醫改對農村居民醫療消費行為的影響范文

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摘要：目的：分析醫改前后我國農村居民醫療消費行為的變化，同時評價2009年開啟的新醫改在解決農村居民“看病難，看病貴”問題方面的成效。方法：建立計量經濟學模型，估計出醫改前后農村居民醫療支出對收入、價格、老年人口撫養比以及政府衛生支出的（半）彈性，以此為基礎，結合經濟學原理和醫改政策分析我國農村居民醫療消費行為的變化。結果：醫療需求的收入彈性下降，藥品需求的價格彈性下降，農村老年人的醫療需求得以滿足，政府衛生支出對農村居民醫療消費的促進作用增強。結論：2009年開啟的新醫改有效緩解了農村居民“看病難，看病貴”的問題，促進了農村居民的醫療消費。

關鍵詞：醫改；農村居民；醫療消費行為

2009年出臺的《關于深化醫藥衛生體制改革的意見》開啟了我國新一輪的醫藥衛生體制改革。本研究旨在分析醫改前后我國農村居民醫療消費行為的變化，同時評價2009年開啟的新醫改在解決農村居民“看病難，看病貴”問題方面的成效。

1計量模型與數據來源

1.1計量模型與估計方法

為分析醫改前后我國農村居民醫療消費行為的變化，先建立式（2）所示的計量模型，以此估計醫改前后農村居民醫療支出對收入、價格、老年人口撫養比以及政府衛生支出的（半）彈性，以此為基礎，結合經濟學原理和醫改政策分析我國農村居民醫療消費行為的變化。但是，直接對式（2）所示計量模型進行估計很可能會產生偏誤，這是因為收入的增加會促進醫療支出的增加，醫療支出的增加也可能會反過來促進收入水平的提高[1]，即式（2）所示的計量模型存在內生性問題。為解決這種內生性問題，采用兩階段最小二乘法（2SLS）對式（2）進行估計。使用2SLS首先要尋找工具變量，由于這里的內生性是由雙向因果關系所造成的，因此要尋找的工具變量只需滿足“與內生解釋變量（LNINC）相關，與被解釋變量（LNMED）不相關”的條件即可[2]。對外開放會促進一個地區的經濟發展，進而促進該地區居民收入的提高，但其與該地區醫療支出水平沒有直接關系。因此，可以把對外開放度（OPE）作為工具變量。使用2SLS進行估計需要分兩個階段。第一階段：用內生解釋變量（LNINC）對工具變量（OPE）進行回歸，即使用最小二乘法對式（1）所示的計量模型進行估計，得到系數估計值，然后利用系數估計值和工具變量（OPE）擬合出內生解釋變量（LNINC）的擬合值。第二階段：使用最小二乘法對式（2）進行估計，但內生解釋變量（LNINC）要使用第一階段所得到的擬合值而非原值。其中：LNMEDit為i省第t年農村居民人均醫療支出的對數，這里的醫療支出包括藥品支出和醫療服務支出兩個方面；LNINCit為i省第t年農村居民人均純收入的對數；LNDRUit為i省第t年農村藥品價格的對數；LNSERit為i省第t年農村醫療服務價格的對數；OLDit為i省第t年農村的老年人口撫養比，即老年人口數與勞動年齡人口數的比值；LNFINit為i省第t年人均政府衛生支出的對數；OPEit為i省第t年的對外開放度，利用進出口總額與GDP的比值衡量；εit和μit為擾動項。利用式（2）所示計量模型估計醫改前后農村居民醫療支出對收入、價格、老年人口撫養比以及政府衛生支出的（半）彈性，需要對醫改前（2005—2008年）與醫改后（2009—2014年）的兩組數據分別進行回歸。在分組回歸前，需要檢驗式（2）所示計量模型的系數在醫改前后是否確實發生了顯著性變化。如果未發生顯著性變化而直接進行分組回歸，比較其系數的變化很可能是毫無意義的。在這里使用鄒至莊檢驗，檢驗結果顯示F統計量為4.014，P值為0.049，說明式（2）所示計量模型的系數在醫改前后確實發生了顯著性變化。

1.2變量說明與數據來源

由于農村居民保健支出占比很小，因此使用農村居民人均醫療保健支出代替農村居民人均醫療支出。為剔除價格因素，使用醫療保健價格指數（2004年=100）將其換算成實際數據，使用農村居民消費價格指數（2004年=100）將人均純收入換算成了實際數據。由于缺乏農村藥品價格和農村醫療服務價格的數據，對農村藥品價格使用所在省份城鄉綜合的藥品價格指數來代替，對農村醫療服務價格使用所在省份城鄉綜合的醫療保健服務價格指數來代替。農村居民通常都是進城看病、買藥和住院，上述代替還是比較合理的[3]。由于藥品價格綜合指數也是缺乏的，使用西藥價格指數代替藥品價格指數。由于缺乏歷年各省農村老年人口撫養比數據，使用各省老年人口撫養比來代替。對于一個特定省份來說，農村和城鎮老年人口歷年的比值相對穩定，這樣代替還是比較合理的。各省的政府衛生支出使用其財政支出中醫療衛生支出數額衡量，該數據再除以所在省的人口總數即可得到各省的人均政府衛生支出，然后使用GDP平減指數（2004年=100）將其換算成實際數據。從2006—2015年《中國統計年鑒》中可以得到研究所需要的2005—2014年我國省級行政區的平衡面板數據。

2農村居民醫療消費行為的變化分析與醫改成效評價使用

2SLS對式（2）所示計量模型分組進行估計，結果如表1所示。通過醫改前后系數估計值的變化，結合經濟學原理和醫改政策，分析醫改前后我國農村居民醫療消費行為的變化，同時評價本次醫改在解決農村居民“看病難，看病貴”問題方面的成效。

2.1農村居民醫療支出的收入彈性

由于式（2）中農村居民人均醫療支出與人均純收入都取了對數，因此α1表示的是農村居民醫療支出的收入彈性，即收入增加1％，醫療支出將會增加α1％。由于此時控制了藥品和醫療服務的價格，醫療支出變化的百分比與醫療需求量變化的百分比是相等的。因此α1還表示農村居民醫療需求的收入彈性，即收入增加1％，醫療需求量將會增加α1％。需要指出的是，由于藥品與醫療服務的品類繁多，這里的醫療需求量指的是綜合意義上的需要量，是一種抽象量，下文將要出現的藥品需求量和醫療服務需求量也是類似的概念，不再贅述。從表1可以看出，農村居民醫療需求的收入彈性α1在醫改前后的估計值分別為0.729和0.472，且分別在5％和10％的水平上顯著。由此可知，農村居民收入增加1％所引起的醫療需求量增加的百分比，醫改前要大于醫改后的。這表明：醫改前農村居民的醫療需求受到預算約束的影響較大，一旦收入增加，醫療需求將會得到很大的釋放；而在醫改后，收入增加所引起的醫療需求的增加并沒有那么強烈。這充分說明2009年開啟的新醫改較大程度地緩解了農村居民“看病貴”的問題，從而弱化了預算約束對農村居民醫療需求的抑制，使得收入對醫療需求的刺激作用變小了。

2.2農村居民藥品支出的價格彈性

式（2）中農村藥品價格取了對數，因此α2表示的是農村居民醫療支出的價格彈性，由于此時控制住了醫療服務價格，醫療服務支出不會變化，此時醫療支出的變化僅僅是藥品支出的變化。因此，準確地說，α2表示的是農村居民藥品支出的價格彈性，即藥品價格提高1％，人均藥品支出將會提高α2％。依據微觀經濟學原理，患者對藥品價格的提高可能會采取兩種不同的應對策略，從而會對人均藥品支出產生正反兩方面的影響：一些患者可能會維持原有的消費行為，即藥品價格的提高不會引起需求量的變化，這勢必會造成人均藥品支出的上升；另一些患者可能會尋找替代品或者減少購買量，即藥品價格的提高會引起需求量的變化，這很可能會造成人均藥品支出的下降。藥品價格的提高對人均藥品支出到底會產生正向影響還是負向影響，要看這兩方面勢力的強弱。準確來說，就是要看藥品需求的價格彈性。如果藥品需求的價格彈性很小，即大部分人都會維持原有的消費行為，人均藥品支出就會提高；如果藥品需求的價格彈性很大，即大部分人都會尋找替代品或者減少購買量，人均藥品支出就會下降。從表1可以看出，醫改前農村居民藥品支出的價格彈性α2并不顯著，而醫改后卻顯著為正。藥品價格的提高對人均藥品支出的影響，在醫改前不顯著，而在醫改后卻顯著為正，這充分說明醫改后藥品需求的價格彈性變小了。事實上，2009年開啟的新醫改，全面實施了新農合制度，提高了對農村居民的補助水平，使農村居民可以報銷很大一部分藥品費用，從而使其對藥品價格的變化不像以前那么敏感。

2.3農村居民醫療服務支出的價格彈性

式（2）中的α3表示的是農村居民醫療服務支出的價格彈性，即醫療服務價格提高1％，人均醫療服務支出將會提高α3％。從表1可以看出，醫改前后α3都不顯著，采用與上述類似的方法分析可知：醫改后農村居民醫療服務需求的價格彈性并無顯著性變化。醫改后農村居民藥品需求的價格彈性變小，而醫療服務需求的價格彈性并無顯著性變化，這似乎有些矛盾。實際上，由于藥品與醫療服務是兩種不同性質的商品與服務，消費者對其有著不同的消費行為也實屬正常。

2.4農村居民人均醫療支出對老年人口撫養比的半彈性

由于式（2）中老年人口撫養比并未取對數，因此α4表示的是農村居民人均醫療支出對老年人口撫養比的半彈性，即老年人口撫養比增加1個單位，人均醫療支出將會增加α4％。盡管老年人較易患病，且很多都患有慢性病，但由于農村老年人基本上沒有穩定收入來源，主要靠子女轉移支付，因此他們的醫療需求會受到很大抑制。從表1可以看出，醫改前α4并不顯著，老年人口撫養比提高，人均醫療支出并不會隨之提高，充分說明醫改前農村老年人的醫療需求受到了特別大的抑制；而醫改后，α4顯著為正，表明老年人口撫養比提高，人均醫療支出隨之提高，充分說明醫改后農村老年人的醫療需求得到了一定程度的釋放。事實上，新醫改全面實施了新農合制度，進一步完善了醫療救助制度，這在一定程度上緩解了農村老年人“看病貴”的問題，釋放了他們的醫療需求。

2.5農村居民人均醫療支出對人均政府衛生支出的彈性

式（2）中α5表示的是農村居民人均醫療支出對人均政府衛生支出的彈性，即人均政府衛生支出提高1％，人均醫療支出將會提高α5％，該彈性反映的是政府衛生支出對農村居民醫療消費的促進作用的大小。從表1可以看出，醫改前后α5的估計值分別為0.164和1.055，且分別在10％和1％的水平上顯著。這表明，醫改后政府衛生支出對農村居民醫療消費的促進作用增強。事實上，新醫改加強了對農村的支持和傾斜。醫改后，政府衛生支出更大比例流向了農村，用于加強農村醫療衛生服務體系的建設和新農合制度的完善等，從而改善了農村醫療衛生條件，提高了對農村居民的醫療保障水平。這在一定程度上緩解了農村居民“看病難，看病貴”的問題，促進了農村居民的醫療消費。醫改后流向農村的政府衛生支出占比提高，增強了政府衛生支出對農村居民醫療消費的促進作用。

3結束語

利用計量經濟學方法估計出醫改前后農村居民醫療支出對收入、價格、老年人口撫養比及政府衛生支出的（半）彈性，以此為基礎，結合經濟學原理和醫改政策分析我國農村居民醫療消費行為的變化，評價2009年開啟的新醫改在解決農村居民“看病難，看病貴”問題方面的成效。結果顯示：醫療需求的收入彈性下降，新醫改弱化了預算約束對農村居民醫療需求的抑制；藥品需求的價格彈性下降，新農合制度的全面實施使得農村居民對藥品價格的變化不像以前那么敏感；農村老年人的醫療需求得以釋放，歸功于新農合制度的全面實施以及醫療救助制度的完善；政府衛生支出對農村居民醫療消費的促進作用增強，歸功于醫改后流向農村的政府衛生支出占比的提高。綜上，2009年開啟的新醫改有效緩解了農村居民“看病難，看病貴”的問題，促進了農村居民的醫療消費，從而必定會提高農村居民的健康水平。

參考文獻：

［3］歐陽志剛.農民醫療衛生支出影響因素的綜列協整分析［J］.世界經濟，2007，34（9）：47-54.

作者：許文靜 單位：河南牧業經濟學院