引用本文： 周亮茹, 張歆, 鄭雪, 劉國祥, 郭思柔, 孫承堯. 基于 14 431 例黑龍江省居民調查數據的自購藥需求彈性研究. 中國循證醫學雜志, 2018, 18(11): 1239-1244. doi: 10.7507/1672-2531.201807142 復制
自購藥需求彈性反映消費者自購藥需求量對其相關因素（價格、收入）變化的敏感程度，包括收入彈性和價格彈性[1]，收入彈性有助于分析自購藥本身的特點（是正常品還是劣等品），價格彈性有助于分析自購藥需求與自購藥價格或其他類型衛生服務之間的關系（替代或互補關系）。
本文利用黑龍江省 2013 年第五次衛生服務調查的橫斷面數據，測算居民自購藥的需求彈性，測算自購藥需求對藥品價格、居民收入變動的靈敏程度，分析自購藥需求與醫療機構就診需求之間的關系，以期為衛生管理決策提供依據。
1 材料與方法
1.1 數據來源
本研究數據來源于 2013 年黑龍江省第五次國家衛生服務調查結果。該調查采用多階段、分層、整群隨機抽樣方法，在全省抽取了 9 個樣本縣（區），每個縣（區）分別抽取 5 個鄉鎮（街道），每個鄉鎮（街道）分別抽 2 個行政村（居委會），每個村（居委會）隨機抽 60 戶。最終納入 5 289 戶，14 431 人。本研究選取個人層面的數據進行分析。
1.2 變量基本情況
本研究采用“過去兩周內是否利用自購藥”及“用于購買自購藥的支出”來作為自購藥需求的代理變量。自購藥的利用概率即過去兩周內利用自購藥品的人數/樣本人數，自購藥支出為過去兩周內自行購買藥品的費用。自購藥價格用過去兩周內居民的次均自購藥支出的縣域水平中位數的自然對數表示（次均自購藥支出為居民的自購藥支出/利用自購藥的次數），就診價格采用居民的次均就診支出的縣域水平中位數的自然對數表示（次均就診支出為居民的就診支出/利用就診的次數）。
采用家庭人均消費性支出作為衡量城鄉居民家庭生活標準的指標，并用成人等值人口數對家庭消費性支出進行調整[2]。以等值人口的消費性支出作為衡量收入的最終指標。
 |
式（1）中：A 為家庭成年人口數，k 為家庭 0～15 歲兒童數，m 是兒童成本參數，b 是經濟水平程度的參數。根據國際經驗，本研究中，m 取 0.3，b 取 0.75。考慮到自購藥支出、自購藥的價格、就診的價格及收入等經濟價值變量可能的異方差和非線性，本研究對其進行了對數化處理，即采用這些變量的自然對數形式[3]。除此之外，居民的自購藥需求還受到性別、年齡、家庭規模、受教育水平、婚姻狀況等因素的影響。本研究采用 Probit 模型和對數回歸模型進行分析，模型變量基本情況見表 1。
表1
Probit 模型變量基本情況
1.3 研究方法
1.3.1 調查方法
家庭健康詢問調查均采用入戶詢問的方法收集資料。經培訓合格的調查員深入樣本戶按調查表的項目對該戶所有成員進行逐一詢問調查，并填寫調查表。家庭健康詢問調查表主要包括：家庭一般情況調查表、家庭成員健康詢問調查表、衛生服務利用調查表（包括兩周病傷調查表、調查前一年住院調查表）。
1.3.2 需求彈性的分類及計算
需求彈性包括自價格彈性、交叉價格彈性和收入彈性。需求自價格彈性指需求對價格變動的反應程度或敏感程度，即價格改變一個百分比時需求量變化的百分比，也即：衛生服務 X 需求量變動率/衛生服務 X 價格變動率。需求交叉價格彈性指一種商品的需求量變動對另一種商品價格變動的反應程度，即：衛生服務 Y 需求量變動率/衛生服務 X 價格變動率。需求收入彈性指需求對居民收入變動的反應程度或敏感程度，為收入改變一個百分比時需求量變化的百分比，即：衛生服務 X 需求量變動率/消費者收入變動率[5]。
1.3.3 統計分析方法
自購藥利用概率為二分類變量，故采用 Probit 模型進行回歸分析。自購藥利用支出為連續變量，采用對數回歸模型進行分析。
首先，利用 Probit 模型測算自購藥利用概率需求彈性，具體函數表示如下：
 |
公式（2）中，
表示是否利用自購藥，Wi 表示對自購藥利用決策產生影響的因素，本研究納入了年齡、性別、婚姻、教育水平、就業狀況、健康狀態等變量，當
>0時，表明利用了自購藥服務；否則，即未利用自購藥服務。
其次，自購藥支出彈性分析采用對數回歸模型：
 |
公式（3）中，medi 表示自購藥支出，當利用自購藥時（
>0時），產生相應的支出，以支出為被解釋變量，建立對數回歸方程，xi 為對自購藥支出產生影響的因素，βi 為影響因素的系數值。
1.3.4 需求彈性估計
自購藥利用需求彈性值并不能從 Probit 回歸結果中直接得到，需要通過以下公式將 Probit 模型（公式 2）回歸結果中的偏回歸系數轉化為某一價格水平下的點彈性[6, 7]：
 |
(4)
公式（4）中，ev 表示解釋變量 v 的彈性，分子為回歸結果標準正態分布的概率密度函數，分母表示回歸結果標準正態分布的累積概率分布函數，βv 為解釋變量 v 的偏回歸系數，Pm、PD、IN 分別代入醫療機構就診價格、自購藥價格、收入，xi 為性別、年齡等解釋變量。Pi 為 xi 的系數。
自購藥支出需求彈性值可通過對數回歸模型直接獲得，價格和收入變量系數的估計值為其彈性值。
2 結果
2.1 黑龍江居民調查人群的自購藥服務利用與支出現狀
全部樣本人群的兩周患病率為 22.47%，兩周自購藥利用概率為 14.60%，兩周就診概率為 10.10%，次均自購藥支出為 38.62 元。女性的自購藥利用概率為 15.53%，大于男性的利用概率（13.69%）；女性自購藥支出為 38.53 元，小于男性的 51.72 元。隨著年齡的增長，自購藥的利用概率也相應增加，由 15 歲以下居民的 3.80% 增長至 66 歲以上居民的 35.40%。農村居民（13.80%）比城市居民（18.78%）自購藥的可能性更小。受教育水平低的人更傾向于自購藥。城鎮職工基本醫療保險的居民對自購藥的利用概率最高為 23.22%，新農合居民對自購藥的利用概率最低為 13.79%。吸煙的居民自購藥利用概率（15.40%）高于不吸煙的居民（14.41%）；飲酒的居民自購藥利用概率（14.44%）與不飲酒居民（14.71%）相當；自購藥利用概率與慢病數目同向變化，沒有慢病的居民自購藥利用概率為 4.11%，慢病數目為 3 種及以上的居民自購藥利用概率為 65.43%（表 2）。
表2
樣本居民自購藥需求與支出情況
2.2 模型估計結果
Probit 回歸模型中自購藥價格、醫療機構就診價格、年齡、到最近醫療點的距離等變量在 α=0.1 的檢驗水準下具有統計學意義。年齡、自購藥價格、慢病的數量等變量的增加會使自購藥的利用概率增加；就診的價格、家庭成員的數量、到最近醫療點的距離等變量的增加會使自購藥的利用概率減少。對數回歸中，自購藥價格、慢病數量、健康效用指數等變量在 α=0.1 的檢驗水準下具有統計學意義。自購藥價格、收入、慢病數量的增加會使自購藥支出增加，健康效用指數的增加會減少自購藥支出（表 3）。
表3
黑龍江居民自購藥利用概率與支出的回歸分析結果
2.3 彈性結果
2.3.1 自價格彈性
一般來說，當自購藥利用的自價格彈性的絕對值小于 1 時，表明自購藥利用缺乏彈性；絕對值大于 1 時為富有彈性。表 4 結果顯示樣本人群居民自購藥利用自價格彈性為 0.374（P=0.000），自購藥利用缺乏彈性，為必需品。自購藥品價格每上升 10%，其利用概率將增加 3.74%。自購藥支出的自價格彈性為 0.675（P=0.000），自購藥品價格每上升 10%，其支出將增加 6.75%。自購藥品自價格彈性為正數，即價格和需求量呈同方向變動。自購藥支出的自價格彈性大于自購藥利用的自價格彈性，說明自購藥支出對自購藥價格的敏感程度高于自購藥利用。
表4
樣本居民自購藥利用概率及支出的需求彈性
2.3.2 交叉價格彈性
需求交叉價格彈性可以用來分析兩種商品之間的關系。醫療機構就診與自購藥利用的交叉價格彈性為–0.184（P=0.000），即醫療機構就診價格每上升 10%，自購藥利用概率將下降 1.84%。交叉價格彈性值為負，表明醫療機構就診與自購藥利用呈互補關系，即就診價格上升，自購藥利用概率下降。醫療機構就診價格與自購藥支出的交叉彈性為 0.095（P=0.267），表明就診價格對自購藥支出的影響不顯著。
2.3.3 收入彈性
自購藥利用的居民收入彈性為 0.083（P=0.172），表明居民收入對自購藥利用概率無顯著性影響。自購藥支出的收入彈性為 0.144（P=0.069），表明居民收入每增加 10%，自購藥支出會增加 1.44%。
3 討論
本研究結果提示樣本居民自購藥利用的自價格彈性為 0.374，彈性值的絕對值小于 1，屬于必需品，該結果與朱宏等[8]的研究結果一致。自購藥利用的自價格彈性值為負，表明自購藥價格和需求量同方向變動，這與一般商品的需求價格彈性有所不同。呈現該特征的原因可從以下幾個方面解釋：首先，根據 Grossman 健康需求模型，醫療衛生服務需求是一種為了維持健康狀態所帶來的需求[9]，其“必需性”大于一般商品。其次，健康與生命息息相關，在患病的狀態下，患者出于恐慌和盲目的心理，會產生攀高就醫的非理性行為，在條件允許情況下傾向于選擇大品牌、高價格的衛生服務[10]。此外，由于衛生領域中的信息不對稱，零售藥店的趨利行為之一就是向消費者推薦高價藥，誘導患者消費更多高價藥品，造成了價格相對昂貴的藥品利用人數反而更多的現狀。根據自購藥缺乏彈性的特點，自購藥的需求對于藥品的價格并不敏感，企業不會通過降低藥品價格吸引更多的消費者，因此，在藥品價格政策和藥品保險政策制定時需要考慮到藥品需求的這一特殊性，避免患者因藥品價格過高而無力購買或造成沉重經濟負擔。
自購藥利用與醫療機構就診服務的交叉價格彈性為–0.184，說明隨著就診價格的上升，就診利用概率下降，自購藥利用概率也隨之下降，二者呈現互補關系。現階段我國醫療資源分布不均問題仍很突出，高精尖的醫療衛生資源集中在大城市的大醫院，患者仍傾向于選擇大醫院就診[11-13]，在 2013 年前實施藥品零差率以前，大醫院的藥品價格普遍高于零售藥品機構，為了節約就醫成本，患者會出現“醫院問診，藥店購藥”的行為，導致兩種衛生服務利用的同向增長。但根據我國目前藥事服務的現狀分析，醫療機構診療與自購藥利用之間存在替代關系。由于目前臨床醫師與執業藥師的職能劃分不明確，缺乏服務的連續性和互補性，醫療機構就診與零售藥店的自購藥行為在藥事服務上存在一定的競爭關系，存在相互替代。
本研究的局限性：① 僅使用 2013 年的橫斷面數據，沒有控制時間因素，缺乏對自購藥利用與支出隨時間變化的分析；② 不能通過數據來判定居民對自購藥的使用是否恰當，因此不能進一步分析用藥合理性的問題。
綜上所述，黑龍江省居民自購藥利用與支出對其價格均缺乏彈性，在藥品價格和醫保補償政策中應充分考慮自購藥缺乏彈性的特點，保證患者的用藥的可及性和可負擔性。自購藥利用對收入的變動不敏感，自購藥支出對收入的變化較為敏感。自購藥利用與醫療機構就診以互補關系為主，應明確醫師與藥師的職責范圍，提供更加有序、高效的藥事服務。
自購藥需求彈性反映消費者自購藥需求量對其相關因素（價格、收入）變化的敏感程度，包括收入彈性和價格彈性[1]，收入彈性有助于分析自購藥本身的特點（是正常品還是劣等品），價格彈性有助于分析自購藥需求與自購藥價格或其他類型衛生服務之間的關系（替代或互補關系）。
本文利用黑龍江省 2013 年第五次衛生服務調查的橫斷面數據，測算居民自購藥的需求彈性，測算自購藥需求對藥品價格、居民收入變動的靈敏程度，分析自購藥需求與醫療機構就診需求之間的關系，以期為衛生管理決策提供依據。
1 材料與方法
1.1 數據來源
本研究數據來源于 2013 年黑龍江省第五次國家衛生服務調查結果。該調查采用多階段、分層、整群隨機抽樣方法，在全省抽取了 9 個樣本縣（區），每個縣（區）分別抽取 5 個鄉鎮（街道），每個鄉鎮（街道）分別抽 2 個行政村（居委會），每個村（居委會）隨機抽 60 戶。最終納入 5 289 戶，14 431 人。本研究選取個人層面的數據進行分析。
1.2 變量基本情況
本研究采用“過去兩周內是否利用自購藥”及“用于購買自購藥的支出”來作為自購藥需求的代理變量。自購藥的利用概率即過去兩周內利用自購藥品的人數/樣本人數，自購藥支出為過去兩周內自行購買藥品的費用。自購藥價格用過去兩周內居民的次均自購藥支出的縣域水平中位數的自然對數表示（次均自購藥支出為居民的自購藥支出/利用自購藥的次數），就診價格采用居民的次均就診支出的縣域水平中位數的自然對數表示（次均就診支出為居民的就診支出/利用就診的次數）。
采用家庭人均消費性支出作為衡量城鄉居民家庭生活標準的指標，并用成人等值人口數對家庭消費性支出進行調整[2]。以等值人口的消費性支出作為衡量收入的最終指標。
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式（1）中：A 為家庭成年人口數，k 為家庭 0～15 歲兒童數，m 是兒童成本參數，b 是經濟水平程度的參數。根據國際經驗，本研究中，m 取 0.3，b 取 0.75。考慮到自購藥支出、自購藥的價格、就診的價格及收入等經濟價值變量可能的異方差和非線性，本研究對其進行了對數化處理，即采用這些變量的自然對數形式[3]。除此之外，居民的自購藥需求還受到性別、年齡、家庭規模、受教育水平、婚姻狀況等因素的影響。本研究采用 Probit 模型和對數回歸模型進行分析，模型變量基本情況見表 1。
表1
Probit 模型變量基本情況
1.3 研究方法
1.3.1 調查方法
家庭健康詢問調查均采用入戶詢問的方法收集資料。經培訓合格的調查員深入樣本戶按調查表的項目對該戶所有成員進行逐一詢問調查，并填寫調查表。家庭健康詢問調查表主要包括：家庭一般情況調查表、家庭成員健康詢問調查表、衛生服務利用調查表（包括兩周病傷調查表、調查前一年住院調查表）。
1.3.2 需求彈性的分類及計算
需求彈性包括自價格彈性、交叉價格彈性和收入彈性。需求自價格彈性指需求對價格變動的反應程度或敏感程度，即價格改變一個百分比時需求量變化的百分比，也即：衛生服務 X 需求量變動率/衛生服務 X 價格變動率。需求交叉價格彈性指一種商品的需求量變動對另一種商品價格變動的反應程度，即：衛生服務 Y 需求量變動率/衛生服務 X 價格變動率。需求收入彈性指需求對居民收入變動的反應程度或敏感程度，為收入改變一個百分比時需求量變化的百分比，即：衛生服務 X 需求量變動率/消費者收入變動率[5]。
1.3.3 統計分析方法
自購藥利用概率為二分類變量，故采用 Probit 模型進行回歸分析。自購藥利用支出為連續變量，采用對數回歸模型進行分析。
首先，利用 Probit 模型測算自購藥利用概率需求彈性，具體函數表示如下：
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公式（2）中，
表示是否利用自購藥，Wi 表示對自購藥利用決策產生影響的因素，本研究納入了年齡、性別、婚姻、教育水平、就業狀況、健康狀態等變量，當
>0時，表明利用了自購藥服務；否則，即未利用自購藥服務。
其次，自購藥支出彈性分析采用對數回歸模型：
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公式（3）中，medi 表示自購藥支出，當利用自購藥時（
>0時），產生相應的支出，以支出為被解釋變量，建立對數回歸方程，xi 為對自購藥支出產生影響的因素，βi 為影響因素的系數值。
1.3.4 需求彈性估計
自購藥利用需求彈性值并不能從 Probit 回歸結果中直接得到，需要通過以下公式將 Probit 模型（公式 2）回歸結果中的偏回歸系數轉化為某一價格水平下的點彈性[6, 7]：
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(4)
公式（4）中，ev 表示解釋變量 v 的彈性，分子為回歸結果標準正態分布的概率密度函數，分母表示回歸結果標準正態分布的累積概率分布函數，βv 為解釋變量 v 的偏回歸系數，Pm、PD、IN 分別代入醫療機構就診價格、自購藥價格、收入，xi 為性別、年齡等解釋變量。Pi 為 xi 的系數。
自購藥支出需求彈性值可通過對數回歸模型直接獲得，價格和收入變量系數的估計值為其彈性值。
2 結果
2.1 黑龍江居民調查人群的自購藥服務利用與支出現狀
全部樣本人群的兩周患病率為 22.47%，兩周自購藥利用概率為 14.60%，兩周就診概率為 10.10%，次均自購藥支出為 38.62 元。女性的自購藥利用概率為 15.53%，大于男性的利用概率（13.69%）；女性自購藥支出為 38.53 元，小于男性的 51.72 元。隨著年齡的增長，自購藥的利用概率也相應增加，由 15 歲以下居民的 3.80% 增長至 66 歲以上居民的 35.40%。農村居民（13.80%）比城市居民（18.78%）自購藥的可能性更小。受教育水平低的人更傾向于自購藥。城鎮職工基本醫療保險的居民對自購藥的利用概率最高為 23.22%，新農合居民對自購藥的利用概率最低為 13.79%。吸煙的居民自購藥利用概率（15.40%）高于不吸煙的居民（14.41%）；飲酒的居民自購藥利用概率（14.44%）與不飲酒居民（14.71%）相當；自購藥利用概率與慢病數目同向變化，沒有慢病的居民自購藥利用概率為 4.11%，慢病數目為 3 種及以上的居民自購藥利用概率為 65.43%（表 2）。
表2
樣本居民自購藥需求與支出情況
2.2 模型估計結果
Probit 回歸模型中自購藥價格、醫療機構就診價格、年齡、到最近醫療點的距離等變量在 α=0.1 的檢驗水準下具有統計學意義。年齡、自購藥價格、慢病的數量等變量的增加會使自購藥的利用概率增加；就診的價格、家庭成員的數量、到最近醫療點的距離等變量的增加會使自購藥的利用概率減少。對數回歸中，自購藥價格、慢病數量、健康效用指數等變量在 α=0.1 的檢驗水準下具有統計學意義。自購藥價格、收入、慢病數量的增加會使自購藥支出增加，健康效用指數的增加會減少自購藥支出（表 3）。
表3
黑龍江居民自購藥利用概率與支出的回歸分析結果
2.3 彈性結果
2.3.1 自價格彈性
一般來說，當自購藥利用的自價格彈性的絕對值小于 1 時，表明自購藥利用缺乏彈性；絕對值大于 1 時為富有彈性。表 4 結果顯示樣本人群居民自購藥利用自價格彈性為 0.374（P=0.000），自購藥利用缺乏彈性，為必需品。自購藥品價格每上升 10%，其利用概率將增加 3.74%。自購藥支出的自價格彈性為 0.675（P=0.000），自購藥品價格每上升 10%，其支出將增加 6.75%。自購藥品自價格彈性為正數，即價格和需求量呈同方向變動。自購藥支出的自價格彈性大于自購藥利用的自價格彈性，說明自購藥支出對自購藥價格的敏感程度高于自購藥利用。
表4
樣本居民自購藥利用概率及支出的需求彈性
2.3.2 交叉價格彈性
需求交叉價格彈性可以用來分析兩種商品之間的關系。醫療機構就診與自購藥利用的交叉價格彈性為–0.184（P=0.000），即醫療機構就診價格每上升 10%，自購藥利用概率將下降 1.84%。交叉價格彈性值為負，表明醫療機構就診與自購藥利用呈互補關系，即就診價格上升，自購藥利用概率下降。醫療機構就診價格與自購藥支出的交叉彈性為 0.095（P=0.267），表明就診價格對自購藥支出的影響不顯著。
2.3.3 收入彈性
自購藥利用的居民收入彈性為 0.083（P=0.172），表明居民收入對自購藥利用概率無顯著性影響。自購藥支出的收入彈性為 0.144（P=0.069），表明居民收入每增加 10%，自購藥支出會增加 1.44%。
3 討論
本研究結果提示樣本居民自購藥利用的自價格彈性為 0.374，彈性值的絕對值小于 1，屬于必需品，該結果與朱宏等[8]的研究結果一致。自購藥利用的自價格彈性值為負，表明自購藥價格和需求量同方向變動，這與一般商品的需求價格彈性有所不同。呈現該特征的原因可從以下幾個方面解釋：首先，根據 Grossman 健康需求模型，醫療衛生服務需求是一種為了維持健康狀態所帶來的需求[9]，其“必需性”大于一般商品。其次，健康與生命息息相關，在患病的狀態下，患者出于恐慌和盲目的心理，會產生攀高就醫的非理性行為，在條件允許情況下傾向于選擇大品牌、高價格的衛生服務[10]。此外，由于衛生領域中的信息不對稱，零售藥店的趨利行為之一就是向消費者推薦高價藥，誘導患者消費更多高價藥品，造成了價格相對昂貴的藥品利用人數反而更多的現狀。根據自購藥缺乏彈性的特點，自購藥的需求對于藥品的價格并不敏感，企業不會通過降低藥品價格吸引更多的消費者，因此，在藥品價格政策和藥品保險政策制定時需要考慮到藥品需求的這一特殊性，避免患者因藥品價格過高而無力購買或造成沉重經濟負擔。
自購藥利用與醫療機構就診服務的交叉價格彈性為–0.184，說明隨著就診價格的上升，就診利用概率下降，自購藥利用概率也隨之下降，二者呈現互補關系。現階段我國醫療資源分布不均問題仍很突出，高精尖的醫療衛生資源集中在大城市的大醫院，患者仍傾向于選擇大醫院就診[11-13]，在 2013 年前實施藥品零差率以前，大醫院的藥品價格普遍高于零售藥品機構，為了節約就醫成本，患者會出現“醫院問診，藥店購藥”的行為，導致兩種衛生服務利用的同向增長。但根據我國目前藥事服務的現狀分析，醫療機構診療與自購藥利用之間存在替代關系。由于目前臨床醫師與執業藥師的職能劃分不明確，缺乏服務的連續性和互補性，醫療機構就診與零售藥店的自購藥行為在藥事服務上存在一定的競爭關系，存在相互替代。
本研究的局限性：① 僅使用 2013 年的橫斷面數據，沒有控制時間因素，缺乏對自購藥利用與支出隨時間變化的分析；② 不能通過數據來判定居民對自購藥的使用是否恰當，因此不能進一步分析用藥合理性的問題。
綜上所述，黑龍江省居民自購藥利用與支出對其價格均缺乏彈性，在藥品價格和醫保補償政策中應充分考慮自購藥缺乏彈性的特點，保證患者的用藥的可及性和可負擔性。自購藥利用對收入的變動不敏感，自購藥支出對收入的變化較為敏感。自購藥利用與醫療機構就診以互補關系為主，應明確醫師與藥師的職責范圍，提供更加有序、高效的藥事服務。
