论文：城市医疗保险改革对预防性储蓄有无挤出效应

论文：城市医疗保险改革对预防性储蓄有无挤出效应

[摘要]利用1997年和2006年的中国健康与营养调查 (CHNS) 数据和倍差方法，分析1998年的城镇医疗保险改革对预防性储蓄的影响，主要有以下实证发现：城镇医疗保险改革对预防性储蓄没有挤出效应；对贫困个体而言，医疗保险改革甚至使其增加了预防性储蓄。医疗支出风险并没有随着改革的推进而降低，是我国城镇医疗保险改革对储蓄没有影响的重要原因。
[关键词]城市医疗保险改革 预防性储蓄 医疗支出风险 倍差法 分位数回归
一、引言
按照现代生命周期投资理论，为了应对不确定的环境，理性个体会对近期和远期消费进行调整使一生的效用最大。Hubbard等人(1994 )认为个体在未来面临着收入、医疗支出和生命周期等的不确定性，这三种不确定性导致了个体进行预防性储蓄。
大部分学者对预防性储蓄的研究更多地与收入的不确定性相联系（Leland, 1968； Skinner, 1988； Kimball, 1990； Deaton, 1991）,而且各个研究结论也不尽相同，如Dynan（1993）的分析表明，没有证据支持消费者具有预防性动机。Carroll（1998）则用数值模拟的方法验证了风险规避的个体有显著的预防性储蓄行为。
从支出的不确定性角度来研究预防性储蓄的文献较少，分析医疗保险对医疗支出不确定性的作用进而对预防性储蓄的影响文献就更少，但其实证结论的分野却很明显，一方面的研究结果表明：因为医疗保险会全部补偿或部分补偿个体的医疗费用，减少了个体面临的医疗支出的不确定性，从而会减少预防性储蓄，即医疗保险对储蓄存在挤出效应。如Gruber (1999)发现美国的医疗救助计划增加了家庭消费支出。Chou (2003)通过经验分析对台湾地区1995年实行的医疗保险改革进行评价，说
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疗支出后，家庭选择当前消费和远期消费在预算约束下最大化时间可分可加的冯·纽曼--摩根斯坦效用值。
除非设定某种特定效用函数，在不确定环境下，上述动态决策问题没有封闭解。Caballero（1990）、Weil(1993)把效用函数设定为具有常数绝对风险厌恶的性质，Chou ( 2003)进一步假定主观贴现率和利率r都等于零。家庭最大化如下效用值：
（1）
模型约束条件为：； 。
家庭静财富在每一期均为非负数。绝对风险厌恶系数为常数，医疗支出的发生是随机散，其误差项服从正态分布。在0期最优消费水平为： （2）
最优消费路径满足： （3）
式（2）表明当医疗支出的不确定性上升时，消费减少，储蓄增加。式（3）表明当医疗支出的不确定性上升将导致家庭推迟消费，消费路径变的陡峭。
因为本文的微观数据资料中家庭消费没有涵盖全部消费，储蓄无法用收入减去消费而得到，所以在实证中采用Engen（2001）、Kazarosian（1997）、Starr-McCluer (1996)、 Guiso（1992）等人的方法，用财富/持久收入的比率代替储蓄有以下等式：
（4）
其中是家庭i的总净财产，是非财产性持久可支配收入；代表收入的不确定性；是家庭特征变量，其中包括医疗保险状况（）、教育程度等；误差项服从正态分布。
（二）数据与变量分析
（1）数据选取
本文利用的数据取自北卡罗林纳大学卡罗林纳人口中心、美国营养和食品研究所、中国疾病控制和防治中心的中国健康和营养调查(CHNS) 数据集。该数据集的采集范围覆盖9 个省(黑龙江、吉林、山东、江苏、河南、湖北、湖南、广西、贵州) 的城镇和农村,采集时间为1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年和2006年，样本具有较好的代表性。
为考察城市医疗保险改革对储蓄的影响，只选取了改革前的1997年和改革后的2006年两年作为数据样本，删除了农村家庭（包括城市的郊区村）和收入为零的城市家庭，因为该调查涉及到医疗保险状况时是以家庭个体为被调查单位，而不是以家庭为被调查单位，所以本文的医疗保险改革分析单位限定为个人，又因为城镇职工基本医疗保险覆盖不仅包含在岗职工也包含退休职工，所以以18岁及以上所有成人为样本单位。最终，两年用到的有效样本数量共为3102个。以1997年的价格为100，用全国的GDP指数对2006年的价格进行了调整，统一为1997年的价格。
（2）变量分析
持久收入：用两步法获得，首先计算家庭的纯收入，然后再用回归方法得到持久收入。CHNS中涉及到的城镇家庭的收入项目繁多，不仅包括工资收入，小手工业（小商业收入），还包括各种补贴和其他收入，如独生子女补助、节日发放食品、出租家庭财产所得租金、子女、父母、亲朋汇款（赠送礼品）等等。由于持久收入是对纯收入的估计，因此上述收入项目还要扣除必要的支出项，这些支出项含有房租、婚丧嫁娶支出、照顾父母子女支出、教育支出等等。在得到城市家庭的纯收入后，取城市家庭纯收入的对数作为因变量，以家庭的非工资收入、家庭规模、家庭成员平均教育程度、抚养比（15岁以下和65岁以上人口占家庭总人口的比）、家庭居住地（以二元哑变量表示是否东部省份），持久收入预测值用Huber/White方差估计的0LS方法得到，两年回归结果的调整R2值均在0.4左右,这说明工具变量的有效性可能不成问题（Staiger, 1994）。
总净财产：在CHNS中城镇居民的净财产调查包括三大类：房产（含装修价值）价值、家用电器[ 家用电器包括收音机、 录音机、录像机、黑白电视机、彩色电视机、洗衣机、冰箱、空调、缝纫机、电扇、计算机、照相机、微波炉、电饭煲、高压锅、电话、手机、VCD/DVD、卫星天线等。]价值、家庭用具及设备[ 家庭用具包括交通工具（自行车、摩托车、汽车）、家庭商业用具（炊具、木工用具、理发用具和五金小铺器具及设备等）两类。]价值。用公式表示就是：家庭总净财产＝房产（含装修价值）＋家用电器价值＋家庭用具及设备价值。
储蓄：用家庭总净财产除以家庭持久收入，得到家庭储蓄，然后再除以家庭总人口数，得到人均储蓄。
收入不确定性：收入的不确定性一般指预期收入偏差的改变，预期收入可以用平均收入来衡量，本文选用刘兆博（2007）使用的衡量收入不确定性的方法，以家庭持久收入与实际纯收入的对数值之差的绝对值来表示，即来衡量收入不确定性。家庭的收入风险可以代表家庭中各个成员的收入风险，所以，这里没有用家庭的收入不确定性除以家庭成员数量得到每个人的收入不确定性。
医疗保险：在CHNS中的医疗保险调查是针对个人进行的，在2006年医疗保险的类型选择有：商业保险、公费医疗、城镇职工医疗保险（通道模式、板块模式、大病保险）、合作医疗、妇幼健康保险、计免保险等医疗保险险种。而1997年的医疗保险的类型选择有公费医疗、劳保医疗、家属享受的保险、合作医疗、统筹医疗、妇幼健康保险、计免保险等医疗保险险种。因为城市医疗保险改革过程主要是职工基本医疗保险逐步取代公费医疗和劳保医疗的演进，为使两年的数据相对应[ 北卡大学的数据集在2007年对所有年度的调查进行了Longitudinal的数据整理，其中，医疗保险状况逐项分列显示，个体享有的各类型保险在各列以0和1表示。原先的以分年整理的数据则把医疗保险状况放入一列之中，以1、2...9表示享有的医保类型。本文的数据是在Longitudinal的基础上取得。]，我们把2006年个人享受的除去商业保险、合作医疗（主要针对农村居民）、妇幼健康保险、计免保险外的其他险种相加，如果个体等于或多于一种保险，我们把设定为1，没有任何医疗保险的个体 设为0。同理，把1997年的个人享受的除去合作医疗、妇幼健康保险、计免保险外的其他险种相加，等于或多于一种医疗保险设定为1，没有任何医疗保险的个体设为0。
个体特征变量：年龄（age）对储蓄可能产生影响，年龄较轻时，收入水平不高，其储蓄数值较低。随着年龄的增长，财富的自然积累就会增加。教育程度（edu）的高低影响到人力资本积累水平，进而影响到收入。教育按在正规学校里受过几年正规教育的原编码设置，从0＝没上过学到36＝6年大学或更多[ 11＝1年小学；12 ……（未完，全文共14482字，当前仅显示3445字，请阅读下面提示信息。收藏《论文：城市医疗保险改革对预防性储蓄有无挤出效应》）