【摘要】：目的:針對目前我國三級綜合醫(yī)院規(guī)模不斷擴(kuò)張,以及衛(wèi)生人力成本占比過高的現(xiàn)實問題,本研究運用生產(chǎn)函數(shù)模型來分析三級綜合醫(yī)院的規(guī)模經(jīng)濟(jì)情況,結(jié)合通徑分析模型中的遞歸系統(tǒng)模型對樣本三級綜合醫(yī)院衛(wèi)生人力成本影響因素的層次結(jié)構(gòu)和影響路徑進(jìn)行分析與比較,探尋對于衛(wèi)生人力成本的科學(xué)定量分析手段,為今后相關(guān)問題的研究提供方法學(xué)上的參考和借鑒,同時也為醫(yī)院管理和衛(wèi)生人力成本的控制問題提供有效的理論支持與決策參考依據(jù),提高醫(yī)院的社會和經(jīng)濟(jì)效益。方法:本研究以我國中部地區(qū)的兩所三級綜合醫(yī)院(簡稱A醫(yī)院和B醫(yī)院)作為研究對象,通過現(xiàn)場調(diào)查收集研究所需數(shù)據(jù),利用Excel2010建立原始數(shù)據(jù)的數(shù)據(jù)庫;運用SPSS 18.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析以及建模分析;應(yīng)用Eviews5.0軟件對于變量時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果:(1)生產(chǎn)函數(shù)模型結(jié)果表明,A、B醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)分別為-0.145和0.740,物質(zhì)資本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)分別為1.277和0。A醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)與物質(zhì)資本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)之和α+β=-0.145+1.277=1.1321,這說明A醫(yī)院具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),B醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)與物質(zhì)資本投入產(chǎn)出的彈性系數(shù)之和α+β=0.740+0=0.7401,說明B醫(yī)院具有規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。同時,短期內(nèi)A醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入對于醫(yī)院產(chǎn)出的貢獻(xiàn)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于固定資產(chǎn)投入對于醫(yī)院產(chǎn)出的貢獻(xiàn),短期內(nèi)B醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入對于醫(yī)院產(chǎn)出的貢獻(xiàn)要大于固定資產(chǎn)投入對于醫(yī)院產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。(2)遞歸系統(tǒng)模型分析結(jié)果表明:平均住院費用、醫(yī)院總收入、住院天數(shù)、住院人數(shù)、手術(shù)人次數(shù)、出院人數(shù)、門診次數(shù)和衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)為A醫(yī)院和B醫(yī)院衛(wèi)生人力成本的影響因素;其中A醫(yī)院各個變量對于衛(wèi)生人力成本的總效應(yīng)從大到小排序依次為:衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、平均住院費用、手術(shù)人次數(shù)、門診次數(shù)、醫(yī)院總收入、住院天數(shù)、住院人數(shù)、出院人數(shù);B醫(yī)院各個變量對于衛(wèi)生人力成本的總效應(yīng)從大到小排序依次為:衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、平均住院費用、出院人數(shù)、住院人數(shù)、住院天數(shù)、醫(yī)院總收入、手術(shù)人次數(shù)、門診次數(shù)。結(jié)論:(1)目前A醫(yī)院為具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng),但A醫(yī)院衛(wèi)生人力成本投入對于醫(yī)院產(chǎn)出的貢獻(xiàn)為負(fù)值;而B醫(yī)院具有規(guī)模不經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。因此兩所樣本醫(yī)院盡量不要隨意擴(kuò)張醫(yī)院的規(guī)模,尤其是對于衛(wèi)生人力成本的投入不能太多,而且兩所樣本醫(yī)院的人力成本投入都呈現(xiàn)出快速增長的趨勢,所以兩所醫(yī)院都應(yīng)該加強對于衛(wèi)生人力成本的控制。同時兩家樣本醫(yī)院在目前的狀態(tài)下,僅僅依靠增加資源投入和擴(kuò)張醫(yī)院整體建設(shè)規(guī)模,無法大幅度提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的質(zhì)量和效率,應(yīng)該從提升醫(yī)院管理水平入手,不斷改善醫(yī)院經(jīng)營的模式,這樣才能從根本上提高醫(yī)院的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量和效率。(2)兩所樣本醫(yī)院衛(wèi)生人力成本的影響因素包括平均住院費用、醫(yī)院總收入、住院天數(shù)、住院人數(shù)、手術(shù)人次數(shù)、出院人數(shù)、門診次數(shù)和衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù),而衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)、平均住院費用是影響兩所樣本醫(yī)院衛(wèi)生人力成本的前兩位因素,因此兩所樣本醫(yī)院控制衛(wèi)生人力成本的主要措施應(yīng)該是降低平均住院費用,并將衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)量保持在合理的范圍之內(nèi)。(3)遞歸系統(tǒng)模型是探索多變量內(nèi)在聯(lián)系和結(jié)構(gòu)的有效分析工具,同時此模型對衛(wèi)生人力成本影響因素的影響效用和內(nèi)在結(jié)構(gòu)進(jìn)行了清晰的分析與揭示,回歸分析結(jié)果科學(xué)準(zhǔn)確,說明模型的選擇和應(yīng)用都較為理想。
【圖文】：

變量 系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 t 值 P 值LnLA-0.145 0.063 -2.297 0.028LnKA1.277 0.245 5.222 0.000注： LnA=-10.654，調(diào)整可決系數(shù) R2=0.626，F(xiàn)=30.272，P=0.000從回歸結(jié)果可以看出，模型的可決系數(shù) R2=0.626，兩個解釋變量 LnLA和 LnKA對于被解釋變量 LnYA變異的解釋程度達(dá)到 60%以上，而且從模型的擬合圖（圖 3-1）可以看出模型的擬合效果較為理想；回歸模型通過了整體顯著性檢驗，F(xiàn)=30.272，P=0.000；兩個變量的回歸系數(shù) α、β 都通過了 t 檢驗；模型 D.W=1.629，查 DW 分布表后得知 dU=1.525<1.629，，說明模型沒有自相關(guān)問題；因為樣本數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，所以采用異方差檢驗中的 ARCH 檢驗，得到統(tǒng)計量 nR2=0.681，P=0.7112>0.05，可以認(rèn)為模型不存在異方差問題；A 醫(yī)院的生產(chǎn)函數(shù)模型如下：LnYA=-10.654-0.145LnLA+1.277LnKA+μA

變量 系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)差 t 值 P 值LnLA-0.145 0.063 -2.297 0.028LnKA1.277 0.245 5.222 0.000注： LnA=-10.654，調(diào)整可決系數(shù) R2=0.626，F(xiàn)=30.272，P=0.000從回歸結(jié)果可以看出，模型的可決系數(shù) R2=0.626，兩個解釋變量 LnLA和 LnKA對于被解釋變量 LnYA變異的解釋程度達(dá)到 60%以上，而且從模型的擬合圖（圖 3-1）可以看出模型的擬合效果較為理想；回歸模型通過了整體顯著性檢驗，F(xiàn)=30.272，P=0.000；兩個變量的回歸系數(shù) α、β 都通過了 t 檢驗；模型 D.W=1.629，查 DW 分布表后得知 dU=1.525<1.629，說明模型沒有自相關(guān)問題；因為樣本數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，所以采用異方差檢驗中的 ARCH 檢驗，得到統(tǒng)計量 nR2=0.681，P=0.7112>0.05，可以認(rèn)為模型不存在異方差問題；A 醫(yī)院的生產(chǎn)函數(shù)模型如下：LnYA=-10.654-0.145LnLA+1.277LnKA+μA
【學(xué)位授予單位】：第四軍醫(yī)大學(xué)
【學(xué)位級別】：碩士
【學(xué)位授予年份】：2015
【分類號】：R197.32

【參考文獻(xiàn)】

相關(guān)期刊論文 前2條

1 舒敏芬;論人力資源的成本構(gòu)成和會計計量模式[J];現(xiàn)代管理科學(xué);2005年12期

2 沈杰，趙蓉，王錦福，金春林;二級綜合性醫(yī)療機(jī)構(gòu)規(guī)模經(jīng)濟(jì)研究[J];中國衛(wèi)生事業(yè)管理;1995年01期

本文編號：2593033