曹 陽，戴玉娟

（中國藥科大學(xué)國際醫(yī)藥商學(xué)院，南京 210009）

改革開放近四十年來，隨著我國經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高和醫(yī)療技術(shù)的不斷改進(jìn)，國民的健康素質(zhì)得到很大提升，平均壽命持續(xù)增長，再加上改革前期國家計(jì)劃生育政策的執(zhí)行，生育率逐漸下降，種種原因最終導(dǎo)致我國老年人口的規(guī)模和比重持續(xù)上升。國家統(tǒng)計(jì)局最新頒布的《2015年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》顯示，目前我國總?cè)丝谟?3.68億，其中65歲以上人口已達(dá)1.38億，占總?cè)藬?shù)的10.1%。顯然，根據(jù)國際公認(rèn)的人口老齡化劃分標(biāo)準(zhǔn)（65歲及以上老年人口比例超過7%或60歲及以上老年人口比例超過10%時(shí)，該國家或地區(qū)開始邁入老齡化社會），我國已邁入老年化階段。值得注意的是，農(nóng)村大量中青年涌入城市務(wù)工，這使得農(nóng)村地區(qū)的老齡化問題比城鎮(zhèn)更嚴(yán)重。與此同時(shí)，近年來，我國農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費(fèi)占比增速也明顯超過了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)，2010—2015年期間，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)占比從7.44%增長到8.99%，而城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)占比僅從6.47%增長到6.53%。由此看出，農(nóng)村居民的老齡化及醫(yī)療保健消費(fèi)問題更需要引起全社會的關(guān)注。

另外，在古往今來的一系列消費(fèi)行為研究中，收入一直被經(jīng)濟(jì)學(xué)家視為消費(fèi)的重要影響因素，所以，醫(yī)療保健消費(fèi)，作為農(nóng)村居民消費(fèi)的重要組成部分，其研究也很有必要考慮收入所帶來的影響。收入對醫(yī)療消費(fèi)的雙重效應(yīng)導(dǎo)致收入對醫(yī)療消費(fèi)產(chǎn)生影響：一方面，由于財(cái)富效應(yīng)，高收入者伴隨著高消費(fèi)需求和能力，其醫(yī)療消費(fèi)也會高[1]；另一方面，由于健康效應(yīng)，低收入者通常因?yàn)樯顥l件不佳導(dǎo)致易受疾病侵襲，也會產(chǎn)生較高的醫(yī)療消費(fèi)[2]。因此，在老齡化大背景下，研究收入對我國農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的影響，對醫(yī)療消費(fèi)需求變化趨勢的預(yù)測、健康保障制度的改革具有重大的借鑒意義。

一、文獻(xiàn)回顧

在收入對醫(yī)療保健消費(fèi)支出的影響方面，國外學(xué)者早已進(jìn)行了大量的研究與實(shí)證分析。部分學(xué)者，比如Gerdthametal，認(rèn)為，老齡化對醫(yī)療保健消費(fèi)支出呈正相關(guān)作用[3]；更多學(xué)者，比如Roberts等，均得出老齡化對醫(yī)療保健消費(fèi)支出不存在顯著影響的研究結(jié)論[4]；另外，Kornai和McHale認(rèn)為，發(fā)達(dá)國家的醫(yī)療保健消費(fèi)無須考慮老齡化的影響，而在發(fā)展中國家，醫(yī)療保健支出與老齡化呈正相關(guān)[5]。

我國在醫(yī)療保健消費(fèi)支出方面的研究才發(fā)展了十余年，薛秦香和高建民等人（2006）采用擴(kuò)展線性支出模型，得出農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的收入彈性僅為0.75[6]；劉西國等人（2012）發(fā)表的文章顯示，老齡化和城鎮(zhèn)化均會帶來醫(yī)療保健消費(fèi)支出的上漲，但是收入水平（人均GDP）對醫(yī)療保健消費(fèi)支出不存在顯著作用[7]；此外，徐芳等人（2014）采用經(jīng)典的OLS參數(shù)估計(jì)方法對我國居民醫(yī)療保健支出進(jìn)行回歸，分析得出，醫(yī)療服務(wù)供給水平是影響醫(yī)療保健支出的最主要因素[8]。

根據(jù)學(xué)術(shù)界目前的研究成果，可以總結(jié)出收入對醫(yī)療保健消費(fèi)存在一定的影響，但大多數(shù)學(xué)者的研究僅限于全國居民的整體醫(yī)療保健消費(fèi)范圍，雖然也有個(gè)別學(xué)者研究農(nóng)村地區(qū)收入對醫(yī)療保健消費(fèi)的影響，但由于種種原因（包括模型選擇問題、數(shù)據(jù)對象問題等），都未能排除全國各農(nóng)村地區(qū)間的差異性，所以在此情況下得出的結(jié)論有待進(jìn)一步推敲。換言之，老齡化背景下收入對我國農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費(fèi)的具體的規(guī)律變動還未形成定論。因此，本文搜集并利用我國31省農(nóng)村地區(qū)2010—2015年為期六年的省級面板數(shù)據(jù)，建立固定效應(yīng)模型以排除不同農(nóng)村地區(qū)間的差異性干擾，運(yùn)用Stata軟件定量分析老齡化背景下收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響，并針對實(shí)證分析結(jié)果給出相應(yīng)的政策建議。

二、變量描述與數(shù)據(jù)來源

（一）變量描述

本文將各省份農(nóng)村地區(qū)的居民人均醫(yī)療保健支出（hce）作為因變量，可以直觀地反映出收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響。

本文篩選出以下幾個(gè)在探究收入因素時(shí)可能會影響農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的自變量：

1.老年人口撫養(yǎng)比（epr）。指65歲及以上老年人口數(shù)與15～64歲人口數(shù)之比。本文旨在老齡化背景下展開研究，所以選用各省農(nóng)村地區(qū)的年度老年人口撫養(yǎng)比作為變量之一，以此衡量各省農(nóng)村地區(qū)的老齡化水平。

2.人均可支配收入（inc）。該變量通過農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（以2010年為基準(zhǔn)期）換算成實(shí)際數(shù)據(jù)，排除物價(jià)因素的干擾，反映農(nóng)村居民的實(shí)際收入水平。

其中，考慮到物價(jià)因素的干擾，將人均醫(yī)療保健支出用農(nóng)村醫(yī)療保健消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（以2010年為基期）換算成實(shí)際人均醫(yī)療保健支出數(shù)據(jù)，將人均可支配收入用農(nóng)村居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（以2010年為基期）換算成實(shí)際人均可支配收入數(shù)據(jù)。再將指數(shù)化后的兩變量分別進(jìn)行對數(shù)化，求其影響的彈性系數(shù)，有利于削弱后期模型中的異方差性。

（二）數(shù)據(jù)來源

結(jié)合數(shù)據(jù)的更新以及可獲得性，本文搜集并運(yùn)用的是全國31省農(nóng)村地區(qū)2010—2015年為期六年的省級面板數(shù)據(jù)，其中因變量農(nóng)村人均醫(yī)療保健消費(fèi)支出、自變量老年人口撫養(yǎng)比和人均可支配收入、運(yùn)算涉及到的醫(yī)療保健消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)均出自2011—2016年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》或從中計(jì)算得到。

三、模型設(shè)定

面板數(shù)據(jù)（paneldata），由于它的二維特性，優(yōu)點(diǎn)頗多，能考慮不同個(gè)體間本身的差異性對因變量產(chǎn)生的影響、在回歸模型中減弱各個(gè)自變量之間的相關(guān)性以增強(qiáng)模型方程式的有效性，從而使最終得出的參數(shù)估計(jì)值更科學(xué)、準(zhǔn)確，有利于學(xué)者進(jìn)一步研究。面板數(shù)據(jù)模型最基本的形式是個(gè)體效應(yīng)模型，根據(jù)判斷該模型方程式中代表個(gè)體效應(yīng)的截距項(xiàng)是否與自變量存在相關(guān)性將其分為固定效應(yīng)模型（FE）和隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）兩種，兩者均能考慮個(gè)體差異對因變量的影響，從而為我們排除個(gè)體差異以科學(xué)分析自變量對因變量的影響。

本文先考慮建立個(gè)體效應(yīng)模型來探析每個(gè)自變量對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的效應(yīng)：

式中，μi代表個(gè)體效應(yīng)截距項(xiàng)，即不同個(gè)體間的固有差異對因變量的影響；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，即同一個(gè)體隨時(shí)間變化而對因變量產(chǎn)生的不可觀測的影響。

關(guān)于固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的選擇，目前業(yè)界廣泛認(rèn)可的是Hausman檢驗(yàn)。其原理是：

原假設(shè)H0：個(gè)體效應(yīng)截距項(xiàng)μi與自變量Xit不相關(guān)，即隨機(jī)效應(yīng)是正確模型。

檢驗(yàn)過程中運(yùn)用hausman建立的H統(tǒng)計(jì)量，H統(tǒng)計(jì)量近似服從卡方分布。

檢驗(yàn)結(jié)果中，給定顯著性水平的前提下，H統(tǒng)計(jì)量能夠直觀地分辨出該用哪種模型，概率值小于0.05，拒絕原假設(shè)，選用固定效應(yīng)模型，反之，選用隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先，運(yùn)用Stata計(jì)量軟件中的xtdescribe命令，檢驗(yàn)本文涉及的31省五年3個(gè)變量的面板數(shù)據(jù)的平衡性，結(jié)果顯示具有平衡性，說明該數(shù)據(jù)能充分發(fā)揮面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢。

其次，從Hausman檢驗(yàn)結(jié)果（見下頁表2）中可以看出，H∽chi2（2）=28.11，接受原假設(shè)的概率值為 0.0000，小于0.05（95%的顯著性水平），故原假設(shè)不成立，選用固定效應(yīng)模型展開分析更為合理。

因此，本文建立固定效應(yīng)模型來探析每個(gè)自變量對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的效應(yīng)，如下：

模型中，i表示30個(gè)省份，t表示2010—2015個(gè)年份，μi代表個(gè)體效應(yīng)截距項(xiàng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，lnhceit指第i個(gè)省份農(nóng)村地區(qū)第t年的人均醫(yī)療保健支出的對數(shù)，eprit指第i個(gè)省份農(nóng)村地區(qū)第t年的老年人口撫養(yǎng)比，lnincit指第i個(gè)省份農(nóng)村地區(qū)第t年的人均可支配收入的對數(shù)，指人均醫(yī)療保健支出對人均可支配收入的彈性系數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

根據(jù)2010—2015年我國31個(gè)省的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用Stata軟件進(jìn)行模型分析?？紤]到同一省份的農(nóng)村地區(qū)在不同時(shí)期的隨機(jī)誤差項(xiàng)（εit）之間一般會存在相關(guān)性（簡稱“序列相關(guān)”），為了消除序列相關(guān)性并保證模型的穩(wěn)健性，需要進(jìn)行隨機(jī)誤差項(xiàng)修正，故在Stata軟件中附加命令語言“r”（“r”表示聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，有修正誤差項(xiàng)的作用），模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果（如表3所示）。

表2 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

從估計(jì)結(jié)果中可以看出，R2統(tǒng)計(jì)值為0.9650，說明該模型的擬合效果很好；F 統(tǒng)計(jì)量 F（2，30）=378.45，P 值 =0.0000，說明F檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，表明參數(shù)整體相當(dāng)顯著，即兩個(gè)自變量聯(lián)合在一個(gè)方程式中能夠很好地解釋因變量。從各個(gè)自變量的t統(tǒng)計(jì)量、相應(yīng)的P概率值可以看出，老年人口撫養(yǎng)比和人均可支配收入分別對農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出有顯著的影響（在5%的顯著性水平上，老年人口撫養(yǎng)比（epr）、人均可支配收入的對數(shù)（ln_inc）自變量參數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量對應(yīng)的概率P值分別為0.001和0.000，均小于0.05，拒絕參數(shù)為0的原假設(shè)）。

表3 農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

第一，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)受人口老齡化正向影響顯著。從自變量的參數(shù)估計(jì)值中可以看到，老年人口撫養(yǎng)比對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的彈性系數(shù)是0.10632，即老年人口撫養(yǎng)比每上升1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出費(fèi)用增漲1.06%，說明農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)受老年人口撫養(yǎng)比的正向影響趨勢不可忽略，尤其在中國老齡化日益嚴(yán)重的大背景下，該趨勢須引起重視。進(jìn)一步分析人口老齡化積極影響農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的原因，主要是以下幾點(diǎn)：首先，農(nóng)村地區(qū)老年人口的增加意味著當(dāng)?shù)氐目傮w健康狀況會隨之下降，間接導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療消費(fèi)的上漲；其次，農(nóng)村地區(qū)近年來經(jīng)濟(jì)水平不斷提高，農(nóng)村老年人的生活也得到不斷改善，對健康生活的追求越來越強(qiáng)烈，這也間接帶來了醫(yī)療保健消費(fèi)的增加。

第二，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)對收入水平尤為敏感。從人均收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的彈性系數(shù)（β2=1.338314）可以看出，其他條件不變的前提下，人均收入每增加1%，農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出費(fèi)用增加1.338314%。顯然，收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)水平有很大的正向作用。醫(yī)療保健作為居民的生活必需品，當(dāng)居民由于收入水平低無法負(fù)擔(dān)足夠的醫(yī)療保健費(fèi)用時(shí)（無論是門診還是住院、抑或是參保），健康狀況就會堪憂。所以，對于農(nóng)村居民來說，當(dāng)收入水平增加，擴(kuò)大他們在醫(yī)療保健方面的費(fèi)用投入以改善健康狀況無疑是居民們的首要選擇。故在影響農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的因素中，收入一直以來都承擔(dān)著非常重要的角色。

五、結(jié)論與建議

農(nóng)村地區(qū)的居民醫(yī)療保健支出，包含消費(fèi)的性質(zhì)，但對國家來說，也是一種長遠(yuǎn)性的人力投資。首先，看病就醫(yī)等醫(yī)療保健消費(fèi)行為能夠提高農(nóng)村居民的身體素質(zhì)，也是為國民提升福利的一種體現(xiàn)；其次，這種消費(fèi)給居民帶來的健康效應(yīng)為國家經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展增加了更多的高效勞動力；此外，在國家積極推行通過拉動內(nèi)需刺激經(jīng)濟(jì)增長的政策新形勢下，居民醫(yī)療保健消費(fèi)，作為消費(fèi)結(jié)構(gòu)中不可忽略的一個(gè)分支，毫無疑問為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展灌輸了內(nèi)源性動力。因此，根據(jù)上文闡述的實(shí)證結(jié)果分析內(nèi)容，本文提出以下幾方面的政策建議：

第一，重視農(nóng)村老齡化問題，完善老年人養(yǎng)老保障體系。在本文的研究結(jié)果中，老齡化水平對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出影響比較顯著，而農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)福利政策雖然已經(jīng)實(shí)行數(shù)年，但還沒有覆蓋到每家每戶，說明國家在積極引導(dǎo)農(nóng)村居民參加養(yǎng)老保險(xiǎn)的方面需要繼續(xù)努力。首先，針對農(nóng)村地區(qū)的居民以通俗易懂的語言大力宣傳養(yǎng)老保險(xiǎn)的重要性，保證養(yǎng)老保險(xiǎn)資金籌集、運(yùn)用過程中的公正性；其次，科學(xué)、合理規(guī)范農(nóng)村養(yǎng)老基金的運(yùn)用程序，確保老年人能夠獲取養(yǎng)老金支撐改善身體狀況，延續(xù)我國的人口紅利。

第二，合理擴(kuò)大農(nóng)村老年人醫(yī)療保健的補(bǔ)貼性支出。根據(jù)實(shí)證分析，老齡人口的增多使得農(nóng)村居民不得不增加在醫(yī)療保健方面的支出，這就很容易導(dǎo)致農(nóng)村本不富裕的家庭會因?yàn)槔夏耆说尼t(yī)療保健支出變得更加貧困。另外，農(nóng)村居民的社會保障制度有待完善、老人的收入微薄，這就需要國家在農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出的補(bǔ)貼方面出臺一系列的惠農(nóng)政策，讓老人得以安度晚年。該舉措不僅有利于營造和諧的社會氛圍，也是對農(nóng)村老年人與年輕人代際間公平的一種體現(xiàn)。

第三，積極出臺維護(hù)農(nóng)民利益的農(nóng)業(yè)政策，增加農(nóng)民實(shí)際收入。經(jīng)過本文的實(shí)證研究，在農(nóng)村地區(qū)居民醫(yī)療保健支出的影響因素中，收入對醫(yī)療保健支出影響最大，所以提高農(nóng)村居民的收入水平是增強(qiáng)農(nóng)民健康投資能力的最直接、有效的舉措。農(nóng)村地區(qū)離不開農(nóng)業(yè)，因此最主要的是國家須積極頒布并實(shí)施有利于提高農(nóng)民收入水平的農(nóng)業(yè)政策。首先，加快農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度，大力提倡發(fā)展優(yōu)質(zhì)農(nóng)業(yè)，增加農(nóng)民的農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營收入；其次，繼續(xù)推進(jìn)并最終實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，擴(kuò)展農(nóng)產(chǎn)品價(jià)值鏈，針對落后地區(qū)給予合適的政策優(yōu)惠待遇，針對發(fā)展良好的地區(qū)進(jìn)行農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化深入發(fā)展教育與指導(dǎo)。此外，注重收入分配政策方面的合理調(diào)整也會促進(jìn)農(nóng)村居民收入水平的增加。當(dāng)然，對于遠(yuǎn)在外地務(wù)工的農(nóng)民工，國家也需要繼續(xù)完善就業(yè)等相關(guān)法律政策來維護(hù)他們在面對工資拖欠問題時(shí)的切身利益。只有當(dāng)農(nóng)民獲得的實(shí)際收入確確實(shí)實(shí)增加了，農(nóng)民才真正具有了消費(fèi)潛力，才會有能力去進(jìn)行自身的健康投資，改善健康狀況的同時(shí)也為中國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展增添動力，從而為中國整體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做貢獻(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]葉春輝，封進(jìn)，王曉潤.收入、受教育水平和醫(yī)療消費(fèi)：基于農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)的分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008，(8)：16-24.

[2]Eddy van Doorslaer，Adam Wagstaff，Han Bleichrodt.Income-related inequalities in health：some international comparisons[J].Journal of health economics，1997，(1)：93-112.

[3]Gerdtham.U.G，Sogaard.J，Jonsson.B，Andersson.F.A pooled crossed section analysis of the health expenditure of the OECD countries[J].Dev Health Econ Public Policy，1992，(1)：287-310．

[4]Roberts.J.Sensitivity of elasticity estimates for OECD health care spending：Analysis of a dynamic heterogeneous data field[J].Health Economics，1999，(5)：459－472．

[5]Kornai，J.McHale，J.Is post-communist health spending unusual?A comparison with established market economies[J].The Economics of Transition，2000，(2)：369-399．

[6]薛秦香，高建民，等.陜西省農(nóng)民衛(wèi)生支付能力研究[J].衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究，2006，(2)：24-26.

[7]劉西國，劉毅，王健.醫(yī)療費(fèi)用上漲誘發(fā)因素及費(fèi)用規(guī)制的新思考——基于1998—2010年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012，(5)：142-146.

[8]徐芳，劉偉.中國城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出的增長機(jī)制研究[J].中國人口·資源與環(huán)境，2014，(S1)：239-243.