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医改对农村居民医疗消费行为的影响

2019/12/17 阅读:

摘要:目的:分析医改前后我国农村居民医疗消费行为的变化,同时评价2009年开启的新医改在解决农村居民“看病难,看病贵”问题方面的成效。方法:建立计量经济学模型,估计出医改前后农村居民医疗支出对收入、价格、老年人口抚养比以及政府卫生支出的(半)弹性,以此为基础,结合经济学原理和医改政策分析我国农村居民医疗消费行为的变化。结果:医疗需求的收入弹性下降,药品需求的价格弹性下降,农村老年人的医疗需求得以满足,政府卫生支出对农村居民医疗消费的促进作用增强。结论:2009年开启的新医改有效缓解了农村居民“看病难,看病贵”的问题,促进了农村居民的医疗消费。

关键词:医改;农村居民;医疗消费行为

2009年出台的《关于深化医药卫生体制改革的意见》开启了我国新一轮的医药卫生体制改革。本研究旨在分析医改前后我国农村居民医疗消费行为的变化,同时评价2009年开启的新医改在解决农村居民“看病难,看病贵”问题方面的成效。

1计量模型与数据来源

1.1计量模型与估计方法

为分析医改前后我国农村居民医疗消费行为的变化,先建立式(2)所示的计量模型,以此估计医改前后农村居民医疗支出对收入、价格、老年人口抚养比以及政府卫生支出的(半)弹性,以此为基础,结合经济学原理和医改政策分析我国农村居民医疗消费行为的变化。但是,直接对式(2)所示计量模型进行估计很可能会产生偏误,这是因为收入的增加会促进医疗支出的增加,医疗支出的增加也可能会反过来促进收入水平的提高[1],即式(2)所示的计量模型存在内生性问题。为解决这种内生性问题,采用两阶段最小二乘法(2SLS)对式(2)进行估计。使用2SLS首先要寻找工具变量,由于这里的内生性是由双向因果关系所造成的,因此要寻找的工具变量只需满足“与内生解释变量(LNINC)相关,与被解释变量(LNMED)不相关”的条件即可[2]。对外开放会促进一个地区的经济发展,进而促进该地区居民收入的提高,但其与该地区医疗支出水平没有直接关系。因此,可以把对外开放度(OPE)作为工具变量。使用2SLS进行估计需要分两个阶段。第一阶段:用内生解释变量(LNINC)对工具变量(OPE)进行回归,即使用最小二乘法对式(1)所示的计量模型进行估计,得到系数估计值,然后利用系数估计值和工具变量(OPE)拟合出内生解释变量(LNINC)的拟合值。第二阶段:使用最小二乘法对式(2)进行估计,但内生解释变量(LNINC)要使用第一阶段所得到的拟合值而非原值。其中:LNMEDit为i省第t年农村居民人均医疗支出的对数,这里的医疗支出包括药品支出和医疗服务支出两个方面;LNINCit为i省第t年农村居民人均纯收入的对数;LNDRUit为i省第t年农村药品价格的对数;LNSERit为i省第t年农村医疗服务价格的对数;OLDit为i省第t年农村的老年人口抚养比,即老年人口数与劳动年龄人口数的比值;LNFINit为i省第t年人均政府卫生支出的对数;OPEit为i省第t年的对外开放度,利用进出口总额与GDP的比值衡量;εit和μit为扰动项。利用式(2)所示计量模型估计医改前后农村居民医疗支出对收入、价格、老年人口抚养比以及政府卫生支出的(半)弹性,需要对医改前(2005—2008年)与医改后(2009—2014年)的两组数据分别进行回归。在分组回归前,需要检验式(2)所示计量模型的系数在医改前后是否确实发生了显著性变化。如果未发生显著性变化而直接进行分组回归,比较其系数的变化很可能是毫无意义的。在这里使用邹至庄检验,检验结果显示F统计量为4.014,P值为0.049,说明式(2)所示计量模型的系数在医改前后确实发生了显著性变化。

1.2变量说明与数据来源

由于农村居民保健支出占比很小,因此使用农村居民人均医疗保健支出代替农村居民人均医疗支出。为剔除价格因素,使用医疗保健价格指数(2004年=100)将其换算成实际数据,使用农村居民消费价格指数(2004年=100)将人均纯收入换算成了实际数据。由于缺乏农村药品价格和农村医疗服务价格的数据,对农村药品价格使用所在省份城乡综合的药品价格指数来代替,对农村医疗服务价格使用所在省份城乡综合的医疗保健服务价格指数来代替。农村居民通常都是进城看病、买药和住院,上述代替还是比较合理的[3]。由于药品价格综合指数也是缺乏的,使用西药价格指数代替药品价格指数。由于缺乏历年各省农村老年人口抚养比数据,使用各省老年人口抚养比来代替。对于一个特定省份来说,农村和城镇老年人口历年的比值相对稳定,这样代替还是比较合理的。各省的政府卫生支出使用其财政支出中医疗卫生支出数额衡量,该数据再除以所在省的人口总数即可得到各省的人均政府卫生支出,然后使用GDP平减指数(2004年=100)将其换算成实际数据。从2006—2015年《中国统计年鉴》中可以得到研究所需要的2005—2014年我国省级行政区的平衡面板数据。

2农村居民医疗消费行为的变化分析与医改成效评价使用

2SLS对式(2)所示计量模型分组进行估计,结果如表1所示。通过医改前后系数估计值的变化,结合经济学原理和医改政策,分析医改前后我国农村居民医疗消费行为的变化,同时评价本次医改在解决农村居民“看病难,看病贵”问题方面的成效。

2.1农村居民医疗支出的收入弹性

由于式(2)中农村居民人均医疗支出与人均纯收入都取了对数,因此α1表示的是农村居民医疗支出的收入弹性,即收入增加1%,医疗支出将会增加α1%。由于此时控制了药品和医疗服务的价格,医疗支出变化的百分比与医疗需求量变化的百分比是相等的。因此α1还表示农村居民医疗需求的收入弹性,即收入增加1%,医疗需求量将会增加α1%。需要指出的是,由于药品与医疗服务的品类繁多,这里的医疗需求量指的是综合意义上的需要量,是一种抽象量,下文将要出现的药品需求量和医疗服务需求量也是类似的概念,不再赘述。从表1可以看出,农村居民医疗需求的收入弹性α1在医改前后的估计值分别为0.729和0.472,且分别在5%和10%的水平上显著。由此可知,农村居民收入增加1%所引起的医疗需求量增加的百分比,医改前要大于医改后的。这表明:医改前农村居民的医疗需求受到预算约束的影响较大,一旦收入增加,医疗需求将会得到很大的释放;而在医改后,收入增加所引起的医疗需求的增加并没有那么强烈。这充分说明2009年开启的新医改较大程度地缓解了农村居民“看病贵”的问题,从而弱化了预算约束对农村居民医疗需求的抑制,使得收入对医疗需求的刺激作用变小了。

2.2农村居民药品支出的价格弹性

式(2)中农村药品价格取了对数,因此α2表示的是农村居民医疗支出的价格弹性,由于此时控制住了医疗服务价格,医疗服务支出不会变化,此时医疗支出的变化仅仅是药品支出的变化。因此,准确地说,α2表示的是农村居民药品支出的价格弹性,即药品价格提高1%,人均药品支出将会提高α2%。依据微观经济学原理,患者对药品价格的提高可能会采取两种不同的应对策略,从而会对人均药品支出产生正反两方面的影响:一些患者可能会维持原有的消费行为,即药品价格的提高不会引起需求量的变化,这势必会造成人均药品支出的上升;另一些患者可能会寻找替代品或者减少购买量,即药品价格的提高会引起需求量的变化,这很可能会造成人均药品支出的下降。药品价格的提高对人均药品支出到底会产生正向影响还是负向影响,要看这两方面势力的强弱。准确来说,就是要看药品需求的价格弹性。如果药品需求的价格弹性很小,即大部分人都会维持原有的消费行为,人均药品支出就会提高;如果药品需求的价格弹性很大,即大部分人都会寻找替代品或者减少购买量,人均药品支出就会下降。从表1可以看出,医改前农村居民药品支出的价格弹性α2并不显著,而医改后却显著为正。药品价格的提高对人均药品支出的影响,在医改前不显著,而在医改后却显著为正,这充分说明医改后药品需求的价格弹性变小了。事实上,2009年开启的新医改,全面实施了新农合制度,提高了对农村居民的补助水平,使农村居民可以报销很大一部分药品费用,从而使其对药品价格的变化不像以前那么敏感。

2.3农村居民医疗服务支出的价格弹性

式(2)中的α3表示的是农村居民医疗服务支出的价格弹性,即医疗服务价格提高1%,人均医疗服务支出将会提高α3%。从表1可以看出,医改前后α3都不显著,采用与上述类似的方法分析可知:医改后农村居民医疗服务需求的价格弹性并无显著性变化。医改后农村居民药品需求的价格弹性变小,而医疗服务需求的价格弹性并无显著性变化,这似乎有些矛盾。实际上,由于药品与医疗服务是两种不同性质的商品与服务,消费者对其有着不同的消费行为也实属正常。

2.4农村居民人均医疗支出对老年人口抚养比的半弹性

由于式(2)中老年人口抚养比并未取对数,因此α4表示的是农村居民人均医疗支出对老年人口抚养比的半弹性,即老年人口抚养比增加1个单位,人均医疗支出将会增加α4%。尽管老年人较易患病,且很多都患有慢性病,但由于农村老年人基本上没有稳定收入来源,主要靠子女转移支付,因此他们的医疗需求会受到很大抑制。从表1可以看出,医改前α4并不显著,老年人口抚养比提高,人均医疗支出并不会随之提高,充分说明医改前农村老年人的医疗需求受到了特别大的抑制;而医改后,α4显著为正,表明老年人口抚养比提高,人均医疗支出随之提高,充分说明医改后农村老年人的医疗需求得到了一定程度的释放。事实上,新医改全面实施了新农合制度,进一步完善了医疗救助制度,这在一定程度上缓解了农村老年人“看病贵”的问题,释放了他们的医疗需求。

2.5农村居民人均医疗支出对人均政府卫生支出的弹性

式(2)中α5表示的是农村居民人均医疗支出对人均政府卫生支出的弹性,即人均政府卫生支出提高1%,人均医疗支出将会提高α5%,该弹性反映的是政府卫生支出对农村居民医疗消费的促进作用的大小。从表1可以看出,医改前后α5的估计值分别为0.164和1.055,且分别在10%和1%的水平上显著。这表明,医改后政府卫生支出对农村居民医疗消费的促进作用增强。事实上,新医改加强了对农村的支持和倾斜。医改后,政府卫生支出更大比例流向了农村,用于加强农村医疗卫生服务体系的建设和新农合制度的完善等,从而改善了农村医疗卫生条件,提高了对农村居民的医疗保障水平。这在一定程度上缓解了农村居民“看病难,看病贵”的问题,促进了农村居民的医疗消费。医改后流向农村的政府卫生支出占比提高,增强了政府卫生支出对农村居民医疗消费的促进作用。

3结束语

利用计量经济学方法估计出医改前后农村居民医疗支出对收入、价格、老年人口抚养比及政府卫生支出的(半)弹性,以此为基础,结合经济学原理和医改政策分析我国农村居民医疗消费行为的变化,评价2009年开启的新医改在解决农村居民“看病难,看病贵”问题方面的成效。结果显示:医疗需求的收入弹性下降,新医改弱化了预算约束对农村居民医疗需求的抑制;药品需求的价格弹性下降,新农合制度的全面实施使得农村居民对药品价格的变化不像以前那么敏感;农村老年人的医疗需求得以释放,归功于新农合制度的全面实施以及医疗救助制度的完善;政府卫生支出对农村居民医疗消费的促进作用增强,归功于医改后流向农村的政府卫生支出占比的提高。综上,2009年开启的新医改有效缓解了农村居民“看病难,看病贵”的问题,促进了农村居民的医疗消费,从而必定会提高农村居民的健康水平。

参考文献:

[3]欧阳志刚.农民医疗卫生支出影响因素的综列协整分析[J].世界经济,2007,34(9):47-54.

作者:许文静 单位:河南牧业经济学院

医改对农村居民医疗消费行为的影响

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