城鎮居民醫療保健消費支出影響因素實證分析

汪冰清?田滿文

摘 要：醫療保健發展收到多種因素的影響。本文實證發現：市城鎮居民家庭人均可支配收入、基本養老保險基金支出對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出均有影響，65歲及以上人口對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出影響力更大。因此要切實關注老齡化問題，做好老年人醫療保障體系，促進醫療保健行業的合理健康發展。

關鍵詞：醫療保健消費支出額;影響因素;多元回歸

一、城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出發展現狀

改革開放以后，我國醫療保健發展迅速，但是我國的居民醫療保健消費支出要求多且高、增長速度快，而醫療保健公共消費一直以來水平較低，國內生產總值中表明我國的衛生總費用所占比重低。我國同世界各國的交流和交往日益密切，中國擁有著淵遠流長的民族歷史和深厚的文化積淀，這使得文化之間更好地交流融合，科技之間的相互交流，東西方醫療保健觀念融匯貫通。同時隨著改革開放我國人民生活水平大幅度提高，廣大人民群眾對于醫療保健的認識水平不斷提升。醫療保健受到越來越大的重視，隨之養生保健業得到快速的發展，成為目前服務業中的重要組成部分，為提高人民生活品質發揮了重要作用。我國目前的醫療保健服務業作為一個新興的產業正處于快速發展的上升態勢。

二、變量選取與數據來源

對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出額起到影響的因素有很多，包括人口結構、認知水平、國家社會保障政策等，本文選取對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出額影響較大的65歲及以上人口、城鎮居民家庭人均可支配收入、國家 基本養老保險基金支出等因素，所有數據來源于《中國統計年鑒2014》。

三、模型設計與實證結果分析

簡單線性回歸：Y與X1，x2，x3的簡單線性回歸模型Y = -1367.72393849 + 0.191948656931*X1 ， ?Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2，Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3對65歲及以上人口（X1）、城鎮居民家庭人均可支配收入（X2）、基本養老保險基金支出（X3）進行簡單線性回歸模型建立與檢驗。X1：所估計得參數β1=-1367.72393849 ? ?0.191948656931說明65歲以上人口每增加1萬人，城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出增加 0.1920元，這與預期的經濟意義相符。可決系數R2=0.990923，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量“ 65歲以上人口”對被解釋變量“城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出”的絕大部分差異做出了解釋。X2：所估計得參數β1=162.481678888 β2=0.0691320908628，說明城鎮居民家庭人均可支配收入每增加1元，城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出增加 0.0691元，這與預期的經濟意義相符.可決系數R2=0.891293 ?，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量“城鎮居民家庭人均可支配收入 ”對被解釋變量“城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出”的絕大部分差異做出了解釋。X3：所估計得參數β1=-13.7976466261 ? ?β2=0.0481474772248，說明基本養老保險基金支出每增加1億元，城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出增加0.0481元，這與預期經濟意義相符。可決系數R2=0.954631 ，說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量“ 基本養老保險基金支出”對被解釋變量“城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出”的絕大部分差異做出了解釋。調整的R^2=0.990923，擬合優度非常高，說明變量X1，X2，X3聯合起來時被解釋變量Y具有顯著解釋力。從F統計量看f還遠遠大于臨界值，說明回歸模型十分顯著，即65歲及以上人口（X1）、城鎮居民家庭人均可支配收入（X2）、基本養老保險基金支出（X3）聯合起來確實對行業季度銷售額有顯著影響。從T檢驗結果來看，t1=44.32807，顯著，說明X1對Y有顯著影響，即65歲及以上人口對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出有顯著影響;t2=12.14837，顯著，說明X2對Y有顯著影響，即城鎮居民家庭人均可支配收入對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出無顯著影響;t3=19.46137，顯著，說明X3對Y有顯著影響力，即基本養老保險基金支出對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出產生顯著的影響，其中X1對Y的影響力大于X2、X3，說明65歲及以上人口對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出起更重大的作用。 對65歲及以上人口序列進行ADF檢驗（選取模型為帶截距項，滯后系數均為2）。從驗證結果看，在1%，5%，10%兩個顯著性水平下單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.532598、-3.673616、-3.277364，t檢驗統計值-0.383826大于相應臨界值，則接受備擇假設說明序列存在單位根，序列不平穩。

對城鎮居民家庭人均可支配收入序列進行ADF檢驗（選取模型為帶截距項，滯后系數均為2）。從驗證結果看，在1%，5%，10%兩個顯著性水平下單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.532598、-3.673616、-3.277364，t檢驗統計值 10.69286大于相應臨界值，則接受備擇假設說明序列存在單位根，序列不平穩。對基本養老保險基金支出序列進行ADF檢驗（選取模型為帶截距項，滯后系數均為2）。從驗證結果看，在1%，5%，10%三個顯著性水平下單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-3.444758、-0.008824、-0.776110，t檢驗統計值3.444758大于相應臨界值，則接受備擇假設說明序列存在單位根，序列不平穩。 對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出序列進行ADF檢驗（選取模型為帶截距項，滯后系數均為2）。從驗證結果看，在1%，5%，10%兩個顯著性水平下單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-4.616209、-3.710482、-3.297799，t檢驗統計值-1.802612大于相應臨界值，則接受備擇假設說明序列存在單位根，序列不平穩。解釋變量65歲及以上人口、城鎮居民家庭人均可支配收入、基本養老保險基金支出與被解釋變量城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出不呈平穩序列。

多重共線性檢驗。多重共線性檢驗與解決 ?求相關系數矩陣，得到：

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 - 0.0396472650042*X2 + 0.0419179806164*X3

發現模型存在多重共線性，可知X1、X2、X3之間可能存在著較強的多重共線。

利用逐步回歸法檢測，分別對Y和Xn（n=1、2、3）做線性回歸：

可知擬合優度由強到弱的順序依次是：X1 X3 X2，選定擬合最好的X1作為基準變量，分別導入X1 、X2做回歸，得到以下模型：

Y = -1375.30990571 + 0.192922658563*X1 - 0.000389789281897*X2

Y = -1246.00127373 + 0.17442069564*X1 + 0.00458333412354*X3

Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 + 0.0419179806164*X3 - 0.0396472650042*X2

LNY=-17.1874374028+1.64370892753*LNX1 + 0.886140196749*LNX3為修復模型

異方差檢驗與消除。Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2

Y與X3的簡單線性回歸模型Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3

LM=20*0.824303=16.48606

四、結論

通過分析城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出與城鎮居民家庭人均可支配收入、基本養老保險基金支出之間的關系，可看出這些變量聯合起來的作用對主營業務存在明顯的影響，我們可以發現，雖然市城鎮居民家庭人均可支配收入、基本養老保險基金支出對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出均有影響，但綜合起來看65歲及以上人口對城鎮居民家庭人均醫療保健消費支出影響力最大。醫療保障是有高收入彈性的特征的，當人們的生活水平不斷提高，人們對于健康長壽更加重視。由此可見，我國已經步入老齡化社會，國家應進一步重視人口的老齡化問題，做好老年人的醫療保健工作，重視弱勢群體的醫療保障需求，較少高昂的醫療保健費用對弱勢家庭的負擔，切實提升老年人的生活水平。

參考文獻：

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