中國(guó)農(nóng)村居民家庭醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素及彈性分析

譚 濤，張燕媛，何 軍

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京210095；2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇 南京210095)

一、問(wèn)題的提出

農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的完善是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展和全面小康社會(huì)建設(shè)的健康屏障，關(guān)乎農(nóng)村居民的生存、生活和發(fā)展。截至2012年底，全國(guó)參加新農(nóng)合的人數(shù)已達(dá)8.05億，參合率為98.3%(中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要，2013)，新農(nóng)合的試點(diǎn)與推進(jìn)在一定程度上促進(jìn)了農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展，緩解了農(nóng)村地區(qū)“因病致貧、因病返貧”的困境。但我國(guó)農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)仍然沉重，2012年農(nóng)村居民人均純收入實(shí)際增速為10.7%，而當(dāng)年農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出的增速為17.6%，醫(yī)療保健費(fèi)用支出增速明顯超過(guò)純收入增速(中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，2013)，而且低收入戶(hù)的門(mén)診和住院醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)率均遠(yuǎn)高于高收入戶(hù)的負(fù)擔(dān)率，疾病損傷成為農(nóng)戶(hù)貧困的最重要原因(王翌秋，2008)。因此，研究我國(guó)農(nóng)村居民家庭的醫(yī)療消費(fèi)問(wèn)題成為政府和學(xué)者關(guān)注的重要課題。

現(xiàn)有研究成果主要集中于醫(yī)療消費(fèi)本身，尤其是關(guān)注個(gè)體和家庭的醫(yī)療消費(fèi)決策、醫(yī)療支出水平及其影響因素，而較少有研究把醫(yī)療消費(fèi)支出這樣一種服務(wù)性生活消費(fèi)支出納入農(nóng)村居民的整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)，與食品、燃料、文化教育以及其他生活消費(fèi)支出聯(lián)系起來(lái)進(jìn)行綜合考慮和對(duì)比分析，特別是家庭生活消費(fèi)結(jié)構(gòu)變化與醫(yī)療消費(fèi)支出變化相聯(lián)系的研究則更少。為此，本文實(shí)證分析農(nóng)村居民家庭醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素，并進(jìn)一步計(jì)算農(nóng)村居民家庭醫(yī)療消費(fèi)支出的自?xún)r(jià)格彈性、支出彈性以及醫(yī)療消費(fèi)支出與食品、燃料、文化教育及其他生活消費(fèi)支出的交叉價(jià)格彈性。此外，為了更好地了解不同收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出的價(jià)格彈性，還將對(duì)樣本農(nóng)戶(hù)進(jìn)行收入分層，分別計(jì)算低收入農(nóng)戶(hù)和中、高收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)的價(jià)格彈性。本文其余部分安排如下：第二部分是文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)，第三部分是模型推導(dǎo)和數(shù)據(jù)描述，第四部分是估計(jì)結(jié)果分析，第五部分是結(jié)論與展望。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假說(shuō)

(一)文獻(xiàn)回顧。在已有的關(guān)于農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究中，國(guó)外學(xué)者較多關(guān)注發(fā)展中國(guó)家農(nóng)村居民家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，尤其是其食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)(Meenakshi 和 Ray,1999；Mittal, 2010；Kumar等,2011)，對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的研究同樣也大多集中于食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)領(lǐng)域(Zhuang 和 Abbott, 2007；Wang等, 2011)。國(guó)內(nèi)學(xué)者則聚焦于農(nóng)產(chǎn)品和食物消費(fèi)結(jié)構(gòu)領(lǐng)域，即使有研究涉及醫(yī)療消費(fèi)，也只是在分析居民總體消費(fèi)結(jié)構(gòu)時(shí)對(duì)其有所提及(張凡永，2007；郭愛(ài)君和武國(guó)榮，2008)，較少單獨(dú)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出進(jìn)行詳細(xì)分析。

關(guān)于農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)的研究主要側(cè)重于使用兩部分模型(Two-Part Model)來(lái)分析醫(yī)療消費(fèi)選擇和醫(yī)療消費(fèi)支出及其影響因素(林相森和舒元，2007；葉春輝等，2008)。也有部分學(xué)者開(kāi)始逐漸關(guān)注醫(yī)療消費(fèi)的彈性，其研究表明醫(yī)療消費(fèi)是一種必需品(Chow,2006；封進(jìn)和秦蓓，2006)；Zhou等(2011)基于住院服務(wù)和門(mén)診服務(wù)的比較，分析了農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)的需求彈性，發(fā)現(xiàn)門(mén)診服務(wù)比住院服務(wù)對(duì)價(jià)格更具敏感性，而且隨著收入的增長(zhǎng)，住院服務(wù)的需求增速快于門(mén)診服務(wù)。但上述研究主要關(guān)注農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)支出的自?xún)r(jià)格彈性和收入彈性，而醫(yī)療消費(fèi)支出與其他生活消費(fèi)支出之間的交叉彈性缺乏詳細(xì)的實(shí)證研究。

基于恩格爾曲線形狀構(gòu)建的需求系統(tǒng)模型(如ELES模型、AIDS模型)是研究者們常用的方法，它不僅能夠分析居民家庭在既定收入與價(jià)格下的消費(fèi)分配問(wèn)題，還能夠解釋消費(fèi)者行為及偏好。相對(duì)于ELES模型，AIDS模型可以一階逼近任何一種需求系統(tǒng)模型，且能容納其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量，并具有經(jīng)濟(jì)解釋力強(qiáng)、彈性估計(jì)靈活等特點(diǎn)，因此獲得較多使用(Chen 和 Veeman,1991；Buse, 1994；Fan等, 1995；姜百臣，2007)。從恩格爾曲線跨越函數(shù)空間的秩來(lái)看，AIDS屬于2秩模型，此時(shí)恩格爾曲線是線性的，Banks等(1997)進(jìn)一步放寬了AIDS模型的假設(shè)條件，允許邊際消費(fèi)份額隨收入發(fā)生非線性的二次變化，將其擴(kuò)展為更加符合實(shí)際的3秩的Quadratic AIDS模型，之后QUAIDS模型也受到越來(lái)越多學(xué)者的青睞。

(二)研究假說(shuō)。目前學(xué)者們?cè)诜治鲠t(yī)療消費(fèi)支出時(shí)關(guān)注的變量除了年齡、性別等個(gè)人特征變量外，主要是收入、受教育程度、身體健康狀況(由于身體健康狀況是內(nèi)生變量，本文不予考慮)以及地區(qū)虛擬變量。大多學(xué)者認(rèn)為收入對(duì)醫(yī)療支出的影響為正，這其中有兩重效應(yīng)：一是財(cái)富效應(yīng)，醫(yī)療消費(fèi)作為正常品，收入越高的人其醫(yī)療支出越高；二是健康效應(yīng)，即收入較高的人其健康狀況可能相對(duì)較好，導(dǎo)致其他條件相同時(shí)，其醫(yī)療支出相對(duì)較少(葉春輝等，2008)。對(duì)于受教育程度的影響，不少學(xué)者認(rèn)為雖然接受更多的教育可以降低患病概率，但是卻可能增加患病以后的醫(yī)療支出(李珍珍和封進(jìn)，2006；申志偉和蔣遠(yuǎn)勝，2008)。此外，很多研究在分析醫(yī)療消費(fèi)支出時(shí)都會(huì)考慮地區(qū)差異(史清華和顧海英，2004；王翌秋和雷曉燕，2011)，因?yàn)樵谥袊?guó)，當(dāng)前居民收入在地區(qū)間的差異仍然比較顯著，這可能會(huì)進(jìn)一步影響居民的醫(yī)療消費(fèi)支出。據(jù)此，提出本文第一個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)1：農(nóng)村居民的收入水平和受教育程度對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出有正向影響；就地區(qū)差異而言，從東部地區(qū)到西部地區(qū)，隨著收入水平的降低，醫(yī)療消費(fèi)支出也隨之降低。

在有關(guān)醫(yī)療消費(fèi)支出彈性的研究方面，Chow(2006)通過(guò)建立中國(guó)醫(yī)療服務(wù)的需求函數(shù)，估計(jì)得到中國(guó)醫(yī)療服務(wù)需求的價(jià)格彈性為-0.63，收入彈性為1.18。封進(jìn)和秦蓓(2006)利用1989年和1997年的CHNS數(shù)據(jù)計(jì)算得到這兩年中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格彈性分別為-0.81和-0.58，兩個(gè)時(shí)期醫(yī)療消費(fèi)的價(jià)格彈性都不足。本文將討論根據(jù)QUAIDS結(jié)果轉(zhuǎn)化得到的自?xún)r(jià)格彈性、交叉價(jià)格彈性和支出(收入)彈性。據(jù)此，本文提出第二個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)2：醫(yī)療消費(fèi)是生活必需品，自?xún)r(jià)格彈性絕對(duì)值小于1；而隨著收入的增加，醫(yī)療消費(fèi)會(huì)逐步增加，支出彈性有可能大于1。

學(xué)者們較多關(guān)注醫(yī)療消費(fèi)的自?xún)r(jià)格彈性和收入彈性，鮮有涉及醫(yī)療消費(fèi)支出與其他消費(fèi)支出的交叉價(jià)格彈性。但是在討論某一商品需求量或者某一消費(fèi)支出時(shí)，其余商品的價(jià)格并非是保持不變的，幾類(lèi)商品價(jià)格中的任何一個(gè)發(fā)生變化必定會(huì)影響某一商品的需求量，其綜合效應(yīng)結(jié)果可能為正，也可能為負(fù)(尼科爾森，2008)。據(jù)此，本文提出第三個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)3：其他生活消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出產(chǎn)生正向或負(fù)向影響。

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)描述

(一)模型設(shè)定

1.基本的QUAIDS模型。本文運(yùn)用Banks等(1997)提出的QUAIDS模型對(duì)中國(guó)25個(gè)省份農(nóng)戶(hù)的醫(yī)療消費(fèi)支出和與之相關(guān)的各項(xiàng)彈性進(jìn)行估計(jì)，模型形式如下：

(1)

2.加入家庭特征變量的QUAIDS模型。本文進(jìn)一步將農(nóng)戶(hù)家庭特征變量整合到QUAIDS模型中，一并考慮其對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)支出的影響，包括家庭規(guī)模、家庭勞動(dòng)力人數(shù)、家庭勞動(dòng)力平均受教育程度、家庭收入、家庭勞動(dòng)力平均外出打工時(shí)間和家庭被撫養(yǎng)人口數(shù)等。

我們用z代表家庭特征變量向量，eR(p,u)定義為參照家庭的支出函數(shù)，參照家庭是只包含一個(gè)成人的家庭。每一個(gè)農(nóng)戶(hù)家庭的支出函數(shù)如下：

e(p,z,u)=m0(p,z,u)×eR(p,u)

(2)

因此，消費(fèi)支出份額可進(jìn)一步表示為：

(3)

3.彈性推導(dǎo)。QUAIDS的最后結(jié)果要轉(zhuǎn)化成更具解釋意義的彈性，本文涉及價(jià)格彈性(非補(bǔ)償價(jià)格彈性和補(bǔ)償價(jià)格彈性)和支出彈性。商品i的非補(bǔ)償價(jià)格彈性的表達(dá)式為：

(4)

商品i的支出(收入)彈性表達(dá)式為：

(5)

(二)數(shù)據(jù)描述。本文所用的農(nóng)戶(hù)數(shù)據(jù)來(lái)自2010年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)，覆蓋全國(guó)31個(gè)省份20 100個(gè)農(nóng)戶(hù)，調(diào)查信息包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、收入、消費(fèi)支出以及一系列其他反映農(nóng)戶(hù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況的變量，剔除數(shù)據(jù)缺失、數(shù)據(jù)異常以及數(shù)據(jù)有誤的樣本，最終剩余有效樣本16 302個(gè)[注]本文剔除了新疆、西藏、內(nèi)蒙古、青海、寧夏和甘肅6個(gè)邊遠(yuǎn)省份的樣本，這6個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失較多，而且六省份農(nóng)業(yè)人口只占全國(guó)農(nóng)業(yè)人口的7.3%左右，剔除該部分樣本不會(huì)對(duì)總體樣本產(chǎn)生較大影響，也可以控制樣本差異過(guò)大。。由于本文側(cè)重分析醫(yī)療消費(fèi)支出及其彈性，為突出分析的重點(diǎn)，并未包含全部8類(lèi)生活消費(fèi)[注]農(nóng)村固定觀察點(diǎn)調(diào)查數(shù)據(jù)包括10類(lèi)生活消費(fèi)，即食品、衣著、燃料、耐用品、交通通訊、住房、醫(yī)療服務(wù)、文化教育、保險(xiǎn)、旅游。其中住房支出用于房屋建造和修繕，不能真實(shí)反映農(nóng)戶(hù)當(dāng)年的生活消費(fèi)狀況；保險(xiǎn)支出包括購(gòu)買(mǎi)農(nóng)業(yè)、養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)，由于每個(gè)省份規(guī)定相同的保險(xiǎn)交納額度，相同省份農(nóng)戶(hù)的這項(xiàng)支出一致，也不具有比較意義，因此農(nóng)村居民當(dāng)年的生活消費(fèi)主要包括除住房和保險(xiǎn)支出之外的8類(lèi)。，除醫(yī)療消費(fèi)外，只選取了食品、燃料和文化教育三類(lèi)消費(fèi)支出，對(duì)其他消費(fèi)則進(jìn)行加總以otherExp代替。此外，由于各類(lèi)生活消費(fèi)品的價(jià)格不在該調(diào)查范圍內(nèi)，因此本文中各類(lèi)生活消費(fèi)品的價(jià)格根據(jù)2010年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)物價(jià)年鑒》等加權(quán)獲得[注]8類(lèi)消費(fèi)價(jià)格的計(jì)算方法：通過(guò)對(duì)其所包含的商品(服務(wù))的價(jià)格進(jìn)行加權(quán)平均獲得，各省份所有樣本面臨的價(jià)格一致,加總的消費(fèi)品價(jià)格則由以其支出預(yù)算份額為權(quán)重的加權(quán)平均得出。對(duì)于部分缺失數(shù)據(jù)的省份，則通過(guò)李秀敏等在《我國(guó)地區(qū)購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)對(duì)地區(qū)差距測(cè)算結(jié)果的修正》測(cè)算得到的以上海為基準(zhǔn)各地區(qū)的購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)進(jìn)行推算。。

表1 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

表1是2010年樣本農(nóng)戶(hù)家庭特征變量、各類(lèi)生活消費(fèi)支出及其價(jià)格的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。樣本農(nóng)戶(hù)的家庭規(guī)模為3.83人左右，家庭勞動(dòng)力人數(shù)約為3.04人，被撫養(yǎng)人口均值約為1.15人。樣本農(nóng)戶(hù)勞動(dòng)力的平均受教育程度為7.57年，平均外出打工時(shí)間為80.28天。樣本農(nóng)戶(hù)家庭年收入的平均值為44 519元。在農(nóng)村居民生活消費(fèi)支出中，食品消費(fèi)是主要部分，其均值為7 271元，占生活消費(fèi)支出的34%左右，醫(yī)療和文化教育支出也占較大的比例，二者之和大約占生活消費(fèi)支出的15%。本樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)年鑒中對(duì)應(yīng)數(shù)據(jù)的差距不大，以本文研究的醫(yī)療消費(fèi)為例，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)得到的醫(yī)療保健消費(fèi)占生活消費(fèi)支出比重大約為7.12%，而《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的這一比值為7.44%，兩個(gè)數(shù)據(jù)相當(dāng)接近。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)醫(yī)療消費(fèi)支出的影響因素分析。表2是QUAIDS模型的部分估計(jì)結(jié)果，主要報(bào)告家庭特征變量對(duì)各項(xiàng)生活消費(fèi)支出的影響系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差?？梢钥吹剑彝ヒ?guī)模、家庭收入對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出產(chǎn)生正向影響；而家庭勞動(dòng)力人數(shù)、地區(qū)差異(主要是西部地區(qū))對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出有負(fù)的影響。這個(gè)結(jié)果基本印證了假說(shuō)1，除了假說(shuō)1中考慮的收入、受教育程度(系數(shù)雖然為正，但不顯著)和地區(qū)差異，家庭規(guī)模以及家庭勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出也有顯著影響。家庭勞動(dòng)力數(shù)量與醫(yī)療消費(fèi)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能是由于家庭勞動(dòng)力人數(shù)越多，說(shuō)明家庭中青壯年或者身體健康的人數(shù)越多，被撫養(yǎng)和身體狀況差的人數(shù)就越少，醫(yī)療消費(fèi)支出也就相對(duì)較少。

表2 QUAIDS模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平。

表3是家庭特征變量的Wald檢驗(yàn)，其P值均小于0.01，具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明模型估計(jì)時(shí)加入這些約束條件較之無(wú)約束條件有更好的擬合。

(二)總體彈性分析。QUAIDS模型的結(jié)果需要轉(zhuǎn)化為更具解釋意義的彈性。表4是基于QUAIDS模型估計(jì)結(jié)果計(jì)算而得的非補(bǔ)償價(jià)格彈性、補(bǔ)償價(jià)格彈性和支出彈性，以下三點(diǎn)結(jié)果基本印證了假說(shuō)2和假說(shuō)3。

表3 家庭特征變量的Wald檢驗(yàn)

1.從總體上來(lái)說(shuō)，各類(lèi)消費(fèi)的自?xún)r(jià)格彈性均為負(fù)，基本符合家庭生活消費(fèi)價(jià)格彈性的一般特征。從表4第一部分可以看出，醫(yī)療消費(fèi)的自?xún)r(jià)格彈性是-0.9522，對(duì)居民而言醫(yī)療服務(wù)是一項(xiàng)剛性支出，大體上屬于生活必需品。表4第二部分為經(jīng)過(guò)收入補(bǔ)償?shù)膬r(jià)格彈性，這部分醫(yī)療消費(fèi)支出的自?xún)r(jià)格彈性是-0.7781，經(jīng)過(guò)收入補(bǔ)償后的醫(yī)療消費(fèi)的自?xún)r(jià)格彈性絕對(duì)值有所下降，但與非補(bǔ)償價(jià)格彈性變化并不大。

2.交叉價(jià)格彈性表示在一定時(shí)期內(nèi)一種商品的需求量的變動(dòng)對(duì)于其相關(guān)商品價(jià)格變動(dòng)的反應(yīng)程度。除食品之外的其他消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的需求或支出的影響均不是很大；經(jīng)過(guò)收入補(bǔ)償后，醫(yī)療消費(fèi)與文化教育消費(fèi)以及其他消費(fèi)的交叉價(jià)格彈性的符號(hào)發(fā)生了變化，但絕對(duì)值遠(yuǎn)小于1，影響變化不大。醫(yī)療消費(fèi)與食品消費(fèi)的交叉價(jià)格彈性為-1.6054，經(jīng)過(guò)收入補(bǔ)償后為-0.5944，說(shuō)明對(duì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行收入補(bǔ)償，在一定程度上能減少食品消費(fèi)價(jià)格上升對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出的負(fù)向影響。

3.消費(fèi)支出彈性反映了農(nóng)村居民家庭生活消費(fèi)總支出每變化1%所引致的各類(lèi)支出變化的程度。如表4最后一行所示，醫(yī)療服務(wù)的支出彈性為1.9705，大于1，說(shuō)明隨著收入(支出)的增加，農(nóng)村居民家庭會(huì)增加(減少)對(duì)醫(yī)療服務(wù)的消費(fèi)，陳啟杰和田圣炳(2005)利用擴(kuò)展的線性支出模型也得到了相似結(jié)果，即隨著收入增加，醫(yī)療保健消費(fèi)支出將穩(wěn)步上升。

表4 消費(fèi)彈性

(三)基于收入分層的彈性分析。為了更好地了解不同收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出價(jià)格彈性的情況，本文在分析總體價(jià)格彈性之后，對(duì)樣本農(nóng)戶(hù)進(jìn)行收入分層，分別計(jì)算低收入農(nóng)戶(hù)和中、高收入農(nóng)戶(hù)的非補(bǔ)償價(jià)格彈性。

從表5中可以看出：(1)中、高收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出自?xún)r(jià)格彈性的絕對(duì)值比低收入農(nóng)戶(hù)高，這可能是由于不同收入水平的農(nóng)戶(hù)對(duì)醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量存在不同的要求和選擇，低收入農(nóng)戶(hù)患病時(shí)經(jīng)常會(huì)出現(xiàn)不及時(shí)就診或者選擇小醫(yī)院就診的情況，而中高收入農(nóng)戶(hù)會(huì)更多地考慮醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量，在患病時(shí)會(huì)考慮去大、中型醫(yī)院就診，因而彈性反而較大一些。這和王翌秋等(2009)、劉曉瑞和李亞偉(2011)的研究結(jié)果有相似之處，即對(duì)貧困人群而言，其醫(yī)療消費(fèi)存在預(yù)算約束，這一約束使得他們?cè)诨疾≈蟛蝗ゾ歪t(yī)的可能性更高。(2)中、高收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出與其他消費(fèi)支出交叉價(jià)格彈性的絕對(duì)值均小于低收入農(nóng)戶(hù)，也即其他消費(fèi)品價(jià)格的提高對(duì)中、高收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出帶來(lái)的下降水平要小于低收入農(nóng)戶(hù)，較高的收入為其各項(xiàng)支出提供了更好的保障和穩(wěn)定性。

表5 基于收入分層的非補(bǔ)償價(jià)格彈性

五、結(jié)論與展望

醫(yī)療消費(fèi)作為一項(xiàng)重要的生活消費(fèi)支出，其支出受到諸多因素的影響，家庭規(guī)模、家庭收入的影響為正，家庭勞動(dòng)力人數(shù)和地區(qū)差異的影響為負(fù)。對(duì)于農(nóng)村家庭而言，醫(yī)療服務(wù)大體上仍屬于生活必需品，隨著收入(支出)的增加，農(nóng)村居民家庭會(huì)增加對(duì)醫(yī)療服務(wù)的消費(fèi)；除食品之外的其他消費(fèi)品價(jià)格的變動(dòng)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的需求或支出的影響均不大，但對(duì)農(nóng)戶(hù)進(jìn)行收入補(bǔ)償，在一定程度上能夠減少食品消費(fèi)價(jià)格上升對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出的負(fù)向影響；同時(shí)，其他消費(fèi)品價(jià)格的提高對(duì)中、高收入農(nóng)戶(hù)醫(yī)療消費(fèi)支出導(dǎo)致的水平下降幅度小于低收入農(nóng)戶(hù)，這也從側(cè)面印證了收入補(bǔ)償?shù)淖饔谩?/p>

從宏觀政策層面看，政府有必要通過(guò)相應(yīng)的政策支持和財(cái)政支持來(lái)保證農(nóng)村居民接受醫(yī)療服務(wù)的數(shù)量和質(zhì)量，可以考慮增加和改善農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施，尤其是醫(yī)療衛(wèi)生設(shè)施，提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性。而提高廣大農(nóng)村居民尤其是低收入農(nóng)戶(hù)和西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)的收入水平，增加對(duì)低收入農(nóng)戶(hù)和西部地區(qū)農(nóng)戶(hù)的轉(zhuǎn)移支付力度，有助于其更及時(shí)、更有效地進(jìn)行醫(yī)療消費(fèi)，也有助于降低其他消費(fèi)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)其醫(yī)療消費(fèi)支出的影響。

本文運(yùn)用QUAIDS模型，將醫(yī)療消費(fèi)納入整體消費(fèi)結(jié)構(gòu)中進(jìn)行分析，在一定程度上解決了由于醫(yī)療消費(fèi)的“零支出”且直接對(duì)模型估計(jì)產(chǎn)生的不一致性問(wèn)題。在今后的研究中，我們將運(yùn)用Shonkwiler 和 Yen(1999)提出的兩階段一致估計(jì)方法對(duì)此展開(kāi)進(jìn)一步的分析。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]姜百臣.中國(guó)農(nóng)村居民食品消費(fèi)需求實(shí)證分析——基于吉林省的微觀消費(fèi)數(shù)據(jù)[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2007,(7).

[2]李珍珍,封進(jìn).教育對(duì)健康的影響——基于上海家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的研究[J].中國(guó)勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué),2006,(4).

[3]申志偉,蔣遠(yuǎn)勝.西部農(nóng)村居民健康及其家庭醫(yī)療支出的決定因素——基于四川和陜西的農(nóng)戶(hù)調(diào)查[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2008,(3).

[4]史清華,顧海英.農(nóng)戶(hù)消費(fèi)行為與家庭醫(yī)療保障[J].華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2004,(3).

[5]王翌秋,雷曉燕.中國(guó)農(nóng)村老年人的醫(yī)療消費(fèi)與健康狀況:新農(nóng)合帶來(lái)的變化[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2011,(2).

[6]陳啟杰, 田圣炳.上海城市居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢(shì)預(yù)測(cè)[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2005,(3).

[7]王翌秋,張兵,呂美曄.農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用影響因素的實(shí)證分析——以蘇北五縣為例[J].江蘇社會(huì)科學(xué),2009,(2).

[8]劉曉瑞,李亞偉.我國(guó)農(nóng)村居民醫(yī)療支出水平影響因素分析[J].江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué),2011,(5).

[9]王翌秋.中國(guó)農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)需求研究[D].南京:南京農(nóng)業(yè)大學(xué),2008.

[10]張凡永.江西省農(nóng)村居民消費(fèi)行為特征的動(dòng)態(tài)分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì),2007,(3).

[11]郭愛(ài)君, 武國(guó)榮.基于AIDS 模型的我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)分析[J].人口與經(jīng)濟(jì),2008,(2).

[12]林相森,舒元.我國(guó)居民醫(yī)療支出影響因素的實(shí)證分析[J].南方經(jīng)濟(jì),2007,(6).

[13]葉春輝,封進(jìn),王曉潤(rùn).收入、受教育水平和醫(yī)療消費(fèi):基于農(nóng)戶(hù)微觀數(shù)據(jù)的分析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2008,(8).

[14]封進(jìn),秦蓓.中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療消費(fèi)行為變化及其政策含義[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2006,(1).

[15]Meenakshi J. V., Ray R. Regional Differences in India’s Food Expenditure Pattern:A Complete Demand Systems Approach[J]. Journal of International Development,1999,(1):47-74.

[16]Mittal S. Application of the Quaids Model to the Food Sector in India[J].Journal of Quantitative Economics, 2010, 8(1):42-54.

[17]Kumar P.,Kumar A., Parappurathu S.,et al.Estimation of Demand Elasticity for Food Commodities in India[J]. Agricultural Economics Research Review, 2011, 24(6): 1-14.

[18]Zhuang R., Abbott P. Price Elasticity of Key Agricultural Commodities in China[J].China Economic Review, 2007, 18(2):155-169.

[19]Wang H.,Mittelhammer R.C.,McCluskey J.J.,et al. Food Processing Degrees: Evidence from Beijing Household Survey[R]. Agricultural and Applied Economics Association, 2011.

[20]Chow G. C. An Economic Analysis of Health Care in China[R].CEPS Working Paper, No.132, 2006.

[21]Zhou Z.,Su Y., Gao J.,et al. New Estimates of Elasticity of Demand for Health Care in Rural China[J]. Health Policy, 2011,103(2-3):255-265.

[22]Chen P. Y., Veeman M. M. An Almost Ideal Demand System Analysis for Meats with Habit FormationandStructural Change[J]. Canadian Journal of Agricultural Economics, 1991, 39(2):223-235.

[23]Buse A. Evaluating the Linearized Almost Ideal Demand System[J]. American Journal of Agricultural Economics, 1994, 76(4):781-793.

[24]Fan S., Wailes E. J., Cramer G. L. Household Demand in Rural China:A Two-stage LES-AIDSModel[J]. American Journal of Agricultural Economics, 1995, 77(1):54-62.