□陳敏輝

（河南牧業(yè)經(jīng)濟學(xué)院 河南 鄭州 450046）

1 研究背景

2014年《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》顯示，2013年我國農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的人均醫(yī)療保健支出分別為614.2元和1 118.3元，農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出僅為城鎮(zhèn)居民的55%，這并不是因為農(nóng)村居民的醫(yī)療需求小，而是因為農(nóng)村居民的醫(yī)療需求受到了更大抑制，其醫(yī)療需求沒有得到滿足。由此可見，推進健康中國建設(shè)，短板在農(nóng)村，研究農(nóng)村居民或家庭醫(yī)療支出及其影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。

目前已有諸多文獻研究農(nóng)村居民或家庭醫(yī)療支出的影響因素。高洪洋等（2016）[1]采用2001—2011年的宏觀數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，老年人口撫養(yǎng)比、收入、醫(yī)療保健價格分類指數(shù)、新農(nóng)合進度對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出具有正向影響。歐陽志剛（2007）[2]利用省級綜列數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保健服務(wù)價格、藥品價格對農(nóng)民醫(yī)療衛(wèi)生支出具有負(fù)向影響，收入對醫(yī)療衛(wèi)生支出具有正向影響。譚濤等（2014）[3]基于QUAIDS模型，采用2010年全國農(nóng)村固定觀察點截面數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，雖然醫(yī)療服務(wù)大體上仍屬于生活必需品，但是隨著收入增加，農(nóng)戶將增加對醫(yī)療服務(wù)的消費。

社會網(wǎng)絡(luò)俗稱“關(guān)系”，在我國農(nóng)村扮演著重要的角色，“關(guān)系”越多的家庭在遭受沖擊時往往越容易獲得幫助[4]。社會網(wǎng)絡(luò)可以通過兩大途徑對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出產(chǎn)生正向影響：第一是為病患家庭提供民間借貸渠道；第二是協(xié)助患病成員就醫(yī)和為其提供精神支持。這兩種途徑都會釋放農(nóng)村家庭的醫(yī)療需求，并提高其醫(yī)療支出。

另外，我國民間廣泛流傳著“救急不救窮”的說法，因此，社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響程度還應(yīng)該與家庭富裕程度有關(guān)。但縱觀現(xiàn)有文獻，未發(fā)現(xiàn)有研究社會網(wǎng)絡(luò)對我國農(nóng)村家庭醫(yī)療支出影響的文獻，這種影響作用需要經(jīng)驗證據(jù)的進一步支持。

利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，實證分析社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響，同時在計量模型中引入社會網(wǎng)絡(luò)與富裕程度的交互項，以探討社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響程度是否受家庭富裕程度的影響。

2 數(shù)據(jù)與計量模型

2.1 數(shù)據(jù)說明、變量選取與描述

全部數(shù)據(jù)來自于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的中國家庭追蹤調(diào)查（簡稱CFPS），這是一項全國性、大規(guī)模、多學(xué)科的社會跟蹤調(diào)查項目，其分層多階段抽樣設(shè)計使得樣本能夠代表大約95%的中國人口。研究對象是農(nóng)村家庭醫(yī)療支出，故只使用農(nóng)村家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)，選取2012年和2014年都被調(diào)查的農(nóng)村家庭，共有3 442個有效樣本。

因變量為農(nóng)村家庭醫(yī)療支出，為使各個家庭的醫(yī)療支出具有可比性，采用其人均值，由調(diào)查數(shù)據(jù)中過去12個月的家庭醫(yī)療支出除以家庭總?cè)藬?shù)計算得出。主要自變量為社會網(wǎng)絡(luò)，這一變量無法準(zhǔn)確量化，一般都是尋求代理變量來代替。

在我國農(nóng)村，社會網(wǎng)絡(luò)主要是基于家庭的親友關(guān)系，而親友之間的交往與情感主要通過節(jié)日或紅白喜事時的人情禮支出來維系[5]，因此選取“過去12個月家庭的人情禮支出”作為家庭社會網(wǎng)絡(luò)的代理變量，并采用其人均值，以剔除家庭規(guī)模因素。家庭富裕程度利用恩格爾系數(shù)來衡量，其定義為一個家庭一年內(nèi)食品支出總額占消費支出總額的比重，其值介于0～1之間，且恩格爾系數(shù)越小，家庭越富裕。由于本期的家庭醫(yī)療支出會反過來影響本期的恩格爾系數(shù)，形成反向因果關(guān)系，為避免這種內(nèi)生性問題，恩格爾系數(shù)的計算采用2012年的調(diào)查數(shù)據(jù)，而其他變量均采用2014年的調(diào)查數(shù)據(jù)。

農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響因素是多方面的，參考現(xiàn)有文獻，選取老人撫養(yǎng)比、距縣城（市區(qū)）的距離、周圍是否有高污染企業(yè)作為控制變量，這些變量的定義以及所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

2.2 計量模型

為研究社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響，并探討其影響程度是否受家庭富裕程度的影響，將計量模型設(shè)定如下。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計

其中，yi為農(nóng)村家庭醫(yī)療支出，si為社會網(wǎng)絡(luò)，ei為恩格爾系數(shù)，si·ei為社會網(wǎng)絡(luò)與恩格爾系數(shù)的交互項，Xi為家庭老人撫養(yǎng)比、周圍是否有高污染企業(yè)、距縣城（市區(qū)）的距離等控制變量，μi為殘差。

2.3 估計方法

3 實證結(jié)果分析

表2列出了社會網(wǎng)絡(luò)及其他因素對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出影響的估計結(jié)果。由式（1）可知，β+λ·e刻畫了社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響程度。從表2可以看出，在使用0.5和0.75分位數(shù)回歸時，社會網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)β都顯著為正，恩格爾系數(shù)e的值介于0～1之間。

結(jié)合表2所列的系數(shù)β和λ的估計值可以斷定，在使用0.5和0.75分位數(shù)回歸時，社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響程度β+λ·e為正；在使用0.5和0.75分位數(shù)回歸時，交互項的系數(shù)λ都顯著為負(fù)。因此越富裕的家庭，恩格爾系數(shù)e越小，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響β+λ·e越大。

以上分析表明，當(dāng)家庭醫(yī)療支出較高時，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出有顯著的正向影響，而家庭富裕程度將強化這一影響。農(nóng)村家庭的社會網(wǎng)絡(luò)越廣泛，其家庭成員在得病時越容易獲得幫助，這些幫助包括提供借貸以應(yīng)急、協(xié)助其去醫(yī)院看病、幫忙去買藥以及規(guī)勸其及時就醫(yī)，這些都能使患病成員的醫(yī)療需求得以釋放，醫(yī)療支出也會相應(yīng)提高。

在我國農(nóng)村廣泛流傳著“救急不救窮”的諺語，對于富裕家庭來說，受到疾病沖擊時，更容易從親友處借到應(yīng)急資金，而對于貧困家庭來說卻不那么容易，因此越富裕的家庭，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響越大。

從表2可以看出，在使用0.25分位數(shù)回歸時，社會網(wǎng)絡(luò)的系數(shù)β顯著為正，而交互項的系數(shù)λ不顯著，這表明家庭醫(yī)療支出較低時，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出仍然有著顯著的正向影響，但其影響程度跟家庭富裕程度無關(guān)，這主要是因為富裕程度強化社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響主要體現(xiàn)在借貸上，而家庭醫(yī)療支出較低時不需要借貸。如果將取其平均值0.49，結(jié)合表2所列的系數(shù)β和λ的估計值，可以計算出社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響程度β+λ·e，在0.25、0.5和0.75分位數(shù)回歸時，其值分別為0.05、0.11和0.26，這在一定程度上反映出家庭醫(yī)療支出越高，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響也越大。事實上，家庭醫(yī)療支出越高，越需要獲得親朋好友的借貸應(yīng)急、協(xié)助其去醫(yī)院看病等相關(guān)幫助，而社會網(wǎng)絡(luò)越廣泛的家庭，越容易獲得這些幫助，其醫(yī)療需求能夠得到更好地滿足，醫(yī)療支出也就相應(yīng)增大。因此，家庭醫(yī)療支出越高，社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響強度越大。

表2 社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出影響的估計結(jié)果

由式（1）可知，γ+λ·s刻畫了恩格爾系數(shù)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響程度。從表2可以看出，在使用0.25分位數(shù)回歸時，恩格爾系數(shù)的系數(shù)γ以及交互項的系數(shù)λ均不顯著，這表明當(dāng)家庭醫(yī)療支出較低時，恩格爾系數(shù)即家庭富裕程度對家庭醫(yī)療支出的影響不顯著；在使用0.75分位數(shù)回歸時，恩格爾系數(shù)的系數(shù)γ以及交互項的系數(shù)λ均顯著為負(fù)，這表明當(dāng)家庭醫(yī)療支出較高時，恩格爾系數(shù)對家庭醫(yī)療支出有顯著的負(fù)向影響，即家庭富裕程度對家庭醫(yī)療支出有顯著的正向影響。

事實上，當(dāng)家庭醫(yī)療支出較低時，所有家庭都能負(fù)擔(dān)得起，家庭的富裕程度對家庭醫(yī)療支出的影響也就微乎其微；當(dāng)家庭醫(yī)療支出較高時，貧困家庭將會抑制其醫(yī)療需求以降低醫(yī)療支出，而富裕家庭則更有實力去獲取醫(yī)療服務(wù)，醫(yī)療支出也會相應(yīng)提高，家庭富裕程度對家庭醫(yī)療支出形成了正向影響。在使用0.75分位數(shù)回歸時，交互項的系數(shù)λ顯著為負(fù)，這表明當(dāng)家庭醫(yī)療支出較高時，社會網(wǎng)絡(luò)強化了恩格爾系數(shù)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的負(fù)向影響，即強化了家庭富裕程度對家庭醫(yī)療支出的正向影響。

從表2可以看出，家庭老人撫養(yǎng)比對家庭醫(yī)療支出有顯著的正向影響，這表明一個家庭中老年人的占比越高，人均醫(yī)療支出也就越高。這是因為與其他人群相比，老年人更易生病，并且很多老年人都患有慢性病。高污染企業(yè)和距縣城（市區(qū)）的距離對家庭醫(yī)療支出有正向影響，但不顯著。

4 結(jié)論與建議

全面建成小康社會的短板在農(nóng)村，打造健康中國的短板也在農(nóng)村，研究農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響因素具有重要的現(xiàn)實意義。利用CFPS數(shù)據(jù)，采用分位數(shù)回歸方法，在計量模型中引入社會網(wǎng)絡(luò)與富裕程度的交互項，定量分析了社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響。

結(jié)果表明：一方面，社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出有顯著的正向影響，并且醫(yī)療支出越高，其影響越大；另一方面，當(dāng)家庭醫(yī)療支出較高時，家庭富裕程度將強化社會網(wǎng)絡(luò)對家庭醫(yī)療支出的影響，這在一定程度上也印證了“救急不救窮”的諺語。

社會網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的影響，很大程度上在于良好的社會關(guān)系能夠為病患家庭帶來更多的民間借貸渠道，這也從側(cè)面反映出農(nóng)村醫(yī)療保險制度不完善以及農(nóng)村金融體系滯后。政府應(yīng)努力改變這一現(xiàn)狀，釋放農(nóng)村家庭的醫(yī)療需求，推進健康中國建設(shè)。