朱波

摘要：采用面板數(shù)據(jù)模型方法，分析20世紀90年代以來歷次重大醫(yī)療改革對我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費的影響情況。實證結(jié)果顯示：在醫(yī)療改革背景下，城鄉(xiāng)居民人均收入和醫(yī)療消費支出之間存在結(jié)構(gòu)變化的均衡關(guān)系，這種變化主要表現(xiàn)在醫(yī)療改革實施后，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費支出的收入彈性都呈顯著下降趨勢；各地區(qū)居民醫(yī)療消費支出行為差異比較明顯，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的醫(yī)療保障水平較高，居民的醫(yī)療負擔相對比較低。

關(guān)鍵詞：醫(yī)療改革；居民收入；醫(yī)療消費

中圖分類號：F064.1

一、引言

醫(yī)療改革是保障民生之要。自1998年國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》以來，我國相繼實施了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療以及城鄉(xiāng)醫(yī)療救助保險制度，基本形成了具有我國特色的多層次醫(yī)療保險體系。截至2011年底，我國城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人數(shù)已達25226萬人，是2000年底水平的6.27倍；城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險參保人數(shù)達22066萬人，是2007年底水平的5.14倍；新農(nóng)合參保人數(shù)為8.32億人，是2004年底水平的10.4倍?？梢?，越來越多的城鄉(xiāng)居民享受到了社會醫(yī)療保障服務(wù)。

醫(yī)療保障制度逐步完善的同時，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出也逐年增長。城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民家庭平均每人醫(yī)療保健支出分別達968.98元和436.75元，分別占生活消費支出的6.39%和8.37%，而1990年水平僅分別為1.54%和3.25%。2011年，綜合醫(yī)院門診病人人均醫(yī)藥費為186.1元，出院病人人均醫(yī)藥費7027.7元，分別為1990年水平的17.1倍和14.8倍，而期間城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民純收入僅分別增長14.44倍和10.17倍。可見，醫(yī)療改革對居民醫(yī)療保健支出的影響很難通過醫(yī)療保健支出、醫(yī)藥費支出等數(shù)據(jù)直觀做出判斷。因此，選取合適方法測算醫(yī)療改革對居民醫(yī)療保健支出的影響具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

截至目前，學術(shù)界對居民醫(yī)療消費行為已進行了廣泛的研究。David E. Sahn和Stephen D. Younger通過對1993年坦桑尼亞農(nóng)村居民人力資源開發(fā)調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究，證實影響居民醫(yī)療消費的主要因素是醫(yī)療質(zhì)量、醫(yī)療價格及自身的健康狀況等。H.naci mocan等（2004）通過微觀調(diào)查數(shù)據(jù)研究中國城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療消費行為，認為家庭特征和工作條件是影響居民醫(yī)療消費的主要因素。Randall.ellis和Germane m.mwabu（2004）采用Nest Logit模型分析肯尼亞的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，證實居民收入是影響醫(yī)療消費的主要因素。Edi karni （2008）基于消費效用函數(shù)提出不確定性條件下居民醫(yī)療消費行為理論。

國內(nèi)對居民醫(yī)療消費行為研究的學者也比較多。林相森、舒元（2007）采用Logit模型對中國健康與營養(yǎng)調(diào)查2000年調(diào)查數(shù)據(jù)做實證分析，證實收入水平是影響居民醫(yī)療支出的主要因素。顧衛(wèi)兵、張東剛（2008）運用協(xié)整和誤差修正模型對中國1985-2005年相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證研究，證實城鄉(xiāng)居民收入與醫(yī)療保健支出之間存在長期均衡關(guān)系。廖翔、柯國梁（2009）采用協(xié)整分析方法分析中國1989-2009年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和居民個人醫(yī)療衛(wèi)生現(xiàn)金支出兩個指標，證實二者之間存在長期的均衡關(guān)系。劉旭寧（2011）采用面板數(shù)據(jù)模型分析中國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出行為，證實收入水平和醫(yī)療消費結(jié)構(gòu)對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出產(chǎn)生重要影響。王超（2011）通過對中國1978-2007年城鄉(xiāng)居民相關(guān)數(shù)據(jù)的研究，證實城鄉(xiāng)居民人均收入是決定醫(yī)療保健支出的重要因素。

可見，目前學術(shù)界對居民醫(yī)療保健支出的實證研究很少考慮醫(yī)療改革這一外生變量的影響。本文采用虛擬變量方法，將醫(yī)療改革這一政策因素引入到居民醫(yī)療保健支出模型中，并通過面板數(shù)據(jù)模型方法對中國29個省/直轄市（不含重慶和西藏）城鄉(xiāng)居民自20世紀90年代以來的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證分析。

二、 指標、數(shù)據(jù)及單位根檢驗

對于指標、數(shù)據(jù)及單位根檢驗的分析，具體如下。

（一） 指標和數(shù)據(jù)

影響居民醫(yī)療保健支出的因素有很多，如居民收入、醫(yī)療保障水平、醫(yī)療服務(wù)價格及居民健康狀況等眾多因素。由于本文主要目的是研究醫(yī)療改革前后居民醫(yī)療保健支出行為的差異，故只選擇醫(yī)療改革、居民收入和醫(yī)療保健支出三個變量。

1.醫(yī)療改革

我國基本醫(yī)療保險體系主要包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療，分別于1998年、2003年和2007年開始實施。其中，1998年12月，國務(wù)院頒布實施《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》；2003年1月，衛(wèi)生部、財政部和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合頒布實施《關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的意見》；2007年7月，國務(wù)院頒布實施《關(guān)于開展城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險試點的指導意見》①。因此，本文將城鎮(zhèn)居民享受的醫(yī)療保障劃分為三個階段：1998年之前、1998-2006年、2006年至今；農(nóng)村居民享受的醫(yī)療保障劃分為兩個階段：2003年之前及2003年至今。根據(jù)劃分的時間段，本文構(gòu)建三個虛擬變量D1、D2和D3：

2.居民收入和醫(yī)療保健支出

居民收入（x）選用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入兩個指標；醫(yī)療保健支出（y）選用城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出和農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出兩個指標。數(shù)據(jù)范圍為1991-2011年，包括北京、天津、河北及山西等29個省/直轄市（不含西藏和重慶），其中農(nóng)村居民的數(shù)據(jù)范圍為1993-2011年。城鄉(xiāng)居民收入數(shù)據(jù)分別根據(jù)城鄉(xiāng)居民消費價格指數(shù)調(diào)整成以1990年為基期的實際數(shù)據(jù)；醫(yī)療保健支出根據(jù)醫(yī)療價格指數(shù)調(diào)整成以1990年為基期的實際數(shù)據(jù)。所有的數(shù)據(jù)都由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》整理而得。

（二）單位根檢驗

為了避免面板數(shù)據(jù)模型的虛假回歸問題，有必要對各個變量進行單位根檢驗。最早使用面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的是Bhargava等（Bhargava et al， 1982）。他們利用修正的DW統(tǒng)計量提出了一種可以檢驗固定效應(yīng)動態(tài)模型殘差是否為隨機游走的方法。Abuaf & Jorion（1990）基于SUR回歸（Seemingly Unrelated Regression）模型，提出面板單位根檢驗方法—— SUR-DF檢驗。Levin and Lin（1993）建立的LLC 法也是面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的早期版本。2003年Im、Pesaran和Shin考慮異方差和殘差自相關(guān)問題，建立了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗的W檢驗。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇用Levin， Lin &Chu檢驗、Im， Pesaran and Shin W-stat檢驗、ADF- Fisher Chi-square 檢驗和PP - Fisher Chi-square檢驗。

采用Eviews5.0軟件對城鄉(xiāng)居民收入、醫(yī)療保健支出的對數(shù)序列進行單位根檢驗，結(jié)果見表1。檢驗結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，城鄉(xiāng)居民收入、醫(yī)療保健支出的對數(shù)序列都是一階單整序列，符合回歸模型對序列的基本要求。

三、 模型構(gòu)建及實證分析

模型構(gòu)建及實證分析如下。

（一）模型構(gòu)建

面板數(shù)據(jù)綜合了時間序列和橫截面兩方面的信息，使用面板數(shù)據(jù)建立模型至少有四個突出優(yōu)點：一是可以解決樣本容量不足的問題；二是可以減弱多重共線性；三是可以解決時間序列數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗的小樣本問題；四是對于固定效應(yīng)回歸模型能得到參數(shù)的一致估計量。

面板數(shù)據(jù)模型主要包括混合模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型?？紤]到各省/直轄市在政策實施及居民消費行為上有許多不同，故本文不把截面單元看成是來自同一總體的樣本，而選擇混合模型和固定效應(yīng)模型（Cheng Hsiao，2005）。

根據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的一般形式，特構(gòu)建包含虛擬變量的面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，Y表示人均醫(yī)療保健支出；X表示人均收入（城鎮(zhèn)居民為人均可支配收入，農(nóng)村居民為人均純收入）；i=1，···29，分別表示選擇的29個省/直轄市（不含重慶和西藏地區(qū)）；μt和νt都為隨機擾動項；αi和θi表示模型中不同個體之間的差異，如果個體截距項之間不存在顯著差異，則應(yīng)選取混合回歸模型。影響居民醫(yī)療保健支出的因素雖然還有醫(yī)療價格、健康狀況等，但本文認為這些省略的重要因素和當前解釋變量居民收入不相關(guān)，即認為構(gòu)建的模型理論上不存在內(nèi)生性問題。

（二） 模型估計

利用最小二乘法對模型（1）和模型（2）進行估計，結(jié)果見表2和表3。

由于固定效應(yīng)回歸模型和混合回歸模型的估計結(jié)果不能簡單的通過R2、t值等統(tǒng)計量進行比較，而應(yīng)采用無約束模型和有約束模型回歸殘差平方和之比構(gòu)造F統(tǒng)計量的推斷方法，檢驗方法如下：

原假設(shè)H0：模型中不同個體的截距相同（真實模型為混合回歸模型）；

備擇假設(shè)H1：模型中不同個體的截距項不同（真實模型為個體固定效應(yīng)回歸模型）。

在原假設(shè)H0下，構(gòu)建F統(tǒng)計量：

其中，RSSr表示約束模型，即混合回歸模型的殘差平方和； RSSu表示非約束模型，即個體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和； N為截面單元個數(shù)；K為解釋變量個數(shù)。

根據(jù)表2中的殘差平方和數(shù)據(jù)，可計算城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)模型對應(yīng)的F值分別為28.32和42.38，都明顯大于5%水平臨界值（F0.05（28，546）=1.497，F(xiàn)0.05（28，490）=1.499），則認為建立個體固定效應(yīng)模型更合理。

個體固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出對數(shù)的總離差分別有93%和95%，可由對應(yīng)的回歸模型做出解釋；對數(shù)居民收入InX對應(yīng)的t值都顯著大于5%水平臨界值，則證實居民收入對人均醫(yī)療保健支出有著顯著影響；虛擬變量D和交互乘積項DInX對應(yīng)的t值也都顯著大于5%水平臨界值，則證實不同階段居民醫(yī)療保健支出行為的差異性比較明顯，即不同醫(yī)療保險發(fā)展階段下居民醫(yī)療保健支出的收入彈性存在顯著差異。由于個體固定效應(yīng)模型的DW分別為0.88和0.95，處于正自相關(guān)的范圍，模型依然存在虛假回歸的嫌疑。對個體固定效應(yīng)模型的殘差進行單位根檢驗（檢驗?zāi)Ｐ筒缓鼐嗪挖厔蓓棧Y(jié)果見表4?？梢姡瑲埐钍瞧椒€(wěn)序列，模型的構(gòu)建是合理的，居民收入和醫(yī)療保健支出之間存在變結(jié)構(gòu)的均衡關(guān)系。

通過整理，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出個體固定效應(yīng)模型的估計式分別為：

由于αi和θi分別表示城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出模型中不同個體之間的差異，將αi和θi 與地區(qū)居民人均實際收入構(gòu)建散點圖（見圖1和圖2），可見二者之間存在明顯的負相關(guān)關(guān)系，即居民收入水平較高地區(qū)，醫(yī)療保障水平也較高，人們相對醫(yī)療負擔也比較低。

估計結(jié)果表明：

第一，隨著居民收入的增加，醫(yī)療消費也逐年上升。城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出的收入彈性都顯著的大于0，即表示隨著收入水平的提升，居民醫(yī)療保健支出水平也逐年增加。伴隨著收入水平的提升，居民醫(yī)療保健意識也逐步增強。正如曹秀玲（2005）所說的，居民的醫(yī)療保健消費心理已有過去的“小病忍一忍，中病等一等，大病急死人”逐步調(diào)整現(xiàn)在的“有病就醫(yī)，無病保健”。

第二，醫(yī)療改革對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出產(chǎn)生了顯著影響。對于城鎮(zhèn)居民來說，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險實施后，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出收入彈性從1.97下降為1.77；城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險實施后，該彈性系數(shù)又進一步下降到1.44。對于農(nóng)村居民來說，新型農(nóng)村合作醫(yī)療實施后，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出收入彈性從1.62下降為1.56。即可證明醫(yī)療保障制度的實施，有效的降低了居民的醫(yī)療負擔。醫(yī)療改革這一外生變量的影響，使得居民收入和醫(yī)療保健支出在不同階段呈現(xiàn)不同的均衡關(guān)系，即存在變結(jié)構(gòu)的協(xié)整關(guān)系。

第三，各地區(qū)居民的醫(yī)療保健支出行為差異比較明顯。個體固定效應(yīng)回歸模型的截距項呈現(xiàn)個體在截距上的差異，結(jié)合地區(qū)居民收入分析這些個體差異，可以明顯的看出：居民收入水平較高地區(qū)，醫(yī)療保障水平也較高，人們相對醫(yī)療負擔也比較低。

四、 結(jié)論

本文利用采用面板數(shù)據(jù)模型方法，分析20世紀90年代以來歷次重大醫(yī)療改革對我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出的影響。實證結(jié)果顯示：醫(yī)療改革背景下，城鄉(xiāng)居民人均收入和醫(yī)療保健支出之間存在變結(jié)構(gòu)的均衡關(guān)系。每項醫(yī)療保險制度實施后，居民醫(yī)療保健支出的收入彈性都呈顯著下降趨勢。

雖然從醫(yī)療保健支出的歷史數(shù)據(jù)可以看出城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療負擔似乎有所增加，但這并不和“醫(yī)療保障的實施有效降低了居民的醫(yī)療負擔”這一論點相駁。如上所述，影響居民醫(yī)療保健支出還有一個重要因素即是醫(yī)療服務(wù)價格。目前，利益驅(qū)使醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)不僅通過誘導需求提供過量醫(yī)療服務(wù)，還通過推銷高價藥品、盲目使用高價的醫(yī)療服務(wù)器材等途徑來獲得收入。另外，為了獲取更多的收入，醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)之間競爭加強，直接導致高端醫(yī)療設(shè)備的盲目引進，以及醫(yī)療服務(wù)體系的布局向富裕群體傾斜，進而導致醫(yī)療服務(wù)的資源可及性降低。

因此，要真正降低居民的醫(yī)療負擔，除了在醫(yī)療保險實施上擴大保障范圍、提升保障水平外，更需加強對醫(yī)院、醫(yī)藥供應(yīng)商等產(chǎn)業(yè)鏈條的監(jiān)控與管理。

注釋：

① 部分地區(qū)（如江蘇、浙江等）實際上從2006年已開始試點工作。

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（編輯：許麗麗）