4.3.2 对农村居民医疗消费支出影响的面板数据分析
1.面板数据模型的建立
基于各因素影响程度的考虑和计量分析结果的筛选，本节所构建的面板数据模型为：
在方程4-8中，i为31个省份（包括省、自治区、直辖市）；t为时期，代表2008～2012年；β为各解释变量的系数；LRHC为农村居民医疗消费水平RHC的对数，LPGH为医疗卫生服务政府供给水平PGH的对数，LRHI为农村居民家庭人均收入水平RHI的对数，FISDEN为财政分权水平，uit为随机扰动项。
2.数据说明
（1）农村居民医疗消费水平（RHC），用各省份农村居民家庭实际人均医疗保健消费支出来反映。该指标数据是对2009～2013年《中国统计年鉴》中农村居民家庭人均医疗保健消费支出的有关数据经过居民消费水平指数平减后获得。
（2）医疗卫生服务的政府供给水平（PGH），该指标数据来源同医疗卫生服务政府供给对城镇居民医疗消费支出影响面板数据分析中该指标的数据说明。
（3）农村居民家庭人均收入水平（RHI），用各省份农村居民家庭实际人均纯收入来反映。该指标数据是对2009～2013年《中国统计年鉴》中农村居民家庭人均纯收入的有关数据经过居民消费水平指数平减后获得的。
（4）财政分权水平（FISDEN），用地方财政一般预算支出占全国一般预算支出的比重来反映。公式为：财政分权水平=地方财政一般预算支出÷（中央财政预算支出＋地方财政一般预算支出）。该指标由2009～2013年《中国统计年鉴》中央财政预算支出和各地区地方财政一般预算支出的有关数据计算获得。
为消除时间序列中存在的异方差现象，对农村居民医疗消费水平（RHC）、医疗卫生服务政府供给水平（PGH）、农村居民人均收入水平RHI进行自然对数变换，分别用LRHC、LRHI、LPGH表示。
3.实证分析过程与结论
（1）相关性分析
表4-11 对农村居民医疗消费支出影响的面板数据相关性分析
由表4-11的分析结果可以看出，各省份医疗卫生服务的政府供给水平PGH、农村居民家庭人均收入水平RHI、财政分权水平FISDEN与农村居民医疗消费水平RHC存在一定的正相关性。
在三个变量中，PGH、RHI、FISDEN与RHC相关性分别为0.5034、0.8382、0.4370。其中，农村居民家庭人均收入水平RHI与农村居民医疗消费水平RHC的相关性最大，其次是医疗卫生服务的政府供给水平PGH与农村居民医疗消费水平RHC的相关性，财政分权水平FISDEN与农村居民医疗消费水平RHC的相关性最小。
从图4-4来看，各省份农村居民医疗消费水平受到医疗卫生服务政府供给水平的明显影响。从LRHC和LPGH两者的散点图、拟合回归曲线或局部加权回归修匀散点图来看，随着各省份医疗卫生服务政府供给水平的增加，各省份农村居民医疗消费水平总体呈现增加趋势。
图4-4 LRHC与LPGH的散点图
（2）固定效应的面板数据模型
表4-12 对农村居民医疗消费支出影响的固定效应模型估计(https://www.daowen.com)
注：F（3，121）=40.48，Prob > F = 0.000。
依据表4-12固定效应模型的估计结果，LPGH、LRHI、FISDEN对LRHC都有影响。除常数项外，LPGH、LRHI、FISDEN对LRHC都具有正向影响。在三个变量中，FISDEN对LRHC的正向影响程度最大，其次是LRHI对LRHC的正向影响，LPGH对LRHC的正向影响程度最小。LPGH的系数为0.12646，表明医疗卫生服务政府供给水平每提高1%，农村居民医疗消费水平提高0.13%。LRHI的系数为0.75016，表明农村居民家庭人均收入水平每提高1%，农村居民医疗消费水平增加0.75%。FISDEN的系数为1.47798，表明财政分权水平每上升，导致农村居民医疗消费水平增加1.48%。
（3）随机效应的面板数据模型
依据表4-13随机效应模型的估计结果，除常数项外，LPGH、LRHI、FISDEN对LRHC都具有正向影响。同固定效应模型的估计结果一样，FISDEN对LRHC的正向影响程度最大，其次是LRHI对LRHC的正向影响，LPGH对LRHC的正向影响程度最小。
表4-13 对农村居民医疗消费支出影响的随机效应模型估计
注：Wald chi2（3） =200.57，Prob > chi2 =0.0000。
LPGH的系数为0.16801，高于固定效应模型的0.12646，随机效应模型下LPGH对LRHC的影响程度大于固定效应LPGH对LRHC的影响程度。LRHI的系数为0.76869，稍高于固定效应模型的0.75016，随机效应模型下LRHI对LRHC的影响程度稍大于固定效应LRHI对LRHC的影响程度。FISDEN的系数为1.77403，高于固定效应模型的1.47798，随机效应模型下FISDEN对LRHC的影响程度大于固定效应FISDEN对LRHC的影响程度。
（4）Hausman检验结果
由表4-14的Hausman检验结果来看，chi2（3）的值为2.50，接受原假设的概率为0.4759，因此在5%的显著水平下接受原假设，应当采用随机效应模型。
表4-14 对农村居民医疗消费支出影响的面板数据Hausman检验结果
注：Test： H0： difference in coefficients not systematic。
chi2（3）= （b-B）'[（V_b-V_B）^（-1）]（b-B） = 2.50，Prob>chi2 = 0.4759。
在随机效应模型下，为更准确反映LPGH、LRHI、FISDEN对LRHC的影响，模型采用了稳健性的估计方法，有关估计结果见表4-15。
表4-15 对农村居民医疗消费支出影响的随机效应分析（稳健性估计）
注：Wald chi2（3）=405.59，Prob > chi2 =0.0000。
LPGH的系数为0.16801，表明医疗卫生服务政府供给水平每提高1%，农村居民医疗消费水平增加0.17%。如同政府医疗卫生支出增加对城镇居民医疗消费水平的影响一样，在农村居民家庭收入水平相对较低的情况下，政府加大对农村合作医疗制度、农村公共卫生体系建设的投入，既可降低农村医疗机构提供医疗服务的成本，也会降低农村居民家庭的医疗费用负担，在一定程度上刺激农村居民的医疗消费水平增加。
LRHI的系数为0.76869，表明农村居民家庭人均收入水平每提高1%，农村居民医疗消费水平增加0.77%。收入水平是决定消费能力和水平的重要因素，当家庭人均收入水平不断提高时，农村居民对医疗消费的需求和能力也会不断增加。目前，随着农村居民家庭人均收入水平的不断提高，加之农村合作医疗保险的补偿水平不断提高，我国农村居民家庭的医疗消费需求逐渐得到释放，其用于医疗消费的支出不断增长。
FISDEN的系数为1.77403，表明财政分权水平的上升导致农村居民医疗消费水平增加17.75%。由此可以看出，财政分权水平是影响农村居民医疗消费的最重要因素。这是因为，我国地方政府尤其是基层政府对于医疗卫生服务的支出责任较大而财力不足，农村地区医疗卫生服务的供给依赖于政府的财力投入，农村居民医疗服务需求的满足也依赖于政府财力的保障。因此，地方政府的财力水平是解决农村医疗卫生服务供给和需求的基础性条件。在财政分权水平提高时，地方政府用于医疗卫生服务供给的财政能力增加，农村居民医疗保险的补偿水平和需求满足程度都会提高，最终会刺激农村居民医疗消费水平的提高。