醫(yī)療改革對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費(fèi)影響的實(shí)證分析

朱波

摘要：采用面板數(shù)據(jù)模型方法，分析20世紀(jì)90年代以來(lái)歷次重大醫(yī)療改革對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費(fèi)的影響情況。實(shí)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(fèi)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(shí)施后，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的收入彈性都呈顯著下降趨勢(shì)；各地區(qū)居民醫(yī)療消費(fèi)支出行為差異比較明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的醫(yī)療保障水平較高，居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)相對(duì)比較低。

關(guān)鍵詞：醫(yī)療改革；居民收入；醫(yī)療消費(fèi)

中圖分類號(hào)：F064.1

一、引言

醫(yī)療改革是保障民生之要。自1998年國(guó)務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的決定》以來(lái)，我國(guó)相繼實(shí)施了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療以及城鄉(xiāng)醫(yī)療救助保險(xiǎn)制度，基本形成了具有我國(guó)特色的多層次醫(yī)療保險(xiǎn)體系。截至2011年底，我國(guó)城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)已達(dá)25226萬(wàn)人，是2000年底水平的6.27倍；城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)達(dá)22066萬(wàn)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?？梢姡絹?lái)越多的城鄉(xiāng)居民享受到了社會(huì)醫(yī)療保障服務(wù)。

醫(yī)療保障制度逐步完善的同時(shí)，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出也逐年增長(zhǎng)。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(dá)968.98元和436.75元，分別占生活消費(fèi)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(fèi)為186.1元，出院病人人均醫(yī)藥費(fèi)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(zhǎng)14.44倍和10.17倍?？梢?，醫(yī)療改革對(duì)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(fèi)支出等數(shù)據(jù)直觀做出判斷。因此，選取合適方法測(cè)算醫(yī)療改革對(duì)居民醫(yī)療保健支出的影響具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

截至目前，學(xué)術(shù)界對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)行為已進(jìn)行了廣泛的研究。David E. Sahn和Stephen D. Younger通過對(duì)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(shí)證研究，證實(shí)影響居民醫(yī)療消費(fèi)的主要因素是醫(yī)療質(zhì)量、醫(yī)療價(jià)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(guó)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療消費(fèi)行為，認(rèn)為家庭特征和工作條件是影響居民醫(yī)療消費(fèi)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(shí)居民收入是影響醫(yī)療消費(fèi)的主要因素。Edi karni （2008）基于消費(fèi)效用函數(shù)提出不確定性條件下居民醫(yī)療消費(fèi)行為理論。

國(guó)內(nèi)對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)行為研究的學(xué)者也比較多。林相森、舒元（2007）采用Logit模型對(duì)中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查2000年調(diào)查數(shù)據(jù)做實(shí)證分析，證實(shí)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(yùn)用協(xié)整和誤差修正模型對(duì)中國(guó)1985-2005年相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，證實(shí)城鄉(xiāng)居民收入與醫(yī)療保健支出之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。廖翔、柯國(guó)梁（2009）采用協(xié)整分析方法分析中國(guó)1989-2009年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生現(xiàn)金支出兩個(gè)指標(biāo)，證實(shí)二者之間存在長(zhǎng)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(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出行為，證實(shí)收入水平和醫(yī)療消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)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(duì)中國(guó)1978-2007年城鄉(xiāng)居民相關(guān)數(shù)據(jù)的研究，證實(shí)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(xué)術(shù)界對(duì)居民醫(yī)療保健支出的實(shí)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(duì)中國(guó)29個(gè)省/直轄市（不含重慶和西藏）城鄉(xiāng)居民自20世紀(jì)90年代以來(lái)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

二、 指標(biāo)、數(shù)據(jù)及單位根檢驗(yàn)

對(duì)于指標(biāo)、數(shù)據(jù)及單位根檢驗(yàn)的分析，具體如下。

（一） 指標(biāo)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(jià)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(gè)變量。

1.醫(yī)療改革

我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系主要包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療，分別于1998年、2003年和2007年開始實(shí)施。其中，1998年12月，國(guó)務(wù)院頒布實(shí)施《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的決定》；2003年1月，衛(wèi)生部、財(cái)政部和農(nóng)業(yè)部聯(lián)合頒布實(shí)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(guó)務(wù)院頒布實(shí)施《關(guān)于開展城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)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(gè)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(gè)階段：2003年之前及2003年至今。根據(jù)劃分的時(shí)間段，本文構(gòu)建三個(gè)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(gè)指標(biāo)；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(gè)指標(biāo)。數(shù)據(jù)范圍為1991-2011年，包括北京、天津、河北及山西等29個(gè)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(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整成以1990年為基期的實(shí)際數(shù)據(jù)；醫(yī)療保健支出根據(jù)醫(yī)療價(jià)格指數(shù)調(diào)整成以1990年為基期的實(shí)際數(shù)據(jù)。所有的數(shù)據(jù)都由歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》整理而得。

（二）單位根檢驗(yàn)

為了避免面板數(shù)據(jù)模型的虛假回歸問題，有必要對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。最早使用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的是Bhargava等（Bhargava et al， 1982）。他們利用修正的DW統(tǒng)計(jì)量提出了一種可以檢驗(yàn)固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型殘差是否為隨機(jī)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(yàn)方法—— SUR-DF檢驗(yàn)。Levin and Lin（1993）建立的LLC 法也是面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)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(yàn)的W檢驗(yàn)。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(yàn)、Im， Pesaran and Shin W-stat檢驗(yàn)、ADF- Fisher Chi-square 檢驗(yàn)和PP - Fisher Chi-square檢驗(yàn)。

采用Eviews5.0軟件對(duì)城鄉(xiāng)居民收入、醫(yī)療保健支出的對(duì)數(shù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。檢驗(yàn)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(duì)數(shù)序列都是一階單整序列，符合回歸模型對(duì)序列的基本要求。

三、 模型構(gòu)建及實(shí)證分析

模型構(gòu)建及實(shí)證分析如下。

（一）模型構(gòu)建

面板數(shù)據(jù)綜合了時(shí)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(gè)突出優(yōu)點(diǎn)：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(shí)間序列數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的小樣本問題；四是對(duì)于固定效應(yīng)回歸模型能得到參數(shù)的一致估計(jì)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(jī)效應(yīng)模型。考慮到各省/直轄市在政策實(shí)施及居民消費(fèi)行為上有許多不同，故本文不把截面單元看成是來(lái)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(gè)省/直轄市（不含重慶和西藏地區(qū)）；μt和νt都為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；αi和θi表示模型中不同個(gè)體之間的差異，如果個(gè)體截距項(xiàng)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(jià)格、健康狀況等，但本文認(rèn)為這些省略的重要因素和當(dāng)前解釋變量居民收入不相關(guān)，即認(rèn)為構(gòu)建的模型理論上不存在內(nèi)生性問題。

（二） 模型估計(jì)

利用最小二乘法對(duì)模型（1）和模型（2）進(jìn)行估計(jì)，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(jì)結(jié)果不能簡(jiǎn)單的通過R2、t值等統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行比較，而應(yīng)采用無(wú)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(jì)量的推斷方法，檢驗(yàn)方法如下：

原假設(shè)H0：模型中不同個(gè)體的截距相同（真實(shí)模型為混合回歸模型）；

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

在原假設(shè)H0下，構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)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(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和； N為截面單元個(gè)數(shù)；K為解釋變量個(gè)數(shù)。

根據(jù)表2中的殘差平方和數(shù)據(jù)，可計(jì)算城鄉(xiāng)面板數(shù)據(jù)模型對(duì)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(rèn)為建立個(gè)體固定效應(yīng)模型更合理。

個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出對(duì)數(shù)的總離差分別有93%和95%，可由對(duì)應(yīng)的回歸模型做出解釋；對(duì)數(shù)居民收入InX對(duì)應(yīng)的t值都顯著大于5%水平臨界值，則證實(shí)居民收入對(duì)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(xiàng)DInX對(duì)應(yīng)的t值也都顯著大于5%水平臨界值，則證實(shí)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(xiǎn)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(gè)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(duì)個(gè)體固定效應(yīng)模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒缓鼐嗪挖厔?shì)項(xiàng)），結(jié)果見表4?？梢?，殘差是平穩(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(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)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(gè)體之間的差異，將αi和θi 與地區(qū)居民人均實(shí)際收入構(gòu)建散點(diǎn)圖（見圖1和圖2），可見二者之間存在明顯的負(fù)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(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)也比較低。

估計(jì)結(jié)果表明：

第一，隨著居民收入的增加，醫(yī)療消費(fèi)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(shí)也逐步增強(qiáng)。正如曹秀玲（2005）所說的，居民的醫(yī)療保健消費(fèi)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(wú)病保健”。

第二，醫(yī)療改革對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出產(chǎn)生了顯著影響。對(duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)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(xiǎn)實(shí)施后，該彈性系數(shù)又進(jìn)一步下降到1.44。對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說，新型農(nóng)村合作醫(yī)療實(shí)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(shí)施，有效的降低了居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。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(gè)體固定效應(yīng)回歸模型的截距項(xiàng)呈現(xiàn)個(gè)體在截距上的差異，結(jié)合地區(qū)居民收入分析這些個(gè)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(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)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(jì)90年代以來(lái)歷次重大醫(yī)療改革對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出的影響。實(shí)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(xiàng)醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施后，居民醫(yī)療保健支出的收入彈性都呈顯著下降趨勢(shì)。

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(fù)擔(dān)似乎有所增加，但這并不和“醫(yī)療保障的實(shí)施有效降低了居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)”這一論點(diǎn)相駁。如上所述，影響居民醫(yī)療保健支出還有一個(gè)重要因素即是醫(yī)療服務(wù)價(jià)格。目前，利益驅(qū)使醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)不僅通過誘導(dǎo)需求提供過量醫(yī)療服務(wù)，還通過推銷高價(jià)藥品、盲目使用高價(jià)的醫(yī)療服務(wù)器材等途徑來(lái)獲得收入。另外，為了獲取更多的收入，醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)之間競(jìng)爭(zhēng)加強(qiáng)，直接導(dǎo)致高端醫(yī)療設(shè)備的盲目引進(jìn)，以及醫(yī)療服務(wù)體系的布局向富裕群體傾斜，進(jìn)而導(dǎo)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(fù)擔(dān)，除了在醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施上擴(kuò)大保障范圍、提升保障水平外，更需加強(qiáng)對(duì)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(shí)際上從2006年已開始試點(diǎn)工作。

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（編輯：許麗麗）