基于ELES模型的福建省農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)分析

喬紅芳，駱婷婷

（閩南師范大學(xué)商學(xué)院，福建漳州，363000）

基于ELES模型的福建省農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)分析

喬紅芳，駱婷婷

（閩南師范大學(xué)商學(xué)院，福建漳州，363000）

基于福建省2000～2013年不同收入等級(jí)的農(nóng)民消費(fèi)數(shù)據(jù)，采用ELES模型對(duì)全省農(nóng)民的醫(yī)療保健消費(fèi)進(jìn)行了分析。結(jié)論表明：醫(yī)療保健的邊際消費(fèi)傾向僅僅為0.0255，且隨著農(nóng)民其收入的提高而不斷降低；收入彈性為0.7028，表明該消費(fèi)屬于生活必需品，兩種彈性均位于八類消費(fèi)品的倒數(shù)第二位。醫(yī)療保健消費(fèi)的自價(jià)格彈性為-0.4132，表明該消費(fèi)缺乏彈性，且所有交叉價(jià)格彈性都為負(fù)值，說明其他消費(fèi)品對(duì)其而言都是替代品，其中食品和居住的價(jià)格對(duì)其影響較大。醫(yī)療保健的基本需求支出為118.46元，比食物低998.49元，在八類消費(fèi)支出中位列倒數(shù)第三。不同收入組別的醫(yī)療保健支出分布不均衡，低收入農(nóng)民的基本醫(yī)療剛剛得到滿足，高收入農(nóng)民的醫(yī)療保健消費(fèi)則是基本需求支出的2.49倍，支付能力較強(qiáng)。

ELES模型；醫(yī)療保健支出；邊際消費(fèi)傾向；收入彈性；基本需求；價(jià)格彈性

一、文獻(xiàn)述評(píng)

在農(nóng)民的吃飯問題已解決的情況下，農(nóng)民的醫(yī)療保障問題日益突出。面對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的不斷攀升，農(nóng)村醫(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)質(zhì)量低下，農(nóng)民因病返貧的現(xiàn)象不斷增加。而在保障了農(nóng)民的基本生活需求后，能否解決好廣大農(nóng)村人口的醫(yī)療問題，將直接影響到我國(guó)農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)的探討已有不少的研究成果。劉雅靜強(qiáng)調(diào)解決好醫(yī)療消費(fèi)問題的重要性，并從理論研究、實(shí)證研究和學(xué)術(shù)觀點(diǎn)三個(gè)方面進(jìn)行了相關(guān)研究。［1］張建平回顧了我國(guó)農(nóng)村合作醫(yī)療制度的變遷過程，探討國(guó)外的有益經(jīng)驗(yàn)，并從市場(chǎng)供需和運(yùn)作模式等方面給予政策建議。［2］張書云應(yīng)用消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，通過VAR模型和AIDS模型研究了收入、城鎮(zhèn)化水平和政府支出對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)需求的影響。［3］吳冰等基于ELES模型利用我國(guó)2002～2007年城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的醫(yī)療消費(fèi)數(shù)據(jù)，經(jīng)過測(cè)算和分析認(rèn)為我國(guó)醫(yī)療保健體系的癥結(jié)在于高漲的價(jià)格使得低收入層的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)過重和過于單一的供給，抑制了高收入層的醫(yī)療需求并存。［4］朱航宇等采用擴(kuò)展線性支出模型分析了我國(guó)2003年城鎮(zhèn)居民各項(xiàng)消費(fèi)支出及可支配收入的截面數(shù)據(jù)，并測(cè)算了當(dāng)年城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的收入彈性和價(jià)格彈性等。［5］陳明等采用ELES模型對(duì)不同地區(qū)的新型農(nóng)村合作醫(yī)療的貧困線水平進(jìn)行了測(cè)算，并對(duì)測(cè)算出的基本消費(fèi)支出與實(shí)際消費(fèi)支出進(jìn)行比較分析。［6］成志剛等利用參數(shù)改進(jìn)型的ELES模型，運(yùn)用湖南省的相關(guān)數(shù)據(jù)測(cè)算新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的適度保障水平，并將測(cè)算結(jié)果與實(shí)際保障水平進(jìn)行比較分析。［7］劉旭寧基于ELES模型利用2002～2007年我國(guó)城鎮(zhèn)居民各項(xiàng)醫(yī)療消費(fèi)支出的數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健消費(fèi)需求進(jìn)行了分析。［8］吳煥等、［9］俞威等則選取特定省市特定年份的農(nóng)村居民的醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行分析，對(duì)農(nóng)村居民的最低醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行了測(cè)度。［10］

從研究方法來(lái)看，有定性研究和實(shí)證研究?jī)煞N。從研究對(duì)象來(lái)看，有農(nóng)村合作醫(yī)療制度變遷及完善、最低醫(yī)療消費(fèi)需求測(cè)算、醫(yī)療消費(fèi)需求分析等。從實(shí)證模型選擇來(lái)看，有ELES模型、AIDS模型和VAR模型三種。從分析的數(shù)據(jù)類型來(lái)看，有截面數(shù)據(jù)和混合截面數(shù)據(jù)（面板數(shù)據(jù)）兩種。本文選擇福建省農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費(fèi)作為研究對(duì)象，考慮到僅使用某年的截面數(shù)據(jù)分析并不能較好地反映該項(xiàng)消費(fèi)的變化趨勢(shì)，因此，選擇了混合截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用當(dāng)前較為流行的ELES模型進(jìn)行了相關(guān)研究?；诟＝ㄊ?000～2013年不同收入等級(jí)的農(nóng)村居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，構(gòu)造了ELES模型對(duì)全省農(nóng)村居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況進(jìn)行研究，側(cè)重分析了全省農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向、基本需求、收入彈性、自價(jià)格彈性以及交叉價(jià)格彈性，以期全面掌握全省農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費(fèi)情況。

二、福建省農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的趨勢(shì)分析

表1列示了福建省2000～2013年福建省農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)支出情況及其占消費(fèi)總支出的比重。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《福建省統(tǒng)計(jì)年鑒》，以2000年為基期，采用醫(yī)療保健消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，將當(dāng)年價(jià)轉(zhuǎn)化為2000年不變價(jià)。從不同收入組別農(nóng)民所花費(fèi)的醫(yī)療消費(fèi)支出絕對(duì)額來(lái)看，14年間低收入組的醫(yī)療消費(fèi)支出均值最低，為140.50元，接下來(lái)依次是中低收入組、中等收入組和中高收入組，醫(yī)療消費(fèi)支出均值最高的是高收入組，僅為295.43元?？梢园l(fā)現(xiàn)：農(nóng)民醫(yī)療保健支出與其收入水平呈正相關(guān)關(guān)系，收入越高，醫(yī)療保健支出絕對(duì)額越大。此外，低收入組農(nóng)民的醫(yī)療消費(fèi)支出比重最高，達(dá)到5.44%，接下來(lái)依次是中低收入組、中高收入組和高收入組，中等收入組的醫(yī)療消費(fèi)支出比重最低，為4.59%。除中等收入組外，其余組別醫(yī)療消費(fèi)支出比重基本遵循的規(guī)律是：收入越高，消費(fèi)支出比重越低。該結(jié)論有其合理性，收入越高，用于醫(yī)療保健消費(fèi)的支出絕對(duì)額越大，但可能也只占到其收入中的一個(gè)小部分。

從時(shí)間變化趨勢(shì)上看，大致分為三個(gè)階段：2000～2003年醫(yī)療消費(fèi)支出比重呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，年均增長(zhǎng)率為6.04%；2004～2009年醫(yī)療消費(fèi)支出比重波動(dòng)較大，漲跌不一；2010～2013年間亦呈現(xiàn)逐年增長(zhǎng)的趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率為7.04%，比2000～2003年高出1個(gè)百分點(diǎn)。2000～2006年間低收入組和中高收入組的醫(yī)療消費(fèi)支出變化趨勢(shì)大致相同，呈現(xiàn)出“降-升-降-升”的特點(diǎn)；中低收入組和高收入組的醫(yī)療消費(fèi)支出變化趨勢(shì)大致相同，呈現(xiàn)出“升-降-升-降-升”的特點(diǎn)。然而，2007～2010年間低收入組和中高收入組、中低收入組和高收入組的醫(yī)療消費(fèi)支出增減趨勢(shì)則恰恰相反，低收入組醫(yī)療消費(fèi)支出減少的年份剛好是中高收入組醫(yī)療消費(fèi)支出增加的年份，中低收入組和高收入組亦是如此。2011年之后各收入組別的醫(yī)療消費(fèi)支出均呈現(xiàn)上漲趨勢(shì)。中等收入組，除2003和2006年外，其余年份的醫(yī)療保健支出均呈現(xiàn)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，只是各年的增速高低不一，差異較大，如2004年增速高達(dá)43.6%，2004年只有4.3%。14年間，中低收入組別農(nóng)民的醫(yī)療保健支出年均增長(zhǎng)速度最高，為13.01%，接下來(lái)依次是中高收入組的12.26%、高收入組的11.06%、中等收入組的10.57%，年均增速最慢的是低收入組，為10.22%。

三、ELES模型構(gòu)建及其參數(shù)估計(jì)

（一）ELES模型

英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Stone于1954年提出了線性支出系統(tǒng)（LES）模型，該模型將理論與經(jīng)驗(yàn)研究完美結(jié)合，具有更好的理論基礎(chǔ)。Lluch在此基礎(chǔ)上，把儲(chǔ)蓄看作一種物品，直接引入效用函數(shù)，對(duì)其進(jìn)行發(fā)展，形成了擴(kuò)展線性支出系統(tǒng)（The Extended Liner Expenditure System，ELES）。［11］

該模型（ELES）的形式為：

表1 2000～2013年農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)支出數(shù)據(jù)單位：元%

其中，pi是第i種消費(fèi)品價(jià)格；qi是第i種消費(fèi)品的人均需求量；ri為第i種消費(fèi)品的人均基本生活需求量；Y是人均可支配收入；∑pjrj是人均基本生活支出；β*i是第i種消費(fèi)品的邊際消費(fèi)傾向。

該模型在具體應(yīng)用時(shí)，還需要變形。將式（1）變形得：

對(duì)式（2）兩邊對(duì)i求和，得：

將式（4）代入式（2）中，得：

式（5）為第i項(xiàng)消費(fèi)的基本消費(fèi)支出水平。

（二）ELES系統(tǒng)參數(shù)估計(jì)

2000～2013年按收入高低五等分組的農(nóng)村家庭消費(fèi)基本情況數(shù)據(jù)以及農(nóng)村居民的分類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)源于歷年《福建統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中：以各類消費(fèi)價(jià)格指數(shù)分別對(duì)相應(yīng)的各項(xiàng)消費(fèi)支出進(jìn)行平減，農(nóng)民的人均純收入以及消費(fèi)支出總額以農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)中進(jìn)行平減，全部轉(zhuǎn)化成2000年價(jià)格。假定V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7和V8分別代表：食品、衣著、居住、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、交通通訊、文教娛樂用品及服務(wù)、醫(yī)療保健、其他商品和服務(wù)八類消費(fèi)支出。使用Eviews7.2軟件處理成混合截面數(shù)據(jù)（Pooled data），利用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，經(jīng)測(cè)算得到ELES模型的各項(xiàng)系數(shù)見表2。

從ELES測(cè)算結(jié)果來(lái)看，各方程待估參數(shù)的符號(hào)均符合經(jīng)濟(jì)意義。在顯著性水平為10%的情況下，除了V4和V5中α的P值較大外，其他消費(fèi)品方程估計(jì)的參數(shù)均顯著，且大部分參數(shù)的P值都接近于0，可以通過顯著性檢驗(yàn)。從方差分析來(lái)看，各方程的F值均較大，F(xiàn)值對(duì)應(yīng)的P值均為0。從修正的可決系數(shù)來(lái)看，醫(yī)療保健消費(fèi)方程的修正R2最低，也達(dá)到0.6904，食品消費(fèi)方程的修正可決系數(shù)最高，為0.9598，說明各類消費(fèi)品方程的擬合程度相對(duì)較好。可見，該模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果是可信的，可作為下文繼續(xù)分析計(jì)算的依據(jù)。利用估得的參數(shù)值可推導(dǎo)出邊際消費(fèi)傾向、需求收入彈性、基本需求支出、自價(jià)格彈性以及交叉價(jià)格彈性等指標(biāo)。

表2 ELES系統(tǒng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表3 各項(xiàng)消費(fèi)支出的邊際消費(fèi)傾向與邊際消費(fèi)份額

四、基于ELES模型對(duì)醫(yī)療保健消費(fèi)的分析

（一）邊際消費(fèi)傾向分析

一般而言，各類消費(fèi)都會(huì)隨著收入的增加而增加，但其增加幅度的大小可通過各自的邊際消費(fèi)傾向來(lái)衡量（MPC）。前文估算得到的β?i就是MPC，它是各消費(fèi)曲線的斜率。依據(jù)邊際消費(fèi)傾向，可通過式（6）計(jì)算邊際預(yù)算份額，計(jì)算結(jié)果見表3。

從表3可以發(fā)現(xiàn)，福建省農(nóng)村居民的總邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.4881，這表明：在其他影響因素不變的情況下，福建省農(nóng)村居民每增加100元的純收入，用于生活消費(fèi)的數(shù)額為48.81元，用于儲(chǔ)蓄或生產(chǎn)性投資為51.19元。其中：食品消費(fèi)支出的邊際消費(fèi)傾向最高，為0.1189，接下來(lái)依次為交通通訊（0.0938）、居住支出（0.0895）、文教娛樂用品及服務(wù)（0.0541）、衣著消費(fèi)（0.0494）、家庭設(shè)備、用品及服務(wù)（0.0406）、醫(yī)療保?。?.0255）、其他商品和服務(wù)消費(fèi)（0.0163）。根據(jù)邊際消費(fèi)預(yù)算份額的排序可知，當(dāng)福建省農(nóng)村居民收入增加時(shí)，新增的購(gòu)買力主要應(yīng)用在食品、交通通訊和居住支出上。

如果不考慮其他商品或服務(wù)消費(fèi)，本文研究的醫(yī)療保健支出的邊際消費(fèi)傾向和邊際消費(fèi)預(yù)算份額分別為0.0255和0.0522，均位于倒數(shù)第一，這意味著當(dāng)農(nóng)民收入增加時(shí)，用于醫(yī)療保健消費(fèi)的支出增長(zhǎng)最少，表明農(nóng)村居民的醫(yī)療保健的消費(fèi)最弱。這可能由兩個(gè)方面的原因造成：一是農(nóng)村居民的自我保健意識(shí)較弱，大部分居民很少進(jìn)行常規(guī)的體檢，通常都是罹患了某種疾病后才去治療，購(gòu)買力相對(duì)不足。二是農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)的購(gòu)買力較為低下，“看病難看病貴”的現(xiàn)象在農(nóng)村地區(qū)的表現(xiàn)尤為突出，對(duì)許多農(nóng)民而言，醫(yī)療消費(fèi)更多類似于奢侈品。

對(duì)不同收入組別2000～2013年的醫(yī)療保健支出分別建立變系數(shù)模型、變截距模型以及截面?zhèn)€體不變系數(shù)模型，得到的殘差平方和S1=73137.2、S2= 124407.6、S3=261565.1，經(jīng)計(jì)算得到F2=19.32、F1= 10.52。給定5%的顯著性水平，查F分布表得到的臨界值為F（8，60）=2.1、F（4，60）=2.53。故經(jīng)過上述檢驗(yàn)，可發(fā)現(xiàn)應(yīng)建立變系數(shù)模型。在此基礎(chǔ)上假定模型為固定效應(yīng)模型，然后使用Eviews7.2軟件檢驗(yàn)固定效應(yīng)“冗余”假設(shè)是否成立，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 固定效應(yīng)“冗余”假設(shè)檢驗(yàn)

由于截面和時(shí)間的拒絕概率都很大，因而不存在個(gè)體和時(shí)間效應(yīng)。通過變系數(shù)模型估計(jì)各收入組別的邊際消費(fèi)傾向，各參數(shù)的P值均為0。經(jīng)比較可發(fā)現(xiàn)：低收入組的邊際消費(fèi)傾向最高0.0771，接下來(lái)依次是中低收入組（0.0473）、中等收入組（0.0384）、中高收入組（0.0371）及高收入組的邊際消費(fèi)傾向最低為0.0270。這意味著，福建農(nóng)民的邊際消費(fèi)傾向大小與其收入呈反方向變化關(guān)系，收入越高，邊際消費(fèi)傾向越小。這可能是因?yàn)楦呤杖朕r(nóng)民的潛在醫(yī)療消費(fèi)能力相對(duì)較強(qiáng)，所以當(dāng)收入增加時(shí)他們更加側(cè)重于享受型消費(fèi)，如購(gòu)買更有營(yíng)養(yǎng)的食物、改善已有的居住條件或交通通訊手段、購(gòu)買漂亮的衣服等等，即便發(fā)生疾病時(shí)他們也更有能力去消費(fèi)相應(yīng)的醫(yī)療支出。而對(duì)于低收入的農(nóng)民而言，當(dāng)收入增加時(shí)，更側(cè)重于配置基礎(chǔ)消費(fèi)品，如食物及醫(yī)療等。

（二）收入彈性分析

需求收入彈性是被用來(lái)表示消費(fèi)者對(duì)某種商品需求量變動(dòng)對(duì)收入變動(dòng)的反應(yīng)程度。其計(jì)算公式如式（7）：

表5列示了福建省農(nóng)民的平均各類消費(fèi)支出額及其收入彈性情況?？梢园l(fā)現(xiàn)，食物支出占人均純收入的比重最高，為0.2733，其次是居住和交通通訊，而醫(yī)療保健消費(fèi)支出的比重僅僅為0.0363，在八類消費(fèi)中排名倒數(shù)第二。這八項(xiàng)消費(fèi)的收入彈性都大于0小于1，表明它們都是屬于生活必需品。其中，醫(yī)療保障消費(fèi)的收入彈性為0.7028，位于這八項(xiàng)消費(fèi)的倒數(shù)第二位，僅高于食品消費(fèi)0.4350。這說明農(nóng)村居民收入每增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)療保障消費(fèi)僅增加0.7028個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)療保障消費(fèi)的增長(zhǎng)幅度小于收入的增長(zhǎng)幅度。這不能理解為農(nóng)民對(duì)于醫(yī)療保障消費(fèi)已經(jīng)得到了滿足，而是在一定的收入下為了節(jié)省開支，會(huì)將新增收入更多配置到其他消費(fèi)品上，而對(duì)該醫(yī)療保健消費(fèi)量相對(duì)不足。

表5 歷年各人均家庭純收入和消費(fèi)額的均值及其占收入的比例

表6 ELES系統(tǒng)參數(shù)估計(jì)結(jié)果、基本需求和其占總需求的比例以及收入彈性

（三）基本需求分析

表6列示了八類消費(fèi)品的基本需求支出情況。從測(cè)算結(jié)果看，食物的基本需求最大，為1116.95元，幾乎占據(jù)了總基本需求的半壁江山，其次是居住，也僅為307.77元，而醫(yī)療保健的基本需求支出為118.46元，在八類消費(fèi)支出中位列倒數(shù)第三，比食物支出低了998.49元。就低收入組別農(nóng)民的實(shí)際消費(fèi)支出而言，食物和文教娛樂用品的實(shí)際支出低于該類消費(fèi)的基本需求，包括醫(yī)療保健支出在內(nèi)的其他消費(fèi)均高出其基本需求，其中：醫(yī)療保健實(shí)際支出僅比基本需求高出22.04元。這表明，福建省低收入組別農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)是比以往有了較大的提升，但是相對(duì)于其他支出而言，仍顯不足，因?yàn)獒t(yī)療保障消費(fèi)僅僅占到總需求的5.04%。而高收入組該項(xiàng)消費(fèi)數(shù)據(jù)為295.43元，是低收入組家庭的2.10倍，比基本需求支出竟高出了176.97元，是基本需求支出的2.49倍。這說明，不同收入組別的醫(yī)療保健支出分布不均衡，低收入農(nóng)村居民的基本醫(yī)療剛剛得到滿足，而高收入農(nóng)民家庭的該項(xiàng)消費(fèi)支付能力較強(qiáng)。

（四）價(jià)格彈性分析

某類消費(fèi)品的價(jià)格彈性分為兩種：自價(jià)格彈性和交叉價(jià)格彈性。自價(jià)格彈性是指某種商品的需求量對(duì)自身價(jià)格變動(dòng)的反應(yīng)靈敏程度，其計(jì)算公式見式（8）；交叉價(jià)格彈性是指某種商品的需求量對(duì)其他相關(guān)商品價(jià)格變動(dòng)的反應(yīng)靈敏程度，其計(jì)算公式見式（9）：

表7列示了福建省農(nóng)村居民八類消費(fèi)的價(jià)格彈性系數(shù)。從自價(jià)格彈性來(lái)看，醫(yī)療保健消費(fèi)的自價(jià)格彈性為-0.4132，說明醫(yī)療保健消費(fèi)的價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，該項(xiàng)消費(fèi)需求量下降0.4132個(gè)百分點(diǎn)，屬于缺乏價(jià)格彈性的消費(fèi)品。對(duì)農(nóng)村居民而言，醫(yī)療保健消費(fèi)屬于生活必需品，其消費(fèi)量的多少更多的取決于居民自身的健康程度，無(wú)論其價(jià)格是否上漲，特定的醫(yī)療支出都是必須的，因而其與價(jià)格間的關(guān)系相對(duì)偏弱。此外，醫(yī)療保健消費(fèi)的自價(jià)格彈性僅僅高于食物，而低于其他消費(fèi)品的價(jià)格彈性。這一結(jié)論與我們的常識(shí)也是吻合的。農(nóng)村居民可能會(huì)因?yàn)槠渌唐穬r(jià)格的減少而大幅減少對(duì)其消費(fèi)，也有可能因?yàn)榭床≠F而延緩治療的時(shí)間，卻不可能因?yàn)槭澄飪r(jià)格的上漲而大幅度減少對(duì)食物的消費(fèi)。從交叉價(jià)格彈性來(lái)看，所有消費(fèi)品的彈性都為負(fù)值，說明其他消費(fèi)品對(duì)醫(yī)療保健消費(fèi)而言都是替代品。其中，食品價(jià)格的上漲對(duì)醫(yī)療保健消費(fèi)需求的影響最大，交叉價(jià)格彈性為-0.1448，說明食品價(jià)格上漲1個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)療保健消費(fèi)需求下降0.1448個(gè)百分點(diǎn)。其次是居住，彈性為-0.0399，僅僅為食品交叉價(jià)格彈性的28%，下降幅度非常大。接下來(lái)從高到低依次為交通通訊（-0.0331）、文教娛樂（-0.0281）、衣著（-0.0197）、家庭設(shè)備用品（-0.0144）、其他商品和服務(wù)（-0.0094）。這意味著醫(yī)療保健消費(fèi)需求受食品和居住價(jià)格的影響較大，因?yàn)檗r(nóng)民只有在保障了溫飽和一定的居住環(huán)境之后，才可能考慮到是否需要或是支付維系健康的

表7 福建省農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)支出的交叉價(jià)格彈性

醫(yī)療消費(fèi)。

五、結(jié)論分析

基于福建省2000～2013年不同收入等級(jí)的農(nóng)村居民消費(fèi)數(shù)據(jù)，采用了ELES模型對(duì)福建省的農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)情況進(jìn)行研究，側(cè)重分析了福建省農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)的邊際消費(fèi)傾向、基本需求、收入彈性、自價(jià)格彈性以及各種交叉價(jià)格彈性，得出以下結(jié)論：第一，從邊際消費(fèi)傾向看，農(nóng)民的總邊際消費(fèi)傾向?yàn)?.4881，醫(yī)療保健的邊際消費(fèi)傾向位于八類消費(fèi)品的倒數(shù)第二位，僅僅為0.0255，這意味著人均純收入每增加100元，醫(yī)療保健消費(fèi)僅增加2.55元，增加幅度較小。此外，邊際消費(fèi)傾向也因農(nóng)民所處收入組別的不同而表現(xiàn)各異，低收入組農(nóng)民的最高，高收入組農(nóng)民的最低，表現(xiàn)出“收入越高，邊際消費(fèi)傾向越小”的規(guī)律特點(diǎn)。第二，從收入彈性上看，農(nóng)民各類消費(fèi)的收入彈性都介于0和1之間，說明各類消費(fèi)品都屬于生活必需品。其中，醫(yī)療保健消費(fèi)的收入彈性為0.7028，位于這八項(xiàng)消費(fèi)的倒數(shù)第二位，僅高于食品消費(fèi)的0.4350。第三，從基本需求上看，食品的基本需求最大，為1116.95元，幾乎占據(jù)了總基本需求的半壁江山，而醫(yī)療保健的基本需求支出為118.46元，在八類消費(fèi)支出中位列倒數(shù)第三，比食物支出低了998.49元。此外，不同收入組別的醫(yī)療保健支出分布不均衡，低收入農(nóng)民的基本醫(yī)療剛剛得到滿足，而高收入農(nóng)民的醫(yī)療保健消費(fèi)是基本需求支出的2.49倍，支付能力較強(qiáng)。第四，從價(jià)格彈性來(lái)看，醫(yī)療保健消費(fèi)受自身價(jià)格的影響大于其他消費(fèi)品價(jià)格。醫(yī)療保健消費(fèi)的自價(jià)格彈性為-0.4132，說明醫(yī)療保健消費(fèi)的價(jià)格每增加1個(gè)百分點(diǎn)，該項(xiàng)消費(fèi)需求量下降0.4132個(gè)百分點(diǎn)，屬于缺乏價(jià)格彈性的消費(fèi)品；所有的交叉價(jià)格彈性都為負(fù)值，說明其他消費(fèi)品對(duì)醫(yī)療保健消費(fèi)都是替代品，其中，食品和居住價(jià)格對(duì)醫(yī)療保健消費(fèi)需求的影響較大。

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C912.82

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福建省社科規(guī)劃一般項(xiàng)目“‘百姓富’與‘生態(tài)美’協(xié)調(diào)發(fā)展研究”（2014B038）

喬紅芳（1982-），女，博士研究生，講師，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)計(jì)量。