Оценка эффективности государственных инвестиций в увеличение продолжительности жизни

Актуальность. Количественное значение ожидаемой продолжительности жизни, наблюдаемое органами государственной статистики РФ, имеет достаточно широкую область практического применения. Наибольшую известность этот показатель приобрел как частный интегральный показатель, применяемый для вычисления индекса развития человеческого потенциала (ИРЧП). Однако в среде более узких профессионалов (работников здравоохранения и специалистов в области демографии) этот показатель был известен задолго до его включения в формулу вычисления ИРЧП.

Практическое применение значения «ожидаемой продолжительности жизни» приобрело особую актуальность в связи с развернувшейся в нашей стране дискуссии о необходимости увеличения пенсионного возраста. При этом как сторонники [1], так и противники [2] изменения пенсионного возраста используют в качестве доказательной базы количественное значение показателя ожидаемой продолжительности жизни.

Если обойти вниманием дискуссию о пенсионном возрасте в России, то актуальность практического применения показателя «ожидаемая продолжительность жизни» не уменьшится. Значение его предлагается использовать как индикатор, отражающий уровень развития национальной экономики [3], а также глубину социального расслоения (поляризации) общества [4]. Национальные счета здравоохранения1 рассматривают величину ожидаемой продолжительности жизни как один из показателей, характеризующих эффективность государственной системы здравоохранения.

Широкая область применения показателя «ожидаемая продолжительность жизни» (ОПЖ – Н ), а также его тесная связь с государственной системой здравоохранения позволяют предположить, что изучение методов оценки эффективности инвестирования ( G ) в здравоохранение через приращение расчетного значения ОПЖ ( Н ) следует относить к актуальным научным исследованиям, затрагивающим современные проблемы развития отечественной экономики. Зависимость Δ Н = f ( G ), предлагаемая автором, сравнивалось с накопленным опытом, опирается на стандартную систему измерений (получения исходной информации), предполагает простую математическую обработку исходной информации, а также несложную оценку достоверности полученной функции.

Для того чтобы исключить дискуссию по поводу определения количественного значения ожидаемой продолжительности жизни (ОПЖ, Н ), целесообразно привести нормативное определение, используемое органами государственной статистики

РФ: «Ожидаемая продолжительность жизни при рождении – число лет, которое в среднем предстояло бы прожить человеку из поколения родившихся при условии, что на протяжении всей жизни этого поколения повозрастная смертность останется на уровне того года, для которого вычислен показатель2». Принимая во внимание, что именно в такой трактовке приводятся количественные значения в статистических сборниках, в настоящем исследовании официально опубликованные количественные значения ОПЖ принимались за истину без учета возможной статистической ошибки.

Необходимо отметить, что с точки зрения отечественных исследователей на значение ОПЖ оказывает влияние весьма большое число факторов. Если опустить факторы, описание процесса воздействия которых требует как минимум специальных знаний в области медицины и здравоохранении, а сконцентрироваться на вопросах, находящихся в плоскости проблем социально-экономического развития, тогда полезно остановиться на некоторых опубликованных результатах, которые привлекли внимание автора.

К числу таких результатов относится устойчивая точка зрения о необходимости увеличения расходов федерального бюджета на здравоохранение [5], в том числе направляемых на реализацию национального проекта «Здоровье» [6, 7] и федеральных целевых программ [8], в целях увеличения ожидаемой продолжительности жизни. Однако рост бюджетных расходов не находит единогласного одобрения среди исследователей. В качестве альтернативы предлагается учитывать возрастающее влияние страховых фондов государственного и негосударственного медицинского стра- хования [9], а также, что представляется особенно важным, работать над ростом эффективности государственных расходов [10].

Рост эффективности государственных расходов на здравоохранение в большинстве случаев связывают с модернизацией основных фондов в отрасли [11], что приводит к увеличению объема высокотехнологичных медицинских услуг [12], предоставляемых населению. Ощутимый рост значения ожидаемой продолжительности жизни, хотя не может удовлетворять россиян [13], однако подтверждает выводы Всемирной организации здравоохранения [14] (ВОЗ) о существовании тесной корреляции между объемом финансирования и значением ОПЖ – одним из основных индикаторов качества государственной системы здравоохранения [15]. Необходимо обратить внимание на то, что опыт зарубежных стран, с одной стороны, подтверждает [16], а с другой – опровергает [17] приведенные выше выводы ВОЗ. Не отрицая зависимости ожидаемой продолжительности жизни от объемов государственного финансирования, перечисленные авторы приходят к выводу о необходимости увеличения эффективности использования финансовых ресурсов в здравоохранении.

Научная гипотеза. Приступая к исследованию статистических показателей, описывающих динамику изменения ожидаемой продолжительности жизни и объемов государственных финансовых ресурсов, ежегодно направляемых в здравоохранение, важно было использовать такую систему количественных значений, которая традиционно применяется в отечественной и зарубежной практике. Такая система показателей существует в виде Национальных счетов здравоохранения, рекомендованных Организацией экономического развития и

ВОЗ [18]. Для выполнения практических вычислений в качестве исходных данных рассмотрены три показателя, описывающие Российскую Федерацию и её субъекты за период с 2003 по 2013 год. К числу таких показателей относятся:

– ожидаемая продолжительность жизни³ ( Н );

– расходы консолидированного бюджета на здравоохранение⁴ ( G );

– численность населения по субъектам РФ⁵ ( N ).

В качестве основной гипотезы о характере зависимости между ОПЖ ( Н ) и расходами бюджета на здравоохранение ( G ) принято предположение о пропорциональной зависимости. Такой подход несколько отличается от математического аппарата, применяемого для проверки гипотез степенных функций [19], однако позволяет сравнить результаты вычислений с данными, полученными в нынешнем [20] и прошлом веке [21]. В этой связи на первом этапе были вычислены коэффициенты корреляции (коэффициент Пирсона, r ) для всех субъектов РФ за период 2003–2013 годов (0,49 <  r < 0,97). Некорректный результат получен только для Тюменской области ( r = –0,01), а низкие значения коэффициента Пирсона ( r < 0,5) получены при исследовании Чеченской Республики ( r = 0,34) и Республики Ингушетия ( r = 0,4).

Результаты исследования. В целом для Российской Федерации значение коэффициента корреляции ( r = 0,94) позволяет говорить о высокой достоверности ( R ² = 0,881) применения линейной функции ( H = 0,0055 G + 63,629) для описания

Рисунок 1. Зависимость ОПЖ ( H , лет) от расходов бюджета на здравоохранение ( G , млрд. руб.)

Источник: рассчитано автором по: Регионы России. Социально-экономические показатели. 2014: стат. сб. / Росстат. – М., 2014. – 900 с. – Р32. – (с. 54-56 – табл. 2.9.; с. 744-754 – табл. 22.2–22.3.)

зависимости ожидаемой продолжительности жизни ( Н ) от расходов консолидированного бюджета на здравоохранение ( G ) (рис. 1) . Необходимо обратить внимание на тот факт, что в расчетах участвовали фактические значения расходов на здравоохранение консолидированных бюджетов субъектов РФ. Такой подход часто подвергается критике в связи с тем, что в этом случае не учитывается реальная стоимость финансовых ресурсов. Попытка корректировки массива исходных значений стандартными инструментами, применяемыми для определения фактической стоимости денег, сколько-нибудь заметно не изменила характер распределения.

Ряд исследователей [14, 15, 18] обращают внимание на более точную зависимость ОПЖ от расходов бюджета в расчете на одного жителя ( G_N ). Для проверки этого утверждения были вычислены расходы консолидированного бюджета в расчете на одного жителя РФ и соответствующего субъекта РФ. Замена G на G_N не изменила показателей достоверности применительно к линейной функции, используемой для описания зависимости. При этом не изменились значения показателей, традиционно используемых для оценки динамики изменения совокупности значений (темпы роста). Такое положение объясняется незначительными изменениями численности населения, в том числе в субъектах РФ, за период с 2003 по 2013 год. В этой связи дальнейшее представление результатов приводится относительно показателя общих расходов бюджетов на здравоохранение ( G ).

В течение последних нескольких лет автор [22, 23] не без успеха применяет значение тангенса угла наклона прямой к оси абсцисс для оценки эффективности инвестиций. Действительно, по значению тангенса можно судить о том, на сколько (или во сколько) увеличение бюджетного финансирования здравоохранения (перемещение по оси абсцисс вправо) увеличит (уменьшит) значение функции (обеспечит перемещение по оси ординат вверх, в данном случае – приведет к росту ОПЖ). Совершенно очевидно, что рост значения тангенса будет соответствовать увеличению эффективности расходов бюджета (инвестиций в качество жизни – увеличение продолжительности жизни). Графическое изображение такой оценки показано на рисунке 1.

Предлагаемая оценка эффективности государственных инвестиций (расходов бюджета по статье «здравоохранение») по- зволяет сделать вывод о том, что для приращения ожидаемой продолжительности на 1 год прирост ежегодного объема инвестиций должен составлять не менее 180 млрд. руб. Необходимо отметить, что исследование значения ожидаемой продолжительности жизни в зависимости от бюджетных расходов на здравоохранение показало, что немало субъектов РФ обеспечивают более высокий уровень эффективности, чем в целом по стране. Однако прежде чем привести доказательство этому утверждению, целесообразно рассмотреть характер распределения значения ОПЖ и бюджетных расходов на здравоохранение по субъектам РФ в расчете на 1 жителя. Чтобы не перегружать текст излишним количеством таблиц, результаты исследования приводятся в виде распределений соответствующих исходных значений (рис. 2а, б).

Не останавливаясь на очевидных выводах, формулируемых по результатам не сложного анализа распределений исходных значений ( Н , G ), приведем характеристики, подтверждающие высокий уровень достоверности при использовании линейной функции для описания зависимости H = f ( G ) применительно к подавляющему большинству субъектов РФ. Для того чтобы увидеть сразу все регионы России, представим коэффициент Пирсона ( r ), а также среднеквадратичное отклонение ( R ²) в виде гистограмм (рис. 3а, б) .

Графическое представление значений коэффициента корреляции (см. рис. 3а) показывает, что только по 4-м субъектам РФ коэффициент Пирсона принимает значения менее 0,7. При оценке адекватности линейной аппроксимации статистических значений среднеквадратичное отклонение принимает значения достаточные для утверждения о том, что точность вычислений способна обеспечить требования, предъявляемые к достовер-

а)

Рисунок 2. Распределение значений в массивах исходных данных: а) ожидаемая продолжительность жизни (вертикаль – ОПЖ для РФ); б) расходы бюджетов РФ на здравоохранение в расчете на 1 жителя

б)

Источник: Регионы России. Социально-экономические показатели. 2014: стат. сб. / Росстат. – М., 2014. – 900 с. – Р32. – (а) с. 54-56 – табл. 2.9; б) с. 744-754 – табл. 22.2–22.3.)

ности математических вычислений. Таким образом, можно утверждать, что примененный в исследовании аппарат математической статистики может служить для научного обоснования выводов об эффективности государственных инвестиций в здравоохранение.

Важно отметить, что за период с 2003 по 2013 год различный уровень финансирования здравоохранения в субъектах РФ как в абсолютном выражении (см. рис. 2б), так и в расчете на одного жителя обеспечил положительную динамику значения ожидаемой продолжительности жизни.

Рисунок 3. Распределение значений показателей для оценки достоверности: а) коэффициент

а)                                                   б)

Источник: расчеты автора по стандартному методу парного корреляционного анализа.

Приращение этого показателя в регионах России проходило по-разному: в одних субъектах отмечается ежегодное приращение этого показателя, в других – колебания относительно достигнутых значений. Не останавливаясь на причинах такого положения, приведем графический результат изменений, достигнутый в нашей стране за 11 лет (рис. 4) .

Анализируя характер распределения значений ОПЖ в субъектах РФ, необходимо обратить внимание на следующие, с точки зрения автора, позитивные изменения:

– во-первых, уменьшилось расстояние между минимальным и максимальным значениями ОПЖ (см. рис. 4);

– во-вторых, совершенно очевидно, что большинство регионов по показателю ОПЖ переместились ближе к максимальному значению на отрезке от Н_min до Н_max ;

– в-третьих, увеличилось число субъектов РФ с близкими значениями ОПЖ (максимум графика 2013 г. на рис. 4);

– в четвертых, движение распределения значений ОПЖ в субъектах РФ может применяться для решения задач, связанных с увеличением эффективных государственных инвестиций в здравоохранение (например, обеспечение такого инвестирования здравоохранения в субъектах РФ, которое обеспечит наибольшее перемещение всего распределения по оси абсцисс вправо).

Рисунок 4. Распределение ОПЖ (Н)

57 60 63 66 69 72 75 78 81

----2003 ----2013 ^н ,^лет

Источник: Регионы России. Социально-экономические показатели. 2014: стат. сб. / Росстат. – М., 2014. – 900 с. – Р32. – (с. 54-56 – табл. 2.9.)

С точки зрения автора каждый субъект РФ можно представить элементарной частью государственной социально-экономической системы Российской Федерации. Каждая элементарная часть обладает скоростью увеличения значения ОПЖ, которое измеряется значением тангенса угла наклона прямой к оси абсцисс. Описанными выше методами математической статистики определяется линейная функция для каждого субъекта РФ. При этом достоверность такой функции весьма велика (см. рис. 3а, б). Для измерения скорости увеличения ОПЖ в зависимости от государственных инвестиций необходимо и достаточно определить тангенс угла наклона каждой прямой, описывающей положение в соответствующем регионе России. Такие вычисления могут выполняться минимум за три года (то есть как минимум по трем точкам). В настоящей работе приводятся значения тангенсов углов наклона (рис. 5) ,

Рисунок 5. Распределение тангенса угла наклона ( k ) линейных функций, построенных для субъектов РФ

Источник: рассчитано автором по результатам парного корреляционного анализа.

которые, по мнению автора, характеризуют эффективность использования государственных инвестиций в здравоохранении за 2003–2013 гг.

Интрига, которая возникает при рассмотрении графического представления результатов исследований, очевидно, состоит в определении регионов, которые являются лидерами по эффективности использования государственных инвестиций в здравоохранение (3 + 1 + 1 = 5 субъектов РФ, см. на рис. 5 точки, наиболее удаленные от начала координат по оси абсцисс). Результат, полученный автором, весьма важно сравнить с традиционной рейтинговой оценкой регионов по двум наиболее распространенным критериям: ожидаемой продолжительности жизни ( Н ) и объему бюджетного финансирования в расчете на 1 жителя ( G_N ). Для обеспечения достоверности рейтинговой оценки относительно некоторого исходного положения (в данном случае состояние субъектов РФ в 2003 году) сравнению подвергаются абсолютные и относительные значения критериев ( Н и G_N ). Поскольку объем публикации не позволяет привести результат рейтинговой оценки в полном объеме, показываются лишь 5 субъектов. Число субъектов определяется количеством субъектов, отнесенных к лидерам по авторскому критерию эффективности государственных инвестиций (тангенсу угла наклона аппроксимирующей прямой).

Выводы. Результаты ранжирования исходных данных (табл. 1) являются основанием для вывода о том, что максимальный прирост расчетного значения ожидаемой продолжительности жизни за последние 10 лет наблюдался в Читинской области (см. табл. 1А). Вместе с тем Читинская область по показателю прироста объема бюджетного финансирования на одного жителя за 2003–2013 годы по абсолютному

Таблица 1. Ранговая оценка прироста исходных данных (ожидаемой продолжительности жизни и объема бюджетных инвестиций в расчете на 1 жителя) в субъектах РФ за период 2003–2013 годов

Субъект РФ Абсолютный прирост Относительный прирост значение ранг значение, % ранг А. Прирост значения ожидаемой продолжительности жизни за 2003–2013 годы Читинская область 10,65 1 17,85 1 Пермская область 9,54 2 15,39 2 Калининградская область 9,16 3 14,93 3 Ленинградская область 8,92 4 14,52 4 Иркутская область 8,67 5 14,36 5 Республика Хакасия 8,02 8 13,25 9 Республика Алтай 7,30 17 12,16 14 г. Санкт-Петербург 7,21 18 10,76 25 Сахалинская область 6,41 29 10,46 27 г. Москва 6,39 30 9,13 33 Республика Калмыкия 5,55 40 8,43 43 Приморский край 5,20 50 8,28 46 Красноярский край 4,46 65 7,12 61 Еврейская автономная область 4,30 68 7,09 63 Магаданская область 4,00 72 6,34 69 Чеченская Республика 3,98 73 5,75 73 Чукотский автономный округ 3,08 79 5,22 77 Б. Прирост бюджетных инвестиций в здравоохранение в расчете на одного жителя за период 2003 – 2013 годов Красноярский край 24,33 3 9,73 2 Приморский край 19,37 5 12,06 1 г. Москва 14,72 6 5,85 4 Сахалинская область 21,30 4 5,56 6 Еврейская автономная область 14,63 7 6,93 3 Магаданская область 30,45 2 5,29 10 г. Санкт-Петербург 8,71 12 5,15 12 Республика Хакасия 6,85 21 4,74 19 Ленинградская область 6,75 22 4,48 21 Калининградская область 5,93 31 4,59 20 Чеченская Республика 5,15 47 5,82 5 Чукотский автономный округ 32,59 1 2,09 78 Республика Алтай 6,69 23 2,65 66 Иркутская область 5,41 40 2,99 60 Читинская область 5,11 48 2,24 76 Республика Калмыкия 4,63 60 2,57 68 Пермская область 4,68 59 2,56 69 Источник: составлено автором по Регионы России. Социально-экономические показатели. 2014: стат. сб. / Росстат. – М., 2014. – 900 с. – Р32. – (С. 54–56. – Табл. 2.9.) показателю (в руб.) заняла 48 место, а относительно базового года (2003) – только 76 место в РФ. Как тут не обратить внимание на весьма любопытные выводы [24] (см. табл. 2), которые могут быть использованы для приведенного феномена.

Вероятно, существует необходимость обратить внимание на рассуждения относительно роста бюджетных расходов на здравоохранение в субъектах РФ (см. табл. 1Б). Лидерами такого роста являются Красноярский и Приморский края, однако

Таблица 2. Ранги субъектов РФ по показателю прироста ожидаемой продолжительности жизни (Н) на единичный объем государственных инвестиций в здравоохранение (G)

Субъект РФ Значение Ранг Субъект РФ Значение Ранг Республика Алтай 0,004783 1 Пермская область 0,000895 30 Республика Калмыкия 0,002963 2 Ленинградская область 0,000689 44 Еврейская автономная область 0,002256 3 Сахалинская область 0,000625 46 Республика Хакасия 0,002103 5 Приморский край 0,000535 48 Чукотский автономный округ 0,001664 11 Иркутская область 0,000503 50 Калининградская область 0,001568 12 Красноярский край 0,000189 69 Читинская область 0,001306 17 г. Санкт-Петербург 0,000097 75 Магаданская область 0,000899 29 г. Москва 0,000027 77 Источник: рассчитано автором по результатам парного (Н = f(G)) корреляционного анализа (вычисление угла наклона прямой к оси абсцисс методом наименьших квадратов). по показателю роста ОПЖ они находятся, соответственно, по абсолютному приросту на 65 и 50 месте, а по росту относительно 2003 года – на 61 и 46 (см. табл. 1А).

С точки зрения автора наибольший прирост показателя ОПЖ на единицу бюджетных расходов на здравоохранение обеспечивается в Республике Алтай (табл. 2) . Заметим, что по приросту ожидаемой продолжительности жизни по абсолютному значению этот субъект РФ занимает 17 место, по относительному – 14 место в РФ (см. табл. 1А). При этом по росту объема финансирования здравоохранения относительно 2003 года республика находится на 23 месте по абсолютным значениям и, что немаловажно, на 66-м – по относительным значениям (см. табл. 1Б).

Критерий, предлагаемый для оценки социально-экономической эффективности государственных инвестиций в отечественное здравоохранение, обеспечивает наиболее объективную и однозначную оценку, которая выполняется стандартными методами математической статистики, обеспечивающими высокую достоверность вычислений. Важно подчеркнуть, что традиционные подходы к оценке эффективности инвестиций, основанные на ранжировании исходных значений (ожидаемой продолжительности жизни и расходов бюджета на здравоохранение, в том числе в расчете на одного жителя), не могут обеспечить получения однозначного результата (см. табл. 1).

Показатель скорости увеличения ОПЖ в зависимости от объемов государственных инвестиций в здравоохранение может использоваться для научного обоснования, например, степени участия средств федерального бюджета в региональных программах, направленных на рост эффективности отечественного здравоохранения (основой для решения может послужить модель на рис. 4). С точки зрения автора наилучший результат можно получить при применении линейной аппроксимации сложившихся зависимостей применительно к муниципальным образованиям (городским округам и муниципальным районам). Такой вывод основывается на том, что решения, принимаемые региональными органами государственной власти, в меньшей степени подвержены влиянию политической конъюнктуры.