中国农村居民家庭医疗消费支出的影响因素及弹性分析

谭 涛，张燕媛，何 军

(1.南京农业大学 公共管理学院，江苏 南京210095；2.南京农业大学 经济管理学院，江苏 南京210095)

一、问题的提出

农村医疗卫生服务的完善是农村经济社会发展和全面小康社会建设的健康屏障，关乎农村居民的生存、生活和发展。截至2012年底，全国参加新农合的人数已达8.05亿，参合率为98.3%(中国统计摘要，2013)，新农合的试点与推进在一定程度上促进了农村地区医疗卫生事业的发展，缓解了农村地区“因病致贫、因病返贫”的困境。但我国农村居民的医疗负担仍然沉重，2012年农村居民人均纯收入实际增速为10.7%，而当年农村居民人均医疗保健支出的增速为17.6%，医疗保健费用支出增速明显超过纯收入增速(中国统计年鉴，2013)，而且低收入户的门诊和住院医疗支出负担率均远高于高收入户的负担率，疾病损伤成为农户贫困的最重要原因(王翌秋，2008)。因此，研究我国农村居民家庭的医疗消费问题成为政府和学者关注的重要课题。

现有研究成果主要集中于医疗消费本身，尤其是关注个体和家庭的医疗消费决策、医疗支出水平及其影响因素，而较少有研究把医疗消费支出这样一种服务性生活消费支出纳入农村居民的整体消费结构，与食品、燃料、文化教育以及其他生活消费支出联系起来进行综合考虑和对比分析，特别是家庭生活消费结构变化与医疗消费支出变化相联系的研究则更少。为此，本文实证分析农村居民家庭医疗消费支出的影响因素，并进一步计算农村居民家庭医疗消费支出的自价格弹性、支出弹性以及医疗消费支出与食品、燃料、文化教育及其他生活消费支出的交叉价格弹性。此外，为了更好地了解不同收入农户医疗消费支出的价格弹性，还将对样本农户进行收入分层，分别计算低收入农户和中、高收入农户医疗消费的价格弹性。本文其余部分安排如下：第二部分是文献回顾与研究假说，第三部分是模型推导和数据描述，第四部分是估计结果分析，第五部分是结论与展望。

二、文献回顾与研究假说

(一)文献回顾。在已有的关于农村居民家庭消费结构的研究中，国外学者较多关注发展中国家农村居民家庭的消费结构，尤其是其食物消费结构(Meenakshi 和 Ray,1999；Mittal, 2010；Kumar等,2011)，对中国农村居民家庭消费结构的研究同样也大多集中于食物消费结构领域(Zhuang 和 Abbott, 2007；Wang等, 2011)。国内学者则聚焦于农产品和食物消费结构领域，即使有研究涉及医疗消费，也只是在分析居民总体消费结构时对其有所提及(张凡永，2007；郭爱君和武国荣，2008)，较少单独对医疗消费支出进行详细分析。

关于农村居民医疗消费的研究主要侧重于使用两部分模型(Two-Part Model)来分析医疗消费选择和医疗消费支出及其影响因素(林相森和舒元，2007；叶春辉等，2008)。也有部分学者开始逐渐关注医疗消费的弹性，其研究表明医疗消费是一种必需品(Chow,2006；封进和秦蓓，2006)；Zhou等(2011)基于住院服务和门诊服务的比较，分析了农村居民医疗服务的需求弹性，发现门诊服务比住院服务对价格更具敏感性，而且随着收入的增长，住院服务的需求增速快于门诊服务。但上述研究主要关注农村居民医疗消费支出的自价格弹性和收入弹性，而医疗消费支出与其他生活消费支出之间的交叉弹性缺乏详细的实证研究。

基于恩格尔曲线形状构建的需求系统模型(如ELES模型、AIDS模型)是研究者们常用的方法，它不仅能够分析居民家庭在既定收入与价格下的消费分配问题，还能够解释消费者行为及偏好。相对于ELES模型，AIDS模型可以一阶逼近任何一种需求系统模型，且能容纳其他社会经济特征变量，并具有经济解释力强、弹性估计灵活等特点，因此获得较多使用(Chen 和 Veeman,1991；Buse, 1994；Fan等, 1995；姜百臣，2007)。从恩格尔曲线跨越函数空间的秩来看，AIDS属于2秩模型，此时恩格尔曲线是线性的，Banks等(1997)进一步放宽了AIDS模型的假设条件，允许边际消费份额随收入发生非线性的二次变化，将其扩展为更加符合实际的3秩的Quadratic AIDS模型，之后QUAIDS模型也受到越来越多学者的青睐。

(二)研究假说。目前学者们在分析医疗消费支出时关注的变量除了年龄、性别等个人特征变量外，主要是收入、受教育程度、身体健康状况(由于身体健康状况是内生变量，本文不予考虑)以及地区虚拟变量。大多学者认为收入对医疗支出的影响为正，这其中有两重效应：一是财富效应，医疗消费作为正常品，收入越高的人其医疗支出越高；二是健康效应，即收入较高的人其健康状况可能相对较好，导致其他条件相同时，其医疗支出相对较少(叶春辉等，2008)。对于受教育程度的影响，不少学者认为虽然接受更多的教育可以降低患病概率，但是却可能增加患病以后的医疗支出(李珍珍和封进，2006；申志伟和蒋远胜，2008)。此外，很多研究在分析医疗消费支出时都会考虑地区差异(史清华和顾海英，2004；王翌秋和雷晓燕，2011)，因为在中国，当前居民收入在地区间的差异仍然比较显著，这可能会进一步影响居民的医疗消费支出。据此，提出本文第一个假说：

假说1：农村居民的收入水平和受教育程度对医疗消费支出有正向影响；就地区差异而言，从东部地区到西部地区，随着收入水平的降低，医疗消费支出也随之降低。

在有关医疗消费支出弹性的研究方面，Chow(2006)通过建立中国医疗服务的需求函数，估计得到中国医疗服务需求的价格弹性为-0.63，收入弹性为1.18。封进和秦蓓(2006)利用1989年和1997年的CHNS数据计算得到这两年中国农村医疗消费价格弹性分别为-0.81和-0.58，两个时期医疗消费的价格弹性都不足。本文将讨论根据QUAIDS结果转化得到的自价格弹性、交叉价格弹性和支出(收入)弹性。据此，本文提出第二个假说：

假说2：医疗消费是生活必需品，自价格弹性绝对值小于1；而随着收入的增加，医疗消费会逐步增加，支出弹性有可能大于1。

学者们较多关注医疗消费的自价格弹性和收入弹性，鲜有涉及医疗消费支出与其他消费支出的交叉价格弹性。但是在讨论某一商品需求量或者某一消费支出时，其余商品的价格并非是保持不变的，几类商品价格中的任何一个发生变化必定会影响某一商品的需求量，其综合效应结果可能为正，也可能为负(尼科尔森，2008)。据此，本文提出第三个假说：

假说3：其他生活消费品价格的变动会对医疗消费支出产生正向或负向影响。

三、模型设定和数据描述

(一)模型设定

1.基本的QUAIDS模型。本文运用Banks等(1997)提出的QUAIDS模型对中国25个省份农户的医疗消费支出和与之相关的各项弹性进行估计，模型形式如下：

(1)

2.加入家庭特征变量的QUAIDS模型。本文进一步将农户家庭特征变量整合到QUAIDS模型中，一并考虑其对农村居民医疗消费支出的影响，包括家庭规模、家庭劳动力人数、家庭劳动力平均受教育程度、家庭收入、家庭劳动力平均外出打工时间和家庭被抚养人口数等。

我们用z代表家庭特征变量向量，eR(p,u)定义为参照家庭的支出函数，参照家庭是只包含一个成人的家庭。每一个农户家庭的支出函数如下：

e(p,z,u)=m0(p,z,u)×eR(p,u)

(2)

因此，消费支出份额可进一步表示为：

(3)

3.弹性推导。QUAIDS的最后结果要转化成更具解释意义的弹性，本文涉及价格弹性(非补偿价格弹性和补偿价格弹性)和支出弹性。商品i的非补偿价格弹性的表达式为：

(4)

商品i的支出(收入)弹性表达式为：

(5)

(二)数据描述。本文所用的农户数据来自2010年农业部农村固定观察点调查数据，覆盖全国31个省份20 100个农户，调查信息包括人口统计学特征、收入、消费支出以及一系列其他反映农户社会经济状况的变量，剔除数据缺失、数据异常以及数据有误的样本，最终剩余有效样本16 302个[注]本文剔除了新疆、西藏、内蒙古、青海、宁夏和甘肃6个边远省份的样本，这6个省份的统计数据缺失较多，而且六省份农业人口只占全国农业人口的7.3%左右，剔除该部分样本不会对总体样本产生较大影响，也可以控制样本差异过大。。由于本文侧重分析医疗消费支出及其弹性，为突出分析的重点，并未包含全部8类生活消费[注]农村固定观察点调查数据包括10类生活消费，即食品、衣着、燃料、耐用品、交通通讯、住房、医疗服务、文化教育、保险、旅游。其中住房支出用于房屋建造和修缮，不能真实反映农户当年的生活消费状况；保险支出包括购买农业、养老和医疗保险，由于每个省份规定相同的保险交纳额度，相同省份农户的这项支出一致，也不具有比较意义，因此农村居民当年的生活消费主要包括除住房和保险支出之外的8类。，除医疗消费外，只选取了食品、燃料和文化教育三类消费支出，对其他消费则进行加总以otherExp代替。此外，由于各类生活消费品的价格不在该调查范围内，因此本文中各类生活消费品的价格根据2010年《中国统计年鉴》、《中国物价年鉴》等加权获得[注]8类消费价格的计算方法：通过对其所包含的商品(服务)的价格进行加权平均获得，各省份所有样本面临的价格一致,加总的消费品价格则由以其支出预算份额为权重的加权平均得出。对于部分缺失数据的省份，则通过李秀敏等在《我国地区购买力平价对地区差距测算结果的修正》测算得到的以上海为基准各地区的购买力平价进行推算。。

表1 样本的描述性统计

表1是2010年样本农户家庭特征变量、各类生活消费支出及其价格的描述性统计结果。样本农户的家庭规模为3.83人左右，家庭劳动力人数约为3.04人，被抚养人口均值约为1.15人。样本农户劳动力的平均受教育程度为7.57年，平均外出打工时间为80.28天。样本农户家庭年收入的平均值为44 519元。在农村居民生活消费支出中，食品消费是主要部分，其均值为7 271元，占生活消费支出的34%左右，医疗和文化教育支出也占较大的比例，二者之和大约占生活消费支出的15%。本样本数据与统计年鉴中对应数据的差距不大，以本文研究的医疗消费为例，根据样本数据得到的医疗保健消费占生活消费支出比重大约为7.12%，而《中国统计年鉴》中的这一比值为7.44%，两个数据相当接近。

四、实证结果分析

(一)医疗消费支出的影响因素分析。表2是QUAIDS模型的部分估计结果，主要报告家庭特征变量对各项生活消费支出的影响系数和标准差。可以看到，家庭规模、家庭收入对医疗消费支出产生正向影响；而家庭劳动力人数、地区差异(主要是西部地区)对医疗消费支出有负的影响。这个结果基本印证了假说1，除了假说1中考虑的收入、受教育程度(系数虽然为正，但不显著)和地区差异，家庭规模以及家庭劳动力人数对医疗消费支出也有显著影响。家庭劳动力数量与医疗消费的负相关关系，可能是由于家庭劳动力人数越多，说明家庭中青壮年或者身体健康的人数越多，被抚养和身体状况差的人数就越少，医疗消费支出也就相对较少。

表2 QUAIDS模型估计结果

注：***、**和*分别表示1%、5%和10%的统计显著性水平。

表3是家庭特征变量的Wald检验，其P值均小于0.01，具有统计显著性，表明模型估计时加入这些约束条件较之无约束条件有更好的拟合。

(二)总体弹性分析。QUAIDS模型的结果需要转化为更具解释意义的弹性。表4是基于QUAIDS模型估计结果计算而得的非补偿价格弹性、补偿价格弹性和支出弹性，以下三点结果基本印证了假说2和假说3。

表3 家庭特征变量的Wald检验

1.从总体上来说，各类消费的自价格弹性均为负，基本符合家庭生活消费价格弹性的一般特征。从表4第一部分可以看出，医疗消费的自价格弹性是-0.9522，对居民而言医疗服务是一项刚性支出，大体上属于生活必需品。表4第二部分为经过收入补偿的价格弹性，这部分医疗消费支出的自价格弹性是-0.7781，经过收入补偿后的医疗消费的自价格弹性绝对值有所下降，但与非补偿价格弹性变化并不大。

2.交叉价格弹性表示在一定时期内一种商品的需求量的变动对于其相关商品价格变动的反应程度。除食品之外的其他消费价格变动对医疗消费的需求或支出的影响均不是很大；经过收入补偿后，医疗消费与文化教育消费以及其他消费的交叉价格弹性的符号发生了变化，但绝对值远小于1，影响变化不大。医疗消费与食品消费的交叉价格弹性为-1.6054，经过收入补偿后为-0.5944，说明对农户进行收入补偿，在一定程度上能减少食品消费价格上升对医疗消费支出的负向影响。

3.消费支出弹性反映了农村居民家庭生活消费总支出每变化1%所引致的各类支出变化的程度。如表4最后一行所示，医疗服务的支出弹性为1.9705，大于1，说明随着收入(支出)的增加，农村居民家庭会增加(减少)对医疗服务的消费，陈启杰和田圣炳(2005)利用扩展的线性支出模型也得到了相似结果，即随着收入增加，医疗保健消费支出将稳步上升。

表4 消费弹性

(三)基于收入分层的弹性分析。为了更好地了解不同收入农户医疗消费支出价格弹性的情况，本文在分析总体价格弹性之后，对样本农户进行收入分层，分别计算低收入农户和中、高收入农户的非补偿价格弹性。

从表5中可以看出：(1)中、高收入农户医疗消费支出自价格弹性的绝对值比低收入农户高，这可能是由于不同收入水平的农户对医疗服务的质量存在不同的要求和选择，低收入农户患病时经常会出现不及时就诊或者选择小医院就诊的情况，而中高收入农户会更多地考虑医疗服务的质量，在患病时会考虑去大、中型医院就诊，因而弹性反而较大一些。这和王翌秋等(2009)、刘晓瑞和李亚伟(2011)的研究结果有相似之处，即对贫困人群而言，其医疗消费存在预算约束，这一约束使得他们在患病之后不去就医的可能性更高。(2)中、高收入农户医疗消费支出与其他消费支出交叉价格弹性的绝对值均小于低收入农户，也即其他消费品价格的提高对中、高收入农户医疗消费支出带来的下降水平要小于低收入农户，较高的收入为其各项支出提供了更好的保障和稳定性。

表5 基于收入分层的非补偿价格弹性

五、结论与展望

医疗消费作为一项重要的生活消费支出，其支出受到诸多因素的影响，家庭规模、家庭收入的影响为正，家庭劳动力人数和地区差异的影响为负。对于农村家庭而言，医疗服务大体上仍属于生活必需品，随着收入(支出)的增加，农村居民家庭会增加对医疗服务的消费；除食品之外的其他消费品价格的变动对医疗消费的需求或支出的影响均不大，但对农户进行收入补偿，在一定程度上能够减少食品消费价格上升对医疗消费支出的负向影响；同时，其他消费品价格的提高对中、高收入农户医疗消费支出导致的水平下降幅度小于低收入农户，这也从侧面印证了收入补偿的作用。

从宏观政策层面看，政府有必要通过相应的政策支持和财政支持来保证农村居民接受医疗服务的数量和质量，可以考虑增加和改善农村地区的基础设施，尤其是医疗卫生设施，提高医疗卫生服务的可及性。而提高广大农村居民尤其是低收入农户和西部地区农户的收入水平，增加对低收入农户和西部地区农户的转移支付力度，有助于其更及时、更有效地进行医疗消费，也有助于降低其他消费品价格波动对其医疗消费支出的影响。

本文运用QUAIDS模型，将医疗消费纳入整体消费结构中进行分析，在一定程度上解决了由于医疗消费的“零支出”且直接对模型估计产生的不一致性问题。在今后的研究中，我们将运用Shonkwiler 和 Yen(1999)提出的两阶段一致估计方法对此展开进一步的分析。

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