新醫(yī)改對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)和醫(yī)療彈性影響的實(shí)證研究

張少懷李 麗 吳振峰

1.華東師范大學(xué)城市與區(qū)域科學(xué)學(xué)院 上海 200333 2.河北省中醫(yī)院 河北石家莊 050011 3.南開大學(xué)數(shù)學(xué)科學(xué)學(xué)院 天津 300071

改革開放以來，我國對醫(yī)藥衛(wèi)生事業(yè)進(jìn)行了一系列改革，人民群眾的健康水平得到了明顯改善，居民主要健康指標(biāo)位居發(fā)展中國家前列。但我國醫(yī)藥衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展還存在著人民群眾健康需求與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不相適應(yīng)的矛盾，特別是醫(yī)藥費(fèi)用增長過快、個(gè)人負(fù)擔(dān)過重、人民群眾普遍反映“看病難、看病貴”等問題日漸突出。2009年3月17日，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》，提出了“四梁八柱”的建設(shè)方案，確立了有效減輕居民就醫(yī)費(fèi)用負(fù)擔(dān)，切實(shí)緩解“看病難、看病貴”的近期目標(biāo)，以及建立健全覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生制度，為群眾提供安全、有效、方便、價(jià)廉的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的長遠(yuǎn)目標(biāo)。

那么，歷經(jīng)多年的新醫(yī)改政策效果如何？新醫(yī)改對于減輕城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的政策效果是否存在顯著差異？居民醫(yī)療保健支出的收入占比是衡量醫(yī)療負(fù)擔(dān)的一個(gè)重要指標(biāo)[1]，此外，醫(yī)療保健支出的收入彈性對于理解和預(yù)測未來醫(yī)療支出增長具有重要的指導(dǎo)意義[2]。因此，從一般意義上講，也可視作是對居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的另一個(gè)衡量指標(biāo)?；谶@兩個(gè)指標(biāo)，本文采用單變量統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)、橫截面混合OLS和面板固定效應(yīng)回歸的方法，分析了新醫(yī)改政策在城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)執(zhí)行效果上的差異。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自Wind宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫2004—2013年居民家庭基本情況與人口等部分，對于缺失數(shù)據(jù)，通過手工查閱《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》進(jìn)行了補(bǔ)充。此外，對于無法通過查閱獲取的缺失記錄，使用下一年的相應(yīng)數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充，如2004年個(gè)別省份城鄉(xiāng)人口比例缺失，則使用2005年的同一省份同類型數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。

1.2 模型建構(gòu)

參考相關(guān)研究[3]，本文所構(gòu)建的新醫(yī)改對于醫(yī)療負(fù)擔(dān)以及醫(yī)療彈性影響的模型分別如下所示：

其中，expenditurei,t/incomei,t為i省在第t年城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民人均醫(yī)療保健支出占城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入(或農(nóng)村居民家庭人均純收入)的比值；ln(expenditurei,t)為i省在第t年城鎮(zhèn)(或農(nóng)村)居民人均醫(yī)療保健支出的自然對數(shù)；ln(incomei,t)為i省在t年城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入(或農(nóng)村居民家庭人均純收入)的自然對數(shù)；reformi,t為新醫(yī)改虛擬變量，其值在2009年之前為1，2009年之后為0；reform×ln(income)交乘項(xiàng)，其系數(shù)代表新醫(yī)改對醫(yī)療保健支出收入彈性的影響作用。借鑒已有文獻(xiàn)[4]，本文選取的控制變量包括醫(yī)療保健品物價(jià)變動指數(shù)(hcpi)、老齡化程度(aging)、當(dāng)?shù)亟逃?edu)、城鎮(zhèn)化程度(urban)以及死亡率(death)(表1)。此外，我們還在回歸分析中控制了年份與地區(qū)的效應(yīng)差異。

表1 控制變量釋義表

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)和單變量分析

由圖1所示，雖然城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出在可支配收入中所占比重呈持續(xù)下降趨勢，但這一比重在新醫(yī)改后的第2年(即2010年)出現(xiàn)較大幅度下降，由2009年的5.20%下降至2010年的4.79%。雖然農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出在可支配收入中所占比重一直呈持續(xù)增加趨勢，但這一比重在2010年也出現(xiàn)了短暫的下降，由2009年的5.82%下降至2010年的5.60%，之后加速回升，這說明新醫(yī)改政策的實(shí)施在短期內(nèi)對于減輕城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)起到了一定作用。單變量分析發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民的比重均值由改革前的5.41%下降至改革后的4.77%，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.0052)，而農(nóng)村居民的比重均值由改革前的5.17%上升至改革后的6.29%，也具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.0075)。

圖1 2004—2013年居民醫(yī)療保健支出收入占比變化

分地區(qū)看，東、中、西部與全國趨勢基本一致，所有經(jīng)濟(jì)區(qū)劃的城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出在可支配收入中所占比重均呈持續(xù)下降趨勢，農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出在可支配收入中所占比重均呈上升趨勢，并且在2010年城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的比重均較以往出現(xiàn)短暫“異?！弊兓?，城鎮(zhèn)地區(qū)比重下降更加陡峭，而農(nóng)村地區(qū)比重突然出現(xiàn)反向下降。除此之外，從城鎮(zhèn)與農(nóng)村地區(qū)比重兩條趨勢線的縱向差距可以看出，新醫(yī)改后，西部地區(qū)差距要明顯大于中東部地區(qū)(圖2、3、4)。單變量分析發(fā)現(xiàn)，東部城鎮(zhèn)地區(qū)醫(yī)療保健支出在可支配收入中所占比重的增幅(-0.972%)要小于中(-0.384%)西部地區(qū)(-0.522%)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.0146；P=0.0138)，東部農(nóng)村地區(qū)比重增幅(0.686%)也小于中部農(nóng)村地區(qū)(1.542%)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P=0.0622)。

圖2 2004—2013年東部地區(qū)居民醫(yī)療保健支出收入占比變化

圖3 2004—2013年中部地區(qū)居民醫(yī)療保健支出收入占比變化

圖4 2004—2013年西部地區(qū)居民醫(yī)療保健支出收入占比變化

2.2 多元回歸分析

2.2.1 醫(yī)療負(fù)擔(dān)

醫(yī)療保健衛(wèi)生支出在可支配收入中所占比重是居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)水平直觀的反映指標(biāo)，但這一指標(biāo)無法控制年度效應(yīng)、地區(qū)個(gè)體效應(yīng)以及其它因素可能產(chǎn)生的影響，鑒于此，本文采用橫截面混合回歸(Pool OLS)方法和面板固定效應(yīng)(Panel Fix-effect)方法分別對新醫(yī)改對于城鎮(zhèn)居民樣本和農(nóng)村居民樣本的醫(yī)療負(fù)擔(dān)水平進(jìn)行了估計(jì)(表1)，即模型(1)中reform的回歸系數(shù)?；貧w結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)地區(qū)居民組虛擬變量reform的回歸系數(shù)顯著為負(fù)(β1=-0.007和-0.003，兩者P<0.05)1，而農(nóng)村地區(qū)居民組虛擬變量reform的回歸系數(shù)顯著為正(β1=0.009和0.006，兩者P<0.05)。

表1 新醫(yī)改對城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療保健支出收入占比影響的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示P<0.01，P<0.05，P<0.1；括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤值，下同

進(jìn)一步將城鎮(zhèn)地區(qū)居民樣本按照東、中、西部的劃分方式，繼續(xù)進(jìn)行分組回歸。限于篇幅，此處僅展示使用面板固定效應(yīng)方法的回歸結(jié)果(表2)。東部地區(qū)虛擬變量reform的交互項(xiàng)顯著為負(fù)(β1=-0.006，P<0.01)，而中西地區(qū)不顯著。同時(shí)對農(nóng)村地區(qū)居民樣本也按照東、中、西部進(jìn)行分組回歸(表3)。結(jié)果顯示，東、西部分組中，reform變量的回歸系數(shù)顯著為正(東部：β1=0.004，P<0.01；西部：β1=0.005，P<0.01)，而中部地區(qū)不顯著。

表2 新醫(yī)改對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出收入占比影響的分組回歸結(jié)果

表3 新醫(yī)改對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出收入占比影響的分組回歸結(jié)果

2.2.2 醫(yī)療彈性

使用回歸模型(2)對醫(yī)療衛(wèi)生支出的收入彈性(表4)進(jìn)行估計(jì)，即本文設(shè)定的模型中l(wèi)n(expenditure)對自變量ln(income)的回歸系數(shù)?；貧w結(jié)果顯示，改革前采用兩種估計(jì)方法所計(jì)算出的城鎮(zhèn)地區(qū)居民的醫(yī)療保健支出收入彈性分別為0.375和0.817，農(nóng)村地區(qū)居民的醫(yī)療保健支出收入彈性分別為0.586和1.107，城鎮(zhèn)地區(qū)居民醫(yī)療彈性小于農(nóng)村地區(qū)居民。在改革后，由城鎮(zhèn)地區(qū)居民組交乘項(xiàng)ln(income)×reform系數(shù)的回歸結(jié)果顯著為負(fù)(β3=-0.212和-0.223，兩者P<0.01)可知，城鎮(zhèn)地區(qū)居民醫(yī)療保健支出的收入彈性出現(xiàn)了統(tǒng)計(jì)意義上的顯著下降，改革后分別降至0.163和0.594，新醫(yī)改對彈性所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用為-0.212和-0.223，而農(nóng)村地區(qū)居民組交乘項(xiàng)ln(income)×reform的回歸結(jié)果雖然為正，但沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

表4 新醫(yī)改對醫(yī)療保健支出收入彈性影響的回歸結(jié)果

(續(xù))

將城鎮(zhèn)居民樣本進(jìn)一步按照東、中、西部劃分，繼續(xù)進(jìn)行回歸分析(表5)。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)ln(income)×reform的系數(shù)在東部和中部均顯著為負(fù)(東部：β3=-0.234；中部：β3=-0.397，兩者P<0.1)，而西部地區(qū)雖然交乘項(xiàng)系數(shù)符號為負(fù)，但沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。同樣，對農(nóng)村居民樣本按照東、中、西部進(jìn)行分組回歸(表6)。結(jié)果顯示，不論在哪個(gè)分組，交乘項(xiàng)ln(income)×reform的系數(shù)均不顯著。

表5 新醫(yī)改對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出收入彈性影響的回歸結(jié)果

表6 新醫(yī)改對農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出收入彈性影響的回歸結(jié)果

3 討論

在不考慮公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)價(jià)格增長、居民人均GDP收入增長等因素的前提下，新醫(yī)改在降低或抑制醫(yī)療保健支出占可支配收入比重增長方面，對城鎮(zhèn)地區(qū)的作用要明顯好于農(nóng)村地區(qū)，東部地區(qū)好于中西部地區(qū)。通過回歸分析對醫(yī)療保健品物價(jià)、年度效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)等其它影響醫(yī)療負(fù)擔(dān)和醫(yī)療彈性的因素加以控制后發(fā)現(xiàn)，新醫(yī)改顯著降低了城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)和醫(yī)療保健支出的收入彈性，并集中體現(xiàn)在中東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)地區(qū)，而對于東部地區(qū)農(nóng)村居民而言，新醫(yī)改未能顯著降低其醫(yī)療負(fù)擔(dān)和醫(yī)療彈性，甚至是從總體來看農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)在醫(yī)改后有所上升。原因包括以下兩個(gè)方面：

一是隨著我國新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程不斷推進(jìn)以及戶籍制度的深化改革，農(nóng)村大量人口特別是青年富余勞動力不斷向城鎮(zhèn)進(jìn)行有序轉(zhuǎn)移，據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，2005—2013年，城鎮(zhèn)人口由56 121萬人增長至73 111萬人，而農(nóng)村人口由74 544萬人下降至62 961萬人。[5]進(jìn)城人口在社會保障、公共服務(wù)等方面也享受到和市民同等化待遇，而未能實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)移的農(nóng)村人口多為老弱病幼等無勞動能力或已喪失勞動能力人口，其不僅收入偏低，而且醫(yī)療服務(wù)需求巨大。據(jù)《2014中國農(nóng)村養(yǎng)老現(xiàn)狀國情報(bào)告》調(diào)查顯示，目前1/3的農(nóng)村老人需要護(hù)理，1/2的農(nóng)村老人處于服藥狀態(tài)。因此，城鎮(zhèn)化使一部分醫(yī)療衛(wèi)生支出占可支配收入比重較低的農(nóng)村地區(qū)青壯年人口轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)地區(qū)的計(jì)算口徑中，而醫(yī)療衛(wèi)生支出占可支配收入比重高的農(nóng)村老、幼人口依然留存在農(nóng)村地區(qū)的計(jì)算口徑中。新醫(yī)改與新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的同步性，可能在一定程度上加速了農(nóng)村地區(qū)居民以“醫(yī)療衛(wèi)生支出占可支配收入比重”口徑計(jì)算的醫(yī)療負(fù)擔(dān)水平的增長。

(2)相較于城鎮(zhèn)而言，長期以來，農(nóng)村衛(wèi)生服務(wù)體系比較薄弱，基礎(chǔ)設(shè)施落后，農(nóng)村居民的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求受到嚴(yán)重壓制。新醫(yī)改提出大力發(fā)展農(nóng)村衛(wèi)生服務(wù)體系，特別是進(jìn)一步健全以縣級醫(yī)院為龍頭、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和村衛(wèi)生室為基礎(chǔ)的農(nóng)村三級醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，以及隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療和城鄉(xiāng)醫(yī)療救助體系的逐步完善，在一定程度上刺激和釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求。醫(yī)療供給的變化、醫(yī)療服務(wù)的便利性和醫(yī)療服務(wù)的各種價(jià)格補(bǔ)貼使得農(nóng)村居民醫(yī)療需求面臨井噴。[6]

作者聲明本文無實(shí)際或潛在的利益沖突。