劉小友，黨旺旺

（中國(guó)社會(huì)科學(xué)院大學(xué) 研究生院，北京 102488）

一、引言

2009 年啟動(dòng)的新醫(yī)改并沒有解決城鄉(xiāng)居民看病“貴”的問題。一方面，根據(jù)國(guó)家財(cái)政部的統(tǒng)計(jì)年鑒，國(guó)家財(cái)政用于醫(yī)療衛(wèi)生支出的比例大幅度增加。從2008 年的2 757 億元增加到2017 年的14 450.6億元，醫(yī)療衛(wèi)生支出占財(cái)政支出的比重也從2008年的4.4%上升到2017 年的7.1%。如圖1 所示，從1990—2017 年間，居民個(gè)人衛(wèi)生支出在衛(wèi)生總費(fèi)用中所占的比重經(jīng)歷了一個(gè)上升期后，從2002 年開始持續(xù)下降，到2017 年占比僅約30%；與此同時(shí)，政府和社會(huì)所承擔(dān)的比重在同比增加，2010 年社會(huì)支出比重超過個(gè)人支出所占比重，在衛(wèi)生總費(fèi)用中占比最大，且有持續(xù)上升趨勢(shì)。

另一方面，居民個(gè)人醫(yī)療保健支出占人均消費(fèi)支出的比重不斷增大，居民感到醫(yī)療負(fù)擔(dān)的加重。從1990—2017 年，城鎮(zhèn)居民個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出占消費(fèi)性支出的比重從2.0%上升到7.3%，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出占消費(fèi)性支出的比重從5.1%上升到9.7%。根據(jù)OECD 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，在2015—2017 年中，OECD 國(guó)家個(gè)人自費(fèi)醫(yī)療支出比重最高是5.3%（新西蘭），最低的是法國(guó)，個(gè)人自費(fèi)醫(yī)療支出占家庭消費(fèi)支出的1.4%，OECD 國(guó)家的平均水平是3.0%，中國(guó)居民人均醫(yī)療支出占消費(fèi)性支出的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于OECD 國(guó)家，并且增長(zhǎng)速度極快，1990—2017 年，城鎮(zhèn)居民人均消費(fèi)性支出從1990 年的1 278.9 元增長(zhǎng)到2017 年的24 445 元，凈增長(zhǎng)了18 倍；居民人均消費(fèi)性支出增長(zhǎng)的同時(shí)，居民的醫(yī)療保健支出也在翻倍增長(zhǎng)（見表1）。

圖1 衛(wèi)生總費(fèi)用中政府、社會(huì)和個(gè)人所占比重（%）（1990—2017）

表1 城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出情況（1990—2017）

從這些數(shù)字變化中可以看出，從1990—2017年，城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出有負(fù)擔(dān)加重的趨勢(shì)，這一方面歸因于收入的增加和觀念的轉(zhuǎn)變；另一方面也反映了人們享受同比例的醫(yī)療服務(wù)的增加需要付出更多的成本，看病“貴”的感受越發(fā)深刻。這就形成了一個(gè)“悖論”：財(cái)政用于醫(yī)療衛(wèi)生的支出增加和個(gè)人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費(fèi)用的比重降低，但是，居民個(gè)人的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)并沒有減輕，相對(duì)于收入的增長(zhǎng)速度反而有加重的趨勢(shì)，這說明了居民的醫(yī)療支出不斷被新的成本所稀釋了。找到形成此悖論的原因所在，是解決居民看病“貴”問題的關(guān)鍵。

二、文獻(xiàn)綜述和理論基礎(chǔ)

（一）文獻(xiàn)綜述

一部分學(xué)者從醫(yī)療服務(wù)需求側(cè)的角度對(duì)醫(yī)療支出展開研究，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，人均收入、教育水平、地區(qū)差異政策等因素對(duì)就醫(yī)支出有不同的影響（陳杰和韓彬，2011[1]；吉媛和蔣崧韜，2017[2]），一部分學(xué)者從“鮑莫爾成本病”的角度研究了醫(yī)療服務(wù)行業(yè)是否存在成本病問題，驗(yàn)證了“鮑莫爾成本”和以藥養(yǎng)醫(yī)對(duì)醫(yī)療成本增長(zhǎng)的影響機(jī)制，認(rèn)為人力成本上升導(dǎo)致的“鮑莫爾成本病”因素顯著高于“以藥養(yǎng)醫(yī)”的影響（解洪濤等，2015[3]；文禮朋和張濟(jì)軒，2018[4]）。也有國(guó)外學(xué)者對(duì)此進(jìn)行探究（Akinwande Atanda 和Letícia Xander 等），利用OECD 數(shù)據(jù)庫(kù)，在鮑莫爾假說的基礎(chǔ)上建立了兩部門模型，驗(yàn)證醫(yī)療服務(wù)是否被鮑莫爾成本病所影響[5]，發(fā)現(xiàn)“停滯部門”中存在的成本病并不會(huì)影響醫(yī)療服務(wù)，但是與醫(yī)療相關(guān)的成本會(huì)上升[6]。

以上的研究成果表明，醫(yī)療服務(wù)行業(yè)存在成本病問題，但是對(duì)于成本病形成的原因有不同的結(jié)論。一方面，醫(yī)療服務(wù)行業(yè)不同于一般的服務(wù)業(yè)，存在供給誘導(dǎo)需求的可能性；另一方面，以公立醫(yī)院為主的醫(yī)療服務(wù)供給模式具有一定特殊性。已有的文獻(xiàn)很少?gòu)尼t(yī)師人力成本的角度去分析醫(yī)療支出，本文立足于鮑莫爾成本病理論，試圖分析醫(yī)生工資水平對(duì)人均醫(yī)療負(fù)擔(dān)費(fèi)用的影響程度。

（二）理論基礎(chǔ)

根據(jù)威廉·鮑莫爾（Baumol）在1967 年一篇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)論文提到了成本病問題[7]，認(rèn)為醫(yī)療服務(wù)（Health Care）屬于生產(chǎn)率“停滯部門”（Stagnant Sector），其成本的增長(zhǎng)速度快于生產(chǎn)率的增長(zhǎng)速度，原因在于醫(yī)療服務(wù)行業(yè)的技術(shù)替代率低，難以通過使用現(xiàn)代機(jī)器設(shè)備大規(guī)模提高生產(chǎn)服務(wù)效率，只能不斷增加人力資源投入，才能滿足不斷上漲的醫(yī)療服務(wù)需求。而且醫(yī)療服務(wù)行業(yè)存在供給誘導(dǎo)需求的潛在性質(zhì)，新增加到醫(yī)療服務(wù)行業(yè)的醫(yī)師就會(huì)創(chuàng)造相應(yīng)的需求[8]?！斑M(jìn)步部門”由于技術(shù)進(jìn)步提高了生產(chǎn)率社會(huì)工資會(huì)提高，相應(yīng)的作為“停滯部門”的醫(yī)療服務(wù)行業(yè)由于技術(shù)替代率低，其生產(chǎn)效率沒有很大的提高，但是工資會(huì)隨著“進(jìn)步部門”而提高，所以最終導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)行業(yè)的成本增加。結(jié)合鮑莫爾成本病理論，本文致力于回答一個(gè)問題：我國(guó)城鄉(xiāng)居民人均醫(yī)療費(fèi)用支出的不均衡上漲，是否是成本病所導(dǎo)致的，即人們看病“貴”的問題是否是由于醫(yī)療服務(wù)行業(yè)中醫(yī)師的高工資造成的。

三、模型設(shè)定和變量選取

（一）模型設(shè)定

此本文采用了2014—2017 年31 個(gè)省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，一方面使得模型體現(xiàn)了省份之間的地區(qū)差異，另一方面也增大的估計(jì)結(jié)果的解釋力。由于城鄉(xiāng)居民人均醫(yī)療費(fèi)用支出是一個(gè)連續(xù)的經(jīng)濟(jì)變量，可以用以下對(duì)數(shù)線性模型進(jìn)行估計(jì)：

各個(gè)變量的具體含義如表2 所示。

表2 變量名及其經(jīng)濟(jì)含義

（二）變量選取

模型中被解釋變量為城鄉(xiāng)居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出，主要解釋變量包括醫(yī)生的工資、每千人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)和居民平均年就診人次。因?yàn)楣べY和支出都是隨價(jià)格波動(dòng)的貨幣支出，所以取對(duì)數(shù)，觀察人均醫(yī)療消費(fèi)支出對(duì)工資上升或下降的敏感度。選取醫(yī)生的數(shù)量作為解釋變量是基于供給誘導(dǎo)需求的假說，如果此假說為真，那么隨著醫(yī)生供給數(shù)量的增加，居民看病的次數(shù)和所花費(fèi)的費(fèi)用也會(huì)相應(yīng)上升。

人均可支配收入、住院病人人均醫(yī)藥費(fèi)、門診病人人均醫(yī)藥費(fèi)作為控制變量加入模型，收入的增速慢于醫(yī)療支出的增速，這是本文研究的起點(diǎn)，并從鮑莫爾成本病的角度，從醫(yī)生的工資、人數(shù)和居民就診次數(shù)等變量中尋找答案。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

本文所使用數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“就業(yè)和工資”一欄中不同行業(yè)的工資數(shù)據(jù)，以及《中國(guó)衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》中“醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療經(jīng)費(fèi)”欄目中的相關(guān)數(shù)據(jù)，一共包括2014—2017 年31個(gè)省份的數(shù)據(jù)（不包括臺(tái)灣、香港和澳門地區(qū)）。

本文采取《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的“衛(wèi)生和社會(huì)工作行業(yè)的平均工資”作為醫(yī)生的工資數(shù)據(jù)。由于該行業(yè)還包括社會(huì)工作行業(yè)及衛(wèi)生行業(yè)中的非醫(yī)師職業(yè)人員，一定程度上拉低了醫(yī)師的工資水平。但是本文有以下兩點(diǎn)選取理由：一是根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，“衛(wèi)生和社會(huì)行業(yè)的平均工資”的統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)只包括城鎮(zhèn)非私營(yíng)單位，不包括農(nóng)村公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)務(wù)人員的工資，一定程度上提高了整個(gè)行業(yè)的工資水平；二是在醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)中，非衛(wèi)生技術(shù)人員的比重很小。所以，可將“衛(wèi)生和社會(huì)工作的平均工資”估計(jì)為醫(yī)生的工資收入。

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）模型參數(shù)估計(jì)

首先對(duì)面板數(shù)據(jù)的主要特征進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)：2014—2017 年，31 個(gè)省份的居民人均醫(yī)療消費(fèi)支出是1 145.006 元，醫(yī)生的平均工資是77 283.59元，每千人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)是6.1 人，居民平均就診次數(shù)是5.5 次，門診和住院的人均費(fèi)用分別是230.8 元和8 819.9 元，全國(guó)居民的人均可支配收入是22 931.8 元。

因?yàn)闃颖緮?shù)據(jù)中的年份數(shù)據(jù)較少，所以不再進(jìn)行單位根和協(xié)整檢驗(yàn)。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 所示：可以看出，醫(yī)生的工資收入與人均醫(yī)療費(fèi)用之間的彈性關(guān)系為負(fù)，且彈性大于0.5。隨著控制變量的增加，解釋變量的顯著性也增強(qiáng)，說明醫(yī)生的工資與人均醫(yī)療支出之間的關(guān)系是較為顯著的反向關(guān)系。其次，模型采用固定效應(yīng)回歸方法對(duì)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，這一方法對(duì)優(yōu)勢(shì)在于可以控制省份之間存在的差異性，比如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異和醫(yī)療衛(wèi)生資源差異等。采用固定效應(yīng)估計(jì)的結(jié)果如表3 中的model4，個(gè)體效應(yīng)的F 統(tǒng)計(jì)量為F（30，87）=14.59，Prob＞F=0.0000，這表明該模型中省際個(gè)體效應(yīng)是顯著的。

表3 估計(jì)結(jié)果匯總

除此之外，面板數(shù)據(jù)還需通過Hausman 檢驗(yàn)方法來判斷選擇固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)方法。Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示，應(yīng)拒絕Hausman 的原假設(shè)而采用固定效應(yīng)模型。

表4 Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果匯總表

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用兩種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，一是普通的固定效應(yīng)回歸模型的robust 檢驗(yàn)，二是普通OLS檢驗(yàn)。robust 檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn) 統(tǒng)計(jì)量F（6.30）=87.20，Prob＞F=0.0000，說明模型存在異方差性，但是回歸結(jié)果中除了解釋變量的P 值有所下降，其他估計(jì)結(jié)果均沒有發(fā)生變化；其次，通過普通OLS 回歸，發(fā)現(xiàn)解釋變量的系數(shù)從減?。?0.838 到-0.543），但是顯著性增強(qiáng)，這說明模型的穩(wěn)健性較強(qiáng)。

（三）估計(jì)結(jié)果及討論

根據(jù)表3 中的model4，模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

從這個(gè)估計(jì)結(jié)果可以看出，醫(yī)生工資的估計(jì)系數(shù)為-0.838，且結(jié)果顯著，這表明醫(yī)生工資與居民人均醫(yī)療衛(wèi)生支出之間存在反向彈性關(guān)系。當(dāng)控制住其他變量時(shí)，醫(yī)生的工資每上升一個(gè)單位，居民人均醫(yī)療衛(wèi)生支出降低0.838 個(gè)百分點(diǎn)，根據(jù)誘導(dǎo)需求理論，當(dāng)醫(yī)生工資水平偏低的時(shí)候，醫(yī)生會(huì)有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)誘導(dǎo)患者增加不必要的醫(yī)療需求，比如多開藥、開貴藥或者多做檢查，這些行為都會(huì)增加居民的醫(yī)療衛(wèi)生支出，造成醫(yī)療負(fù)擔(dān)加重。當(dāng)然，人均可支配收入對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生支出具有決定性作用，根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，人均可支配收入每上升一個(gè)單位，人均醫(yī)療衛(wèi)生支出增加3.916 個(gè)百分點(diǎn)，這說明隨著收入的上升，人們的消費(fèi)能力提升和消費(fèi)觀念轉(zhuǎn)變，越來越注重健康的同時(shí)也增加了對(duì)更高水平醫(yī)療服務(wù)的需求。

根據(jù)模型統(tǒng)計(jì)結(jié)果，我國(guó)醫(yī)療服務(wù)行業(yè)醫(yī)生的工資水平似乎不是造成醫(yī)療服務(wù)行業(yè)成本高和人均醫(yī)療衛(wèi)生支出水平高的原因。產(chǎn)生這種結(jié)果的可能原因是樣本所使用數(shù)據(jù)是統(tǒng)計(jì)年鑒中的官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，部分灰色收入沒有納入到數(shù)據(jù)分析中，造成一定程度上低估了醫(yī)生的真實(shí)收入。

五、結(jié)論及政策含義

依據(jù)本文的樣本數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：我國(guó)醫(yī)療服務(wù)行業(yè)不存在顯著的鮑莫爾病問題，但是發(fā)現(xiàn)醫(yī)生薪酬水平和人均醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用之間顯著的反向彈性關(guān)系，這說明醫(yī)生的薪酬激勵(lì)制度影響醫(yī)生行為，進(jìn)而影響人均醫(yī)療支出。由于我國(guó)醫(yī)生的制度性工資水平低于OECD 國(guó)家，工資水平低且激勵(lì)機(jī)制不合理造成醫(yī)生的行為扭曲。直接表現(xiàn)為醫(yī)生群體對(duì)自身的收入不滿意，并間接體現(xiàn)在診療服務(wù)中。制度工資水平?jīng)]有反映其真實(shí)的勞動(dòng)價(jià)值，所以會(huì)激勵(lì)醫(yī)生通過一些制度“漏洞”來謀求更高的收入。這些制度漏洞一方面體現(xiàn)為通過收藥商代表的回扣和患者紅包的方式來增加收入，另一方面表現(xiàn)在診療過程中誘導(dǎo)患者多做檢查和開藥。后者直接導(dǎo)致患者的醫(yī)療支出增大，進(jìn)而造成醫(yī)療負(fù)擔(dān)的加重。

此結(jié)論一定程度上可以解釋本文引言部分所提到的醫(yī)療衛(wèi)生行業(yè)的“悖論”：盡管政府的醫(yī)療衛(wèi)生財(cái)政投入增大、社會(huì)保險(xiǎn)水平提高、個(gè)人醫(yī)療衛(wèi)生支出占比下降，但是人均醫(yī)療衛(wèi)生支出占消費(fèi)性支出的比重依然很大，且居民感受到的醫(yī)療負(fù)擔(dān)并沒有減輕。有兩個(gè)政策要點(diǎn)：第一，解決看病“貴”的問題，不僅僅是“增加政府財(cái)政投入”這么簡(jiǎn)單，需要找準(zhǔn)造成居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)加重的原因，從而采取針對(duì)性的解決措施；第二，要建立符合醫(yī)療行業(yè)特點(diǎn)的薪酬制度和績(jī)效考評(píng)制度，合理提高醫(yī)生的制度性工資水平，使得醫(yī)生的勞動(dòng)收入體現(xiàn)其勞動(dòng)價(jià)值和成本，合理的薪酬制度會(huì)激勵(lì)醫(yī)生根據(jù)客觀病情需要為患者提供醫(yī)療服務(wù)，而減少機(jī)會(huì)主義的發(fā)生，同時(shí)通過適當(dāng)?shù)耐顺鰴C(jī)制增加不合理診療行為的機(jī)會(huì)成本，規(guī)范醫(yī)療服務(wù)供給市場(chǎng)，減輕居民看病負(fù)擔(dān)。