社會網絡、富裕程度與農村家庭醫療支出研究

□陳敏輝

（河南牧業經濟學院 河南 鄭州 450046）

1 研究背景

2014年《中國衛生和計劃生育統計年鑒》顯示，2013年我國農村居民和城鎮居民的人均醫療保健支出分別為614.2元和1 118.3元，農村居民人均醫療保健支出僅為城鎮居民的55%，這并不是因為農村居民的醫療需求小，而是因為農村居民的醫療需求受到了更大抑制，其醫療需求沒有得到滿足。由此可見，推進健康中國建設，短板在農村，研究農村居民或家庭醫療支出及其影響因素具有重要的現實意義。

目前已有諸多文獻研究農村居民或家庭醫療支出的影響因素。高洪洋等（2016）[1]采用2001—2011年的宏觀數據分析發現，老年人口撫養比、收入、醫療保健價格分類指數、新農合進度對農村居民醫療保健支出具有正向影響。歐陽志剛（2007）[2]利用省級綜列數據研究發現，醫療保健服務價格、藥品價格對農民醫療衛生支出具有負向影響，收入對醫療衛生支出具有正向影響。譚濤等（2014）[3]基于QUAIDS模型，采用2010年全國農村固定觀察點截面數據研究發現，雖然醫療服務大體上仍屬于生活必需品，但是隨著收入增加，農戶將增加對醫療服務的消費。

社會網絡俗稱“關系”，在我國農村扮演著重要的角色，“關系”越多的家庭在遭受沖擊時往往越容易獲得幫助[4]。社會網絡可以通過兩大途徑對農村家庭醫療支出產生正向影響：第一是為病患家庭提供民間借貸渠道；第二是協助患病成員就醫和為其提供精神支持。這兩種途徑都會釋放農村家庭的醫療需求，并提高其醫療支出。

另外，我國民間廣泛流傳著“救急不救窮”的說法，因此，社會網絡對農村家庭醫療支出的影響程度還應該與家庭富裕程度有關。但縱觀現有文獻，未發現有研究社會網絡對我國農村家庭醫療支出影響的文獻，這種影響作用需要經驗證據的進一步支持。

利用中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，實證分析社會網絡對農村家庭醫療支出的影響，同時在計量模型中引入社會網絡與富裕程度的交互項，以探討社會網絡對農村家庭醫療支出的影響程度是否受家庭富裕程度的影響。

2 數據與計量模型

2.1 數據說明、變量選取與描述

全部數據來自于北京大學中國社會科學調查中心實施的中國家庭追蹤調查（簡稱CFPS），這是一項全國性、大規模、多學科的社會跟蹤調查項目，其分層多階段抽樣設計使得樣本能夠代表大約95%的中國人口。研究對象是農村家庭醫療支出，故只使用農村家庭的調查數據，選取2012年和2014年都被調查的農村家庭，共有3 442個有效樣本。

因變量為農村家庭醫療支出，為使各個家庭的醫療支出具有可比性，采用其人均值，由調查數據中過去12個月的家庭醫療支出除以家庭總人數計算得出。主要自變量為社會網絡，這一變量無法準確量化，一般都是尋求代理變量來代替。

在我國農村，社會網絡主要是基于家庭的親友關系，而親友之間的交往與情感主要通過節日或紅白喜事時的人情禮支出來維系[5]，因此選取“過去12個月家庭的人情禮支出”作為家庭社會網絡的代理變量，并采用其人均值，以剔除家庭規模因素。家庭富裕程度利用恩格爾系數來衡量，其定義為一個家庭一年內食品支出總額占消費支出總額的比重，其值介于0～1之間，且恩格爾系數越小，家庭越富裕。由于本期的家庭醫療支出會反過來影響本期的恩格爾系數，形成反向因果關系，為避免這種內生性問題，恩格爾系數的計算采用2012年的調查數據，而其他變量均采用2014年的調查數據。

農村家庭醫療支出的影響因素是多方面的，參考現有文獻，選取老人撫養比、距縣城（市區）的距離、周圍是否有高污染企業作為控制變量，這些變量的定義以及所有變量的描述性統計結果如表1所示。

2.2 計量模型

為研究社會網絡對農村家庭醫療支出的影響，并探討其影響程度是否受家庭富裕程度的影響，將計量模型設定如下。

表1 變量的定義及描述性統計

其中，yi為農村家庭醫療支出，si為社會網絡，ei為恩格爾系數，si·ei為社會網絡與恩格爾系數的交互項，Xi為家庭老人撫養比、周圍是否有高污染企業、距縣城（市區）的距離等控制變量，μi為殘差。

2.3 估計方法

3 實證結果分析

表2列出了社會網絡及其他因素對農村家庭醫療支出影響的估計結果。由式（1）可知，β+λ·e刻畫了社會網絡對農村家庭醫療支出的影響程度。從表2可以看出，在使用0.5和0.75分位數回歸時，社會網絡的系數β都顯著為正，恩格爾系數e的值介于0～1之間。

結合表2所列的系數β和λ的估計值可以斷定，在使用0.5和0.75分位數回歸時，社會網絡對農村家庭醫療支出的影響程度β+λ·e為正；在使用0.5和0.75分位數回歸時，交互項的系數λ都顯著為負。因此越富裕的家庭，恩格爾系數e越小，社會網絡對家庭醫療支出的影響β+λ·e越大。

以上分析表明，當家庭醫療支出較高時，社會網絡對家庭醫療支出有顯著的正向影響，而家庭富裕程度將強化這一影響。農村家庭的社會網絡越廣泛，其家庭成員在得病時越容易獲得幫助，這些幫助包括提供借貸以應急、協助其去醫院看病、幫忙去買藥以及規勸其及時就醫，這些都能使患病成員的醫療需求得以釋放，醫療支出也會相應提高。

在我國農村廣泛流傳著“救急不救窮”的諺語，對于富裕家庭來說，受到疾病沖擊時，更容易從親友處借到應急資金，而對于貧困家庭來說卻不那么容易，因此越富裕的家庭，社會網絡對家庭醫療支出的影響越大。

從表2可以看出，在使用0.25分位數回歸時，社會網絡的系數β顯著為正，而交互項的系數λ不顯著，這表明家庭醫療支出較低時，社會網絡對家庭醫療支出仍然有著顯著的正向影響，但其影響程度跟家庭富裕程度無關，這主要是因為富裕程度強化社會網絡對家庭醫療支出的影響主要體現在借貸上，而家庭醫療支出較低時不需要借貸。如果將取其平均值0.49，結合表2所列的系數β和λ的估計值，可以計算出社會網絡對家庭醫療支出的影響程度β+λ·e，在0.25、0.5和0.75分位數回歸時，其值分別為0.05、0.11和0.26，這在一定程度上反映出家庭醫療支出越高，社會網絡對家庭醫療支出的影響也越大。事實上，家庭醫療支出越高，越需要獲得親朋好友的借貸應急、協助其去醫院看病等相關幫助，而社會網絡越廣泛的家庭，越容易獲得這些幫助，其醫療需求能夠得到更好地滿足，醫療支出也就相應增大。因此，家庭醫療支出越高，社會網絡對家庭醫療支出的影響強度越大。

表2 社會網絡對家庭醫療支出影響的估計結果

由式（1）可知，γ+λ·s刻畫了恩格爾系數對農村家庭醫療支出的影響程度。從表2可以看出，在使用0.25分位數回歸時，恩格爾系數的系數γ以及交互項的系數λ均不顯著，這表明當家庭醫療支出較低時，恩格爾系數即家庭富裕程度對家庭醫療支出的影響不顯著；在使用0.75分位數回歸時，恩格爾系數的系數γ以及交互項的系數λ均顯著為負，這表明當家庭醫療支出較高時，恩格爾系數對家庭醫療支出有顯著的負向影響，即家庭富裕程度對家庭醫療支出有顯著的正向影響。

事實上，當家庭醫療支出較低時，所有家庭都能負擔得起，家庭的富裕程度對家庭醫療支出的影響也就微乎其微；當家庭醫療支出較高時，貧困家庭將會抑制其醫療需求以降低醫療支出，而富裕家庭則更有實力去獲取醫療服務，醫療支出也會相應提高，家庭富裕程度對家庭醫療支出形成了正向影響。在使用0.75分位數回歸時，交互項的系數λ顯著為負，這表明當家庭醫療支出較高時，社會網絡強化了恩格爾系數對農村家庭醫療支出的負向影響，即強化了家庭富裕程度對家庭醫療支出的正向影響。

從表2可以看出，家庭老人撫養比對家庭醫療支出有顯著的正向影響，這表明一個家庭中老年人的占比越高，人均醫療支出也就越高。這是因為與其他人群相比，老年人更易生病，并且很多老年人都患有慢性病。高污染企業和距縣城（市區）的距離對家庭醫療支出有正向影響，但不顯著。

4 結論與建議

全面建成小康社會的短板在農村，打造健康中國的短板也在農村，研究農村家庭醫療支出的影響因素具有重要的現實意義。利用CFPS數據，采用分位數回歸方法，在計量模型中引入社會網絡與富裕程度的交互項，定量分析了社會網絡對農村家庭醫療支出的影響。

結果表明：一方面，社會網絡對農村家庭醫療支出有顯著的正向影響，并且醫療支出越高，其影響越大；另一方面，當家庭醫療支出較高時，家庭富裕程度將強化社會網絡對家庭醫療支出的影響，這在一定程度上也印證了“救急不救窮”的諺語。

社會網絡對農村家庭醫療支出的影響，很大程度上在于良好的社會關系能夠為病患家庭帶來更多的民間借貸渠道，這也從側面反映出農村醫療保險制度不完善以及農村金融體系滯后。政府應努力改變這一現狀，釋放農村家庭的醫療需求，推進健康中國建設。