老齡化對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出的影響
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

黃夢格，張支南

（安慶師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽 安慶 246052）

對比最近三次人口普查數(shù)據(jù)，全國65歲以上年齡人口占比從6.96%到8.87%再逐漸增至13.52%。我國自2000年進(jìn)入老齡化社會后，老年人口絕對數(shù)量增加、相對比例提高、老齡化進(jìn)程加速。與此同時，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出無論從絕對數(shù)看、從支出占比看、從增速看都有大幅上升。因此，研究老齡化對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出的影響，對科學(xué)制定公共醫(yī)療保健政策具有重要意義。

1 文獻(xiàn)回顧

生命周期假說認(rèn)為，理性經(jīng)濟(jì)人根據(jù)效用最大化原則安排消費(fèi)與儲蓄以使得一生消費(fèi)盡量平滑，他們在勞動年齡段適度儲蓄用于老年段的消費(fèi)，因此老年人口比重的上升會降低儲蓄率提高消費(fèi)率，許多學(xué)者根據(jù)消費(fèi)支出的用途詳細(xì)研究老齡化對吃、穿、住、用、行、醫(yī)、教等的不同影響程度，其中大部分觀點(diǎn)都認(rèn)為老齡化對醫(yī)療保健支出具有較為明顯促進(jìn)作用。如Grossman認(rèn)為隨著年齡的增加對健康需求的消費(fèi)也逐漸擴(kuò)大[1]，此后大量國內(nèi)學(xué)者實(shí)證探討老年撫養(yǎng)比與消費(fèi)的關(guān)系，如馬芒等認(rèn)為養(yǎng)老負(fù)擔(dān)會使家庭人均消費(fèi)支出明顯下降，但是醫(yī)療保健方面的消費(fèi)支出占比會顯著提高[2]，朱勤等認(rèn)為人口老齡化對醫(yī)療保健類消費(fèi)的促進(jìn)作用最大，人口城鎮(zhèn)化對居民消費(fèi)的影響主要表現(xiàn)為消費(fèi)規(guī)模的擴(kuò)張[3]。王云多認(rèn)為老齡化的加深帶來的最直接的負(fù)面經(jīng)濟(jì)影響是因?yàn)槔夏耆诉^度依賴與醫(yī)療衛(wèi)生和長期保健的需求，給社會經(jīng)濟(jì)造成了巨大的負(fù)擔(dān)[4]。陳麗珍等根據(jù)不同人群的消費(fèi)偏好，發(fā)現(xiàn)老年人主要體現(xiàn)在享受型消費(fèi)支出如醫(yī)療保健、文教娛樂等，卻減少了食品和衣著等生存性消費(fèi)支出[5]。隨著研究的深入，也有部分學(xué)者將醫(yī)療保健支出增長歸結(jié)為人均壽命的延長、人均收入水平的提高、消費(fèi)者對醫(yī)療保健偏好的變化、醫(yī)療財政投入、醫(yī)療保健環(huán)境改善與大量儀器設(shè)備的使用、相關(guān)從業(yè)人員人力成本的提高、藥品保健品流通管理混亂與價格虛高等方面原因。如Newhouse指出醫(yī)療保健支出的收入彈性大于1，該學(xué)者認(rèn)為醫(yī)療保健支出的過快增加可以用收入的增長來解釋[6]，李靜利用增長核算分解方法證明了收入增長是推動我國居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出增長的最主要因素，老齡化促進(jìn)醫(yī)療保健消費(fèi)的貢獻(xiàn)率僅7.9%[7]。

考慮到我國經(jīng)濟(jì)社會典型的二元結(jié)構(gòu)特征，應(yīng)分開討論老齡化對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出和農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出的影響，張沖等認(rèn)為農(nóng)村老年人口比重對醫(yī)療保健消費(fèi)存在正向的顯著影響，農(nóng)村人口老齡化推動了農(nóng)村居民醫(yī)療保健消費(fèi)的提升[8]；饒曉輝認(rèn)為農(nóng)民收入的提高、老齡化率的上升有助于農(nóng)民增加醫(yī)療保健支出[9]，然而專門討論我國老齡化對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出影響的文獻(xiàn)較少，且大部分?jǐn)?shù)據(jù)基于2010年第六次人口普查，較新的數(shù)據(jù)也只到2015年2016年。基于第七次人口普查的最新數(shù)據(jù)，運(yùn)用線性和非線性兩種模型，針對人口老齡化問題對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出的影響進(jìn)行分析，并提出相應(yīng)的意見建議，從研究對象、研究方法、研究時效看均有不同程度的創(chuàng)新。

2 研究設(shè)計

2.1 研究方法

城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出主要受老齡化水平和人均可支配收入因素的影響，其次可能還會受到財政衛(wèi)生費(fèi)用支出以及城鎮(zhèn)人口規(guī)模的影響。文章首先采用個體固定效應(yīng)模型分析老齡化水平對城鎮(zhèn)地區(qū)居民醫(yī)療保健支出的影響；隨后以老齡化水平作為核心解釋變量，居民的人均可支配收入作為門限變量（參考陶春海等人(2020)[10]門限變量選取的方法），進(jìn)一步采用門限回歸模型分析不同收入水平下老齡化對居民醫(yī)療保健帶來的影響程度，探究在改變影響因素的模型下得出突變的實(shí)際人均可支配收入門檻值。

2.2 數(shù)據(jù)說明

數(shù)據(jù)選取于《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，將其整理成2000-2020年的面板數(shù)據(jù)，表1是關(guān)于變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計分析

（1）被解釋變量。城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出，是指居民掛號費(fèi)、檢查服務(wù)費(fèi)和治療化療費(fèi)等一系列的看病費(fèi)用支出以及包括購買保健藥品消費(fèi)的總支出，取對數(shù)形式。

（2）核心解釋變量。老齡化水平，用65歲以上的人口占比指標(biāo)作為老齡化的代理變量，它是衡量各省份城鎮(zhèn)地區(qū)的老齡化程度，取對數(shù)形式。

（3）控制變量。人均可支配收入，是指城鎮(zhèn)居民用于家庭最終全部消費(fèi)和儲蓄的實(shí)際自由支配總收入，取對數(shù)形式；財政衛(wèi)生費(fèi)用支出，是指醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)中公共財政預(yù)算實(shí)際支出總額，取對數(shù)形式；城鎮(zhèn)化率，代表人口規(guī)模，用各省份城鎮(zhèn)人口總數(shù)與各省份地區(qū)年末總?cè)丝诒戎祦碛嬎悖Y(jié)果取對數(shù)形式。

其中，剔除各變量在2000-2020年期間可能受物價因素的影響，將城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出用醫(yī)療保健消費(fèi)價格指數(shù)（以2000年為基期）換算成實(shí)際城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出，將人均可支配收入和財政衛(wèi)生費(fèi)用支出用居民消費(fèi)價格指數(shù)（以2000年為基期）換算成實(shí)際值，為消除異方差的影響，對模型中的全部變量取對數(shù)形式。

2.3 單位根檢驗(yàn)

建立模型之前進(jìn)行單位根檢驗(yàn)避免結(jié)果出現(xiàn)偽回歸，在LLC檢驗(yàn)中，發(fā)現(xiàn)變量lnCi、lnGovi與lnURi在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，變量lnAgingi在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，變量lnDPIi在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；在ADF檢驗(yàn)中，全部變量在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此，檢驗(yàn)結(jié)果可以解釋全部變量的序列是平穩(wěn)的，具體結(jié)果見表2。

表2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 模型設(shè)定

通過以上的研究設(shè)計分析以及數(shù)據(jù)特征，未考慮解釋變量中包括被解釋變量的滯后項，假定為靜態(tài)面板模型。將老齡化水平作為核心解釋變量，首先建立線性特征計量模型（1.1）如下：

進(jìn)一步考慮老齡化水平對醫(yī)療保健支出可能存在非線性的特征，把人均可支配收入作為門檻變量，建立面板門限模型，采用的非線性特征計量模型（1.2）如下：

這里的lnCit表示的是城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出；lnAgingi表示的是老齡化水平。模型（1.1）中控制變量∑Xit包括財政衛(wèi)生費(fèi)用支出（lnGovit）、城鎮(zhèn)化率（lnURit）、人均可支配收入（lnDPIit）。模型（1.2）中為示性函數(shù)，模型中β1與β2不相等時，即存在門檻效應(yīng)。γ為待估計的門檻參數(shù)值，β1、β2、βi為彈性系數(shù)，εit為隨機(jī)擾動項，i代表的是每個省份，t代表的是時間。

3 實(shí)證分析

3.1 線性模型分析

首先，在考慮使用模型是混合回歸或是個體固定效應(yīng)時，通常采取LSDV模型進(jìn)一步考察，接著在考慮模型使用個體固定效應(yīng)模型的條件下，通常根據(jù)Hausman檢驗(yàn)固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)二者模型的效率。表3報告的是線性特征模型結(jié)果，其中，第一列報告的是混合回歸模型結(jié)果（1），第二列報告的是個體固定效應(yīng)模型結(jié)果（2），第三列報告的是最小二乘虛擬變量法模型結(jié)果（3）以及第四列報告的是隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果（4）。

表3 基準(zhǔn)回歸計量結(jié)果

以上4種模型都是穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤下的結(jié)果。在四種模型中，人均可支配收入都在1%的顯著性水平下顯著，且人均可支配收入的彈性系數(shù)大于老齡化水平的彈性系數(shù)，解釋了收入和老齡化水平都是促進(jìn)居民的醫(yī)療保健支出增長的重要影響因素。其次，在模型（2）（3）（4）中老齡化水平前面的彈性系數(shù)同樣在1%的顯著性水平下顯著，即在老齡化會對城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出具有顯著的正向影響。進(jìn)一步模型（3），是采用LSDV法觀察每個省份個體虛擬變量的顯著性，通過對R調(diào)整值=0.9589，擬合度非常可觀，說明了絕大多數(shù)省份的個體虛擬變量都很顯著。根據(jù)對比觀察模型（4）與模型（2），老齡化水平因素的彈性系數(shù)大致相同，但經(jīng)過Hausman檢驗(yàn)，Prob＞chi2=0.0000，強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)，有顯著性差異，發(fā)現(xiàn)采用固定效應(yīng)模型（2）會更優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型（4），即采用個體固定效應(yīng)模型適用于解釋老齡化與醫(yī)療保健消費(fèi)之間的線性關(guān)系。

3.2 非線性模型分析

表4報告的雙門檻效應(yīng)F檢驗(yàn)值=85.01，在1%的顯著性水平下拒絕三門限效應(yīng)，老齡化水平作為核心解釋變量出現(xiàn)了雙門限效應(yīng)，門檻變量人均可支配收入在9.4874時出現(xiàn)了第一個門檻值，在10.2374時出現(xiàn)了第二個門檻值，通過對數(shù)形式變換到原始值后，城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入門檻真實(shí)值分別在13192元和27928元時各發(fā)生了一次結(jié)構(gòu)性突變。

表4 面板門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 兩種模型對比

根據(jù)表5的報告結(jié)果對比：個體固定效應(yīng)模型中的老齡化水平（lnAgingi）變量前面的彈性系數(shù)為0.390，當(dāng)老齡化水平彈性系數(shù)上升1%時，城鎮(zhèn)居民將會增加0.390%的醫(yī)療保健支出彈性變動；而門限回歸模型中老齡化水平該變量前面的彈性系數(shù)由0.934增大為1.162，說明了老齡化在不同收入水平的居民在醫(yī)療保健消費(fèi)中存在異質(zhì)性。當(dāng)城鎮(zhèn)居民的實(shí)際人均可支配收入小于門檻值9.4874時，即城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入低于13192元，老齡化水平變動1%的彈性時將會促進(jìn)醫(yī)療保健支出0.934%的彈性變動；當(dāng)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入大于第一個門檻值9.4874但小于第二個門檻值10.2374時，即城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入處于13192元到27928元水平之間時，老齡化水平彈性系數(shù)上升1%時的比例時，將會促進(jìn)居民醫(yī)療保健支出1.034%的彈性變動。當(dāng)城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入大于第二個門檻值10.2374時，即城鎮(zhèn)居民的人均可支配收入超過了27928元以上，老齡化水平彈性系數(shù)變動1%的比例時將會促進(jìn)醫(yī)療保健支出1.162%的彈性變動，老齡化促進(jìn)醫(yī)療保健消費(fèi)的影響效應(yīng)逐漸明顯增加。與此同時，在門限效應(yīng)模型中，城鎮(zhèn)化率（lnURi）與財政衛(wèi)生費(fèi)用支出（lnGovi）前面的彈性系數(shù)由不顯著變?yōu)榱孙@著，財政衛(wèi)生投入對醫(yī)療保健帶來的彈性系數(shù)值為正向的0.141，政府的投入改善了就醫(yī)環(huán)境，醫(yī)療服務(wù)的可得性刺激了城鎮(zhèn)地區(qū)居民對醫(yī)療保健的消費(fèi)。城鎮(zhèn)化率前面的彈性系數(shù)為正向的0.317，越是城市化水平高的地區(qū)，醫(yī)療設(shè)施越先進(jìn)發(fā)達(dá)，加快了城市醫(yī)療體系的建設(shè)，從而促進(jìn)了居民醫(yī)療保健消費(fèi)。

表5 線性與非線性特征的估計結(jié)果對比

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

文章一共采取了三種穩(wěn)健性檢方法：Bootstrap自抽樣法、分位數(shù)回歸法以及替換變量法。模型（5）是采用分位數(shù)回歸q=0.5結(jié)果（參考謝聰?shù)热耍?018）[11]的方法），分位數(shù)回歸能夠更加穩(wěn)健的觀察到核心解釋變量老齡化水平對全體居民醫(yī)療保健消費(fèi)的條件分布整體情況以及是否會受到極端值的影響。模型（6）是個體固定效應(yīng)的Bootstrap自抽樣法的結(jié)果，自抽樣抽取200次。模型（7）是將核心解釋變量老齡化水平替換成老年撫養(yǎng)比（lnOlder），用65歲以上年齡人口與勞動年齡人口（15-64歲）的比值來替換解釋變量，把老年撫養(yǎng)比變量經(jīng)過了對數(shù)變換處理后替換到計量模型（1.1）和（1.2）中。經(jīng)檢驗(yàn)，老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出具有顯著正相關(guān)影響；在不同收入水平下老年撫養(yǎng)比對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)支出同樣也存在非線性特征，通過了雙門限模型。表6報告的是的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，因此采用兩種不同的模型都能解釋老齡化水平對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出的影響作用，則認(rèn)為該研究結(jié)論相對可靠。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

5 結(jié)論與建議

本文根據(jù)2000-2020年的省際面板數(shù)據(jù)，借助個體固定效應(yīng)模型和門限效應(yīng)模型分別研究了老齡化水平對城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療保健消費(fèi)支出影響的線性特征和非線性特征關(guān)系。結(jié)果顯示：第一，在兩種不同的模型中，同時驗(yàn)證了老齡化水平對城鎮(zhèn)醫(yī)療保健支出會帶來顯著促進(jìn)作用。第二，在人均可支配收入水平穩(wěn)定不變的情況下，當(dāng)老齡化水平彈性系數(shù)變動1%時，將會促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民在醫(yī)療保健0.390%的彈性支出。第三，在人均可支配收入水平發(fā)生改變情況下，老齡化促進(jìn)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響彈性系數(shù)從0.934%增加到了1.162%，收入的提高會導(dǎo)致老齡化促進(jìn)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健消費(fèi)的影響效應(yīng)會增強(qiáng)。

根據(jù)以上實(shí)證分析結(jié)果，發(fā)現(xiàn)人均可支配收入是促進(jìn)醫(yī)療保健消費(fèi)的主要影響因素，而在不同人均水平的城鎮(zhèn)居民群體中，老齡化的上升對醫(yī)療保健消費(fèi)的增加存在異質(zhì)性，因此，我們首要任務(wù)是要調(diào)節(jié)好城鎮(zhèn)地區(qū)之間居民的貧富收入差距，其次很重要的一點(diǎn)是控制住老齡化增長速度，防止醫(yī)療保健費(fèi)用過快增加。最后，簡要提出幾點(diǎn)相關(guān)的建議：首先，要提高老年人健康服務(wù)和管理水平，加強(qiáng)老年健康知識宣傳和教育，提升老年人健康素養(yǎng)，加強(qiáng)老年人重點(diǎn)慢性病的早期篩查干預(yù)和分類指導(dǎo)，鼓勵老年人定期體檢并建立健康管理檔案；第二，要加大財政投入力度，發(fā)展老年醫(yī)療、康復(fù)護(hù)理和安寧療護(hù)服務(wù)，增強(qiáng)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)為老服務(wù)的能力；第三，鼓勵養(yǎng)老機(jī)構(gòu)內(nèi)設(shè)醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)并納入醫(yī)聯(lián)體管理，構(gòu)建醫(yī)養(yǎng)康養(yǎng)相結(jié)合的養(yǎng)老體系和健康支撐體系；第四，擴(kuò)大醫(yī)保覆蓋面，實(shí)現(xiàn)應(yīng)保盡保、應(yīng)助盡助、應(yīng)享盡享，在構(gòu)建與經(jīng)濟(jì)和財力相適應(yīng)的醫(yī)療保障水平的同時，在老年人體檢、慢性病、長期護(hù)理等方面適度傾斜；第五，通過法律手段、醫(yī)療保健大數(shù)據(jù)等技術(shù)手段、信用體系建設(shè)等，打擊針對老年人的騙保、過度醫(yī)療、非法保健服務(wù)等違法違規(guī)行為，守好老年人的每一分醫(yī)療費(fèi)、保健費(fèi)、保命錢。