我国基本医疗保险对居民消费的影响——基于省级面板数据的实证分析

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我国基本医疗保险对居民消费的影响——基于省级面板数据的实证分析我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月我国基本医疗保险对居民消费的影响——基于省级面板数据的实证分析朱铭来,奎潮,刘晓婧1摘要近年来，我国居民消费持续走低，在GDP中所占的比重持续下降，消费需求不足已经成为制约我国经济发展的重要因素之一。而基本医疗保险体系不完善可能是导致我国居民预防性储蓄增加、消费减少的重要原因。本文以保险学和消费学的相关经济学原理为基础，使用了我国31个省、自治区、直辖市的面板数据分析了我国基本医疗保险对居民消费的影响。由于我国城乡经济发展与医疗保障体系存在明显差异性，我们分别构造了计量模型，得出的结论是城镇职工基本医疗保险对城镇居民的消费具有明显的促进作用，而新型农村合作医疗对农村居民的消费没有明显影响。关键词：基本医疗保险；居民消费；社会保障；面板数据Ⅰ.引言众所周知，消费，投资和净出口是促进我国经济快速增长的三大主要因素，改革开放30年，我国的经济发展始终保持快速增长的趋势，但是消费的增长速度远远低于投资和净出口的增长速度。1980年，我国的消费率为65.5%，到2009年，消费率已经下降到了7><48%，其中，居民消费比重更是大幅下降，1980年，居民消费在GDP中所占的比重保持在50%以上，2009年这一比重下降到了35%左右，而世界上绝大部分国家的居民消费在GDP中的比重都保持在60%以上。与我国偏低的消费水平相比，我国的储蓄率明显偏高。世界银行统计数据显示，从1990年开始我国的储蓄率就已经接近30%，比世界储蓄率高出约18个百分点，从2002年开始，我国储蓄率快速增加，在2005年年末创造了历史新高。储蓄额和储蓄率的持续走高，说明我国居民具有巨大的潜在消费能力，同时也从储蓄的角度反映出我国经济发展过程中存在有效需求不足的问题。 笔者认为，中国居民储蓄率居高不下除了与中国的社会结构、传统文化、家庭观念等因素有关系之外，还有一个重要的原因是我国社会保障体系不健全，城乡居民在住房、教育、医疗等支出费用过高，从而抑制了消费动机。社会保障是现代社会经济体系的重要组成部分的体系，具有社会稳定器、经济减震器和社1南开大学经济学院风险管理与保险学系30我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月会公平调节器的功能。我国社会保障体系主要包括基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险，近年来，我国各项社会保险制度不断完善，覆盖面越来越广。其中，我国基本医疗保险的建设在过去十年间，特别是“十一五”期间取得的成绩尤为突出。当前我国的基本医疗保险体系由城镇职工基本医疗保险制度、新型农村合作医疗和城镇居民基本医疗保险三部分构成。表1是对我国各类基本医疗保险的比较介绍。表1我国各类基本医疗保险对比城镇职工基本医疗保险新型农村合作医疗城镇居民基本医疗保险覆盖范围城镇所有用人单位（企业、农民非城镇职工基本医疗保险制机关、事业单位、社会团度覆盖范围的中小学阶段的体、民办非企业单位）及其学生、少年儿童和其他非从职工业城镇居民参保单位用人单位及其职工家庭家庭参保方式强制参加自愿参加自愿参加试点时间1998年2003年2007年缴费标准用人单位缴费率控制在职工政府每人每年补助200元，政府部分或全额补助，个人工资总额的6%左右，职工个人缴费每年不低于30元适当缴费缴费率一般为本人工资的2%支付限额职工年平均工资的6倍农民年人均纯收入的6倍居民年人均可支配收入的6倍 1998年国务院出台了《关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》，城镇职工基本医疗保险开始试点并在全国范围内实施，2003年新型农村合作医疗制度开始试点并普及，随后，覆盖城镇居民的城镇居民基本医疗保险也于2007年开始试点，并于2009年在全国范围内实施。截至2009年底，我国基本医疗保险覆盖的人数已经超过12亿。其中城镇职工基本医疗保险参保人数已到达2.2亿，城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗的参保人数在也已经分别达到1.8亿和8.33亿。虽然我国的基本医疗保险体系建设在近年来取得了不俗的成绩，但是仍然存在许多不完善的地方，相关法律法规不完善、管理机制不健全、实际保障水平偏低等是我国基本医疗保险存在的主要问题。通过对我国居民消费现状和基本医疗保险体系现状的分析，我们发现，一方面我国居民消费水平明显偏低，为了促进我国经济的健康发展，刺激消费，拉动内需成为当务之急。而另一方面我国的社会保障体系还不够健全，基本医疗保险制度也存在亟需完善地方，社会保障制度的不完善恰恰是导致我国居民消费水平偏低的重要原因之一。本文立足从经济学角度探索居民消费和社会保障制度之间的内在联系，从而为促进我国居民消费和基本医疗保险的良性互动和健康发展提出有效建议。31我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月Ⅱ.相关研究的文献回顾基本医疗保险是社会保障的重要组成部分，因此我们首先将从理论上探讨社会保障与居民消费之间的关系，进而分析我国基本医疗保险对居民消费的影响。在国内外的诸多研究中，社会保障对居民消费到底存在何种影响尚未有统一的定论。目前，学术界主要存在以下四种观点：第一种观点强调社会保障对居民消费具有正面影响。许多学者认为，住房、医疗、养老、教育等消费支出已经成为人们生活中最庞大且必不可少的消费支出。正是由于这些人们在未来可能面临不可预测的开支的数额越来越庞大，因此，人们的预防性储蓄数额不断提高，现期的消费不断下降。如果社会保障体系能够更加健全，人们在面对医疗、养老等问题的时候能够通过社会保障体系获得部分资金弥补损失，那么人们自然就会减少预防性储蓄，进而增加当前消费。 社会保障制度是调节收入再分配的重要手段，与整个国民经济相互制约，相互影响。福利经济学派认为，一元钱对富人和穷人具有不同的边际效用，因此，社会保障的收入再分配作用有助于提高低收入人群的边际消费倾向，提高他们的消费能力，最终实现提高整个社会居民消费水平的目标。社会保障体系的完善能够增强人们对自身和整个社会体系面对风险以及战胜危机的信心，从而营造出更利于经济发展的外部环境。理性预期学派和货币学派认为，个人对未来的预期对经济政策有着非常重要的影响。如果社会保障不健全，人们可能就会对未来的收入和安全存在十分糟糕的预期，这样就会导致总需求显著减少，进而影响整个经济的发展。William（2001）在其著作中对我国社会保障制度和我国居民消费的关系进行了分析。他指出，我国的社会保障制度于1987年由国家—单位保障制的形式改革为国家—社会保障制的形式。在1987年我国社会保障费用支出快速增加，而1989年之后则出现了持续的降低，而同期的边际消费倾向也表现出相同的变化趋势。当我国的社会保障制度发生变化后，我国居民的边际消费倾向就发生了相应的变化，这表明我国的社会保障制度对我国居民消费很可能存在正面影响。王晓霞和孙华臣（2008）使用检验和多元回归模型分析了我国社会保障对居民消费的影响，他们得到的结果是社会保障支出是居民消费的Granger因，社会保障对我国居民消费存在挤出效应，社保支出每提高1%，居民消费需求支出就下降0.37%。于泳（2009）使用1980年-2005年的数据进行实证分析，得出的结果是我国社会保障开支水平每增加1%，人均居民消费就增加1199元，说明我国的社会保障对我国居民消费具有促进作用。第二种观点提出社会保障对居民消费无明显影响，国内外的一些研究成果支持此种观点。Hubbard和Judd（1987）认为，由于寿命预期不确定性的存在，加上年金市场不完善，在较高的借贷约束下，社会保障对消费不会产生任何影响。Yakita（2001）认为，人们因为对寿命有32我国基本医疗保险对居民消费的影响 保险与风险管理研究动态2011年10月了更长的预期，因此他们会增加储蓄，减少消费，以保证退休后的消费支出，所以社会保障的变化对居民消费没有影响。Barro（197<4）从遗产动机的角度分析了社会保障与消费之间的关系。他认为社会保障所带来的福利效应能够增加两代之间的遗产，以及其它形式的馈赠，进而使人们增加储蓄，抵消了资产的替代效应，因此，社会保障对居民消费几乎没有影响。刘新、刘伟和胡宝娣（2010）的实证分析得到的结果是社会保障支出不是居民消费的Granger因，我国社会保障支出对居民消费存在挤出效应。顾海兵、张实桐（2010）也得出了相似的结论。谢文、吴庆田（2009）针对我国农村的情况进行了实证研究，他们分析的结果是我国农村社会保障支出对农村居民的消费没有影响。第三种观点认为社会保障对居民消费的影响是不确定的。这种观点把社会保障对居民消费的影响分为两方面，即资产的替代效应和退休效应。根据消费的基本生命周期理论，资产的替代效应是指一个理性人会合理分配他一生中的财富以实现消费的最佳配置，人们之所以储蓄是因为储蓄能够保证整个生命周期内的消费水平的平滑。而退休效应来自于扩展的生命周期理论，退休效应是指社会保障中的养老保险会激励人们减少工作的年限，将退休时间提前，为此，人们在工作的时间内会减少消费，增加储蓄，以保证退休后的生活水平。显然，资产的替代效应使社会保障对居民消费具有促进作用，而退休效应则使社会保障阻碍了居民消费。因此，社会保障对居民消费的影响最终取决于资产的替代效应和退休效应相互作用之后产生的净效应。Leung（2002）在生命周期模型中加入了寿命不确定和借贷限制的因素，提出了财富耗尽论。他认为，如果一个人在退休之前没有完全用尽他积累的财富，那么社会保障就会促进消费，减少储蓄，相反，如果一个人在退休之前已经用尽了他积累的财富，也即是说他退休后的收入只来源于社会保障，那么社会保障对他的消费和储蓄不会产生影响。 第四种观点则提出社会保障对居民消费具有负面的影响。Thaler和Shefrin（199<4）提出了行为生命周期理论，并根据行为生命周期理论得出社会保障对居民消费存在负面影响的结论。行为生命周期理论引入了心理学理论，其假设条件与基本生命周期假设不同。行为生命周期理论认为现实中的人并不是完全理性的，而且人们所持有的财富也不是能够完全互换的。人们在选择是现期消费还是通过储蓄以保证未来消费的时候是具有一定的心理成本的，他们的心理成本就是抵制现期消费的诱惑。如果人们的心理成本越大，那么他们增加储蓄，减少现期消费的概率就越大。也即是说，人们在进行消费选择时，不同的心理成本对应着不同的边际消费倾向。社会保障制度下，人们需要将现期收入中的一部分缴入社会保障基金，也就是将一部分现期收入变为了未来收入。由于现期收入的边际消费倾向是最高的，而未来收入的边际消费倾向却是最低的，因此，在社会保障存在的情况下，人们的部分现期收入由于变为了未来收入，而使这部分财富对应的边际消费倾向下降，从而使得人们的消费减少。关于社会保障的子系统——医疗保险对于居民消费的影响，目前研究还不多见，国外少数学者在这个话题做过一些探索。Gruber和Yelowitz(1999)提出，医疗补助对消费支出具有非33我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月常显著的促进作用。Chou,Liu,和Hammitt(2003)通过对台湾家庭储蓄和消费行为的研究，得出在台湾实行全民健康保险制度之后，台湾家庭的储蓄明显减少，而消费显著增加。Wagstaff和Pradhan(2005)分析了越南健康保险项目对健康结果，医疗卫生服务的利用，以及家庭的非医疗消费的影响，研究表明，越南健康保险所引起的自费医疗的支出远远小于健康保险导致的非医疗消费的增长。 国内外的研究工作都作出了各自有益探索，但结合我国的实际情况，我们认为以下几方面的不足值得关注:一是我国的经济结构是典型的城乡二元经济结构。在收入，消费，储蓄，以及社会保障方面，城镇和农村都存在显著的差别。然而，目前还没有分别针对我国城镇和农村的情况，深入分析基本医疗保险对居民消费的影响的研究；二是在数据来源上，大量研究采用了微观个体调查数据，而较少有研究采用宏观区域性的数据；三是在数据特征上，以截面数据和时间序列较为常见，面板数据少见。本文的创新之处在于：第一，本文将建立城镇和农村两个模型，分别建模，更好地拟合出城镇和乡村不同的消费模型。第二，与之前许多研究使用的家庭调查数据不同，本文使用的是省级水平上的数据，能从宏观角度分析我国基本医疗保险对居民消费的影响。第三，本文使用的数据是面板数据模型，与截面数据和时间序列相比，面板数据能够克服总量分析的同质性问题，增加的样本的个数，增加模型获取信息的能力，有效的提高了数据分析与模型解释的能力，从而增强了研究的可靠性。Ⅲ.实证分析本文主要研究的是基本医疗保险对我国居民消费的影响，虽然基本医疗保险制度作为一项重要的社会保障制度，具有社会保障制度的大部分特征，但是，基本医疗保险制度与养老保险、失业保险等其它的社会保障制度还是存在一定的区别，因此，我们将基本医疗保险与我国居民消费的关系进行进一步的理论分析。我国基本医疗保险对居民消费的影响主要也可以分为两个方面，即基本医疗保险对居民消费的促进效应和挤出效应。基本医疗保险对居民消费的促进效应主要表现为，人们因为参加了基本医疗保险，享有了获得医疗保障的权利，在一定程度上减轻了对未来医疗费用支出的顾虑，因而减少预防性储蓄，增加现期消费。基本医疗保险对居民消费的挤出效应一方面表现为，虽然政府或单位会缴纳部分保险费用，但是参保人自己还是需要缴纳医疗保险费，由于投保人将收入中的一部分用于缴纳医疗保险费，因此他们就可能减少现期消费，以弥补缴费的“损失”。另一方面，医疗费用支出是我国家庭必不可少的消费支出，由于我国现行的医疗制度不健全，“看病难，看病贵”的问题依然非常突出。人们需要自己负担部分甚至全部的数额庞大的医疗费用支出。在不确定的情形下，人们将自己的收入主要分为两部分，第一部分用于当前消费，另一部分则用来储蓄，以支付未来可能发生的费用支出。所以，在医疗费用日益增长，医疗保障3<4 我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月制度不够完善的今天，大多数人只能通过增加储蓄，减少消费，以面对未来可能支付的巨额的医疗费用。因此，基本医疗保险对居民消费的最终影响取决于基本医疗保险对消费的促进效应和挤出效应相互作用的净效应。我们设计的模型如下：A.城市模型1)变量选取首先，我们要根据研究中变量的相关关系和数据的可得性选择因变量和自变量，然后再构建我们实证分析所需要的模型。我们研究的是我国基本医疗保险对我国居民消费的作用，因此，在城镇模型中，我们选择各地区城镇居民的消费水作为因变量。con1it：各地区城镇居民消费水平（元），表示第t年第i个省的城镇居民的人均消费。为了研究基本医疗保险对城镇居民消费的影响，基本医疗保险必然是我们的自变量之一。由于我国城镇居民基本医疗保险制度在2009年才开始在全国范围内实施，考虑到数据的可得性，我们用各地区城镇职工基本医疗保险的人均基金支出代表城镇的医疗保险情况。根据莫迪利安尼等人提出的生命周期假说，人一生的收入决定了消费，这里的收入不是指现期的绝对收入，而是指现期收入和拥有的财富。因此，在我们的模型中，收入和财富也是我们的自变量。我们用城镇居民的人均可支配收入表示现期收入，用居民上一年度年底的储蓄存款余额作为居民现期拥有的财富。人口学理论认为，抚养比也是影响消费的因素之一，所以，我们将我国各地区的抚养比作为模型的因变量之一。依据上述分析，我们在研究基本医疗保险对消费影响的城镇模型中，选择了以下四个自变量：X1it：各地区城镇职工基本医疗保险人均基金支出（元），表示第t年第i个省的城镇职工基本医疗保险人均基金支出。X2it：各地区城镇居民家庭人均可支配收入（元），表示第t年第i个省的城镇居民家庭人均可支配收入。X3it：各地区城镇居民的人均财富（元），表示第t年第i个省的城镇居民的人均财富量，我们用第t-1年各地区居民的人均人民币储蓄存款的年底余额表示。X<4it：抚养比（%），表示第t年第i个省的人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比。 2)模型设定根据上述分析，我国基本医疗保险对居民消费影响的城镇模型初步定为：35我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月lncon1it=Ci+β1lnX1it+β2lnX2it+β3lnX3it+β<4X<4it+εit（1）其中，εit表示随机项。由于面板数据格式可能存在非平稳序列和非线性关系等问题，因此我们对上述的变量都进行了取对数的处理，也就是说我们在模型中所用到的变量是lncon1it、lnX1it、lnX2it、lnX3it和lnX<4it，最后得出的变量前的估计系数应该是弹性系数。3)样本选取与数据来源虽然我国的城镇职工基本医疗保险的试点工作于1998年就启动，但是在全国各省市全面施行的时间并不长，考虑到代表基本医疗保险影响因素的数据的可得性，我们选用了2005-2009年这5年内我国31个省、直辖市和自治区的数据。其中，城镇居民消费水平、城镇居民家庭人均可支配收入、居民人民币储蓄存款的年底余额和抚养比的数据均直接来自中国统计年鉴，城镇职工基本医疗保险人均基金支出是根据中国统计年鉴中的城镇职工基本医疗保险基金支出和参保人数两组数据相除得到的。为了更加全面的认识我们选择的变量和数据，我们给出了回归变量的描述性统计值，见表2。表2城镇模型中回归变量的描述性统计值lncon1itlnX1itlnX2itlnX3itlnX<4it均值9.306.669.<4<48.1<43.62中位数9.2<46.639.<428.29<4.05最大值10.367.6110.2710.223.21最小值8.855.688.99<4.683.63方差15.120.1<413.1017<4.500.0<4偏度1.050.320.62-1.05-0.21<4)模型的回归及检验由于用非平稳经济变量建立回归模型会造成虚假回归的问题，因此，我们在建立模型之前必须判断序列的平稳性，我们首先应该进行单位根检验。 单位根检验是指检验序列中是否存在单位根，因为存在单位根就是非平稳序列。序列中存在单位根，那么过程就不平稳，回归分析中就会存在虚假回归。目前，单位根检验的方法已有数十种，常用的方法包括LLC、Breintung、Hadri、Ips、ADF-Fisher和PP-Fisher5等。我们将采用LLC和Hadri这两种比较常用的判断单位根的方法对我们的变量进行检验。我们使用eviews6.0对变量进行单位根检验，得到的检验结果见表3。36我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月表3城镇模型单位根检验结果LLCHadriStatisticProb.StatisticProb.lncon1it-5.522010.000012.88770.0000lnX1it-7.02<4200.000013.00730.0000lnX2it2.901330.998112.16920.0000d(lnX2it)-10.50380.000010.97250.0000lnX3it-7.598710.00009.97700.0000lnX<4it-11.<437<40.000010.61870.0000LLC和Hadri这两种检验方法的原假设均为H0：数据存在单位根；备择假设H1：数据不存在单位根。从表3可知，两种检验方法的统计量的P值均为0（或变量在一阶差分后概率为0），即接受原假设的概率为0，所以拒绝原假设，接受备择假设，即数据为平稳序列。在建立模型之前，我们先要确定模型的具体形式。面板数据模型通常分为三类，即混合模型、固定效应模型和随机效应模型。其中固定效应模型又可以分为三类，即个体固定效应模型、时间固定效应模型和个体时间双固定效应模型。由于我国各地区城镇居民的人均消费，收入，储蓄，医保情况和抚养比都存在比较显著的差别，不同地区的自变量对因变量的作用也大相径庭，因此，城镇模型应该选择个体效应的形式。为了确定模型是个体固定效应模型、个体随机效应模型或是混合模型，我们首先使用F检验判断是选择混合模型还是固定效应模型，然后用Hausman检验确定应该建立随机效应模型还是固定效应模型。F检验和Hausman检验的结果分别见表<4和表5。表<4F检验结果EffectsTestStatisticd.f.Prob.Cross-sectionF27.992<499(30,120)0.0000Cross-sectionChi-square322.277103300.0000 F检验的原假设是H0：模型中不同个体的截距相同，即应建立混合估计模型；备择假设是H1：模型中不同个体的截距不同，即应建立个体固定效应模型。从表<4的结果可知，我们接受原假设的概率为0，所以我们应当拒绝原假设，接受备择假设，即建立个体固定效应模型。表5Hausman检验结果TestSummaryChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.Prob.Cross-sectionrandom123.823735<40.000037我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月Hausman检验的原假设是H0：个体效应与自变量无关，即应建立个体随机效应模型；备择假设是H1：个体效应与自变量相关，即应建立个体固定效应模型。根据表5显示的结果，接受原假设的概率为0，因此我们拒绝原假设，接受备择假设，即应当建立个体固定效应模型。所以，根据上述分析，城镇模型应当使用个体固定效应模型。我们构建的模型的最终形式如下：lncon1it=D0+α1D1+…+α31D31+β1lnX1it+β2lnX2it+β3lnX3it+β<4X<4it+εit，t=1，2…T）（2）其中，如果属于第i个个体，i=1，2，…，N，则Di=1；否则，Di=0，得到的回归模型如下，括号中的值为回归系数对应的t值。lncon1it=0.632358-0.19<4<43D1+…+0.03305（3.<4208）8D31+0.0637lnX1it+0.6712lnX2it+（15.1227)(<4.333<4)0.292<4lnX3it-0.2931lnX<4it（3）(7.075<4)(-3.8986)R2=0.99272=0.9907F=<481.77<45DW=1.33T=5N=31TN=155根据模型的回归结果，R2和的值都比较大，说明模型对数据的拟合程度比较好，而且，各项系数的t统计值也较大，常数项和各项系数的伴随概率也都明显低于0.05，各个变量均通过了显著性检验，此外，在检验水平α=0.05，TN=155，k=2的情况下，dL<DW<<4-du，也就是说模型不存在自相关。因此，我们建立的模型得到的估计结果比较理想。 根据回归结果，我们可以得到相应的经济学解释。lnX1it的估计系数为0.0637，表示在其它条件不变的情况下，各地区城镇职工基本医疗保险人均基金支出每增加（或减少）1%，各地区城镇居民的人均消费就增加（或减少）0.0637%。由于lnX3it的系数为正，因此，根据我们的实证分析，在其它条件不变的情况下，我国城镇职工基本医疗保险的人均基金支出越高，我国城镇居民的人均消费就越高，也即是说，我国城镇职工基本医疗保险对居民消费的净效应表现为促进效应。38我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月B.农村模型与城镇模型的研究类似，我们对农村模型的实证分析也主要包括变量选取、模型设定、样本选取和数据来源介绍、以及模型的估计和检验四个部分。1)变量选取我们选择的因变量为con2it：各地区农村居民消费水平（元），表示第t年第i个省的农村居民的人均消费。在基本医疗保险对居民消费的农村模型中，我们也选择了四个自变量：Y1it：各地区新型农村合作医疗人均筹资（元），表示第t年第i个省的农村居民的人均基本医疗保险支出。Y2it：各地区农村居民家庭人均纯收入（元），表示第t年第i个省的各地区农村居民家庭人均纯收入。Y3it：表示第t年第i个省的农村居民的人均财富量（元），我们用第t-1年各地区居民的人均人民币储蓄存款的年底余额表示。Y<4it：抚养比，表示第t年第i个省的人口中非劳动年龄人口数与劳动年龄人口数之比。2)模型设定根据上述分析，我国基本医疗保险对居民消费影响的农村模型初步确定为如下形式：lncon2it=ai+γ1lnY1it+γ2lnY2it+γ3lnY3it+μit（<4）其中，μit表示随机项。与前面的城镇模型类似，考虑到面板数据格式可能存在非平稳序列和非线性关系等问题，我们对农村模型中的变量也进行了取对数的处理，我们在模型中所用到的变量是lncon2it、lnY1it、lnY2it、lnY3it和lnY<4it，得出的变量前的估计系数也表示弹性系数。3)样本选取与数据来源 我国新型农村合作医疗于2003年开始试点，然而，关于我国31个省、直辖市和自治区的新农合的数据只能找到2008年和2009年，因此，我们只能对2008年和2009年这两年的数据进行分析。其中，各地区农村居民消费水平、家庭人均纯收入、人民币储蓄存款的年底余额和抚养比的数据均直接来自中国统计年鉴，各地区新型农村合作医疗人均筹资2008年的数据是根据中国统计年鉴中的新农合筹资总额和参加人数两组数据相除得到的，2009年的数据直接来自于中国统计年鉴。在表6里，我们给出了农村模型中回归变量的描述性统计值。表6农村模型中回归变量的描述性统计值lncon2itlnY1itlnY2itlnY3itlnY<4it均值8.31<4.7<48.508.3<43.65中位数8.20<4.6<48.<458.<4<4<4.0539我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月最大值9.536.339.<4310.223.28最小值7.51<4.357.915.073.69方差10.8910.<4<48.3967.770.0<4偏度1.152.660.78-1.10-0.28<4)模型的回归及检验我们使用F检验和Hausman检验的结果确定模型的具体形式。与城镇模型中分析的原因相同，由于各地区农村居民的消费、收入、抚养比和新农合的情况差别显著，因此农村模型也应当选择个体效应的形式。F检验和Hausman检验的结果分别见表7和表8。表7F检验结果EffectsTestStatisticd.f.Prob.Cross-sectionF26.59<4812(30,27)0.0000Cross-sectionChi-square212.000187300.0000F检验中，H0：模型中不同个体的截距相同，即应建立混合估计模型；H1：模型中不同个体的截距不同，即应建立个体固定效应模型。根据表8的结果，我们接受原假设的概率为0，所以我们应当拒绝原假设，接受备择假设，即建立个体固定效应模型。表8Hausman检验结果TestSummaryChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.Prob.Crossection-srandom6.682528<40.1536Hau sman检验中，H0：个体效应与自变量无关，即应建立个体随机效应模型；H1：个体效应与自变量相关，即应建立个体固定效应模型。根据表8的结果，我们接受原假设的概率p>0.05，因此我们接受原假设，即应当建立个体随机效应模型。根据以分析，我国新型农村合作医疗制度对农村居民消费影响的模型应当选择个体随机效应模型。我们构建的模型的最终形式如下：lncon2it=D0+θ1D1+…-θ31D31+γ1lnY1it+γ2lnY2it+γ3lnY3it+γ<4lnY<4it，t=1，2，…，T（5）其中，如果属于第i个个体，i=1，2，…，N，则Di=1；否则，Di=0，我们使用混合最小二乘估计对模型进行估计，得到的回归模型如下，括号中的值为回归系数对应的t值。lncon2it=0.<4<4<41+0.020<4D1+…-0.0299D31+<40我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月（1.0777）0.0670lnY1it+0.9102lnY2it+0.0153lnY3it-0（1.3283）（8.888）（0.6<409）503lnY<4it（6）(-2.065<4)R2=0.89982=0.8928F=128.0021DW=1.9572从模型的回归结果可以看出，虽然R2和的值较大，说明模型拟合得比较好，但是，lnY1it和lnY3it的系数的t值的绝对值较小，其伴随概率显著大于0.05，说明Y1it（农村居民的人均基本医疗保险支出）和Y3it（农村居民的人均财富量）不是con2it（农村居民人均消费）的重要解释变量，因此，我们剔除变量lnY1it和lnY3it，重新回归，得到的结果如下：lncon2it=0.2<456+0.02<48D1+…-0.0D31+1.01（0.6318）<49lnY2it-0.2<48<4lnY<4i（7）（15.8732）（-1.9722）R2=0.89352=0.8899F=2<47.<46<40DW=1.9733 lnY<4it的系数的t值的绝对值较小，其伴随概率大于0.05，说明Y<4it（抚养比）不是con2it（农村居民人均消费）的重要解释变量，所以剔除lnY<4it，重新回归，得到的结果如下：lncon2it=-0.<4292+0.0351D1+…-0.021<4D31+（-2.3056）1.0938lnY2it（8）（21.72<45）R2=0.8882=0.8870F=<479.9<410DW=1.970<4T=2N=31TN=62根据模型的回归结果，R2和的值都较大，说明模型对数据的拟合程度比较好，而且，各项系数的t统计值也较大，说明农村居民人均纯收入是农村居民人均消费的重要的解释变量，此外，在检验水平α=0.05，TN=62，k=1的情况下，dL<DW<<4-du，说明模型不存在自相<41我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月关。所以，现在得到的估计结果比较理想。根据以上回归结果，我们发现农村居民的人均基本医疗保险支出、人均财富量和抚养比对农村居民人均消费不存在影响。农村居民的人均消费只受到人均纯收入的影响，lnY2it的估计系数为1.0938，表示在其它条件不变的情况下，各地区农村居民人均纯收入每增加（或减少）1%，各地区农村居民人均消费就增加（或减少）1.0938%。之所以会得到上述结果，一方面，可能是由于数据的可得性较差，我们使用的面板数据只包含了2008年和2009年的数据，而且是用新型农村合作医疗人均筹资表示的农村医疗保险的情况，所以可能导致估计结果与真实情况有所偏差；另一方面，也可能是我国新型农村合作医疗制度确实不够完善，与农村居民生活现状不匹配，因此不能充分发挥新型农村合作医疗的保障作用，也无法促进我国农村居民的消费。Ⅳ.结论分析及建议根据我们在第三部分得出的实证分析的结果显示，在城市中，我国城镇职工基本医疗保险对我国城镇居民的消费起到了促进的作用，而在农村，新型农村合作医疗对我国农村居民的消费没有影响。 城镇职工基本医疗保险对城镇居民消费的最终影响表现为促进作用。一方面基本医疗保险因为为参保人提供保障，从而使其减少对未来医疗费用支出的担忧，减少预防性储蓄，增加当前消费，另一方面，参保人因参加基本医疗保险需要支付保费，由于保费支出增加而必须相应的减少当前消费，根据我们实证分析的结果，前者的作用大于后者，也可以理解为，城镇职工基本医疗保险为城镇居民提供的保障大于给他们造成的保费负担。新型农村合作医疗保险未能促进我国农村居民的消费，很大程度上归因于我国新型农村合作医疗制度不够完善，保障力度不够，与我国农村居民低收入的现状不相匹配。我国基本医疗保险制度，尤其是新型农村合作医疗制度不健全，保障力度不够。一方面是因为医保基金的筹资水平较高，另一方面是由于待遇水平较低。合理的筹资水平是我国基本医疗保险体系持续运行的重要保证，适当的筹资水平能够提高保险体系抵御风险的能力。此外，我国城乡医保也呈现出明显的二元结构，新型农村合作医疗的发展明显落后于城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险的发展。可见，我国基本医疗保险制度，尤其是新型农村合作医疗制度还有待完善。为了进一步完善我国基本医疗保险体系，同时充分发挥我国基本医疗保险体系对居民消费的促进作用，拉动内需，促进我国经济的增长，我们提出了以下几点建议。首先，加大基本医疗保险的保障力度。目前我国基本医疗保险体系的保障力度较弱，我们应当适度提高我国基本医疗保险的保障水平。由于我国的经济发展水平还比较低，居民贫富分化比较严重，低收入人群所占的比例较<42我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月高，为了减轻低收入人群参加医疗保险的经济负担，让他们获得更加全面的保障，首先政府应该进一步加大对我国基本医疗保险的补贴，尤其是增加对低收入人群的补贴，让低收入人群买得起医疗保险。其次，基本医疗保险的支付水平也有待提高，政府应当制定合理的支付水平。合理的保障水平能够在参保人发生医疗费用时为其提供比较充足的经济补偿，让人们能够因为参加了基本医疗保险而减轻对未来医疗费用的顾虑，从而减少预防性储蓄，增加当前消费。 其次，政府在战略规划时要注意平衡城乡基本医疗保险发展。与城镇职工基本医疗保险和城镇居民基本医疗保险相比，新型农村合作医疗保障水平更低，覆盖范围更小，程序更加繁琐，社会满意度也相对较低。针对我国城乡医保发展不平衡的情况，我们应当在继续促进城镇基本医疗保险发展的同时，不断完善我国新型农村合作医疗的发展。首先，我们应当建立多渠道的筹资体系，减轻农村居民的保费负担。农村居民收入普遍偏低，贫富两级分化严重，医保保费成为低收入的农村居民的经济负担。一方面，应当加大中央政府和地方政府对低收入农村居民的保费补贴，另一方面，可以考虑从社会慈善捐助中拨出部分资金用于新农合保费的补贴。其次，政府可以出资建立医疗救助基金，对没有经济能力承担新农合支付限额以外的医疗费用的低收入农村居民进行医疗救助。医疗救助基金的建立不但能够为低收入的农村居民提供更加全面的保障，同时也能更好的减少他们对未来巨额医疗费用支出的担忧，从而增加当期消费，提高生活水平。第三，新型农村合作医疗的管理还有待提高。登记手续繁琐，报销程序复杂严重影响了我国新农合制度的健康运行，因此，建立完善的管理体系，切实提高新农合制度的运行效率迫在眉睫。而且，随着新农合制度的不断发展，新农合的管理要求也会越来越高。最后，应当加强新农合与城镇职工基本医疗保险、城镇居民医疗保险制度的衔接，逐步消除基本医疗保险城乡二元结构，建立统一的城乡居民基本医疗保险制度。参考文献[1]王晓霞，孙华臣．社会保障支出对消费需求影响的实证研究．经济学研究，2008，Vol．29（6）：<47～50[2]谢文，吴庆田．农村社会保障支出对农村居民消费的影响的实证研究．财经理论与实践，2009，Vol．30（161）：27～32[3]于泳．我国社会保障与居民消费的实证性研究．财会研究，2009，（5）：72～7<4[<4]李梅香，王永乐．财政社会保障支出与消费—基于部分欧元区国家与我国的实证分析．科技与管理，2009，Vol．12（<4）：116～119[5]尹阳娜．社会保障、消费与内需—基于凯恩斯主义模型的应用．消费经济，2006，Vol．22（<4）：3<4～37[6] 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我国基本医疗保险对居民消费的影响保险与风险管理研究动态2011年10月TheEffectofPublicHealthInsuranceCoverageonHouseholdConsumption--AnAnalysiswithPanelDataatProvincesLevelinChinaZHUMinglai,KUIChao,LIUXiaojingRiskManagementandInsuranceDepartment,EconomicSchool,NankaiUniversityTianjin300071AbstractOverrecentyears,consumptioninChinaisunusuallylowandhascontinuedtodeclineasshareofGDP,itbecomesoneoftherestrictivefactorsofeconomicaldevelopment.Thehighprecautionarysavingsandlackofconsumptioncapabilitymaybeduelargelytoinadequatepublichealthinsurancecoverage.Inthispaper,weutilizebothstatisticalandqualitativeanalysismethodstoexaminetheeffectofpublichealthinsurancecoverageonhousehold’sconsumption,basedoneconomicprinciplesrelevanttoinsuranceandconsumption.SincethereisobviousdifferencebetweenurbanandruralareasinChinabothinthedevelopmentofeconomyandpublichealthinsurancesystem,soweseteconometricmodelsforurbanandruralareasrespectivelyinourempiricalanalysis.Withthepaneldataof31provincesinChina,wefindthatUrbanEmployeesBasicMedicalInsuranceProgramhassignificantpositiveeffectsontheconsumptionofurbanresidents,whiletheNewRuralCooperativeMedicalInsuranceProgramhasnosucheffectonruralresidents’consumption.KeyWords:publichealthinsurance;householdconsumption;socialsecurity;paneldata<45