中國(guó)家庭醫(yī)療消費(fèi)擠出效應(yīng)的實(shí)證研究*

唐 琦 秦雪征

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中國(guó)家庭醫(yī)療消費(fèi)擠出效應(yīng)的實(shí)證研究*

唐 琦 秦雪征

（北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 北京 100871）

本文使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（2013）數(shù)據(jù)分析醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”，按統(tǒng)計(jì)年鑒標(biāo)準(zhǔn)將家庭的非醫(yī)療消費(fèi)劃分為七個(gè)門類，以醫(yī)療消費(fèi)為解釋變量，對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)及不同類型的消費(fèi)進(jìn)行回歸，并使用工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。結(jié)果顯示，對(duì)于中老年家庭而言，醫(yī)療消費(fèi)的增加并不會(huì)“擠出”非醫(yī)療消費(fèi)，但是會(huì)顯著減少家庭儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)，增加家庭債務(wù)，對(duì)大多數(shù)類型的消費(fèi)雖然沒(méi)有影響，但是會(huì)減少食品和衣著消費(fèi)。進(jìn)一步地，本文將“擠出效應(yīng)”的作用渠道分為“收入效應(yīng)”與“替代效應(yīng)”，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療消費(fèi)對(duì)食品和衣著消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”主要由“收入效應(yīng)”構(gòu)成，而“替代效應(yīng)”的影響并不明顯。本文的研究檢驗(yàn)了“生命周期理論”的合理性。

家庭消費(fèi) 醫(yī)療消費(fèi) 擠出效應(yīng) IV-TOBIT模型

一、引 言

家庭是人類社會(huì)構(gòu)建的基本單元，家庭的消費(fèi)行為是家庭成員提出建議、解決分歧、協(xié)商統(tǒng)一的結(jié)果。因此，在研究消費(fèi)問(wèn)題時(shí)，往往需要從微觀數(shù)據(jù)的層面上分析家庭的消費(fèi)行為。

醫(yī)療消費(fèi)作為一種家庭消費(fèi)，與其他類型的消費(fèi)有著較大的不同之處，最主要地體現(xiàn)為醫(yī)療支出是家庭成員在面臨醫(yī)療救治時(shí)被迫做出的消費(fèi)決策。在由家庭的收入與財(cái)產(chǎn)所決定的預(yù)算約束給定的情況下，醫(yī)療消費(fèi)可能會(huì)對(duì)其他消費(fèi)種類產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。家庭在面臨醫(yī)療支出時(shí)可能會(huì)減少某些支出和消費(fèi)以應(yīng)急。

雖然，近些年來(lái)，我國(guó)的醫(yī)療保險(xiǎn)制度不斷完善，居民醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋面不斷擴(kuò)大，報(bào)銷比例不斷增加。然而醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷之外，居民也要需要支付一定的自付金額，因而醫(yī)療消費(fèi)對(duì)于其他消費(fèi)種類的侵占與擠出作用似乎是不可避免的。國(guó)務(wù)院扶貧數(shù)據(jù)顯示，截至2015年，中國(guó)7000萬(wàn)貧困農(nóng)民之中，因病返貧的占42%。①醫(yī)療支出的增加也會(huì)導(dǎo)致家庭積蓄減少，家庭債務(wù)負(fù)擔(dān)加重等嚴(yán)重問(wèn)題，這是導(dǎo)致返貧的重要原因。同時(shí)，醫(yī)療消費(fèi)的增加可能會(huì)擠占其他消費(fèi)資源，導(dǎo)致家庭生活標(biāo)準(zhǔn)下降，在多個(gè)維度上導(dǎo)致貧困。

不過(guò)，醫(yī)療消費(fèi)是否具有“擠出效應(yīng)”，在不同的消費(fèi)理論下，可以得到不同的結(jié)論。Keynes（1936）較早提出的“絕對(duì)收入假說(shuō)”認(rèn)為，一定比例的收入會(huì)轉(zhuǎn)變?yōu)橄M(fèi)，如果可支配收入下降，那么消費(fèi)者的消費(fèi)必然下降。在這一假說(shuō)下，如果因?yàn)榧膊∷鶎?dǎo)致的醫(yī)療消費(fèi)被迫增加，那么非醫(yī)療消費(fèi)必然會(huì)隨之下降。Duesenberry（1949）等人對(duì)“絕對(duì)收入假說(shuō)”表示反對(duì)，并提出了“相對(duì)收入”的概念，認(rèn)為消費(fèi)具有“黏性”，受到歷史收入的影響。Friedman（1957）所提出的“永久收入假說(shuō)”在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了完善，強(qiáng)調(diào)消費(fèi)主要受長(zhǎng)期收入而非短期收入的影響。

同一時(shí)期的Modigliani和Brumberg（1954）所提出的“生命周期理論”也表明，理性的消費(fèi)者是在一生可獲得的全部資源約束下，在每個(gè)時(shí)期合理分配資源，實(shí)現(xiàn)效用最大化。所以，消費(fèi)者根據(jù)其預(yù)期的整個(gè)生命周期內(nèi)可獲得的收入及財(cái)富來(lái)實(shí)現(xiàn)生命周期內(nèi)的最優(yōu)配置，因此平滑消費(fèi)是其最優(yōu)策略。所以，在“生命周期理論”假設(shè)下，當(dāng)家庭面臨疾病等原因帶來(lái)的意外支出時(shí)，為平滑消費(fèi)會(huì)選擇動(dòng)用儲(chǔ)蓄或者使用信用手段維持總消費(fèi)，而不會(huì)顯著減少消費(fèi)。如果這一假說(shuō)成立，那么醫(yī)療消費(fèi)的增加對(duì)于非醫(yī)療消費(fèi)沒(méi)有影響。

因此，本文對(duì)中國(guó)中老年家庭在面臨醫(yī)療支出時(shí)所采取的消費(fèi)決策進(jìn)行了研究，將醫(yī)療消費(fèi)作為解釋變量，非醫(yī)療消費(fèi)作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析。本文的研究意義在于：通過(guò)對(duì)微觀入戶數(shù)據(jù)的分析，檢驗(yàn)醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)及不同類型的消費(fèi)是否造成了“擠出效應(yīng)”，明確“擠出效應(yīng)”的作用機(jī)制，驗(yàn)證“生命周期理論”的合理性，并分析醫(yī)療消費(fèi)增加對(duì)貧困問(wèn)題帶來(lái)的影響，最后在此基礎(chǔ)上提出合理的政策建議。本文的結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為文獻(xiàn)綜述，第三部分為所使用的數(shù)據(jù)和方法介紹，第四部分為實(shí)證結(jié)果分析，第五部分為基本結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于醫(yī)療消費(fèi)與家庭消費(fèi)的研究并非學(xué)界冷門，在微觀計(jì)量領(lǐng)域也比較常見(jiàn)。既往的文獻(xiàn)中對(duì)于醫(yī)療消費(fèi)的研究最多的是將其當(dāng)作被解釋變量，將個(gè)人、家庭特征以及政策變化作為解釋變量，以分析醫(yī)療消費(fèi)的影響因素。

Grossman（1972）最早提出健康需求模型，指出消費(fèi)者在時(shí)間約束和預(yù)算約束下進(jìn)行健康投資和對(duì)其他商品的消費(fèi)的選擇，實(shí)現(xiàn)一生的效用最大化。受其影響，學(xué)界將收入作為對(duì)于醫(yī)療消費(fèi)影響的主要因素進(jìn)行了探討。Schoen等（2000）發(fā)現(xiàn)，在美國(guó)等國(guó)家，收入限制了居民的醫(yī)療消費(fèi)，而即便是很少的醫(yī)療支出也會(huì)對(duì)低收入居民帶來(lái)支出壓力。Hanson等（2004）證實(shí)了醫(yī)療消費(fèi)受到家庭收入、醫(yī)療價(jià)格和醫(yī)療質(zhì)量等多種因素的影響。Subramanian和Kawachi（2006）使用美國(guó)1995和1997的數(shù)據(jù)證實(shí)收入的不平等一定程度上導(dǎo)致了醫(yī)療健康的不平等。在國(guó)內(nèi)的研究中，葉春輝等（2008）使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）1991-2004年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了醫(yī)療消費(fèi)存在著財(cái)富效應(yīng)，收入越高的人的醫(yī)療消費(fèi)水平越高。徐偉等（2013）的研究也得出了類似的結(jié)論，居民的消費(fèi)水平對(duì)醫(yī)療消費(fèi)有顯著的影響，并且這一影響在農(nóng)村樣本中較高。

此外，許多文獻(xiàn)關(guān)注了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于醫(yī)療消費(fèi)的影響。Gruber和Yelowitz（1999）使用美國(guó)八九十年代的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，美國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)的普及使得家庭消費(fèi)上升了5.2個(gè)百分點(diǎn)。Schoen等（2002）的研究表明，由于美、英、澳等國(guó)家的居民對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)十分依賴，居民的醫(yī)療消費(fèi)行為因?yàn)獒t(yī)療體系和保險(xiǎn)制度的不同而差異明顯。白重恩（2012）等發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”可以使非醫(yī)療消費(fèi)有較大的增加，且對(duì)于收入較低或者健康狀況較差的家庭影響更大。胡宏偉等（2012）使用2007-2010年9城市家庭面板數(shù)據(jù)證實(shí)，家庭收入越低則醫(yī)療消費(fèi)越低，而醫(yī)療保險(xiǎn)則可以顯著增加家庭的醫(yī)療需求。蘇春紅等（2013）利用CHNS（2009）數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”能夠提高農(nóng)村居民患病就診率并降低居民醫(yī)療支出，而城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)并沒(méi)有顯著作用。

對(duì)于家庭消費(fèi)的影響因素的研究雖然大多集中于宏觀領(lǐng)域，以時(shí)間序列數(shù)據(jù)為主，但在微觀計(jì)量領(lǐng)域也并不罕見(jiàn)。羅楚亮（2004）使用中國(guó)家庭收入調(diào)查數(shù)據(jù)（CHIP）的研究表明，各種收入和支出的不確定性對(duì)消費(fèi)有顯著的負(fù)效應(yīng)。楊汝岱和陳斌開(kāi)（2009）同樣使用CHIP數(shù)據(jù)得出了高等教育會(huì)減少居民消費(fèi)的結(jié)論。Qu和Zhao（2008）通過(guò)分位數(shù)回歸的方法發(fā)現(xiàn)低收入階層的消費(fèi)不公平問(wèn)題更為嚴(yán)重，而價(jià)格效應(yīng)是不平等的主要原因。

然而，過(guò)去文獻(xiàn)鮮有將醫(yī)療消費(fèi)與家庭消費(fèi)結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究的先例，對(duì)于醫(yī)療消費(fèi)之于家庭消費(fèi)是否有“擠出效應(yīng)”，“擠出效應(yīng)”的大小，近乎沒(méi)有研究。這是由于醫(yī)療消費(fèi)通常被認(rèn)為是家庭正常消費(fèi)的一部分，和其他消費(fèi)一樣取決于家庭的理性決策，其突發(fā)性和受迫性沒(méi)有得到重視，從而導(dǎo)致醫(yī)療消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”被長(zhǎng)期忽視。雖然在既有的文獻(xiàn)中，尹向飛與尹碧波（2012）利用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的宏觀數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療價(jià)格和醫(yī)療支出對(duì)不同的收入組的人群的消費(fèi)都存在“擠出效應(yīng)”；陳長(zhǎng)江和高波（2010）的研究證明醫(yī)療產(chǎn)品和服務(wù)的價(jià)格的上漲擠出了醫(yī)療支出。但這些研究主要在宏觀上關(guān)注醫(yī)療價(jià)格上升帶來(lái)的“擠出效應(yīng)”，沒(méi)有使用入戶數(shù)據(jù)從微觀上分析醫(yī)療消費(fèi)對(duì)于非醫(yī)療消費(fèi)的“擠出作用”和影響機(jī)制，更沒(méi)有以此驗(yàn)證消費(fèi)理論的合理性。

現(xiàn)有研究涉及醫(yī)療消費(fèi)的“擠出作用”的較少，但已有學(xué)者關(guān)注了煙草消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”，對(duì)于本文很有啟發(fā)。Busch等（2004）使用CES（1995-2001）的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)隨著煙草價(jià)格上漲，家庭會(huì)減少服裝和住房消費(fèi)，證實(shí)煙草消費(fèi)存在“擠出效應(yīng)”。Wang等（2006）使用中國(guó)2002年數(shù)據(jù)，利用Flogit模型研究發(fā)現(xiàn)煙草消費(fèi)會(huì)導(dǎo)致家庭成員減少食物、設(shè)施、耐用品消費(fèi)。John（2008）使用印度1999-2000年調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)煙草消費(fèi)對(duì)人均營(yíng)養(yǎng)的攝入有“擠出效應(yīng)”，并且這一效應(yīng)在低收入與高收入家庭都是存在的。

三、數(shù)據(jù)和方法

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本研究采用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2013年的數(shù)據(jù)。CHARLS數(shù)據(jù)覆蓋了全國(guó)27個(gè)?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)），150個(gè)縣級(jí)單位，約1萬(wàn)戶家庭。CHARLS數(shù)據(jù)僅針對(duì)45歲以上居民進(jìn)行訪問(wèn)，是關(guān)于中國(guó)中老年人家庭的調(diào)查。本文中有效觀測(cè)值數(shù)量為9799個(gè)，①樣本中家庭的基本信息統(tǒng)計(jì)如下表所示：

表1 樣本人口基本信息統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

人口基本信息總體城鎮(zhèn)農(nóng)村東部東北中部西部 家庭未成年人數(shù)量0.61（0.90）0.39（0.67）0.69（0.95）0.48（0.78）0.35（0.62）0.75（1.00）0.72（0.96） 65歲以上老年人口比例15.74%（0.22）18.28%（0.23）14.92%（0.21）16.54%（0.22）14.02%（0.21）16.00%（0.21）15.33（0.21） 家庭初中以上學(xué)歷比例6.11%（0.15）11.60%（0.21）4.35%（0.13）5.98%（0.15）7.68%（0.19）6.00%（0.15）5.81%（0.14） 樣本量9,7992,3747,4253,0441,0282,4453,282

注：每個(gè)單元格中第一行為平均值，第二行（）內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。

按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)年鑒的分類標(biāo)準(zhǔn)，消費(fèi)支出可以分成如下八個(gè)大類：（1）食品，包括糧食、副食品、煙、酒、糖及其它食品；（2）衣著，包括服裝、衣料及衣料加工費(fèi)、鞋、襪、帽等；（3）家庭設(shè)備用品及服務(wù)，包括耐用消費(fèi)品，家庭日用品及家庭服務(wù)等；（4）醫(yī)療，包括醫(yī)療器具、醫(yī)藥費(fèi)、保健用品等；（5）交通和通訊，包括家庭交通工具購(gòu)買及維修、交通費(fèi)、通訊工具、郵電費(fèi)等；（6）教育娛樂(lè)文化服務(wù)，包括各類教育費(fèi)用、文化娛樂(lè)費(fèi)用、書(shū)報(bào)費(fèi)等；（7）居住，包括房屋建筑、購(gòu)買、房租、水、電、燃料等；（8）其他用品和服務(wù)。據(jù)此，本文將CHARLS數(shù)據(jù)中所得的消費(fèi)項(xiàng)目分為劃為七個(gè)大類：食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)（以下簡(jiǎn)稱“家庭用品”）、醫(yī)療、交通和通訊、教育娛樂(lè)文化服務(wù)、居住。這些變量都是年度數(shù)據(jù)。①

本文在使用“醫(yī)療消費(fèi)”對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行回歸時(shí)，需要加入其他控制變量。其中，“家庭收入”為生活在一起的家庭成員的年總收入；而“家庭非住房資產(chǎn)②是家庭的各類耐用品、經(jīng)營(yíng)生產(chǎn)所用的固定資產(chǎn)、存款等各類金融資產(chǎn)等資產(chǎn)的加總；“住房面積”③為家庭住房的面積（平方米）。

“初中以上學(xué)歷比例”為家庭擁有初中以上學(xué)歷人口所占的比例乘以100，衡量了家庭的文化程度，這是由于文化程度會(huì)影響家庭的消費(fèi)偏好；“家庭人口數(shù)”為該家庭生活在一起的人口數(shù)量；“城鎮(zhèn)戶口”為虛擬變量，非城鎮(zhèn)戶口為0，城鎮(zhèn)戶口為1；最后，本文還加入了該家庭所在省份的虛擬變量控制了地域因素。

在計(jì)量模型中，本文對(duì)于以上“家庭非醫(yī)療消費(fèi)”“醫(yī)療消費(fèi)”及不同類型的消費(fèi)、“家庭收入”和“家庭非住房總資產(chǎn)”這些涉及金額的變量進(jìn)行了自然對(duì)數(shù)化處理。被解釋變量的密度圖及直方圖如圖1、圖2所示：

將樣本中的家庭按照總收入或者非住房資產(chǎn)的金額由低到高排列，不同分位點(diǎn)上家庭的消費(fèi)總金額和不同類型消費(fèi)金額的變化如圖3所示：

圖1 家庭總消費(fèi)和非醫(yī)療消費(fèi)密度分布圖

注：圖3是分別在家庭收入與家庭財(cái)產(chǎn)的0.1、0.15、0.20…0.95的分位點(diǎn)上的觀測(cè)值繪制的消費(fèi)結(jié)構(gòu)曲線。①最上面一條線的數(shù)值為總消費(fèi)金額，第一條線與第二條線之間的間距為居住消費(fèi)金額，依此類推，最下一條線為食品消費(fèi)金額。

由圖3可見(jiàn)，圖中的曲線基本都呈上升趨勢(shì)，收入和財(cái)產(chǎn)水平較高的家庭的總消費(fèi)和各類消費(fèi)的金額較高。此外，收入和財(cái)產(chǎn)較低的家庭食品支出所占份額較大，符合恩格爾定律的表述。

（二）估計(jì)方法

1、OLS與2SLS回歸模型

本文首先以對(duì)數(shù)化的“家庭非醫(yī)療消費(fèi)”及其他類型消費(fèi)為被解釋變量，使用OLS方法估計(jì)方程：

公式右邊第三項(xiàng)為所有的控制變量，以向量的形式表出，本文只關(guān)心的取值。

然而，OLS模型是存在“內(nèi)生性”問(wèn)題的。這是因?yàn)?，究其本質(zhì)，醫(yī)療消費(fèi)與非醫(yī)療消費(fèi)及其他類型的消費(fèi)同為家庭的消費(fèi)決策，受到其自身的消費(fèi)傾向與消費(fèi)模式的影響。而消費(fèi)傾向和消費(fèi)模式卻是無(wú)法衡量的，因而回歸模型會(huì)出現(xiàn)遺漏變量和測(cè)量誤差的問(wèn)題。為了消除這一“內(nèi)生性”問(wèn)題，需要借助工具變量。

本文選取問(wèn)卷回答者在過(guò)去一年中“是否因?yàn)閭⌒枰≡骸边@一虛擬變量作為工具變量。如果問(wèn)卷者在過(guò)去一年有過(guò)住院經(jīng)歷，或者即使沒(méi)有住院，但醫(yī)生認(rèn)為其應(yīng)該住院，則該虛擬變量取值為1。雖然這一變量是問(wèn)卷回答者在過(guò)去一年“是否需要住院”，但是家庭中某個(gè)人“是否需要住院”與家庭的“醫(yī)療消費(fèi)”必然直接相關(guān)（尤其是CHARLS針對(duì)45歲以上中老年人的調(diào)查，空巢家庭較多，往往只有兩個(gè)人）。如果該變量為1，那么說(shuō)明問(wèn)卷者遭遇到了較為嚴(yán)重的疾病問(wèn)題。由于可以認(rèn)為遭遇疾病是一個(gè)外生的狀況，那么這一變量滿足外生的條件假設(shè)。因此，可以認(rèn)為“是否需要住院”滿足工具變量的定義：。

然后，考慮“工具變量法”，使用2SLS進(jìn)行估計(jì)。第一步，估計(jì)回歸方程：

繼而估計(jì)回歸方程：

同時(shí)，考慮廣義矩估計(jì)（GMM），將工具變量的外生性條件視為矩條件。GMM估計(jì)通過(guò)構(gòu)造“權(quán)重矩陣”，通過(guò)迭代的方法最小化，取得回歸系數(shù)的估計(jì)值。如果回歸方程不能滿足同方差或者無(wú)自相關(guān)等古典假設(shè)，廣義矩估計(jì)也是最有效率的估計(jì)方法。

2、歸并回歸：TOBIT與IV-TOBIT回歸模型

由圖2可見(jiàn)，六類消費(fèi)在總消費(fèi)的占比中零值較多，說(shuō)明許多家庭不需要某種消費(fèi)，即便是對(duì)于生存所必須的食物，由于大量農(nóng)業(yè)家庭自給自足并不進(jìn)行市場(chǎng)購(gòu)買，因而在總占比中為零的觀測(cè)值較多。對(duì)于一個(gè)家庭來(lái)說(shuō)，如果其對(duì)于某種消費(fèi)的最優(yōu)解為邊角解，那么其支出為零，此時(shí)樣本中零值較多，被解釋變量的概率分布實(shí)則變成了一個(gè)離散點(diǎn)與連續(xù)分布組成的混合分布，為此應(yīng)考慮TOBIT回歸模型（Tobin,1958）。

其中，1（·）為示性函數(shù)。對(duì)于這個(gè)模型可以使用MLE的方法進(jìn)行估計(jì)。

當(dāng)解釋變量?jī)?nèi)生時(shí)，TOBIT模型也可以同工具變量法結(jié)合，如下例所示：

四、實(shí)證結(jié)果分析

如果醫(yī)療消費(fèi)存在“擠出作用”，那么非醫(yī)療消費(fèi)減少的原因可能有兩個(gè)：一是因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)的增加而減少能夠用于其他消費(fèi)的花費(fèi)，這是一種“替代效應(yīng)”；二是由于健康水平下降導(dǎo)致消費(fèi)者的預(yù)期收入下降，從而減少消費(fèi)，這屬于“收入效應(yīng)”。對(duì)此，本文通過(guò)添加健康變量的方法剝離了由健康水平下降導(dǎo)致的“收入效應(yīng)”，只留下“替代效應(yīng)”。

由于在CHARLS數(shù)據(jù)中無(wú)法獲得家庭健康狀況的變量，只能加入問(wèn)卷回答者的健康自評(píng)打分（分值為1-5分，加入5個(gè)“健康等級(jí)”虛擬變量，回歸時(shí)以3分為基準(zhǔn)變量）。此外，考慮到家庭的健康狀況直接受到家庭成員的年齡、家庭的年齡結(jié)構(gòu)的影響，老齡化嚴(yán)重的家庭其健康狀況必然較差，因此也可以加入年齡變量作為家庭健康的替代變量。所以，本文加入“老年人口比例”（家庭65歲以上人口占比乘以100）、“問(wèn)卷回答者年齡”及“問(wèn)卷回答者健康等級(jí)”虛擬變量組共同作為“健康變量”作為控制變量。

因此，下文中不加入“健康變量”的回歸模型（1）中的醫(yī)療消費(fèi)回歸系數(shù)反映的是包括“替代效應(yīng)”與“收入效應(yīng)”雙重作用下的“擠出效應(yīng)”的大??；而加入這些控制變量的回歸模型（2）中的醫(yī)療消費(fèi)回歸系數(shù)則表示剔除“收入效應(yīng)”之后的“擠出效應(yīng)”的大?。粗饕从场疤娲?yīng)”的作用結(jié)果）。

（一）醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的擠出作用分析

本文首先對(duì)對(duì)數(shù)化的非醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行回歸，以分析醫(yī)療消費(fèi)支出的增加對(duì)于非醫(yī)療消費(fèi)是否有影響。由于非醫(yī)療消費(fèi)的數(shù)據(jù)中并沒(méi)有0值過(guò)多的問(wèn)題，因此使用OLS、2SLS與GMM模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如下表所示：

表2 非醫(yī)療消費(fèi)回歸結(jié)果

續(xù)表2

OLS（1）OLS（2）2SLS （1）2SLS （2）GMM（1）GMM（2） 省份虛擬變量YESYESYESYESYESYES 截距項(xiàng)7.198***8.815***7.440***8.892***7.440***8.892*** （0.149）（0.175）（0.174）（0.191）（0.174）（0.191） 觀測(cè)值9,7999,7999,7999,7999,7999,799 0.3200.3520.3050.3500.3050.350 DWH檢驗(yàn)8.27***0.95

注：（）內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差。***表示1%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，*表示10%的顯著性水平。2SLS（1）與2SLS（2）的一階段回歸結(jié)果見(jiàn)附表1中OLS（1）與OLS（2）。下表同。

在OLS回歸結(jié)果中，醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)雖然顯著為正，但不能認(rèn)為醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)反而具有“拉動(dòng)作用”，只能認(rèn)為內(nèi)在的消費(fèi)傾向?qū)е孪M(fèi)較高的家庭的醫(yī)療消費(fèi)也較高；在使用工具變量控制了內(nèi)生性的2SLS與GMM的結(jié)果中，系數(shù)變得不再顯著，“擠出效應(yīng)”不明顯，即使是帶有“收入效應(yīng)”的回歸方程（1）依然如此。

使用分位數(shù)回歸，①對(duì)2SLS（1）和2SLS（2）模型中醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)在不同分位上的數(shù)值做出下圖（實(shí)線為分位數(shù)回歸系數(shù)值，陰影部分為分位數(shù)回歸95%置信區(qū)間，虛線為2SLS得到的回歸系數(shù)值及95%置信區(qū)間）：

圖4 醫(yī)療消費(fèi)系數(shù)分位數(shù)回歸結(jié)果

從上圖可以發(fā)現(xiàn)，非醫(yī)療消費(fèi)處于不同分位上的家庭的消費(fèi)受到醫(yī)療消費(fèi)的影響作用并不大，回歸系數(shù)都在0值附近。之所以醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)難以產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，在“生命周期理論”的解釋中，是因?yàn)橄M(fèi)者在遇到收入下降或者其他緊急支出時(shí)，可以通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄和使用信用借貸的方式維持這一階段的消費(fèi)。為了檢驗(yàn)這種機(jī)制，本文將家庭中用于再生產(chǎn)的資產(chǎn)（農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或者家庭生產(chǎn)、個(gè)體經(jīng)營(yíng)、私營(yíng)企業(yè)的資產(chǎn)）的價(jià)值相加得到“生產(chǎn)性資產(chǎn)”總額，將家庭中具有儲(chǔ)蓄意義且常用于變現(xiàn)的資產(chǎn)（存款、債券、股票等金融資產(chǎn)、汽車、珠寶、貴金屬、藝術(shù)品）的價(jià)值相加得到“儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)”總額，將家庭所欠的私人借款、金融機(jī)構(gòu)貸款相加得到的“家庭債務(wù)”總額，以“醫(yī)療消費(fèi)”作為解釋變量，維持其他控制變量不變，對(duì)取自然對(duì)數(shù)后的“生產(chǎn)性資產(chǎn)”“儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)”和“家庭債務(wù)”進(jìn)行回歸分析，正文中僅匯報(bào)醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)，結(jié)果如下所示：

表3 家庭財(cái)產(chǎn)與家庭債務(wù)回歸結(jié)果

注：（i）.2SLS（1）與2SLS（2）的一階段回歸結(jié)果見(jiàn)附表1中OLS（1）與OLS（2）。（ii）.在回歸中，OLS（1）、2SLS（1）、GMM（1）模型中的自變量為：醫(yī)療消費(fèi)、家庭收入、家庭財(cái)產(chǎn)、住房面積、初中以上學(xué)歷比例、家庭人口數(shù)、城鎮(zhèn)戶口、省份虛擬變量。與前文一致。（iii）.在回歸中，OLS（2）、2SLS（2）、GMM（2）模型中的自變量為：模型（1）中的自變量 + 老年人口比例、（問(wèn)卷回答者的）年齡、健康等級(jí)1、健康等級(jí)2、健康等級(jí)4、健康等級(jí)5。與前文一致。

在上表中，以解決內(nèi)生性問(wèn)題的2SLS和GMM的結(jié)果為參考?！搬t(yī)療消費(fèi)”對(duì)家庭的“生產(chǎn)性資產(chǎn)”的回歸系數(shù)并不顯著，這是由于“生產(chǎn)性資產(chǎn)”能夠保障家庭的未來(lái)收入，家庭在遇到醫(yī)療消費(fèi)增加時(shí)并不會(huì)減少此類資產(chǎn)?！吧a(chǎn)性資產(chǎn)”不受影響說(shuō)明家庭努力保持未來(lái)期的資源約束不變，這是“生命周期理論”能夠發(fā)揮作用的前提。“醫(yī)療消費(fèi)”對(duì)家庭的“儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)”的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明家庭面臨醫(yī)療消費(fèi)增加時(shí)會(huì)動(dòng)用儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)?！搬t(yī)療消費(fèi)”對(duì)“家庭債務(wù)”的回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明家庭的醫(yī)療消費(fèi)增加會(huì)增加家庭債務(wù)。所以，當(dāng)家庭面臨醫(yī)療消費(fèi)增加而其他消費(fèi)的預(yù)算減少時(shí)，會(huì)通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄資產(chǎn)和舉債的方式保證非醫(yī)療消費(fèi)不出現(xiàn)顯著的波動(dòng)。這驗(yàn)證了“生命周期理論”的正確性，即在面臨突發(fā)的醫(yī)療支出時(shí)，家庭的非醫(yī)療消費(fèi)不會(huì)受到影響，消費(fèi)者選擇在整個(gè)生命周期內(nèi)進(jìn)行消費(fèi)資源的最優(yōu)配置，通過(guò)平滑消費(fèi)實(shí)現(xiàn)效用最大化。

（二）醫(yī)療消費(fèi)對(duì)其他消費(fèi)的擠出作用分析

雖然總消費(fèi)變化不大，但是當(dāng)醫(yī)療消費(fèi)增加時(shí)，不同類型的消費(fèi)可能會(huì)因此受到影響。這些消費(fèi)項(xiàng)目的變化是家庭在應(yīng)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)壓力的同時(shí)，為大致保持非醫(yī)療消費(fèi)總體水平不變而進(jìn)行的消費(fèi)結(jié)構(gòu)優(yōu)化行為。

使用OLS、TOBIT與IVTOBIT模型對(duì)不同類型消費(fèi)的消費(fèi)金額進(jìn)行回歸分析，使用的控制變量與前文一致，（1）中未加入健康變量，（2）中加入健康變量。正文中僅匯報(bào)醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)，如下表所示：

表4 醫(yī)療消費(fèi)對(duì)不同類型消費(fèi)回歸系數(shù)

續(xù)表4

醫(yī)療消費(fèi)回歸系數(shù)OLS（1）OLS（2）TOBIT （1）TOBIT （2）IVTOBIT（1）（擠出效應(yīng)）IVTOBIT（2）（替代效應(yīng)） 家庭用品0.119***0.127***0.153***0.163***-0.0897-0.0518 （0.00985）（0.00997）（0.0126）（0.0127）（0.0589）（0.0705） 交通通訊0.0882***0.0945***0.0975***0.104***-0.02120.0319 （0.00804）（0.00798）（0.00899）（0.00893）（0.0402）（0.0471） 教育娛樂(lè)文化0.0496***0.0614***0.120***0.147***-0.1060.111 （0.0111）（0.0111）（0.0277）（0.0278）（0.141）（0.166） 居住0.0408***0.0464***0.0445***0.0502***0.02510.0667 （0.00717）（0.00728）（0.00756）（0.00767）（0.0346）（0.0416）

注：（i）表中，IVTOBIT（1）的值檢驗(yàn)醫(yī)療消費(fèi)對(duì)不同消費(fèi)類型是否存在“擠出效應(yīng)”（包括“收入效應(yīng)”與“替代效應(yīng)”），IVTOBIT（2）的值檢驗(yàn)醫(yī)療消費(fèi)對(duì)不同消費(fèi)類型是否存在“替代效應(yīng)”。（ii）在回歸中，OLS（1）、TOBIT（1）、IVTOBIT（1）模型中的自變量為：醫(yī)療消費(fèi)、家庭收入、家庭財(cái)產(chǎn)、住房面積、初中以上學(xué)歷比例、家庭人口數(shù)、城鎮(zhèn)戶口、省份虛擬變量。與前文一致。（iii）在回歸中，OLS（2）、TOBIT（2）、IVTOBIT（2）模型中的自變量為：模型（1）中的自變量 + 老年人口比例、（問(wèn)卷回答者的）年齡、健康等級(jí)1、健康等級(jí)2、健康等級(jí)4、健康等級(jí)5。與前文一致。

在不同種類消費(fèi)的OLS回歸中，醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)都顯著大于零，這是由于不同類型的消費(fèi)受家庭固有的消費(fèi)傾向和消費(fèi)模式的影響所致，消費(fèi)傾向高的家庭對(duì)不同的消費(fèi)項(xiàng)目都有較高的消費(fèi)金額，因此沒(méi)有控制內(nèi)生性的OLS回歸的結(jié)果必然顯著為正。在解決了零值過(guò)多問(wèn)題的TOBIT模型中，這一數(shù)值變得更大，且保持顯著。

使用IVTOBIT模型解決了內(nèi)生性與零值過(guò)多的問(wèn)題。上表顯示，在未加入健康控制變量的IVTOBIT（1）模型中，醫(yī)療消費(fèi)僅對(duì)食品、衣著消費(fèi)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明醫(yī)療消費(fèi)的增加會(huì)導(dǎo)致這兩類消費(fèi)減少，對(duì)其余幾類消費(fèi)沒(méi)有影響。由于這兩類消費(fèi)在非醫(yī)療消費(fèi)中占比較小，所以其減少并沒(méi)有導(dǎo)致非醫(yī)療消費(fèi)整體出現(xiàn)顯著的下降。在加入健康控制變量的IVTOBIT（2）模型中，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)食物、衣著消費(fèi)的回歸系數(shù)不再顯著，說(shuō)明醫(yī)療消費(fèi)對(duì)于這兩種消費(fèi)的“替代效應(yīng)”不明顯，其“擠出效應(yīng)”主要由“收入效應(yīng)”構(gòu)成。之所以“收入效應(yīng)”明顯，這與CHARLS數(shù)據(jù)的問(wèn)卷回答者都在45歲以上有關(guān)：中老年戶主的家庭在遇到疾病時(shí)較容易出現(xiàn)預(yù)期收入下降的問(wèn)題，從而減少食品和衣著消費(fèi)。

所以，在對(duì)不同的消費(fèi)類型進(jìn)行回歸分析時(shí)發(fā)現(xiàn)，生命周期理論對(duì)于大多數(shù)消費(fèi)項(xiàng)目依然成立。當(dāng)家庭面臨醫(yī)療消費(fèi)增加時(shí)，家庭用品、交通通訊、教育娛樂(lè)文化和居住消費(fèi)不會(huì)受到影響，說(shuō)明這四類消費(fèi)的支出彈性較小。

醫(yī)療消費(fèi)對(duì)于衣著與食物消費(fèi)的影響主要體現(xiàn)為“收入效應(yīng)”，即由于疾病，導(dǎo)致家庭成員會(huì)因?yàn)樽陨斫】禒顩r下降而下調(diào)預(yù)期收入，從而對(duì)某些類型的消費(fèi)有所減少。由于所減少的消費(fèi)是食品、衣著消費(fèi)，這兩種消費(fèi)都是關(guān)乎家庭生活質(zhì)量的非耐用品消費(fèi)，對(duì)短期內(nèi)家庭的生活質(zhì)量有重要的影響，其下降必然導(dǎo)致生活質(zhì)量的下降。

所以，當(dāng)疾病發(fā)生時(shí)，樣本中家庭的絕大多數(shù)消費(fèi)項(xiàng)目不會(huì)被醫(yī)療消費(fèi)所擠出，但是由于疾病所引起的對(duì)于未來(lái)收入下降的擔(dān)憂會(huì)導(dǎo)致其減少對(duì)食品、衣著的消費(fèi)。這并不違背“生命周期理論”：“生命周期理論”表示消費(fèi)者對(duì)一生的收入有穩(wěn)定的預(yù)期的前提下，不會(huì)因?yàn)橥话l(fā)問(wèn)題而減少其他消費(fèi)，但是由于突發(fā)疾病會(huì)下調(diào)消費(fèi)者的收入預(yù)期，這導(dǎo)致了消費(fèi)者會(huì)減少某些種類的消費(fèi)。

可見(jiàn)，因?yàn)榧膊《鴮?dǎo)致的“因病致貧”“因病返貧”問(wèn)題的根源并非是家庭會(huì)因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)對(duì)于消費(fèi)資源的擠占而減少對(duì)其他消費(fèi)的支出，事實(shí)上，家庭會(huì)通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄、舉債等方式保持消費(fèi)穩(wěn)定，進(jìn)行平滑消費(fèi)。但不減少某些消費(fèi)的重要前提是預(yù)期收入不變，由于疾病會(huì)影響消費(fèi)者的健康，導(dǎo)致其工作能力下降，從而下調(diào)其預(yù)期收入，因此樣本中家庭會(huì)有“節(jié)衣縮食”的行為，減少衣著和食品消費(fèi)。

五、基本結(jié)論與政策建議

通過(guò)CHARLS數(shù)據(jù)中的中老年家庭消費(fèi)行為的實(shí)證檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)，在OLS回歸中，受到消費(fèi)傾向的影響，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)顯著為正。在使用工具變量法去除內(nèi)生性問(wèn)題后，在2SLS與GMM回歸中，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)不顯著，不存在“擠出效應(yīng)”。這符合“生命周期理論”中消費(fèi)者在一生的資源約束下平滑消費(fèi)的結(jié)論，短期的醫(yī)療支出的增加不會(huì)對(duì)家庭非醫(yī)療消費(fèi)帶來(lái)影響，但會(huì)使家庭儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)減少、債務(wù)增加，家庭通過(guò)動(dòng)用儲(chǔ)蓄和舉債來(lái)保持非醫(yī)療消費(fèi)總體水平不變。

對(duì)不同類型的消費(fèi)的回歸結(jié)果顯示，在OLS回歸中，醫(yī)療消費(fèi)的回歸系數(shù)都顯著為正。在TOBIT模型中，這一系數(shù)變大且依然顯著。使用帶有工具變量的IVTOBIT模型解決內(nèi)生性問(wèn)題，在并不控制健康變量的回歸模型中，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)食物與衣著消費(fèi)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，具有“擠出效應(yīng)”；在控制了健康變量的回歸模型中，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)任何的消費(fèi)類型的回歸結(jié)果都不顯著，可見(jiàn)“替代效應(yīng)”并不明顯，醫(yī)療消費(fèi)對(duì)食物和衣著消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”主要由“收入效應(yīng)”構(gòu)成。這說(shuō)明家庭沒(méi)有使用醫(yī)療消費(fèi)替代其他消費(fèi)的意向，對(duì)于這兩類消費(fèi)的減少是由于疾病導(dǎo)致工作能力下降，從而下調(diào)預(yù)期收入所致。

醫(yī)療消費(fèi)是中國(guó)家庭面臨的重大問(wèn)題，許多家庭因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)而致貧、返貧。從本文的分析中，醫(yī)療消費(fèi)的增加雖然不會(huì)對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的總體水平產(chǎn)生顯著的影響，但是它顯著地增加了家庭債務(wù)規(guī)模，減少了家庭儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)，增加了家庭的長(zhǎng)期負(fù)擔(dān)，加大了家庭未來(lái)陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。此外，食物與衣著消費(fèi)會(huì)因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)的增加而減少，雖然這兩項(xiàng)的總占比較低沒(méi)有導(dǎo)致非醫(yī)療消費(fèi)總體顯著減少，但是衣著與食品消費(fèi)與家庭的生活質(zhì)量直接相關(guān)，“節(jié)衣縮食”會(huì)較大地降低居民生活的幸福感，在多個(gè)維度上增加貧困。

而隨著人口老齡化問(wèn)題的加重，可以預(yù)計(jì)，醫(yī)療消費(fèi)帶來(lái)的不良后果將繼續(xù)加重：中國(guó)家庭未來(lái)的醫(yī)療費(fèi)用將會(huì)繼續(xù)上升，因?yàn)榧膊《萑胴毨Щ蛘呱钯|(zhì)量較大幅度下降的風(fēng)險(xiǎn)不斷加大，醫(yī)療消費(fèi)會(huì)嚴(yán)重影響居民幸福感的提高，“因病致貧”與“因病返貧”問(wèn)題依然會(huì)制約我國(guó)扶貧工作的全面推進(jìn)。因此，解決醫(yī)療費(fèi)用高，醫(yī)療消費(fèi)占比重的問(wèn)題迫在眉睫。對(duì)此，需要：

首先，保障居民獲得醫(yī)療資源的能力，減少對(duì)“借債看病”的依賴。對(duì)此，需要加快完善覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體系，尤其是增加補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)（如商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)）和大病保險(xiǎn)的普及度，降低居民看病就醫(yī)時(shí)的超支風(fēng)險(xiǎn)，防止居民的家庭收入因?yàn)榧膊《霈F(xiàn)較大的落差，從而減少其對(duì)舉債渡過(guò)難關(guān)的依賴度。各級(jí)政府應(yīng)該適度增加對(duì)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)助力度，減少醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民造成的壓力。此外，從回歸結(jié)果可見(jiàn)，中老年家庭會(huì)因?yàn)椤笆杖胄?yīng)”而減少衣食消費(fèi)，因此需要減少其因?yàn)榧膊《档皖A(yù)期收入的幅度。所以，保障社?；鸬姆€(wěn)定和養(yǎng)老金按時(shí)足額發(fā)放十分重要。需要通過(guò)合理的資本運(yùn)作解決社保資金緊張的問(wèn)題，保持社保資金充盈，保障居民就醫(yī)看病的財(cái)力，減少中老年居民因病節(jié)衣縮食的可能性。而對(duì)于食物消費(fèi)被醫(yī)療消費(fèi)嚴(yán)重?cái)D出的家庭，基層政府應(yīng)做好扶住工作，以實(shí)物資助的方式保障營(yíng)養(yǎng)需求。

第二，改善醫(yī)療條件，提高居民健康水平。良好的醫(yī)療條件能夠增加居民對(duì)身體健康與工作能力康復(fù)的信心，保持穩(wěn)定的收入預(yù)期，不會(huì)因?yàn)槎唐诘募膊《〕詢€用、節(jié)衣縮食，降低生活標(biāo)準(zhǔn)。所以，基層政府部門需做好疾病排查與居民查體工作，較早發(fā)現(xiàn)疾病更有利于維護(hù)居民健康。此外，基層醫(yī)療條件尤其需要改善，由于醫(yī)療資源分配不合理，基層醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)較差，許多家庭遇到較大健康問(wèn)題時(shí)選擇去大城市就醫(yī)，更加重了就醫(yī)負(fù)擔(dān)。為此，需要改善地方基層門診和醫(yī)院的就診條件，加強(qiáng)人才教育，提高整體醫(yī)療水平，提供充足的醫(yī)療資源以保障居民健康。

第三，推動(dòng)醫(yī)療體系的結(jié)構(gòu)性改革，減少醫(yī)療市場(chǎng)的無(wú)謂損失。當(dāng)前，醫(yī)療市場(chǎng)受到的管理較為嚴(yán)格，市場(chǎng)機(jī)制扭曲嚴(yán)重。基于成本的藥品定價(jià)政策使得價(jià)格低廉的藥品因?yàn)槔麧?rùn)低而停產(chǎn)。而醫(yī)院以增加藥量、在醫(yī)用設(shè)備與耗材上加價(jià)的“以藥養(yǎng)醫(yī)”方式導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用不降反升。為此，醫(yī)療行業(yè)應(yīng)參考《十三五規(guī)劃綱要》提出的“著力推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，用改革的辦法推進(jìn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加大重點(diǎn)領(lǐng)域關(guān)鍵環(huán)節(jié)市場(chǎng)化改革力度，調(diào)整各類扭曲的政策和制度安排”政策建議，進(jìn)行結(jié)構(gòu)性改革，在政府主導(dǎo)下向市場(chǎng)接軌，廢除價(jià)格管理政策，適度增加對(duì)公立醫(yī)院補(bǔ)貼力度，實(shí)現(xiàn)“十三五”對(duì)于健康領(lǐng)域“深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，建立健全基本醫(yī)療衛(wèi)生制度，實(shí)現(xiàn)人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)”的規(guī)劃，保障醫(yī)療資源充足，促進(jìn)醫(yī)療價(jià)格合理。

總之，減少居民的醫(yī)療消費(fèi)壓力的根本措施在于：保障居民收入，消除“收入效應(yīng)”；維護(hù)居民健康，減少醫(yī)療消費(fèi)；增加醫(yī)療資源，降低醫(yī)療價(jià)格。只有降低居民的醫(yī)療消費(fèi)壓力，才能減少醫(yī)療消費(fèi)對(duì)于居民食物和衣著消費(fèi)的“擠出效應(yīng)”，防止居民因?yàn)榧膊《鴥?chǔ)蓄性財(cái)產(chǎn)大幅下降或家庭債務(wù)陡然增加，促進(jìn)解決“因病致貧”與“因病返貧”問(wèn)題，提高居民的幸福感。

附錄：

附表 一階段回歸結(jié)果

醫(yī)療消費(fèi)OLS（1）OLS（2） 需要住院1.612***1.366*** （0.0820）（0.0838） 家庭收入0.0711***0.0779*** （0.0163）（0.0160） 家庭非住房資產(chǎn)0.125***0.154*** （0.0148）（0.0158） 住房面積0.000758**0.00101*** （0.000373）（0.000368） 初中以上學(xué)歷比例-0.00652***-0.00498** （0.00217）（0.00220）

續(xù)附表

醫(yī)療消費(fèi)OLS（1）OLS（2） 家庭人口數(shù)0.0494***0.0319* （0.0166）（0.0176） 城鎮(zhèn)戶口-0.163*-0.0982 （0.0840）（0.0837） 老年人口比例0.00107 （0.00205） 年齡（問(wèn)卷回答者）0.00310 （0.00461） 健康等級(jí)1（問(wèn)卷回答者）0.848*** （0.0961） 健康等級(jí)2（問(wèn)卷回答者）0.336*** （0.0756） 健康等級(jí)4（問(wèn)卷回答者）-0.633*** （0.112） 健康等級(jí)5（問(wèn)卷回答者）-1.207*** （0.167） 省份虛擬變量略略 截距項(xiàng)4.555***3.958*** （0.520）（0.585） 觀測(cè)值9,7999,799 0.0860.108

注：在對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)、生產(chǎn)性資產(chǎn)、儲(chǔ)蓄性資產(chǎn)和家庭債務(wù)的回歸中，一階段回歸的公式和自變量是相同的。附表中，OLS（1）（2）分別為正文中2SLS（1）（2）的一階段回歸結(jié)果。

1. 白重恩、李宏彬、吳斌珍：《醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來(lái)自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2012年第2期。

2. 陳長(zhǎng)江、高波：《我國(guó)醫(yī)療市場(chǎng)中的消費(fèi)支出效應(yīng)及其福利影響分析》[J]，《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》2010年第12期。

3. 胡宏偉、劉雅嵐、張亞蓉：《醫(yī)療保險(xiǎn)、貧困與家庭醫(yī)療消費(fèi)——基于面板固定效應(yīng)Tobit模型的估計(jì)》[J]，《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2012年第4期。

4. 羅楚亮：《經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、不確定性與城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2004年第4期。

5. 蘇春紅、李齊云、王大海：《基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的影響——基于CHNS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)》[J]，《經(jīng)濟(jì)與管理研究》2013年第10期。

6. 徐偉、陳慧美：《我國(guó)居民收入對(duì)醫(yī)療消費(fèi)支出的影響研究》[J]，《中國(guó)衛(wèi)生政策研究》2013年第6期。

7. 葉春輝、封進(jìn)、王曉潤(rùn)：《收入、受教育水平和醫(yī)療消費(fèi)：基于農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)的分析》[J]，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2008年第8期。

8. 楊汝岱，陳斌開(kāi)：《高等教育改革、預(yù)防性儲(chǔ)蓄與居民消費(fèi)行為》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第8期。

9. 尹向飛、尹碧波：《收入、房地產(chǎn)、醫(yī)療對(duì)消費(fèi)的實(shí)證研究——基于中國(guó)城鎮(zhèn)收入等級(jí)分組數(shù)據(jù)》[J]，《湘潭大學(xué)學(xué)報(bào)》2012年第4期。

10. Busch, S. H., Jofre-Bonet, M., Falba, T. A., and Sindelar, J. L. , 2004, “Burning a Hole in the Budget: Tobacco Spending and its Crowd-out of Other Goods” [J],, 3(4), 263-272.

11. Duesenberry J.S., 1949, Income, Saving and the Theory of Consumption Behavior, [M], Cambridge, Mass: Harvard University Press.

12. Friedman, M., 1957, A Theory of the Consumption Function, [M], New Jersey: Princeton Press.

13. Grossman, M., 1972, “On the Concept of Health Capital and the Demand for Health” [J],,80(2), 223-255.

14. Gruber, J., and Yelowitz, A.,1999, “Public Health Insurance and Private Savings” [J],,107(6), 1249-1274.

15. Hanson, K., Yip, W. C., and Hsiao, W., 2004, “The Impact of Quality on the Demand for Outpatient Services in Cyprus” [J],,13(12), 1167-1180.

16. John, R. M., 2008, “Crowding Out Effect of Tobacco Expenditure and its Implications on Household Resource Allocation in India” [J],,66(6), 1356-1367.

17. Keynes, J.M. 1936,The General Theory of Employment, Interest and Money,[M], New York: Harcount, Brace & World.

18. Modigliani, F., 1949, Fluctuations in the Saving-Income Ratio: A Problem in Economic Forecasting, Studies in Income and Wealth,[M], New York: National Bureau of Economic Research.

19. Modigliani, F., and Brumberg, R., 1954, “Utility Analysis and the Consumption Function: An Interpretation of Cross-Sectional Data” [J],, 388-436.

20. Qu, Z. and Zhao, Z., 2008, “Urban-Rural Consumption Inequality in China from 1988-to 2002: Evidence from Quantile Regression Decomposition”[D], IZA Discussion Paper, No. 3659.

21. Schoen, C., Davis, K., Des Roches, C., Donelan, K., and Blendon, R., 2000, “Health Insurance Markets and Income Inequality: Findings from an International Health Policy Survey” [J],,51(2), 67-85.

22. Subramanian, S. V., and Kawachi, I., 2006, “Whose Health is Affected by Income Inequality? A Multilevel Interaction Analysis of Contemporaneous and Lagged Effects of State Income Inequality on Individual Self-rated Health in the United States” [J],,12(2), 141-156.

23. Tobin, J., 1958, “Estimation of Relationships for Limited Dependent Variables” [J],Vol.26, No.1, 24-36.

24. Wang, H., Sindelar, J. L., and Busch, S. H., 2006, “The Impact of Tobacco Expenditure on Household Consumption Patterns in Rural China” [J],,62(6), 1414-1426.

①人民網(wǎng)：《多省創(chuàng)新健康扶貧模式破解貧困戶因病返貧難題》，2016年3月28日，http://politics.people. com.cn/n1/2016/0328/c1001-28231561.html。

① CHARLS會(huì)對(duì)同一個(gè)家庭的不止一個(gè)45歲以上成員進(jìn)行調(diào)查，所以其家庭方面的數(shù)據(jù)會(huì)完全相同。因此，對(duì)于每個(gè)家庭，本文只留下一個(gè)成員的問(wèn)卷調(diào)查數(shù)據(jù)。

①本文將問(wèn)卷中關(guān)于消費(fèi)的周數(shù)據(jù)、月數(shù)據(jù)、年數(shù)據(jù)統(tǒng)一整合成為了年度數(shù)據(jù)。

②筆者發(fā)現(xiàn)CHARLS的數(shù)據(jù)中出現(xiàn)了房產(chǎn)每平方米的價(jià)值單位出現(xiàn)了“元”和“萬(wàn)元”不一致的問(wèn)題，并且很難進(jìn)行區(qū)分調(diào)整，因此總資產(chǎn)中去掉了房產(chǎn)的價(jià)值。

③家庭資產(chǎn)中并沒(méi)有房屋資產(chǎn)，而是把住房面積單列為一個(gè)變量，這也更符合房屋這一固定資產(chǎn)較難套現(xiàn)，且較少被變賣的特性。

①每個(gè)分位點(diǎn)的值取其左右各0.025分位段的平均值（如0.1分位點(diǎn)的取值是0.075分位點(diǎn)至0.125分位點(diǎn)上所有觀測(cè)值的各類消費(fèi)金額的平均值）。此外，由于首尾分位點(diǎn)的數(shù)值不穩(wěn)定，所以去除。

①此處選擇使用“自助法（bootstrap）”進(jìn)行條件分位數(shù)回歸。

* 作者感謝國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71573003）的支持。