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摘 要：医疗保健发展收到多种因素的影响。本文实证发现：市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力更大。因此要切实关注老龄化问题，做好老年人医疗保障体系，促进医疗保健行业的合理健康发展。
关键词：医疗保健消费支出额;影响因素;多元回归
一、城镇居民家庭人均医疗保健消费支出发展现状
改革开放以后，我国医疗保健发展迅速，但是我国的居民医疗保健消费支出要求多且高、增长速度快，而医疗保健公共消费一直以来水平较低，国内生产总值中表明我国的卫生总费用所占比重低。我国同世界各国的交流和交往日益密切，中国拥有着渊远流长的民族历史和深厚的文化积淀，这使得文化之间更好地交流融合，科技之间的相互交流，东西方医疗保健观念融汇贯通。同时随着改革开放我国人民生活水平大幅度提高，广大人民群眾对于医疗保健的认识水平不断提升。医疗保健受到越来越大的重视，随之养生保健业得到快速的发展，成为目前服务业中的重要组成部分，为提高人民生活品质发挥了重要作用。我国目前的医疗保健服务业作为一个新兴的产业正处于快速发展的上升态势。
二、变量选取与数据来源
对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额起到影响的因素有很多，包括人口结构、认知水平、国家社会保障政策等，本文选取对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额影响较大的65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、国家 基本养老保险基金支出等因素，所有数据来源于《中国统计年鉴2014》。
三、模型设计与实证结果分析
简单线性回归：Y与X1，x2，x3的简单线性回归模型Y = -1367.72393849 + 0.191948656931*X1 ， Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2，Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3对65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）进行简单线性回归模型建立与检验。X1：所估计得参数β1=-1367.72393849 0.191948656931说明65岁以上人口每增加1万人，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.1920元，这与预期的经济意义相符。可决系数R2=0.990923，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 65岁以上人口”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X2：所估计得参数β1=162.481678888 β2=0.0691320908628，说明城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.0691元，这与预期的经济意义相符.可决系数R2=0.891293 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城镇居民家庭人均可支配收入 ”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X3：所估计得参数β1=-13.7976466261 β2=0.0481474772248，说明基本养老保险基金支出每增加1亿元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加0.0481元，这与预期经济意义相符。可决系数R2=0.954631 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 基本养老保险基金支出”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。调整的R^2=0.990923，拟合优度非常高，说明变量X1，X2，X3联合起来时被解释变量Y具有显著解释力。从F统计量看f还远远大于临界值，说明回归模型十分显著，即65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）联合起来确实对行业季度销售额有显著影响。从T检验结果来看，t1=44.32807，显著，说明X1对Y有显著影响，即65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出有显著影响;t2=12.14837，显著，说明X2对Y有显著影响，即城镇居民家庭人均可支配收入对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出无显著影响;t3=19.46137，显著，说明X3对Y有显著影响力，即基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出产生显著的影响，其中X1对Y的影响力大于X2、X3，说明65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出起更重大的作用。 对65岁及以上人口序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值-0.383826大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。
对城镇居民家庭人均可支配收入序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值 10.69286大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。对基本养老保险基金支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.444758、-0.008824、-0.776110，t检验统计值3.444758大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。 对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.616209、-3.710482、-3.297799，t检验统计值-1.802612大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。解释变量65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出与被解释变量城镇居民家庭人均医疗保健消费支出不呈平稳序列。 多重共线性检验。多重共线性检验与解决 求相关系数矩阵，得到：
Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 - 0.0396472650042*X2 + 0.0419179806164*X3
发现模型存在多重共线性，可知X1、X2、X3之间可能存在着较强的多重共线。
利用逐步回歸法检测，分别对Y和Xn（n=1、2、3）做线性回归：
可知拟合优度由强到弱的顺序依次是：X1 X3 X2，选定拟合最好的X1作为基准变量，分别导入X1 、X2做回归，得到以下模型：
Y = -1375.30990571 + 0.192922658563*X1 - 0.000389789281897*X2
Y = -1246.00127373 + 0.17442069564*X1 + 0.00458333412354*X3
Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 + 0.0419179806164*X3 - 0.0396472650042*X2
LNY=-17.1874374028+1.64370892753*LNX1 + 0.886140196749*LNX3为修复模型
异方差检验与消除。Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2
Y与X3的简单线性回归模型Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3
LM=20*0.824303=16.48606
四、结论
通过分析城镇居民家庭人均医疗保健消费支出与城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出之间的关系，可看出这些变量联合起来的作用对主营业务存在明显的影响，我们可以发现，虽然市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，但综合起来看65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力最大。医疗保障是有高收入弹性的特征的，当人们的生活水平不断提高，人们对于健康长寿更加重视。由此可见，我国已经步入老龄化社会，国家应进一步重视人口的老龄化问题，做好老年人的医疗保健工作，重视弱势群体的医疗保障需求，较少高昂的医疗保健费用对弱势家庭的负担，切实提升老年人的生活水平。
参考文献：
[1]曹燕，田耕. 我国不同收入组城镇居民医疗保健支出特点分析[J]. 医学与社会. 2010（03）.
[2]孙群. 城镇居民医疗保险制度试点中的问题探讨[J]. 产业与科技论坛. 2009（12） .
关键词：医疗保健消费支出额;影响因素;多元回归
一、城镇居民家庭人均医疗保健消费支出发展现状
改革开放以后，我国医疗保健发展迅速，但是我国的居民医疗保健消费支出要求多且高、增长速度快，而医疗保健公共消费一直以来水平较低，国内生产总值中表明我国的卫生总费用所占比重低。我国同世界各国的交流和交往日益密切，中国拥有着渊远流长的民族历史和深厚的文化积淀，这使得文化之间更好地交流融合，科技之间的相互交流，东西方医疗保健观念融汇贯通。同时随着改革开放我国人民生活水平大幅度提高，广大人民群眾对于医疗保健的认识水平不断提升。医疗保健受到越来越大的重视，随之养生保健业得到快速的发展，成为目前服务业中的重要组成部分，为提高人民生活品质发挥了重要作用。我国目前的医疗保健服务业作为一个新兴的产业正处于快速发展的上升态势。
二、变量选取与数据来源
对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额起到影响的因素有很多，包括人口结构、认知水平、国家社会保障政策等，本文选取对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出额影响较大的65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、国家 基本养老保险基金支出等因素，所有数据来源于《中国统计年鉴2014》。
三、模型设计与实证结果分析
简单线性回归：Y与X1，x2，x3的简单线性回归模型Y = -1367.72393849 + 0.191948656931*X1 ， Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2，Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3对65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）进行简单线性回归模型建立与检验。X1：所估计得参数β1=-1367.72393849 0.191948656931说明65岁以上人口每增加1万人，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.1920元，这与预期的经济意义相符。可决系数R2=0.990923，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 65岁以上人口”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X2：所估计得参数β1=162.481678888 β2=0.0691320908628，说明城镇居民家庭人均可支配收入每增加1元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加 0.0691元，这与预期的经济意义相符.可决系数R2=0.891293 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“城镇居民家庭人均可支配收入 ”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。X3：所估计得参数β1=-13.7976466261 β2=0.0481474772248，说明基本养老保险基金支出每增加1亿元，城镇居民家庭人均医疗保健消费支出增加0.0481元，这与预期经济意义相符。可决系数R2=0.954631 ，说明所建模型整体上对样本数据拟合较好，即解释变量“ 基本养老保险基金支出”对被解释变量“城镇居民家庭人均医疗保健消费支出”的绝大部分差异做出了解释。调整的R^2=0.990923，拟合优度非常高，说明变量X1，X2，X3联合起来时被解释变量Y具有显著解释力。从F统计量看f还远远大于临界值，说明回归模型十分显著，即65岁及以上人口（X1）、城镇居民家庭人均可支配收入（X2）、基本养老保险基金支出（X3）联合起来确实对行业季度销售额有显著影响。从T检验结果来看，t1=44.32807，显著，说明X1对Y有显著影响，即65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出有显著影响;t2=12.14837，显著，说明X2对Y有显著影响，即城镇居民家庭人均可支配收入对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出无显著影响;t3=19.46137，显著，说明X3对Y有显著影响力，即基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出产生显著的影响，其中X1对Y的影响力大于X2、X3，说明65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出起更重大的作用。 对65岁及以上人口序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值-0.383826大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。
对城镇居民家庭人均可支配收入序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.532598、-3.673616、-3.277364，t检验统计值 10.69286大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。对基本养老保险基金支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-3.444758、-0.008824、-0.776110，t检验统计值3.444758大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。 对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出序列进行ADF检验（选取模型为带截距项，滞后系数均为2）。从验证结果看，在1%，5%，10%两个显著性水平下单位根检验的Mackinnon临界值分别为-4.616209、-3.710482、-3.297799，t检验统计值-1.802612大于相应临界值，则接受备择假设说明序列存在单位根，序列不平稳。解释变量65岁及以上人口、城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出与被解释变量城镇居民家庭人均医疗保健消费支出不呈平稳序列。 多重共线性检验。多重共线性检验与解决 求相关系数矩阵，得到：
Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 - 0.0396472650042*X2 + 0.0419179806164*X3
发现模型存在多重共线性，可知X1、X2、X3之间可能存在着较强的多重共线。
利用逐步回歸法检测，分别对Y和Xn（n=1、2、3）做线性回归：
可知拟合优度由强到弱的顺序依次是：X1 X3 X2，选定拟合最好的X1作为基准变量，分别导入X1 、X2做回归，得到以下模型：
Y = -1375.30990571 + 0.192922658563*X1 - 0.000389789281897*X2
Y = -1246.00127373 + 0.17442069564*X1 + 0.00458333412354*X3
Y = -1026.08383931 + 0.130712682967*X1 + 0.0419179806164*X3 - 0.0396472650042*X2
LNY=-17.1874374028+1.64370892753*LNX1 + 0.886140196749*LNX3为修复模型
异方差检验与消除。Y = 162.481678888 + 0.0691320908628*X2
Y与X3的简单线性回归模型Y = -13.7976466261 + 0.0481474772248*X3
LM=20*0.824303=16.48606
四、结论
通过分析城镇居民家庭人均医疗保健消费支出与城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出之间的关系，可看出这些变量联合起来的作用对主营业务存在明显的影响，我们可以发现，虽然市城镇居民家庭人均可支配收入、基本养老保险基金支出对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出均有影响，但综合起来看65岁及以上人口对城镇居民家庭人均医疗保健消费支出影响力最大。医疗保障是有高收入弹性的特征的，当人们的生活水平不断提高，人们对于健康长寿更加重视。由此可见，我国已经步入老龄化社会，国家应进一步重视人口的老龄化问题，做好老年人的医疗保健工作，重视弱势群体的医疗保障需求，较少高昂的医疗保健费用对弱势家庭的负担，切实提升老年人的生活水平。
参考文献：
[1]曹燕，田耕. 我国不同收入组城镇居民医疗保健支出特点分析[J]. 医学与社会. 2010（03）.
[2]孙群. 城镇居民医疗保险制度试点中的问题探讨[J]. 产业与科技论坛. 2009（12） .