医疗保险与消费-来自新型农村合作医疗的证据

1、白重恩等：医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据医疗保险与消费:来自新型农村合作医疗的证据白重恩 李宏彬 吴斌珍内容提要：本文利用农村引入新型农村合作医疗这一政策变化来研究医疗保险的获得对农村居民消费的影响。结果表明，新农合使得非医疗支岀类的家庭消费增加了约5. 6个百分点。这一正向作用随医疗保险保障水平的提高而增强，而且在没有医疗支岀的家庭中仍然存在。同时，新农合对消费的正向影响在收入较低或健康状况较差的家庭中更强。这些结果都与医疗保险减少了预防性储蓄的假说相一致。另外本文发现，新农合的效果随农户在这个项目中的经历而变化。实际上只有在那些有村民获得保险补偿的村子，保险对消费的正向影响才显

2、著，而且在这些村子中，新农合对新加入农户的消费的影响明显小于对参合一年以上农户的消费的影响。关键词：预防性储蓄医疗保险 消费新型农村合作医疗居民储蓄一、弓I 言中国居民的高储蓄率在近几年受到了全世界的关注。从1995年到2008年，居民储蓄率增加了约10个百分点，在2008年达到28%。对于高储蓄率的原因，一个常见的 解释是传统社会 保障体系的瓦解导 致了更多的预防性储蓄，即人们因为潜在的收入或支岀风险而进行额外的储蓄 Me ng，2003 )。与此相对应，中国政府正在努力完善我国的社保体系。2000年至2009年，社保基金支岀以年均 19.4%的速度增长，而医疗保险支岀的年增长率达到47%

3、(中国统计年鉴，2010年)。由于中国居民的消费和储蓄对于中国的可持续发展以及全世界经济来说都有着举足轻重的 地位，了解社会保险对消费储蓄行为的影响具有重要意义。对于预防性储蓄的重要性，现有的实证研究给岀了不同的结论，预防性储蓄占总储蓄的比重的估计值有很小1% 2% )，也有很大 20% 50% ) o最新的研究主要利用保险政策的改变带来的变化，比如 Gruber & Yelowitz (1999)、Engen & Gruber 2001 )及 Chou et al . (2003) o 目前利用政策 变化来估计中国预防性储蓄的研究还较少，比较规范的有马双等2010 )、刘国恩

4、等 (2010 )、高梦滔(2010)、Brown et al . (2010 )。这些研究给岀的结论也不尽相同，其原因在于研究的侧重点、方法及数据有所不同。本文利用农村地区非常重要的政策变化，即2003年开始试点的新型农村合作医疗项目(简称新农合)，来估计医疗保险对农村居民消费的影响。我们使用的数据结合了2003年到2006年农村固定观察点的面板数据以及清华大学基于2006年子样本开展的农户调查数据。新农合在不同的县市依次展开，并且采用农户自愿加入的方式运行。考虑到同村的居民更可比，同时为了剔除与新农合同时发生的其他政策调整带来的消费变化，本文集中分析在开展新农合的村庄内参合农户和* 白重恩

5、、李宏彬、吴斌珍，清华大学经济管理学院，邮政编码：100084。通讯作者：吴斌珍，电子信箱：wubzh sem. tsinghuaedu . cn。白重恩感谢国家社科基金重大项目(10zd & 007)的资助，李宏彬感谢国家自然科学基金杰出青年基金和团队基金的资助71025004和71121001 )，吴斌珍感谢国家自然科学青年基金70903042 )的资助。感谢匿名审稿人、施新政、以及斯坦福一清华“中国困难时期的政策改革”研讨会参会者提出的宝贵意见。文责自负。41不参合农户之间的消费差异如何随时间变化。双差法的应用帮助我们剔除不随时间变化的选择性偏差。同时，我们允许消费的线性趋势随家

6、庭收入、健康状况或者参合倾向等因素变化。我们还通过反事实检验和匹配双差法进一步验证了估计结果的可靠性。结果显示新农合增加了非医疗支岀类家庭消费近5.6个百分点，金额大约是149元，而且这一结果非常稳健。可以看到，消费增加的幅度远远超过了包括政府补贴在内的参合费<2003年总保险费一般为 30元，2006年一般为50元）；说明新农合对于消费的刺激作用比政府直接的现金转移 支付更为有效，实际上回归结果显示农村家庭平均的边际消费倾向仅为0.44。我们还发现新农合对消费的刺激效果对那些当年没有医疗开支的家庭依然显著，这无法用所谓的“挤入效应”来解释。“挤入效应”强调医疗保险会减少家庭的医疗支岀，

7、进而使得家庭有更多的留存收入来支付其他开支。另外，我们发现，医疗保险对消费的正向影响在低收入家庭或健康水平较差的家庭中更强。由于这两类家庭将来面临相对沉重的医疗负担的风险更高，这一结果与新农合对医疗开支外消费的影响主要源于预防性储蓄下降的说法相一致。另外农户在县级医疗机构看病支出的补偿程度越高，新农合对消费的影响也越强，这也和预防性储蓄假说一致。最后，新农合的影响还会随农户在新农合中的经历而变化。更具体地，只有在有农户获得了保险补偿的村庄，新农合对消费的影响才显著。这说明农户对于新农合的信任程度对新农合能否有效刺激消费有着重要影响。而且，在这些村庄，参合经验对保险的效果也有影响，参合时间超过一

8、年的农户其消费的增加幅度要明显高于参合时间不多于一年的农户。相反，在那些没有农户经历过保险补偿的村庄中，平均的保险效果不显著，参合时间不同的农户之间的差异也不显著。本文除了应用严谨的实证分析方法估计了新农合对消费的影响之外，还证实这一影响最合理的解释是降低了预防性储蓄。另外，我们重点关注了医疗保险对消费的影响的异质性，发现在实证研究和政策制定的过程中，农户对保险项目的信任和了解程度应该得到更多的重视，尤其是在居民往往对政府项目信任不足的发展中国家。这些都是对文献重要的补充。本文其他部分的结构如下：第二节介绍新农合的背景并综述文献。第三节介绍数据及描述性统计。第四节讨论我们的计量模型。第五节展示

9、基准模型的结果。第六节进行稳健性检验。第七节总结。、背景介绍（一）新型农村合作医疗项目自2003年7月起，中国政府开始实施新型农村合作医疗政策。该政策最早在 310个村庄进行试点，2005年推广到了 617个村，到2007年6月我们收集这项研究的数据时，该项目已经扩大到了全国84.9%的县，覆盖了 82.8%的农村居民。新农合的几个主要特点包括：）项目的受众是农村居民；2）参合采取自愿方式但是必须以家庭为单位参合；3）参合家庭需要交纳一定额度的费用，大部分的保险费由政府补助，2003年的标准为参合家庭每人每年缴纳10元，而政府为每个人补贴至少20元的费用。自2006年起，个人缴纳费用不变，政府

10、的补贴增加至人均40元；4 ）保险主要覆盖的是住院费用；5）项目在县级层面统筹运作。和新农合同时开展的还有一些配套政 策，如提高医疗服务的质量和服务网络（包括给基层更多的医疗设备、加强乡镇和县医院的联系等）。另外，有研究表明，平均的次均医疗 费用在新农合实施后有所增加（You & Kobayashi ,2009 ）。最后， 我们的样本中97%的县都要求以家庭为单位参合。在2007年不到1%的家庭报告说他们被强制要求参合 贫穷户和五保户免除参合费。2008年政府的补助金额提高到80元，农户参合费提高到每人每年20元42© 194-2012 China Acadtmie Jour

11、nal El vex tonic Publishing Hou sc j All rights reserved, http;k tie!白重恩等：医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据政府还针对贫困人口主要包括五保户和贫困户）开展了医疗救助项目。在管理上，中央政府颁布新农合项目实施的指导方针，省级和县级政府可以自行设计项目的实施细节，包括试点的方案和保险的具体条款。这导致新农合的条款、覆盖范围以及管理方式在各个县之间差异非常大。我们统计了 54个样本县的主要参数发现，新农合的保障水平并不高：起付线比较高，封顶线（报销上限）比较低，补偿率也比较低 ，而且门诊费用通常不在补偿范围内。更具体地

12、，在乡镇医院，起付线 的平均值约为125元，上限14838元，2006年的补偿比例平均为50. 9%。不过，新农合仍然能有效降低医疗负担。对于那些医疗开支超过14838元的家庭，他们最多可以节省7489元，而且新农合覆盖了大部分多发病、常见病及急性传染病，这些病的治疗包括住院治疗。此外，随着时间的推移，新农合的保障水平有所提高。报销程序的繁琐程度随时间也有所下降： 2003年只有14%的新农合由医院垫付补偿的费用，然后由医院向保险机构结算理赔，而到2006年，这一比例达到48%。但这一数字也表明，在大部分的县市 ，依然是由农户来承担政府不予补偿的风险。此外，约48%的县为外岀打工者提供医疗保险

13、，虽然外县医院医疗支岀的补偿比例往往远低于本县医院。最后，各县的补偿比例差异很大，从20%到75%都有。二）文献综述在Deaton （1991 ）和Carroll 1992 ）等开创性的理论研究之后，不少研究试图量化预防性储蓄的大小，但是实证研究的结论却不太一致：比如Dy nan 1993 ）和Starr-McCluer （1996 ）等发现预防性储蓄在总储蓄中的比例很小或几乎没有，而Banks et al .（2001 ） 针对英国）及Carroll & Samwick（1998）针对美国）发现预防性储蓄是非常重要的一种储蓄动机。早期的相关研究大都将财富积累和某一种家庭收入或支岀风险

14、的衡量指标相联系。风险测量方法的不同是导致结论差异的重要原因Engen & Gruber ,2001 ）。文献中采用的风险指标包括收入的波动、消费的波动、对未来失业的预期、实际的失业情况、工作性质和受教育程度及家庭保险的获得情况。中国早期的相关研究也采用了类似的方法（Meng ,2003 ； Jalan & Ravallion ,2001 ；万广华等，2003 ）。这些研究大都证实中国存在预防性储蓄，不过估计值差异比较大，而且这些研究或多或少都面临风险与个人储蓄偏好相关所导致的估计偏差。最近的研究主要利用政策变化带来的保险覆盖的外生变化，包括Kan tor & Fish

15、back （996 ）、Gruber & Yelowitz 1999 ）和En gen & Gruber （2001 ）等。虽然这些研究考虑的保险不同，他们都证明保险降低了储蓄率。在发展中国家 ，相关的研 究还处在初期阶段。Wagstaff & Pradhan （2005 ）在越南发现医疗保险的引入增加了非医疗类的消费支岀。Chou et al .（2003 ）发现台湾地区普及医疗保险之后，居民储蓄率降低了约2.5个百分点。甘犁、刘国恩、马双2010 ）对中国大陆的相关文献进行了总结。其中，马双、臧文斌、甘犁 （2011）考察了新农合对农村居民食品消费的影响，但是由于数

16、据所限，他们没有进一步研究新农合对其他消费的影响。刘国恩 等 2010 ）研究了城镇居民 医疗保险的引入对城市居民消费的影响。但是城市 居民和农村居民对于收入或支岀风险的反应可能有所不同（臧旭恒和裴春霞， 2007 ）。这两项研究都证实了保险对消费的正向作用。另外高梦滔 2010 ）利用8个省的农户微观面板数据，基于工具 变量法发现新农合减少了储蓄（现金加上银行存款）近12% 15%，大约为 在开展新农合的地区，该项目资助贫困家庭缴纳参合费，并帮助减轻贫困人口在起付线以下和封顶线以上部分的医疗负担。对于未开展新农合的地区，直接对医疗负担费用个人难以承担的贫困家庭进行救助。 理论研究的基本结论是

17、，当人们不确定将来是否会发生负向的收入冲击或者大额的必要支出（比如医疗支出）时，他们会为这种不确定性可能带来的消费下降进行额外的储蓄，这部分储蓄就称之为预防性储蓄。 还有一些研究基于时间序列资料或省级或城市的截面数据，利用宏观的估计方法来估计（相对）谨慎系数，进而推断预 防性储蓄，比如易行健、王俊海、易君健（2008 ）等。43552元。Brown et al . 2010 ）利用安徽和江苏的农户数据，基于倾向分匹配法发现新农合有助于减少食品支岀的比例，但没有显著提高农户的非医疗类消费和总消费。不过这两个研究的方法都还存在一些缺陷。我们的研究方法和结论和这两个研究都有所不同，而且我们证实了消费

18、的增加主要来源于预防性储蓄的下降。另外我们着重讨论了保险效应在农户间的异质性，以及农户对新农合的了解与信任的重要性。三、数据以及描述性统计我们的数据主要来源于农村固定观察点2003年一2006年的面板数据，该数据采用分层随机抽样的方法获得。调查提供了比较详尽的收入支岀信息，采用周记账方法来收集。清华大学在 2007年5月组织进行针对新农合的补充调查。补充调查基于2006年固定观察点数据的一个子样本，覆盖了 23个省，143个村庄，5728户农户。补充调查收集了家庭的参合时间以及各个成员在2003年到2006年间医疗支岀的回顾性信息。这一调查更多地抽取了医疗支岀比较高的农户。我们的数据显示 ，村

19、庄开展新农合的比例是逐年推进的。在2003年只有16.4%的样本村参合，2006年该比例提高到了 77.1%。类似地，家庭参合的比例也逐步提高，从2003年的9.5%提升到2006年的72.3%。这些数据和宏观数据基本相吻合。新农合的一个基本特征是自愿参合，这可能会导致逆向选择问题，即参合的农户主要是那些将有较高医疗支出的家庭。这可能会威胁到新农合项目的可持续性。不过，由于高额的政府补贴，试点村庄（简称新农合村）的参合率很高，2003年到2006年样本的平均参合率达到87.2%。而且大部分家庭都在村推岀新农合的第一年参加，这一比例在 2003年是63.7%，在2006年是96.2%。不过这些数

20、字也表明，不少的农户 （平均14.4% ）没有在项目推岀的第一年参合 。为了更好地考察消费与医疗保险之间的关系，我们排除了一些异常观测值，比如那些中途退出了新农合或者在1993年到2002年间加入了某种互助合作医疗的家庭。我们也删除了那些购买了商业保险或者在2007年没有参加新农合却享受了政府医疗补助的家庭。最后，鉴于新农合在 2003年下半年才开始试行，我们剔除了在2003年已经开展试点的村子2003年的数据保留他们在其他年份的数据），这可以避免在一年中间推行新农合带来的复杂性。这样，2003年可以看成是没有引入新农合的年份。最终我们的样本包括520个村，17715户农户4年加总）的数据。表

21、1将农户分为三类：参合农户与两类未参合的农户，住在新农合村但没有参合的农户和未开展新农合的村庄内的农户。表1对他们的一些经济指标进行了比较。对于那些随时间变化的变量，我们使用2003年的值来比较。名义变量根据各省农村地区的物价指数进行了调整2003年为基年）。表1显示，相比于新农合村内的未参合农户，参合农户有更高的初始收入、总消费和非医疗类消费。我们还比较了2003年的医疗支岀和自我报告的健康状况，后者分为 五个等级：非常好、较好、一般、不好、无劳动能力，我们定义后两项为“健康状况差”。可以看到，参合家庭比未参合家庭有更多的成员处于一般（包含）以下的健康状况，而且也在2003年花费了更多的住院

22、医疗。这与存在逆向选择相一致。但是参合家庭处于健康状况差的成员反而比较少，而且2003年总的医疗支出也比较少。当通过回归分析并控制村的固定效应来着重进行村内的比较时，逆向选择的证据进一步消失。表1还显示参合家庭的户主年龄大一些，受过更多教育，更可能已结婚或从事农业。参更具体地，调查首先根据农户在2003到2006年间的医80%，在排名后三分之二的农户中抽取50%。表格由于篇幅的限制没有报告，读者可向作者索取。44疗支出将所有农户排序。然后在排名前三分之一的农户中抽取© 194-2012 China Acadtmie Journal Ekcrronic Publishing House

23、- All rights reserved, httpAvwH2012年第2期合农户更可能有共产党员，是汉族或非贫困户。回归结果证实这些差别是显著的。表1三组农户的统计性描述基于2004 2006样本）变量新农合村非新农合村参合农户不参加农户所有农户未有机会参合农户2003年的家庭收入元）264422146025880197732003年的总消费元）10873106371084787782003年的非医疗类消费元）10462101311042483262003年的医疗支出元）610. 3738. 3625. 5681.92003年的住院支出元）183. 363.0168. 6246. 3200

24、3年健康水平一般或差的成员比例a13. 9%13.6%13. 9%13. 0%2003年健康水平差的成员比例4. 2%7.2%4. 5%5.2%家庭人口数4. 014. 134. 024. 13户主的年龄51.8250. 5051.6851. 36户主的受教育年限6. 726.446. 696.49女性户主5. 2%6. 7%5.4%8.2%单身户主7. 8%12.2%8. 3%9.4%户主从事非农业的比重39%41%39%32%大于65岁的家庭成员比例8. 8%9. 7%8. 9%8.4%小于10岁的家庭成员比例7. 1%7. 5%7. 1%7. 5%2003年外出务工的家庭成员比例15.6

25、%13. 1%15. 3%17. 0%家庭成员中有党员17%10%16%15%少数民族家庭9. 7%17. 1%10. 5%15. 4%五保家庭0. 26%0.79%0. 32%0. 16%2003年的村人均收入元）3396324133792554乡政府所在地15%12%15%14%2003年的村医务室和诊所数量1.281.261.281.322003年儿童已接受疫苗的比例97.4098. 5497. 5393. 852003年外出务工劳动力比例23%23%23%25%劳动力比例57%55%56%54%高中及以上文化人口比例34%32%34%31%山区47%53%48%57%丘陵地区25%21

26、%24%23%西部地区20%20%20%27%中部地区42%41%42%52%样本数基于消费）6,3927 ,617,1536 ,644注：这里农户的类别是基于他们在2003年后每年的参合状态，因此这里不包含2003年的观察点。健康水平是自我报告的，分5档：优，良，中，差，丧失劳动能力。我们将最后两档合并为健康水平差。表1也显示，尽管新农合村内的未参合者和参合者有差异，但是相比于没有机会参加新农合的农户，他们和参合者更加类似，至少在收入和消费等方面。这并不奇怪，因为同一个村的村民在收入消费方面往往有更多的共同点。通过村庄特征的对比，可以看岀新农合村的试点安排并非完全随机：和非新农合村相比，新农

27、合村往往比较富裕，虽然诊所比较少，但却有更多的孩子接种疫苗新农合村的打工比例也比较低，劳动力比较多，村民有更高的教育水平。这些村子在山区，中西部地区的比例也比较少。回归分析证实这些差别是显著的。表1显示参合家庭和不参合家庭还有其他方面的差异，但回归分析表明这些差异并不显著，甚至方向相反45© 194-2012 Chirta Acadvtwie Journal Electronic Publishing House. All rights reserved.htTp:.net白重恩等：医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据四、实证分析基准模型我们的实证分析利用农户参合状态的变化来估

28、计医疗保险的获得对农户非医疗类消费支岀的 影响。剔除医疗支出的原因是我们主要考察预防性储蓄，而保险影响医疗支出的主要渠道是通过降低农户支付的医疗价格，而不是通过减少预防性储蓄。为了简化论述，除非特别说明，消费在本文中都指不包含医疗开支的消费。我们首先用双差法来估计新农合的影响，即通过比较参合农户和未参合农户在新农合开展前后消费变化上的差异来估计。双差法的优势在于能够消除所有不随时间变化的选择性偏差 。这一点非常重要，因为是否参合由农户决定，因此选择参合的农户和不参合的农户本身存在着各种差别，包括有不同的消费支岀。如果农户在消费上的差异在没有新农合时不随时间变化，那么双差法仍然可以给岀无偏一致的

29、估计。前面提到，没有参合的农户有两种 ：一类是新农合村内的不参合者，另一类是没机会参合的农户。我们着重比较新农合村内的参合者和不参合者之间的差别，这主要有两个原因 ：首先，新农合的引入伴随着很多其他的变化，包括医疗服务体系和质量有所改善以及医疗服务价格有所上涨。为了估算预防性储蓄 ，我们需要剔除上述同时期政策变化的影响。这就需要比较新农合村内的农户，因为他们都受到这些政策变化的影响，但是只有参合农户受到了新农合的影响。相比之下，参合者和未有机会参合者之间的双差法则给岀了新农合对参合者的整体效果，包括新农合的保险效果以及其他同时期政策的影响。第二个原因和双差法的识别假设相关：在没有新农合的情况下

30、，实验组和对照组消费的变化应该是平行的。我们认为这个假设更不适用于比较参合者和未有机会参合者。表1显示，比起那些生活在不同村庄的农户来说，同村的农户消费更为类似 。另外，同村的农户消费的增长幅度也往往更相近。而且我们还发现在应用匹配法时，平衡匹配参合者和未有机会参合者之间的村庄或农户特征非常困难。在面板数据中，双差法可以通过控制农户和年份的固定效应来实现。此时，所有不随时间变化的影响被农户固定效应所控制，而所有农户共同的年度变化由年份固定效应所控制。更具体地，比较参合农户和选择不参加农户的双差法可以由以下模型来表示：Yjt = 丫 Family _insured it + t Tt + pi

31、Di + S- Xjt + 呵1）这里，Yjt代表生活在村庄j的农户i在t期的非医疗类消费支岀的对数值。Familynsuredit是表示农户i在时期t是否参加新农合的二元变量1表示参加）。Tt代表年份固定效应 。Di代表农户固定效应。Xijt代表所有随时间变动的 、可能会影响参合行为以及消费的农户或村级特征，包括家庭收入的对数，家庭规模，65岁以上成员的比例保户”，村级人均收入的对数。在这个模型中，丫代表新农合对消费的影响性下降，因此人们会减少预防性储蓄。这意味着设可能不成立。最可能的原因来源于逆向选择问题,10岁以下成员的比例 ，是否有党员，是否是“五 理论预测，家庭有了医疗保险后，消费的

32、不确定Y应当小于0。这一模型的潜在问题在于识别假:那些预期未来一年可能会有大额医疗支出的© 194-2012 Chirw Acadtrnie Journal Electronic Ptiblishin House. All rights reserved. htTp:knet白重恩等：医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据通过剔家庭更有可能选择参合，因此参合农户的消费和选择不参合农户的消费本来就有所不同 其他政策的影响可能在参合者和选择不参加者之间有差异。我们估计的保险效应包含了这种差异。 Wagstaff et al . 2009 ）利用参合者和未有机会参合者之间的双差法来评价

33、新农合的影响。如果研究的主要目的是项目评估，新农合的整体影响更重要一些，这样的选择是合理的。而且当研究的对象是医疗支出 时，避免自愿参合所导致的选择性偏差或者说逆向选择至关重要。不过，他们也指出新农合试点村和非试点村差别很大。 同一时期还有重要的政策变化：农业税减免 。农业税减免开始于2004年，在2006年全国推广。这一改变增加了农户的可支配收入和消费。我们通过控制税后的可支配收入来控制税收政策的影响。种粮直补政策的影响也类似。稳健型检验进一步证实在回归中加入了税费额的对数这一控制变量，结果变化很小 。46© 194-2012 Chirw Acadtrnie Journal Ele

34、ctronic Ptiblishin House. All rights reserved. htTp:knet2012年第2期除医疗支出，我们避免了参合农户可能有更多的医疗支出所带来的偏差。对于非医疗类消费支出，这种潜在的选择偏差可能会低估预防性储蓄，因为有大额医疗开支的家庭更倾向于节省其他消费。为了消除这种选择性偏差，我们利用自我健康评估来衡量预期的医疗开支，然后通过加入年份和2003年的健康状况的交叉项来允许不同初始健康状况的家庭在消费上有不同的潜在时间趋势。类似地，我们通过加入年份和收入的交叉项来允许消费的时间趋势随收入而变化。这可以消除另一种潜在的偏差：参合农户比不参合农户富裕，而且

35、不同收入家庭有不同的消费增长率。五、基准模型的结果（一）实验组的平均效果表2给岀了基准模型的结果，这里只考虑新农合村内的农户。第1列假设所有家庭的消费都有相同的潜在时间趋势 。结果显示，非医疗消费在家庭被新农合覆盖后增长了5.5%，在1%的显著水平上显著。就参合家庭而言 ，他们在2003年的人均非医疗消费大约是2660 .7元，5.5%的增幅意味着非医疗消费增长了146.3元，这远远高于保费支岀 ，不管参合费是 2003的30元还是2006年的60元。此外，与政府的现金转移支付相比，新农合对消费的刺激作用更加显著，因为表2显示农村家庭平均的边际消费倾向仅为0.437。表2基准模型：保险效应的固

36、定效应模型估计，新农合村内的比较因变量：log （非医疗类消费)1)2(3)4)5)6)参合农户0. 0550.055 “0. 056 “0. 058g0. 066 0.067 g0. 021 )(0. 021)0. 021)0. 021 )(0. 021)0. 021 )Log（家庭收入）0. 437 尺0.424 *0. 428 *0. 431g0.437 g0.437 g0. 020)(0. 021)0. 021)0. 021 )(0. 022)0.022 )家庭人口数0. 0990.098 g0. 096 “0. 096g0. 093 f0. 092 g0.012)(0. 012)0.

37、 012)0.012)(0. 012)0.011 )Log村人均收入）0. 0650.077*0.085-0. 094 “0.090“* *-0.0930. 041 )(0. 041)0. 043)0.043)(0. 043)0.043 )年份* log家庭收入）-0.0050. 007(0. 005)0. 006)年份* log村人均收入）* *0. 017*0. 015(0. 007)0. 007)年份*2003年健康一般或差的成员比例0. 0100. 016)年份*2003年健康差的成员比例0.0450. 030)参合的倾向分0.049-0.403*(0. 064)0.240 )年份*参

38、合的倾向分0.266*(0. 157)年度趋势随家庭特征变化是年度趋势随参合倾向变化是样本数9,7309,7309,0689,06890689068R20.2840.2860. 2930.2970.2940.294注：括号内是稳健标准差，*、"和*分别代表10%、和1%显著水平显著。所有回归都控制了家庭和年份固定效应，log收入），家庭人口 ，65岁以上成员比例，10岁以下成员比例，是否有党员，是否是五保户，和log村人均收入 ）。48© 194-2012 Chirta Acatfcnnc Journal Ekcrronic Publishing House- All ri

39、ghts reserved. htTp:/.net白重恩等：医疗保险与消费：来自新型农村合作医疗的证据表2的后几列逐渐放宽模型的识别假设，允许消费的潜在时间趋势随一些可观察的特征而变化。第2列控制年份与家庭收入对数以及村平均收入对数的交叉项。第3列控制年份与家庭初始健康状况的交叉项 ，其中初始健康状况由两个指标衡量：家庭中健康状况在一般包含）以下的成员人数占比和身体较差的成员人数占比。无论是系数大小还是显著性，第2、3列显示的新农合的保险效应都类似于第1列，比如第3列显示，参合家庭在获得医疗保险后消费增长了 5.6%，相当于149元。第4列通过控制各个年份的哑变量与家庭收入，村平均收入，以及家

40、庭健康状况的交叉项来允许消费的年度变化随这些变量而不同，回归的结果仍然类似。除了收入和健康状况 ，参合家庭与选择不参合的家庭在其他方面也存在差异。基于和倾向分匹配法类似的想法，我们引入一个一维变量，家庭参合的“倾向分”，来总结这些差异 。倾向分的估 计在第六节有 详细介绍。表2的 第5列、第6列加入了年份 年份哑变量）和倾向分的交叉项 ，结果依然类似。可见，新农合对非医疗类消费的正向作用比较稳健。第六节的稳健型检验进一步证实基准模型的估计是可靠的。因此，我们先分析基准模型结果的经济学解释以及保险效应的异质性。二）预防性储蓄新农合对消费的刺激作用可能来源于预防性储蓄的减少，但也可能源于医疗保险对

41、消费的事后“挤入”效应，即医疗保险减少了参合家庭的医疗开支，因此这些家庭有了更多的可用于其他消费的收入。不过“挤入”假说只适用于那些当年有医疗开支的家庭，然而，表3的第1列显示，对于当年没有医疗支岀的家庭而言，新农合的保险效应同样显著，而且幅度甚至高于所有家庭的平均水平。第2列显示，新农合对消费的刺激效果对没有医疗支岀的农户比对有医疗支岀的农户更强。因此，“挤入”假说并不能完全解释新农合对消费的刺激效果。另外，如果”挤入”假说是主要的解释，那么参合家庭非医疗消费的增加对应着自费医疗支出的减少，那么新农 合对总消费影响 比较小。但第3列显示农户被新农合覆盖后，总消费增长了 6%，高于非医疗类消费

42、 。消费的增长也可能来自于政府补贴的收入效应，因为参合者可以得到近20元或40元的保费补助。根据表2的边际消费倾向的估计值，40元的收入增量带来的消费增量只有17元。即使农户将这些补贴看成是永久性的，边际消费倾向接近于1，此时消费也只增加40元，这远小于表 2估计岀来的消费增量1149元）。这说明，补贴收入效应也不是主要原因。预防性储蓄假说意味着 ，如果保险的保障水平比较高，那么它对消费的刺激效用也会更强。表3的第4、5列利用我们收集到的54个县的保障水平参数来检验这个推断。结果表明，新农合的影响的确随农户在县级医疗机构看病支岀的补偿程度而变化：补偿起付线越低或者补偿率越高，新农合对消费的正向

43、影响就越大。不过第5、6列结果表明，针对村级医疗机构的补偿程度影响要弱很多，第6列显示只有县级医疗机构的补偿程度有显著影响。这其实也合理，大部分家庭在岀现比较严重的疾病时都会选择县级医院就医，这也是最需要保险的时候。最后，预防性储蓄假说也意味着，对于面临较高的大额医疗支岀风险的家庭来说，新农合的保险效应也较强。我们首先关注不同收入群体之间的差异。贫困家庭健康状况平均而言差一些，同时给定同样的大额医疗费用，贫困家庭无法支付的可能性更大，因此在没有医疗保险的情况下，他们进行预防性储蓄的动机更强。也因此，医疗保险对这部分人群消费的刺激作用更大。表4的前三列证实了这一猜想。第1列证实新农合对消费的正向

44、影响随着收入的增加而下降。第2、3列分别对收入分布中较低的50% 穷人）和较高的50% 富人）进行回归，结果显示，保险对消费的积极作用只对穷人显著。表4的第二部分关注家庭健康状况所隐含的风险。我们区分了两类家庭：一这可能是因为虽然新农合降低了医疗支出风险，但有医疗支出的家庭还是会相对比较谨慎地消费。与 Wagsaff et al .2009 ） 一致，我们发现新农合对参合家庭的自费医疗支出没有显著影响，但增加了医疗服务使用次数。48© 12 Chirta Academic Journal Electronic Publishing Hous. All rights reserved,

45、 http;'.ncT2012年第2期类是2003年有家庭成员自我认定健康状况一般或者更差，一类是没有这样的成员。结果显示，加入新农合后，有这类成员的家庭消费增加量明显高于其他家庭。在我们的 样本中，约89%的个人认为自己身体非常健康或者比较健康。因此，健康水平一般或者更差就表明可能有比较严重的疾病，可能面临大额的医疗支岀。表3保险效应与预防性储蓄预防性储蓄和挤入效应保险的保障水平因变量：Log (非医疗类消费)Log总消费)Log (非医疗类消费)样本：当年没有医疗支出的家庭()所有样本2)所有样本3)县级医院补偿情况4)村医疗机构补偿情况5)保险补偿情况6)参合农户0. 072*0

46、. 039)0. 064 *0.023)0. 060*0. 021 )* *-0.1900. 088)-0.178*0. 094)-0.1410.094)参合*当年有医疗支出-0.0260. 015)县医院起付线-0. 034*0. 019)-0. 041 *0. 021 )县医院保险补偿率0. 844*0. 218)1.007 *0. 351 )村医疗机构起付线0. 0200. 037)0. 0220.048)村医疗机构保险补偿率0. 323*0.182)-0.2710.268)样本数3 ,9178 ,4009 ,068228222992282R20. 3170.2890. 3020. 29

47、80. 2850. 300* * * * *注：括号内是稳健标准差，、 和 分别代表10%、5%和1%显著水平显著。所有回归都控制了家庭和年份固定效应，log收入)，家庭人口，65岁以上成员比例，10岁以下成员比例，是否有党员，是否是五保户，和log村寸人均收入)表4保险效应和未来的医疗负担风险因变量：log (非医疗类消费)保险效应和收入保险效应和健康状况样本：所有样本1)贫穷家庭2)富裕家庭3)所有样本4)有健康状况一般或差的成员5)没有健康一般 或差的成员6)参合农户0. 652 *0.244)* *0. 055(0. 025)0. 0210.043)0. 040*0. 023)*0.

48、0870.036)0. 0410. 025)参合农户* log收入)* *-0. 0610.025)参合农户 * 2003年健康一般 或差的成员比例0. 034*0. 018)样本数9,0684,5984 ,47090682,9256 ,143R20.2950. 3390. 1950. 2940. 3250. 283注：括号内是稳健标准差，*、*和*分别代表 10%、5%和1%显著水平显著。所有回归都控制了家庭和年份固定效应，log收入)，家庭人口 ，65岁以上成员比例，10岁以下成员比例，是否有党员，是否是五保户，和log村寸人均收入 )。三)保险的动态效果和信任从上个世纪80年代的旧医疗合

49、作体系解体到新农合开展这期间，大多数农村家庭没参加过任何医疗保险，同时新农合在很多方面都不同于以往的医疗合作体制。因此，农户需要时间来了解新农合并对其产生信任。表5的第1列加入了表示家庭参合时间在一年以上，即有经验的参合家庭的哑变量，来允许保险效果随参合经验变化。结果表明，保险效果在新参合家庭中显著约4.50© 194-2012 Chirw Acadtmie Journal Electronic Ptblishitig House. All rights reserved, http: AvwH2012年第2期5% ），不过，保险效果在有经验的参合家庭中显著高岀6.7个百分点，也就是

50、说，与未参合家庭相比，有经验参合家庭的消费因为新农合增长了约11.2%。第1列结果的一种解释是参合一年以上的家庭更了解新农合的好处，另一种解释是随着时间的推移，新农合的保障水平有所提高 。第2列控制了农户是否参合和年份的交叉项，结果发现保险的效果并没有随时间而显著增强 。列3进一步证实，即使控制了保险效果的时间趋势 ，新老参合家 庭间的差异依旧显著，而且幅度并没有下降 。表5保险效应和对新农合的了解和信任因变量:Log （非医疗类消费)动态变化信任样本：所有样本所有样本还没有过补偿的村有过补偿的村(1)23(4)5)6)(7)8)参合农户0.045 “0. 021)*0. 0580.028)0

51、. 026(0. 029)-0. 104*0. 053)-0. 0780. 089)-0.0850. 092)0.063 “0.030)0. 061 "0. 030 )参合一年以上农户0. 067 “0. 016)0.070 “(0. 017)0. 0680. 094)0. 069 0. 019 )参合农户*年份0. 0020. 019)-0. 016(0. 019)有过补偿的村-0. 155 0. 056)参合农户*有过补偿的村0.170 50. 059)样本数8 ,996906889968,7023，6903，897,6167，95R20. 2940.2930.2940. 2880. 2480. 2490. 3070. 309注：括号内是稳健标准差，”、”和*分别代表 io%、和1%显著水平显著。所有回归都控制了家庭和年份固定效应，log收入），家庭人口 ，5岁以上成员比例 ，0岁以下成员比例 ，是否有党员 ，是否是五保户 ，和log村人均收入 ）。保险效应的这一动态变化可能与农户对新农合的信任有关。实际上，对新农合的了解是一把双刃剑。如果农户发现新农合允诺的收益多数不能实现，了解更多的信息只会削弱新农合的保险效果。我们在第3列控制了农户是否参合与农户所在村是否有人得到过新农合补偿（表示有）的交叉项。结果显示当参合的好处被农户见证后，保险效应