卫生筹资体系中基本医疗保险与商业医疗保险的关系&基于2003-2012年中国城市地区省级面板数据的研究_健康保险论文

卫生融资体系中基本医保与商业健康保险的关系——基于2003～2012年我国城镇地区的省级面板数据研究，本文主要内容关键词为：医保论文,省级论文,城镇论文,融资论文,面板论文，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。

       [中图分类号]F840.61

       [文献标识码]A

       [文章编号]1004-3306(2014)06-0096-09

       一、卫生费用融资体系的构成

       卫生费用融资体系，在我国又称卫生总费用，是一个国家或地区在一定时期内，为开展卫生服务活动从全社会筹集的卫生资源的货币总额。我国目前对卫生费用的核算方法，主要是从筹资来源上将卫生总费用分为政府预算卫生支出、社会卫生支出和居民个人卫生支出三个部分，其中政府预算卫生支出主要包括公共卫生服务经费和公费医疗经费(行政事业单位医疗经费)；社会卫生支出主要包括社会医疗保险缴费、商业健康保险保费、社会办医支出等；而居民个人卫生支出主要是指用自己可支配收入，在接受各类医疗卫生服务时的现金支出。

       评价一个国家或地区卫生筹资水平的指标除了卫生总费用外，还包括卫生总费用占GDP的比重、人均卫生总费用以及卫生总费用中各筹资来源的结构占比。在国际上，卫生总费用的测算口径与我国国内的略有不同，从筹资来源上将卫生总费用分为公共卫生支出和私人卫生支出两大部分，其中公共卫生支出也称为广义政府卫生支出，主要包括相对狭义概念的政府预算卫生支出和社会保障卫生支出，而除了公共卫生支出，包括商业健康保险和个人现金卫生支出在内的部分统称为私人卫生支出。

       对比国内与国际卫生总费用的结构，我们发现商业健康保险所处的位置有所差异。国内的统计口径将其与社会医疗保障平行，作为社会卫生支出的项目；而国际上将其与居民个人自费医疗支出并行，更加强调其与公共医疗融资的本质差异。

       表1列出了世界各个地域和收入水平国家分组在2000年和2010年商业健康保险占私人卫生支出和卫生总费用的占比情况。从中我们可以发现商业健康保险在全球范围内发展水平差异较大，而有趣的是越是发达国家，虽然其社会保障水平一般相对较高，但商业健康保险的发展并没有受到负面影响；相反，其占比无论在私人卫生支出中还是在卫生总费用中都优于中低收入国家。而商业健康保险的购买力和需求水平，一方面受家庭个人的可支配收入的影响，另一方面取决于国民对保险产品的意识和信任。

      

       由于社会医疗保险与商业健康保险是卫生费用融资的关键组成部分，二者的功能既类似又不同，具有替代品和互补品的双重特点。因此，由社会医疗保险与商业健康保险的相互影响而产生的挤出、挤入效应将对卫生费用融资产生重大影响，是本文研究的重点。

       二、理论背景与文献综述

       (一)国际文献理论与实证分析

       对医疗保险之间挤出效应的定义(衡量标准)主要有两种视角。一种是从保险覆盖率的角度：即若强制的、公益性的社会保险扩面并非实际上达到对原来无保险人群提供保障的效果，而是反而引起将人们原有的商业保险简单替换为社会保险的结果；另一种视角则是从保费收入的角度，考虑社会保险保障水平变化对商业健康险保费收入(全行业)的影响。

       挤出效应的理论模型以美国学者Cutler和Gruber(1996)为代表。他们运用基本的微观经济学预算线与无差异曲线的思路构建了以商业健康保险与其他商品作为消费者消费品选择的模型，并随后引入了由政府主办的社会保险(Public Insurance)作为消费者可以选择的免费品，从而再根据不同的消费者偏好来模拟社会保险挤出商业健康保险的内在原因。

       该模型提供了一种可能，当消费者对商业健康保险无明显偏好，而其与社会保险所提供的保险保障基本类似时，为实现更高的效用，人们将会减少或放弃对商业健康保险的持有，而转向享受社会保险，此时便有了挤出效应。

       这里需特别指出的是：由于美国缺乏全民医疗保险制度，Cutler和Gruber(1996)考察的对象是具有社会保障性质的Medicaid(医疗救助)计划，该计划经历了几次大规模的扩张，具体表现为20世纪60年代制度建立之初时只为穷人和单亲家庭提供保障，在80年代将双亲家庭的低收入儿童纳入计划，90年代中期通过了针对儿童的州儿童健康保险计划(SCHIP)立法进一步增加了对儿童的社保覆盖。这一系列政策变化为挤出效应的研究提供了丰富的素材。

       Cutler和Gruber(1996)利用CPS(Current Population Survey)数据库考察了1987～1992年间社保扩面的影响。他们考察了Medicaid的参保资格对商业健康保险覆盖率的影响，认为儿童个体层面的挤出效应为31％至40％。而Medicaid扩面引起的家庭层面新增的参保人群中有一半人减少了相应的商业保险购买。Gruber和Simon(2008)进行了更加全面的研究，运用SIPP(Survey of Income and Program Participation)1996年和2001年的面板数据，他们发现当考虑个体的参保资格变化时，挤出效应并不大，但是当考虑家庭成员的外溢因素后，挤出效应十分明显，已达到60％，且家庭层面的挤出效应是个人层面挤出效应的2倍。

       在考虑不同收入阶段的影响时，Gresenz等(2012)运用2002至2009年CPS数据分析得出，对中高收入家庭，SCHIP的扩面引起的从无保险保障到有保险保障的儿童新增比例很低，且其对商业保险的挤出作用约为46％。其他研究还有Dubay和Kenney(1996，1997)，Thorpe和Florence(1998)，Blumberg等(2000)，Card和Shore-Sheppard(2004)等等。他们对于挤出效应的变量定义、政策因素、数据库种类、数据年代、变量设计、计量方法的选择等方面均进行了充分的探讨，且较多得到了挤出效应的结论。

       本文就Cutler和Gruber(1996)的理论模型提出以下几点质疑，从而为我国的实证分析的差异性提供理论依据：

       第一，美国的Medicaid计划，虽然在Cutler和Gruber(1996)等经典文献中被定义为社会医保，或者叫公共医保，但该计划主要是针对穷人(后又扩展至儿童，孕妇等)开展的一项医疗救助计划，它本质上与中国的社会医疗保险的广覆盖、保基本的设计初衷完全不一致，美国的目标是将该保险救助制度覆盖到贫困人口，而中国则是要实现对每一名公民的社会保险覆盖。

       第二，Cutler和Gruber(1996)将社保和商业健康保险独立对待，没有考虑到补充型商业健康保险的存在，这与中国的实际不符。据Cutler和Gruber(1996)阐述，对于选择了社保的人群，他们将享受不到相应商业健康保险能满足的医疗服务水平和质量，这样导致了二者的显著性的替代关系。而我国在制度设计方面将商业健康保险定位为对社会基本医疗保险的补充，二者的覆盖范围或者报销层次并不是简单重合，而多是在品种和报销比上的补充。

       第三，Cutler和Gruber(1996)将社保等同于免费品，事实上，社会医疗保险尽管具有政府主导的公共品特点，但由于免赔额、共保分摊等机制的存在，使其并非是一种完全免费享受、满足全部需求的服务，因此可以把社会医疗保险与商业健康险看作消费者对于风险化解手段的不同商品选择，或满足其风险偏好差异需求的两种“商品”。两种商品价格不同、服务内容不同，带来的效用满足不同，在某种程度上需要消费者进行不同组合或选择，从而达到最优配置状态。

       (二)国内文献的实证分析

       和国际文献相比，国内该领域的研究成果尚且有限，且结论不相一致。徐美芳(2007)提出交叉分析方法，认为影响健康保险需求的各种因素可能会产生交叉项，交叉项的引入会缩小或增加某种因素的影响程度。在低收入组与中高收入组中，社会保险与健康保险需求会出现一种明显的负相关关系；而在中低收入组中，社会保险与健康保险需求出现的却是显著的正相关关系。王璐(2009)收集了1996至2007年的数据，其模型以全国健康保险总保费收入作为被解释变量，以城镇居民家庭人均可支配收入、城镇基本医疗保险基金总收入及居民医疗保健人均支出作为解释变量，得出社会保险并未对商业健康保险产生替代作用，相反与健康保险保费收入同向增长的结论。刘芳芳、王秀华和卞虎(2010)建立了1998至2009年度的时间序列模型，以全国健康保险总保费收入作为被解释变量，以城镇人均可支配收入、我国人均卫生费用、卫生总费用中政府支出占比、老年人口比重、城镇人口数量、寿险保险深度作为解释变量，用卫生总费用中政府支出占比作为表示我国社会医疗保险发展水平的指标，回归得出社会保险与商业健康保险在短期呈负相关关系。

       Liu、Gao和Rizzo(2011)根据2000至2006年中国健康与营养调查(CHNS)的数据研究了新农合制度引入后对农村地区商业健康保险的影响情况，得出新农合在整体上对商业健康险影响较小，但是对成人、儿童的影响存在差异的结论。相比较而言，在引入新农合制度后，成人(特别是高收入人群)比儿童更倾向于购买商业健康险，在一定程度上新农合挤出了儿童的商业健康险(特别是低收入人群)。刘宏和王俊(2012)利用2000至2006年中国健康与营养调查(CHNS)的数据，发现城乡社会医疗保障对居民商业健康保险需求行为有显著的促进作用。但对于社保因素的衡量标准，他们是从居民所在社区(村或居委会)的层次衡量该社区是否被商业健康保险和社会医疗保障制度所覆盖，以此评估社会医疗保障对于居民商业健康保险需求行为的影响，而没有采用CHNS问卷中设计的考察居民“个体”层面(非“社区”层面)的商业健康保险及社会医疗保险覆盖与否的变量。

       与上述研究相比，本文在实证模型上创新之处是：第一，以城镇职工医保和城镇居民医保的支出为社会保险保障水平的代表，探讨了我国商业健康保险和社会医疗保险的关系。第二，评估了新医改政策对商业健康保险的总体影响，测算了医改后几类相关指标对商业健康险保费影响的“弹性”大小。第三，分析了代表医疗消费品的价格(即医疗服务价格指标)，以及代表医疗消费品服务质量(即医疗服务供给能力)对商业健康保险的影响。第四，考虑了我国老龄化背景下老年人口的医疗保障需求对商业健康保险的影响。第五，以省级面板数据为研究对象，与之前学者采用的时间序列数据不同，面板数据模型具有许多优点：它包含更多的信息量，减少了解释变量之间的共线性，改进了估计的有效性；并且从多种层面分析经济问题，能够更好的识别和测量单纯的时间序列数据或横截面数据所不能简单觉察的效应等。

       三、实证分析

       (一)数据来源及说明

       本文选取的数据为跨越十个年度的省级面板数据(除香港、澳门、台湾、西藏外)，数据来源是《中国统计年鉴》、《中国卫生统计年鉴》及中国保监会网站。在2003至2012年这十年间，不仅我国的商业健康保险逐步成长，而且我国的社会基本医疗保险也在参保人群、给付标准等方面有了质的变化。考虑到不同省份人口的差别，大多数指标为经过计算后的人均数值。另外，因为农村地区的商业健康保险市场发展较晚，尚未有效开发，相关的健康险市场的数据指标也大多是来自城镇的数据，故将指标集中限定为城镇地区的数据。

       对于解释变量，包括经济类、政策类、医疗卫生类、保险类、人口特征类等几类。经济类的指标为城镇地区的人均可支配收入，它既代表着人们对商业健康保险的购买能力，也代表着一个地区的经济发展水平。政策类变量为2009年该年的虚拟变量及该变量与相关变量的乘积项，具体衡量新医改的政策结果。

       医疗卫生类的的指标可以分为两种：第一种是医疗服务的价格，具体表现为门诊价格、住院价格，并将门诊价格和住院价格加总为总医疗消费价格，以此考虑医疗消费品与医疗保险的替代、互补关系。第二种是医疗服务的服务供给能力，包括每万人享有的医疗机构数(包括医院和若干基层医疗机构)、医院数、卫生技术人员数。保险类指标为基本医疗保险中城镇职工基本医疗保险的人均赔付、城镇居民基本医疗保险的人均赔付。需要说明的是，与通常理解的在国家层面的卫生费用筹资体系中将医疗保险的保费作为研究对象不同，本文从消费效用的角度出发，认为医疗保险的给付支出是比保费缴纳更能衡量基本医疗保险对居民个人价值和作用的指标，故选择城镇人均基本医疗保险给付支出作为指标。

       人口的指标为65岁以上人口的占比，选择的预期理由是随着人们年龄的增长，各种疾病的发病率增加，医疗费用逐渐增大，老年人口对健康险的需求也随之增加。但另一方面，老年人缴费能力有限，对商业健康险的购买意识相对欠缺，而且老年人的医疗负担一般是由家庭年轻一代来负担，因此老龄比与商业健康保险之间的关系比较复杂。

       (二)指标选取及模型设定

       对于涉及到费用或价格的指标包括经济类、保险类、医疗服务价格三类，三者指标都有其特定的解释意义，需要放入模型并从同类指标中挑选与整体模型的其他类解释变量共线性小、与同类指标相关性高具有代表性的指标。对其计算相关系数如表2，经过比较发现门诊人均费用(lnoutpatient)与住院人均费用(lninpatient)、总医疗卫生费用(lnmedprice)保持了较好的相关性，且与人均收入(lnIncome)的相关性更为降低，故选择门诊人均费用作为人均医疗卫生消费价格的工具变量。

      

       由于衡量医疗服务供给能力的指标包括了医疗机构、医院、床位和医疗技术人员数，且医疗服务的溢出效应较大，同一医院可以服务很多就医人员且随医院规模的不同而区别较大，所以对于医疗卫生服务的指标以每万人的医疗技术人员数(lnMTP)来计算，作为医疗服务供给能力的指标。

       对决定选入模型的若干解释变量计算相关性如表3，发现不存在共线性问题，可以建立计量模型。

      

       再对十年来的总体原始数据计算描述性统计值，从中发现我国商业健康保险的人均购买量区别较大，最低仅为9.3元，最高为448.8元，且均值仍然较小为78.7元。人均收入的极小值为6530.5元，极大值已经超过4万元。城镇职工基本医疗保险与城镇居民基本医疗保险保障水平差异较大，前者人均给付超过1000元，后者则没有超过200元。对上述指标取对数之后的标准差、偏度、峰度进行统计，发现有了较大的改善可以用于模型，如表4。

       根据城镇职工基本医疗保险及城镇居民基本医疗保险的差异，设立模型一、二，分别列示如下。

       模型一：

      

       模型二：

      

      

       为进行对照，在模型中同时放入城镇职工医保和城镇居民医保的变量，构建模型三如下：

      

       其中，D为虚拟变量，在2009年以前取值为0，在2009年及以后取值为1，用以代表新医改方案的整体政策影响。由于新医改政策涉及卫生费用融资和医疗卫生服务提供两大内容，所以模型中引入了交叉项D×lnSocEmp，D×lnSocRes，D×lnoutpatient和D×lnMTP来分别代表新医改方案实施之后对相关变量的影响。

       (三)实证结果及分析

       根据Hausman检验结果，面板数据模型的结果更可靠且应选取FE固定效应模型。根据STATA软件运行结果编制表5。

       固定效应模型结果

      

       三个模型均通过整体显著性的F检验，并且整体拟合值达到60％至70％，组内R方也超过80％。

       与预期一样，lnIncome系数全部显著为正，表明城镇居民收入与商业健康保险是高度相关的。在模型一中，该系数为0.53，说明对城镇职工群体而言，人均可支配收入每提高1％，城镇地区的商业健康保险人均保费增加0.53％；在模型二中该系数增加为0.88，说明在考虑城镇居民群体时，收入的促进作用更为明显，收入增加1％，健康险人均保费增加0.88％；在同时放入城职医保、城居医保变量时，该系数为0.47，与模型一、模型二的结论基本一致。这说明对于收入较低的城镇居民医疗保险受众而言，收入的促进效果更为明显。因为商业健康保险是一种消费者自主选择、自主购买的商品，个人购买能力的提高将是有效的促进其商业健康保险消费的方法。

       城镇职工基本医疗保险变量的系数在1％的水平上显著为正，约为0.3至0.5，说明城镇职工基本医疗保险的人均赔付支出提高1％，城镇地区商业健康险的人均保费可以提高0.3％至0.5％，即呈现出来基本医疗保险对商业健康保险的挤入作用。在2009年之后虽然该系数有所下降，具体表现为在模型一中降低了0.229，降低后的整体系数为0.303，说明2009年新医改之后城镇职工医保的赔付支出每增加1％，对商业健康保险的保费促进作用为大约0.3％，仍没有影响整体系数为正的情况，说明城镇职工基本医疗保险的给付提高了人们对于补充型商业健康保险的购买。对于该挤入效应的原因可以解释如下：第一，在我国的制度设计方面，基本医疗保险与商业健康保险并不矛盾，二者不仅不是非此即彼的关系，政策部门还鼓励二者共同发挥作用；第二，由于商业健康险较多的以团体商业健康险的形式由企业购买，往往购买了职工基本医疗保险的单位，同时也会配备补充型的商业健康险，所以基本医保对于商业健康险的发展是有促进作用的；第三，社会医保会加强居民的保险意识，增强他们购买商业健康险的愿望，这也有利于居民对于商业健康保险的消费。

       城镇居民基本医疗保险的系数也在1％的水平上显著为正，模型二和模型三中该系数为0.05左右，说明2009年以前，城镇居民基本医疗保险的人均赔付每增加1％，城镇地区的商业健康保险人均保费提高约0.05％，城镇居民医保对商业健康保险的挤入作用略小于城镇职工基本医疗保险。不难发现，2009年政策虚拟变量与该变量的乘积项系数大约为-0.2，降低后的城镇居民基本医保指标的整体系数分别变为-0.1471和-0.1148，说明2009年之后，城镇居民医疗保险对商业健康保险的挤入效应被挤出效应取代，城镇居民医保的人均赔付增加1％，商业健康保险的人均保费下降大约0.1％。这可能是因为2009年后我国城镇居民基本医疗保险的人均赔付支出相对增长较快，2009年城镇居民医保人均赔付92.43元，较2008年53.91元的水平增长了71.5％，2010年至2012年的增速分别为47.7％、36.9％、33.1％，而城镇职工医保的人均赔付支出近年来增速为15％左右，对于求医就医需求长期处于抑制、并不充分显露状态的城镇居民群体，基本医保作用的发挥替代了一部分商业健康保险的功能。他们之前即便已经购买了商业健康保险，也极有可能是保障层次低、与基本医保重合度大的品种，加之商业健康险对于他们来说是一款自愿保险，所以基本医疗保险的挤入效应被替代效应削弱。与此不同的是，城镇职工群体长期形成的就医习惯可能使得他们更重视就医行为与医疗保险的消费，他们已经购买的商业健康保险的保障内容与基本医疗保险的重合度也更低，所以城镇职工医保对商业健康保险的挤出作用不仅不明显，而且被挤入效应替代。从根本上讲，这是因为城镇居民基本医疗保险的受众相对于城镇职工而言经济实力较弱，暂时无力或不愿有更高水平和质量的医疗保险消费。

       反映医疗卫生消费的价格指标显示，医疗服务价格指标在5％的水平上显著，系数为0.4至0.5左右，说明2009年以前，人均医疗服务价格上升1％，商业健康保险人均保费增加0.4％至0.5％，医疗服务价格对于商业健康保险的消费是促进作用。其原因是，消费者通过购买保险产品可以使医疗支出得到补偿，即达到通过保险产品实现医疗服务“降价”的效果，因而医疗服务费提高了人们的商业健康保险消费。但是医疗卫生价格的促进作用在2009年后有所削弱甚至抵消，表现为2009年政策虚拟变量与医疗价格变量的乘积项系数为-0.5左右，即医疗价格指标的整体系数接近0，这在一定程度上意味着新医改后医疗服务价格的不合理上涨得到了相应的控制。

       医疗服务供给因素方面，模型一中lnMTP指标在10％水平上显著为正，系数约为0.28，说明每万人的医疗卫生技术人员提高1％，对于城镇职工群体而言，城镇地区商业健康保险人均保费提高0.28％。特别是2009年新医改后，其系数在10％水平上显著性，表现为lnMTP与D的交叉项系数值为0.35左右，说明整体而言2009年后每万人的医疗卫生技术人员提高1％，城镇地区商业健康保险人均保费提高0.36％至0.61％左右。从前文的数据统计情况来看，每万人享有的医疗卫生技术人员仅约为44人，我国医疗卫生服务的整体供给能力与可及性并不强，从而从侧面也影响了人们对待医疗服务、医疗保险的观念。因此人均医疗服务的供给能力或可及性对商业健康保险的发展有促进作用。

       虚拟变量D的系数约为1.4至2.4之间，并且通过1％的显著水平，表明2009年新医改直接显著促进了人们对于商业健康保险的消费，与政策初衷一致。

       Oldage变量并不显著，这是因为我国商业健康险本身的产品设计上缺乏多样性，适用于老年人的产品比较缺失，对老年群体的产品吸引力不大。而且传统观念方面，老人往往依靠子女、亲属解决就医、赡养问题，很少借助于商业健康保险。实际上，中国购买商业健康保险的人大多为中青年人，并且往往是由工作单位作为福利为员工统一购买，为家庭老人购买商业医疗保险的情况很少。所以，目前老龄比对于商业健康险的作用没有得到体现。

       四、结论

       商业健康保险目前的规模和作用不利于一个可持续的医疗保障体系的建立，但随着新医改方案的实施，商业健康险的外部政策环境、居民的消费能力与日益增长的健康需求都将为我国商业健康保险发展开辟新的契机。本文利用十年来全国的省级面板数据构建固定效应模型，分析了我国居民的卫生费用融资体系和影响商业健康险需求的因素，特别是对社会医疗保险和商业健康保险之间的关系、新医改对商业健康保险的影响等具有争议性的问题做出了合理的解答。

       在卫生费用融资体系内，社会医疗保险体现了对商业健康保险需求的刺激作用。保险公司应结合基本医疗保险的进一步完善和大病保险制度的推广，抓住新机遇，努力增强人们的保险意识，通过与政府和医院密切合作，更好的为消费者服务，以纠正人们对保险的成见，并以增强商业健康保险的可及性为主要途径，推动商业健康险市场份额的提升。

       在医疗卫生服务方面：第一，新医改在总体上促进了商业健康保险的购买和居民卫生费用融资结构的改善。第二，医疗卫生服务的供给能力和服务可及性将是居民保险意识、保险意愿提高的促进因素。第三，医疗消费品与医疗保险二者之间是互补关系，医疗价格的提升将促使人们产生通过保险产品来实现医疗消费支出的“补偿”、“降价”。当医疗消费的支出不是灾难性支出时，则不会对消费能力有大的影响，居民依然有购买商业保险的实力。在我国现阶段基本医疗保障水平仍然有限的情形下，医疗支出风险对居民购买商业保险的吸引力依然较大。

       在人口特征方面，老龄化程度对商业健康保险的影响力不显著，并没有反映市场的内在要求，一定程度上说明了我国商业健康保险的不成熟性。在现实中，单一的产品种类，繁琐的赔付程序是导致这一现象的原因。商业保险公司应开发多种形式的商业健康保险产品，如长期护理产品和重大疾病的产品，从资金、服务两个方面覆盖和满足居民不同层次的健康和医疗卫生需求，而且，应当简化理赔手续，提高赔付效率，增加消费者对商业健康保险的认同度。

       作者感谢匿名审稿人的宝贵意见，文责自负。

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