基于ELES模型的福建省农村居民医疗保健消费分析

乔红芳，骆婷婷

（闽南师范大学商学院，福建漳州，363000）

基于ELES模型的福建省农村居民医疗保健消费分析

乔红芳，骆婷婷

（闽南师范大学商学院，福建漳州，363000）

基于福建省2000～2013年不同收入等级的农民消费数据，采用ELES模型对全省农民的医疗保健消费进行了分析。结论表明：医疗保健的边际消费倾向仅仅为0.0255，且随着农民其收入的提高而不断降低；收入弹性为0.7028，表明该消费属于生活必需品，两种弹性均位于八类消费品的倒数第二位。医疗保健消费的自价格弹性为-0.4132，表明该消费缺乏弹性，且所有交叉价格弹性都为负值，说明其他消费品对其而言都是替代品，其中食品和居住的价格对其影响较大。医疗保健的基本需求支出为118.46元，比食物低998.49元，在八类消费支出中位列倒数第三。不同收入组别的医疗保健支出分布不均衡，低收入农民的基本医疗刚刚得到满足，高收入农民的医疗保健消费则是基本需求支出的2.49倍，支付能力较强。

ELES模型；医疗保健支出；边际消费倾向；收入弹性；基本需求；价格弹性

一、文献述评

在农民的吃饭问题已解决的情况下，农民的医疗保障问题日益突出。面对医疗消费的不断攀升，农村医疗机构服务质量低下，农民因病返贫的现象不断增加。而在保障了农民的基本生活需求后，能否解决好广大农村人口的医疗问题，将直接影响到我国农村的经济发展和社会稳定。

国内学者对农村居民医疗消费的探讨已有不少的研究成果。刘雅静强调解决好医疗消费问题的重要性，并从理论研究、实证研究和学术观点三个方面进行了相关研究。［1］张建平回顾了我国农村合作医疗制度的变迁过程，探讨国外的有益经验，并从市场供需和运作模式等方面给予政策建议。［2］张书云应用消费经济学理论，通过VAR模型和AIDS模型研究了收入、城镇化水平和政府支出对我国农村居民消费需求的影响。［3］吴冰等基于ELES模型利用我国2002～2007年城镇和农村居民的医疗消费数据，经过测算和分析认为我国医疗保健体系的症结在于高涨的价格使得低收入层的经济负担过重和过于单一的供给，抑制了高收入层的医疗需求并存。［4］朱航宇等采用扩展线性支出模型分析了我国2003年城镇居民各项消费支出及可支配收入的截面数据，并测算了当年城镇居民消费的收入弹性和价格弹性等。［5］陈明等采用ELES模型对不同地区的新型农村合作医疗的贫困线水平进行了测算，并对测算出的基本消费支出与实际消费支出进行比较分析。［6］成志刚等利用参数改进型的ELES模型，运用湖南省的相关数据测算新型农村社会养老保险的适度保障水平，并将测算结果与实际保障水平进行比较分析。［7］刘旭宁基于ELES模型利用2002～2007年我国城镇居民各项医疗消费支出的数据，对我国城镇居民的医疗保健消费需求进行了分析。［8］吴焕等、［9］俞威等则选取特定省市特定年份的农村居民的医疗消费进行分析，对农村居民的最低医疗消费进行了测度。［10］

从研究方法来看，有定性研究和实证研究两种。从研究对象来看，有农村合作医疗制度变迁及完善、最低医疗消费需求测算、医疗消费需求分析等。从实证模型选择来看，有ELES模型、AIDS模型和VAR模型三种。从分析的数据类型来看，有截面数据和混合截面数据（面板数据）两种。本文选择福建省农村居民的医疗保健消费作为研究对象，考虑到仅使用某年的截面数据分析并不能较好地反映该项消费的变化趋势，因此，选择了混合截面数据，运用当前较为流行的ELES模型进行了相关研究。基于福建省2000～2013年不同收入等级的农村居民消费数据，构造了ELES模型对全省农村居民的消费结构情况进行研究，侧重分析了全省农村居民医疗保健消费的边际消费倾向、基本需求、收入弹性、自价格弹性以及交叉价格弹性，以期全面掌握全省农村居民的医疗保健消费情况。

二、福建省农村居民医疗保健消费的趋势分析

表1列示了福建省2000～2013年福建省农村居民医疗消费支出情况及其占消费总支出的比重。相关数据来源于历年《福建省统计年鉴》，以2000年为基期，采用医疗保健消费价格指数对相关数据进行处理，将当年价转化为2000年不变价。从不同收入组别农民所花费的医疗消费支出绝对额来看，14年间低收入组的医疗消费支出均值最低，为140.50元，接下来依次是中低收入组、中等收入组和中高收入组，医疗消费支出均值最高的是高收入组，仅为295.43元。可以发现：农民医疗保健支出与其收入水平呈正相关关系，收入越高，医疗保健支出绝对额越大。此外，低收入组农民的医疗消费支出比重最高，达到5.44%，接下来依次是中低收入组、中高收入组和高收入组，中等收入组的医疗消费支出比重最低，为4.59%。除中等收入组外，其余组别医疗消费支出比重基本遵循的规律是：收入越高，消费支出比重越低。该结论有其合理性，收入越高，用于医疗保健消费的支出绝对额越大，但可能也只占到其收入中的一个小部分。

从时间变化趋势上看，大致分为三个阶段：2000～2003年医疗消费支出比重呈现逐年增长态势，年均增长率为6.04%；2004～2009年医疗消费支出比重波动较大，涨跌不一；2010～2013年间亦呈现逐年增长的趋势，年均增长率为7.04%，比2000～2003年高出1个百分点。2000～2006年间低收入组和中高收入组的医疗消费支出变化趋势大致相同，呈现出“降-升-降-升”的特点；中低收入组和高收入组的医疗消费支出变化趋势大致相同，呈现出“升-降-升-降-升”的特点。然而，2007～2010年间低收入组和中高收入组、中低收入组和高收入组的医疗消费支出增减趋势则恰恰相反，低收入组医疗消费支出减少的年份刚好是中高收入组医疗消费支出增加的年份，中低收入组和高收入组亦是如此。2011年之后各收入组别的医疗消费支出均呈现上涨趋势。中等收入组，除2003和2006年外，其余年份的医疗保健支出均呈现增长态势，只是各年的增速高低不一，差异较大，如2004年增速高达43.6%，2004年只有4.3%。14年间，中低收入组别农民的医疗保健支出年均增长速度最高，为13.01%，接下来依次是中高收入组的12.26%、高收入组的11.06%、中等收入组的10.57%，年均增速最慢的是低收入组，为10.22%。

三、ELES模型构建及其参数估计

（一）ELES模型

英国经济学家Stone于1954年提出了线性支出系统（LES）模型，该模型将理论与经验研究完美结合，具有更好的理论基础。Lluch在此基础上，把储蓄看作一种物品，直接引入效用函数，对其进行发展，形成了扩展线性支出系统（The Extended Liner Expenditure System，ELES）。［11］

该模型（ELES）的形式为：

表1 2000～2013年农村居民医疗消费支出数据单位：元%

其中，pi是第i种消费品价格；qi是第i种消费品的人均需求量；ri为第i种消费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种消费品的边际消费倾向。

该模型在具体应用时，还需要变形。将式（1）变形得：

对式（2）两边对i求和，得：

将式（4）代入式（2）中，得：

式（5）为第i项消费的基本消费支出水平。

（二）ELES系统参数估计

2000～2013年按收入高低五等分组的农村家庭消费基本情况数据以及农村居民的分类消费价格指数来源于历年《福建统计年鉴》。其中：以各类消费价格指数分别对相应的各项消费支出进行平减，农民的人均纯收入以及消费支出总额以农村居民消费价格指数中进行平减，全部转化成2000年价格。假定V1、V2、V3、V4、V5、V6、V7和V8分别代表：食品、衣着、居住、家庭设备用品及服务、交通通讯、文教娱乐用品及服务、医疗保健、其他商品和服务八类消费支出。使用Eviews7.2软件处理成混合截面数据（Pooled data），利用最小二乘法进行估计，经测算得到ELES模型的各项系数见表2。

从ELES测算结果来看，各方程待估参数的符号均符合经济意义。在显著性水平为10%的情况下，除了V4和V5中α的P值较大外，其他消费品方程估计的参数均显著，且大部分参数的P值都接近于0，可以通过显著性检验。从方差分析来看，各方程的F值均较大，F值对应的P值均为0。从修正的可决系数来看，医疗保健消费方程的修正R2最低，也达到0.6904，食品消费方程的修正可决系数最高，为0.9598，说明各类消费品方程的拟合程度相对较好。可见，该模型参数估计结果是可信的，可作为下文继续分析计算的依据。利用估得的参数值可推导出边际消费倾向、需求收入弹性、基本需求支出、自价格弹性以及交叉价格弹性等指标。

表2 ELES系统参数估计结果

表3 各项消费支出的边际消费倾向与边际消费份额

四、基于ELES模型对医疗保健消费的分析

（一）边际消费倾向分析

一般而言，各类消费都会随着收入的增加而增加，但其增加幅度的大小可通过各自的边际消费倾向来衡量（MPC）。前文估算得到的β∗i就是MPC，它是各消费曲线的斜率。依据边际消费倾向，可通过式（6）计算边际预算份额，计算结果见表3。

从表3可以发现，福建省农村居民的总边际消费倾向为0.4881，这表明：在其他影响因素不变的情况下，福建省农村居民每增加100元的纯收入，用于生活消费的数额为48.81元，用于储蓄或生产性投资为51.19元。其中：食品消费支出的边际消费倾向最高，为0.1189，接下来依次为交通通讯（0.0938）、居住支出（0.0895）、文教娱乐用品及服务（0.0541）、衣着消费（0.0494）、家庭设备、用品及服务（0.0406）、医疗保健（0.0255）、其他商品和服务消费（0.0163）。根据边际消费预算份额的排序可知，当福建省农村居民收入增加时，新增的购买力主要应用在食品、交通通讯和居住支出上。

如果不考虑其他商品或服务消费，本文研究的医疗保健支出的边际消费倾向和边际消费预算份额分别为0.0255和0.0522，均位于倒数第一，这意味着当农民收入增加时，用于医疗保健消费的支出增长最少，表明农村居民的医疗保健的消费最弱。这可能由两个方面的原因造成：一是农村居民的自我保健意识较弱，大部分居民很少进行常规的体检，通常都是罹患了某种疾病后才去治疗，购买力相对不足。二是农村居民医疗消费的购买力较为低下，“看病难看病贵”的现象在农村地区的表现尤为突出，对许多农民而言，医疗消费更多类似于奢侈品。

对不同收入组别2000～2013年的医疗保健支出分别建立变系数模型、变截距模型以及截面个体不变系数模型，得到的残差平方和S1=73137.2、S2= 124407.6、S3=261565.1，经计算得到F2=19.32、F1= 10.52。给定5%的显著性水平，查F分布表得到的临界值为F（8，60）=2.1、F（4，60）=2.53。故经过上述检验，可发现应建立变系数模型。在此基础上假定模型为固定效应模型，然后使用Eviews7.2软件检验固定效应“冗余”假设是否成立，检验结果见表4。

表4 固定效应“冗余”假设检验

由于截面和时间的拒绝概率都很大，因而不存在个体和时间效应。通过变系数模型估计各收入组别的边际消费倾向，各参数的P值均为0。经比较可发现：低收入组的边际消费倾向最高0.0771，接下来依次是中低收入组（0.0473）、中等收入组（0.0384）、中高收入组（0.0371）及高收入组的边际消费倾向最低为0.0270。这意味着，福建农民的边际消费倾向大小与其收入呈反方向变化关系，收入越高，边际消费倾向越小。这可能是因为高收入农民的潜在医疗消费能力相对较强，所以当收入增加时他们更加侧重于享受型消费，如购买更有营养的食物、改善已有的居住条件或交通通讯手段、购买漂亮的衣服等等，即便发生疾病时他们也更有能力去消费相应的医疗支出。而对于低收入的农民而言，当收入增加时，更侧重于配置基础消费品，如食物及医疗等。

（二）收入弹性分析

需求收入弹性是被用来表示消费者对某种商品需求量变动对收入变动的反应程度。其计算公式如式（7）：

表5列示了福建省农民的平均各类消费支出额及其收入弹性情况。可以发现，食物支出占人均纯收入的比重最高，为0.2733，其次是居住和交通通讯，而医疗保健消费支出的比重仅仅为0.0363，在八类消费中排名倒数第二。这八项消费的收入弹性都大于0小于1，表明它们都是属于生活必需品。其中，医疗保障消费的收入弹性为0.7028，位于这八项消费的倒数第二位，仅高于食品消费0.4350。这说明农村居民收入每增长1个百分点，医疗保障消费仅增加0.7028个百分点，医疗保障消费的增长幅度小于收入的增长幅度。这不能理解为农民对于医疗保障消费已经得到了满足，而是在一定的收入下为了节省开支，会将新增收入更多配置到其他消费品上，而对该医疗保健消费量相对不足。

表5 历年各人均家庭纯收入和消费额的均值及其占收入的比例

表6 ELES系统参数估计结果、基本需求和其占总需求的比例以及收入弹性

（三）基本需求分析

表6列示了八类消费品的基本需求支出情况。从测算结果看，食物的基本需求最大，为1116.95元，几乎占据了总基本需求的半壁江山，其次是居住，也仅为307.77元，而医疗保健的基本需求支出为118.46元，在八类消费支出中位列倒数第三，比食物支出低了998.49元。就低收入组别农民的实际消费支出而言，食物和文教娱乐用品的实际支出低于该类消费的基本需求，包括医疗保健支出在内的其他消费均高出其基本需求，其中：医疗保健实际支出仅比基本需求高出22.04元。这表明，福建省低收入组别农村居民医疗保健消费是比以往有了较大的提升，但是相对于其他支出而言，仍显不足，因为医疗保障消费仅仅占到总需求的5.04%。而高收入组该项消费数据为295.43元，是低收入组家庭的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。这说明，不同收入组别的医疗保健支出分布不均衡，低收入农村居民的基本医疗刚刚得到满足，而高收入农民家庭的该项消费支付能力较强。

（四）价格弹性分析

某类消费品的价格弹性分为两种：自价格弹性和交叉价格弹性。自价格弹性是指某种商品的需求量对自身价格变动的反应灵敏程度，其计算公式见式（8）；交叉价格弹性是指某种商品的需求量对其他相关商品价格变动的反应灵敏程度，其计算公式见式（9）：

表7列示了福建省农村居民八类消费的价格弹性系数。从自价格弹性来看，医疗保健消费的自价格弹性为-0.4132，说明医疗保健消费的价格每增加1个百分点，该项消费需求量下降0.4132个百分点，属于缺乏价格弹性的消费品。对农村居民而言，医疗保健消费属于生活必需品，其消费量的多少更多的取决于居民自身的健康程度，无论其价格是否上涨，特定的医疗支出都是必须的，因而其与价格间的关系相对偏弱。此外，医疗保健消费的自价格弹性仅仅高于食物，而低于其他消费品的价格弹性。这一结论与我们的常识也是吻合的。农村居民可能会因为其他商品价格的减少而大幅减少对其消费，也有可能因为看病贵而延缓治疗的时间，却不可能因为食物价格的上涨而大幅度减少对食物的消费。从交叉价格弹性来看，所有消费品的弹性都为负值，说明其他消费品对医疗保健消费而言都是替代品。其中，食品价格的上涨对医疗保健消费需求的影响最大，交叉价格弹性为-0.1448，说明食品价格上涨1个百分点，医疗保健消费需求下降0.1448个百分点。其次是居住，弹性为-0.0399，仅仅为食品交叉价格弹性的28%，下降幅度非常大。接下来从高到低依次为交通通讯（-0.0331）、文教娱乐（-0.0281）、衣着（-0.0197）、家庭设备用品（-0.0144）、其他商品和服务（-0.0094）。这意味着医疗保健消费需求受食品和居住价格的影响较大，因为农民只有在保障了温饱和一定的居住环境之后，才可能考虑到是否需要或是支付维系健康的

表7 福建省农村居民医疗消费支出的交叉价格弹性

医疗消费。

五、结论分析

基于福建省2000～2013年不同收入等级的农村居民消费数据，采用了ELES模型对福建省的农村居民消费结构情况进行研究，侧重分析了福建省农村居民医疗消费的边际消费倾向、基本需求、收入弹性、自价格弹性以及各种交叉价格弹性，得出以下结论：第一，从边际消费倾向看，农民的总边际消费倾向为0.4881，医疗保健的边际消费倾向位于八类消费品的倒数第二位，仅仅为0.0255，这意味着人均纯收入每增加100元，医疗保健消费仅增加2.55元，增加幅度较小。此外，边际消费倾向也因农民所处收入组别的不同而表现各异，低收入组农民的最高，高收入组农民的最低，表现出“收入越高，边际消费倾向越小”的规律特点。第二，从收入弹性上看，农民各类消费的收入弹性都介于0和1之间，说明各类消费品都属于生活必需品。其中，医疗保健消费的收入弹性为0.7028，位于这八项消费的倒数第二位，仅高于食品消费的0.4350。第三，从基本需求上看，食品的基本需求最大，为1116.95元，几乎占据了总基本需求的半壁江山，而医疗保健的基本需求支出为118.46元，在八类消费支出中位列倒数第三，比食物支出低了998.49元。此外，不同收入组别的医疗保健支出分布不均衡，低收入农民的基本医疗刚刚得到满足，而高收入农民的医疗保健消费是基本需求支出的2.49倍，支付能力较强。第四，从价格弹性来看，医疗保健消费受自身价格的影响大于其他消费品价格。医疗保健消费的自价格弹性为-0.4132，说明医疗保健消费的价格每增加1个百分点，该项消费需求量下降0.4132个百分点，属于缺乏价格弹性的消费品；所有的交叉价格弹性都为负值，说明其他消费品对医疗保健消费都是替代品，其中，食品和居住价格对医疗保健消费需求的影响较大。

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C912.82

A

福建省社科规划一般项目“‘百姓富’与‘生态美’协调发展研究”（2014B038）

乔红芳（1982-），女，博士研究生，讲师，研究方向为宏观经济计量。