TÜRKiYE/DE SAGLIK HARCAMALARI N 1 N EKONOMETRiK ANALiZi:

Transkript

1 EKONOMIK YAKLAŞlM TÜRKiYE/DE SAGLIK HARCAMALARI N 1 N EKONOMETRiK ANALiZi: EŞBÜTÜNLEŞME TESTi** Şen ay Üçdoğruk *!.GiRiŞ Son yıllarda gelişmekte olan çeşitli ülkelerde sağlık harcamalarında ortaya çıkan artışı incelemek için sağlık ekonomistleri birçok çalışmalar yapmaktadır. Özellikle uluslararası verilere dayanan söz konusu araştırmalar ülkeler arasında sağlık harcamalarındaki farklıları belirlemeye çalışmaktadır (Milne ve Molana, ı992; Murthy, ı992; Hitiris ve Posnett, ı992). Ayrıca ülke bazında sağlık harcamalarıyla ilgili çalışmalarda yapılmıştır (Murthy ve Ukpolo, ı994). Bu çalışmanın amacı da uzun dönemde Türkiye'de ı96ı-ı992 döneminde sağlık sektöründe sağlık harcamalarını belirleyen değişkenleri tayin etmeye çalışmaktır. Makalenin takip eden aşamaları şöyledir: Önce sağlık harcamalarıyla ilgili teorik bilgi verilecektir. Geliştirilmiş Dickey Fuller (ADF) (Dickey ve Fuller, ı98ı) testini kullanarak sağlık harcamaları, fert başına gayri safi milli hasıla, genç ve orta yaşlı nüfusun toplam nüfusuna oranı, 65 ve üstü yaşlı nüfusun toplam nüfusa oranı olarak belirlenen değişkeniikierin zaman serisi özellikleri değerlendirilecektir. Çok değişkenli eş bütünleşme (Johansen, ı 988) metodu kullanılarak bütünleşen vektör sayısı saptanacak ve çeşitli sağlık harcamaları belirleyicilerinin etkilerini tayin etmek için anlamlı bir eş bütünleşme denklemi seçilmeye çalışılacaktır (Johansen ve Juselius, 1990). Son olarak uzun dönemli denge ile kısa vadeli dinamiği birleştirmede bir hata düzeltme modeli tahmin edilecektir (bkz. s. ı2). 2. Cumhuriyet Döneminden Günümüze Sağlik Sektörü İlk nüfus sayımının yapıldığı 1927 yılında Cumhuriyet sınırları içinde yaklaşık ı 3 milyon kişi yaşamaktaydı. Yüzölçümü km 2 civarında olan ülkemizin nüfusu savaşların yanında özellikle salgın ıoı hastalıkların etkisiyle devamlı azalma sürecinde olmuş- * Yrd. Doç. Dr., D.E.Ü.,i.I.B.F., Ekonometri Bölümü. **Değerli katkılarından dolayı Bilkent Üniversitesi öğretim üyesi Doç. Dr. Kıvılcım METIN'e teşekkür ederim. Ekonomik Yaklaşım, Cilt 7, Sayı 21, Yaz 1996

2 102 Şenay Üçdoğruk tur. Cumhuriyet döneminde zührevi ve salgın hastalıkların önlenmesi ölçüsünde ortalama insan ömrü artış sürecine girmiştir ve 1930'larda genç nüfus bulaşıcı hastalıklardan etkilenmekteydi ve ortalama yaşam süreci kırk yaşın altındaydı. Bu hastalıklada sağlam bir mücadele anlayışı uygulanarak, refah düzeyindeki artış ve toplum hijyenine verilen ö nem çerçevesinde özellikle 1960'larda itaberen bulaşıcı hastalıklar kesin tedavi sürecine girmiş, böylece toplumun gündemindeki birincil sırasını kaybetmiştir. Ortalama yaşam süresi, Cumhuriyetin ilk yıllarına göre önemli artışlar göstermiş, bebek ve genç nüfusun ö lümünün azalması ve yaşlı sayılabilecek bir nüfus kuşağının oluşumuyla ülkemiz nüfusu 60 milyona tırmanabilmiştir. Nüfusun bu miktara ulaşmasında aile planlanması ve diğer doğum kontrol yöntemlerinin yeterince uygulanamadığını da ifade etmek gerekir. 1990'ların başında ülkemiz gayri safi milli hasıla cari fiyatlarla 1,2 katrilyon liraya, konsolide bütçe ödenekleri de fonlar hariç olmak üzere 367 trilyon liraya ulaşmıştır. Sağlık sektörü bazında tedavi hizmetlerine yönelik harcama toplamı 1992 ve 1993 yılları itibariyle sırasıyla 25 ve 47 trilyon lira civarındadır. Bunların toplam bütçe ödenekleri ve GSMH rakamları içindeki payları sırasıyla %7 ve %4 düzeyindedir. 3. Sağ/tk Hizmetleri Etkinlik Göstergeleri Sağlık Hizmetlerinin uluslararası düzeyde bir değerlendirilmesinin yapılabilmesi için sağlıkla ilgili olan alt sistemlerdeki bazı verilerin temel alınması ilke olarak benimsenmiştir. Sağlık hizmetleri etkinlik göstergeleri,.demografik göstergeler,.nüfus göstergeleri,.yaşam göstergeleri,.ekonomik göstergeler,.hastane göstergeleri,.sağlık insangücü göstergeleri olmak üzere dört ana grup altında toplanabilir (Yeğinboy Y. ve E. Yeğinboy 1993): Nüfus Göstergeleri Bir ülkede bireylerin beslenme, giyinme, konut, eğitim, sağlık, kültür, eğlence ve dinlenme gereksinmelerini karşılayacak önemler alınırken, gözönünde tutulan temel sorunlardan biri nüfus sorunları olmaktadır. Nüfus göstergelerinin sağlık ile ilgili belirlenme amaçları; sağlık hizmetleri planlamasına yardımcı olması, sağlık profillerinin belirlenmesi, sosyal refah harcamalarından birisi olan sağlık harcamalarının nüfus artışı ile doğrudan i lişkinin bulunması, hızla artan nüfusun ülkedeki sağlık hizmetlerine olan talebinin tahmini, sağlık kuruluşlarının ilerideki nüfus projeksiyonlarına göre kapasitelerinin planlanması, genel doğurganlık oranının çocuk sağlığı, çocuk ölümleri ve ana sağlığı açısından sağlık hizmetleri üzerinde etkisinin bulunması biçiminde belirtilebilir.

3 EKONOMIK Y AKLAŞIM Yaş am Göstergeleri 103 Bir ülkenin benimsemiş olduğu sağlık politikalarının uygulanma etkinliğini belirlemede yaşam göstergelir önemli yer tutmaktadır. Sağlıkla ilgili belirlenme amaçları; ülkedeki halk hizmetlerinin etkinliğinin değerlendirilmesi ülkedeki mevcut olan ve gelecekteki sağlık ve refah düzeylerinin belirlenmesi, ülke insaniarına gerekli beslenme koşulları sağlanarak yaşam süresinin uzatılması, ülkedeki çevre sağlığı koşullarının mevcut durumunun belirlenmesi ve bulaşıcı hastalıkların önlenmesi, belirlenme standartlarını olumsuz yönde aşan oranlarda görülebilen doğum ve ölüm oranlarını etkileyen faktörlerin belirlenmesi biçiminde belirtilebilir. Ekonomik Göstergeler Bir ülkenin ekonomik refah düzeyinin yükselmesinde toplumun sağlık ve yaşam düzeyinin etkisinin büyük önemi vardır. Ekonomik göstergelerin sağlıkla ilgili belirlenme amaçları; ekonomik etkinliğin düzeyinin belirlenmesi, toplam sağlık harcamalarının topluma yansıması olan sağlık göstergeleri, toplumun kalkınma düzeyini belirleyen temel faktörlerdir. Özellikle genel sağlık sigortası açısından bir sosyo ekonomik değerlendirmeye olanak sağlar. Ayrıca kamu harcamaları içerisinde sağlık harcamalannın payı ülkenin sağlık hizmetlerine verdiği önemi göstermektedir. Fert başına milli hasılanın yüksek olması, insanlara sadece daha iyi beslenme, barınma ve giyinme olanağı vermekle kalmayacaktır. Gelir düzeyinin yükseltilmesi topluma daha dengeli bir gelir dağılımını ve yüksek istihdam düzeyini gerçekleştirme, ayrıca eğitim, sağlık ve diğer kamu hizmetlerini iyileştirme ve yaygınlaştırma olanağı sağlayacaktır. Toplam sağlık harcamaları, devletin vatandaşlarının sağlıkla ilgili sorunlarını çözebilmek ve sağlıklarını sürdürebilmek amacıyla yaptığı harcamalardır. Bu harcamalar birinci düzey sağlık hizmetleri ile ikinci düzey sağlık hizmetlerine ait tıbbi tanı, ürün ve hizmetler için devlet tarafından yapılan harcamaları kapsamaktadır. Devlet bütçesi harcama göstergelerinin sağlıkla ilgili belirlenme amaçları; toplam devlet harcamaları içerisinde yer alan giderlerden sağlık harcamalarının ülke halkının sağlığına verilen önemi belirtmesi; sağlık harcamalarının toplam harcamalar içinde aldığı pay ve birey başına yapmış olduğu ortalama sağlık harcamalarının refah düzeyiyle yakından ilgisi bulunması, refah düzeyinin yükselmesi ile bireylere daha çağdaş sağlık hizmetlerin sunulması biçiminde belirtilebilir. Hastane Göstergeleri İkinci düzey sağlık hizmetlerinin sunulduğu yataklı tedavi kurumları içerisinde hastaneler büyük paya sahipir. Hastane göstergelerinin sağlıkla ilgili belirlenme amaçları; sağlık hizmetlerinin sunulmasındaki teknik etkenliği göstermesi, hastanelerin maliyet- hasıla- etkinlik belirlemesine ait bilgileri vermesi, hastanelere kabul edilen nüfusun niteliğinin belir-

4 104 Şenay Üçdoğruk lenmesi, hastanelerdeki kapasite kullanım düzeylerini göstermesi, hastanelerden çıkan hastaların niceliğini belirtmesi, hastanelerdeki yatak işgal oranı ve bir hastanın ortalama kalış gün sayısı; nüfusa düşen hasta yatağının saptanabilmesi için sağlık planlamacıları açısından önemli araçlar olması biçiminde belirtilebilir. Türkiye' de sağlık harcamalarındaki bu artışların nedenleri arasında ilk sıraları nüfus ve gayrisafi milli hasıla almaktadır. Benzer biçimde Hitiris -Posnett (1992); Murthy ve Ukpolo (1994) çalışmalarda sözü edilen değişkenleri kullanmışlardır. Sağlık ekonomistlerine göre nüfus ve gelir değişkenleri sağlık harcamalarıyla pozitif yönde değişmektedir (Hitiris ve Posnett, 1992; Murthy ve Ukpolo, 1994; Culyer, 1990; Jönsson, 1990) 4. Model Spesifikasyonu: Birim Kök Testi Eşbütünleşme Analizi Hata Düzeltme Modeli (ECM) Yukarıda açıklamalardan sonra demografik göstergelerden nüfus ve yaş, ekonomik göstergelerden ise fert başına gayri safi milli hasıla değişkenleri çalışmada aşağıdaki gibi tanımlanmıştır. Sağlık ekonomisinde sağlık harcamalarını (saghar) belirleyen değişkenler fert başına gayri safi milli hasıla (fgsmh), 65 ve üstü yaşlı sayısının toplam nüfusa oranı (y65), genç ve orta yaşlı nüfusun toplam nüfusa oranı (gene) şeklinde ifade edilmiştir. (Genç) değiş" keni 65 yaş ve üstü nüfusun toplam nüfustan çıkartılmasıyla elde edilmiştir. Bu değişkenleri kullanarak sağlık harcamaları fonksiyonu çift taraflı logaritma biçimde ifade edilebilir: lsaghar = f (lfgsm, ly65, lgenc) (1) Sağlık harcamaları tüm değişkenlere pozitif bir ilişki içindedir. Bu teorik çerçeve kullanılarak uygulamalı modeli ileride tahmin edilmiştir. Tahminde kullanılan veriler T.C. Maliye ve Gümrük Bakanhğı'nın Sağlık Hizmetleri ( ) ile DİE'nün İstatistik Göstergelerden elde edilmiştir. Birim Kök Testi (1) numaralı denklemi tahmin etmeden önce, denklemde kullanılan değişkenierin düzeylerinde durağan olup olmadığından emin olmak gerekir. Zaman serilerini ve onların istatistik-. sel özelliklerini türeten (ortalama ve varyans) bir mekanizma mevcuttur. Zaman serilerinin ortalama ve varsayıları zaman içinde sabitse bu serilere zayıf durağan seriler denir. Genelde iktisadi seriler durağan değildir (Nelson ve Plasser, 1992). Bu serileri durağan hale getirmek i çin fark alma işlemi uygulanmalıdır. Örneğin durağan olmayan bir serinin "k" defa farkı alınırsa bu seriye I(k) k'ıncı dereceden farkı alınmış (bütünleşik) seri denir. Seri durağan hale geldiğinde l(o)'dır. Bu seriler otoregressif yapıda white-noise hata terimlerine sahiptir.

5 EKONOMIK YAKLAŞlM 105 Durağan olmayan seriler farklı bir yöntemle analiz edilir. Birim köke sahip otoregressif model Burada ~=1 dir ve durağanlık ihlal edilmiştir. (2) numaralı denklem rassal yürüyüş modelidir. (a =1= 0). Herhangi bir süreç birim kök değilse I (O) olarak adlandırılır. (2) (3) X rassal yürüyüş modeliyse, DW test değeri çok küçüktür. X 1, white noise ise DW iki civarındadır. Değişkenierin farklarının kaçıncı sıradan olduğu Dickey ve Fuller'e (1981) dayanarak yapılır. I(1) testi için: p fı.xt=~x 1 _ 1 +Li=IoiAX 1 _i+c+u 1 (4) Burada p, hata terimi u 1 'leri white noise yapmak için gerekli gecikme işlemeisi sayısını göstermektedir. A,X değişkenin birinci dereceden farkını ifade eder. Dickey Fuller testi iki şekilde yorumlanabilir. İlki Geliştirilmiş Dickey Fuller (ADF) testi olup, EKK tahmin edici ~ parametresine aitt testine dayanır. İkincisi Dickey-Fuller (DF) testi olup, (o = O) iken DF istatistiği ~'ya ait t oranına eşittir. Boş hipotez H 0 : X 1 -I(l) dir. Eğer~ negatif ve anlamlı bir biçimde sıfırdan farklıysa H 0 reddedilir (Fuller, 1976), X 1 serisi durağandır ve I (O)'dır (Metin, 1994). Eşbütünleşme Analizi Çalışmada kullanılan yöntem Johansen (1988) tarafından geliştirilen tekniktir. Modelde, xl' Nx 1 boyutlu bir zaman serisi vektörüdür. Burada c sabit terim,q 1 ise deterministik kukla değişkenleri (trend ve mevsimlik) temsil etmektedir. (5)

6 106 Şenay Üçdoğruk ifadesi ise, gecikme işlemeisi L'nin matris polinomudur. v 1 ise ortalaması sıfır, varyan Q olan normal dağılımı sahip, sabit varyanslı serisel korelasyonsuz hata terimidir. sı Vekör otoregresyon (V AR) modelini kullanarak bütün değişkenleri (x'ıleri) kendi geçmiş değerleri ve deterministik değişken üzerine koşullandırarak ifade etmek mümkündür: Johansen'in modeli parametrik olarak yazılacak olursa p-1 Dxı=-Li=l 1ti Dxı-i+1txt-i+l +c+t+dq+eı (6) burada Hatta terimi E 1 t= (l,...,t) p boyutlu bağımsız ortalaması sıfır, varyanı L olan, durağan gaussian değişkenlerdir. 1t=<X ~ uzun dönem tepki matrisidir. a ve ~ matrisleri Nxr boyutlu olup, N değişken sayısını r ise eşbütünleşme vektör sayısını vermektedir. a matrisi yükleme matrisidir ve her denklemde her eş bütünleşme vektörüne atanan ağırlığı verir.a matrisi yükleme matrisidir ve her denklemde her eş bütünleşme vektörüne atanan ağırlığı verir. ~ matrisi katsayı matrisidir. ~ matrisi (7) numaralı eşitlikte, r sayıda en büyük istatistiki o larak anlamlı özdeğerlerin oluşturduğu öz vektörler tarafından tahmin edilir. (7) Yukarıda eşitlikte S 00, ll X 1 _ 1,...,L'lXt-k+l üzerindeki regresyonundan elde edilen artık moment matrisi ve Skk,Xı-k'nın L'lXt-k+l üzerindeki regresyonundan elde edilen artık moment matrisi'dir. S 0 k, çapraz ürün moment matrisidir. Bu özdeğerleri kullanarak eşbütünleşme vektör scıyısı benzerlik oranı test istatistiği (8) yardımıyla test edilir. p 1\ -TLr+l ln(l-!li). Bu istatistiğe iz testi denir. Burada (8)

7 EKONOMIK Y AK~IM 107 A A llr+ı,...,jlp p-r sayıda en küçük öz değerleridir. Ayrıca maksimum öz değer testi A (-Tl n Cl-ll)) (9) ifadesine dayanır ve sıfır hipotezi r sayıda eş bütünleşme vektörünün r+ 1 sayıdaki alternatif karşısında test edilmesidir. Bu testierin kritik değerleri Johansen ve Juselius (1990) tarafından tablolaştırılmıştır. Hata Düzeltme Modeli (HDM) EKKY durağan bir çerçevede geliştirilmiştir. Dolayısıyla durağan olmayan bir değişken seti ile kurulan bir model eğer EKKY kullanılarak tahmin edilirse herhangi bir şoktan sonra değişkenler ıraksayabilirler. Bu sorunu çözmenin yolu değişkenierin farklarını alarak durağanlaştırmaktır. Ancak serilere ait bilgi kaybıda söz konusudur. Böyle bir süreçte değişkenierin uzun dönem denge bilgileri yitirilmektedir. Ekonomik teoriler uzun dönem i lişkileri üzerine kurulmuştur. Eğer modeller tamamen kısa dönem ilişkiler üzerine kurulursa dönem denge ilişkisi üzerine bir şey söylemek mümkün olmayacaktır. Herhangi HDM ancak tüm değişkenler I (1) ve teorik ilişki sıfırdan farklı bir eşbütünleşik vektörü oluşturuyorsa hatasız parametre üretilebilir. HDM; iki aşamalı tahmin süreci (Engle-Granger) ve dinamik bir otoregressif dağıtılmış gecikmeli sürecinin yeniden parametreleştirilmesi ile elde edilen hata düzeltme mekanizmaları biçiminde uygulanabilir. Burada sadece kısaca Engle - Granger yaklaşımı üzerinde durulacaktır: Tahmin edilen durağan regresyondaki denge hata terimi hata düzeltme terimli olarak ele alınır (eşbütünleşme vektöründen) ve doğrudan EKKY uygulanır. Bu denklemde E 1 durağan regresyondan elde edilmiş denge hata terimidir. 5. Deneysel Sonuçlar Bu bölümde önce değişkenierin zaman serisi özellikleri araştırılmıştır. Sonra Johansen yöntemi ile sağlık harcamaları tahmin edilmiş ve takip eden süreçte hata düzeltme modeli uygulanmıştır.

8 108 Şenay Üçdoğruk Analiz değişkenierin kaçıncı sıradan farklarının alındığının belirlenmesi ile başlar. Tablo ı de birim kök boş hipotezi karşısında, değişkenierin durağanlığının test edildiği görülmektedir. Tabloya göre dört değişken için de birim kök kabul edilir. Bu durumda, değişkenierin birinci farklarda durağan olduğunu ifade etmek mümkündür. Tablo ı Değişkenierin Zaman Serisi Özellikleri (196ı ) Değişkenler Düzey Birinci Farklar lsaghar (1)** ly (1)* I gen c ı (1)* I gsmh (1)* *,**sırasıyla Mac Kinnon kritik değerlerine göre %1 ve %5 düzeyindeki Geliştirilmiş Dickey Puller istatistik değerleri ve dir. Bu bölümde sağlık harcamaları, çok değişkenli eşbütünleşme analizi kullanılarak açıklanmaya çalışılmıştır. Tablo 2 Çok Değişkenli Eş bütünleşme Analiz Sonuçları ( ı ) (lsaghar, ly65, lgenc, lfgsmh) HO,Hl Maksimum Özdeğer İz Eş bütünleşme Vektör Sayısı Standartlaştırılmış Öz Değer Vektörler r=o, r~ 1!Sl, r~ 2 ıs2,r~ 3 ıs3,r=4 43.ıoa ı ı a Test istatistiğinin anlamlı olduğunu gösterir. Maksimum özdeğer ve trace testinin kritik değerleri %99 önem düzeyinde H 0 :r=0, sırasıyla H 1 r:~32.24 ve 54.46'ya karşıdır. Aynı testler sırasıyla H 0 : ıs 2 ve Hı :r~ ve Hı :r~ 35.65, H 0 :ıs2 ve Hı :~ ve 20.04, :ıs3 ve Hı :r= ve 6.65'dir H 0 Tablo 2, Johansen'in eşbütünleşme test sonuçlarını vermektedir. (1) numaralı denklemin eş-bütünleşme regresyonu Johansen'in en yüksek olabilirlik tekniği ile tahmin edilmiştir. Önce bir dönem gecikmeli bir V AR modeli oluşturmuş, model sabit, trend ve birinci dereceden bir gecikmeyle tanımlanmıştır. ı numaralı denklemdeki değişkenierin eş

9 EKONOMIK Y AKLAŞIM 109 bütünleşip bütünleşmediğini saptamak için sistemdeki eş bütünleşme vektör sayısını saptamak gereklidir. Burada ilgili istatistikler maksimum özdeğer testi ve istatistiğidir. Maksimum özdeğer testi H 0 :r=r 0 boş hipotezine karşı Ha : r=r 'i test ederken; iz testi H 0 : ~r 0 boş hipotezine karşı Ha : r>r 0 'ı test etmektedir. Burada r eşbütünleşme vektör sayısını göstermektedir. Tablo 2 incelendiğinde, sağlık harcamaları (saghar); y65, genç ve fgsmh değişkenleri arasında tanım olarak bir uzun dönemli ilişki olduğunu gösterir (maksimum öz değer testinin H 0 hipotezi reddedilirken, iz testinin H 0 hipotezi reddedilmemektedir. Bu itibarla, iz testi esas alınarak bir eşbütünleşme vektörü olabileceği üzerinde durulmuştur). Eşbütünleşme vektörü incelendiğinde, sağlık harcamaları değişkenin katsayısına göre normalize edildiğinde, tablonun son kolonu değişkenler arasındaki ilişkiyi gösterir. lsaghar= ly lgenç lfgsmh Parametrelerin işaretleri dikkate alındığında nüfus değişkenleri (ly65,!gene) ve fert başına gayrisafi milli hasıla değişkeninin (lfgsmh) pozitif işaretli olması beklentimizi doğrulamaktadır. Fert başına gayri safi milli hasıla değişkeni gelişmiş ve gelişmekte olan ülkelerde sağlık harcamalarının başlıca belirleyicilerinden biridir. Ayrıca eşbütünleşme regresyonunda elde edilen artıklar da durağandır. e 1 : (-3567)* Bağımlı ve bağımsız değişkenler arasındaki uzun dönemli denge ilişkisinin varlığı, eşbütünleşme regresyonuna yansıdığından eşbütünleşme regresyonundan elde edilen artıklar sistemin kısa-vadeli dinamiğini (bkz. Engle ve Granger, 1987) açıklama hata düzeltme terimi EC _ 1 1, olarak kullanılabilir. Böylece hata düzeltme terimi, Türkiye'de döneminde sağlık harcamalarındaki farklılıkları açıklamak için diagnostik test takımını sağlayan veri oluşturma sürecinin (DEP) hassas bir görüntüsünü yansıtır. Modele dahil edilen bütün değişkenler dı1rağandır, tümü I (O) dır (Tablo 3). Genelde, tahmin edilen hata düzeltme modeli, sistemdeki tüm durağan değişkenleri dahil eder. EC 1 _p hata düzeltme teriminin katsayısı 1 numaralı denklemde değişkenler arasındaki denge ilişkisinin geçerliliğini gösterir. Hata düzeltme teriminin katsayısı %7 önem düzeyinde sıfırdan farklıdır. Regresyon denklemindeki diagnostik testler hata terimiyle ilgili varsayımları sağlamaktadır. * ADF testinde kullanılan kritik değerdir. (a = 0.05)

10 110 Şenay Üçdoğruk Tablo 3* Hata Düzeltme Modeli Bağımlı Değişken :.1lsaghar Açıklayıcı değişken Parametre tahminleri Sabit.1ly gene.1lgsmh ECt-ı (0.431) [0.67] (-0.460) [0.64] (-0.623) [-0.53] (5.775) [0.00] (-1.830) [0.07] R 2 = AR 1-2 F (2,25)= [0.0835] ARCH 1 F (1,25) = [0.8953] Narmalik x 2 (2) = [0.1216] X? F(8.18) = [0.4079] (-1.830) [0.07] * Parantez içindeki değerler t istatistiğini, köşeli parantez içindeki değerler olasılıklarını göstermektedir. EC 1 _ 1, eşbütünleşme vektöründen elde edilen artıklardır. 6. Sonuç Çalışmada serilerin durağan olup olmadığı araştırılmış, birinci farklarda durağan oldukları saptanmıştır. Değişkenierin eşbütünleşik olduğu ve bir eşbütünleşme vektörüne sahip olduğu gözlenmiştir. Sonuçlar nüfus ve fert başına gelirini sağlık harcamalarını u zun dönemde ( ) belirleyen önemli değişkenler olduğunu çıkarmıştır. Türkiye'nin günümüze kadar izlenmiş olduğu sağlık politikalarının sonuçlarının bir değerlendirilmesinin yapılabilmesi için ulusal düzeyde bir incelemenin dışında, uluslararası düzeyde de belirlemelerin yapılması gerekir. Bu belirlemelerin yapılabilmesi için bazı ortak ölçüleri sağlayacak göstergeler saptanmalıdır. Sağlık hizmetlerinin sunumunda doğrudan ya da dalaylı olarak bir ülkenin demografisi, ekonomik koşulları, hastane olanakları,.. sağlık insan gücüyle yakın ilişkisi bulunmaktadır. Yapılacak uluslararası kıyaslamanın so~ nucunda Türkiye' nin konumunun anlaşılması gelecekteki sağlık sektörü politikahirının ve hedeflerinin belirlenmesine yardımcı olacaktır.

11 EKONOMIK Y AKLAŞIM lll KAYNAKÇA Culyer A. J. (1990), "Cost Containment in Europe", Health CareSystemsin Transition, O ECD Social Policy Studies No: 7, Paris). Dickey, D.A. ve W.A. Fuller (1981), "The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit root", Econometrica, Engle, R.F. ve C.W. Granger (1987), "Cointegration and Error Representation, Estimation and Testing", Econometrica, 55, Fuller, W.A. (1976), Introduction to Statistical Time Series, John Wiley, New York. Hitiris T. ve J. Posnett (1992), "The Determinants and Effects of Health Expenditure in Developed Countries", Journal of Health Economics, ll, Johansen, S. (1988), "Statistical Analysis of Cointegration Vectors", Journal of Economic Dynamics and Control, 12, Johansen, S.ve K. Juselius (1990), "Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration -with Applications to the Demand for Money", Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 52, Jönsson B. (1990), "What can Americans Learn from Europeans?", Health CareSystemsin Transition, OECD Social Policy Studies No: 7, Paris. Metin Kıvılcım (1994), "Dışsallığın Testi: Türkiye için Dar Para Talebi, (Ml) Örneği", D.E.Ü., 1.1.B.F. Dergisi,. 9, 1, Milne R.G. ve H. Molana (1991), "On the Effect of Relative Price on Demand Healt Care", Applied Economics, 23, Murthy N.R.V (1992), "Conversion Factory Instability in International Comparisons of Health Care Expenditures: Some Econometric Comments", Journal of Health Economics, ll, Murthy N.R.V. ve V. Ukpolo (1994), "Aggregate Health Care Expenditure in the United States: Evidence from Cointegration Tests," Applied Economics, 26, Nelson, C.R. ve C.l. Plosser (1982), "Trends and Random Walks in Macroeconomic Time Series: Some Evidence and Implications", Journal of Monetary Economics, 10, Phillips, P.C.B. ve P. Perron (1988), "Testing for a Unit Root in Time -Series Regression", Biometrica, 75, Schieber G. J. ve J.P. Poullier (1990). "Overview of International Companisons of Health Care Expenditures", Health Care Systems in Transition, OECD Social Policy Studies No. 7, Paris. T. C. Maliye ve Gümrük Bakanlığı Sağlık Hizmetleri ( ). T.C. D.I.E, istatistik Göstergeler. Yeğinboy E.Y ve Yeğinboy (1993) Uluslararası Sağlık Hizmetleri Etkinlik Göstergelerinin Türkiye Açısından irdelenmesi, Sağlık Hizmetleri ve İşletmeleri Serisi:2, İzmir.

12 112 Şenay Üçdoğruk Abstract The Econometric Analysis of the Health Expenditures in Turkey: A Multicointegration Test. The main aim of this work is to estimate the Turkish health expenditures equation for the period of While estimating the long run term equation of the health expenditures, the techniques of multicointegration of Johansen are used. In addition to the short run dynamic adjusment equation, the error correction model of health expenditures is used. In this study, it is observed that the variables are cointegrated and have a cointegrated vector. It is found that the per capita ineome and the population are the important factors which intluence the health expenditures in the long run ( ).