城鄉(xiāng)居民人均可支配收入對醫(yī)療保健支出影響及區(qū)域差異分析

黃成鳳，湯小波，楊燕綏

(1.清華大學醫(yī)院管理研究院，廣東 深圳 518000；2.清華大學公共管理學院，北京 100084)

城鄉(xiāng)居民人均可支配收入對醫(yī)療保健支出影響及區(qū)域差異分析

黃成鳳1，湯小波1，楊燕綏2

(1.清華大學醫(yī)院管理研究院，廣東 深圳 518000；2.清華大學公共管理學院，北京 100084)

目的探究居民人均可支配收入對醫(yī)療保健支出的影響及區(qū)域之間的差異，為深化醫(yī)療制度改革提供參考依據(jù)。方法利用1990-2015年全國以及2001-2014年各省市人均可支配收入與醫(yī)療保健支出面板數(shù)據(jù)，采用Eviews 7.0建立計量模型，進行回歸分析和協(xié)整檢驗。結果城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提高1.04%；而農(nóng)村居民人均純收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提高1.31%。東部、中部及西部的省級面板數(shù)據(jù)檢驗顯示均在1%的水平下顯著，東部地收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.03元；但對于中部地區(qū)來說收入增加1元，醫(yī)療保健支出會增加0.068元；西部地區(qū)收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.06元。結論可支配收入是影響醫(yī)療保健支出的重要原因，城鄉(xiāng)居民可支配收入對醫(yī)療保健支出有顯著影響，而中西部省份居民醫(yī)療保健支出對人均可支配收入更為敏感。

醫(yī)療保健支出；人均可支配收入；城鄉(xiāng)居民；區(qū)域差異

近年來，我國居民人均醫(yī)療保健支出以年均14.3%的速度快速增長，醫(yī)療保健支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重也在逐漸增大。控制醫(yī)療費用過快上漲是我國“十三五”期間必須要面對的重大挑戰(zhàn)，研究城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保健支出的影響因素無疑有著很重要的理論和現(xiàn)實意義。錢納里結構經(jīng)濟學揭示了國民收入增加對消費支出的影響，繼而影響供給側(cè)的改變。然而，國民收入對醫(yī)療保健支出的影響被認為是不確定的。一方面收入提高導致消費需求和能力提高，因而會帶來醫(yī)療保健的增加；另一方面，收入提高，居民的生活條件改善，疾病的抵抗能力增強，從而可能導致醫(yī)療保健的下降。收入對醫(yī)療保健支出存在一定影響，但其具體的規(guī)律是怎么分布的，城鄉(xiāng)之間、區(qū)域之間的差異如何值得關注和研究。

國內(nèi)外學者對收入與醫(yī)療消費的關系進行了大量理論與實證研究。Newhouse教授的一篇開創(chuàng)性的研究報告發(fā)現(xiàn)收入是影響醫(yī)療保健支出增長的最主要因素，醫(yī)療保健支出的收入彈性大于1，并且還發(fā)現(xiàn)除了收入之外，其他因素如價格對醫(yī)療保健支出增長的影響并不顯著，醫(yī)療保健支出增長中超過90%的變化可以由收入的變化來解釋[1]。Baltagi B H運用經(jīng)合組織(OECD)20個國家的數(shù)據(jù)實證分析發(fā)現(xiàn)，健康醫(yī)療支出與收入存在協(xié)整關系[2]。而Vasudeva Murthy 和 Victor Ukpolo 則通過分析國際橫截面的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：美國衛(wèi)生費用過快增長是由人均收入、年齡結構、醫(yī)生數(shù)量和公共衛(wèi)生支出共同決定[3]。國內(nèi)對醫(yī)療費用增長因素也有許多研究。王萍、于晨等對供給誘導需求和醫(yī)藥價格因素與醫(yī)療支出的相關性進行 Granger因果關系檢驗和協(xié)整檢驗，通過探究各變量間和引起醫(yī)療保險費用增長的深層次原因，認為醫(yī)療保險機構作為醫(yī)療費用的“買單者”，在控費方面有著不可推卸的責任[4]。饒曉輝、欒佳蓉基于面板數(shù)據(jù)分析得出農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出與收入水平、老齡化率成正比，與藥品價格呈反比，并且各因素的影響程度存在地區(qū)差異[5]。邱雅、孫青川認為收入水平也是影響醫(yī)療費用支出的重要正向因素，并且說明在醫(yī)療費用開始較快增長過程中，收入增加是引起醫(yī)療費用支出增長的主要因素之一，但是隨著醫(yī)療費用支出達到一定程度，收入彈性就會減小，對醫(yī)療費用的影響也就減弱[6]。

從已有研究來看，收入是影響醫(yī)療保健費用的重要因素，但是具體的規(guī)律還未形成定論。研究多針對城鎮(zhèn)居民，而對于城鎮(zhèn)與農(nóng)村的對比及各區(qū)域之間的對比研究較少。因此，本文運用面板數(shù)據(jù)和和協(xié)整分析對城鄉(xiāng)居民構建以收入為變量、醫(yī)療保健支出為因變量的回歸模型，以探討收入和醫(yī)療保健支出的關系，并比較城鄉(xiāng)、省城之間的差異，為深化醫(yī)療制度改革提供參考依據(jù)。

1 資源來源與方法

本研究的數(shù)據(jù)來源于《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》。統(tǒng)一采用1990-2015年全國城鎮(zhèn)與農(nóng)村數(shù)據(jù)以及2001-2014年各省市數(shù)據(jù)作為樣本。主要采用以下8個指標：①城鎮(zhèn)居民可支配收入，該指標經(jīng)過以1990年為基期的城鎮(zhèn)居民消費者價格指數(shù)調(diào)整，反映了城鎮(zhèn)居民的實際收入水平。②城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出。③農(nóng)村居民人均純收入，該指標經(jīng)過以1990年為基期的農(nóng)村居民消費者價格指數(shù)調(diào)整，反映了農(nóng)村居民的實際收入水平。④農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出。⑤東、中、西部各省(市、自治區(qū))家庭可支配收入。⑥東、中、西部人均醫(yī)療保健支出。本文中居民人均醫(yī)療保健支出數(shù)據(jù)皆經(jīng)過以1990年和2001年為基期的醫(yī)療保健產(chǎn)品價格指數(shù)的調(diào)整。

以全國居民醫(yī)療保健支出與各省醫(yī)療保健支出為橫截面單位，將相應指標的時間序列數(shù)據(jù)進行組合而形成面板數(shù)據(jù)，通過運用面板數(shù)據(jù)和協(xié)整分析對居民構建以收入為變量，醫(yī)療保健支出為因變量的回歸模型，得到收入和醫(yī)療保健支出的變動關系，并比較了城鄉(xiāng)、省域之間的差異[7]。

本文的地區(qū)分類是：東部包括：遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、北京、天津、上海、海南；中部包括：吉林、黑龍江、內(nèi)蒙古、山西、河南、安徽、江西、湖南、湖北；西部包括：新疆、甘肅、陜西、寧夏、四川、重慶、貴州、云南、廣西、西藏、青海。

2 結果分析

2.1 基于我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的實證分析

1990-2015年，我國居民收入持續(xù)上升。其中，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入從1,510.20元增長到31,194.80元，年均增長19.66%；農(nóng)村居民人均純收入從686.30元增長到10,772.00元，年均增長14.70%，均呈現(xiàn)出良好的增長勢頭。1990-2015年居民人均醫(yī)療保健支出也呈現(xiàn)出上漲的趨勢。城鎮(zhèn)居民人均醫(yī)療保健支出從25.7元增長到1,443.40元，農(nóng)村居民人均醫(yī)療保健支出從39.31元增長到850.00元，年均增長分別為55.16%和20.62%。結果見表1。

運用ADF檢驗，即進行單位根檢驗，對原始序列進行預處理。一階差分序列的檢驗結果顯示，在1%的顯著性水平上，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村人均收入對醫(yī)療保健支出均為非平穩(wěn)序列，二階差分序列的檢驗結果顯示，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人醫(yī)療保健支出的P值分別為0.008和0.0000，均小于0.01；農(nóng)村居民人均純收入和人醫(yī)療保健支出的P值分別為0.0001和0.0002，拒絕存在單位根的原假設，故二階差分序列是平穩(wěn)的。結果見表2。

表1 1990-2015年我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與人均醫(yī)療保健支出變化 元

表2 單位根檢驗結果

通過研究表明，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民人均可支配收入和人均醫(yī)療保健支出都是二階單整，對數(shù)據(jù)取對數(shù)后還需要進行單位根檢驗和協(xié)整分析。通過ADF檢驗后，取對數(shù)的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和人均醫(yī)療保健支出均為一階單整(P<0.01)，農(nóng)村居民人均可支配收入和人均醫(yī)療保健支出均為二階單整(P<0.01)。結果見表3。

表3 取對數(shù)后的單位根檢驗結果

經(jīng)過分析后，可認為城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對數(shù)和人均醫(yī)療保健支出對數(shù)是協(xié)整關系，可以進行回歸分析。農(nóng)村居民人均純收入對數(shù)和人均醫(yī)療保健支出對數(shù)進過協(xié)整檢驗，存在協(xié)整關系，也可以進行回歸。分別對城鎮(zhèn)和農(nóng)村的面板數(shù)據(jù)進行F檢驗和Hausman檢驗，統(tǒng)計量P值均小于0.01，應建立個體固定效應模型，詳見表4。

表4 F檢驗和Hausman檢驗結果

在全國范圍內(nèi)，由于橫截面?zhèn)€數(shù)大于時序個數(shù)，接下來可以采用截面加權估計法來消除橫截面的異方差的影響，結果顯示城鎮(zhèn)和農(nóng)村的居民人均收入—醫(yī)療保健支出的模型估計調(diào)整后的R2分別為0.76317和0.9156，方程擬合效果較好，被估參數(shù)均通過了顯著性檢驗，最終的估計模型為：

城鎮(zhèn)：Incpqit=1.04Inncpit+(i-2.735363)+εit

農(nóng)村：Inrpqit=1.31Lnnrpit+(i-4.71)+εit

由此可見，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提高1.04%；而農(nóng)村居民人均純收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提高1.31%。由此發(fā)現(xiàn)，我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均醫(yī)療保健支出有顯著影響，農(nóng)村居民人均純收入對人均醫(yī)療保健支出也有顯著的影響，相對而言，農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出對收入的敏感度較高。

2.2 基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

首先，將2001-2014年省級面板數(shù)據(jù)分為東、中、西三個地區(qū)進行描述，可以看出東部地區(qū)的人均可支配收入最高，人均醫(yī)療保健支出也最高，分別為18,988元和872.9元。從標準差來看，人均醫(yī)療支出的標準差普遍小于人均收入的標準差，表明收入的地區(qū)差異相對來說更大。從最值來看，東部地區(qū)人均收入和醫(yī)療保健支出的最小值5,797.01和243.9，最大值48,841.4和2,327.6，增長率分別為7.43%和8.54%，中部地區(qū)人均收入和醫(yī)療保健支出的最小值5,267.42和150，最大值26,570.20和1,838.40，增長率分別為4.04%和11.26%，西部地區(qū)人均收入和醫(yī)療保健支出的最小值5,382.91和220.1，最大值28,349.60和1,616.90，增長率分別為4.27%和6.35%，結果見表5。

表5 東、中、西部面板數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計 元

其次對原序列進行單位根檢驗的結果顯示，人均醫(yī)療保健支出和人均收入兩個序列的P值都接近于0，拒絕存在單位根的原假設，故序列都是平穩(wěn)的。Hausman檢驗結果顯示Hausman統(tǒng)計量的值19.20，對應的P<0.001，即檢驗結果拒絕了隨機效應，應建立個體固定效應模型。進一步對全國、東部、中部及西部的省級面板數(shù)據(jù)的回歸結果顯示，回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著。對于全國范圍來說，回歸系數(shù)為0.03，表明收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.030元；東部地區(qū)的回歸系數(shù)也為0.03，同樣表明收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.03元；但對于中部地區(qū)來說，系數(shù)為0.068，表明收入增加1元，醫(yī)療保健支出會增加0.068元；西部地區(qū)回歸系數(shù)為0.06，表明收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.06元?；貧w結果見表6。

表6 省級面板數(shù)據(jù)的回歸分析結果

注：*P<0.05；**P<0.01

3 結論與建議

我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提1.04%；而農(nóng)村居民人均純收入每提高1%，人均醫(yī)療保健支出提高1.31%。另對東部、中部及西部的省級面板數(shù)據(jù)檢驗顯示均在1%的水平下顯著，東部地區(qū)收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.03元，但對于中部地區(qū)來說收入增加1元，醫(yī)療保健支出會增加0.068元，西部地區(qū)收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.06元?？梢?，可支配收入是影響醫(yī)療保健支出關系的重要原因，城鄉(xiāng)居民可支配收入對醫(yī)療保健支出有顯著影響，而中西部省份居民醫(yī)療保健支出對人均可支配收入更為敏感。

3.1 城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民人均可支配收入對醫(yī)療保健支出有顯著影響

我國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入對人均醫(yī)療保健支出有顯著影響，農(nóng)村居民人均純收入對人均醫(yī)療保健支出也有顯著的影響，農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出對收入的敏感度相對較高。隨著人均收入的增加，醫(yī)療保健支出也不斷的提高。同時也發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入是農(nóng)村人均收入的3倍多，人均醫(yī)療保健支出也接近3倍。1990-2015年，城鎮(zhèn)居民收入年增長率要高于農(nóng)村，人均醫(yī)療保健支出年均增長率也是農(nóng)村的2倍。主要原因如下：一是城鎮(zhèn)居民的受教育程度較高，健康意識較強，對醫(yī)療保健的需求比較多。二是農(nóng)村居民收入相對較低，原新農(nóng)合制度的醫(yī)療保險基金側(cè)重于支付住院大病，對于門診特病、日間手術和社區(qū)慢病費用的報銷比例太低，大部分地區(qū)不報銷門診費用，因此限制了部分農(nóng)村居民的醫(yī)療服務有效需求。隨著醫(yī)療保險制度的全覆蓋及農(nóng)村居民和失地人員可支配收入的增加，農(nóng)村居民的醫(yī)療保健支出必然會快速增長。三是醫(yī)療資源配置不均衡，優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源集中在大城市，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生資源不足，無法形成合理的就醫(yī)導向，收入較高時，更多的農(nóng)村居民流向二、三線醫(yī)院，導致農(nóng)村的就醫(yī)安全性、可及性發(fā)展滯后。

因此，在當前形勢下，既要提高農(nóng)村居民的健康意識，促進健康行為的養(yǎng)成，同時應更加注重對收入較低的農(nóng)村居民醫(yī)療消費的轉(zhuǎn)移支付能力，提高新農(nóng)合保障水平及門診特病、日間手術和社區(qū)慢病費用的報銷比例，減輕其醫(yī)療負擔，提高健康水平。從更長遠來看，推動建立分級診療制度，通過一手抓醫(yī)療聯(lián)合體建設，合理配置醫(yī)療資源，引導優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉，提高基層醫(yī)療機構的能力和水平；一手抓家庭醫(yī)生簽約服務制度，優(yōu)先覆蓋老年人、兒童、殘疾人等人群以及高血壓、糖尿病等慢性病患者和嚴重精神障礙患者，以健康需求為導向，加強醫(yī)共體內(nèi)醫(yī)院和基層醫(yī)療機構的對接，組建家庭醫(yī)生簽約服務團隊，讓基層醫(yī)療機構真正成為“健康守門人”的角色，提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生資源的可及性，促進基本醫(yī)療服務均等化才是解決農(nóng)村與城市之間醫(yī)療資源不均衡的相應之道。

3.2 中西部省份居民醫(yī)療保健支出對人均可支配收入更為敏感

從全國范圍看，收入和醫(yī)療保健支出存在高度正相關，收入是影響醫(yī)療保健支出的重要因素。地區(qū)差異更加證明了這一點，各省份人均收入對人均醫(yī)療保健支出有顯著影響，收入和醫(yī)療保健支出存在明顯的地區(qū)差異，而且這種差異表現(xiàn)出收入和醫(yī)療保健支出間的一致性。東部省份居民人均收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.03元，而中部省份居民人均收入增加1元，醫(yī)療保健支出會增加0.068元，西部省份收入每增加1元，醫(yī)療保健支出增加0.06元。導致這種現(xiàn)象的可能原因，一是各省的經(jīng)濟發(fā)展水平不同，財政收入存在較大差距，導致各地區(qū)政府在醫(yī)療保險或者醫(yī)療救助方面的投入不一，中西部地區(qū)的財政收入與人均純收入遠遠落后于東部地區(qū)。二是各省市地域之間的醫(yī)療資源分布不均勻，中西部，尤其是西部農(nóng)村的優(yōu)質(zhì)資源是比較少的。三是近年來隨著全民醫(yī)保的建立以及醫(yī)療保險補償水平的提高，導致中西部地區(qū)民眾的醫(yī)療需求得到釋放。由此可見，在人口老齡化的背景下，應增加醫(yī)療保險基金收入的開源之道，即增加國民的可支配收入，特別是對西部居民而言。其次是中央應加大對中西部地區(qū)的專項轉(zhuǎn)移支付，提高對中西部地區(qū)的醫(yī)療保險補助，增加用中央財政專項資金扶持中西部地區(qū)的醫(yī)療事業(yè)的發(fā)展。第三，推進中西部地區(qū)遠程醫(yī)療的發(fā)展，提高優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源可及性，間接降低就醫(yī)成本，推動健康管理。第四，加大對中西部貧困地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機構建設支持力度，提升服務能力，保障貧困人口健康。

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Analysisontheimpactofurbanandruralresidentspercapitadisposableincometohealthcareexpenditureandregionaldifference

HUANG Cheng-feng1，TANG Xiao-bo1，YANG Yan-sui2

(1.HospitalManagementResearchInstituteofTsinghuaUniversity，ShenzhenGuangdong，518000，China；2.PublicManagementSchoolofTsinghuaUniversity，Beijing100084，China)

ObjectiveTo analyze the impact of residents per capita disposable income(PCDI)on health care expenditure and regional differences so as to provide basis for deepening medical system reform.MethodsAccording to the data of PCDI and health care expenditure from nationwide 1990 to 2015 and provinces from 2001 to 2014.Eviews 7.0 was applied to establish econometric model，had on regression analysis and co-integration test.ResultsPCDI of urban residents increased by 1% and per capita health care expenditure increased by 1.04%.PCDI of rural residents increased by 1%，per capita health care expenditure increased by 1.31%.It was outstanding that provincial panel data tests showed under the level of 1% in central and western of China.For every 1 yuan increased of income in eastern，health care spending increased by 0.03 yuan.But for every 1 yuan increased of income in central region，health care spending increased 0.068 yuan，every 1 yuan increased of income in western region，health care spending increased by 0.06 yuan.ConclusionsPCDI is an important reason for influencing health care expenditure.Urban and rural residents PCDI has a significant impact on health care expenditure，while it is more sensitivity in central and western of China.

health care expenditure，per capita disposable income，urban and rural residents，regional differences

2017- 08- 25

10.3969/j.issn.1003-2800.2017.12.001

黃成鳳(1990-)，男，山東滕州人，在讀碩士研究生，主要從事醫(yī)療保險、醫(yī)療資源配置、醫(yī)院管理方面的研究。

楊燕綏(1953-)，女，北京人，博士，教授，博士生導師，主要從事醫(yī)療保險方面的研究。

R19；F241

A

1003-2800(2017)12-0023-05

(本文編輯：謝碧鈺)