医疗消费论文范文3篇

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医疗消费论文

第1篇

（一）20世纪90年代以来城乡居民消费的变化趋势

20世纪90年代以来，随着经济快速发展，我国居民储蓄率呈下降趋势，最终消费率和居民消费率都呈上升趋势，但进入2000年以后，居民储蓄率持续上升，消费需求却开始萎靡不振，经济增长大部分依赖于出口和投资，结构性矛盾日益突出。图1描述了90年代中后期我国居民消费和储蓄的变动过程。以2000年为分界点，居民消费率和最终消费率经历过一个先上升后下降的过程，而居民储蓄率的变动则正好相反。其中最终消费率先从1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消费率则从46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一时期，居民储蓄率则是从24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。图2描述了90年代中后期我国城乡居民平均消费倾向，可以发现城乡居民消费倾向的变化特征并不相同。其中1995－2000年间城乡居民的平均消费倾向在波动中呈下降趋势，2000年以后城镇居民消费倾向下降的趋势加快，而农村居民平均消费倾向较为稳定，2005年以后农村居民消费倾向开始高于城镇居民。但同一时期城镇居民人均可支配收入增长率为13．45％，农村居民人均纯收入的增长率为12．5％，城镇居民收入增长速度快于农村居民。由此可见2000年后居民消费率的下降主要是由于城镇居民的消费下降所引起的，而消费下降并不是由收入下降所导致的。主要是因为2000年前后正是我国经济体制改革深化的重要阶段，这一阶段传统的福利制度如教育、住房、医疗和社保体制的市场化改革也随之逐步展开。根据预防性储蓄理论，各项改革措施的实施导致居民对未来预期不确定性增加，因此开始降低当期消费，增加预防性储蓄。已有的研究表明居民储蓄意愿首位是由不确定所带来的预防性储蓄动机，目前为应对未来不确定的储蓄动机已占到57．7％，其中为医疗（养老＋防病）而进行的预防性储蓄动机已占总储蓄意愿的12．3％（甘犁、刘国恩，2010）。值得注意的是，由于城镇居民经历了比农村居民更为曲折的改革路径，因此城镇居民的预防性储蓄动机要强于农村居民，其消费倾向也快速下降。在几项重大体制改革之中，医疗体制改革对城镇居民具有重要影响，接下来我们将基于微观调查数据考察城居保这项重要的医疗体制改革对城镇家庭消费的政策效果。

（二）城镇居民基本医疗保险改革

为了适应市场经济的发展，我国自1998年开始正式建立城镇职工基本医疗保险，该保险制度只覆盖了部分城镇从业者，没有将非正规就业的劳动者和无缴费能力的职工覆盖，上述弱势群体只能以自我保障和家庭保障为主。为了完善城镇的医疗保障制度，填补城镇医疗保障制度覆盖的空白区，国家开始建立城镇居民基本医疗保险（简称城居保）。城居保主要以没有参加城镇职工医疗保险的城镇未成年人、老年人以及无工作的居民为参保对象，是由政府主导建立并引导个人、家庭和集体等多方筹集资金，以大病统筹为主的医疗保险制度。近几年我国政府相继出台了一系列政策循序渐进地推动城镇居民基本医疗保险制度的完善，逐步覆盖我国全体的城镇非从业居民，保障城镇居民能够平等地获得基本医疗服务。2007年城居保在全国79个城市启动试点，2008年进一步扩大了试点的范围，2009年试点城市达到80％以上，2010年在全国范围内推广实施。由于城居保所要覆盖的人群是经济水平多样化且分布分散的多个群体组合，因此在具体实施中，遵循自愿参加的原则，但为了减少逆向选择的发生，有些试点城市也在尝试以户为单位自愿参保。根据CFPS项目的入户调查数据，得到调查地区城居保的参保情况，结果见表1。2008年北京、上海和广东三个样本城市城居保的参保比例为12．29％。2007－2008年间城职保的参保比例小幅增加，而城镇居民中新农合和其他医疗保险的参保比例大幅下降，可见没有医疗保险人数比例的降低一定程度上归因于城居保参保比例的提高。

二、研究方法和数据

（一）数据

本文使用数据全部来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS）的微观调查数据，旨在通过跟踪搜集个体、家庭、社区三个层次的高质量微观数据，反映中国社会、经济和健康的变迁情况，以分析社会民生方面的问题。该项目于2008年和2009年在北京、上海和广东通过PPS抽样方式进行了入户调查，本文通过对这两年样本的整理，获得了模型回归所需要的845个家庭所有变量的面板数据。本文按照臧文斌等（2012）的方法区分城居保家庭与非城居保家庭，把在2007年至少有一人符合参保条件并在2008年至少有一人参保的家庭作为城居保家庭，至少有一人符合参保条件但在两年里都没有参保的家庭作为非城居保家庭。通过这样的处理，我们把前一组作为实验组，后一组作为控制组，来考察城居保政策对城镇家庭消费的影响。从表2数据统计结果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消费支出要低于非城居保家庭，其中人均医疗支出要高于非城居保家庭，而其他各项支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性户主所占的比例高于非城居保家庭，全体样本户主年龄平均大约为54岁，城居保家庭户主的年龄要比非城居保家庭户主的年龄要大6岁左右。户主婚姻状况以已婚为绝大多数，且城居保家庭户主受教育年限要低于非城居保家庭。

（二）计量估计方法及变量设定

我们首先用双差法（DID）来估计城居保对城镇家庭消费的影响。居民是否参加城镇居民基本医疗保险是自愿行为，而差分的方法可以较好地解决由于自我选择所导致的内生性问题。双差法可以消除所有不随时间变化的选择性偏差，在估计面板数据模型时较好地控制了家庭和年份的固定效应，模型中所有不随时间变化的影响被家庭固定效应所控制，而所有家庭随时间变化的影响由年份固定效应所控制。本文中双差法（DID）的回归方程如下：Yit＝α0＋α1Yeart＋α2Secut＋α3Yeart＊Secut＋α4Xit＋α5Dit＋εit其中，Yit是家庭i在时间t消费支出①的对数值。Yeart是代表年份固定效应，如果2008年则取值为1，否则为零。Secut代表家庭固定效应，是用来区分控制组（非城居保家庭）和实验组（城居保家庭）的变量，如果家庭中至少有一个人在调查期间参加了城居保则取值为1，否则为零。Yeart＊Secut是时间和保险政策变量的交叉项，其系数代表DID模型估计城居保政策对家庭消费的净影响。Xit代表随时间变动可能会影响消费行为的户主特征变量，包括户主性别、年龄及其平方②、婚姻状况和教育程度③；Dit代表家庭特征变量，包括家庭年人均收入对数④、家庭常住人数⑤、家庭参加公费医疗和城职保的人数。该模型中交叉项Yeart＊Secut的系数α3代表城居保改革对家庭消费的净影响，理论上讲由于家庭参加了医疗保险后医疗支出的不确定性减少，家庭的预防性储蓄可能下降，因此α3可能会大于0。但该理论假设成立存在着两个问题：首先，是因为城居保是自愿参加的，可能存在逆向选择的问题，即那些身体健康状况差的家庭选择参加保险，为了消除这种选择性偏差，我们借鉴白崇恩和李宏彬（2012）的方法通过加入年份和2007年健康状况的交叉项，来控制不同初始健康状况的家庭在消费上有不同的潜在时间趋势。另外，参加城居保的家庭可能本身比不参加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消费增长率，同样我们通过加入年份和收入的交叉项来允许消费的时间趋势随收入而变化。

三、实证结果

（一）城居保对家庭医疗消费支出的影响

城居保对家庭自付医疗支出影响的回归结果见表3，模型（1）只估计了时间、城居保以及交叉项和对医疗消费支出的影响，随后逐渐放宽模型假设，模型（2）中加入家庭人均收入对数、年份与家庭人均收入对数的交叉项，模型（3）加入年份与家庭初始健康状况的交叉项，模型（4）加入户主和家庭变量特征的控制变量。回归结果显示，四个模型交叉项回归系数都为正，但在10％以上的水平上均不显著，说明城居保没有增加参保家庭的自付医疗消费支出。可见城居保政策在并未明显增加居民医疗负担的同时提高了城镇居民对医疗服务利用效率（Lin，2009）。可能的原因是城居保降低了医疗卫生服务的相对价格，改善了医疗卫生服务的可及性，提高了参保家庭的相关福利水平。模型（2）回归结果显示，家庭收入增加1％，医疗消费支出会相应增加17．8％，且在1％的水平上显著。这说明医疗服务既是必需品也是正常品，其需求随着收入的增加也逐渐增加，但增长的速度随着收入增加而逐渐降低（黄枫，2012）。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭的医疗消费支出有着明显的增加，可见参加城居保的家庭在一定程度上存在逆向选择的问题。模型（4）回归结果显示，在户主特征变量方面，随着户主年龄的增长，家庭医疗消费支出逐渐减少，但从年龄平方的回归系数中可以看出，当户主年龄达到约35岁以后，家庭医疗消费支出则随着年龄增长开始增加。户主已婚家庭在医疗消费上的开支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭抚养小孩的可能性较大，医疗花费也会相应增加。户主的教育年限对医疗服务支出有显著正效应，户主教育每增加一年，家庭医疗消费支出增加5．7％，可能是因为受教育越多的人自我保健意识越强，会增加对医疗服务的需求。在家庭特征变量方面，家庭常住人口越多，医疗消费支出也越多，即家庭成员每增加一个人，医疗消费支出增加3．4％，可能是因为家庭人口增多的同时也增加了对医疗服务的需求，而且家庭规模的扩大也增强了家庭的抗风险能力，使得家庭成员可以更多的利用卫生服务。参加公费医疗的人数每增加一个人，家庭医疗消费支出增加6．7％。值得注意的是公费保险人群医疗支出的增加要大于其他保险人群，反映出公费医疗具有一定的道德风险，而城镇职工与城镇居民保险人群的医疗消费支出增加较小，与所有人群的平均水平大体相当（赵绍阳，2010）。

（二）城居保对家庭非医疗消费支出的影响

城居保对家庭非医疗消费支出的DID回归结果见表4，在此不包括医疗消费支出，以避免参保家庭由于医疗支出增多所带来总消费支出提高的偏差。模型回归步骤同上。四个模型交叉项的回归系数都显著为正，模型（4）的回归结果显示参加城居保的家庭的非医疗消费额大约增加6．9％，可见城居保对非医疗类消费的正向作用比较稳健。这个估计结果要小于臧文斌等（2012）估计我国城居保对家庭消费的影响（13．0％），但是和美国20世纪80年代Medicaid条件放宽后家庭消费的增加相近（5．2％）。可能的原因是北京、上海、广东属于我国收入较高的地区，因此城居保对家庭消费的拉动效应要小于其他城市。就参保家庭而言，2008年参加保险家庭的人均非医疗消费大约是11147．06元，6．9％的增幅大约是769．1元，要高于各地的保费支出①。从表4可知2008年城镇家庭平均的边际消费倾向仅为0．211，所以城居保对居民消费的刺激作用也要高于政府直接的现金转移支付。参保家庭非医疗消费增加的原因可能有两个，一个是因为医疗保险减少了参保家庭的医疗开支，使得家庭可以把节约的开支用于家庭消费的其他方面；另一个也是因为参加保险减少了未来支出的不确定性，所以居民把减少的预防性储蓄用于增加当期消费。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭非医疗消费会降低，可见潜在的医疗负担会减少家庭消费，但负向效应较小，表明医疗保险减轻了医疗负担，在一定程度上起到了消费保险的作用。模型（4）的回归结果显示，在户主特征变量方面，户主的教育年限对非医疗消费具有显著的正效应，户主教育每增加一年，家庭消费平均增加7．8％。这可能是因为教育水平较高的居民具有稳定的工作和良好的收入预期，所以这样的家庭具有较强消费能力。在家庭特征变量方面，家庭常住人口对消费支出具有显著的正效应，常住人口每增加一人，家庭消费增加2．9％，随着家庭规模的增大，家庭消费支出水平也趋向增加。但如果家庭消费水平持续提高，家庭规模对消费支出的影响将逐渐下降，可能是由于消费支出较高的家庭自身生活质量较高，因此家庭规模变动所引起的消费支出变动较小（郝东阳，2011）。家庭中参加其他保险的人数越多，非医疗消费支出就会越高，参加公费医疗和城职保的人数每增加一人，家庭非医疗消费分别增加6．3％和5．2％。值得注意的是公费医疗保险对消费正效应要大于城职保，反映了参加医疗保险人群的预防性储蓄动机要低于其他的社会群体，特别是享有公费医疗的人群更是如此。

（三）城居保对不同收入分组家庭各项消费支出的影响

为了进一步分析城居保对家庭消费的影响，接下来我们考察了该政策对不同收入的参保家庭分项消费支出的影响，回归结果见表5。本文根据家庭年人均收入的分布把所有参保家庭（实验组）样本分为三等分组，即家庭为年人均收入少于或等于10000元的家庭为低收入家庭，收入界于10000元和27000元的家庭为中等收入家庭，收入在27000元以上的家庭为高收入家庭。从非医疗消费的回归结果来看，低收入家庭参保后其非医疗消费支出比参保前增加11．9％，但中高收入家庭的非医疗消费在参保前后没有显著变化。城居保对低收入组家庭消费的影响和臧文斌估计结果（13．0％）接近，可见城居保对于北京、上海和广东三个地区的低收入组家庭消费的拉动效应和其他城市大体相近，但参保对于三个地区的中高收入组家庭的消费几乎没有影响。从分项消费的回归结果来看，对低收入家庭而言，参加城居保对日常生活及其他支出①的正向影响最大（系数为0．094），可见低收入家庭把减少的预防性储蓄大部分用于增加家庭日常开支。其次，参加城居保对教育支出也有显著的正效应（系数为0．072），说明由于医疗支出的不确性减弱，使得低收入家庭调整了人力资本投资的构成，相应增加了教育支出。最后，参加城居保对居住支出没有显著影响，因为居住支出属于家庭的长期规划，短期变化弹性较小。对于中高收入家庭而言，参加城居保对家庭的非医疗消费没有显著影响。在家庭医疗消费方面，参保对中低收入家庭医疗支出有显著的正向影响（系数分别为0．095和0．038），可见因为医疗保险可以在一定程度上减轻家庭的医疗负担，解决“看病贵”的问题，上述结果表明参加医疗保险释放了中低收入阶层的医疗需求，但对高收入家庭的医疗支出没有明显的影响。

（四）城居保对不同地区家庭各项消费支出的影响

城居保对三个地区城镇家庭各分项消费开支的DID回归结果见表6。在非医疗消费方面，北京家庭参保后非医疗消费支出增加最多，其次是上海和广东，非医疗消费分别比参保前增加11．4％、9．7％和8．1％。从分项消费支出的估计结果来看：在教育支出方面，广东家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加11．2％，其次是上海和北京。考虑三个地区不同的家庭结构，我们可以发现广东家庭在校子女的人数最多，这可以在一定程度上解释广东的教育支出为何增加最为明显。在日常生活及其他支出方面，北京家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加10．1％，其次是上海和广东，说明参保后的北京家庭把减少的预防性储蓄主要用于日常生活消费和提高自身生活质量。由于日常生活支出是家庭非医疗消费的主要支出，因此参保对于日常生活支出的影响和非医疗消费的影响是一致的。在家庭医疗消费方面，广东家庭参保后该项支出增加最明显，比参保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的调查数据显示，三个地区中北京家庭的健康状况最好，其次是广东和上海。从过去半年的患病情况可以看出，北京近半年来从未患病的比例高于上海和广东。广东近半年一度患病和二度患病的比例要明显高于北京和上海。上海近半年来一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制变量对消费支出的影响基本上是符合理论假说的。例如，户主变量特征方面，户主的受教育水平对家庭的教育支出有正向影响，其中北京地区的正向效应最明显，然后是上海和广东。分地区数据显示，北京拥有大学本科及以上学历的人数达到了10．3％，上海的比例是8．8％，而广东的比例仅有4．2％，不足北京和上海的一半。家庭变量特征方面，家庭收入的增加对非医疗消费有正向效应，其中上海地区的正效应最大，广东居中，然后是北京。这可能跟各地的收入水平有关。2008年的调查数据显示上海家庭的人均年收入最高，约2．1万元；广东居中，约1．4万元；北京最低，约1．3万元（北京大学中国社会科学调查中心，2010）。

五、简短的结论和建议

第2篇

关键词：老龄化；医疗消费；就诊决策；医疗支出

Abstract:ThispapermakesafieldsurveyofJiangsuprovincewheretheagingextentishighandanalysesthemedicalconsumptionoftheoldpeopleintheruralareaontheTwopartModel.Theresultshowsthatthephysiologicalfeaturesanddiseasemodesofoldpeoplemakethemfacewithmorehealthrisksandneedmoremedicalconsumption.Also,theindividualandfamilysituations,income,health,theseverityofillnessesandthequalityofmedicalservicehavedecisiveinfluencesupontheoldpeople’smedicalconsumptionintheruralarea.

Keywords:aging;medicalconsumption;decisiontoseeadoctor;medicalcareexpenditure

一、研究背景

目前，中国老龄化速度居世界首位，伴随着老年人口规模日益庞大和老龄化速度快速提高，社会在养老保障、老人福利设施和医疗卫生服务体系等方面面临着巨大的挑战。江苏是全国较早进入老龄社会的省份之一，根据全国人口变动情况抽样调查数据，2006年，全国老年人口抚养比①为12.72%，江苏省老年人口抚养比为14.95%，名列全国第4，其中，农村老年抚养比达到17.83%，高出城市6.16%。农村老龄化速度快于城镇的原因在于农村剩余劳动力向城镇转移的过程中，转移的主要对象是年轻人，农村和城市的年龄结构也因此发生了变化。20世纪70年代，世界卫生组织提出了“健康老龄化”的概念，强调人在进入老年阶段后应继续保持健康的身体状况。因此，在老龄化的背景下探讨农村老龄人口这一特殊群体医疗服务的消费具有重要意义。

现有文献对老年人健康状况和医疗服务利用的研究主要是对老年人生活质量、医疗消费和就医状况的分析，顾大男基于1998年中国高龄老人健康长寿调查数据，分析了中国高龄老人患病能否得到及时医治的状况，结果表明农村高龄老人不能得到及时医治的比例略高于城镇［1］；任远初步探索了老龄消费市场的特征，提出老龄人口由于生理衰老形成了以“护理服务”、“护理商品”和“护理设施”消费为主的老衰老龄市场［2］。然而，现有相关文献大多仍主要集中于对城市老年人医疗需求和医疗服务利用的研究［3-5］，缺乏对江苏省这一老龄化水平较高的地区的分析，对江苏省老年人医疗与健康相关问题的研究仅见于黄润龙等，他们对江苏省高龄老人健康状况的进行了分析，探讨了高龄老人的婚姻、家庭、性格和精神需求、生活自理能力、饮食习惯、生活方式及健康状态等问题［6］。本文在现有研究的基础上，根据实地调研数据，分析江苏省农村老年人医疗消费的特征，构建两部模型对农村老年人医疗消费行为进行实证分析，探讨老年人就诊决策与医疗支出的影响因素，为政府应对农村老龄化公共医疗卫生服务的决策提供依据。

二、农村老年人医疗消费的特征

本文数据来源于2007年11月对江苏省北部5市（每市各选择一县：新沂、东海、涟水、泗洪和响水）农村居民(包括年轻人样本和老年人样本)健康状况及医疗消费的调查。调查内容包括农村居民的个人和家庭特征、社会经济状况、健康状况、医疗消费情况、参加合作医疗的情况等。调查实行面对面询问填写调查表的形式，样本兼顾了各村的经济发展水平、农户收入水平和居民年龄结构等，最后获得985个农村居民有效样本，其中，18～59岁的年轻人样本为803个，60岁以上的老年人样本为182个。本文采用了老年人样本进行研究，总结了调查地区农村老年人医疗消费的特征：

1.老年人健康状况较年轻人更差，慢性病发病率较高

居民对医疗服务的消费来源于对自己健康状况的改善或保持，这是政府应对人口老龄化问题而制定相关医疗卫生服务公共政策的出发点。调查结果显示（表1），农村老年人自我评价健康状况为一般的比例最多，约占总样本的38%，自我评价差和良好的比例相当，自我评价健康状况非常好的比例最少，仅占8.24%。老年人样本和年轻人样本相比，年轻人自评健康状况差的比例比老年人低18.4%，而自评健康状况为良好和非常好的比例均明显比老年人的高。从有无慢性病指标来看，老年人样本有慢性病的比例占40.11%，远远高于年轻人，而且，老人所患慢性病病种主要是慢性疼痛、心血管疾病、呼吸道疾病和糖尿病4种。

2.老年人患病的概率高，但因经济困难应就诊未就诊的可能性也较高

调查结果显示，在过去一年里，有86.26%的老年人生过病，但在患病的样本中，只有87.90%的老年人前往诊所或医院就诊，有12.1%的样本应就诊未就诊；在就诊的样本中，看门诊的比例占到85.51%，住院的比例占14.49%。然而，年轻人患病的概率略低于老年人，进一步分析显示，老年人应就诊未就诊的原因大多是经济困难，占各种原因的57.14%。

3.老年人医疗支出较高，但收入水平较低，疾病经济负担更为严重

调查样本的老年人在过去一年的医疗支出均值为1361.66元，高出年轻人403.15元。然而，调查样本的老年人家庭人均纯收入为2819.4元，比年轻人家庭人均纯收入低603.63元。这说明，老年人的疾病经济负担更为严重，他们会将更多的钱用于看病就医。

从以上分析可以看出，老年人生理机能逐渐发生衰退，患病的概率较高，具有较高的医疗服务需要，但由于老年阶段收入较低，面临更为严重的疾病经济负担，因此，老年人群因为经济因素导致的应就诊未就诊的问题更为突出。

三、老年人口医疗消费的影响因素

根据老年人的生理和消费特征以及医疗产品自身的特征，本文将影响老年人医疗消费的因素分为以下几类：

1.个人和家庭特征

影响医疗服务需求的个人和家庭特征包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况和家庭人数。在世界上大多数国家，男性的预期寿命均低于女性，这可能是生理因素决定，也可能是男性在年轻的时候对身体的折旧更大；生老病死的生理规律决定了个体随着年龄的增大将需要更多的医疗服务，年龄程度不同，对医疗服务的消费也可能会存在差异；受教育程度也可能对医疗消费有潜在的影响，越是受过较好教育的人越有预防和就诊的意识，他们生病带来的机会成本更高，同时，受过较好教育的人可能已经具备更好的自我护理能力而拥有良好的身体状态，因此相对减少了他们患病后的医疗服务支出；单身的老年人更容易产生孤独感，可能会影响到他们的健康状况从而影响到医疗消费；另外，文献研究表明，家庭人数也是医疗服务消费重要的影响因素之一，人数多的家庭得到其他家庭成员的关怀和照顾更多，有利于老年人优良健康状态的保持，减少医疗消费。

2.健康状况与疾病特征

老年人医疗消费这一购买行为来源于对医疗产品或服务的需要，其功能在于延长寿命、恢复和保持良好的健康状况。因此，健康状况与疾病特征是影响医疗消费的重要因素。老年人首先感知到的健康问题决定他是否进入医疗服务市场，本文采用自评健康状况、慢性病史和疾病严重程度3个变量反映老年人对自己是否需要消费医疗服务的感知。健康状况差或患有慢性病的老年人平时可能会更关心自己的身体状况，更注重医疗服务方面的消费，慢性病患者会长期服用相关药物，疾病的严重程度反映了对医疗服务需求的强度，所患疾病不严重时，老年人可能觉得没有必要就诊，当感知到疾病越严重时，他们就诊的可能性越高。

3.经济因素

影响医疗消费的重要变量还包括经济因素，例如，收入、价格和是否参加合作医疗等。收入增加意味着支付能力提高，这将促进居民医疗服务消费。大量研究表明，医疗产品是一种正常商品，医疗品价格的下降会促进人们对医疗品的消费。医疗保险与医疗服务需求之间的联系主要依靠医疗服务价格的变化来实现，因此，要获得医疗保险对医疗服务需求的作用的相关信息，关键取决于医疗服务需求的价格弹性。老年医疗保险是一种疾病经济风险分摊的形式，这种第三方支付的特征间接地降低了老年人支付的医疗服务价格，当前在中国农村实行的新型农村合作医疗就具有这样的功能。

4.生活方式

2003年，世界卫生组织提出了8项不良的生活方式，包括吸烟、饮酒、滥用药物、体育活动少、高热量和多盐、轻信巫医、社会适应不良和破坏生物节律。吸烟会导致癌症、冠心病、肺病等疾病，目前，烟草的使用是世界死亡增长最快的原因之一；过度饮酒对人体肝脏和脑神经的危害最大，导致肝病、心脑血管疾病。

5.医疗服务的可及性和质量

老年人的身体活动能力远不如年轻人，因此，前往医疗机构就诊的方便程度也是影响他们是否就诊的一个重要因素。以医疗支出来测度的医疗消费，其内涵不仅包括数量，也暗含了质量，因此，考虑医疗支出的决定因素时应加入医疗服务质量因素。治疗效果或许是医疗服务质量的最直接的指标，但难以量化，较直观的测评方法是老年人对医疗机构服务质量和服务态度的评价。四、农村老年人口医疗消费行为的实证分析

1.模型选择

本文选取两部模型法，采用是否就诊和医疗支出两个指标考察老年人的医疗消费行为，其依据主要在于医疗支出有别于其他一些变量具有特殊的分布特征。第一，在一定时期内，有相当一部分居民没有进行医疗消费，即医疗支出为零，然而，这部分零医疗支出是实际支出而并非潜在支出，因此，不能选用类似工资方程的Heckman两阶段法；第二，非零医疗支出高度有偏，这反映了如果采用线性回归将导致模型残差也不服从正态分布，不满足线性回归的基本假设。本文的调查结果显示，老年人医疗支出的均值为1361.66元，标准差为4135.935，偏度系数为6.5332，峰度系数为49.6532，这说明调查样本的老年人医疗支出也呈非正态分布。由兰德实验室提供的两部模型法解决了以上问题，它将居民医疗消费行为分成两阶段，第一阶段为就诊概率模型，分析是否就诊的决策行为，公式(1)中Ii表示第i个人就诊的概率，当Ii＞0时，医疗支出为正，Xi为第i个个体的特征变量。第二个阶段为医疗支出模型，分析医疗支出水平的决定因素，公式(2)中MEDi为第i个人的医疗支出，第二阶段的方程只有在第i个人就诊的条件下才成立［7］。

Ⅰ：Ii=Xi+βlE1i,E1i～N(0，1)(1)

Ⅱ：1nMEDi=Xiβ2+ε2i,ε2i～N(0，σ2)(2)

模型的第二阶段将医疗支出取对数，一定程度上改善了医疗支出的非正态分布。对本调查老年人医疗支出取对数后进行正态性检验，偏度系数为0.022，峰度系数为2.37，卡方值为3.93，相伴概率p值为0.1404，这说明取对数后的医疗支出已服从正态分布。

2.回归结果分析

根据两部模型和江苏省农村老年人的调查数据，构建了就诊概率模型和医疗支出模型，模型回归结果如表2。就诊概率模型为probit模型，因变量设定为是否前往医疗机构就诊（是=1，否=0）；医疗支出模型为对数线性模型，因变量为医疗支出的对数。

首先看就诊概率模型，模型通过了联合性检验，回归总体是显著的。变量“性别”、“受教育程度”、“家庭人数”、“家庭人均纯收入”、“是否参加合作医疗”和“疾病的严重程度”通过了显著性检验，是影响江苏省农村老年人就诊决策的主要因素。女性就诊的概率高，这可能是因为老年人中女性患病的概率更高，也有可能是在女性和男性老年人都患病的情况下，女性更注意对疾病风险的规避而寻求医疗消费。变量“受教育年限”的系数符号为负，说明文化程度低的老年人就诊的概率较高，这可能是因为文化程度低的老年人本身身体状况更差，更容易生病就诊。家庭人数与就诊概率呈负相关，这说明家庭规模越大，可以降低老年人就诊的概率，这可能是因为家庭人数多的老年人身体更健康，生病后得到子女的照顾也充分，因而同等情况下比家庭人数少的老年人就诊的可能性更小。变量“家庭人均纯收入”的系数为正，说明在其他情况不变的条件下，经济水平的提高可能会促进老年人医疗消费，通过计算弹性值，老年人就诊概率的收入弹性为0.033，说明当老年人家庭人均纯收入提高1%，就诊概率提高0.033%。“是否参加合作医疗”也是影响老年人就诊决策的主要因素，新型农村合作医疗对医疗费用实行分段按比例报销，这相当于降低了老年人医疗消费的价格，因而能促进老年人就诊的概率。本文将全部样本疾病的严重程度分为4类：没生病、轻微、一般和严重，回归结果显示，疾病的严重程度是老年人就诊的主要影响因素，所患疾病越严重，老年人就诊的概率越高。另外，变量“年龄”、“单身”、“医疗服务价格”、“健康状况”、“慢性病”、“吸烟”、“饮酒”和“交通时间”均未通过显著性检验，不是影响老年人就诊决策的主要因素。

模型二医疗支出模型也通过了联合性检验，回归总体是显著的。布罗施—帕甘(Breusch-Pagan)检验结果为卡方值0.10，相伴概率为0.7473，表明模型不存在异方差；方差膨胀系数（VIF）均值为1.99，最大值为4.72，表明模型不存在多重共线性。总的来说，“教育年限”、“健康状况”、“疾病严重程度”和“医疗服务质量”是老年人医疗支出的决定因素。老年人受教育年限与医疗支出呈正相关，说明文化程度越高的老年人在医疗产品或服务上的支出越多；老年人健康状况越差，医疗支出越高；所患疾病越严重，医疗支出越多；医疗服务质量越高，医疗支出也越高。其他变量未通过显著性检验，不是老年人医疗支出的决定因素。从符号上看，男性的医疗支出比女性更高；老年人随着年龄的增大，医疗支出越高；单身的老年人医疗支出更高；家庭人数越多，家庭中老年人的医疗支出越低；家庭人均纯收入越高，家庭中老年人医疗支出越低，可能的解释是收入增加带来的健康效应使老年人身体健康状况更为优良，因而医疗支出更低，这在封进等的研究中已得到证明［8］，她将收入水平对医疗支出的影响分为两种效应：一是直接效应，即收入水平的提高使得居民对健康的需求增加，因而医疗支出水平更高，二是间接效应（健康效应），即通常收入较低的人健康状况较差，出于对风险的规避，医疗支出较高。本文的结果证明了在本次调查中，收入水平对医疗支出的作用表现为间接效应大于直接效应，即收入水平的提高改善了居民的健康状况，使得医疗支出较低。医疗服务价格对老年人医疗支出的价格弹性为-0.2094，表明当医疗服务价格降低时，会促进老年人对医疗品的消费，医疗支出增加。老年人参加合作医疗会增加老年人的医疗支出，这是因为虽然合作医疗降低了医疗服务的价格，但促进了对医疗服务数量的消费而导致医疗支出较高。另外，吸烟的老年人医疗支出更低，饮酒的老年人医疗支出更高；老年人到服务态度较好的医疗机构就诊，其医疗支出也较高。

五、结论与政策含义

农村人口老龄化速度的加快带来了一系列的老年人问题。江苏省是全国率先进入老年社会的地区之一，目前的老年人口规模庞大，老龄化水平也较高，因此，研究江苏省老龄化过程中老年人医疗消费问题具有代表性，本文的研究得出了以下结论和政策含义：

第一，与其他年龄群体相比，老年人特有的生理特征和疾病模式决定了老年人群面临更大的健康风险，老年人的健康状况更差，患慢性病的概率更高，更注重医疗和服务方面的消费。但由于老年人收入水平较低，因经济困难应诊而未诊的可能性也较年轻人更高，疾病经济负担更为严重。本文认为，对于社会来讲，老年人问题的本质不是人口老龄化本身，而是对社会养老保障、老年人医疗卫生服务体系、老年人福利等制度的挑战。

第二，一般来说，受传统的思想观念影响，老年人更希望自己儿孙满堂、人丁兴旺，亲情对老年人良好健康状况（包括生理、心理和精神）的保持有积极作用。实证分析表明，家庭规模大有利于减少老年人对医疗的消费，医疗支出也较低。如果我们能为老人提供一个温暖的家庭氛围，为独居的老人提供家庭式集体生活的福利院，使老年人感受到家的温暖，是社会应对老龄化过程中减少老年人医疗消费的一个有效手段。目前，政府对老年人救助的供养方式一般分为家庭供养和集体供养，本文的结论为集体供养提供了一个科学依据。

第三，收入水平的提高会使老年人更倾向于规避疾病风险，导致就诊概率增加，但由于收入带来的间接效应大于直接效应而导致经济状况好的老年人健康状况更好，具有更低的医疗支出。因此，相应的政策含义是通过提高老年人的收入水平和生活质量，促进老年人对医疗服务的利用，这样可以降低医疗支出，节约社会医疗资源，有效地控制社会医疗卫生费用。

第四，控制医疗服务价格可以促进老年人对医疗服务的利用，使经济困难应就诊而不能就诊的老年人能进入医疗市场就医，使他们获得充分的治疗。目前实施的新型农村合作医疗政策就是通过降低医疗服务价格，给予居民补贴，促进了老年人医疗服务的利用。

第五，实证分析也表明，医疗服务质量也是影响医疗支出的重要因素之一，这验证了医疗支出本身已包含医疗服务质量这一要素，为我们以后研究医疗支出的决定因素时需要考虑医疗服务质量提供了依据。

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