吉 媛，蔣崧韜

（1.四川工商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 眉山 620000；2.四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610000）

城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出影響因素分析

吉 媛1，蔣崧韜2

（1.四川工商學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川 眉山 620000；2.四川大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610000）

文章采用中國(guó)2005—2014年的省際面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。模型估計(jì)結(jié)果表明：我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出主要受政府衛(wèi)生投入、醫(yī)療保險(xiǎn)參保率、衛(wèi)生資源供給以及少兒撫養(yǎng)比等因素影響，而老年撫養(yǎng)比、醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、可支配收入等因素現(xiàn)階段對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出影響不顯著。

醫(yī)療消費(fèi)；醫(yī)療保險(xiǎn)；城鎮(zhèn)居民；面板數(shù)據(jù)

一、研究背景

醫(yī)療消費(fèi)是關(guān)系人民群眾健康權(quán)益的重要問(wèn)題，隨著我國(guó)人民生活水平的不斷提高，人們對(duì)自身的健康要求也越來(lái)越高。改革開放以來(lái)，我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)取得了長(zhǎng)足的進(jìn)步，但醫(yī)療費(fèi)用也存在上漲過(guò)快的問(wèn)題。2013年我國(guó)城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出為1 118元，在人均消費(fèi)支出中的占比為6.2%，而這一占比水平在1990年僅為2%。2013年，綜合醫(yī)院門診病人人均醫(yī)療費(fèi)為206.4元，為1990年的10.9元的18.9倍，出院病人人均醫(yī)藥費(fèi)7 442.3元，為1990年473.3元的15.7倍。由于醫(yī)療消費(fèi)關(guān)系人民群眾的健康利益，快速上漲的醫(yī)療費(fèi)用就必然引起社會(huì)的廣泛關(guān)注。如果居民醫(yī)療消費(fèi)支出的快速上漲趨勢(shì)無(wú)法得到有效的抑制，那不僅將會(huì)給社會(huì)和家庭帶來(lái)沉重的負(fù)擔(dān)，還會(huì)使我國(guó)居民正常的衛(wèi)生服務(wù)需求被抑制，進(jìn)而影響人民群眾享有正常的健康權(quán)利。此外，從宏觀角度看，居民醫(yī)療消費(fèi)的快速上漲必然會(huì)增加居民未來(lái)預(yù)期的不確定性，導(dǎo)致居民不敢消費(fèi)或不愿消費(fèi)，進(jìn)而降低整個(gè)社會(huì)的消費(fèi)率，這與黨中央《關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》強(qiáng)調(diào)的“要發(fā)揮消費(fèi)對(duì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)作用，著力擴(kuò)大居民消費(fèi)”要求不符。因此，分析我國(guó)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素，并探尋這些因素與居民醫(yī)療消費(fèi)支出間的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)是有意義的。本文將在既有研究成果的基礎(chǔ)上，運(yùn)用2005—2014年省際面板數(shù)據(jù)對(duì)可能影響居民醫(yī)療消費(fèi)支出的因素進(jìn)行實(shí)證分析，并在實(shí)證結(jié)果的基礎(chǔ)上對(duì)我國(guó)居民醫(yī)療消費(fèi)增速過(guò)快這一問(wèn)題提出對(duì)策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

醫(yī)療消費(fèi)作為消費(fèi)的一個(gè)種類必然具有消費(fèi)品的共性特征，因此，有學(xué)者對(duì)醫(yī)療消費(fèi)品的彈性問(wèn)題進(jìn)行了研究，并從消費(fèi)品彈性的視角來(lái)分析醫(yī)療費(fèi)用上漲的成因。如：Newhouse（1977）[1]對(duì)歐美國(guó)家的醫(yī)療支出進(jìn)行了研究并認(rèn)為醫(yī)療消費(fèi)品的彈性大于1，為奢侈品，因此，收入的增加會(huì)促使醫(yī)療消費(fèi)的增加。盡管Newhouse的研究具有開創(chuàng)性，但后續(xù)研究表明，認(rèn)定醫(yī)療消費(fèi)品是奢侈品的證據(jù)仍顯不充分，如：Getzen（2000）[2]對(duì) 2000年之前關(guān)于醫(yī)療支出收入彈性的研究進(jìn)行了歸納，認(rèn)為醫(yī)療服務(wù)對(duì)個(gè)人而言是必需品而對(duì)國(guó)家而言是奢侈品。Sen（2005）就指出對(duì)醫(yī)療消費(fèi)品收入彈性的研究可能會(huì)因遺漏變量而得出錯(cuò)誤結(jié)論，其用雙向固定效應(yīng)進(jìn)行回歸后認(rèn)為醫(yī)療支出的收入彈性大致在0.21～0.51之間，即醫(yī)療消費(fèi)品為必需品。國(guó)外關(guān)于醫(yī)療消費(fèi)品的彈性爭(zhēng)論大多是建立在對(duì)OECD國(guó)家進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平與OECD國(guó)家存在顯著差異，因此國(guó)內(nèi)學(xué)者就我國(guó)的實(shí)際情況也進(jìn)行了論證：如，徐偉（2006）實(shí)證分析了我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生的收入彈性為0.954。葉明華（2011）[3]的測(cè)算表明，2004—2009年城鄉(xiāng)醫(yī)療需求的收入彈性分別為0.49和0.79。張穎熙（2015）[4]運(yùn)用我國(guó) 1996—2013年的省際面板數(shù)據(jù)估計(jì)了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的收入彈性，并認(rèn)為我國(guó)醫(yī)療服務(wù)對(duì)城鎮(zhèn)居民而言是必需品。就既有研究結(jié)論而言，醫(yī)療消費(fèi)品究竟是奢侈品還是必需品尚無(wú)法定論，但我國(guó)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的快速上漲卻是不爭(zhēng)的事實(shí)。因此，國(guó)內(nèi)學(xué)者從其他視角入手，對(duì)醫(yī)療消費(fèi)上漲過(guò)快的成因進(jìn)行了廣泛的探討，其中有代表性的有：何平平（2006）[5]運(yùn)用統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口老齡化與醫(yī)療費(fèi)用之間的關(guān)系進(jìn)行分析后認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口老齡化與我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用之間存在長(zhǎng)期關(guān)系，同時(shí)醫(yī)療價(jià)格的變動(dòng)也是我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用快速增長(zhǎng)的原因。顧衛(wèi)兵、張東剛（2008）[6]的研究認(rèn)為，居民收入與醫(yī)療保健支出之間存在明顯相關(guān)關(guān)系。余央央（2011）運(yùn)用我國(guó)2002—2008年的省際面板數(shù)據(jù)研究老齡化對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療費(fèi)用后指出，老齡化與實(shí)際人均醫(yī)療支出呈顯著正向關(guān)系。王學(xué)義、張沖（2013）[7]運(yùn)用廣義矩估計(jì)法考察中國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)居民醫(yī)療保健支出的影響后指出，人口老齡化會(huì)導(dǎo)致居民醫(yī)療保健支出費(fèi)用上漲。于洪帥、譚英華等（2012）[8]強(qiáng)調(diào)，衛(wèi)生費(fèi)用增長(zhǎng)是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然結(jié)果，但其研究同時(shí)也強(qiáng)調(diào)收入和老齡人口增加對(duì)推高衛(wèi)生費(fèi)用的作用。葉小青、徐娟（2014）[9]運(yùn)用2000—2010年省際面板數(shù)據(jù)對(duì)人口結(jié)構(gòu)、環(huán)境質(zhì)量對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出進(jìn)行了研究，其研究結(jié)論表明：老年撫養(yǎng)比上升和少年撫養(yǎng)比下降均促使醫(yī)療消費(fèi)支出增加，同時(shí)，環(huán)境質(zhì)量惡化會(huì)加大醫(yī)療消費(fèi)的需求，而政府衛(wèi)生經(jīng)費(fèi)投入有利于減輕居民醫(yī)療消費(fèi)支出的負(fù)擔(dān)。

可以看出，關(guān)于我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用上漲問(wèn)題，學(xué)者們都進(jìn)行了廣泛的討論。從既有文獻(xiàn)的研究結(jié)論來(lái)看，人口結(jié)構(gòu)、收入以及醫(yī)療服務(wù)價(jià)格等是公認(rèn)的主要影響因素，但同時(shí)也應(yīng)該看到，由于各個(gè)研究在數(shù)據(jù)選取、時(shí)間跨度、計(jì)量方法以及控制變量選取上的區(qū)別也導(dǎo)致了上述研究之間可比性較差。此外，既有研究醫(yī)療支出的文獻(xiàn)大多重點(diǎn)選取一到兩個(gè)影響因素作為重點(diǎn)關(guān)注的對(duì)象，而對(duì)醫(yī)療支出上漲因素進(jìn)行全面分析的文獻(xiàn)較少。最后，醫(yī)療費(fèi)用的上漲并非是個(gè)案現(xiàn)象，其之所以引起全社會(huì)的廣泛關(guān)注是因?yàn)檎麄€(gè)社會(huì)的醫(yī)療費(fèi)用支出總量的增加。因此，從宏觀的角度對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出上漲因素進(jìn)行全面分析是必要的。為此，本文利用2005—2014年的省際面板數(shù)據(jù)，研究了我國(guó)醫(yī)療費(fèi)用的宏觀決定因素。本文與既有文獻(xiàn)的不同之處在于：首先，本文基于宏觀視角聚焦居民醫(yī)療消費(fèi)支出負(fù)擔(dān)，而不是全社會(huì)的衛(wèi)生總費(fèi)用。其次，將既有研究識(shí)別出的可能對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出造成影響的因素納入同一個(gè)模型中，提高模型的估計(jì)精度。最后，本文使用的是省際面板數(shù)據(jù)，避免數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)誤差的同時(shí)還能有效控制地區(qū)差異。

三、模型設(shè)定和變量選取

（一）模型設(shè)定

與既有研究大多采用居民醫(yī)療消費(fèi)支出的絕對(duì)數(shù)值作為被解釋變量不同，本文采用城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)占比medratio作為被解釋變量（城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)占比=城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出/城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)支出）。采用居民醫(yī)療消費(fèi)占比作為被解釋變量的優(yōu)點(diǎn)在于：第一，醫(yī)療消費(fèi)占比數(shù)據(jù)能有效的避免物價(jià)指數(shù)變動(dòng)所帶來(lái)的估計(jì)誤差；第二，醫(yī)療消費(fèi)占比數(shù)據(jù)包含了居民收入變動(dòng)信息，在反映居民醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)上具有更直觀的效果?；诖耍疚膶⒛Ｐ驮O(shè)定如下：

medratioit：城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出在人均總消費(fèi)支出中的占比

explainvarit：解釋變量

oldit：省際老年撫養(yǎng)比

youthit：省際少兒撫養(yǎng)比

urbgoeit：省際政府醫(yī)療衛(wèi)生支出

medpricit：省際醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

medinsuratit：省際醫(yī)療保險(xiǎn)參保率

Zit：其他控制變量

inflait：省際通貨膨脹率（居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)）

growthit：省際年度GDP增長(zhǎng)率

dincoit：省際居民人均可支配收入

（二）變量選取

模型中，i、t分別表示地區(qū)和年份。被解釋變量medratio為各省城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出在人均總消費(fèi)支出中的占比。本文選取的解釋標(biāo)量包括：

old為各省的老年撫養(yǎng)比，youth為各省少兒撫養(yǎng)比。雖然年齡本身并不會(huì)必然引起醫(yī)療消費(fèi)，但一般認(rèn)為，人在少年時(shí)由于心智和身體均未發(fā)育成熟，因此自身抵抗力和抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，容易引起健康狀況的波動(dòng)；同樣隨著人們年齡步入老年階段，各項(xiàng)機(jī)能開始退化，這同樣增加了疾病的風(fēng)險(xiǎn)。而年齡所代表的健康狀況很可能會(huì)引起居民醫(yī)療消費(fèi)支出的變動(dòng)，α本文將少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比同時(shí)納入模型解釋變量，這樣就能更為全面的解釋人口結(jié)構(gòu)對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響。urbgoe為各地區(qū)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出。從現(xiàn)代國(guó)家的角度來(lái)看，醫(yī)療消費(fèi)問(wèn)題實(shí)際上是全社會(huì)醫(yī)療支出成本在不同主體之間的分配問(wèn)題，如果政府的醫(yī)療衛(wèi)生支出增加必然會(huì)減輕公眾（社會(huì)和個(gè)人）的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)。基于同樣的原因，本文亦將醫(yī)療保險(xiǎn)參保率，即medinsur（各省城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)參保率）納入模型的解釋變量，根據(jù)既有文獻(xiàn)的分析，醫(yī)療保險(xiǎn)能夠有效降低參保人在發(fā)生醫(yī)療消費(fèi)時(shí)的支付壓力，因此宏觀來(lái)看，醫(yī)療保險(xiǎn)參保率能夠?qū)用袢司t(yī)療消費(fèi)支出產(chǎn)生顯著的影響。既有研究同時(shí)指出，醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也是影響居民醫(yī)療消費(fèi)支出的因素，因此，本文亦將醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)medpric納入模型的解釋變量中。此外，為了控制宏觀因素，模型還加入了宏觀因素控制變量，包括各省居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)infla，用以衡量地區(qū)的通貨膨脹率；各省的GDP增長(zhǎng)率，growth，以控制各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況；由于多數(shù)研究都證實(shí)了收入與醫(yī)療消費(fèi)支出之間存在正向關(guān)系，因此本文還將城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變量dinco納入了控制變量當(dāng)中。

（三）樣本數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)本文的研究目的和數(shù)據(jù)的可得性，本文采用2005—2014年間中國(guó)31個(gè)省級(jí)行政單位的面板數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。本文使用的數(shù)據(jù)中，除了特別說(shuō)明之外，均來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒或根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而來(lái)。其中，各省人均可支配收入數(shù)據(jù)根據(jù)各省居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以1999年為100進(jìn)行了調(diào)整。由于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒僅公布了各地區(qū)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出的總數(shù)據(jù)，未公布各地區(qū)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出在農(nóng)村和城鎮(zhèn)的分配比例，因此本文采用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口占比數(shù)對(duì)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出數(shù)據(jù)進(jìn)行了初略的劃分。為了消除模型估計(jì)過(guò)程中可能出現(xiàn)的異方差問(wèn)題，本文對(duì)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出變量urbgoe做對(duì)數(shù)處理。取對(duì)數(shù)后該變量用lnurbgoe表示。

四、實(shí)證分析

（一）模型參數(shù)估計(jì)

所有數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示：

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)模型采用混合回歸的方式進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3中model1所示。從model1的估計(jì)結(jié)果可以看出，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)職工參保率、老年撫養(yǎng)比、少兒撫養(yǎng)比與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且其系數(shù)估計(jì)值均在10%顯著水平上顯著。醫(yī)療保健價(jià)格指數(shù)與被解釋變量正相關(guān)，并在10%顯著水平上顯著。而模型的宏觀控制變量中，城鎮(zhèn)居民可支配收入和各地區(qū)GDP增長(zhǎng)率均與被解釋變量負(fù)相關(guān)，此外，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與被解釋變量負(fù)相關(guān)，但其系數(shù)估計(jì)值并不顯著。模型估計(jì)的可決系數(shù)為0.349 2，調(diào)整后的為0.331 9。雖然model1的估計(jì)系數(shù)與本文預(yù)期基本一致，且無(wú)論是變量顯著水平還是模型整體顯著水平都較為理想，但由于我國(guó)幅員遼闊、各地區(qū)差異較大加之本文采用的是全國(guó)31個(gè)省的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，因此在對(duì)模型估計(jì)時(shí)有必要考慮對(duì)各地區(qū)之間的個(gè)體差異進(jìn)行控制。

接下來(lái)，本文對(duì)模型采用固定效應(yīng)回歸的方法來(lái)對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。這一方法的優(yōu)勢(shì)在于可以控制那些不隨時(shí)間變化但在省際之間存在差異的不可觀測(cè)因素。如各省之間不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況、財(cái)政支出情況以及要素稟賦等的差異很可能會(huì)對(duì)被解釋變量產(chǎn)生影響，對(duì)每一個(gè)省賦予一個(gè)截距項(xiàng)能夠很好的控制省際之間的這些個(gè)體差異。本文中，采用固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表3中model2所示。在固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果中，個(gè)體效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量為F（30，271）=38.58，Prob＞F=0.0000。這表明模型中省際個(gè)體效應(yīng)是顯著的，在這種情況下使用混合OLS估計(jì)方法是不合適的[10]。此外，面板數(shù)據(jù)模型根據(jù)估計(jì)方法對(duì)個(gè)體效應(yīng)的假設(shè)不同而分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。因此在估計(jì)面板數(shù)據(jù)時(shí)還應(yīng)確定是使用固定效應(yīng)模型還是使用隨機(jī)效應(yīng)模型。本文采用Hausman檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)判斷，其檢驗(yàn)的基本思想為：在隨機(jī)效應(yīng)假設(shè)成立的前提下，固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果都是一致的，但隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果比固定效應(yīng)更有效，如果隨機(jī)效應(yīng)的假設(shè)不成立則固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果仍然是一致的，隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果不一致。因此可以通過(guò)判斷固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果是否存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著差異來(lái)判斷該使用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。本研究中的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為負(fù)。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)判斷，Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)不成立，也就是說(shuō)應(yīng)采用固定效應(yīng)對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證這一判斷，本文繼續(xù)在Hausman檢驗(yàn)時(shí)運(yùn)用固定效應(yīng)的方差-協(xié)方差矩陣和隨機(jī)效應(yīng)的方差-協(xié)方差矩陣來(lái)計(jì)算卡方統(tǒng)計(jì)量，Hausman檢驗(yàn)的詳細(xì)結(jié)果如表2所示，表2的系列檢驗(yàn)結(jié)果表明，應(yīng)拒絕Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)而選擇固定效應(yīng)模型。

表2 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果匯總表

根據(jù)表3中model2的估計(jì)結(jié)果，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出與被解釋變量負(fù)相關(guān)，但其變量估計(jì)值并不顯著。城鎮(zhèn)職工參保率與被解釋變量負(fù)相關(guān)，其估計(jì)系數(shù)為-0.19，且在5%顯著水平上顯著。這說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率的提高能在宏觀上減少居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出。此外，老年撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)與被解釋變量正相關(guān)且不顯著，但少兒撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且在5%顯著水平上顯著。醫(yī)療保健價(jià)格指數(shù)與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且在1%顯著水平上顯著。在宏觀控制變量中，除了地區(qū)GDP增長(zhǎng)率外，其余變量均不顯著。如前文所述，model2所采用的固定效應(yīng)估計(jì)方法相較于混合OLS估計(jì)方法和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法更為合適，因此本文將在model2的基礎(chǔ)上進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（二）穩(wěn)健性分析

基于model2的估計(jì)結(jié)果，首先對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。由于本文采用的是面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型，因此重點(diǎn)關(guān)注各組數(shù)據(jù)間的組間異方差問(wèn)題。對(duì)于異方差的檢驗(yàn)，本文采用White（1980）[11]的檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表 4所示。從表4可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕了原假設(shè)：同方差假定，說(shuō)明模型存在顯著異方差問(wèn)題。本文隨后對(duì)模型進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)。

根據(jù)實(shí)證研究的一般經(jīng)驗(yàn)，面板數(shù)據(jù)在大N小T的情況下出現(xiàn)截面相關(guān)的可能性較大，而出現(xiàn)序列相關(guān)的情況相對(duì)較少。因此本文先采用Frees（1995）[12]的方法對(duì)模型進(jìn)行截面相關(guān)檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)論如表4所示，檢驗(yàn)結(jié)果大于1%顯著水平的臨界值，故拒絕無(wú)截面相關(guān)的原假設(shè)，認(rèn)為模型存在截面相關(guān)。最后本文根據(jù)Wooldridge（2002）[13]的方法對(duì)模型進(jìn)行了序列相關(guān)檢驗(yàn)（見表4）。檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)烈拒絕了沒(méi)有一階自相關(guān)的原假設(shè)，因此有必要對(duì)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行序列相關(guān)修正。

表3 估計(jì)結(jié)果匯總

表3中model3的估計(jì)是在model2的基礎(chǔ)上進(jìn)行了異方差、截面相關(guān)以及序列相關(guān)修正后的估計(jì)結(jié)果，model3的估計(jì)方法來(lái)自于 Daniel Hoechle（2007）[14]。可以看出model3與model2相比其估計(jì)系數(shù)未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，僅部分估計(jì)系數(shù)的顯著水平發(fā)生了改變。其中，本文重點(diǎn)關(guān)注的政府醫(yī)療衛(wèi)生支出變量在10%的顯著水平上顯著。這表明，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出會(huì)降低居民醫(yī)療消費(fèi)支出，這與本文之前的假設(shè)相符。老年撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)仍然為正，且不顯著。少兒撫養(yǎng)比的系數(shù)估計(jì)值為負(fù)，且在1%顯著水平上顯著。同時(shí)醫(yī)療保健價(jià)格指數(shù)仍然顯著，且與被解釋變量負(fù)相關(guān)。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

隨后本文對(duì)模型進(jìn)行了變量替換。在model4①model4和model5的估計(jì)方法與model3相同。中本文用各地區(qū)政府人均醫(yī)療衛(wèi)生投入變量替換了各地區(qū)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出變量，通過(guò)平均化處理可以進(jìn)一步消除各地區(qū)在人口規(guī)模上的差異。在model5中，本文在model4的基礎(chǔ)上加入了各地區(qū)醫(yī)療資源供給情況的變量，包括各地區(qū)城鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)以及衛(wèi)生人員數(shù)。為了消除地區(qū)間的規(guī)模差異，對(duì)上述變量均以人口規(guī)模進(jìn)行平均化處理，處理后各地區(qū)城鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)以及衛(wèi)生人員數(shù)分別用avhospital、avbed、avstaff來(lái)表示。各地區(qū)醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施投入情況的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒，由于該年鑒數(shù)據(jù)截止本文寫作時(shí)僅公布至2013年，且西藏地區(qū)的數(shù)據(jù)有所缺失，因此model5的估計(jì)是建立在2005—2013年全國(guó)30個(gè)?。ㄎ鞑刈灾螀^(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)之上的，model5中的樣本個(gè)數(shù)相較于model1-model4中310個(gè)，減少為270個(gè)。由于本文是從宏觀的角度分析的居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素，且model5的估計(jì)結(jié)果主要是作為模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)的參考，因此model5中樣本個(gè)數(shù)的減少不會(huì)對(duì)整個(gè)模型的估計(jì)結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。

（三）估計(jì)結(jié)果分析和討論

從model3的估計(jì)結(jié)果可以看出，政府醫(yī)療衛(wèi)生的支出估計(jì)系數(shù)為-0.002，且在10%顯著水平上顯著，這表明政府醫(yī)療衛(wèi)生支出與居民醫(yī)療消費(fèi)支出之間存在替代關(guān)系。醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率變量的估計(jì)系數(shù)為-0.019，且在5%顯著水平上顯著，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)在宏觀層面能顯著降低居民醫(yī)療消費(fèi)支出。而老年撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)并不顯著，因此本文暫時(shí)無(wú)法對(duì)該變量對(duì)被解釋變量的影響作出判斷。少兒撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且在1%的顯著水平上顯著，但由于該變量估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值較低，因此在model3中的顯示為-0.000***。從本文的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，既有文獻(xiàn)在分析當(dāng)前我國(guó)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素時(shí)年齡結(jié)構(gòu)的作用可能被夸大了。此外，醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變量的估計(jì)結(jié)果與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且在1%的顯著水平上顯著，這說(shuō)明醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的上升會(huì)引起城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的減少。這一結(jié)論與傳統(tǒng)觀點(diǎn)相左，如何平平（2006）[15]。這一估計(jì)結(jié)果意味著居民醫(yī)療消費(fèi)支出的增加可能與醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)關(guān)系不大，王學(xué)義、張沖（2013）[16]的研究也得出類似結(jié)論。作者認(rèn)為，這主要由醫(yī)療消費(fèi)的不確定性造成的。醫(yī)療消費(fèi)不同于居民的其他消費(fèi)，其消費(fèi)金額、消費(fèi)時(shí)間和消費(fèi)總量對(duì)于消費(fèi)者而言是無(wú)法控制的，在醫(yī)療消費(fèi)過(guò)程中起主導(dǎo)作用的是醫(yī)生或醫(yī)療機(jī)構(gòu)。醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)往往只反映醫(yī)療消費(fèi)品和服務(wù)的單位價(jià)格水平，因此醫(yī)療機(jī)構(gòu)可以通過(guò)控制醫(yī)療消費(fèi)總量的方式來(lái)增加居民的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)。

在model4中，本文用城鎮(zhèn)居民人均政府醫(yī)療衛(wèi)生支出數(shù)替代了政府支出數(shù)變量。該變量的估計(jì)系數(shù)為-0.0001***。這一估計(jì)結(jié)果印證了政府醫(yī)療衛(wèi)生支出與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出之間負(fù)相關(guān)的結(jié)論是穩(wěn)健的。同時(shí)，由于model4中的這一變量采用了人均化的方式消除了各地區(qū)在規(guī)模上的差異，使得model4中政府衛(wèi)生支出變量估計(jì)值的顯著水平有所提高。model5中，本文進(jìn)一步加入了反映各地醫(yī)療資源供給情況的變量，包括各地區(qū)城鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)（醫(yī)院-衛(wèi)生院數(shù)）、醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)（醫(yī)院-衛(wèi)生院床位數(shù)）以及醫(yī)生數(shù)，并同樣對(duì)上述變量進(jìn)行了人均化處理。由于model5中的加入的變量較多，有必要對(duì)model5進(jìn)行共線性檢驗(yàn)。model5中各變量的膨脹因子如表5所示。

表5 model5中各變量膨脹因子

由表5可以看出，model5中各變量的VIF最大值為5.19，全部變量的VIF平均值為3.24，因此可以認(rèn)為模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。由表3中model5的估計(jì)結(jié)果可以看出，在加入各地區(qū)醫(yī)療資源供給情況變量后，各地區(qū)人均政府醫(yī)療衛(wèi)生投入量、各地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率這兩個(gè)主要變量仍然與被解釋變量負(fù)相關(guān)。其中，各地區(qū)人均政府醫(yī)療衛(wèi)生投入量在1%顯著水平上顯著，各地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率在5%的顯著水平上顯著。在新加入的各地區(qū)醫(yī)療資源供給情況變量中，人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)的系數(shù)估計(jì)值為-0.037，并在1%的顯著水平上顯著，而各地區(qū)人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)和各地區(qū)人均醫(yī)生數(shù)的估計(jì)系數(shù)均不顯著。老年撫養(yǎng)比變量的估計(jì)系數(shù)依然不顯著，少兒撫養(yǎng)比的估計(jì)系數(shù)與被解釋變量仍然呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%顯著水平上顯著。同時(shí)醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變量依然與被解釋變量負(fù)相關(guān)，并在10%顯著水平上顯著。而宏觀控制變量中，居民可支配收入的參數(shù)估計(jì)值不顯著，地區(qū)GDP增長(zhǎng)率的參數(shù)估計(jì)值與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且在1%的顯著水平上顯著。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的系數(shù)估計(jì)值不顯著。

通過(guò)對(duì)表3中model1-model5的估計(jì)結(jié)果分析可以得出以下結(jié)論：

1.國(guó)家政策選擇仍然是影響我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的主要因素。從本文表3的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出無(wú)論是取對(duì)數(shù)形式還是采用人均化處理，其估計(jì)結(jié)果均與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān)。這表明我國(guó)政府醫(yī)療衛(wèi)生支出與我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系是顯著的，也就是說(shuō)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出的增加能有效緩解城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的壓力。同樣，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)參保率變量的系數(shù)估計(jì)值在表3各個(gè)model中均與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān)。這表明，醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率與居民醫(yī)療消費(fèi)支出之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系也較為顯著。從醫(yī)療資源供給情況的角度來(lái)看，各地區(qū)人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)對(duì)被解釋變量的影響系數(shù)為-0.037，并在1%顯著水平上顯著。同時(shí)，各地區(qū)人均醫(yī)生數(shù)與被解釋變量負(fù)相關(guān)、人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)床位數(shù)與被解釋變量正相關(guān)但均不顯著。

顯然，無(wú)論是國(guó)家醫(yī)療衛(wèi)生投入、醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率還是各地區(qū)醫(yī)療資源的供給均受到國(guó)家政策選擇的影響，換言之，全社會(huì)的醫(yī)療成本必然在國(guó)家、社會(huì)以及個(gè)人之間進(jìn)行分配，而在這種分配過(guò)程中國(guó)家政策選擇起到了關(guān)鍵性作用，Getzen（1992）的研究也持有類似觀點(diǎn)。

2.老齡化對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響可能被夸大。根據(jù)表3中的估計(jì)結(jié)果，老齡化對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出沒(méi)有顯著影響。一般認(rèn)為，隨著年齡的增長(zhǎng)，人們患病的概率會(huì)增加[17]，但就本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)來(lái)看，宏觀上老齡化對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響并不顯著，Dormont、Grignon 等（2006）[18]和 Pan、Liu（2012）[19]的研究也得出類似結(jié)論。

此外，就本文的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，少兒撫養(yǎng)比與被解釋變量負(fù)相關(guān)，且該變量的估計(jì)值在表3中除了model2的參數(shù)估計(jì)值在5%顯著水平上顯著外，其估計(jì)值均在1%的顯著水平上顯著，這表明該結(jié)論是相對(duì)可靠的。造成這一現(xiàn)象的原因一方面可能是隨著計(jì)劃生育政策的推行，城鎮(zhèn)居民家庭少子化現(xiàn)象越來(lái)越普遍，使得家庭成員對(duì)子女的關(guān)注度越來(lái)越高，進(jìn)而營(yíng)養(yǎng)、教育、保健等方面都優(yōu)先滿足子女的需要。另一方面，隨著育兒觀念的轉(zhuǎn)變，家庭對(duì)子女健康的關(guān)注由原來(lái)注重疾病的治療，轉(zhuǎn)變?yōu)楦又匾暭膊〉念A(yù)防、心里健康以及衛(wèi)生保健等方面，從而導(dǎo)致醫(yī)療保健支出的增加。

3.在本文所選擇的宏觀控制變量中，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)并不是引起居民醫(yī)療消費(fèi)支出上漲的主要原因。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變量的估計(jì)值除了在model1中顯著外，其余在model2-model5中的系數(shù)估計(jì)值均不顯著。這說(shuō)明，現(xiàn)階段我國(guó)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療消費(fèi)仍然以疾病治療為主，因此其醫(yī)療消費(fèi)需求并不會(huì)受收入變動(dòng)的過(guò)多影響。各地區(qū)GDP增速變量在各個(gè)model中均與被解釋變量顯著負(fù)相關(guān)，這表明，現(xiàn)階段我國(guó)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療消費(fèi)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而減少，醫(yī)療消費(fèi)品之于城鎮(zhèn)居民更偏向于是一種必需品。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變量的估計(jì)值在各個(gè)model中均不顯著。

五、對(duì)策建議

本文對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素進(jìn)行了研究，并采用我國(guó)2005—2014年的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出、醫(yī)療保險(xiǎn)參保率以及地區(qū)人均醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)等因素與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出負(fù)相關(guān)。而人口年齡結(jié)構(gòu)對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響并不大。基于此，本文對(duì)緩解我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出壓力提出以下對(duì)策：

1.政府應(yīng)加大對(duì)我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的重視程度。醫(yī)療支出費(fèi)用的增長(zhǎng)是全世界的共性問(wèn)題，中國(guó)也概莫能外。根據(jù)《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，中國(guó)的衛(wèi)生總費(fèi)用占GDP的比重由2000年4.62%上升到2013年的5.57%。雖然衛(wèi)生費(fèi)用不完全等于醫(yī)療支出費(fèi)用，但總衛(wèi)生費(fèi)用中如果政府支出部分偏低的話，私人部門支出部分必然較高。從本文的估計(jì)結(jié)果來(lái)看，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出有顯著影響。但客觀的來(lái)看，我國(guó)政府支出在衛(wèi)生總費(fèi)用中的占比偏低。以2012年為例，我國(guó)政府支出在衛(wèi)生總費(fèi)用中的占比為30%，低于大部分主要發(fā)達(dá)國(guó)家，其中日本政府衛(wèi)生支出在衛(wèi)生總費(fèi)用中的占比為80.3%、德國(guó)為76.8%、法國(guó)為76.9%、英國(guó)為 83.2%、加拿大為71.1%，美國(guó)為48.2%[20]。而縱向來(lái)看，我國(guó)政府支出在衛(wèi)生費(fèi)用中的占比在1986年達(dá)到38.7%的峰值后就開始大幅下降，2000年達(dá)到谷值15.5%后開始緩慢上升，于2011年回到30.7%，近兩年又有所下降。這表明我國(guó)政府的醫(yī)療衛(wèi)生投入還有很大的上升空間。政府增加衛(wèi)生投入的合理性在于，一方面，醫(yī)療衛(wèi)生產(chǎn)品屬于公共產(chǎn)品，政府具有提供的義務(wù)；另一方面，醫(yī)療消費(fèi)具有不確定性，居民在面對(duì)不確定性時(shí)往往會(huì)做出增加儲(chǔ)蓄的決策，而政府對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生投入的增加能緩解全社會(huì)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)需求不確定性的擔(dān)憂，進(jìn)而降低整個(gè)社會(huì)的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)、增加全社會(huì)的消費(fèi)需求，為我國(guó)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和消費(fèi)升級(jí)提供內(nèi)需條件。

2.積極推進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋范圍和保障水平。本文的分析結(jié)果表明，醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋率與被解釋變量負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明，宏觀上醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率的提高能減少居民醫(yī)療消費(fèi)支出。截止2013年，我國(guó)城鎮(zhèn)人口為73 111萬(wàn)人（常駐人口，非城鎮(zhèn)戶籍人口），城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參保人數(shù)為27 416萬(wàn)人參保率為37.5%，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參保人數(shù)為29 906萬(wàn)人，參保率為40.9%。初略來(lái)看，僅有20%左右的城鎮(zhèn)人口沒(méi)有納入到社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋范圍，但如果仔細(xì)分析，情況并不樂(lè)觀，主要表現(xiàn)在城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平是不同的，這從二者之間的籌資水平上可見一斑：2014年城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的籌資水平為2 841元，而城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的籌資水平為524元?；I資水平上的巨大差異必然導(dǎo)致保障水平上的不同。實(shí)際上，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)在住院報(bào)銷、門診費(fèi)用、報(bào)銷范圍等方面與城鎮(zhèn)職工保險(xiǎn)均存在較大差異。因此，我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的工作重點(diǎn)除了擴(kuò)大醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋范圍外，還應(yīng)著力縮小城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)與城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)在保障水平上的差異。

3.優(yōu)化醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格體系。目前我國(guó)醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格并非完全通過(guò)市場(chǎng)決定，而是由政府行政手段代替。由于觀念的偏差，價(jià)格政策的制定者出于保護(hù)患者的角度將醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療產(chǎn)品的價(jià)格壓得過(guò)低，忽視了醫(yī)療市場(chǎng)的供求關(guān)系。這使得醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)往往不能反映居民醫(yī)療消費(fèi)的真實(shí)成本。本文估計(jì)結(jié)果中，醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與居民醫(yī)療消費(fèi)支出之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系就是一個(gè)很好的證明。由于醫(yī)療服務(wù)價(jià)格過(guò)低，醫(yī)療服務(wù)提供方的勞動(dòng)得不到合理的承認(rèn)，必然誘使其通過(guò)其他方式來(lái)彌補(bǔ)，這就使得過(guò)渡醫(yī)療、誘導(dǎo)消費(fèi)、使用高價(jià)藥等現(xiàn)象層出不窮。而醫(yī)療產(chǎn)品的價(jià)格過(guò)低必然導(dǎo)致產(chǎn)品的供給方放棄生產(chǎn)低價(jià)產(chǎn)品，這就使得低價(jià)藥在市場(chǎng)上出現(xiàn)供小于求甚至退出市場(chǎng)的現(xiàn)象。由于常見低價(jià)藥往往有價(jià)無(wú)貨，使得居民在醫(yī)療消費(fèi)時(shí)被迫選擇高價(jià)藥，反而增加了居民醫(yī)療消費(fèi)的成本。雖然國(guó)家衛(wèi)計(jì)委與2014年出臺(tái)的《關(guān)于做好常用低價(jià)藥品供應(yīng)保障工作的意見》明確了對(duì)進(jìn)入清單的藥品取消原來(lái)制定最高零售限價(jià)的方式，改為由生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)者在日均費(fèi)用標(biāo)準(zhǔn)內(nèi)自主制定購(gòu)銷價(jià)格。但這與醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格體系的市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制仍相去甚遠(yuǎn)。顯然，對(duì)醫(yī)療市場(chǎng)的行政不當(dāng)干預(yù)是導(dǎo)致醫(yī)療市場(chǎng)失靈的主要原因，雖然醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格指數(shù)被人為控制在了合理的水平，但居民醫(yī)療消費(fèi)的其它成本卻因此而上升，政府低價(jià)管制的初衷并沒(méi)有實(shí)現(xiàn)。因此，梳理并重構(gòu)醫(yī)療市場(chǎng)的價(jià)格體制，提高政府價(jià)格決策的科學(xué)性，引導(dǎo)市場(chǎng)有序競(jìng)爭(zhēng)是降低居民醫(yī)療消費(fèi)成本的重要途徑。

4.正確對(duì)待我國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)變化對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的影響。從本文的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，老齡化對(duì)我國(guó)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出沒(méi)有顯著影響，這說(shuō)明年齡與醫(yī)療消費(fèi)之間并沒(méi)有直接的必然聯(lián)系。但如果據(jù)此忽略了人口老齡化對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)的影響也是不嚴(yán)謹(jǐn)?shù)?。首先，人口老齡化雖然與患病概率沒(méi)有直接聯(lián)系，但隨著年齡的增長(zhǎng)，身體各項(xiàng)機(jī)能的退化是不可逆的自然規(guī)律，這至少意味著患病風(fēng)險(xiǎn)的增加。其次，本文是從宏觀角度對(duì)居民醫(yī)療消費(fèi)支出進(jìn)行考察，受統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的限制，本文將老齡人口定義為65歲及以上人口，而我國(guó)第一次“嬰兒潮”始于20世紀(jì)50年代，這意味著我國(guó)人口老齡化對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的影響才剛剛開始，其效果仍要等若干年后才能充分顯現(xiàn)。因此，政府在決策時(shí)必須提高前瞻性，相應(yīng)的社會(huì)保障制度設(shè)計(jì)應(yīng)對(duì)整個(gè)社會(huì)人口結(jié)構(gòu)的變遷有所預(yù)見。此外，根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，少兒撫養(yǎng)比的下降會(huì)導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民醫(yī)療消費(fèi)支出的增加。隨著我國(guó)社會(huì)現(xiàn)代化進(jìn)程的發(fā)展，我國(guó)少兒撫養(yǎng)比下降的趨勢(shì)短時(shí)間內(nèi)不會(huì)改變。因此政府應(yīng)加大對(duì)少年兒童醫(yī)療保健需求的調(diào)研，結(jié)合當(dāng)前我國(guó)社會(huì)發(fā)展水平建立科學(xué)的少年兒童醫(yī)療保健體系，既要保障少年兒童的身心健康，又要適當(dāng)減輕家庭負(fù)擔(dān)。

[1]Newhouse J P.Medical-care Expenditure：A Cross-national Survey[J].The Journal of Human Resource，1977，12（1）：115-125.

[2]Getzen T E.Health care is an individual necessity and a national luxury：applying multilevel decision models to the analysisi of health care expenditures[J].Journal of Health Economics，2000（19）：259-270.

[3]葉明華，2011.醫(yī)療服務(wù)于農(nóng)民：奢侈品還是必需品——基于1990-2009年城鄉(xiāng)醫(yī)療需求收入彈性的比較研究[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題（6）：31.

[4]張穎熙，2015.醫(yī)療服務(wù)是必需品還是奢侈品？——基于中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭醫(yī)療衛(wèi)生支出彈性的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)（10）：101.

[5]何平平，2006.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口老齡化與醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)——中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（2）：92.

[6]顧衛(wèi)兵，張東剛，2008.城鄉(xiāng)居民收入與醫(yī)療保健支出關(guān)系的實(shí)證分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì)（2）：46.

[7]王學(xué)義，張沖，2013.中國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民醫(yī)療保健消費(fèi)[J].統(tǒng)計(jì)研究（3）：59.

[8]于洪帥，譚英華，史健勇，2012.我國(guó)人均衛(wèi)生總費(fèi)用增長(zhǎng)的實(shí)證分析[J].社會(huì)保障研究（5）：43-48.

[9]葉小青，徐娟，2014.人口結(jié)構(gòu)、環(huán)境質(zhì)量與居民健康支出[J].中國(guó)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)（1）：48-50.

[10]Christopher F.Baum.An introduction to Modern Econometrics Using Stata[M].Stata Press，2006：224.

[11]White，H.A heteroskedasticity-consistent covariance matrix estimator and a direct test for heteroskedasticity[J].Econometrica，1980，48（4）：821-827.

[12]Rafael.D.Hoyos，VasilisSarafidis.TestingforCross-SectionalDependence in Panel-Data Models.STATA JOURNAL，2006（2）：6（4）：488-496.

[13]Wooldridge，J.M.（2002）.Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data.Cambridge，Massachusetts：The MIT Press：319-320.

[14]HOECHLE D.Robust standard errors for panel regressions with cross-sectional dependence[J].Stata Journal，2007，7（3）：282-285.

[15]何平平，2006.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、人口老齡化與醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)——中國(guó)數(shù)據(jù)的計(jì)量分析[J].財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（2）：91-92.

[16]王學(xué)義，張沖，2013.中國(guó)人口年齡結(jié)構(gòu)與居民醫(yī)療保健消費(fèi)[J].統(tǒng)計(jì)研究（3）：62-63.

[17]Geten T.E.Population Aging and the Growth of Health Expenditures[J].Journal of Gerontolgy:Social Science，1992（9）：95-110.

[18]DormontB，GrignonM，HuberH.HealthExpenditureGrowth：Reassessing the Threat of Ageing[J].Health Economics，2006，15（9）：947-963.

[19]Pan J，Liu G G.The Determinants of Chinese Provincial Government Health Expenditures:Evidence from 2002-2006 Data[J].Health Economics，2012，21（7）：757-777.

[20]鄧峰，呂菊紅，高建民，等，2014.我國(guó)與發(fā)達(dá)國(guó)家醫(yī)療資源和衛(wèi)生費(fèi)用比較分析[J].中國(guó)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)（2）：92.

（責(zé)任編輯：D 校對(duì)：T）

F126.1；R195

A

1004-2768（2017）05-0010-07

2017-02-22

吉媛（1981-），女，重慶人，博士，四川工商學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)；蔣崧韜（1982-），男，四川成都人，四川大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：政治經(jīng)濟(jì)學(xué)。