收入、受教育水平和医疗消费：基于农户微观数据的分析，本文主要内容关键词为：农户论文,微观论文,受教育论文,收入论文,医疗论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
中国农村的医疗卫生环境在经济转型过程中发生了很大的变化，这主要表现为：村级医疗服务体系不断弱化，以计划经济体制为特征的传统医疗保障制度逐步瓦解，新型农村合作医疗制度产生与推进，以及医疗服务价格不断上涨。与此同时，因为健康作为一种人力资本是农村居民获取收入的重要资源（魏众，2004），农村居民面对疾病的冲击有着风险规避的动机，所以，农村居民对医疗服务的数量和质量的要求都不断提高。
农村居民的医疗支出决策受到诸多因素的影响。其中，收入、受教育程度和自身健康状况是三项重要的因素，三者在满足人们效用方面存在相互替代的关系（Muurinen，1982），即相对贫穷的人需要更多地使用健康资本来获取收入；在其他条件相同的情况下，其健康资本的折旧率较高。类似地，受教育程度较低的人也会更多地使用健康资本，其健康资本的折旧率同样较高。健康资本折旧率较高的人会表现为生病的概率更大，医疗支出数额更高。
本文采用中国健康和营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）1991年、1997年和2004年数据对上述三个因素之间的替代效应进行了验证。随着经济增长，农村居民的收入差距不断扩大，本研究发现，低收入者不但在财富方面处于弱势地位，在健康方面同样处于弱势地位；而且低收入者需要比高收入者支出更多的医疗费用。就政策含义而言，考虑到健康和医疗支出方面的差异，农村的不平等程度比单纯用收入度量的不平等程度更加严重。因此，对低收入者的医疗消费进行补贴对于提高他们的福利、缩小农村的不平等有着重要的作用。同时，政府可以通过提高教育的供给水平来降低农村居民的患病风险。本文主要分为四个部分：第一部分为引言；第二部分为分析框架与理论；第三部分为数据与实证模型；第四部分为分析结果；最后为结论和政策含义。
二、分析框架与理论
（一）医疗需求模型
Grossman（1972）首先研究了人们对健康的需求以及由此引起的消费——医疗支出行为。在Grossman的理论框架中，健康作为一种耐用资本品会随着时间的推移而不断折旧。因此，人们通过增加医疗消费来提高自身的健康水平，从而减缓健康资本的折旧速度。在某种程度上讲，人们可以部分地决定他们自身寿命的长短。人们对良好健康状况的需求引致了对医疗消费的需求。一般地，医疗需求的简约式可以表示为下面的（1）式：
（1）
（1）式中，M（t）为t时期的医疗需求，可以用对医疗设施的利用率或医疗支出来表示。其他相关变量的含义如下：w（t）为收入，p（t）为医疗服务的价格，A（t）为年龄，E（t）为受教育程度，Ω（t）表示相关的环境变量。（1）式说明，人们对于医疗服务的需求受医疗服务的价格、年龄、受教育程度和相关的环境变量的影响。
由于健康作为耐用资本品是加速折旧的，即健康资本的折旧率随年龄增长而不断变大，因此，随着年龄的增长，人们对健康资本的需求会减少；但另一方面，在健康需求缺乏弹性的情况下，随着年龄的增长，健康资本供给的减少有可能会超过人们对健康资本需求的减少。
健康资本除了年龄折旧外，还有使用折旧。受教育程度较低、收入较低的人可能会更多地使用健康资本，其健康资本的使用折旧会比较高，因此，他们对医疗支出的需求也比较高。
综上所述，人们的医疗消费水平会受到收入的两种效应的影响：一种是财富效应，即收入越高的人，其医疗消费水平越高；另一种是健康资本使用折旧效应，即收入较低的人更倾向于依靠健康资本来获得收入，其健康资本的使用折旧率越高，其医疗支出就越大。收入水平对医疗支出水平的影响是这两个效应的综合。
（二）医疗支出的两部分模型
医疗支出数据的主要特点是存在着很多医疗支出为零的样本，一般可以认为，这是行为人进行最优化决策的结果。在实证分析中如果忽略这些样本，用普通最小二乘法进行估计，将会导致样本选择误差。
对医疗支出的分析可以采用两部分模型（two- part model，2PM）。两部分模型将消费者的行为分为两个阶段：第一阶段，人们决定是否参与医疗服务的消费；第二阶段，在决定进行医疗服务消费的前提下，决定医疗支出金额的大小。这种方法将两个阶段的决策视为有先后顺序并且相互独立的过程，通过两部分模型计算医疗需求的偏效应，从而避免了样本选择误差的问题。
第一阶段采用二值Probit模型来分析。农村居民参与医疗消费的概率可以表示为Pr（
＞0｜
）。其中，为第i个个体的特征变量，如果＞0，则表示医疗支出大于零；反之，则表示医疗支出等于零。是否参与医疗消费的决策可以用参与方程来表示。关于医疗支出的参与方程其具体形式如（2）式所示：
（2）
按照Jones（2000）的方法，（2）式假设医疗支出是否为正值是由可观测的相关变量和不可观测的变量α共同决定的。ε[,i]是误差项。
第二阶段是关于医疗支出的线性方程。在健康经济学的实证分析中，使用两部分模型时一般采用对数形式的方程来处理因变量（家庭医疗支出）存在偏度的问题。但是处理之后，必须将结果重新转换为原来的量纲①，这样才能得出合理的政策含义并提出政策建议。医疗支出的线性方程为（3）式所示，其中，μ[,i]是误差项：
（3）
尽管两部分模型假设上述决策过程相互独立，但如果这个过程属于样本选择的情况，其估计结果依然是可靠的（Duan et al.,1983）。两部分模型可以分别看出某一变量对是否参与医疗服务消费的影响和对医疗支出的影响，某一变量对医疗支出的最终影响取决于两部分影响之和，即偏效应。如果x[,k]是连续变量，则其偏效应为（4）式所示：
（4）
虚拟变量的偏效应为（5）式所示：
（5）
三、数据与实证模型
（一）数据
本研究采用中国健康与营养状况调查（CHNS）数据②。该调查由美国北卡罗莱纳大学人口研究中心（The Carolina Population Center at the University of North Carolina at Chapel Hill）、美国国家营养与食物安全研究所（The National Institute of Nutrition and Food Safety）和中国疾病预防控制中心（The Chinese Center for Disease Control and Prevention）合作进行。该调查旨在检验健康、营养和计划生育政策的影响以及研究中国社会经济的转变如何作用于整个人口健康和营养状况。到2008年为止，该调查一共进行了7次，分别是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年。CHNS调查范围涉及辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西和贵州9个省（自治区），调查内容涉及住户、成人、儿童、社区以及营养、健康等。
本文选择1991年、1997年和2004年三次调查的农村样本数据，考察影响农村居民医疗支出的主要因素，并将样本限制在劳动力年龄（15岁）以上。1991年的有效样本中共有7128个个人、116个社区。其中，生病的样本为665个，占当年总样本的9.33％。1997年的有效样本中共有7241个个人、120个社区。其中，生病的样本为425个，占当年总样本的5.87％。2004年的有效样本中共有6052个个人、142个社区。其中，生病的样本为1080个，占当年总样本的17.85％。
报告生病的样本在2004年有了大幅度的增加，这与中国在2003年开始试点的新型农村合作医疗制度有关。就医疗保险的覆盖面看，1991年全部样本中参加医疗保险③ 的个人占总体的18％，在生病样本中比例为23％。1997年全部样本中参加医疗保险的比例为17％，在生病样本中的比例为21％。此处医疗保险包含了所有种类，包括政府提供的保险、劳动保险、合作医疗、计划免疫保险等。其中占比重较大的是政府保险和劳动保险；而合作医疗所占比重很小，不足3％。在农村地区，公共医疗保险的供给通常以村办和乡办为主，这与是否有地方经济补贴有很大的关系。合作医疗主要分布在集体经济较为发达的沿海地区，例如江苏省。在全部样本中，1991年得到乡镇企业医疗保险补贴的样本比例为15.81％，1997年该比例为7.48％。
从2003年开始，中国政府通过补贴医疗保险费为农村居民建立新型农村合作医疗制度。2004年，样本中参加合作医疗的比例为10％左右，比前几年的情况有了较大的发展。相关研究表明，新型农村合作医疗对于增加农村居民的医疗需求起了很大的推动作用，农村居民就医看病人数迅速增加（胡善联等，2007）。
从CHNS数据看，自1980年以来农村医疗服务的价格不断上涨。尤其在20世纪90年代，医疗服务价格的上涨幅度大大超过同期农村居民收入的增长幅度。确定医疗服务的价格水平时需要解决的主要问题是自选择引起的价格内生性问题④。因此，本文对数据中每户治疗一次感冒或流感的费用加以平均，在此基础上得到每个村的平均价格水平，作为医疗服务价格的代理变量。这在一定程度上克服了医疗服务价格的内生性问题。按当年价格计算，这一价格1991年为3.3元，1997年为15.3元，2004年为21.7元⑤。医疗服务价格水平在1991～1997年期间上涨了近4倍，而同期以现价计算的人均收入只增长了84％。其他文献也有类似的发现（例如刘华、何军，2006）。
通常农村居民遭遇疾病冲击即生病后才产生对医疗服务的需求。本文在研究中假定所考察的相关变量更多的是影响生病后是否有医疗支出、而不是影响是否会生病这一过程。所以，本研究采用样本中生病个人的子样本作为分析对象。1991年，生病样本中有医疗支出的个人占总体的76％；1997年，生病样本中有医疗支出的占84％；2004年，生病样本中有医疗支出的占87％。医疗支出均值1991年为213.31元，1997年为352.37元，2004年为509.36元⑥。同时，本研究在分析中控制了疾病的严重程度，反映健康冲击对医疗支出的影响。此外，本研究在模型中加入个人是否有医疗保险这一虚拟变量，以考察医疗保险对医疗需求的影响；用社区的平均收入水平和医疗机构的数目来控制社区因素对医疗需求的影响。
有关主要变量描述如表1所示。
（二）模型
按照本文的理论框架，首先，需要考察哪些因素影响了生病的概率，从而可能发生医疗支出。其次，对于已经生病的人而言，其发生医疗支出的概率及其大小取决于哪些因素。与此对应，两部分模型的第一部分可分成两种情况：一是所有样本生病的概率，二是生病样本发生医疗支出的概率。在此基础上，可以得到无条件的偏效应和以生病为条件的偏效应。按照两部分模型，本文对（2）式和（3）式分别用Probit模型和普通最小二乘法回归。考虑到同一社区内样本之间的相关性，本研究对上述两个回归均采用随机效应模型，以控制社区因素的影响。如上所述，出于对因变量偏误问题的考虑，本文将收入数据包括家庭人均收入和社区人均收入取对数，将医疗服务价格水平也取对数进行处理。
第一阶段关于医疗支出的参与方程具体表示形式如（6）式所示：
（6）式中，Φ（·）是累积分布函数。Lnw是家庭人均收入的对数；Lnp是医疗服务价格的对数；LnVI是社区人均收入的对数；A是年龄；E是受教育程度；M是婚姻状况的虚拟变量；G是表示性别的虚拟变量；I是表示是否有医疗保险的虚拟变量；S表示家庭规模；H表示医疗机构数目；D是表示疾病严重程度的虚拟变量；N是表示年份的虚拟变量。
第二阶段关于医疗支出的方程具体表示形式如（7）式所示：
四、结果分析
（一）是否进行医疗消费的决定因素
表2汇报了两部分模型的第一阶段关于医疗支出的参与方程的回归结果。表2第一、第二列为是否生病的回归结果，第三、第四列为生病后是否有医疗支出的回归结果。
在是否生病的回归结果中，相对于年龄在65岁以上的人群，其他年龄组人群生病的概率都显著降低，这验证了健康资本存在年龄折旧。研究还发现，受教育程度低的人群生病的概率较大，这反映出健康资本存在使用折旧，即受教育程度低的人可能会更多地使用健康资本。本文使用家庭人均收入作为财富的代理变量，回归发现，其符号为负且显著，说明收入较高的人生病的概率较低。
在发病后是否有医疗支出的回归结果中，疾病的严重程度是十分显著的影响因素，这说明，人们对健康风险有很强的规避意愿。家庭人均收入和受教育程度都有显著的正影响，说明收入越高、受教育程度越高的人群，在生病后更有可能多地进行医疗消费。这些结果与用同样数据库所做的关于中国农村医疗利用的结果基本一致（参见Liu，2003；Henderson，1998）。这个结果也反映出低收入人群在医疗消费中存在预算约束，导致贫困人口在生病后不去就医或没有医疗支出。研究还发现，相对于65岁以上的老人，年轻人发生医疗支出的概率更大，这是健康投资收益与成本权衡的结果，反映出年轻人健康投资的回报可能更高。同时，分析结果表明，性别也是影响家庭医疗支出决策的显著因素。
（二）影响医疗支出的因素
表3汇报了两部分模型的第二阶段医疗支出方程的回归结果。研究发现，影响医疗支出的最主要的因素是疾病的严重程度，相对于疾病严重程度较轻的人，疾病严重程度一般和很严重的人其医疗支出显著增加。
相对于最高年龄组，其他两个年龄组的医疗支出有所减少。一方面，这是因为健康资本折旧随着年龄增长而不断增加，所以，发生医疗支出的可能性会上升，即年龄较大时需要较多的医疗支出来补偿健康资本的折旧以维持一定的健康水平。但是另一方面，年龄较大时，健康作为人力资本产生的收益也会下降，因而对健康的需求会随着年龄的增加而减少。上面两个因素的综合作用导致不同年龄组人群的医疗支出有所差异。
受教育程度对医疗支出的影响为负，但并不显著，这说明，受教育程度越高的人其医疗支出越少。这体现了教育水平较高的人其健康资本可能相对较高，因而所需医疗支出相对较低。
家庭人均收入对医疗支出的影响为正，这其中也有两重效应：一是财富效应，医疗消费作为正常品，收入越高的人其医疗支出越高；二是健康效应，即收入较高的人其健康状况可能相对较好，导致其他条件相同时，其医疗支出较少。
（三）收入和价格弹性
为了判断不同收入水平和不同受教育程度的农村居民的医疗需求和医疗负担，需要将上述两个回归结果进行综合。用两部分模型的偏效应计算公式（4）式和（5）式可以求得各主要变量两个部分综合的偏效应，进而得到收入弹性和价格弹性。收入弹性即为收入的偏效应，价格弹性的计算方法为将价格的回归系数代入（4）式后减去1。
计算出两部分模型的偏效应后（如表4所示），本研究可得到两种情况下的弹性：一种是无条件弹性，即综合考虑生病概率和医疗支出。此时，收入弹性为－0.02，即收入增加1％，医疗支出减少2％，收入越低，医疗支出可能越高。价格弹性为－0.95。此外，年龄的弹性较强，年龄在15～35岁和36～65岁的人群比65岁以上的人群医疗支出分别要减少38％和17％。
另一种是在生病情况下的弹性。此时，收入弹性为0.19，表明医疗支出缺乏收入弹性。随着收入的增加，医疗支出不会同步增加；反之，随着收入下降，医疗支出也不会同步下降，所以，低收入的人群其医疗支出与收入的比例会高于高收入的人群。本研究计算得到的价格弹性为－0.61。这个结果与Mocan et al.（2004）对中国城镇居民医疗需求的分析结果相似。他们发现，医疗支出的收入弹性大约为0.3；医疗支出缺乏价格弹性，在－0.8左右。本研究还发现，在农村居民参加了医疗保险的情况下，生病时的医疗支出会降低21％
五、结论和政策含义
本文采用中国健康和营养调查数据，实证分析了1991～2004年中国农村居民是否进行医疗消费和医疗消费数额大小的决定因素。
研究发现，在农村地区，受教育程度较低的人群生病的概率更大，其看病所花费的医疗费用更高；同时，收入水平较低的人有更高的概率生病，其医疗支出的收入弹性比较低，低收入人群比高收入人群有着更高的医疗负担。
此外，本文发现，对于贫困人群其医疗存在预算约束，导致他们在生病的时候有更高的概率不去就医。本研究表明，如果考虑健康方面的不平等，中国农村的不平等程度要比单纯用收入度量的不平等程度更加严重。因此，制定旨在降低健康不平等程度的再分配政策十分有必要，而提高农村地区医疗的公共融资水平，例如进行医疗保险，是减轻穷人医疗负担的重要途径。
医疗支出的收入弹性为0.19，这说明，医疗服务属于必需品，政府有必要通过相应的政策和财政支持来保证农村居民医疗服务的质量与数量。解决低收入农村居民医疗负担问题的最有效办法是提供医疗保险。政府提供医疗保险具有双重作用：一方面，医疗保险降低了医疗服务的有效价格，有助于提高医疗消费水平；另一方面，医疗保险的费用分担机制有效地降低了医疗支出。医疗保险的制度设计应该能够激励穷人加入并提高穷人的福利水平。2003年初，国务院提出《建立新型农村合作医疗的意见》，在全国范围内试点。其基本制度设计是自愿参加，缴费采用类似人头税的方法，政府补贴与个人缴费成正比。理论分析表明，这一制度对身体差的穷人最为有利（封进、宋铮，2007）。本文的结果也表明，在生病时医疗保险可以减轻农村居民的医疗负担。然而，对低收入农户而言，即使是比较低的缴费标准也可能成为其加入合作医疗制度的障碍，在这种情况下，政府补贴的只是参加合作医疗的农户，那些贫穷的农户恰恰没有享受到政府的补贴。
研究还发现，受教育程度相对较高的人生病的风险相对较小，政策制定者可以考虑通过扩大教育这一手段降低国民的患病风险。
注释：
① 例如，原来的量纲应该是“元”，而不是取了对数的“Log（元）”。
② 数据来源：美国北卡罗莱纳大学人口中心（http://www.cpc.unc.edu/projects/china）。
③ 本研究对医疗保险的内生性做了检验，即是否会存在医疗保险和医疗支出同时受到第三个因素影响的情况。本研究用当地政府是否对医疗保险有补贴作为工具变量。检验发现，农民是否有医疗保险并不存在内生性问题。
④ 可能存在着一些个体、家庭和社区的不可观测的因素，它们既影响农村居民是否进行医疗消费的决策，也影响农村居民选择什么价位的医疗服务，从而造成了医疗服务价格的内生性问题。
⑤ 本研究用治疗一次感冒的价格代理医疗服务价格水平，在CHNS2004年的数据中没有这一变量，此处用2000年同一社区的数值替代，并用《中国统计年鉴》提供的农村医疗保健价格指数调整为2004年数值。
⑥ 此处为生病样本的均值，用当年价格计算。
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