論文：城市醫(yī)療保險改革對預防性儲蓄有無擠出效應

論文：城市醫(yī)療保險改革對預防性儲蓄有無擠出效應

[摘要]利用1997年和2006年的中國健康與營養(yǎng)調查 (CHNS) 數據和倍差方法，分析1998年的城鎮(zhèn)醫(yī)療保險改革對預防性儲蓄的影響，主要有以下實證發(fā)現：城鎮(zhèn)醫(yī)療保險改革對預防性儲蓄沒有擠出效應；對貧困個體而言，醫(yī)療保險改革甚至使其增加了預防性儲蓄。醫(yī)療支出風險并沒有隨著改革的推進而降低，是我國城鎮(zhèn)醫(yī)療保險改革對儲蓄沒有影響的重要原因。
[關鍵詞]城市醫(yī)療保險改革 預防性儲蓄 醫(yī)療支出風險 倍差法 分位數回歸
一、引言
按照現代生命周期投資理論，為了應對不確定的環(huán)境，理性個體會對近期和遠期消費進行調整使一生的效用最大。Hubbard等人(1994 )認為個體在未來面臨著收入、醫(yī)療支出和生命周期等的不確定性，這三種不確定性導致了個體進行預防性儲蓄。
大部分學者對預防性儲蓄的研究更多地與收入的不確定性相聯(lián)系（Leland, 1968； Skinner, 1988； Kimball, 1990； Deaton, 1991）,而且各個研究結論也不盡相同，如Dynan（1993）的分析表明，沒有證據支持消費者具有預防性動機。Carroll（1998）則用數值模擬的方法驗證了風險規(guī)避的個體有顯著的預防性儲蓄行為。
從支出的不確定性角度來研究預防性儲蓄的文獻較少，分析醫(yī)療保險對醫(yī)療支出不確定性的作用進而對預防性儲蓄的影響文獻就更少，但其實證結論的分野卻很明顯，一方面的研究結果表明：因為醫(yī)療保險會全部補償或部分補償個體的醫(yī)療費用，減少了個體面臨的醫(yī)療支出的不確定性，從而會減少預防性儲蓄，即醫(yī)療保險對儲蓄存在擠出效應。如Gruber (1999)發(fā)現美國的醫(yī)療救助計劃增加了家庭消費支出。Chou (2003)通過經驗分析對臺灣地區(qū)1995年實行的醫(yī)療保險改革進行評價，說
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療支出后，家庭選擇當前消費和遠期消費在預算約束下最大化時間可分可加的馮·紐曼--摩根斯坦效用值。
除非設定某種特定效用函數，在不確定環(huán)境下，上述動態(tài)決策問題沒有封閉解。Caballero（1990）、Weil(1993)把效用函數設定為具有常數絕對風險厭惡的性質，Chou ( 2003)進一步假定主觀貼現率和利率r都等于零。家庭最大化如下效用值：
（1）
模型約束條件為：； 。
家庭靜財富在每一期均為非負數。絕對風險厭惡系數為常數，醫(yī)療支出的發(fā)生是隨機散，其誤差項服從正態(tài)分布。在0期最優(yōu)消費水平為： （2）
最優(yōu)消費路徑滿足： （3）
式（2）表明當醫(yī)療支出的不確定性上升時，消費減少，儲蓄增加。式（3）表明當醫(yī)療支出的不確定性上升將導致家庭推遲消費，消費路徑變的陡峭。
因為本文的微觀數據資料中家庭消費沒有涵蓋全部消費，儲蓄無法用收入減去消費而得到，所以在實證中采用Engen（2001）、Kazarosian（1997）、Starr-McCluer (1996)、 Guiso（1992）等人的方法，用財富/持久收入的比率代替儲蓄有以下等式：
（4）
其中是家庭i的總凈財產，是非財產性持久可支配收入；代表收入的不確定性；是家庭特征變量，其中包括醫(yī)療保險狀況（）、教育程度等；誤差項服從正態(tài)分布。
（二）數據與變量分析
（1）數據選取
本文利用的數據取自北卡羅林納大學卡羅林納人口中心、美國營養(yǎng)和食品研究所、中國疾病控制和防治中心的中國健康和營養(yǎng)調查(CHNS) 數據集。該數據集的采集范圍覆蓋9 個省(黑龍江、吉林、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州) 的城鎮(zhèn)和農村,采集時間為1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年，樣本具有較好的代表性。
為考察城市醫(yī)療保險改革對儲蓄的影響，只選取了改革前的1997年和改革后的2006年兩年作為數據樣本，刪除了農村家庭（包括城市的郊區(qū)村）和收入為零的城市家庭，因為該調查涉及到醫(yī)療保險狀況時是以家庭個體為被調查單位，而不是以家庭為被調查單位，所以本文的醫(yī)療保險改革分析單位限定為個人，又因為城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險覆蓋不僅包含在崗職工也包含退休職工，所以以18歲及以上所有成人為樣本單位。最終，兩年用到的有效樣本數量共為3102個。以1997年的價格為100，用全國的GDP指數對2006年的價格進行了調整，統(tǒng)一為1997年的價格。
（2）變量分析
持久收入：用兩步法獲得，首先計算家庭的純收入，然后再用回歸方法得到持久收入。CHNS中涉及到的城鎮(zhèn)家庭的收入項目繁多，不僅包括工資收入，小手工業(yè)（小商業(yè)收入），還包括各種補貼和其他收入，如獨生子女補助、節(jié)日發(fā)放食品、出租家庭財產所得租金、子女、父母、親朋匯款（贈送禮品）等等。由于持久收入是對純收入的估計，因此上述收入項目還要扣除必要的支出項，這些支出項含有房租、婚喪嫁娶支出、照顧父母子女支出、教育支出等等。在得到城市家庭的純收入后，取城市家庭純收入的對數作為因變量，以家庭的非工資收入、家庭規(guī)模、家庭成員平均教育程度、撫養(yǎng)比（15歲以下和65歲以上人口占家庭總人口的比）、家庭居住地（以二元啞變量表示是否東部省份），持久收入預測值用Huber/White方差估計的0LS方法得到，兩年回歸結果的調整R2值均在0.4左右,這說明工具變量的有效性可能不成問題（Staiger, 1994）。
總凈財產：在CHNS中城鎮(zhèn)居民的凈財產調查包括三大類：房產（含裝修價值）價值、家用電器[ 家用電器包括收音機、 錄音機、錄像機、黑白電視機、彩色電視機、洗衣機、冰箱、空調、縫紉機、電扇、計算機、照相機、微波爐、電飯煲、高壓鍋、電話、手機、VCD/DVD、衛(wèi)星天線等。]價值、家庭用具及設備[ 家庭用具包括交通工具（自行車、摩托車、汽車）、家庭商業(yè)用具（炊具、木工用具、理發(fā)用具和五金小鋪器具及設備等）兩類。]價值。用公式表示就是：家庭總凈財產＝房產（含裝修價值）＋家用電器價值＋家庭用具及設備價值。
儲蓄：用家庭總凈財產除以家庭持久收入，得到家庭儲蓄，然后再除以家庭總人口數，得到人均儲蓄。
收入不確定性：收入的不確定性一般指預期收入偏差的改變，預期收入可以用平均收入來衡量，本文選用劉兆博（2007）使用的衡量收入不確定性的方法，以家庭持久收入與實際純收入的對數值之差的絕對值來表示，即來衡量收入不確定性。家庭的收入風險可以代表家庭中各個成員的收入風險，所以，這里沒有用家庭的收入不確定性除以家庭成員數量得到每個人的收入不確定性。
醫(yī)療保險：在CHNS中的醫(yī)療保險調查是針對個人進行的，在2006年醫(yī)療保險的類型選擇有：商業(yè)保險、公費醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險（通道模式、板塊模式、大病保險）、合作醫(yī)療、婦幼健康保險、計免保險等醫(yī)療保險險種。而1997年的醫(yī)療保險的類型選擇有公費醫(yī)療、勞保醫(yī)療、家屬享受的保險、合作醫(yī)療、統(tǒng)籌醫(yī)療、婦幼健康保險、計免保險等醫(yī)療保險險種。因為城市醫(yī)療保險改革過程主要是職工基本醫(yī)療保險逐步取代公費醫(yī)療和勞保醫(yī)療的演進，為使兩年的數據相對應[ 北卡大學的數據集在2007年對所有年度的調查進行了Longitudinal的數據整理，其中，醫(yī)療保險狀況逐項分列顯示，個體享有的各類型保險在各列以0和1表示。原先的以分年整理的數據則把醫(yī)療保險狀況放入一列之中，以1、2...9表示享有的醫(yī)保類型。本文的數據是在Longitudinal的基礎上取得。]，我們把2006年個人享受的除去商業(yè)保險、合作醫(yī)療（主要針對農村居民）、婦幼健康保險、計免保險外的其他險種相加，如果個體等于或多于一種保險，我們把設定為1，沒有任何醫(yī)療保險的個體 設為0。同理，把1997年的個人享受的除去合作醫(yī)療、婦幼健康保險、計免保險外的其他險種相加，等于或多于一種醫(yī)療保險設定為1，沒有任何醫(yī)療保險的個體設為0。
個體特征變量：年齡（age）對儲蓄可能產生影響，年齡較輕時，收入水平不高，其儲蓄數值較低。隨著年齡的增長，財富的自然積累就會增加。教育程度（edu）的高低影響到人力資本積累水平，進而影響到收入。教育按在正規(guī)學校里受過幾年正規(guī)教育的原編碼設置，從0＝沒上過學到36＝6年大學或更多[ 11＝1年小學；12 ……（未完，全文共14482字，當前僅顯示3445字，請閱讀下面提示信息。收藏《論文：城市醫(yī)療保險改革對預防性儲蓄有無擠出效應》）