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

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分析方法，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7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f］带来很人的经济负担。

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匕

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一一医疗制度改革。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：

一、经济背景及研究目的

I我国医疗制度改革的背景及进程

2研究目的

二、结合经济背景，建立计量经济学模型

（一）关于数据

1数据的来源

2数据的收集及修正

3用于模型的数据

（-）关于模型

1模型的建立及依据

2参数估计

3数据残差正态性检验

4模型检验

（1）经济意义检脸

（2）统计意义检脸

（3①）计量经济学意义检验

②多重共线性检验

③异方差检验（ARCH检验WHITE检验）

自相关检验（DW检验）

模型应用

一、经济背景及研究目的

I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。

中国的公的医疗制度建立干1952年，根据原政务院胡布的《关干全国各级人民政府、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.I989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贽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佥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一一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，主要用丁•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二个人所有，可以枳累、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

木医疗保险模式，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,

己实行40多年的公费医疗却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：建立城镒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方案，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%,职工缴费率为不人工资的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》、《坂镇职

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》。

2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牛.活，因此

在消费支出中，医疗保健支出的数额在不断攀升。为了研究口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，井且探讨医疗改革对城镇居民的医疗保健支出的影响，根据己有的经济

理论，我们借助EV1EWS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。

二、结合经济背景，进行计量经济学分析

（一）关于数据

1数据的来源：各年的《中国统计年鉴》、中经网

2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

19858.160000739.1000

19869.270000899.6000

198711.430001002.200

198816.660001181.400

198920.900001375.700

199025.670001510.200

199129.230001700.600

199241.510002026.600

199356.890002577.400

199482.890003496.200

1995110.11004283.000

1996143.28004838.900

1997179.68005160.300

1998205.16005425.000

1999245.59005854.000

2000318.07006280.000

2001343.28006856.600

（二）关于模型

1、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1991/998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.）

2、参数估计：运用Eviews软件进行回归，得：

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:12/15/02Time:17:C6

Sample:19852001

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-17.659524.572895-3.8617300.0020

X0.0291930.00210013.898450.0000

D-339.983526.38532-12.885330.0000

DX0.0748590.00496515.077330.0000

R-squared0.996316Meandependentvar108.6929

AdjustedR-squared0.995466S.D.dependentvar111.7625

S.E.ofregression7.525840Akaikeinfocriterion7.076886

Sumsquaredresid736.2975Schwarzcriterion7.272936

Loglikelihood-56.15353F-statistic1171.865

Durbin-Watsonstat2.863981Prob(F-statistic)0.000000

3、数据残差的正态性检脸

Series:Residuals

Sample19852001

Observations17

Mean-2.5IE-14

Median4.413713

Maximum56.74853

Minimum-50.70198

Std.Dev.30.41780

Skewness0.126876

Kurtosis2.518861

Jarque-Bera0.209585

Probability0.900511

从上表可以看出，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)

(I)经济意义检验：

从回归得到的方程可以得出，bX)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.

⑵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.说明解译变

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.

(3)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

XDD*X

X1.0000000.8865400.905644

Z0.8865401.0000000.989222

z*x0.9056440.9892221.000000

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检脸

ARCHTest:

F-statistic0.579265Probability0.641799

Obs*R-squared2.072718Probability0.557452

TestEquation:

DependentVariable:RESIDA2

Method:LeastSquares

Date:12/15/02Time:17:30

Sample(adjusted):19882001

Includedobservations:14afteradjustingendpoints__________________

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C75.9321057.656221.3169300.2172

RESIDA2(-1)0.8417090.9493840.8865B40.3961

RESIDA2(-2)-8.53246213.78786-0.6188390.5499

RESIDA2(-3)-5.2330457.831470-0.6682370.5191

R-squared0.148051Meandependentvar51.27278

AdjustedR-squared-0.107533S.D.dependentvar134.4577

S.E.ofregression141.5025Akaikeinfocriterion12.97747

Sumsquaredresid200229.5Schwarzcriterion13.16006

Loglikelihood-86.84228F-statistic0.579265

Durbin-Watsonstat1.965059Prob(F-statistic)0.641799

从检验结果可以行出，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

WhiteHeteroskedasticityTest:

F-statistic2.382855Probability0.106887

Obs*R-squared8.839149Probability0.115655

TestEquation:

DependentVariable:RESIDA2

Method:LeastSquares

Date:12/15/02Time:17:30

Sample:19852001

Includedobservations:17

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C15.39633146.78360.1048910.9184

X-0.0125990.146759-0.0858500.9331

XA22.53E-062.94E-050.0863380.9328

X*D1.0563271.2168620.8680750.4039

X.(D"X)-7.82E-050.000107-0.7296120.4809

D-3359.6853499.258-0.9601140.3576

R-squared0.519950Meandependentvar43.31162

AdjustedR-squared0.301745S.D.dependentvar122.5418

S.E.ofregression102.3980Akaikeinfocriterion12.36618

Sumsquaredresid115338.8Schwarzcriterion12.66025

Loglikelihood-99.11249F-statistic2.382855

Durbin-Watsonstat2.802856Prob(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，个人耍负担很大一部分，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，瓷D-W表,N=I7,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，很多人要枳攒几年的收入，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洗试点再扩展到面，以1996年作为改革的分界点，可能使模型的准确性受

到影响.

4模型修正

利用Cochranc-Orcuct迭代法修正自相关，得

DependentVariable:Y

Method:LeastSquares

Date:12/15/02Time:18:55

Sample(adjusted):19862001

Includedobservations:16afteradjustingendpoints

Convergenceachievedafter5让erations

VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-17.978021.494247-12.031490.0000

X0.0292310.00070441.526180.0000

D-369.405110.64213-34.711570.0000

D*X0.0803470.00194841.238500.0000

AR(1)-1.1650300.263547-4.4205700.0010

R-squared0.998640Meandependentvar114.9763

AdjustedR-squared0.998146S.D.dependentvar112.2839

S.E.ofregression4.834721Akaikeinfocriterion6.239830

Sumsquaredresid257.1198Schwarzcriterion6.481264

Loglikelihood-44.91864F-statistic2019.912

Durbin-Watsonstat2.212067Prob(F-statistic)0.000000

InvertedARRoots-1.17

EstimatedARprocessisnonstationary

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.由丁我们知识的同限,无法进步进行验证和修改QW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.

修正后的总方程为丫=-17.97802+0.029231X-369.4051D4-0.080347(DX)+[AR(1)=-1.165030]

(三)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=-l7.97802+0.029231X+(AR(I)=-).!65030J(1)

医疗制度改革后(D=l)Y1=-17.97802+0.029231X-369.4051+0.080347X+[AR(1)=-!.165030]

=-387.38312+0.109578X+(AR(l)=-1.165030](2)

(注：要得到这两个方程，也可以利用时样本进行分段一元线性Ia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丫=-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⑴中的X值，可以这样说，人们进行医疗

保健