商业健康保险对家庭消费的影响，本文主要内容关键词为：健康保险论文,家庭论文,商业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
在今天，商业健康保险的发展面临着新的历史机遇。根据保监会发布的《2013年保险统计数据报告》，2013年我国健康险业务原保险保费收入1123.5亿元，同比增长30.22%。而且自2002年以来，健康保险的年均增长速度达到27%，超过了国民经济和保险业的平均增长速度。2014年10月，国务院办公厅印发了《关于加快发展商业健康保险的若干意见》，提出到2020年，基本建立市场体系完备、产品形态丰富、经营诚信规范的现代健康保险服务业，再一次为商业健康保险的发展提速。鉴于社会医疗保险“低水平、广覆盖、保基本”的设计原则，大力发展商业健康保险不但有利于进一步挖掘和开发健康保险市场，而且对我国构建多层次、高水平、全方位的医疗保险体系也具有重要的理论和现实意义。 深化医药卫生体制改革五年以来，我国已经初步形成了以基本医疗保险为主体，其他多种形式补充医疗保险和商业健康保险为补充，覆盖城乡居民的多层次医疗保障体系。这一体系的建立使得全国超过95%的人群看病就医有了基本保障，对改善城乡居民健康状况，减轻家庭医疗负担具有重大意义(赵绍阳，2010；臧文斌等，2012)。但鉴于我国特殊国情，目前的医疗保障体系只能是“低水平、广覆盖、保基本”，无法满足城乡居民多样化的医疗保险需求。在此背景下，商业健康保险的作用显得尤为重要。商业健康保险承保范围较广，拥有多样化和灵活的保障范围，可以满足城乡居民多样化的健康需求，在更高层次上减轻家庭的医疗经济负担，避免家庭因为医疗经济风险而陷入贫困，其对基本医疗保险制度是一种有效补充。数据显示，我国人均医疗费用每年都以20%以上速度增加，“看病难，看病贵”形势依然十分严峻①。面对医疗费用的上升和疾病风险的增加，对医疗保险有额外需求的居民应当通过参加商业健康保险来弥补基本医疗保险的不足。 医疗保障水平的不断提升可以在很大程度上降低家庭未来医疗花费的不确定性，从而释放家庭的消费需求，其中基本医疗保险与家庭消费之间的关系已经得到证实(甘犁等，2010；臧文斌等，2012；马双等，2012)。而在理论上作为医疗保障水平最高的商业健康保险对中国家庭消费的释放作用究竟有多大，其发挥的作用是否比基本医疗保险更大?事实上中央政府在大力推行商业健康保险时，也正是出于“稳增长、促改革、调结构、惠民生”②的考虑，那么商业健康保险的发展是否起到了上述作用? 本文试图通过实证分析研究在医药费用迅速上涨，疾病风险增强的背景下，商业健康保险对我国家庭消费的影响。对比其对不同消费内容影响的差异，探寻商业健康保险与消费结构的关系，并据此为我国商业健康保险的发展以及医疗保险体系的构建提供政策建议。与以往研究相比，本文特点和优势在于：首先，我国鲜有考察商业健康保险与家庭消费行为的文献，本文填补了相关研究的空缺，有助于认识在更高的医疗保障情况下家庭消费行为的变化。其次，在研究方法上，通过工具变量法解决模型可能存在的内生性问题，并通过城市固定效应有效控制不随地区变化的无法观测的因素对本文研究结果的影响，从而尽可能得到更准确的估计结果。 二、文献综述 为了预防未来的不确定性，人们会在很大程度上将剩余收入在储蓄和投资方面进行分配以备不时之需，进而减少了消费(Leland，1968)。以莫迪里安尼(Modigliani)和弗里德曼(Friedman)为代表的前瞻(forward-looking)消费理论认为，社会保障制度会对居民的消费行为产生财富替代效应(Feldstein，1982)。如果居民没有充分的商业保险和政府完善的社会保障，家庭往往会减少投资和消费而增加储蓄来预防未来负向的财富冲击(Gormley et al.，2010)。 疾病风险的发生会给家庭带来经济负担，为了应对医疗支出的不确定性，家庭会增加预防性储蓄(Atella，2005)。而医疗保险的实施可以在很大程度上降低这方面的不确定性，当美国针对低收入人群的基本医疗保险(Medicaid)大范围推广的时候，这部分人群会因为不确定性的降低显著减少储蓄，增加即期消费(Gruber & Yelowitz，1997)。不仅仅是低收入家庭，台湾实行的全面保险制度对不同经济状况的家庭储蓄率均有不同程度的负向影响(Chou et al.，2003)。越南家庭参加医疗保险之后，非医疗消费同样会增加，而且非食品消费的增加最为显著(Wagstaff & Pradhan，2005)。英国是一个实行全民医疗制度的国家，尽管总体而言商业医疗保险对私人储蓄没有挤出效应，但在评价较差的医疗领域商业医疗保险与私人储蓄的正相关有所减弱(Guariglia & Rossi，2004)。 国内研究是从基本医疗保险(城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗保险)的角度出发去研究各种医疗保险对消费不同的拉动作用。其中城镇家庭参加城居保以后，年非医疗消费额会平均增加13.0%，其中对低收入家庭非医疗消费的影响最大，为20.2%，中等收入家庭次之，12.6%，而对高收入家庭基本没有影响(臧文斌、刘国恩等，2012)。农村居民参保新农合之后，农村家庭的消费增加5.5%(Bai et al.，2010)，人均的食品支出增加大约81元(马双等，2012)。医疗保险通过增强家庭的风险承受能力而降低了家庭的预防性储蓄动机，促使家庭倾向于增加当期消费(周钦等，2013)。总的来说，基本医疗保险的实施能带动我国大约7%的消费(甘犁等，2010年)。 从理论上讲，与基本医疗保险相比，商业健康保险可以更为有效地减少家庭面临的疾病风险，在更高程度上为家庭提供医疗保障，其对家庭消费的释放作用应该会更大。但通过文献梳理可以发现关于商业健康保险的研究主要集中于购买行为的影响因素(Folland，2007；刘宏，2012)、逆向选择(臧文斌等，2012)和道德风险(袁正等，2014)等方面，而少有商业健康保险与家庭消费之间关系的实证研究，本文将对此进行探索性分析。 三、模型设定和数据介绍 (一)模型设定 衡量商业健康保险对家庭消费影响的一个简单方法是比较拥有商业健康保险保障的家庭与没有商业健康保险家庭的消费差别。同时为了剔除两类家庭其他固有特征的影响，我们在模型中控制了家庭特征以及个人基本特征。模型表示如下：
其中，变量
表示家庭年消费总额，包括了剔除医疗支出以外的家庭各项消费之和。
代表家庭是否拥有商业健康保险，是二元变量，家庭拥有商业健康保险为1，没有则为0。
为控制变量向量集，包括家庭特征变量、户主个人特征变量和1。
则是随机扰动项。 在检验商业健康保险对家庭消费支出的影响时，不能排除解释变量
“是否拥有商业健康保险”与随机扰动项具有相关性的可能性，一些无法观测的因素可能既与家庭消费支出有关，也与人们是否购买商业健康保险的决策有关，这样很容易导致模型的内生性问题，从而使用普通最小二乘法(OLS)估计出来的系数存在偏差。考虑到模型可能存在的内生性问题，我们采用工具变量的方法，在模型基础上采用二阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。本文选择“家庭所在省份的商业健康保险参保率”作为工具变量，这是因为“家庭所在省份的商业健康保险参保率”代表着本省商业健康保险的发展程度和本省居民商业健康保险的购买行为，其在一定程度上能够通过社会网络影响普通家庭的参保行为。“家庭所在省份的商业健康保险参保率”越高，家庭购买商业健康保险的概率则越大。同时，该变量并不直接影响家庭的消费行为，具有较好的外生性。进行工具变量估计时，我们采用Staiger & Stock(1997)的方法进行了弱工具变量检验，所有回归模型工具变量的F统计量均大于10，通过了弱工具变量的检验。 在此基础上，将家庭总消费分为物质生活消费和精神文化消费两部分，估计商业健康保险对家庭不同消费类型的影响。除了因变量由家庭总消费替换成物质生活消费和精神文化消费外，模型的其他设定同模型(1)。此外，将家庭总样本根据户主户口状况分为城市家庭和农村家庭，就商业健康保险对不同家庭消费的影响进行了估计。除了样本家庭差异，模型设定形式同模型(1)。 (二)数据来源 本文使用的数据来自2011年“中国家庭金融调查”(CHFS)项目，该调查的主要目的是搜集有关家庭金融微观层面的相关信息。采用分层、三阶段与规模度量成比例(PPS)的抽样设计，从中国具有代表性的25个省份中抽取80个市/县，320个社区的8438户家庭进行问卷调查。调研内容主要包括家庭资产和金融财富、负债和信贷约束、收入和消费、社会保障和保险、家庭结构以及人口社会学特征等，同时提供了家庭商业健康保险参保状况以及家庭消费的详细信息，很好地满足了本文对商业健康保险与家庭消费之间关系研究的需要。下面就变量选取和设定进行说明。 1.家庭消费支出指标 本文采用三个指标来衡量家庭的年消费支出情况：其一是家庭总消费支出，指家庭一年中所有消费的总和，但不包括医疗支出。其二为家庭物质生活消费，包括了维持家庭日常生活必需的吃、穿、住、用、行等方面的消费支出。其三是家庭精神文化消费，主要是文化娱乐和教育培训方面的支出，该指标可以反映家庭生活理念和生活方式的转变。 2.商业健康保险指标 问卷中商业健康保险类型包括了重大疾病保险、医疗保险、收入保障险、长期看护险和其他，我们将商业健康保险指标设为二元变量，家庭中至少有一个成员拥有商业健康保险时取值为1，同时称该家庭为商业健康保险参保家庭，否则为0，相应的家庭称为商业健康保险非参保家庭。 3.社会医疗保险指标 问卷中社会医疗保险包括了城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、新型农村合作医疗保险、公费医疗、单位报销、学生医疗保险、大病医疗统筹、医疗救助、红军级离休干部配偶或遗孀的医疗保险和其他。我们将社会医疗保险指标设为二元变量，参加任一社会医疗保险为1，否则为0。 4.家庭特征指标 家庭资产代表着家庭在过去获得的经济财富，是影响家庭消费的重要因素，因此我们在模型中控制了家庭资产，包括生产性资产、房产和金融资产。为了避免家庭资产变量异常值的影响，对数据按照上下1%进行缩尾处理。同时，由于城乡家庭之间存在巨大差异，根据户主的户口状况将家庭分为城市家庭和农村家庭，亦为二元变量，1为城市家庭，0为农村家庭。此外，还控制了家庭常住人口数量。 5.个人特征指标 参照已有文献(赵绍阳，2010；周钦和刘国恩，2014)，户主的个人特征对家庭的影响往往是最大的，因此模型中控制了户主的个人特征变量，包括户主的性别(二元变量，男性=1，女性=0)、年龄、年龄的平方、工作状况、收入、婚姻状况、受教育水平以及健康状况，并且对收入变量也进行了上下1%的缩尾处理。 本文采用“中国家庭金融调查”(CHFS)2011年全样本数据，剔除重要信息缺失的样本后，有效样本为5471个家庭。表1的分样本统计按照商业健康保险参保家庭和非参保家庭分组，并进行组间差异检验。 从表1可知，样本中商业健康保险参保家庭和非参保家庭占比分别为4.51%和95.49%，两组样本在年总消费、物质生活消费和精神文化消费方面表现出明显差异。其中参保家庭的年总消费为76443.86元，远远高出非参保家庭的36800.77元，物质生活消费和精神文化消费分别为49751.72元和9542.52元，也显著高出了非参保家庭的27042.62元和3779.64元。在商业健康保险参保家庭中，城市家庭比例高达85%，占主要地位，而非参保家庭中城市家庭只占50%。这在一定程度上说明城市家庭对商业健康保险的接受程度更高，参保意识也较高。在社会医疗保险的参保方面两组并无显著差异，参保率均为89%。
从反映家庭经济方面的变量来看，参保家庭资产均值为1797970元，非参保家庭仅为590420.10元，两者相差较大。在户主年收入方面，参保家庭户主年收入均值为104774.30元，也明显高于非参保家庭的36335.83元。户主的工作状况可以反映家庭收入和生活的稳定性，参保家庭中户主拥有正式工作的比例和自营工商业比例都高于非参保家庭，而且户主没有正式工作的比例低于非参保家庭。 从人口社会学特征来看，参保家庭户主年龄较低，平均在40岁左右，而且受教育程度显著高于非参保家庭的户主。户主受教育的年限越长，其对整个家庭面临的疾病风险会有更清晰的认识，可以在一定程度上通过参加商业健康保险来规避部分风险，进而提高家庭的消费水平。从户主对自身健康状况的主观评价来看，户主的身体健康状况较好。如前述，本文对参保家庭的定义是家庭中至少有一人参加商业健康保险，因此户主的身体健康状况较好并不能排除逆向选择和道德风险。此外，参保家庭的家庭成员数较未参保家庭成员数少。 四、估计结果与分析 (一)商业健康保险对家庭年消费总额的影响 首先检验商业健康保险对家庭年消费总额的影响。表2第1列和第2列是模型用普通最小二乘法(OLS)回归的结果，第3列和第4列是模型加入工具变量通过二阶段最小二乘法进行估计的结果，其中第1列和第3列没有加入家庭类型这个变量，第2列和第4列是控制了所有变量之后的模型结果。对模型内生性问题进行处理之后，第3列和第4列各变量的符号和显著性与普通最小二乘法结果基本一致，系数虽稍微下降，但其更为准确。 结果显示，商业健康保险对家庭年消费额具有显著的正向影响，商业健康保险使家庭消费总额平均增加15.51%，且在1%水平上显著。在关于基本医疗保险对家庭消费的影响文献中，新型农村合作医疗保险、城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险使家庭消费平均增加约5.4%、11%和13%(马双等，2010；马双、甘犁2010；臧文斌等，2012)，而商业健康保险使家庭平均增加约15.51%的消费，显著高于基本医疗保险对家庭消费的促进作用。这也从侧面说明作为社会医疗保险的补充，商业健康保险能够在更高层次上为家庭提供医疗保障，减少家庭成员面临的疾病风险问题，从而增强居民的消费信心，提高家庭消费水平。 从家庭类型来看，城市家庭的年消费额比农村家庭平均增加约15.73%，这在很大程度上是由消费水平决定的。家庭财富是消费的基础，因此当控制了家庭资产，结果显示其对家庭消费总额具有显著的正向影响，家庭资产增加1%，家庭消费总额会相应增加18.01%，且在1%的水平上显著。户主的收入对家庭消费总额同样具有显著作用，户主收入增加1%，家庭消费总额会相应增加1.56%，在1%水平上显著。 回归模型中控制了社会医疗保险的参保情况，该系数并不显著，可能的原因是因为2011年基本医疗保险已经全面铺开，参保率远高于基本医疗保险实施之初。样本中的社会医疗保险参保率达到了89%，并且未参加社会医疗保险的人群中还有4.6%的人群参加了商业健康保险，这样导致了社会医疗保险对家庭消费的拉动作用并不显著。 从人口统计学特征变量的回归结果来看，户主的性别并未对家庭消费总额产生显著影响，但户主年龄及其平方项对家庭消费总额影响显著，两者关系呈倒“U”字型。随着户主年龄的增加，家庭消费总额也呈现出增加的趋势，但是当户主达到一定年龄之后，家庭消费总额则开始下降。户主已婚的家庭平均消费总额要比户主未婚的家庭高14.99%，且在1%的水平上显著。导致如此差异的原因可能是婚后家庭消费项目较多，从而使其家庭消费总额也相应增加。户主拥有初中、高中和大学及以上学历，其家庭消费总额平均比学历最低的家庭(小学及以下)要高9.29%、23.42%和47.77%，且都在1%水平上显著。 从户主工作状况来看，户主有正式工作或者自营工商业的家庭相比户主没有正式工作的家庭消费总额平均增加10.29%和31.10%，且在1%水平上显著。这反映出户主的工作状况对一个家庭生活的重要性，户主拥有一份正式的工作可以给家庭生活带来较为稳定的保障，促进整个家庭的消费。而且，相比于户主自评健康状况较差的家庭，自评健康状况一般或者较好的家庭消费总额平均增加7.47%和5.42%。家庭成员人数越多，家庭消费也就越高，家庭每增加1人，家庭消费平均增加8.80%，且在1%水平上显著。
(二)商业健康保险对城市和农村家庭年消费总额的影响差异 表3是商业健康保险对城市和农村家庭年消费总额的影响差异，在控制所有变量之后可以发现，商业健康保险对农村家庭消费总额的促进作用要高于对城市家庭的作用。拥有商业健康保险的农村家庭年消费总额平均增加42.33%，且在1%水平上显著，城市家庭年消费总额平均增加10.87%，也在10%的水平上显著。造成这种差异的原因可能有两个：第一，城市家庭抵御疾病风险的能力更强，商业健康保险给其带来的边际效用要小于农村家庭，一旦农村家庭的疾病风险得到保障，他们就会更多地减少预防性储蓄，大幅增加消费。第二，城市家庭的消费能力已经得到了很大程度的释放，而农村家庭可以释放的消费潜力巨大，可以增长的空间比城市家庭要大，并且这也与城乡家庭日常的消费习惯和储蓄行为有关。
(三)商业健康保险对家庭物质生活消费的影响 为了检验商业健康保险对不同消费支出的影响，我们估计了其对家庭物质生活消费和精神文化消费影响的差异。表4是商业健康保险对家庭物质生活消费的影响结果。控制家庭特征变量和个人特征变量之后，结果表明商业健康保险显著增加了家庭在物质生活方面的消费支出，拥有商业健康保险的家庭比未参保家庭平均增加10.18%的支出。而且，城市家庭比农村家庭的物质生活消费支出平均要多15.53%，在1%水平上显著。 (四)商业健康保险对城市和农村家庭物质生活消费的影响差异 表5是商业健康保险对城市和农村家庭物质生活资料消费的影响差异，控制所有变量之后可以发现，商业健康保险对农村家庭物质生活资料消费的促进作用十分显著。拥有商业健康保险的农村家庭比未参保家庭平均增加大约41.60%的物质生活资料消费，且在1%的水平上显著。虽然城市家庭的物质生活资料消费比农村家庭平均要高15.53%(从表4得到)，但商业健康保险对城市家庭的物质生活资料消费影响并不显著，这在很大程度上是由于物质生活资料消费的内容决定的。 相比于农村家庭，城市家庭的物质生活水平较高，而且每个月的日常生活支出都较固定，在这方面的消费支出变化不大，可以释放的空间很小。而农村家庭物质生活方面的水平目前仍然较低，因此在物质生活资料消费方面可释放的空间很大。当商业健康保险为其家庭筑起一道“安全保障网”之后，就会减少疾病方面的预防性储蓄，释放出更多的物质生活资料方面的消费能力。
(五)商业健康保险对家庭精神文化消费的影响 表6是商业健康保险对家庭精神文化消费支出的影响结果，控制家庭特征变量和个人特征变量之后，商业健康保险大大增加了家庭在精神文化方面的消费支出。拥有商业健康保险的家庭比未参保家庭平均增加85.61%的支出，且在1%水平上显著，表明我国家庭越来越重视精神文化生活方面的消费。当疾病风险方面的不确定性得到有效保障之后，家庭会大幅增加精神文化方面的消费，这是消费结构升级的表现。而且，城市家庭比农村家庭的精神文化消费支出平均要多55.17%，在1%水平上显著。
(六)商业健康保险对城市和农村家庭精神文化消费的影响差异 表7是商业健康保险对城市和农村家庭精神文化消费的影响差异，控制所有变量之后可以发现，商业健康保险对城市家庭精神文化消费的促进作用十分显著。拥有商业健康保险的城市家庭比未参保家庭平均增加大约87.56%的精神文化消费，且在1%的水平上显著。商业健康保险对农村家庭的精神文化消费虽然有正向影响，但结果并不显著。与城市家庭相比，农村家庭的物质生活水平仍然较低，医疗保健支出方面的不确定性减小以后，他们主要还是将储蓄用于提升家庭的物质生活水平，精神文化方面的消费还有待提高。
(七)稳健性检验 根据已有研究(甘犁等，2010；臧文斌等，2012；马双等，2012)，基本医疗保险能显著降低家庭面临的经济风险，促进家庭消费。同时其也会影响家庭的商业健康保险参保行为，因此在所有回归模型中我们都控制了家庭的社会医疗保险参保状况。作为稳健性检验，为了识别社会医疗保险参保情况可能导致的结果偏误，我们将社会医疗保险分为四类：城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、新型农村合作医疗保险和其他医疗保险③，分别设为二元变量(参保为1，否则为0)放入模型。结果发现所有模型中商业健康保险对家庭消费的影响和前面的结论基本一致④。可见，本文的研究结论具有良好的稳健性。 五、结论与探讨 本文利用2011年“中国家庭金融调查”(CHFS)的大样本微观调查数据研究了商业健康保险对家庭消费的影响。主要研究结论总结如下： 第一，商业健康保险使我国家庭消费总额平均增加15.51%，高于基本医疗保险对家庭消费的拉动。将样本分为城市家庭和农村家庭之后，结果发现商业健康保险对农村家庭年消费总额的促进作用要高于城市家庭，农村家庭年消费总额平均增加42.33%，城市家庭仅为10.87%。 第二，商业健康保险使我国家庭在物质生活方面的消费支出平均增加10.18%，拥有商业健康保险的农村家庭比未参保家庭平均增加大约41.60%的物质生活消费，但商业健康保险对城市家庭物质生活消费的影响并不显著。 第三，商业健康保险使我国家庭在精神文化方面的消费支出平均增加85.61%，极大的促进了家庭在精神文化方面的消费。拥有商业健康保险的城市家庭比未参保家庭平均增加87.56%的精神文化消费，但商业健康保险对农村家庭精神文化消费的影响却不显著。 通过以上分析，我们发现在商业健康保险的保障下，家庭的医疗经济风险能够在更高程度上降低，家庭在减少预防性储蓄之后极大地促进了消费，而且其作用显著高于三大基本医疗保险。同时，商业健康保险对家庭精神文化方面的促进作用要显著高于物质生活消费。合理的消费结构可以促进经济结构和产业结构的调整与优化，因此商业健康保险的发展确实有利于“稳增长、促改革、调结构、惠民生”。如果政府想通过拉动内需来稳定经济增长，应该继续积极促进商业健康保险的发展，为商业健康保险创造更有利的环境。但是应该注意到，覆盖不同家庭的健康保险对不同类型的消费影响不同。商业健康保险有效地促进了农村家庭物质生活方面的消费，但对其精神文化方面的消费影响并不显著。一方面，政府应该通过多种途径倡导农村健康向上的文化消费观念，培养良好的消费习惯，使广大农村家庭在充分享受科学文化发展成果的同时，实现自我全面发展。另一方面，商业健康保险的参保率仍然较低，政府和保险公司应该加大商业健康保险的政策宣传力度，使人们对商业健康保险有更深的了解，对商业健康保险的高保障性产生更强的信任感，从而激发更多的家庭参加商业健康保险。 ①资料来源：《医改蓝皮书：中国医药卫生体制改革报告(2014-2015)》。 ②国务院《关于加快发展商业健康保险的若干意见》中指出，“加快发展商业健康保险，有利于与基本医疗衔接互补、形成合力，夯实多层次医疗保障体系，满足人民群众多样化的健康保障需求；有利于促进健康服务业发展，增加医疗卫生服务资源供给，推动健全医疗卫生服务体系；有利于处理好政府和市场的关系，提升医疗保障服务效率和质量；有利于创新医疗卫生治理体制，提升医疗卫生治理能力现代化水平；有利于稳增长、促改革、调结构、惠民生。” ③其他医疗保险包括了公费医疗、单位报销、学生医疗保险、大病医疗统筹、医疗救助、红军级离休干部配偶或遗孀的医疗保险和其他。 ④为了节省篇幅，本文省略了稳健性检验的回归结果。
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