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摘要：文章根据2002～2010年中国统计年鉴及中国卫生统计年鉴的数据，运用面板数据分析方法，研究我国31个省市城镇居民人均可支配收入与人均医疗保健支出的关系。结果表明，我国城镇居民人均可支配收入与城镇居民人均医疗保健支出的关系显著，并且存在正向关系。同时南北医疗自发性消费水平存在差异。因此，提高居民收入，缩小南北差距和改革医疗体制是提高我国城镇居民健康水平的重要途径。
关键词：医疗支出；南北差距；医疗体制
一、引言
目前，我国的基本医疗保障制度已全面覆盖城乡居民，基本药物制度初步建立，城乡基层医疗卫生服务体系进一步健全，基本公共卫生服务得到普及，公立医院改革试点取得突破，明显提高了基本医疗卫生服务的普及性。医疗卫生事业取得发展的同时也要看到存在着更加艰巨的任务。根据联合国最新分析，我国当前的城镇化率已突破50%的水平。随着越来越多的农业人口转化为城市人口，带来了医疗卫生工作任务的艰巨。人口老龄化、生态环境恶化、经济的不断发展和人们生活水平的逐渐提高，使得人们对医疗卫生保健服务将会有更高的要求。
对于我国医疗支出的问题，国内外许多研究者也有过一系列的分析研究。Newhouse发现影响医疗保健支出增长的最主要因素是收入，并且医疗保健支出的收入弹性大于1。李秀娟等人用核算小组总结了中国医疗卫生费用的历史以及对未来做出了预测，提出了医疗卫生费用的核算方式，同时分析了居民医疗卫生费用的变化趋势和受影响的因素。陈洪海等人研究了医疗卫生费用与GDP增长的关系，提出了“我国真实人均医疗卫生费用与GDP是一个单位根过程，二者之间存在很强的正相关关系”。
从现有的研究来看，都得出了收入对医疗消费存在一定影响的结论。有关研究都是测算医疗保健支出的收入弹性，如有的学者研究发现医疗保健支出的收入弹性略大于1，有的学者研究发现医疗保健支出的收入弹性略小于1，很少有人直接测算医疗保健支出的边际消费倾向是多少。许多研究只考虑了我国部分省市，并没有将我国全部省市拿来一起研究，这就导致了总体医疗保健支出水平的模糊，有可能得到错误的结论。城镇化率的提高，使得分析城镇居民医疗保健边际消费倾向显得很有必要。本文用全国31个省市城镇居民人均可支配收入和城镇居民人均医疗保健支出的数据，来分析二者之间具体的数量关系。
二、数据来源与指标说明
（一）数据来源
数据来源于《中国卫生统计年鉴》和《中国统计年鉴》 ，包括中国31个省市自治区，时间跨度为2002～2010。之所以从2002年开始，是因为随着我国医疗体制的改革，有关的统计口径从2002年进行了变更。对研究者来说，对有关数据的获取也变得更为方便。
（二）指标说明
本文采用的指标为：31个省市城镇居民人均可支配收入； 31个省市城镇居民人均医疗保健支出。考虑到数量之间的可比性，利用以2002年为基期的城镇居民消费者价格指数来调整城镇居民人均可支配收入，得到了新变量income；利用以2002年为基期的医疗保健价格指数来调整城镇居民人均医疗保健支出，得到了新变量cost。用得到的新变量来研究可以反应问题的实际水平。
三、实证分析
面板数据模型通常有三种，即混合估计模型，个体固定效应模型和个体随机效应模型。一般用F检验确定选择混合估计模型还是选择个体固定效应模型，用Hausman检验来确定选择个体固定效应模型还是个体随机效应模型。经过计算，本文中F值为33.275，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为0.52，对应的P值为0.47，接受个体随机效应模型的原假设。
使用个体随机效应模型，通过使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下：co■tit=192.50+αi+0.0348incomeit
（22.95）
R2=0.65 ■2=0.65 F=512.32
其中括号内的数字为对应的t值。拟合优度检验：R2=0.65 ■2=0.65，拟合优度较低。说明模型拟合并不是很好。F检验： F值对应的P值为0.000，这都说明回归方程显著成立。 T检验：的t检验对应的P值为0.00，说明对模型有显著影响。
结果说明，城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加3.84元。同时说明，影响我国城镇居民人均医疗消费支出的因素除了人均收入外，还有其他重要因素。
表1为31个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表1看出，各省市城镇居民对医疗保健自发性消费的特征。城镇居民医疗保健自发消费最高的省市是北京市，其次是天津市；城镇居民医疗保健自发性消费最低的省市是西藏。大体上北方地区城镇居民医疗保健自发性消费较高；除重庆外，南方地区医疗消费较低。这可能是由于各地区城镇居民生活习惯、医疗保健费用标准等因素存在差别所导致。考虑将全国南北分开，分别做分析。
对北方地区（包括北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、河南、山东、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆15个省市）作面板数据分析。经过计算，北方地区面板模型的F值为10.63，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为5.53，对应的P值为0.019，拒绝个体随机效应模型的原假设。北方地区选择的模型为个体固定效应模型。
使用个体固定效应模型，使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下。
co■tit=170.84+αi+0.0459incomeit
（20.10）
R2=0.92 ■2=0.91 F=94.23 其中括号内的数字为对应的t值。
拟合优度检验：R2=0.92 ■2=0.91 拟合优度较高。说明模型拟合较好。F检验和T检验均通过。
根据表2结果，北方城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加4.59元，高于全国水平。
表2为北方15个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表2可知，北方地区城镇居民医疗保健自发消费最高的省市依然是北京市，其次是天津市；城镇居民医疗保健自发性消费最低的地区是山东省和新疆。仍然符合经济发达地区医疗保健支出较高的结论。山东省的医疗保健支出最低，可能是因为山东是沿海地区，适合人类居住生活，环境污染少，医疗保健支出就少。
对南方地区（包括上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、西藏16个省市）作面板数据分析。经过计算，南方地区面板模型的F值为24.19，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为2.33，对应的P值为0.13，接受个体随机效应模型的原假设。南方地区选择的模型为个体随机效应模型。
使用个体随机效应模型，使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下。
co■tit=170.84+αi+0.0459incomeit
（14.88）
R2=0.61 ■2=0.60 F=219.40
其中括号内的数字为对应的t值。
拟合优度检验：R2=0.61 ■2=0.60 拟合优度较低。说明模型拟合并不是很好。F检验和T检验均通过。
模型结果表明，南方地区城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加2.53元，略低于全国水平。另外，拟合度仅为0.6，说明影响人均医疗支出的因素并不是在很大程度上取决于人均收入的。
表3为南方16个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表3看出，南方地区城镇居民医疗保健自发消费最高的省市是重庆，其次是浙江；医疗保健自发性消费最低的是西藏。
四、结论与建议
实证结果显示，城镇居民人均可支配收入是影响城镇居民医疗保健支出的重要原因，但是拟合程度为0.65，说明还存在其它重要因素影响我国城镇居民人均医疗支出。总体来看，南方地区医疗自发性保健支出高于北方地区医疗自发性保健支出。各地区的医疗保健自发性消费不同，包括北京、天津等北方地区的边际医疗消费倾向比南方地区的边际医疗消费倾向高出约0.02，这可能是由于北方地区人口老龄化加快，观念上注重医疗保健，或者由于北方地区集中了我国大量的重工业产业，污染相对南方地区较重，这就导致了对人们身体的一定伤害，人们自我保护意识增强，对医疗保健的消费就多。另外，北方地区人们基本选择国有企业、公务员等作为职业，工资待遇稳定。北京、天津的自发性消费最高，除了上述因素外，还有可能是这两个地区的经济发展水平高，政府在医疗保健方面的补贴较多，导致医疗保健消费水平最高。相比之下，南方地区人均收入对人均医疗消费的贡献度仅为0.6，这可能是因为南方地区经济发展较快，并且以私营企业为主，这些私营企业的隐性福利较多，人们可能不用花费自己的收入就可以享受到单位带来的医疗福利。南方地区的边际医疗消费倾向较低，但基本与全国水平持平。南方地区工资虽然高，但并不是太稳定，各种生活开支的负担使得人们不可能在医疗上有更高的边际消费倾向。另外，这就导致了个人随着收入的增加，医疗保健消费支出增加的比例小于北方地区增加的比例。同时，由于南方地区处于我国改革开放的前沿，思想观念超前，对于新的医疗保健产品的接受程度和消费就高，所以医疗保健的自发性消费较高。
基于上述分析，应继续坚持覆盖城乡的基本医疗保障制度，加大城镇医保覆盖比例；继续坚持经济发展建设，提高人们的收入水平，缩小南北地区收入差距；进一步加大对医疗卫生事业的资金投入，做好以城乡流动的农民工为重点的基本医疗保险关系转移接续，为城镇居民继续提供更加完善的医疗保障；落实财政对医疗卫生机构的专项补助经费，确保专款专用；合理配置医疗卫生资源，适当向北方地区倾斜；各个医疗机构应该推陈出新，设计出各种医疗卫生保健产品，刺激经济发展较好地区的医疗保健消费需求，提高自身经济利益。
参考文献：
[1]Newhouse JP Toward a theory of nonprofit institution： An economic model of a hospital[J].American Economic Review，1970（01）.
[2]李秀娟，刑花，邵永波.从医药消费的时序变化看医疗改革效果[J].中国医疗卫生经济，2008（11）.
[3]陈洪海，黄丞，陈忠.我国医疗卫生费用与经济增长关系研究[J].预测，2005（06）.
（作者单位：山西财经大学统计学院）
关键词：医疗支出；南北差距；医疗体制
一、引言
目前，我国的基本医疗保障制度已全面覆盖城乡居民，基本药物制度初步建立，城乡基层医疗卫生服务体系进一步健全，基本公共卫生服务得到普及，公立医院改革试点取得突破，明显提高了基本医疗卫生服务的普及性。医疗卫生事业取得发展的同时也要看到存在着更加艰巨的任务。根据联合国最新分析，我国当前的城镇化率已突破50%的水平。随着越来越多的农业人口转化为城市人口，带来了医疗卫生工作任务的艰巨。人口老龄化、生态环境恶化、经济的不断发展和人们生活水平的逐渐提高，使得人们对医疗卫生保健服务将会有更高的要求。
对于我国医疗支出的问题，国内外许多研究者也有过一系列的分析研究。Newhouse发现影响医疗保健支出增长的最主要因素是收入，并且医疗保健支出的收入弹性大于1。李秀娟等人用核算小组总结了中国医疗卫生费用的历史以及对未来做出了预测，提出了医疗卫生费用的核算方式，同时分析了居民医疗卫生费用的变化趋势和受影响的因素。陈洪海等人研究了医疗卫生费用与GDP增长的关系，提出了“我国真实人均医疗卫生费用与GDP是一个单位根过程，二者之间存在很强的正相关关系”。
从现有的研究来看，都得出了收入对医疗消费存在一定影响的结论。有关研究都是测算医疗保健支出的收入弹性，如有的学者研究发现医疗保健支出的收入弹性略大于1，有的学者研究发现医疗保健支出的收入弹性略小于1，很少有人直接测算医疗保健支出的边际消费倾向是多少。许多研究只考虑了我国部分省市，并没有将我国全部省市拿来一起研究，这就导致了总体医疗保健支出水平的模糊，有可能得到错误的结论。城镇化率的提高，使得分析城镇居民医疗保健边际消费倾向显得很有必要。本文用全国31个省市城镇居民人均可支配收入和城镇居民人均医疗保健支出的数据，来分析二者之间具体的数量关系。
二、数据来源与指标说明
（一）数据来源
数据来源于《中国卫生统计年鉴》和《中国统计年鉴》 ，包括中国31个省市自治区，时间跨度为2002～2010。之所以从2002年开始，是因为随着我国医疗体制的改革，有关的统计口径从2002年进行了变更。对研究者来说，对有关数据的获取也变得更为方便。
（二）指标说明
本文采用的指标为：31个省市城镇居民人均可支配收入； 31个省市城镇居民人均医疗保健支出。考虑到数量之间的可比性，利用以2002年为基期的城镇居民消费者价格指数来调整城镇居民人均可支配收入，得到了新变量income；利用以2002年为基期的医疗保健价格指数来调整城镇居民人均医疗保健支出，得到了新变量cost。用得到的新变量来研究可以反应问题的实际水平。
三、实证分析
面板数据模型通常有三种，即混合估计模型，个体固定效应模型和个体随机效应模型。一般用F检验确定选择混合估计模型还是选择个体固定效应模型，用Hausman检验来确定选择个体固定效应模型还是个体随机效应模型。经过计算，本文中F值为33.275，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为0.52，对应的P值为0.47，接受个体随机效应模型的原假设。
使用个体随机效应模型，通过使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下：co■tit=192.50+αi+0.0348incomeit
（22.95）
R2=0.65 ■2=0.65 F=512.32
其中括号内的数字为对应的t值。拟合优度检验：R2=0.65 ■2=0.65，拟合优度较低。说明模型拟合并不是很好。F检验： F值对应的P值为0.000，这都说明回归方程显著成立。 T检验：的t检验对应的P值为0.00，说明对模型有显著影响。
结果说明，城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加3.84元。同时说明，影响我国城镇居民人均医疗消费支出的因素除了人均收入外，还有其他重要因素。
表1为31个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表1看出，各省市城镇居民对医疗保健自发性消费的特征。城镇居民医疗保健自发消费最高的省市是北京市，其次是天津市；城镇居民医疗保健自发性消费最低的省市是西藏。大体上北方地区城镇居民医疗保健自发性消费较高；除重庆外，南方地区医疗消费较低。这可能是由于各地区城镇居民生活习惯、医疗保健费用标准等因素存在差别所导致。考虑将全国南北分开，分别做分析。
对北方地区（包括北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽宁、吉林、黑龙江、河南、山东、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆15个省市）作面板数据分析。经过计算，北方地区面板模型的F值为10.63，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为5.53，对应的P值为0.019，拒绝个体随机效应模型的原假设。北方地区选择的模型为个体固定效应模型。
使用个体固定效应模型，使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下。
co■tit=170.84+αi+0.0459incomeit
（20.10）
R2=0.92 ■2=0.91 F=94.23 其中括号内的数字为对应的t值。
拟合优度检验：R2=0.92 ■2=0.91 拟合优度较高。说明模型拟合较好。F检验和T检验均通过。
根据表2结果，北方城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加4.59元，高于全国水平。
表2为北方15个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表2可知，北方地区城镇居民医疗保健自发消费最高的省市依然是北京市，其次是天津市；城镇居民医疗保健自发性消费最低的地区是山东省和新疆。仍然符合经济发达地区医疗保健支出较高的结论。山东省的医疗保健支出最低，可能是因为山东是沿海地区，适合人类居住生活，环境污染少，医疗保健支出就少。
对南方地区（包括上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、广东、广西、海南、重庆、四川、贵州、云南、西藏16个省市）作面板数据分析。经过计算，南方地区面板模型的F值为24.19，F值对应的P值为0.00，拒绝固定估计效应模型的原假设；Hausman检验中的Cross-section random值为2.33，对应的P值为0.13，接受个体随机效应模型的原假设。南方地区选择的模型为个体随机效应模型。
使用个体随机效应模型，使用普通最小二乘法（OLS），得到的估计结果如下。
co■tit=170.84+αi+0.0459incomeit
（14.88）
R2=0.61 ■2=0.60 F=219.40
其中括号内的数字为对应的t值。
拟合优度检验：R2=0.61 ■2=0.60 拟合优度较低。说明模型拟合并不是很好。F检验和T检验均通过。
模型结果表明，南方地区城镇居民人均可支配收入对人均医疗保健支出有显著的正向影响，人均可支配收入每增加100元，人均医疗保健支出增加2.53元，略低于全国水平。另外，拟合度仅为0.6，说明影响人均医疗支出的因素并不是在很大程度上取决于人均收入的。
表3为南方16个省市城镇居民对医疗保健自发性消费。由表3看出，南方地区城镇居民医疗保健自发消费最高的省市是重庆，其次是浙江；医疗保健自发性消费最低的是西藏。
四、结论与建议
实证结果显示，城镇居民人均可支配收入是影响城镇居民医疗保健支出的重要原因，但是拟合程度为0.65，说明还存在其它重要因素影响我国城镇居民人均医疗支出。总体来看，南方地区医疗自发性保健支出高于北方地区医疗自发性保健支出。各地区的医疗保健自发性消费不同，包括北京、天津等北方地区的边际医疗消费倾向比南方地区的边际医疗消费倾向高出约0.02，这可能是由于北方地区人口老龄化加快，观念上注重医疗保健，或者由于北方地区集中了我国大量的重工业产业，污染相对南方地区较重，这就导致了对人们身体的一定伤害，人们自我保护意识增强，对医疗保健的消费就多。另外，北方地区人们基本选择国有企业、公务员等作为职业，工资待遇稳定。北京、天津的自发性消费最高，除了上述因素外，还有可能是这两个地区的经济发展水平高，政府在医疗保健方面的补贴较多，导致医疗保健消费水平最高。相比之下，南方地区人均收入对人均医疗消费的贡献度仅为0.6，这可能是因为南方地区经济发展较快，并且以私营企业为主，这些私营企业的隐性福利较多，人们可能不用花费自己的收入就可以享受到单位带来的医疗福利。南方地区的边际医疗消费倾向较低，但基本与全国水平持平。南方地区工资虽然高，但并不是太稳定，各种生活开支的负担使得人们不可能在医疗上有更高的边际消费倾向。另外，这就导致了个人随着收入的增加，医疗保健消费支出增加的比例小于北方地区增加的比例。同时，由于南方地区处于我国改革开放的前沿，思想观念超前，对于新的医疗保健产品的接受程度和消费就高，所以医疗保健的自发性消费较高。
基于上述分析，应继续坚持覆盖城乡的基本医疗保障制度，加大城镇医保覆盖比例；继续坚持经济发展建设，提高人们的收入水平，缩小南北地区收入差距；进一步加大对医疗卫生事业的资金投入，做好以城乡流动的农民工为重点的基本医疗保险关系转移接续，为城镇居民继续提供更加完善的医疗保障；落实财政对医疗卫生机构的专项补助经费，确保专款专用；合理配置医疗卫生资源，适当向北方地区倾斜；各个医疗机构应该推陈出新，设计出各种医疗卫生保健产品，刺激经济发展较好地区的医疗保健消费需求，提高自身经济利益。
参考文献：
[1]Newhouse JP Toward a theory of nonprofit institution： An economic model of a hospital[J].American Economic Review，1970（01）.
[2]李秀娟，刑花，邵永波.从医药消费的时序变化看医疗改革效果[J].中国医疗卫生经济，2008（11）.
[3]陈洪海，黄丞，陈忠.我国医疗卫生费用与经济增长关系研究[J].预测，2005（06）.
（作者单位：山西财经大学统计学院）