“城居保”能减轻健康冲击的影响吗

“城居保”能减轻健康冲击的影响吗

郑瑜静;陈华

【摘要】利用CHNS数据检验健康冲击对中国城镇居民家庭消费支出的影响,以及城镇居民基本医疗保险是否能减轻这种影响.基于一阶差分方法对总体样本的回归结果显示,健康冲击对居民食物消费、医疗支出的波动较显著,城居保大部分能显著地平滑这种波动;健康冲击对居民教育支出的波动不显著,城居保的平滑作用也不明显.按不同家庭收入水平分组的回归结果显示,中高收入家庭的食物消费受到健康冲击的影响比低收入家庭少,城居保起到的平滑作用也没有低收入家庭明显;健康状况变差导致居民自付医疗费用显著增加,城居保有效减轻了这种影响,且在低收入参保家庭中效果更为明显.

【期刊名称】《金融经济学研究》

【年(卷),期】2017(032)004

【总页数】11页(P118-128)

【关键词】健康冲击;城镇居民;基本医疗保险;家庭消费

【作者】郑瑜静;陈华

【作者单位】中央财经大学保险学院,北京100081;中央财经大学保险学院,北京100081

【正文语种】中文

【中图分类】F842.6

家庭常常会面临许多特定风险的冲击，如失业、疾病、死亡、自然灾害等，常见的外生冲击就是健康方面的冲击。当家庭成员处于较严重的不健康状态时，这将给家庭带来巨额的医疗花费，并使得家庭收入受到影响，继而影响家庭其他方面的支出和家庭总体的消费。中国早在1998年便开始建立城镇职工基本医疗保险，并于2003年开始农村合作医疗保险试点工作，到了2007年，中国政府又提出在79

个城市进行城镇居民医疗保险试点工作，参保范围是中小学阶段的学生(包括职业

高中、中专、技校学生)、少年儿童和其他非从业城镇居民，即不属于城镇职工医

疗保险制度覆盖范围的人群。城镇居民基本医疗保险的缴费以家庭缴费为主，政府给予适当补助，有条件的用人单位可以对职工家属参保缴费给予补助。

根据CHNS调查的数据统计，参保家庭的比例从2006年的0%到2009年的

29.72%再增加到2011年的41.51%，在此期间，医疗保险覆盖比例在逐年上升。但中国城镇居民基本医疗保险(以下简称“城居保”)起步较晚，目前的筹资水平有限，保障水平也有限。健康冲击影响的不仅仅是医疗费用，还可能因为家庭主要经济来源者因病而影响了工作从而带来了家庭的收入变化。这些变化会给家庭其他方面的消费造成什么影响？参保家庭和非参保家庭的消费受到健康冲击的影响是否有显著差异？健康冲击给不同收入水平的家庭带来的影响有什么不同？这些都是本文将要研究的问题。

近年来，关于外生特定冲击给家庭消费带来的影响以及分析保险或其他工具在其中起到的作用的研究较为丰富，但并没有一个统一的结论。一些研究认为外生冲击不会使得消费发生显著变化，保险的作用虽然没有体现在消费平滑上，但在改善家庭投资配置上确实发挥了作用。比如Chettyand Looney(2005)[1]通过效用函数模

型验证，认为在失业冲击下即使没有社会保险，总消费也没有显著减少。但社会保障带来的福利不在于平滑消费而是来自于改善儿童的教育水平。同样的，Chen and Jin(2010)[2]利用中国农业普查数据，发现新农合提高了农村适龄儿童的入学

率。Liu(2015)[3]利用CHNS中1993～2011年农村家庭的调查数据，实证检验

发现即使没有农村合作医疗保险，农村地区的收入和消费也不会受健康冲击的显著影响。

有些研究则认为外生冲击能对消费产生显著影响。比如陈玉宇和行伟波(2006)[4]

使用广东省数据，检验了中国城镇家庭面对外生冲击时的自我保险，大部分结果拒绝了城镇消费可以完全保险的假设。Chetty and Looney(2007)[5]利用了美国和

印度尼西亚的面板数据进行研究，分别用两国结果来代表发达国家和发展中国家的表现,发现当人们受到失业的外生冲击时，食物消费都显著下降约10%。Wagstaff(2007)[6]研究发现越南地区居民受到健康冲击时，即使是参保家庭医疗费用也显著上升，食物消费显著减少，家庭的经费预估显著增加。Lindelow and Wagstaff(2007)[7]通过对中国家庭的实证分析，发现负向的健康冲击显著影响了家庭收入、劳动力供给和医疗费用的支出，这种影响在有保险的家庭里较小。Kadiyala et al.(2011)[8]发现在埃塞俄比亚农村地区，家庭中重要的成年人死亡后，健康冲击显著影响了家庭消费结构，家庭很难自我平滑这种冲击。在墨西哥地区，Wirtz et al.(2012)[9]验证了当健康冲击发生时，医疗费用支出发生了显著变化，

而健康保险显著减轻了这种变化。周钦和刘国恩(2014)[10]以住院人群为研究对象，发现在遭遇可能住院这样的疾病冲击时，医保人群选择住院的可能性比非医保的人群高，且医疗保险制度显著减轻了医保人群的经济负担。这与Liu and

Zhao(2012)[11]研究内容相似，但他们认为“城居保”显著增加了医疗服务的效用，但是没有显著减少居民医疗费用的支出。

近年来，国内也有许多学者开始研究参保对家庭消费的影响。甘犁、刘国恩和马双(2010)[12]对文献进行梳理，认为基本医疗保险促进了消费且使居民的预防性储蓄下降；臧文斌等(2012)[13]研究认为城居保促进了居民的消费，Bai and

Wu(2013)[14]实证研究发现有健康保险的家庭比没有健康保险的家庭非医疗消费

更高。但这些研究只是基于医疗保险实施前后的比较，没研究居民在遭受健康冲击时的反应以及医疗保险对消费波动的作用。在国际上，不同学者针对不同的国家和地区、不同收入水平、不同消费习惯的人群进行了调查研究，得出的结论大有不同。所以本文以中国城镇家庭为研究对象，分别对总体、低收入、中高收入组别进行分析，探究他们在面临健康冲击时，是否能进行自我消费平滑。若不能，那么在实施了城镇居民基本医疗保险以后，保险能否减轻健康冲击带来的不利影响。

(一)实证模型

本文使用的模型以Gertler and Gruber(2002)的模型为基础，采用一阶差分(FD)

的方法回归：

△yit=λ△hit+α2Rit+βXit+γt+εit

其中，△yit是本文关心结果的变化量，即i家庭在两个相邻调查年份内各种类型的消费的差值，△hit(he alth shock)代表的是健康状态在两个相邻调查年份内的变化。哑变量Rit定义为是否参加城居保，即第i个家庭在第t年家中有人参加了城居保，则Rit等于1，否则等于0。本文参考了Liu(2015)设置的控制变量，并在其基础

上增加一些控制变量，令Xit包括家庭人数的对数、家里未成年人数占全家人数的比、家里处于工作年龄段的人占全家人数的比、户主年龄、户主年龄的平方、户主婚姻状态、户主性别、户主教育程度、家庭收入在相邻两个年份上的变化和是否拥有除城居保外的其他医疗保险，这些变量可能与家庭对风险的偏好、家庭普遍的健康状况、家庭消费观念等有关，故这些变量可能影响结果△yit，所以设置这些变量作为控制变量。γt是一个哑变量，它用于区分不同年份，γt的系数代表了单纯由

于时间的变化而使因变量△yit产生的变化。

λ系数用于估计健康状态的变化对我们关心的因变量的影响，假设家庭通过保险或其他手段实现了完全保险，那么λ应该等于零，即健康冲击对家庭消费没有产生

影响。为了分析参保和未参保家庭在面对健康冲击时的消费行为的不同，本文参考

Liu (2015)的方法，将系数λit扩展为式(2)，使△hit的系数可以在家庭参加城居保的前后发生变化：

λit=α0+α1Rit+γt+νit

Rit的系数α1表示在t年实施政策后，i家庭参加了城居保对λit的影响；γt的系数表示单纯由于时间的变化导致的λit的变化。将式(2)代入式(1)，式(1)便扩展为：△yit=α0△hit+α1(Rit×△hit)+α2Rit+γt×△hit+γt+βXit+εit

其中，当Rit=1，即该家庭处于有人参加城居保的情况下，△hit的系数为(α0+α1)，当Rit=0时，△hit的系数为α0。所以△hit的系数α0代表i家庭未参保时，健康

冲击对因变量的直接影响，即α0指的未参保家庭健康冲击对△yit的偏效应。而城居保家庭和健康冲击的交互项的系数α1代表i家庭参与城居保的效果，即参保和

未参保家庭在其他条件相同的情况下健康冲击对他们影响的区别。城居保Rit的系数α2代表了没有健康冲击时，单纯由于参加城居保对因变量△yit产生的直接影响。γt×△hit交互项的系数是代表由于时间的变化所导致的健康冲击对因变量影响的变化。γt的系数代表由于时间变化对因变量△yit的影响。εit为扰动项，包含家庭i

不能由前述解释变量所解释的信息。

本文使用一阶差分方法，使用一阶差分能消除观测得到的变量之外的不随t变化但可能会对因变量产生影响的非观测效应(unobserved effect)。若非观测效应包含

在扰动项中，则扰动项可能与式中的自变量相关，则会产生内生性问题，使用一阶差分能有效减少内生性问题。

(二)数据来源与说明

本文使用的数据来自中国健康营养调查( China Health and Nutrition Survey，CHNS)，该调查始于1989年，其间断性调查的年份有1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年。该调查至今已覆盖了15个省市

的7200多个家庭，超过30000个个体。该数据涵盖的内容有很多，包括了个人、

家庭和社区的特征。本文选取城居保实施前后的2006，2009、2011年三个截面组成面板数据进行实证分析。

CHNS调查没有专门向居民询问家庭总消费，数据中只有某些项目的费用支出，

不覆盖家庭所有消费项目。比如食物消费数据难以得到，故本文使用CHNS数据

中人们对各种营养的摄入量来作为代理变量代替食物的消费。这里的营养摄入量是CHNS根据问卷中的居民各餐食用的食物种类和数量按一定标准计算出的，可以

直接得到。医疗费用支出则有相对应的问卷调查数据可以直接使用。教育支出本文使用儿童是否上学作为代理变量。样本中存在拥有农村户口和城镇户口的两类人群，为检验城镇居民医疗保险的作用，本文只保留了户主为城镇户口的家庭。

为了观察健康冲击对家庭人均食物消费、教育支出和医疗费用支出的影响，本文利用或构造的变量描述性统计见表1。

本文中一个重要的自变量是健康冲击，健康冲击指的是健康状况在一段时间内发生的变化。在国内外的文献中，有使用家庭中处于工作年龄段的人死亡、出现需要长期住院的家庭成员、家庭成员BMI指数的变化(Wagstaff，2007)、户主对自己的健康感受的变化、自评健康变化、过去四周是否受过伤或生过病(邹薇和方迎风，2013[15])等指标来定义健康冲击。本文的健康状况是通过CHNS调查问卷中的调查问题来设定的。式(4)中的来自居民所提供的回答。第一个问题是问该居民在过

去四周中是否生过病或受过伤，若回答“是”，则根据该疾病回答过去四周因病不能正常活动的天数。

i家庭在第t年的健康状况的定义如下：

设家中有M个人，分子中的是指家里的第m个人在过去四周中因为健康问题导致不能正常活动的天数。将家中所有人的相加，总和乘100/28就是这个家庭在过去四周中受健康影响的总天数占过去28天的百分比数。△hit指的是hit在相邻两个调查年份间的变化，这些基本变量的解释如表2所示。

(一)对食物消费的回归结果及分析

1. 全样本回归结果及分析。本文使用能量、蛋白质、脂肪、碳水化合物的摄入量来代替食物的消费。由表4的第1列和第2列可知，每增加1单位健康冲击，家庭平均在能量和蛋白质方面显著下降0.1%的摄入量，而参保家庭比未参保家庭摄入的能量和蛋白质多了0.2%且在1%的水平上显著。在脂肪的摄入方面，健康冲击的影响并不显著，而α1大于零但也不显著，说明在1单位健康冲击下，参保家庭在脂肪的摄入量方面与非参保家庭的区别不大。从第4列的α0和α1系数可以看出，碳水化合物摄入量受健康冲击而下降的幅度是最大的，每增加1单位的健康冲击就下降0.2%的碳水化合物摄入，参加城居保的人群比没有的人群摄入量平均增加了0.2%，且在1%的水平上显著。

表3的四列系数都显示健康冲击的系数小于0,说明食物的消费受到健康冲击的负面影响，这一结果可以视为因收入下降和医疗费用支出而使家庭不得不减少食品支出。表3中四列α1都大于0，说明在健康冲击下参保家庭比非参保家庭的食物消费要多。由于α0+α1代表健康冲击对消费的总体影响，所以α1和α0符号相反可以说明城居保减轻了由于健康冲击所带来的食物消费方面的影响，平滑了消费。

①“其他保险”包括了问卷中的“商业保险、合作医疗保险、公费医疗保险、职工医疗保险、其他”

2. 对不同收入家庭分组回归结果及分析。为探究不同收入水平家庭的食物消费受到健康冲击影响的不同，本文将样本分为两组分别进行回归。参考Lindelow and Wagstaff(2007)的方法，本文将家庭平均收入低于40%分位数的家庭设为低收入家庭，将家庭平均收入高于40%分位数的家庭设为中高收入家庭。

由表4可知前三列α0都不显著，说明在中高收入家庭，健康冲击对中高收入家庭的能量、蛋白质、脂肪摄入量没有显著的影响。健康冲击仅对碳水化合物的摄入量有显著影响，每增加一单位的健康冲击，摄入减少0.1%。而在面对健康冲击时，

除了脂肪的摄入量，参加城居保的家庭食物摄入量显著高于非参保家庭，这说明城居保促进了中高收入家庭的食物消费。

表5为低收入家庭的回归结果。四列α0系数除了脂肪摄入量和中高收入家庭一样不显著外，其余三列的α0都在1%的水平上显著小于零，这与中高收入家庭回归结果大相径庭。这说明当家庭中有成员健康状态变差时，低收入家庭倾向于减少他们的食物的消费。α1系数在四列中均在1%水平上显著大于零，这说明受到同样一单位的健康冲击，参保家庭的食物摄入量比未参保家庭多出0.2%，即健康冲击对参保家庭的影响要小于未参保家庭。从中高收入的家庭和低收入家庭的回归结果对比中可知，中高收入家庭较有能力在健康冲击下实现食物的消费平滑，而低收入家庭较难自我实现平滑，这使得城居保在低收入家庭中发挥的平滑作用更加明显。

(二)对教育支出的回归结果及分析

1. 全样本回归结果及分析。本文用所有6～18周岁的未成年人作为样本进行回归分析。以他们是否仍在学校学习作为代理变量。若“儿童上学”变量由1变为0则说明儿童辍学，即家庭减少了教育支出。若“儿童上学”变量值保持不变则代表家庭教育支出保持不变。

由表6可知在健康冲击下城镇家庭教育支出没有发生明显的改变，同样，城居保的作用也不明显。这说明城镇家庭对教育的支出相对平滑，城镇居民不会因为家庭中有人健康状况变差而放弃儿童的教育。这与Liu(2015)研究农村家庭的教育支出的情况不同，因为他选取的样本是从1993年开始的，义务教育还未普及，而且农村地区风险厌恶程度较高，在家庭遇到不良冲击时更愿意牺牲子女教育支出来缓解家庭当前受到的不良影响。

2. 对不同收入家庭分组回归结果及分析。表7中的第一列是中高收入家庭的回归结果，第二列是低收入家庭的回归结果。与总样本回归结果类似，低收入和中高收入家庭的教育支出在健康冲击下都没有发生显著的变化，城居保也没有发挥显著的

作用，说明不同收入水平的城镇家庭在健康冲击下表现相似。因为九年义务教育使得城镇居民的教育支出大大减少，儿童较不容易在家庭发生不良变故时辍学。

(三)医疗支出及分析

1. 全样本回归结果及分析。此处的家庭医疗支出针对的是过去四周的病或伤。由表8可知健康冲击的系数为正，说明家庭成员因病或伤而不能正常活动通常会使得医疗费用支出显著增加。α1表示在其他条件相同的情况下，1单位的严重健康冲击使家庭自付医疗费用增加了0.7%。而α1的系数为负，说明家庭受到1单位健康冲击时参保家庭医疗支出比非参保家庭少了约0.5%。由于α0+α1代表参保家庭受到健康冲击的影响，而α0和α1的符号相反且在1%水平上显著，说明城居保有助于缓解健康冲击带来的医疗消费风险，这与Wirtz et al.(2012)的结论一致。

2. 对不同收入家庭分组回归结果及分析。由表9第1列中高收入家庭回归结果可知，没有城居保时1单位健康冲击带来医疗支出0.4%的增长，在健康冲击下参保家庭和非参保家庭的医疗支出没有显著区别。这并不表示城居保没有发挥作用，因为城居保只是承担总医疗费用的一部分，自付医疗费用基于花费的多少。家庭参保后更倾向于消费更高水平的医疗服务(Liu and Zhao，2012)，因此致虽然城居保能承担一部分医疗费用，但是居民选择接受的医疗消费水平提高，自付医疗费用没有显著减少。

对于第2列低收入家庭，在没有城居保时，每单位健康冲击将带来1%的医疗支出的增加，而参保家庭比非参保家庭医疗支出显著低了1.3%，且两个系数均显著，这说明低收入家庭不会因为有了城居保而选择更高水平的医疗消费，这使得他们在面临健康冲击时城居保能显著减轻家庭的医疗费用负担，平滑医疗消费。

本文稳健性检验为更换构造健康冲击所使用的变量，观察回归结果是否和原结果较一致。由于户主及户主的配偶一般是家庭的主要成员，收入占家庭总收入大部分，

对家庭的影响较大。所以，本文将健康状况替代成：

其中，代表户主、户主的配偶在过去四周中因伤病不能正常活动的天数。由表10可知，除了脂肪摄入量的α1系数的显著性与原结果不同外，其他的结论基本与原结论保持一致，证实了原结论的稳健性。

本文利用了中国健康营养调查(CHNS)2006、2009、2011年的面板数据，研究健康冲击对消费的影响，结果表明：第一，从整体上看，在健康冲击下，居民在食物消费上受到显著影响，营养摄入量显著下降，而城居保能显著减轻这种不良影响。按平均收入水平将居民分为中高收入和低收入两组后，回归结果显示中高收入家庭的食物消费受到健康冲击的影响比低收入家庭小，低收入家庭虽然食物消费受到的影响较大，但是城居保起到的平滑作用也更明显；第二，家庭成员健康状况变差不会使城镇居民的教育支出发生显著改变，城居保在教育支出方面发挥的作用不大。从不同收入水平家庭的回归结果来看，其结论是相似的，所以健康冲击对于不同水平的家庭的教育支出影响都是不显著的；第三，从总体看，健康状况变差导致自付医疗费用显著增加，城居保显著地减轻了这种影响。在中高收入家庭中健康冲击使医疗费用显著增加，城居保却没有显著降低自付医疗费用，这是因为参保居民愿意接受消费水平更高的医疗服务。而在低收入家庭中，健康状况变差导致家庭医疗费用支出显著增加，而且城居保能显著减轻参保家庭医疗费用的负担。

综上所述，城镇居民医疗保险在家庭受到健康冲击时起到了一定的消费平滑作用，但在不同收入水平的家庭中表现有所不同。

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