۹۵ درصد اشاره می‌کند. همان‌گونه که نتایج برآورد مدل یک استان‌های در جدول 6 نشان می‌دهد مقادیر آستانه مربوط به نرخ تورم 22/6 درصد برآورد شده است و ضرایب متغیرهای رشد اقتصادی و ضریب جینی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها معنی‌دار هستند. تأثیر وابسته به رژیم نرخ تورم در رژیم پایین تورمی ( ) برابر با 0/0006- و معنی‌دار برآورد شده است. هم‌چنین، تأثیر وابسته به رژیم تورمی در رژیم بالای نرخ تورم (  ) برابر با 0/0014- برآورد شده است. و این ضریب نیز کاملا معنی‌دار است. بنابراین تأثیر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها یک اثر وابسته به وضعیت یا وابسته به رژیم تورمی است و اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در رژیم پایین تورم، منفی و معنی‌دار و در رژیم بالای تورم نیز، منفی و معنی‌دار است. 
بر این اساس، چنانچه استان‌ها در سطح پایینی از تورم باشند اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها منفی و ناچیزاست. با افزایش سطح عمومی قیمت‌ها، خانوارها در مصارف بودجه‌ای خود تخصیص مجدد انجام می‌دهند به گونه‌ای که سهم کمتری از درآمد را به مصارف بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. اما با افزایش نرخ تورم و عبور از مقدار آستانه برآورد شده، اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها بیش از دو برابر افزایش می‌یابد و تخصیص مجدد درآمدهای خانوار در جهت کاهش قابل‌توجه سهم بهداشت و درمان از کل بودجه انجام می‌شود.
با توجه به مقدار آستانه برآورد شده، استان‌هایی که نرخ‌های تورمی پایین‌تری در هر دوره دارند از موقعیت بهتری در اثر تورم در نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها برخوردار هستند اما استان‌هایی با نرخ تورم بالاتر با کاهش بسیار بیشتری در اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها مواجه هستند. مقایسه نتایج مدل استان‌های با مدل خطی برآورد شده به روش اثرات ثابت در جدول 6 گویای آن است که تأثیر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در مدل خطی 0/0008- و کاملا معنی‌دار است. هم‌چنین مقایسه‌ روش‌ها نشان می‌دهد که   مدل‌های استان‌های اندکی بالاتر از مدل خطی است و از طرفی معیارهای اطلاعاتی   و   نیز به برتری مدل استان‌های بر مدل خطی اشاره می‌کند.
 


جدول1: مقادیر آماره های توصیفی متغیرها


- ماخذ: یافته های تحقیق

جدول 2: آزمون ریشه واحد پنلی لوین، لین وچو در سطح متغیرهای مدل

 
ماخذ: یافته های تحقیق

جدول 3 : آزمون وجود اثرات استان‌های در ارتباط بین رشد اقتصادی و هزینه های بهداشتی و درمانی خانوارها



ماخذ: یافته‌های تحقیق





نمودار1: آستانه‌های برآورد شده توسط آماره LR

جدول 4: برآورد اثرات خطی و غیرخطی( وابسته به رژیم) اهرم مالی بر آسیب‌پذیری شرکت‌ها



-  *، ** و *** به ترتیب نشان‌دهنده معنی‌داری ضرایب در سطوح 1%، 5%و10% می‌باشد.
- ماخذ: یافته‌های تحقیق

جدول 5 : آزمون وجود اثرات استان‌های در ارتباط بین تورم و هزینه های بهداشتی و درمانی خانوارها


   ماخذ: یافته‌های تحقیق





نمودار 2: آستانه‌های برآورد شده توسط آماره LR

جدول 6: برآورد اثرات خطی و غیرخطی( وابسته به رژیم) اهرم مالی بر آسیب‌پذیری شرکت‌ها


 
-  *، ** و *** به ترتیب نشان‌دهنده معنی‌داری ضرایب در سطوح 1%، 5%و10% می‌باشد.
- ماخذ: یافته‌های تحقیق
 
بحث
هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها یکی از مهم‌ترین شاخص‌های رفاه اجتماعی و سلامت جامعه محسوب می‌شوند. شناسایی و درک رابطه بین این نوع از هزینه‌ها و متغیرهای کلان اقتصادی می‌تواند به تدوین سیاست‌های کارآمد برای کنترل هزینه‌های درمانی، حفظ عدالت اجتماعی و افزایش دسترسی به خدمات درمانی کمک کند و برای طراحی برنامه‌های حمایتی مانند یارانه‌های درمانی، بیمه‌های سلامت و سیاست‌های تثبیت اقتصادی ضروری است. در این مطالعه اثرگذاری رشد اقتصادی و تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها با توجه به سطوح مختلف رشد اقتصادی و سطوح تورمی با استفاده از داده‌های استانی و با به‌کارگیری رهیافت وابسته به وضعیت (رژیم) و با استفاده از داده‌های مشاهده شده از یک پنل متوازن مورد بررسی قرار گرفته است. برای این منظور اطلاعات نمونه‌ای شامل 31 استان کشور طی دوره 1390 تا 1400 گردآوری شده است. داده‌های استانی مربوط به برخی از متغیرها در چند سال اخیر در دسترس نبوده که از محدودیت‌های این تحقیق به‌شمار می‌رود. نتایج برآورد مدل‌های آستانه‌ای در بخش اول پیرامون تاثیر آستانه‌ای تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها نشان می‌دهد ضرایب متغیرهای تورم و ضریب جینی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها معنی‌دار هستند. و اثر رشد اقتصادی بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در رژیم پایین رشد، منفی و معنی‌دار و در رژیم بالای رشد، منفی و غیرمعنی‌دار است. هم‌چنین، افزایش ضریب جینی اثر مثبت و معنی‌داری بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها دارد. به‌عبارت دیگر، افزایش مقدار ضریب جینی و افزایش میزان نابرابری درآمدها سطح هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها را افزایش می‌دهد و استان‌هایی با سطوح نابرابری بزرگ‌تر از نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی بالاتری نیز برخوردار هستند. یافته‌های این بخش با نتایج مطالعه هو و وانگ در سال 2024 مطابقت دارد. نتایج بخش دوم پیرامون تاثیر آستانه‌ای تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها نیز نشان می‌دهد تأثیر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها یک اثر وابسته به وضعیت یا وابسته به رژیم تورمی است و اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها در رژیم پایین تورم، منفی و معنی‌دار و در رژیم بالای تورم نیز، منفی و معنی‌دار است. نتایج این بخش با نتایج مطالعه حسینی و همکاران در سال 1398 مطابقت دارد. بر این اساس، چنانچه استان‌ها در سطح پایینی از تورم باشند اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها منفی و ناچیزاست. بنابراین، با افزایش سطح عمومی قیمت‌ها، خانوارها در مصارف بودجه‌ای خود تخصیص مجدد انجام می‌دهند به گونه‌ای که سهم کمتری از درآمد را به مصارف بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. اما با افزایش نرخ تورم و عبور از مقدار آستانه برآورد شده، اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها بیش از دو برابر افزایش می‌یابد و تخصیص مجدد درآمدهای خانوار در جهت کاهش قابل‌توجه سهم بهداشت و درمان از کل بودجه انجام می‌شود. بنابراین، در وضعیت‌های تورم بالا، زمانی‌که نرخ‌های تورم استانی از مقدار آستانه برآورد شده عبور می‌کند به دلیل کاهش درآمد حقیقی خانوار، تخصیص مجدد در بودجه خانوار انجام می‌شود و سهم کمتری از بودجه به هزینه‌های بهداشت و درمان اختصاص می‌یابد. با توجه به مقدار آستانه برآورد شده، استان‌هایی که نرخ‌های تورمی پایین‌تری در هر دوره دارند از موقعیت بهتری در اثر تورم در نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها برخوردار هستند اما استان‌هایی با نرخ تورم بالاتر با کاهش بسیار بیشتری در اثر تورم بر نسبت هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها مواجه هستند. 
نتیجه‌گیری
نتایج این مطالعه می‌تواند دلالت‌های سیاستی مشخصی پیرامون عدالت اجتماعی و توزیع امکانات و بودجه‌های بهداشتی و درمانی کشور در سطح استان‌ها داشته باشد. مطابق با نتایج مطالعه، تخصیص بودجه‌های بهداشتی و درمانی استان‌ها نیازمند توجه به آستانه‌های رشد اقتصادی سال قبل، ضریب جینی و نرخ تورم هر استان است و استان‌هایی با ضریب جینی بالاتر نیازمند توجه بیشتری در حوزه بهداشت و درمان هستند تا بتوان سطح رفاه خانوارها را در این استان‌ها حفظ نمود. هم‌چنین استان‌هایی که دارای درجه رشد اقتصادی پایین تری از سطح آستانه برآورد شده هستند و نیز استان‌هایی که دارای نرخ تورم بالاتر از سطح آستانه‌ برآورد شده هستند نیازمند حمایت‌های بودجه ای بیشتر در قالب تخصیص مجدد بودجه‌ بهداشت و درمان استان‌ها و گسترش بیمه های عمومی این بخش برای حفظ سطح بهداشت و درمان خانوارها و در نتیجه حفظ سطح رفاه اجتماعی هستند. هم‌چنین، هدفمند‌سازی یارانه‌های بخش بهداشت و درمان کشور با توجه به وضعیت هر استان در شاخص‌های کلان به گونه‌ای انجام شود که از اثرات نامطلوب رشد اقتصادی پایین و ضریب جینی و تورم بالا بر وضعیت بهداشت و درمان خانوارها در برخی از استان‌ها جلوگیری شود. لذا، سیاست‌های تخصیص بودجه‌ای بهداشت و درمان کشور لازم است با توجه به این نکات مورد بازبینی قرار گیرد.
حامی مالی: ندارد
تعارض در منافع: وجود ندارد.
ملاحظات اخلاقی
پروپزال این مطالعه، توسط کمیته اخلاق دانشگاه آزاد اسلامی مورد تایید قرار گرفته است (کد اخلاق: IR.IAU.YAZD.REC.1404.021)
مشارکت نویسندگان
مریم‌السادات صفوی: جمع‌آوری مطالعات مرتبط و مبانی نظری، سیدیحیی ابطحی: مدل‌سازی اقتصادسنجی و برآورد مدل، عیاس علوی راد: روش‌شناسی پژوهش و تحلیل نتایج، محمدعلی دهقان تفتی: مروری بر ادبیات پژوهش. 

 

References:
 
1-    Zhou LL, Ampon-Wireko S, Brobbey E, Dauda L, Owusu-Marfo J, Tetgoum AD. The Role of Macroeconomic Indicators on Healthcare Cost. Healthcare 2020; 8(2):123. 
2-    Igor M, Miloš M, Svetlana SM, Vladislav M, Biljana P. Analyzing and Management of Health Care Expenditure and Gross Domestic Product (GDP) Growth Rate by Adaptive Neuro-Fuzzy Technique. Computers in Human Behavior 2016; 64: 524-30.
3-    Mirshafiee A, Shahrestani H, Memarnezhad A, Ghaffari F. Inflation Uncertainty and Health. Payesh. 2022; 21(3): 273-85. [Persian]
4-    Virts JR. Health Care Spending: A Macro Analysis. Business Economics 1977; 12(4): 26-37.
5-    Hansen BE. Threshold Effects in Non-Dynamic Panels: Estimation, Testing, and Inference. Journal of Econometrics 1999; 93(2): 345-68.
6-    Zhou L, Ampon-Wireko S, Asante Antwi H, Xu X, Salman M, Antwi MO, et al. An Empirical Study on the Determinants of Health Care Expenses in Emerging Economies. BMC Health Serv Res 2020; 20(1): 774. 
7-    Maruthappu M, Da Zhou C, Williams C, Zeltner T, Atun R. Unemployment, Public-Sector Health Care Expenditure and HIV Mortality: An Analysis of 74 Countries, 1981-2009. J Glob Health 2015; 5(1): 010403. 
8-    El Tantawi M, Aly NM, Folayan MO. Unemployment and Expenditure on Health and Education as Mediators of the Association between Toothbrushing and Global Income Inequalities. BMC Oral Health 2022; 22(1): 539. 
9-    Bagadeem S, Ahmad MU. Healthcare Expenditure and Economic Growth: How Important Is the Partnership? Research in World Economy 2020; 11(5): 297. 
10-    Newhouse JP. Medical Care Costs: How Much Welfare Loss? Journal of Economic Perspectives; 1992; 6(3): 3-21.
11-    Getzen TE. Health Care Is an Individual Necessity and A National Luxury: Applying Multilevel Decision Models to the Analysis of Health Care Expenditures. J Health Econ 2000; 19(2): 259-70.
12-    Gerdtham UG, Søgaard J, Andersson F, Jönsson B. An Econometric Analysis of Health Care Expenditure: A Cross-Section Study of the OECD Countries. J Health Econ 1992; 11(1): 63-84. 
13-    Ghosh K, Bondarenko I, Messer KL, Stewart ST, Raghunathan T, Rosen AB. Attributing Medical Spending to Conditions: A Comparison of Methods. PLoS One 2020; 15(8): e0237082. 
14-     Jeurissen P, Hasan R, den Besten M, Jonathan Cylus. Health System Effects of Economy-Wide Inflation: How Resilient are European Health Systems? Copenhagen (Denmark): European Observatory on Health Systems and Policies; 2024: 65. 
15-    Mirshafiee A, Shahrestani H, Memarzadeh A, Ghaffari F. Inflation Uncertainty and Health. Payesh 2022; 21(3): 273-85. [Persian]
16-    Wagner N. Economic Growth and Health Expenditures: A Panel Data Analysis of OECD Countries. Health Economics Review 2010; 1(1): 5-21.
17-    Hu Q, Wang L. Economic Growth Effects of Public Health Expenditure in OECD Countries: An Empirical Study Using the Dynamic Panel Threshold Model. Heliyon 2024; 10(4): e25684.
18-    Shuleta S, Qehaja E, Hoti A, Marovci E. The Relationship between Government Health Expenditure and Economic Growth: Evidence from Western Balkan Countries. International Journal of Applied Economics, Finance and Accounting 2023; 15(1): 10-20.
19-    Karimi M, Zarei R, Afshari B. The Impact of Economic Growth on Health Expenditures in Iran: Evidence from Provincial Data. Iranian Journal of Economic Development 2017; 11(3): 109-28. [Persian]
20-    Tavakolian H, Yavari K, Asari Arani A, Sahabi B. The Impacts of Monetary, Fiscal and Technology Shocks on the Healthcare Sector in Iran: A Dynamic Stochastic General Equilibrium Model Approach. J Mon Ec 2023; 18(2): 133-55. [Persian]
21-     Franses PH, Dijk DV. Non-Linear Time Series Models in Empirical Finance. Cambridge: Cambridge University Press; 2000.

22-     Abtahi SY. Econometrics of Regime Switching Models, Theory and Application of Threshold Models. 1st. Tehran: Noor Elm; 2022. [Persian]