城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出——兼论中国医疗制度改

城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出——兼论中国医疗改 城镇居民年人均 可支配收入与医疗保健支出——兼论中国医疗制度改革 内容摘要       随着我国经济体制的改革，我国的社会保障体制也在进行改革。其中一项主要的改革内容就是医疗制度的改革，改变以前的公费医疗和劳保医疗。改革对人们的医疗保健消费行为产生了巨大影响，本文运用计量经济学的方法，研究医疗制度改革前后，我国城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出之间的关系及变化，最终得出了结论：医疗制度改革使我国城镇居民的消费倾向有所上升，给人们带来很大的经济负担。 关键字          医疗制度改革      城镇居民年人均可支配收入    医疗保健支出 导论  随着人们经济生活的逐渐富裕，人们对生活的需求就不仅仅停留在食品等物质内容的支出上，而是扩大到了精神生活及身体的健康保健方面。稍微留心生活，很容易发现，人们在医疗保健方面的消费支出在大幅攀升。医疗保健支出的上涨，不仅是人们的医疗保健意识在增强，更主要的原因是我国社会保障体系完善过程中的一个主要内容——医疗制度改革。本文就医疗制度改革前后，我国城镇居民年人均可支配收入与医疗保障支出之间的数量关系，进行了古典计量经济学分析，并对结果进了一定的说明.    论文的大体框架如下:   经济背景及研究目的  我国医疗制度改革的背景及进程  研究目的   结合经济背景，建立计量经济学模型  关于数据  1            数据的来源        数据的收集及修正        用于模型的数据  关于模型 模型的建立及依据 参数估计  数据残差正态性检验 模型检验     经济意义检验  统计意义检验  计量经济学意义检验  ①          多重共线性检验  ②          异方差检验（ARCH 检验  WHITE检验）  ③          自相关检验  （DW检验） 模型应用         经济背景及研究目的  我国医疗制度改革进程          中国城镇医疗制度自５０年代起实行的是公费医疗（行政机关、事业单位职工）和劳保医疗（企业职工）两种制度。          中国的公费医疗制度建立于１９５２年，根据原政务院发布的《关于全国各级人民政府、党派、团体及所属事业单位的国家工作人员实行公费医疗预防的指示》，在行政、事业单位中实行公费医疗制度。享受对象是各级政府机关、党派、人民团体及教科文卫等事业单位的工作人员及部分伤残军人，后来扩大到高等学校在校学生。截止１９９３年底，全国约有２９００万人享受公费医疗。公费医疗经费由各级政府财政预算拨款。        １９５１年，根据原政务院发布的《中华人民共和国劳动保险条例》，全国开始实施劳保医疗，享受对象是全民所有制企业正式职工及其供养的直系亲属。劳保医疗提供的医疗服务内容与公费医疗基本相同，其费用由企业自行负担。截至１９９３年底，有１０４４００多万人享受劳保医疗。       公费、劳保医疗制度的弊端是：医疗费用由国家和企业包揽过多，个人基本上不用支付费用。医疗费用增长过快，缺乏有效的制约机制。医疗保险覆盖面窄，管理和服务的社会化程度低，这种制度不仅不能适应中国建立社会主义市场经济的需要，而且本身也难以继续运转下去。       ８０年代中后期开始，全国各地以不同形式对传统的公费劳保医疗制度进行改革。１９８９年中国开始进行医疗保险制度改革试点。同年３月，国务院正式批准在４个中等城市，即吉林省四平、辽宁省丹东、湖北省黄石、湖南省株洲，进行医疗保险制度改革试点。并在深圳、海南进行社会医疗保险制度改革试点。        医疗制度改革的基本思路是，将旧的由财政和企业共同负担的公费医疗和劳保医疗费用分为两块：其中一部分用于建立社会保险统筹基金，集中调剂使用，用于职工大病医疗开支；另一部分用于建立个人医疗帐户，职工个人再定期由工资中缴纳适当部分，充实个人医疗帐户用于一般医疗开支。       职工医疗制度改革的主要内容是：（１）改革职工医疗保险费用的筹集办法。职工医疗保险费用由用人单位和职工共同缴纳。（２）建立社会统筹医疗基金和职工个人医疗帐户相结合的制度。（３）建立对职工个人的医疗费用制约机制，减少浪费。（４）加强对医疗单位的有效制约，改善医疗服务。（５）加强管理，强化监督。       １９９１年１１月召开的中共十四届三中全会提出，要建立个人帐户与社会统筹相结合的医疗保险制度。       １９９２年春，中国第一个医疗保险的专门管理机构——深圳市医疗保险管理局正式组建，同年８月，深圳市职工医疗保险在沙头角镇４个月试点的基础上在全市全面实施。       从１９９４年３月起，以“社会统筹与个人帐户相结合”为模式的新型医疗保险制度在江苏省镇江市、江西省九江市进行试点。       所谓“社会统筹与个人帐户相结合”，即用人单位和个人都要缴纳一定的基本医疗保险费，一部分划入职工个人医疗帐户，主要用于支付小病医疗费用，其余部分建立社会统筹医疗基金，主要用于支付职工的大病医疗费用，个人帐户的本金和利息为职工个人所有，可以积累、继承；社会统筹基金由专门的医疗保险基金管理机构负责管理，专款专用。实行社会统筹和个人帐户相结合的基本医疗保险模式，是具有中国特色的职工医疗保险制的核心内容。       １９９５年，国务院四部委联合下发了《关于职工医疗制度改革的试点意见》。并于同年在九江和镇江两市展开，其中包括公费医疗用药报销范围改革。       １９９６年，国家体改委等四部委提出《关于职工医疗保障制度改革扩大试点的意见》，要求各省、自治区选定两个以上中等城市作为扩大试点城市，进行公费医疗改革。试点工作由镇江、九江两市推向全国５７个城市。《意见》提出了建立职工社会医疗保障制度的十项基本原则。同年， 国务院推选５０多个中等以上城市进行医疗保险制度扩大试点。至此，职工医疗保障制度改革扩大试点工作已在全国２７个省、自治区、直辖市全面展开。        截止到１９９７年底，全国已有２９５．４万职工和７３．９万离退休人员参加“统帐”结合方式的医疗保险制度改革，１１２１．８万企业职工和１７１．７万离退休人员参加大病医疗费用社会统筹。        １９９８年１１月２６日至２７日，全国城镇职工医疗保险制度改革工作会议在北京召开。会议决定，自１９９９年起在全国范围内进行城镇职工医疗保险制度改革，于当年底完成，与此同时，已实行４０多年的公费医疗和劳保医疗制度将自动取消。此次会议标志着中国城镇职工医疗保险制度改革进入了一个新阶段。这次改革的主要任务是：建立城镇职工基本医疗保险制度，即适应社会主义市场经济体制，根据财政、企业和个人的承受能力，保障职工基本医疗需求的社会医疗保险制度。原则是：改革医疗保险的水平要与社会主义初级阶段生产力发展水平相适应；城镇所有用人单位及其职工都要参加基本医疗保险，实行属地管理；基本医疗保险费由用人单位和职工双方共同负担；基本医疗保险基金实行社会统筹和个人帐户相结合。覆盖范围为：城镇所有用人单位包括企业（国有企业、集体企业、外商投资企业、私营企业等，不含乡镇企业）、机关、事业单位、社会团体、民办非企业单位及其职工。城镇个体经济组织业主及其从业人员也可以参加基本医疗保险。    按照１９９８年底国务院确定的医疗改革，城镇所有用人单位和职工都要参加职工基本医疗保险。单位缴费率为职工工资总额的６％，职工缴费率为本人工资的２％。职工看病采取小病自理，大病统筹办法。由于这次改革力度大，涉及面广，需要制定一系列的配套政策，因此１９９９年５月，劳动和社会保障部、国家计委、国家经贸委、财政部、国家药品监督管理局等部门联合出台了３个医疗改革配套办法，即《城镇职工基本医疗保险定点医疗机构管理暂行办法》、《城镇职工基本医疗保险定点零售药店管理暂行办法》和《城镇职工基本医疗保险用药范围管理暂行办法》。    研究目的         随着社会的发展，人们收入水平的提高，人们逐渐意识到并且有能力追求高质量的生活，因此在消费支出中，医疗保健支出的数额在不断攀升。为了研究中国城镇居民年人均可支配收入与医疗保健支出之间的数量关系，并且探讨医疗改革对城镇居民的医疗保健支出的影响，根据已有的经济理论，我们借助EVIEWS软件，建立了计量经济学模型，并结合经济背景，对结果进行了分析，得出了一些结论。 结合经济背景,进行计量经济学分析  关于 数据     数据的来源：各年的《中国统计年鉴》、中经网     数据的收集及修正：在1993年-2002年的《中国统计年鉴》中，存在“医疗保健”的数据，但在1993年以前的《中国统计年鉴》中，没有医疗保健支出的统计数据，只是在“购买商品支出”指标中有“药及医疗用品”的数据，在“非商品支出”指标中有“医疗保健费”的数据，我们将二者进行加总，作为医疗保健的支出。医疗保健支出的数据是抽样调查数据，但同样样本的人均收入抽样调查数据无法完全收集到，因此，我们用全国城镇居民家庭人均可支配收入替代，根据掌握的部分数据，二者各年绝对数相差2~47元，但差额占当年人均收入的比例很小，我们将其忽略，不过，因此而使得数据的准确性有所降低，这是数据收集的缺陷所在。                    3    用于建立模型的数据如下：                 年份 医疗保健支出 年人均可支配收入 1985  8.160000  739.1000 1986  9.270000  899.6000 1987  11.43000  1002.200 1988  16.66000  1181.400 1989  20.90000  1375.700 1990  25.67000  1510.200 1991  29.23000  1700.600 1992  41.51000  2026.600 1993  56.89000  2577.400 1994  82.89000  3496.200 1995  110.1100  4283.000 1996  143.2800  4838.900 1997  179.6800  5160.300 1998  205.1600  5425.000 1999  245.5900  5854.000 2000  318.0700  6280.000 2001  343.2800  6856.600  关于模型 模型建立及依据：医疗保健支出属于居民消费支出的一部分，根据简化的凯恩斯的收入决定模型C=a+bY(C为消费支出,Y为收入,a为自主消费,b为边际消费倾向),建立计量经济学模型Y=a+bX(X为城镇居民年人均可支配收入,Y为医疗保健支出),.从80年代中后期开始，我国医疗制度开始进行不同形式的试点改革，在1996年,推广到全国57个城市,因此，我们同时以加法形式和乘法形式引入了虚拟变量，D=0 （1985-1995）D=1 （1996-2001），计量模型变为Y=a+bX+AD+B(DX)+u (注:我们曾以1991-1998年中的每一年作为改革的分界点,进行回归.比较而言,1995年,1996年作为分界点的回归效果比较好.但考虑到1996年改革全面展开,因此以1996年为分界点相对比较妥当.)   参数估计：运用Eviews软件进行回归,得:                 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/15/02   Time: 17:06 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C -17.65952 4.572895 -3.861780 0.0020 X 0.029193 0.002100 13.89845 0.0000 D -339.9835 26.38532 -12.88533 0.0000 DX 0.074859 0.004965 15.07763 0.0000 R-squared 0.996316     Mean dependent var 108.6929 Adjusted R-squared 0.995466     S.D. dependent var 111.7625 S.E. of regression 7.525840     Akaike info criterion 7.076886 Sum squared resid 736.2975     Schwarz criterion 7.272936 Log likelihood -56.15353     F-statistic 1171.865 Durbin-Watson stat 2.863981     Prob(F-statistic) 0.000000 3  、     数据残差的正态性检验 Series: Residuals Sample 1985 2001 Observations 17 Mean       -2.51E-14 Median     4.413713 Maximum   56.74853 Minimum  -50.70198 Std. Dev.    30.41780 Skewness    0.126876 Kurtosis    2.518861 Jarque-Bera  0.209585 Probability  0.900511        从上可以看出，拒绝原假设犯错误的概率为90.05%，所以接受原假设，数据残差具有正态性。 4 、       模型检验          Y = -17.65952+ 0.029193X - 339.9835D + 0.074859(DX) 经济意义检验:               从回归得到的方程可以得出，b>0且B>0,X与Y是正相关关系，也就是说，随着人们收入水平的提高,医疗保健支出在增加,符合现实经济情况,该模型有经济意义. 统计检验:               可决系数等于0.996316，说明模型的拟合程度比较好，在给定显著水平0.05的情况下,T统计量的绝对值分别为3.861780, 13.89845,12.88533,15.07763,均大于T统计量的临界值2,说明解释变量对应变量的影响是显著的，但T值偏大,主要是由于数据的不稳定性造成的,而改革使得数据出现不稳定性.F统计量等于1171.865,远远大于临界值,说明回归方程非常显著,整体模型效果比较好.             计量经济学检验         ①多重共线性检验             利用简单相关系数矩阵法检验，得  X D D*X X  1.000000  0.886540  0.905644 Z  0.886540  1.000000  0.989222 Z*X  0.905644  0.989222  1.000000 相关系数非常大,该模型存在严重的多重共线性,但对此无法进行修正,因为虚拟变量的引入带来了多重共线性.这是模型的一个比较大的缺陷,从而使模型的解释力有所下降. ②      异方差检验      ARCH检验 ARCH Test: F-statistic 0.579265     Probability 0.641799 Obs*R-squared 2.072718     Probability 0.557452      Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/15/02   Time: 17:30 Sample(adjusted): 1988 2001 Included observations: 14 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C 75.93210 57.65622 1.316980 0.2172 RESID^2(-1) 0.841709 0.949384 0.886584 0.3961 RESID^2(-2) -8.532462 13.78786 -0.618839 0.5499 RESID^2(-3) -5.233045 7.831470 -0.668207 0.5191 R-squared 0.148051     Mean dependent var 51.27278 Adjusted R-squared -0.107533     S.D. dependent var 134.4577 S.E. of regression 141.5025     Akaike info criterion 12.97747 Sum squared resid 200229.5     Schwarz criterion 13.16006 Log likelihood -86.84228     F-statistic 0.579265 Durbin-Watson stat 1.965059     Prob(F-statistic) 0.641799       从检验结果可以看出 ,拒绝原假设犯错误的概率为55.7%,,接受原假设,不存在异方差.但因为样本为小样本，函数不服从卡方分布，但所有T值均不显著，说明确实不存在异方差。         WHITE检验     White Heteroskedasticity Test: F-statistic 2.382855     Probability 0.106887 Obs*R-squared 8.839149     Probability 0.115655      Test Equation: Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 12/15/02   Time: 17:30 Sample: 1985 2001 Included observations: 17 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C 15.39633 146.7836 0.104891 0.9184 X -0.012599 0.146759 -0.085850 0.9331 X^2 2.53E-06 2.94E-05 0.086308 0.9328 X*D 1.056327 1.216862 0.868075 0.4039 X*(D*X) -7.82E-05 0.000107 -0.729612 0.4809 D -3359.685 3499.258 -0.960114 0.3576 R-squared 0.519950     Mean dependent var 43.31162 Adjusted R-squared 0.301745     S.D. dependent var 122.5418 S.E. of regression 102.3980     Akaike info criterion 12.36618 Sum squared resid 115338.8     Schwarz criterion 12.66025 Log likelihood -99.11249     F-statistic 2.382855 Durbin-Watson stat 2.802856     Prob(F-statistic) 0.106887      从检验结果可以看出 ,拒绝原假设犯错误的概率为11.6%,,接受原假设,不存在异方差.但因为样本为小样本，函数不服从卡方分布，但所有T值均不显著，说明确实不存在异方差。                  从以上的计量经济学检验可以得出,模型不存在异方差,但如果.结合经济背景,很有可能存在异方差.原因可能有以下几点:在医疗制度改革以前,城镇居民的医疗保健支出主要由政府和企业承担,改革以后,个人要负担很大一部分,因此,人们的消费心理会发生很大变化,对医疗保健的支出的影响会比较大,但因为无法量化,该影响就放在了随机误差项中,可能使随机误差的方差变动呈现异方差性.另外,人们的预期,医疗保健费用的上涨速度等因素都可能影响人们的医疗保健支出,也可能导致异方差的存在.  ③   自相关检验 ------      D-W检验         根据回归结果,DW=2.863981,在给定显著性水平0.05的情况下,查D-W表,N=17,K=3,得临界值0.897,1.710,落在无法判断区域,为谨慎起见,视为存在自相关.产生自相关的主要原因可能有(A):经济变量惯性的作用,一项医疗保健往往要持续几年,使支出存在一定的刚性;(B)经济行为的滞后性,因为改革后医疗费用很高,很多人要积攒几年的收入,才可能应付一次的支出;(C)模型设定偏误,我国医疗制度改革采用渐进式的改革,先试点再扩展到面,以1996年作为改革的分界点,可能使模型的准确性受到影响. 模型修正 利用Cochrane-Orcutt迭代法修正自相关,    得 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/15/02   Time: 18:55 Sample(adjusted): 1986 2001 Included observations: 16 after adjusting endpoints Convergence achieved after 5 iterations Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.  C -17.97802 1.494247 -12.03149 0.0000 X 0.029231 0.000704 41.52618 0.0000 D -369.4051 10.64213 -34.71157 0.0000 D*X 0.080347 0.001948 41.23850 0.0000 AR(1) -1.165030 0.263547 -4.420570 0.0010 R-squared 0.998640     Mean dependent var 114.9763 Adjusted R-squared 0.998146     S.D. dependent var 112.2839 S.E. of regression 4.834721     Akaike info criterion 6.239830 Sum squared resid 257.1198     Schwarz criterion 6.481264 Log likelihood -44.91864     F-statistic 2019.912 Durbin-Watson stat 2.212067     Prob(F-statistic) 0.000000 Inverted AR Roots       -1.17  Estimated AR process is nonstationary      从修正结果可以看出，模型的数据很不平稳，主要是改革造成的，同时也无法判断,模型是否仍然存在自相关.由于我们知识的局限,无法进一步进行验证和修改,DW值变小,我们暂且假定模型已不存在自相关,以便于后面的分析. 修正后的总方程为Y = -17.97802 + 0.029231X - 369.4051D + 0.080347(DX) + [AR(1)=-1.165030]  模型应用               模型可以用于分析医疗制度改革前后,城镇居民的医疗保健消费行为的变化,具体分析如下:               由模型总方程可以得到:              医疗制度改革前   ( D=0 )   Y0=-17.97802+0.029231X+[AR(1)=-1.165030]                  (1)              医疗制度改革后   ( D=1 )   Y1=-17.97802+0.029231X-369.4051+0.080347X+[AR(1)=-1.165030]                                                  =-387.38312+0.109578X+[AR(1)=-1.165030]                   (2)  （注：要得到这两个方程，也可以利用对样本进行分段一元线性回归，例如，以1985-1995年数据为样本，可得未经过检验和修正的方程Y = -17.65951545 + 0.02919270248*X  ；以1996-2001年数据为样本，可得到方程Y = -357.6430602 + 0.1040516976*X 与方程（1）和（2）有些差异。）        通过对方程(1)和(2)进行比较,得出如下的结论： 1    (2)的截距大于(1),要使Y>0,(2)中的X值必须大于(1)中的X值,可以这样说,人们进行医疗保健消费,要求的收入的最低点,改革后的远远高于改革前的,几乎接近八倍,(忽略通货膨胀或通货紧缩造成的货币实际价值的变动),但城镇居民的年人均可支配收入并没有如此高的增长速度,因此,医疗改革后,医疗保健费用确实给人们造成了很大的负担.            究其原因,一是改革内容本身,要求个人负担的部分大幅增加,这是主要原因,从而导致了第二个原因:医疗保健费用大幅上涨,据统计, 1988年以来，我国医疗费用每年以20%的速度递增，大大超过同期人均收入的增长速度。除了改革的原因, 医疗服务质量的增加和高新技术、新设备的使用,医疗服务单位人力成本的增加和管理费用的上升 等都是医疗保健费用上涨的原因.另外,医疗保健市场存在严重的不规范操作,比如,”回扣”之风盛行,药品价格审批把关不严等等,也是医疗保健费用飞涨的重要原因.所有的这些,都导致了一个结果,医疗负担加重. 2   (2)的斜率也大于(1),也就是说,改革后人们的边际消费倾向高于改革前的. 虽然改革后,进行医疗保健消费的费用大幅上升,但人们的边际消费倾向在上升,造成此结果的原因,主要还是改革.另外还可能有以下影响因素:一是人们的医疗保健意识在增强,随着收入水平的提高,人们物质生活水平的改善,人们逐渐意识到医疗保健的重要性,同时,人们也有了一定的消费能力,边际消费倾向增加;二是人口老龄化的趋势使得边际消费倾向不得不增加;三是近几年疾病谱的改变，心脑血管疾病、糖尿病、高血压、癌症等 高费用疾病发生率提高,使得人们不得不增加医疗保健支出,并且这些疾病的医疗支出又存在很大的刚性,从而使边际消费倾向不得不增加.   总之,我国医疗制度改革给人们带来很大的负担.在实际操作中,又出现了大量不规范的行为.这些使得人们加重对未来医疗保健支出中,需要自己负担的部分的比例的预期,在此预期的影响下,人们的边际储蓄倾向会上升,从而使得总的边际消费倾向下降.医疗制度的改革,不能不说是我国现阶段储蓄率上升,内需不足的一个重要原因.     ：                 各年《中国统计年鉴》         中经网     城市调查网  中国统计局网站  《城镇医疗制度改革》  《医疗改革全面启动》   陶勃    中国保险  《20年经济改革回顾与展望》   张卓元等  主编     中国出版社