曹 陽，戴玉娟

（中國藥科大學國際醫(yī)藥商學院，南京 210009）

改革開放近四十年來，隨著我國經(jīng)濟水平的不斷提高和醫(yī)療技術的不斷改進，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劃生育政策的執(zhí)行，生育率逐漸下降，種種原因最終導致我國老年人口的規(guī)模和比重持續(xù)上升。國家統(tǒng)計局最新頒布的《2015年中國統(tǒng)計年鑒》顯示，目前我國總人口有13.68億，其中65歲以上人口已達1.38億，占總人數(shù)的10.1%。顯然，根據(jù)國際公認的人口老齡化劃分標準（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，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工，這使得農(nóng)村地區(qū)的老齡化問題比城鎮(zhèn)更嚴重。與此同時，近年來，我國農(nóng)村居民的醫(yī)療保健消費占比增速也明顯超過了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費，2010—2015年期間，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費占比從7.44%增長到8.99%，而城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費占比僅從6.47%增長到6.53%。由此看出，農(nóng)村居民的老齡化及醫(yī)療保健消費問題更需要引起全社會的關注。

另外，在古往今來的一系列消費行為研究中，收入一直被經(jīng)濟學家視為消費的重要影響因素，所以，醫(yī)療保健消費，作為農(nóng)村居民消費的重要組成部分，其研究也很有必要考慮收入所帶來的影響。收入對醫(yī)療消費的雙重效應導致收入對醫(yī)療消費產(chǎn)生影響：一方面，由于財富效應，高收入者伴隨著高消費需求和能力，其醫(yī)療消費也會高[1]；另一方面，由于健康效應，低收入者通常因為生活條件不佳導致易受疾病侵襲，也會產(chǎn)生較高的醫(yī)療消費[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)療消費需求變化趨勢的預測、健康保障制度的改革具有重大的借鑒意義。

一、文獻回顧

在收入對醫(yī)療保健消費支出的影響方面，國外學者早已進行了大量的研究與實證分析。部分學者，比如Gerdthametal，認為，老齡化對醫(yī)療保健消費支出呈正相關作用[3]；更多學者，比如Roberts等，均得出老齡化對醫(yī)療保健消費支出不存在顯著影響的研究結論[4]；另外，Kornai和McHale認為，發(fā)達國家的醫(yī)療保健消費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[5]。

我國在醫(yī)療保健消費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)療保健消費支出的上漲，但是收入水平（人均GDP）對醫(yī)療保健消費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)估計方法對我國居民醫(yī)療保健支出進行回歸，分析得出，醫(yī)療服務供給水平是影響醫(yī)療保健支出的最主要因素[8]。

根據(jù)學術界目前的研究成果，可以總結出收入對醫(yī)療保健消費存在一定的影響，但大多數(shù)學者的研究僅限于全國居民的整體醫(yī)療保健消費范圍，雖然也有個別學者研究農(nóng)村地區(qū)收入對醫(yī)療保健消費的影響，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論有待進一步推敲。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)，建立固定效應模型以排除不同農(nóng)村地區(qū)間的差異性干擾，運用Stata軟件定量分析老齡化背景下收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費的影響，并針對實證分析結果給出相應的政策建議。

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)療保健消費的影響。

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

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)村居民消費價格指數(shù)（以2010年為基準期）換算成實際數(shù)據(jù)，排除物價因素的干擾，反映農(nóng)村居民的實際收入水平。

其中，考慮到物價因素的干擾，將人均醫(yī)療保健支出用農(nóng)村醫(yī)療保健消費者價格指數(shù)（以2010年為基期）換算成實際人均醫(yī)療保健支出數(shù)據(jù)，將人均可支配收入用農(nóng)村居民消費者價格指數(shù)（以2010年為基期）換算成實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

結合數(shù)據(jù)的更新以及可獲得性，本文搜集并運用的是全國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)療保健消費支出、自變量老年人口撫養(yǎng)比和人均可支配收入、運算涉及到的醫(yī)療保健消費價格指數(shù)數(shù)據(jù)均出自2011—2016年《中國統(tǒng)計年鑒》或從中計算得到。

三、模型設定

面板數(shù)據(jù)（paneldata），由于它的二維特性，優(yōu)點頗多，能考慮不同個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自變量之間的相關性以增強模型方程式的有效性，從而使最終得出的參數(shù)估計值更科學、準確，有利于學者進一步研究。面板數(shù)據(jù)模型最基本的形式是個體效應模型，根據(jù)判斷該模型方程式中代表個體效應的截距項是否與自變量存在相關性將其分為固定效應模型（FE）和隨機效應模型（RE）兩種，兩者均能考慮個體差異對因變量的影響，從而為我們排除個體差異以科學分析自變量對因變量的影響。

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

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

關于固定效應和隨機效應的選擇，目前業(yè)界廣泛認可的是Hausman檢驗。其原理是：

原假設H0：個體效應截距項μi與自變量Xit不相關，即隨機效應是正確模型。

檢驗過程中運用hausman建立的H統(tǒng)計量，H統(tǒng)計量近似服從卡方分布。

檢驗結果中，給定顯著性水平的前提下，H統(tǒng)計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，選用固定效應模型，反之，選用隨機效應模型。

首先，運用Stata計量軟件中的xtdescribe命令，檢驗本文涉及的31省五年3個變量的面板數(shù)據(jù)的平衡性，結果顯示具有平衡性，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檢驗結果（見下頁表2）中可以看出，H∽chi2（2）=28.11，接受原假設的概率值為 0.0000，小于0.05（95%的顯著性水平），故原假設不成立，選用固定效應模型展開分析更為合理。

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

模型中，i表示30個省份，t表示2010—2015個年份，μi代表個體效應截距項，εit表示隨機誤差項，lnhceit指第i個省份農(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、實證結果與分析

根據(jù)2010—2015年我國31個省的截面數(shù)據(jù)，運用Stata軟件進行模型分析。考慮到同一省份的農(nóng)村地區(qū)在不同時期的隨機誤差項（εit）之間一般會存在相關性（簡稱“序列相關”），為了消除序列相關性并保證模型的穩(wěn)健性，需要進行隨機誤差項修正，故在Stata軟件中附加命令語言“r”（“r”表示聚類穩(wěn)健標準誤，有修正誤差項的作用），模型的參數(shù)估計結果（如表3所示）。

表2 Hausman檢驗結果

從估計結果中可以看出，R2統(tǒng)計值為0.9650，說明該模型的擬合效果很好；F 統(tǒng)計量 F（2，30）=378.45，P 值 =0.0000，說明F檢驗結果拒絕原假設，表明參數(shù)整體相當顯著，即兩個自變量聯(lián)合在一個方程式中能夠很好地解釋因變量。從各個自變量的t統(tǒng)計量、相應的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)計量對應的概率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）。

表3 農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費固定效應模型估計結果

第一，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費受人口老齡化正向影響顯著。從自變量的參數(shù)估計值中可以看到，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個百分點，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出費用增漲1.06%，說明農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費受老年人口撫養(yǎng)比的正向影響趨勢不可忽略，尤其在中國老齡化日益嚴重的大背景下，該趨勢須引起重視。進一步分析人口老齡化積極影響農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費的原因，主要是以下幾點：首先，農(nóng)村地區(qū)老年人口的增加意味著當?shù)氐目傮w健康狀況會隨之下降，間接導致農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療消費的上漲；其次，農(nóng)村地區(qū)近年來經(jīng)濟水平不斷提高，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烈，這也間接帶來了醫(yī)療保健消費的增加。

第二，農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費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)療保健支出費用增加1.338314%。顯然，收入對農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費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，當居民由于收入水平低無法負擔足夠的醫(yī)療保健費用時（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，當收入水平增加，擴大他們在醫(yī)療保健方面的費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)療保健消費的因素中，收入一直以來都承擔著非常重要的角色。

五、結論與建議

農(nóng)村地區(qū)的居民醫(yī)療保健支出，包含消費的性質(zhì)，但對國家來說，也是一種長遠性的人力投資。首先，看病就醫(yī)等醫(yī)療保健消費行為能夠提高農(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，這種消費給居民帶來的健康效應為國家經(jīng)濟穩(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)濟增長的政策新形勢下，居民醫(yī)療保健消費，作為消費結構中不可忽略的一個分支，毫無疑問為中國經(jīng)濟發(fā)展灌輸了內(nèi)源性動力。因此，根據(jù)上文闡述的實證結果分析內(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)老保險福利政策雖然已經(jīng)實行數(shù)年，但還沒有覆蓋到每家每戶，說明國家在積極引導農(nóng)村居民參加養(yǎng)老保險的方面需要繼續(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)老保險的重要性，保證養(yǎng)老保險資金籌集、運用過程中的公正性；其次，科學、合理規(guī)范農(nóng)村養(yǎng)老基金的運用程序，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，合理擴大農(nóng)村老年人醫(yī)療保健的補貼性支出。根據(jù)實證分析，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，這就很容易導致農(nóng)村本不富裕的家庭會因為老年人的醫(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，積極出臺維護農(nóng)民利益的農(nóng)業(yè)政策，增加農(nóng)民實際收入。經(jīng)過本文的實證研究，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)結構的調(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)推進并最終實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，擴展農(nóng)產(chǎn)品價值鏈，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)進行農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化深入發(fā)展教育與指導。此外，注重收入分配政策方面的合理調(diào)整也會促進農(nóng)村居民收入水平的增加。當然，對于遠在外地務工的農(nóng)民工，國家也需要繼續(xù)完善就業(yè)等相關法律政策來維護他們在面對工資拖欠問題時的切身利益。只有當農(nóng)民獲得的實際收入確確實實增加了，農(nóng)民才真正具有了消費潛力，才會有能力去進行自身的健康投資，改善健康狀況的同時也為中國醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)發(fā)展增添動力，從而為中國整體的經(jīng)濟發(fā)展做貢獻。

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