基于ELES模型的福建省農村居民醫療保健消費分析

喬紅芳，駱婷婷

（閩南師范大學商學院，福建漳州，363000）

基于ELES模型的福建省農村居民醫療保健消費分析

喬紅芳，駱婷婷

（閩南師范大學商學院，福建漳州，363000）

基于福建省2000～2013年不同收入等級的農民消費數據，采用ELES模型對全省農民的醫療保健消費進行了分析。結論表明：醫療保健的邊際消費傾向僅僅為0.0255，且隨著農民其收入的提高而不斷降低；收入彈性為0.7028，表明該消費屬于生活必需品，兩種彈性均位于八類消費品的倒數第二位。醫療保健消費的自價格彈性為-0.4132，表明該消費缺乏彈性，且所有交叉價格彈性都為負值，說明其他消費品對其而言都是替代品，其中食品和居住的價格對其影響較大。醫療保健的基本需求支出為118.46元，比食物低998.49元，在八類消費支出中位列倒數第三。不同收入組別的醫療保健支出分布不均衡，低收入農民的基本醫療剛剛得到滿足，高收入農民的醫療保健消費則是基本需求支出的2.49倍，支付能力較強。

ELES模型；醫療保健支出；邊際消費傾向；收入彈性；基本需求；價格彈性

一、文獻述評

在農民的吃飯問題已解決的情況下，農民的醫療保障問題日益突出。面對醫療消費的不斷攀升，農村醫療機構服務質量低下，農民因病返貧的現象不斷增加。而在保障了農民的基本生活需求后，能否解決好廣大農村人口的醫療問題，將直接影響到我國農村的經濟發展和社會穩定。

國內學者對農村居民醫療消費的探討已有不少的研究成果。劉雅靜強調解決好醫療消費問題的重要性，并從理論研究、實證研究和學術觀點三個方面進行了相關研究。［1］張建平回顧了我國農村合作醫療制度的變遷過程，探討國外的有益經驗，并從市場供需和運作模式等方面給予政策建議。［2］張書云應用消費經濟學理論，通過VAR模型和AIDS模型研究了收入、城鎮化水平和政府支出對我國農村居民消費需求的影響。［3］吳冰等基于ELES模型利用我國2002～2007年城鎮和農村居民的醫療消費數據，經過測算和分析認為我國醫療保健體系的癥結在于高漲的價格使得低收入層的經濟負擔過重和過于單一的供給，抑制了高收入層的醫療需求并存。［4］朱航宇等采用擴展線性支出模型分析了我國2003年城鎮居民各項消費支出及可支配收入的截面數據，并測算了當年城鎮居民消費的收入彈性和價格彈性等。［5］陳明等采用ELES模型對不同地區的新型農村合作醫療的貧困線水平進行了測算，并對測算出的基本消費支出與實際消費支出進行比較分析。［6］成志剛等利用參數改進型的ELES模型，運用湖南省的相關數據測算新型農村社會養老保險的適度保障水平，并將測算結果與實際保障水平進行比較分析。［7］劉旭寧基于ELES模型利用2002～2007年我國城鎮居民各項醫療消費支出的數據，對我國城鎮居民的醫療保健消費需求進行了分析。［8］吳煥等、［9］俞威等則選取特定省市特定年份的農村居民的醫療消費進行分析，對農村居民的最低醫療消費進行了測度。［10］

從研究方法來看，有定性研究和實證研究兩種。從研究對象來看，有農村合作醫療制度變遷及完善、最低醫療消費需求測算、醫療消費需求分析等。從實證模型選擇來看，有ELES模型、AIDS模型和VAR模型三種。從分析的數據類型來看，有截面數據和混合截面數據（面板數據）兩種。本文選擇福建省農村居民的醫療保健消費作為研究對象，考慮到僅使用某年的截面數據分析并不能較好地反映該項消費的變化趨勢，因此，選擇了混合截面數據，運用當前較為流行的ELES模型進行了相關研究。基于福建省2000～2013年不同收入等級的農村居民消費數據，構造了ELES模型對全省農村居民的消費結構情況進行研究，側重分析了全省農村居民醫療保健消費的邊際消費傾向、基本需求、收入彈性、自價格彈性以及交叉價格彈性，以期全面掌握全省農村居民的醫療保健消費情況。

二、福建省農村居民醫療保健消費的趨勢分析

表1列示了福建省2000～2013年福建省農村居民醫療消費支出情況及其占消費總支出的比重。相關數據來源于歷年《福建省統計年鑒》，以2000年為基期，采用醫療保健消費價格指數對相關數據進行處理，將當年價轉化為2000年不變價。從不同收入組別農民所花費的醫療消費支出絕對額來看，14年間低收入組的醫療消費支出均值最低，為140.50元，接下來依次是中低收入組、中等收入組和中高收入組，醫療消費支出均值最高的是高收入組，僅為295.43元。可以發現：農民醫療保健支出與其收入水平呈正相關關系，收入越高，醫療保健支出絕對額越大。此外，低收入組農民的醫療消費支出比重最高，達到5.44%，接下來依次是中低收入組、中高收入組和高收入組，中等收入組的醫療消費支出比重最低，為4.59%。除中等收入組外，其余組別醫療消費支出比重基本遵循的規律是：收入越高，消費支出比重越低。該結論有其合理性，收入越高，用于醫療保健消費的支出絕對額越大，但可能也只占到其收入中的一個小部分。

從時間變化趨勢上看，大致分為三個階段：2000～2003年醫療消費支出比重呈現逐年增長態勢，年均增長率為6.04%；2004～2009年醫療消費支出比重波動較大，漲跌不一；2010～2013年間亦呈現逐年增長的趨勢，年均增長率為7.04%，比2000～2003年高出1個百分點。2000～2006年間低收入組和中高收入組的醫療消費支出變化趨勢大致相同，呈現出“降-升-降-升”的特點；中低收入組和高收入組的醫療消費支出變化趨勢大致相同，呈現出“升-降-升-降-升”的特點。然而，2007～2010年間低收入組和中高收入組、中低收入組和高收入組的醫療消費支出增減趨勢則恰恰相反，低收入組醫療消費支出減少的年份剛好是中高收入組醫療消費支出增加的年份，中低收入組和高收入組亦是如此。2011年之后各收入組別的醫療消費支出均呈現上漲趨勢。中等收入組，除2003和2006年外，其余年份的醫療保健支出均呈現增長態勢，只是各年的增速高低不一，差異較大，如2004年增速高達43.6%，2004年只有4.3%。14年間，中低收入組別農民的醫療保健支出年均增長速度最高，為13.01%，接下來依次是中高收入組的12.26%、高收入組的11.06%、中等收入組的10.57%，年均增速最慢的是低收入組，為10.22%。

三、ELES模型構建及其參數估計

（一）ELES模型

英國經濟學家Stone于1954年提出了線性支出系統（LES）模型，該模型將理論與經驗研究完美結合，具有更好的理論基礎。Lluch在此基礎上，把儲蓄看作一種物品，直接引入效用函數，對其進行發展，形成了擴展線性支出系統（The Extended Liner Expenditure System，ELES）。［11］

該模型（ELES）的形式為：

表1 2000～2013年農村居民醫療消費支出數據單位：元%

其中，pi是第i種消費品價格；qi是第i種消費品的人均需求量；ri為第i種消費品的人均基本生活需求量；Y是人均可支配收入；∑pjrj是人均基本生活支出；β*i是第i種消費品的邊際消費傾向。

該模型在具體應用時，還需要變形。將式（1）變形得：

對式（2）兩邊對i求和，得：

將式（4）代入式（2）中，得：

式（5）為第i項消費的基本消費支出水平。

（二）ELES系統參數估計

2000～2013年按收入高低五等分組的農村家庭消費基本情況數據以及農村居民的分類消費價格指數來源于歷年《福建統計年鑒》。其中：以各類消費價格指數分別對相應的各項消費支出進行平減，農民的人均純收入以及消費支出總額以農村居民消費價格指數中進行平減，全部轉化成2000年價格。假定V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7和V8分別代表：食品、衣著、居住、家庭設備用品及服務、交通通訊、文教娛樂用品及服務、醫療保健、其他商品和服務八類消費支出。使用Eviews7.2軟件處理成混合截面數據（Pooled data），利用最小二乘法進行估計，經測算得到ELES模型的各項系數見表2。

從ELES測算結果來看，各方程待估參數的符號均符合經濟意義。在顯著性水平為10%的情況下，除了V4和V5中α的P值較大外，其他消費品方程估計的參數均顯著，且大部分參數的P值都接近于0，可以通過顯著性檢驗。從方差分析來看，各方程的F值均較大，F值對應的P值均為0。從修正的可決系數來看，醫療保健消費方程的修正R2最低，也達到0.6904，食品消費方程的修正可決系數最高，為0.9598，說明各類消費品方程的擬合程度相對較好。可見，該模型參數估計結果是可信的，可作為下文繼續分析計算的依據。利用估得的參數值可推導出邊際消費傾向、需求收入彈性、基本需求支出、自價格彈性以及交叉價格彈性等指標。

表2 ELES系統參數估計結果

表3 各項消費支出的邊際消費傾向與邊際消費份額

四、基于ELES模型對醫療保健消費的分析

（一）邊際消費傾向分析

一般而言，各類消費都會隨著收入的增加而增加，但其增加幅度的大小可通過各自的邊際消費傾向來衡量（MPC）。前文估算得到的β?i就是MPC，它是各消費曲線的斜率。依據邊際消費傾向，可通過式（6）計算邊際預算份額，計算結果見表3。

從表3可以發現，福建省農村居民的總邊際消費傾向為0.4881，這表明：在其他影響因素不變的情況下，福建省農村居民每增加100元的純收入，用于生活消費的數額為48.81元，用于儲蓄或生產性投資為51.19元。其中：食品消費支出的邊際消費傾向最高，為0.1189，接下來依次為交通通訊（0.0938）、居住支出（0.0895）、文教娛樂用品及服務（0.0541）、衣著消費（0.0494）、家庭設備、用品及服務（0.0406）、醫療保健（0.0255）、其他商品和服務消費（0.0163）。根據邊際消費預算份額的排序可知，當福建省農村居民收入增加時，新增的購買力主要應用在食品、交通通訊和居住支出上。

如果不考慮其他商品或服務消費，本文研究的醫療保健支出的邊際消費傾向和邊際消費預算份額分別為0.0255和0.0522，均位于倒數第一，這意味著當農民收入增加時，用于醫療保健消費的支出增長最少，表明農村居民的醫療保健的消費最弱。這可能由兩個方面的原因造成：一是農村居民的自我保健意識較弱，大部分居民很少進行常規的體檢，通常都是罹患了某種疾病后才去治療，購買力相對不足。二是農村居民醫療消費的購買力較為低下，“看病難看病貴”的現象在農村地區的表現尤為突出，對許多農民而言，醫療消費更多類似于奢侈品。

對不同收入組別2000～2013年的醫療保健支出分別建立變系數模型、變截距模型以及截面個體不變系數模型，得到的殘差平方和S1=73137.2、S2= 124407.6、S3=261565.1，經計算得到F2=19.32、F1= 10.52。給定5%的顯著性水平，查F分布表得到的臨界值為F（8，60）=2.1、F（4，60）=2.53。故經過上述檢驗，可發現應建立變系數模型。在此基礎上假定模型為固定效應模型，然后使用Eviews7.2軟件檢驗固定效應“冗余”假設是否成立，檢驗結果見表4。

表4 固定效應“冗余”假設檢驗

由于截面和時間的拒絕概率都很大，因而不存在個體和時間效應。通過變系數模型估計各收入組別的邊際消費傾向，各參數的P值均為0。經比較可發現：低收入組的邊際消費傾向最高0.0771，接下來依次是中低收入組（0.0473）、中等收入組（0.0384）、中高收入組（0.0371）及高收入組的邊際消費傾向最低為0.0270。這意味著，福建農民的邊際消費傾向大小與其收入呈反方向變化關系，收入越高，邊際消費傾向越小。這可能是因為高收入農民的潛在醫療消費能力相對較強，所以當收入增加時他們更加側重于享受型消費，如購買更有營養的食物、改善已有的居住條件或交通通訊手段、購買漂亮的衣服等等，即便發生疾病時他們也更有能力去消費相應的醫療支出。而對于低收入的農民而言，當收入增加時，更側重于配置基礎消費品，如食物及醫療等。

（二）收入彈性分析

需求收入彈性是被用來表示消費者對某種商品需求量變動對收入變動的反應程度。其計算公式如式（7）：

表5列示了福建省農民的平均各類消費支出額及其收入彈性情況。可以發現，食物支出占人均純收入的比重最高，為0.2733，其次是居住和交通通訊，而醫療保健消費支出的比重僅僅為0.0363，在八類消費中排名倒數第二。這八項消費的收入彈性都大于0小于1，表明它們都是屬于生活必需品。其中，醫療保障消費的收入彈性為0.7028，位于這八項消費的倒數第二位，僅高于食品消費0.4350。這說明農村居民收入每增長1個百分點，醫療保障消費僅增加0.7028個百分點，醫療保障消費的增長幅度小于收入的增長幅度。這不能理解為農民對于醫療保障消費已經得到了滿足，而是在一定的收入下為了節省開支，會將新增收入更多配置到其他消費品上，而對該醫療保健消費量相對不足。

表5 歷年各人均家庭純收入和消費額的均值及其占收入的比例

表6 ELES系統參數估計結果、基本需求和其占總需求的比例以及收入彈性

（三）基本需求分析

表6列示了八類消費品的基本需求支出情況。從測算結果看，食物的基本需求最大，為1116.95元，幾乎占據了總基本需求的半壁江山，其次是居住，也僅為307.77元，而醫療保健的基本需求支出為118.46元，在八類消費支出中位列倒數第三，比食物支出低了998.49元。就低收入組別農民的實際消費支出而言，食物和文教娛樂用品的實際支出低于該類消費的基本需求，包括醫療保健支出在內的其他消費均高出其基本需求，其中：醫療保健實際支出僅比基本需求高出22.04元。這表明，福建省低收入組別農村居民醫療保健消費是比以往有了較大的提升，但是相對于其他支出而言，仍顯不足，因為醫療保障消費僅僅占到總需求的5.04%。而高收入組該項消費數據為295.43元，是低收入組家庭的2.10倍，比基本需求支出竟高出了176.97元，是基本需求支出的2.49倍。這說明，不同收入組別的醫療保健支出分布不均衡，低收入農村居民的基本醫療剛剛得到滿足，而高收入農民家庭的該項消費支付能力較強。

（四）價格彈性分析

某類消費品的價格彈性分為兩種：自價格彈性和交叉價格彈性。自價格彈性是指某種商品的需求量對自身價格變動的反應靈敏程度，其計算公式見式（8）；交叉價格彈性是指某種商品的需求量對其他相關商品價格變動的反應靈敏程度，其計算公式見式（9）：

表7列示了福建省農村居民八類消費的價格彈性系數。從自價格彈性來看，醫療保健消費的自價格彈性為-0.4132，說明醫療保健消費的價格每增加1個百分點，該項消費需求量下降0.4132個百分點，屬于缺乏價格彈性的消費品。對農村居民而言，醫療保健消費屬于生活必需品，其消費量的多少更多的取決于居民自身的健康程度，無論其價格是否上漲，特定的醫療支出都是必須的，因而其與價格間的關系相對偏弱。此外，醫療保健消費的自價格彈性僅僅高于食物，而低于其他消費品的價格彈性。這一結論與我們的常識也是吻合的。農村居民可能會因為其他商品價格的減少而大幅減少對其消費，也有可能因為看病貴而延緩治療的時間，卻不可能因為食物價格的上漲而大幅度減少對食物的消費。從交叉價格彈性來看，所有消費品的彈性都為負值，說明其他消費品對醫療保健消費而言都是替代品。其中，食品價格的上漲對醫療保健消費需求的影響最大，交叉價格彈性為-0.1448，說明食品價格上漲1個百分點，醫療保健消費需求下降0.1448個百分點。其次是居住，彈性為-0.0399，僅僅為食品交叉價格彈性的28%，下降幅度非常大。接下來從高到低依次為交通通訊（-0.0331）、文教娛樂（-0.0281）、衣著（-0.0197）、家庭設備用品（-0.0144）、其他商品和服務（-0.0094）。這意味著醫療保健消費需求受食品和居住價格的影響較大，因為農民只有在保障了溫飽和一定的居住環境之后，才可能考慮到是否需要或是支付維系健康的

表7 福建省農村居民醫療消費支出的交叉價格彈性

醫療消費。

五、結論分析

基于福建省2000～2013年不同收入等級的農村居民消費數據，采用了ELES模型對福建省的農村居民消費結構情況進行研究，側重分析了福建省農村居民醫療消費的邊際消費傾向、基本需求、收入彈性、自價格彈性以及各種交叉價格彈性，得出以下結論：第一，從邊際消費傾向看，農民的總邊際消費傾向為0.4881，醫療保健的邊際消費傾向位于八類消費品的倒數第二位，僅僅為0.0255，這意味著人均純收入每增加100元，醫療保健消費僅增加2.55元，增加幅度較小。此外，邊際消費傾向也因農民所處收入組別的不同而表現各異，低收入組農民的最高，高收入組農民的最低，表現出“收入越高，邊際消費傾向越小”的規律特點。第二，從收入彈性上看，農民各類消費的收入彈性都介于0和1之間，說明各類消費品都屬于生活必需品。其中，醫療保健消費的收入彈性為0.7028，位于這八項消費的倒數第二位，僅高于食品消費的0.4350。第三，從基本需求上看，食品的基本需求最大，為1116.95元，幾乎占據了總基本需求的半壁江山，而醫療保健的基本需求支出為118.46元，在八類消費支出中位列倒數第三，比食物支出低了998.49元。此外，不同收入組別的醫療保健支出分布不均衡，低收入農民的基本醫療剛剛得到滿足，而高收入農民的醫療保健消費是基本需求支出的2.49倍，支付能力較強。第四，從價格彈性來看，醫療保健消費受自身價格的影響大于其他消費品價格。醫療保健消費的自價格彈性為-0.4132，說明醫療保健消費的價格每增加1個百分點，該項消費需求量下降0.4132個百分點，屬于缺乏價格彈性的消費品；所有的交叉價格彈性都為負值，說明其他消費品對醫療保健消費都是替代品，其中，食品和居住價格對醫療保健消費需求的影響較大。

［1］劉雅靜.新型農村合作醫療制度可持續發展研究［M］.濟南：山東大學出版社，2010：290.

［2］張建平.中國農村合作醫療制度研究［M］.北京：中國農業出版社，2006：203.

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［4］吳冰，喬戈.基于ELES模型的醫療問題分析［J］.河南師范大學學報，2009，37（6）：143-145.

［5］朱航宇，顧海.用ELES模型分析城鎮居民藥品需求彈性［J］.中國藥房，2006，17（9）：651-653.

［6］陳明，張莉娜，董長征，等.新型農村合作醫療貧困線的測算［J］.第四軍醫大學學報，2009，30（21）：2465-2467.

［7］成志剛，盛國毅.新型農村社會養老保險濕度保障水平測度研究—基于湖南省的相關數據［J］.湖南財政經濟學院學報，2013，29（143）：44-48.

［8］劉旭寧.城鎮居民醫療保健消費結構實證分析［J］.衛生經濟研究，2011（1）：37-39.

［9］吳煥，梁俊芬.基于ELES模型的河南省新型農村合作醫療中農民的支付能力分析［J］.中國衛生經濟，2012，31（11）：33-35.

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［11］Liuch，C.and R.Williams.Consumer Demand Systems and Aggregate Consumption in the U.S.A.：An Applica?tion of the Extended Linear Expenditure System［J］.Ca?nadian Journal of Economics，1974.

C912.82

A

福建省社科規劃一般項目“‘百姓富’與‘生態美’協調發展研究”（2014B038）

喬紅芳（1982-），女，博士研究生，講師，研究方向為宏觀經濟計量。