城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與醫(yī)療保健支出——兼論中國(guó)醫(yī)療制度改革

1、ba3db61fb7d41b090ef55cd6170e94f1.pdf城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與醫(yī)療保健支出兼論中國(guó)醫(yī)療制度改革 內(nèi)容摘要 隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的改革，我國(guó)的社會(huì)保障體制也在進(jìn)行改革。其中一項(xiàng)主要的改革內(nèi)容就是醫(yī)療制度的改革，改變以前的公費(fèi)醫(yī)療和勞保醫(yī)療。改革對(duì)人們的醫(yī)療保健消費(fèi)行為產(chǎn)生了巨大影響，本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，研究醫(yī)療制度改革前后，我國(guó)城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與醫(yī)療保健支出之間的關(guān)系及變化，最終得出了結(jié)論：醫(yī)療制度改革使我國(guó)城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)傾向有所上升，給人們帶來很大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。關(guān)鍵字 醫(yī)療制度改革 城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入 醫(yī)療保健支出導(dǎo)論隨著人們經(jīng)濟(jì)生活的逐漸

2、富裕，人們對(duì)生活的需求就不僅僅停留在食品等物質(zhì)內(nèi)容的支出上，而是擴(kuò)大到了精神生活及身體的健康保健方面。稍微留心生活，很容易發(fā)現(xiàn)，人們?cè)卺t(yī)療保健方面的消費(fèi)支出在大幅攀升。醫(yī)療保健支出的上漲，不僅是人們的醫(yī)療保健意識(shí)在增強(qiáng)，更主要的原因是我國(guó)社會(huì)保障體系完善過程中的一個(gè)主要內(nèi)容醫(yī)療制度改革。本文就醫(yī)療制度改革前后，我國(guó)城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與醫(yī)療保障支出之間的數(shù)量關(guān)系，進(jìn)行了古典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，并對(duì)結(jié)果進(jìn)了一定的說明.論文的大體框架如下:一、 經(jīng)濟(jì)背景及研究目的1 我國(guó)醫(yī)療制度改革的背景及進(jìn)程2 研究目的二、 結(jié)合經(jīng)濟(jì)背景，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型（一） 關(guān)于數(shù)據(jù)1 數(shù)據(jù)的來源2 數(shù)據(jù)的收集及修正3

3、用于模型的數(shù)據(jù)（二） 關(guān)于模型1 模型的建立及依據(jù)2 參數(shù)估計(jì)3 數(shù)據(jù)殘差正態(tài)性檢驗(yàn)4 模型檢驗(yàn) （1） 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)（2） 統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)（3） 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)意義檢驗(yàn) 多重共線性檢驗(yàn) 異方差檢驗(yàn)（arch 檢驗(yàn) white檢驗(yàn)） 自相關(guān)檢驗(yàn) （dw檢驗(yàn)）三、 模型應(yīng)用 一、 經(jīng)濟(jì)背景及研究目的1 我國(guó)醫(yī)療制度改革進(jìn)程 中國(guó)城鎮(zhèn)醫(yī)療制度自年代起實(shí)行的是公費(fèi)醫(yī)療（行政機(jī)關(guān)、事業(yè)單位職工）和勞保醫(yī)療（企業(yè)職工）兩種制度。 中國(guó)的公費(fèi)醫(yī)療制度建立于年，根據(jù)原政務(wù)院發(fā)布的關(guān)于全國(guó)各級(jí)人民政府、黨派、團(tuán)體及所屬事業(yè)單位的國(guó)家工作人員實(shí)行公費(fèi)醫(yī)療預(yù)防的指示，在行政、事業(yè)單位中實(shí)行公費(fèi)醫(yī)療制度。享受對(duì)象是各級(jí)政

4、府機(jī)關(guān)、黨派、人民團(tuán)體及教科文衛(wèi)等事業(yè)單位的工作人員及部分傷殘軍人，后來擴(kuò)大到高等學(xué)校在校學(xué)生。截止年底，全國(guó)約有萬(wàn)人享受公費(fèi)醫(yī)療。公費(fèi)醫(yī)療經(jīng)費(fèi)由各級(jí)政府財(cái)政預(yù)算撥款。 年，根據(jù)原政務(wù)院發(fā)布的中華人民共和國(guó)勞動(dòng)保險(xiǎn)條例，全國(guó)開始實(shí)施勞保醫(yī)療，享受對(duì)象是全民所有制企業(yè)正式職工及其供養(yǎng)的直系親屬。勞保醫(yī)療提供的醫(yī)療服務(wù)內(nèi)容與公費(fèi)醫(yī)療基本相同，其費(fèi)用由企業(yè)自行負(fù)擔(dān)。截至年底，有多萬(wàn)人享受勞保醫(yī)療。 公費(fèi)、勞保醫(yī)療制度的弊端是：醫(yī)療費(fèi)用由國(guó)家和企業(yè)包攬過多，個(gè)人基本上不用支付費(fèi)用。醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)過快，缺乏有效的制約機(jī)制。醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋面窄，管理和服務(wù)的社會(huì)化程度低，這種制度不僅不能適應(yīng)中國(guó)建立社會(huì)主義市場(chǎng)

5、經(jīng)濟(jì)的需要，而且本身也難以繼續(xù)運(yùn)轉(zhuǎn)下去。 年代中后期開始，全國(guó)各地以不同形式對(duì)傳統(tǒng)的公費(fèi)勞保醫(yī)療制度進(jìn)行改革。年中國(guó)開始進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)。同年月，國(guó)務(wù)院正式批準(zhǔn)在個(gè)中等城市，即吉林省四平、遼寧省丹東、湖北省黃石、湖南省株洲，進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)。并在深圳、海南進(jìn)行社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)。 醫(yī)療制度改革的基本思路是，將舊的由財(cái)政和企業(yè)共同負(fù)擔(dān)的公費(fèi)醫(yī)療和勞保醫(yī)療費(fèi)用分為兩塊：其中一部分用于建立社會(huì)保險(xiǎn)統(tǒng)籌基金，集中調(diào)劑使用，用于職工大病醫(yī)療開支；另一部分用于建立個(gè)人醫(yī)療帳戶，職工個(gè)人再定期由工資中繳納適當(dāng)部分，充實(shí)個(gè)人醫(yī)療帳戶用于一般醫(yī)療開支。 職工醫(yī)療制度改革的主要內(nèi)容是：（）改

6、革職工醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用的籌集辦法。職工醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用由用人單位和職工共同繳納。（）建立社會(huì)統(tǒng)籌醫(yī)療基金和職工個(gè)人醫(yī)療帳戶相結(jié)合的制度。（）建立對(duì)職工個(gè)人的醫(yī)療費(fèi)用制約機(jī)制，減少浪費(fèi)。（）加強(qiáng)對(duì)醫(yī)療單位的有效制約，改善醫(yī)療服務(wù)。（）加強(qiáng)管理，強(qiáng)化監(jiān)督。 年月召開的中共十四屆三中全會(huì)提出，要建立個(gè)人帳戶與社會(huì)統(tǒng)籌相結(jié)合的醫(yī)療保險(xiǎn)制度。 年春，中國(guó)第一個(gè)醫(yī)療保險(xiǎn)的專門管理機(jī)構(gòu)深圳市醫(yī)療保險(xiǎn)管理局正式組建，同年月，深圳市職工醫(yī)療保險(xiǎn)在沙頭角鎮(zhèn)個(gè)月試點(diǎn)的基礎(chǔ)上在全市全面實(shí)施。 從年月起，以“社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人帳戶相結(jié)合”為模式的新型醫(yī)療保險(xiǎn)制度在江蘇省鎮(zhèn)江市、江西省九江市進(jìn)行試點(diǎn)。 所謂“社會(huì)統(tǒng)籌與個(gè)人帳戶相結(jié)合

7、”，即用人單位和個(gè)人都要繳納一定的基本醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)，一部分劃入職工個(gè)人醫(yī)療帳戶，主要用于支付小病醫(yī)療費(fèi)用，其余部分建立社會(huì)統(tǒng)籌醫(yī)療基金，主要用于支付職工的大病醫(yī)療費(fèi)用，個(gè)人帳戶的本金和利息為職工個(gè)人所有，可以積累、繼承；社會(huì)統(tǒng)籌基金由專門的醫(yī)療保險(xiǎn)基金管理機(jī)構(gòu)負(fù)責(zé)管理，?？顚Ｓ谩?shí)行社會(huì)統(tǒng)籌和個(gè)人帳戶相結(jié)合的基本醫(yī)療保險(xiǎn)模式，是具有中國(guó)特色的職工醫(yī)療保險(xiǎn)制的核心內(nèi)容。 年，國(guó)務(wù)院四部委聯(lián)合下發(fā)了關(guān)于職工醫(yī)療制度改革的試點(diǎn)意見。并于同年在九江和鎮(zhèn)江兩市展開，其中包括公費(fèi)醫(yī)療用藥報(bào)銷范圍改革。 年，國(guó)家體改委等四部委提出關(guān)于職工醫(yī)療保障制度改革擴(kuò)大試點(diǎn)的意見，要求各省、自治區(qū)選定兩個(gè)以上中等城市作為

8、擴(kuò)大試點(diǎn)城市，進(jìn)行公費(fèi)醫(yī)療改革。試點(diǎn)工作由鎮(zhèn)江、九江兩市推向全國(guó)個(gè)城市。意見提出了建立職工社會(huì)醫(yī)療保障制度的十項(xiàng)基本原則。同年，國(guó)務(wù)院推選多個(gè)中等以上城市進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度擴(kuò)大試點(diǎn)。至此，職工醫(yī)療保障制度改革擴(kuò)大試點(diǎn)工作已在全國(guó)個(gè)省、自治區(qū)、直轄市全面展開。 截止到年底，全國(guó)已有萬(wàn)職工和萬(wàn)離退休人員參加“統(tǒng)帳”結(jié)合方式的醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革，萬(wàn)企業(yè)職工和萬(wàn)離退休人員參加大病醫(yī)療費(fèi)用社會(huì)統(tǒng)籌。 年月日至日，全國(guó)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革工作會(huì)議在北京召開。會(huì)議決定，自年起在全國(guó)范圍內(nèi)進(jìn)行城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革，于當(dāng)年底完成，與此同時(shí)，已實(shí)行多年的公費(fèi)醫(yī)療和勞保醫(yī)療制度將自動(dòng)取消。此次會(huì)議標(biāo)志著中國(guó)城鎮(zhèn)

9、職工醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革進(jìn)入了一個(gè)新階段。這次改革的主要任務(wù)是：建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，即適應(yīng)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，根據(jù)財(cái)政、企業(yè)和個(gè)人的承受能力，保障職工基本醫(yī)療需求的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度。原則是：改革醫(yī)療保險(xiǎn)的水平要與社會(huì)主義初級(jí)階段生產(chǎn)力發(fā)展水平相適應(yīng)；城鎮(zhèn)所有用人單位及其職工都要參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)，實(shí)行屬地管理；基本醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)由用人單位和職工雙方共同負(fù)擔(dān)；基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金實(shí)行社會(huì)統(tǒng)籌和個(gè)人帳戶相結(jié)合。覆蓋范圍為：城鎮(zhèn)所有用人單位包括企業(yè)（國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、外商投資企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)等，不含鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)）、機(jī)關(guān)、事業(yè)單位、社會(huì)團(tuán)體、民辦非企業(yè)單位及其職工。城鎮(zhèn)個(gè)體經(jīng)濟(jì)組織業(yè)主及其從業(yè)人員也可以參加

10、基本醫(yī)療保險(xiǎn)。 按照年底國(guó)務(wù)院確定的醫(yī)療改革方案，城鎮(zhèn)所有用人單位和職工都要參加職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)。單位繳費(fèi)率為職工工資總額的，職工繳費(fèi)率為本人工資的。職工看病采取小病自理，大病統(tǒng)籌辦法。由于這次改革力度大，涉及面廣，需要制定一系列的配套政策，因此年月，勞動(dòng)和社會(huì)保障部、國(guó)家計(jì)委、國(guó)家經(jīng)貿(mào)委、財(cái)政部、國(guó)家藥品監(jiān)督管理局等部門聯(lián)合出臺(tái)了個(gè)醫(yī)療改革配套辦法，即城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)定點(diǎn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)管理暫行辦法、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)定點(diǎn)零售藥店管理暫行辦法和城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)用藥范圍管理暫行辦法。2 研究目的 隨著社會(huì)的發(fā)展，人們收入水平的提高，人們逐漸意識(shí)到并且有能力追求高質(zhì)量的生活，因此在消費(fèi)支出中，

11、醫(yī)療保健支出的數(shù)額在不斷攀升。為了研究中國(guó)城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入與醫(yī)療保健支出之間的數(shù)量關(guān)系，并且探討醫(yī)療改革對(duì)城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出的影響，根據(jù)已有的經(jīng)濟(jì)理論，我們借助eviews軟件，建立了計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，并結(jié)合經(jīng)濟(jì)背景，對(duì)結(jié)果進(jìn)行了分析，得出了一些結(jié)論。二、 結(jié)合經(jīng)濟(jì)背景,進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析(一) 關(guān)于 數(shù)據(jù)1 數(shù)據(jù)的來源：各年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中經(jīng)網(wǎng)2 數(shù)據(jù)的收集及修正：在1993年-2002年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中，存在“醫(yī)療保健”的數(shù)據(jù)，但在1993年以前的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中，沒有醫(yī)療保健支出的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，只是在“購(gòu)買商品支出”指標(biāo)中有“藥及醫(yī)療用品”的數(shù)據(jù)，在“非商品支出”指標(biāo)中有“醫(yī)療保健

12、費(fèi)”的數(shù)據(jù)，我們將二者進(jìn)行加總，作為醫(yī)療保健的支出。醫(yī)療保健支出的數(shù)據(jù)是抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，但同樣樣本的人均收入抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)無法完全收集到，因此，我們用全國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入替代，根據(jù)掌握的部分?jǐn)?shù)據(jù)，二者各年絕對(duì)數(shù)相差247元，但差額占當(dāng)年人均收入的比例很小，我們將其忽略，不過，因此而使得數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性有所降低，這是數(shù)據(jù)收集的缺陷所在。 3 用于建立模型的數(shù)據(jù)如下： 年份醫(yī)療保健支出年人均可支配收入1985 8.160000 739.10001986 9.270000 899.60001987 11.43000 1002.2001988 16.66000 1181.4001989 20.900

13、00 1375.7001990 25.67000 1510.2001991 29.23000 1700.6001992 41.51000 2026.6001993 56.89000 2577.4001994 82.89000 3496.2001995 110.1100 4283.0001996 143.2800 4838.9001997 179.6800 5160.3001998 205.1600 5425.0001999 245.5900 5854.0002000 318.0700 6280.0002001 343.2800 6856.600(二) 關(guān)于模型1、 模型建立及依據(jù)：醫(yī)療保健支出

14、屬于居民消費(fèi)支出的一部分，根據(jù)簡(jiǎn)化的凱恩斯的收入決定模型c=a+by(c為消費(fèi)支出,y為收入,a為自主消費(fèi),b為邊際消費(fèi)傾向),建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型y=a+bx(x為城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入,y為醫(yī)療保健支出),.從80年代中后期開始，我國(guó)醫(yī)療制度開始進(jìn)行不同形式的試點(diǎn)改革，在1996年,推廣到全國(guó)57個(gè)城市,因此，我們同時(shí)以加法形式和乘法形式引入了虛擬變量，d=0 （1985-1995）d=1 （1996-2001），計(jì)量模型變?yōu)閥=a+bx+ad+b(dx)+u(注:我們?cè)?991-1998年中的每一年作為改革的分界點(diǎn),進(jìn)行回歸.比較而言,1995年,1996年作為分界點(diǎn)的回歸效果比較好.

15、但考慮到1996年改革全面展開,因此以1996年為分界點(diǎn)相對(duì)比較妥當(dāng).)2、 參數(shù)估計(jì)：運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行回歸,得: dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 17:06sample: 1985 2001included observations: 17variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-17.659524.572895-3.8617800.0020x0.0291930.00210013.898450.0000d-339.983526.38532

16、-12.885330.0000dx0.0748590.00496515.077630.0000r-squared0.996316 mean dependent var108.6929adjusted r-squared0.995466 s.d. dependent var111.7625s.e. of regression7.525840 akaike info criterion7.076886sum squared resid736.2975 schwarz criterion7.272936log likelihood-56.15353 f-statistic1171.865durbin

17、-watson stat2.863981 prob(f-statistic)0.0000003 、 數(shù)據(jù)殘差的正態(tài)性檢驗(yàn)series: residualssample 1985 2001observations 17mean -2.51e-14median 4.413713maximum 56.74853minimum -50.70198std. dev. 30.41780skewness 0.126876kurtosis 2.518861jarque-bera 0.209585probability 0.900511 從上表可以看出，拒絕原假設(shè)犯錯(cuò)誤的概率為90.05%，所以接受原假設(shè)，數(shù)據(jù)

18、殘差具有正態(tài)性。4 、 模型檢驗(yàn) y = -17.65952+ 0.029193x - 339.9835d + 0.074859(dx)(1) 經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn): 從回歸得到的方程可以得出，b>0且b>0,x與y是正相關(guān)關(guān)系，也就是說，隨著人們收入水平的提高,醫(yī)療保健支出在增加,符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況,該模型有經(jīng)濟(jì)意義.(2) 統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn): 可決系數(shù)等于0.996316，說明模型的擬合程度比較好，在給定顯著水平0.05的情況下,t統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值分別為3.861780, 13.89845,12.88533,15.07763,均大于t統(tǒng)計(jì)量的臨界值2,說明解釋變量對(duì)應(yīng)變量的影響是顯著的，但t值偏大

19、,主要是由于數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性造成的,而改革使得數(shù)據(jù)出現(xiàn)不穩(wěn)定性.f統(tǒng)計(jì)量等于1171.865,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值,說明回歸方程非常顯著,整體模型效果比較好. (3) 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn) 多重共線性檢驗(yàn) 利用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法檢驗(yàn)，得xdd*xx 1.000000 0.886540 0.905644z 0.886540 1.000000 0.989222z*x 0.905644 0.989222 1.000000相關(guān)系數(shù)非常大,該模型存在嚴(yán)重的多重共線性,但對(duì)此無法進(jìn)行修正,因?yàn)樘摂M變量的引入帶來了多重共線性.這是模型的一個(gè)比較大的缺陷,從而使模型的解釋力有所下降. 異方差檢驗(yàn) arch檢驗(yàn)arch te

20、st:f-statistic0.579265 probability0.641799obs*r-squared2.072718 probability0.557452test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/15/02 time: 17:30sample(adjusted): 1988 2001included observations: 14 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c75.93

21、21057.656221.3169800.2172resid2(-1)0.8417090.9493840.8865840.3961resid2(-2)-8.53246213.78786-0.6188390.5499resid2(-3)-5.2330457.831470-0.6682070.5191r-squared0.148051 mean dependent var51.27278adjusted r-squared-0.107533 s.d. dependent var134.4577s.e. of regression141.5025 akaike info criterion12.97

22、747sum squared resid200229.5 schwarz criterion13.16006log likelihood-86.84228 f-statistic0.579265durbin-watson stat1.965059 prob(f-statistic)0.641799 從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出 ,拒絕原假設(shè)犯錯(cuò)誤的概率為55.7%,接受原假設(shè),不存在異方差.但因?yàn)闃颖緸樾颖?，函?shù)不服從卡方分布，但所有t值均不顯著，說明確實(shí)不存在異方差。 white檢驗(yàn) white heteroskedasticity test:f-statistic2.382855 probabil

23、ity0.106887obs*r-squared8.839149 probability0.115655test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/15/02 time: 17:30sample: 1985 2001included observations: 17variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c15.39633146.78360.1048910.9184x-0.0125990.146759-0.0858500.9331x22.53e-0

24、62.94e-050.0863080.9328x*d1.0563271.2168620.8680750.4039x*(d*x)-7.82e-050.000107-0.7296120.4809d-3359.6853499.258-0.9601140.3576r-squared0.519950 mean dependent var43.31162adjusted r-squared0.301745 s.d. dependent var122.5418s.e. of regression102.3980 akaike info criterion12.36618sum squared resid11

25、5338.8 schwarz criterion12.66025log likelihood-99.11249 f-statistic2.382855durbin-watson stat2.802856 prob(f-statistic)0.106887 從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出 ,拒絕原假設(shè)犯錯(cuò)誤的概率為11.6%,接受原假設(shè),不存在異方差.但因?yàn)闃颖緸樾颖?，函?shù)不服從卡方分布，但所有t值均不顯著，說明確實(shí)不存在異方差。 從以上的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)可以得出,模型不存在異方差,但如果.結(jié)合經(jīng)濟(jì)背景,很有可能存在異方差.原因可能有以下幾點(diǎn):在醫(yī)療制度改革以前,城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出主要由政府和企業(yè)承擔(dān),

26、改革以后,個(gè)人要負(fù)擔(dān)很大一部分,因此,人們的消費(fèi)心理會(huì)發(fā)生很大變化,對(duì)醫(yī)療保健的支出的影響會(huì)比較大,但因?yàn)闊o法量化,該影響就放在了隨機(jī)誤差項(xiàng)中,可能使隨機(jī)誤差的方差變動(dòng)呈現(xiàn)異方差性.另外,人們的預(yù)期,醫(yī)療保健費(fèi)用的上漲速度等因素都可能影響人們的醫(yī)療保健支出,也可能導(dǎo)致異方差的存在. 自相關(guān)檢驗(yàn) - d-w檢驗(yàn) 根據(jù)回歸結(jié)果,dw=2.863981,在給定顯著性水平0.05的情況下,查d-w表,n=17,k=3,得臨界值0.897,1.710,落在無法判斷區(qū)域,為謹(jǐn)慎起見,視為存在自相關(guān).產(chǎn)生自相關(guān)的主要原因可能有(a):經(jīng)濟(jì)變量慣性的作用,一項(xiàng)醫(yī)療保健往往要持續(xù)幾年,使支出存在一定的剛性;(b

27、)經(jīng)濟(jì)行為的滯后性,因?yàn)楦母锖筢t(yī)療費(fèi)用很高,很多人要積攢幾年的收入,才可能應(yīng)付一次的支出;(c)模型設(shè)定偏誤,我國(guó)醫(yī)療制度改革采用漸進(jìn)式的改革,先試點(diǎn)再擴(kuò)展到面,以1996年作為改革的分界點(diǎn),可能使模型的準(zhǔn)確性受到影響.4 模型修正利用cochrane-orcutt迭代法修正自相關(guān), 得dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/15/02 time: 18:55sample(adjusted): 1986 2001included observations: 16 after adjusting endpointsconvergenc

28、e achieved after 5 iterationsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-17.978021.494247-12.031490.0000x0.0292310.00070441.526180.0000d-369.405110.64213-34.711570.0000d*x0.0803470.00194841.238500.0000ar(1)-1.1650300.263547-4.4205700.0010r-squared0.998640 mean dependent var114.9763adjusted r-squ

29、ared0.998146 s.d. dependent var112.2839s.e. of regression4.834721 akaike info criterion6.239830sum squared resid257.1198 schwarz criterion6.481264log likelihood-44.91864 f-statistic2019.912durbin-watson stat2.212067 prob(f-statistic)0.000000inverted ar roots -1.17estimated ar process is nonstationar

30、y 從修正結(jié)果可以看出，模型的數(shù)據(jù)很不平穩(wěn)，主要是改革造成的，同時(shí)也無法判斷,模型是否仍然存在自相關(guān).由于我們知識(shí)的局限,無法進(jìn)一步進(jìn)行驗(yàn)證和修改,dw值變小,我們暫且假定模型已不存在自相關(guān),以便于后面的分析.修正后的總方程為y = -17.97802 + 0.029231x - 369.4051d + 0.080347(dx) + ar(1)=-1.165030(三) 模型應(yīng)用 模型可以用于分析醫(yī)療制度改革前后,城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健消費(fèi)行為的變化,具體分析如下: 由模型總方程可以得到: 醫(yī)療制度改革前 ( d=0 ) y0=-17.97802+0.029231x+ar(1)=-1.165030 (1) 醫(yī)療制度改革后 ( d=1 ) y1=-17.97802+0.029231x-369.4051+0.080347x+ar(1)=-1.165030 =-387.38312+0.109578x+ar(1)=-1.165030 (2)（注：要得到這兩個(gè)方程，也可以利用對(duì)樣本進(jìn)行分段一元線性回歸，例如，以1985-1995年數(shù)據(jù)為樣本，可得未經(jīng)過檢驗(yàn)和修正的方程y = -17.65951545 + 0.02919270248*x ；以1996-2001年數(shù)據(jù)為樣本，可得到方程y = -357