城鎮居民醫療保險制度改革的文化消費效應研究

靳衛東 王鵬帆 毛中根

城鎮居民醫療保險制度改革的文化消費效應研究

靳衛東 王鵬帆 毛中根*

按照預防性儲蓄理論，城鎮居民醫療保險制度改革可以降低未來醫療支出的不確定性，那么在當前國民收入條件下，預期可以產生大幅度的文化消費增長。但是，這次改革的政策目標決定了參保過程必然存在逆向選擇問題，所以考慮到居民消費所具有的層次特征，實際文化消費增長可能很難達到理論預期?；贑FPS數據，使用DID、DDPSM和IV方法，這種對逆向選擇問題和消費的層次特征進而對文化消費效應的判斷，基本可以得到事實驗證。因此，為了提高城鎮居民醫療保障水平，擴大醫療保險基金的支付范圍，以及推進城鎮居民醫療保險和新型農村合作醫療保險的一體化，都預期不會帶來較大的文化消費增長。不過，針對高收入健康城鎮家庭的實證研究也表明，隨著國民健康和收入水平的提高，此類社會保障制度改革的文化消費效應終將逐步得以體現。

城鎮居民；醫療保險；文化消費

一、引 言

近年來，內需不足特別是文化消費不足已成為我國經濟持續健康發展的重要障礙。根據發達國家經驗，以人均 GDP測算，我國文化消費規模應該在 4萬億元以上，這與 1萬多億元的實際消費水平顯然存在較大差距(王佳元，2011；陳晨，2014)。文化消費具有反經濟周期的特征，經濟增長緩慢期反而是文化消費快速發展的機遇期(張曉明等，2010)。所以，在當前我國經濟增速放緩的條件下，推動文化消費發展顯得尤為必要和可行。

與西方發達國家相比，我國社會經濟正在經歷巨大變革，而社會保障制度建設卻十分滯后，所以居民普遍具有強烈的儲蓄動機，消費能力明顯不足(汪丁丁，2011；王亞南，2010；凌晨和張安全，2012)。預防性儲蓄理論認為，如果未來支出具有不確定性，為了實現效用最大化，居民就會壓縮當期消費而增加儲蓄(Leland，1968；Zeldes，1989)。那么，近年來我國實施的多次社會保障制度改革，理應能夠大幅度降低居民的不確定性預期和預防性儲蓄水平，因此預期可以提升居民消費。特別是，隨著我國步入中高收入國家行列，此類改革應該能夠推動收入彈性較大的文化消費實現大幅增長(王亞南，2010；王穎，2013)。如圖 1所示，我國城鎮居民文化消費與儲蓄水平的反向變化，似乎也為這種理論預期提供了直觀的經驗證據①進入新世紀以來，我國社會保障制度建設取得了巨大突破。繼 1998年進行城鎮職工基本醫療保險制度改革以后，2003年我國又擴大了城鎮居民基本養老保險的實施范圍，2006年頒布了保險業“國十條”，2007年實施了城鎮居民醫療保險制度改革。在圖1中，城鎮基本養老保險制度改革和保險業“國十條”的推行，都導致了城鎮居民儲蓄水平的巨大波動。相對于這種巨大波動，2007年城鎮居民醫療保險制度改革使曲線 S2的上升趨勢明顯放緩。由此，本文判斷，與其他社會保障制度建設相似，城鎮居民醫療保險制度改革也顯著影響了居民的儲蓄行為。。

有研究表明，未來醫療支出所產生的預防性儲蓄動機對我國居民儲蓄具有重要影響。所以，相對于其他社會保障制度改革，2007年實施的城鎮居民醫療保險制度改革，應該能夠獲得更為顯著的文化消費效應，其正受到越來越多學者的重視(王亞南，2010；王俊杰，2012)。不過，本文認為，一方面，文化消費是一種個性消費，它是以物質消費為基礎的精神消費方式(王穎，2013；聶正彥和苗紅川，2014)，具有明顯的層次特征；另一方面，2007年城鎮居民醫療保險制度改革的政策目標是建立覆蓋全體城鎮居民的醫療保障體系，所以其參保過程必然存在逆向選擇問題，參保主體多為低收入、不健康居民。因此，根據消費的層次特征，受限于收入水平和健康狀況，居民在參保以后將偏好于增加醫療消費和食品等日常消費，而非文化消費。由此，可以斷定，這次改革的文化消費效應很小，很難達到理論預期。

為了驗證這種有悖于傳統理論的機理分析，本文基于城鎮居民醫療保險制度改革的具體實踐，將使用準實驗方法檢驗參保過程的逆向選擇問題以及消費的層次特征，由此來論證此次改革的文化消費效應，以期為文化消費研究提供更為豐富的經驗證據。

二、文獻綜述

長期以來，為了實現經濟的快速增長，我國采取了高投入、高污染和外貿依賴型經濟發展方式，國內消費特別是文化消費的發展相對滯后。一般認為，收入水平、教育程度和社會保障制度是決定消費的重要因素(葛繼紅，2012；馬玉琪和扈瑞鵬，2015)，所以增加居民收入、提高國民受教育程度以及完善社會保障制度都可以促進消費增長。但是，增加居民收入會受到經濟發展速度的限制，而國民受教育程度也很難在短期內迅速提高。那么，相對而言，社會保障制度建設不僅可以改善人民的生活質量，而且按照預防性儲蓄理論，還具有明顯的消費效應，正逐漸受到經濟學者的重視。

根據已有的相關研究，無論是發達國家還是發展中國家，社會保障制度建設都可以降低未來支出的不確定性，確實能夠減少預防性儲蓄。不過，由于籌資方式不同，各種社會保障制度的消費效應并不完全一致。例如，失業保險、養老保險和工傷保險制度與消費的關系就比較復雜，這些制度在降低未來不確定性支出的同時，也會對當期消費產生擠出效應。與之相反，由于采用現收現付的籌資方式，醫療保險制度建設沒有明顯的擠出效應，其正向消費效應較為顯著(鄒紅等，2013)，已成為消費經濟學研究的重要內容。

目前，很多國外學者實證分析了不確定性預期與消費的關系，基本驗證了醫療保險制度建設對降低儲蓄進而對增加消費的積極作用。例如，Kotlikoff(1986)和Atella等(2005)分別以美國和意大利為研究對象，分析了未來醫療支出與預防性儲蓄之間的關系，結果都表明前者對后者具有顯著的正向影響進而能夠明顯抑制當期消費。同樣，Kong等(2008)使用1993—1998年韓國家庭面板數據，也證明了不確定性醫療支出對于提高儲蓄進而對于抑制消費的突出作用。因此，當居民能夠獲得醫療保險時，顯然會增加當期消費而減少儲蓄(Gruber and Yelowitz，1999)。不過，如果醫療保險并不足以應對醫療支出風險，那么居民仍然會選擇儲蓄而減少消費(Gormley et al.，2010)。另外，由于收入水平的差異，不同家庭對醫療保險制度改革的反應也有差別，中等收入家庭的反應較大而最低和最高收入家庭的反應則較小(Maynard and Qiu，2009)。

在我國，基于醫療保險制度改革的具體實踐，很多學者也檢驗了不確定性預期、儲蓄與消費的關系。他們認為，醫療保險制度改革能夠降低居民對未來生活的不確定性預期，所以具有顯著的消費效應(丁繼紅等，2013；聶榮和沈大娟，2016)?？墒?，受到收入水平和消費層次特征的影響，這種消費效應不一定體現為文化消費增長(葛繼紅，2012；田虹和王漢瑛，2016)。例如，馬雙等(2010)研究了 2003年新型農村合作醫療保險改革對居民消費的影響，結果就顯示此次改革只是提高了農村居民的人均食品消費。同樣，甘犁等(2010)使用相同數據和方法的研究也表明，此次改革的消費效應主要表現為食品消費增長，教育等文化消費并沒有發生明顯變化。不過，雖然此次改革不具有顯著的文化消費效應，卻使那些當年沒有醫療開支的家庭也發生了消費增長，這就說明醫療保險制度改革確實是通過降低預防性儲蓄而增加居民消費，所以預防性儲蓄理論能夠在某種程度上得到事實驗證(白重恩等，2012)。

顯然，關于醫療保險制度改革的消費效應，國內外文獻集中分析了總消費、醫療消費以及食品等日常消費的變化，較少涉及文化消費。這是因為：第一，文化消費的內涵十分豐富，包括了文化娛樂、教育、體育等多項內容，其衡量指標至今尚未統一(歐翠珍，2010)。第二，由于長期沒能得到應有的重視，文化消費研究仍然缺少必要的統計資料。大部分社會經濟調查，如 CHIP(中國家庭收入調查)、CHNS(中國健康與營養調查)、CHARLS(中國健康與養老追蹤調查)、CFPS(中國家庭追蹤調查)和 CHFS(中國家庭金融調查)等等，都沒有針對文化消費收集專門的數據資料。第三，文化消費是滿足高層次精神需求的消費方式，現有研究普遍缺乏對消費層次的討論，自然不能考察這種特殊消費的變化。這三方面因素共同限制了我國文化消費實證研究，導致現有研究仍然普遍使用社會學范式展開理論探討，很少進行經驗論證。這種研究難以產生有實踐指導意義的成果，嚴重束縛了我國文化消費的快速發展( 鈜鄭 ，2013)。

綜合上述研究，本文基于2007年城鎮居民醫療保險制度改革的具體實踐，將使用CFPS(中國家庭追蹤調查)數據構建文化消費的衡量指標，從而按照收入水平分組考察城鎮居民的消費行為變化，試圖回答以下問題：第一，在城鎮居民醫療保險制度改革中參保過程是否存在逆向選擇？第二，不同收入家庭的消費變化是否存在層次差別？第三，消除參保過程的逆向選擇以及消費的層次特征后城鎮居民醫療保險制度改革所產生的文化消費效應的具體表現是什么？又具有哪些政策寓意？因此，全文結構安排如下：第三部分介紹城鎮居民醫療保險制度改革作用于文化消費的內在機理、實證檢驗方法和經驗數據來源；第四部分是對參保與非參保家庭的文化、食品和醫療消費進行簡單的差分研究；第五部分是采用準實驗方法實證分析此次改革的文化消費效應；第六部分是研究結論。

三、作用機理、檢驗方法與數據說明

如前文所述，根據預防性儲蓄理論，2007年城鎮居民醫療保險制度改革預期可以大幅增加文化消費。但是，本文認為，受限于此次改革的目標以及居民消費的層次特征，理論預期的文化消費增長將很難實現。為了檢驗這種判斷，本文將首先分析此次改革作用于文化消費的內在機理，然后再使用準實驗方法(DID和DDPSM分析)對比研究參保家庭與非參保家庭的消費行為差別，以期為內在機理分析及其所決定的文化消費效應提供經驗證據的支持。

（一）作用機理分析

首先，按照《關于開展城鎮居民基本醫療保險試點的指導意見》，此次改革主要是針對具有城鎮戶籍的沒有工作的老年居民、低保戶、重度殘疾人、學生、兒童及其他城鎮非從業人員，目標是建立覆蓋全體城鎮居民的醫療保障體系，以提高城鎮醫療保障水平。這次改革采取了個人繳費與政府補助相結合的籌資方式，特別是針對中西部地區以及低保戶、喪失勞動能力的重度殘疾人和低收入家庭，國家提供了高額甚至是全額的財政補助，以實現醫療保障體系的全覆蓋。顯然，這種籌資方式能夠保證低收入者獲取更多幫助，有利于他們參加醫療保險，但也使參保過程發生了逆向選擇問題，使參保主體集中于低收入、不健康居民。那么，受限于收入水平和健康狀況，他們在參保以后往往會增加醫療消費而非文化消費，由此可得命題1。

命題 1：在城鎮居民醫療保險制度改革中，參保過程存在逆向選擇問題，參保主體多為低收入、不健康居民，他們在參保以后將大幅增加醫療消費。

其次，文化消費屬于發展和享受型消費，是一種高層次消費方式。很多研究表明，隨著收入的增加，食品等日常消費的占比會下降，而文化消費將呈現快速上漲趨勢(歐翠珍，2010；王穎，2013)。不過，文化消費具有層次特征，只有收入達到一定水平以后，收入增加才會帶來文化消費的快速增長(葛繼紅，2012)。因此，在這次改革中，如果參保過程存在逆向選擇問題，參保主體多為低收入居民，那么即使他們身體健康而不必擴大醫療消費支出，受限于收入水平其文化消費增長也會很小，由此可得命題2。

命題 2：如果參保主體多為低收入居民，那么根據消費的層次特征，即使他們在參保以后不擴大醫療消費支出，也將偏好于增加食品等日常消費而非文化消費。

最后，按照上述分析，如果此次改革是針對高收入健康居民，那么參保過程就不存在逆向選擇問題，而消費的層次特征對文化消費的制約作用也將消失。這時，居民在參保以后會把預防性儲蓄轉化為非醫療消費(特別是收入彈性更大的文化消費)，此次改革的文化消費效應才可以得到充分體現，由此可得命題3。

命題3：消除參保過程的逆向選擇問題以及消費的層次特征的影響，在高收入健康居民中，此次改革的文化消費效應可以得到充分體現。

（二）實證檢驗方法

DID分析首先是將樣本分為兩組，一組是實驗組，即受到政策影響的樣本，另一組是控制組，即不受政策影響的樣本。假設兩組樣本在政策實施以外不存在任何其他差異，那么它們在政策實施前后的變化差別，就反映了政策實施的實際效果。為了增加實驗組與控制組的可比性，本文在DID分析的基礎上，把DID與PSM結合起來，使用DDPSM方法重新進行了相關估計，以驗證 DID分析的可靠性。DDPSM分析可以利用 DID分析的優勢，并通過傾向分值匹配，有效控制實驗組與控制組在可觀測特征上的差別(Wagstaff and Pradhan，2005；馬雙等，2010)。這樣，能夠為每一個參保家庭尋找參保概率相近的控制組家庭進行配對分析，可以有效減少由參保的非隨機性所造成的估計偏誤，從而獲得更加接近于自然實驗的估計結果①本文估計傾向得分(即城鎮家庭的參保概率)使用了 logit模型，樣本配對使用了常見的 Kernel匹配方法，其中匹配函數為高斯(Gaussian)函數，區間間隔(bandwidth)為0.06。。

參照已有研究，居民的消費和儲蓄決策都是基于家庭做出的，并且文化消費在家庭內部也普遍具有不可分割性，所以本文主要是以 CFPS(中國家庭追蹤調查)中的家庭樣本作為研究對象，將那些 2007年未參保而 2008年參保的家庭作為實驗組，而將2007年與2008年均未參保的家庭作為控制組。城鎮居民及其家庭的參保情況，如表1所示。從表1可知，從2007年到2008年，在所有城鎮居民和家庭樣本中，參保比例有了大幅度提升，這就為本文研究提供了良好的實踐基礎。

表1 全體城鎮居民和城鎮家庭樣本的參保情況

由于消費的影響因素很多，而且其中一些因素還可以影響居民的參保決策，所以本文在DID和DDPSM的估計方程中加入了很多控制變量，包括家庭特征變量，比如人均收入、人均健康狀況、人口結構和家庭成員關注醫保改革的情況等等(葛繼紅，2012；馬玉琪和扈瑞鵬，2015)以及家庭戶主特征變量，比如年齡、性別、教育程度、婚姻狀況以及對政府的信任程度(歐翠珍，2010；李惠芬和付啟元，2013)②DID分析可以剔除一些影響因素的作用，比如不隨時間變化以及在實驗組與控制組之間具有共同影響的因素，所以能夠部分消除內生性問題，在一定程度上避免研究樣本的選擇性偏差。本文選擇控制變量，一方面是因為它們能夠影響消費，如戶主的性別、受教育程度和婚姻狀況等；另一方面，也因為一些家庭特征和戶主特征會造成參保過程的逆向選擇問題，產生實驗組與控制組的選擇性偏差，如戶主對政府的信任程度、家庭人口結構和家庭人均健康狀況等。，具體內容如表2所示。其估計方程為：

其中，Yijt表示j組家庭i在t年的人均消費，包括文化、食品和醫療消費；Dij為參保情況的虛擬變量，如果在家庭 i的成員中有一人參加了城鎮居民醫療保險，該家庭即為實驗組樣本，Dij取值為 1，否則即為控制組樣本，Dij取值為 0；DTt為時間虛擬變量，2007年的樣本為0，2008年的樣本為1；Dij*DTt是時間和參保情況的交叉項，其估計系數就是此次改革對消費的影響；Xijt表示j組家庭i在t時期的戶主特征變量，即戶主的年齡、性別、教育程度、婚姻狀況和對政府的信任程度；Ψijt表示j組家庭i在t時期的家庭特征變量，即家庭人均收入、人均健康狀況、人口結構以及家庭成員關注醫保改革的情況等；j＝1，2，3，…，7，表示不同收入水平的家庭組；t＝0或者1，表示 2007年和2008年。另外，方程式中還加入了各區(縣)虛擬變量Zij，以控制地區因素的影響。

（三）數據來源說明

本文所使用的數據全部來自 CFPS(中國家庭追蹤調查)，并將居民觀測值匯總為家庭觀測值。首先，本文選出2007年和2008年均已接受調查的城鎮家庭①城鎮居民醫療保險只適用于城鎮戶籍居民。只要有一名家庭成員為城鎮戶籍，本文就認定該家庭為城鎮家庭。；其次，刪除2007年已經參加城鎮居民醫療保險的樣本；最后，剔除信息缺失樣本，本文得到了包含771戶家庭樣本的平衡面板數據。另外，為了消除特異值對估計結果的不利影響，本文在實證分析中，還對人均消費和人均收入進行了2%,的縮尾處理。

如前文所述，文化消費的衡量指標并不統一，至今也沒有關于文化消費的專門統計資料。本文是選擇CFPS(中國家庭追蹤調查)數據中教育文化、娛樂休閑支出作為文化消費的衡量指標②文化消費是指居民對文化產品和服務的支出，主要包括教育、文化、娛樂和體育四項消費?？紤]到CFPS(中國家庭動態調查)數據只包括了城鎮居民的教育文化、娛樂休閑支出，所以本文是將這四項支出設定為城鎮居民文化消費的核心內容。。由于這些支出涵蓋了文化消費中彈性較大的部分，所以這種指標設定更容易呈現城鎮居民醫療保險制度改革的文化消費效應。在此，文化消費與其他兩項消費，即食品消費和醫療消費，以及家庭收入等，都使用了當期實際價格水平來衡量。

在家庭戶主特征變量中，本文采用受教育年限來測度受教育程度，核算方法是：小學以下為0年，小學為6年，初中為9年，高中、職業高中、中專、技校為12年，大專、高職為15年，大學本科為16年，研究生為19年，博士生為22年。性別、婚姻狀況和對政府的信任程度均采用虛擬變量。其中，“男性”和“在婚”賦值為1，“女性”和“其他”賦值為0；衡量戶主對政府的信任程度是根據戶主對市(縣)政府工作的評價，將“有很大成績”和“有一定成績”賦值為1，而“沒有多大成績”和“沒有成績”賦值為0。

在家庭特征變量中，為了消除家庭規模的影響，本文使用家庭人口對收入水平、健康狀況和參加其他醫保的情況等指標進行了調整。其中，家庭收入是指工資、獎金、補貼等與工作有關的收入總和；少兒是指年齡在14歲以下的家庭成員；老年人是指年齡在60歲以上的家庭成員；參加其他醫保的情況是指參加職工醫療、免費醫療和新農合的家庭成員數；健康狀況是將居民健康自我評價結果進行了賦值：健康＝1，一般健康＝2，比較不健康＝3，不健康＝4，非常不健康＝5；關注醫保改革的情況是指家庭成員對醫療衛生類新聞的關注程度，賦值標準是：從不關注＝1，很少關注＝2，有時關注＝3，經常關注＝4，此處是采用家庭成員的最高關注程度代表整個家庭的關注度，具體內容如表2所示。

表2 城鎮家庭樣本的戶主與家庭特征

在表 2中，與控制組相比，實驗組家庭的人均收入水平、人均健康狀況、人口結構以及戶主的年齡、受教育程度、對政府的信任程度等都有明顯不同。這說明，居民參加醫療保險確實發生了逆向選擇問題，即更多的低收入、不健康、高齡居民加入了醫療保險。實驗組與控制組存在明顯的選擇性偏差，DID分析就會低估醫療保險制度改革的文化消費效應(白重恩等，2012)。為了消除這種估計偏誤，一方面，本文將城鎮家庭樣本按健康狀況進行分組，分別選擇在 2007年和 2008年較為健康的家庭(關于健康狀況的人均自我評價值＜2)和較不健康的家庭(關于健康狀況的人均自我評價值≥2)獨立進行準實驗分析；另一方面，在估計方程式(1)中，本文還引入了城鎮家庭人均收入、人均健康狀況以及戶主的受教育程度等家庭和戶主特征作為控制變量。

四、消費效應的統計分析

按照預防性儲蓄理論，城鎮居民醫療保險制度改革預期會產生顯著的文化消費效應，但是根據本文的機理分析，此次改革的文化消費效應很小，很難達到理論預期。為了驗證本文有悖于傳統理論的機理分析，不考慮城鎮家庭樣本的戶主和家庭特征，在此首先對參保與非參保家庭的文化、食品和醫療消費進行簡單的差分研究。

（一）逆向選擇問題

首先，如表 3中對全體城鎮家庭樣本的分析所示，參保家庭的各項消費都有所增長。這說明，此次改革確實降低了預防性儲蓄水平，普遍提高了城鎮居民的當期消費。不過，一方面，彈性較大的文化消費并沒有發生大幅增長，人均文化消費只相對增加了207元，這與人均食品消費增長存在較大差距；另一方面，與非參保家庭相比，參保家庭還增加了78元的人均醫療消費。這驗證了命題1，說明參保過程發生了逆向選擇問題，即參保主體多為低收入、不健康居民，他們在參保以后傾向于增加醫療和食品消費，由此文化消費受到了抑制①作為一種契約行為，居民參保以后也有可能發生道德風險問題，從而導致醫療消費增長。不過，由于此次改革中醫保基金的支出門檻較高，主要是解決居民的住院和門診大病醫療支出，所以本文認為，相對于逆向選擇問題，道德風險問題會受到極大限制，并不嚴重。。

其次，在全體城鎮家庭樣本中，無論是2007年還是2008年，控制組家庭的三項消費都大于實驗組。這也驗證了命題 1，說明逆向選擇問題使參保家庭的收入和消費水平普遍偏低，實驗組和控制組樣本存在明顯的選擇性偏差。

最后，如前文所述，本文將全體城鎮家庭樣本分為兩組，即健康的城鎮家庭(關于健康狀況的人均自我評價值＜2)和不健康的城鎮家庭(關于健康狀況的人均自我評價值≥2)。如表 3中對不健康城鎮家庭樣本的分析所示，與未參保家庭相比，不健康的城鎮家庭在參保以后大幅增加了食品和醫療消費。這對他們的文化消費甚至產生了擠出效應，導致其人均文化消費相對減少了79元②按照 CFPS的調查問卷設置，在醫療消費中，直接支付的醫療支出并不包括已經報銷和預計可以報銷的費用。所以，此處醫療消費的大幅增長有可能會擠出其他消費支出。。與之相比，在表4的全體健康城鎮家庭樣本中，參保家庭的文化消費相對增加了426元，食品消費增加了627元，而醫療消費增長僅為47元。那么，結合表3中全體城鎮家庭樣本中參保家庭的人均文化消費和食品消費變化(即 207和 405元)，同時考慮到健康與不健康城鎮家庭的劃分標準，可以斷定，在參保家庭中不健康的城鎮家庭占比肯定偏高。這也可以證明命題 1，說明參保過程存在逆向選擇問題①在CFPS數據中，由于醫療消費沒有區分直接的醫療支出和醫療保健支出，此處醫療消費增長有可能是源于醫療保健支出的變化，所以本文沒有依據醫療消費變化來判斷逆向選擇問題。。

表3 全體城鎮家庭樣本與不健康城鎮家庭樣本的消費行為分析(單位：千元)

總之，從整體上看，城鎮居民醫療保險制度改革產生了明顯的消費效應，帶動了文化、食品和醫療消費的全面增長，這基本符合預防性儲蓄理論分析。但是，由于參保過程存在逆向選擇問題，參保家庭傾向于增加醫療和食品消費，此次改革的文化消費效應受到了明顯抑制。

（二）消費的層次特征

為了消除參保過程的逆向選擇問題以單獨考察消費的層次特征及其對文化消費的影響，本文按照人均收入水平，又將健康的城鎮家庭樣本分為兩組：高收入組和低收入組，如表4所示。

表4 健康城鎮家庭樣本的消費行為分析(單位：千元)

首先，對全體健康城鎮家庭樣本的分析表明，與非參保家庭相比，參保家庭基本沒有增加人均醫療消費①在此，由于醫療消費的統計口徑包括了醫療保健支出，所以家庭參保引致的預防性儲蓄減少，有可能會轉化為醫療保健消費，從而也表現為醫療消費增長。這顯然不能被解釋為發生了參保過程的逆向選擇問題。因此，此處增加的47元醫療消費，有可能主要是醫療保健支出，真正的醫療支出會很小。，相反大幅增加了人均文化消費和食品消費，分別增加了 426元和627元。顯然，對于健康的城鎮家庭來說，城鎮居民醫療保險制度改革的消費效應主要體現為文化消費和食品消費增長，其醫療消費基本沒有變化。由此，可以確定，健康的城鎮家庭在參保過程中沒有發生逆向選擇問題。

其次，在高收入健康城鎮家庭中，參保家庭的人均醫療消費增長更小，僅為37元，而人均文化消費增長很大，人均食品消費次之，分別為913元和768元。這表明，高收入健康城鎮家庭更偏好于追求高層次的文化消費，文化消費的層次特征十分明顯。

最后，在低收入健康城鎮家庭中，參保家庭的人均醫療消費增長依然很小，同樣可以說明健康的城鎮家庭參保不存在逆向選擇問題。但是，一方面，相對于非參保家庭，此時參保家庭基本沒有增加人均文化消費，甚至還小幅減少了 28元；另一方面，參保家庭相對增加了食品消費，增幅達到人均493元。由此，對比高收入健康城鎮家庭的消費行為變化，這就驗證了命題 2，說明受限于消費的層次特征，低收入居民在參保以后即使不增加醫療消費，也偏好于增加食品等日常消費而非文化消費。

綜上所述，城鎮居民醫療保險制度改革減少了預防性儲蓄，從而刺激了當期消費。但是，參保過程存在逆向選擇問題，居民消費又具有層次特征，所以此次改革的文化消費效應受到很大抑制。不過，居民消費的影響因素很多，而居民之間又存在眾多特征差異，所以這種機理分析最終還需要更為精確的經驗證據。

五、文化消費效應的計量檢驗

考慮到城鎮居民的家庭和戶主特征會對文化消費產生重要影響，同時參保過程又存在逆向選擇問題，而居民消費還具有層次特征，所以為了考察城鎮居民醫療保險制度改革的文化消費效應，本文使用DID和DDPSM方法分組研究了城鎮家庭在參保前后的消費行為變化。

（一）對逆向選擇問題的檢驗

與表 3中全體城鎮家庭樣本的差分結果相似，在表 5中，估計結果(1)、(2)和(3)顯示，從整體上看，城鎮居民醫療保險制度改革對文化消費產生了正向影響(θDID1＝0.264＞0)，而食品和醫療消費也發生了相對增長(θDID2＝0.554＞0，θDID3＝0.051＞0)。這在DDPSM分析中得到了驗證，即θDDPSM1＝0.187＞0，θDDPSM2＝0.456＞0，θDDPSM3＝0.131＞0①在表5、表6、表7和表8中，DID、DDPSM和IV的估計結果并不完全一致。這主要是因為，三種方法都有各自的優勢和缺陷。雖然三種方法都可以在一定程度上解決內生性問題，但是 DID方法假設實驗組和控制組在政策實施以外不存在任何其他差別，DDPSM方法假設估計方程中沒有遺漏變量，而 IV方法在選擇工具變量時也存在諸多困難。因此，本文采用三種方法進行相互校驗，可以增強研究結論的可靠性，避免對文化消費效應的判斷偏誤。事實上，在本文研究中，三種方法的估計結果在絕對數值上的差別，并不會影響全文對逆向選擇問題和消費的層次特征以及進而對文化消費效應的判斷。。因此，可以斷定，這次改革確實降低了預防性儲蓄水平，提高了居民的當期消費。不過，此處醫療消費的增長也說明，參保過程存在逆向選擇問題。

在估計結果(4)、(7)和(10)中，健康和不健康城鎮家庭在參保以后的文化消費增長相差很大(θDID4＝-0.152，θDIDPSM4＝-0.230；θDID7＝1.192，θDIDPSM7＝0.909；θDID10＝-0.252，θDIDPSM10＝0.205)。那么，結合健康與不健康城鎮家庭的劃分標準以及全體城鎮家庭樣本的文化消費和醫療消費變化(θDID1＝0.264，θDIDPSM1＝0.187；θDID3＝0.051，θDIDPSM3＝0.131)，可以斷定，不健康城鎮家庭具有更高的參保比例，參保過程存在逆向選擇問題。同樣，根據四組回歸結果中食品消費的變化，也基本可以得到相似的判斷。這兩方面因素都驗證了命題1。

表5 文化消費效應的準實驗分析(單位：千元)

（二）消費的層次特征及其對文化消費的影響

如表 5所示，高收入健康城鎮家庭在參保以后顯著增加了文化消費(θDID7＝1.192，θDIDPSM7＝0.909)，這遠遠大于醫療和食品消費增長，也明顯高于全體城鎮家庭樣本、低收入健康城鎮家庭樣本和不健康城鎮家庭樣本中參保家庭的文化消費增長(θDID7＝1.192＞θDID1＝0.264＞θDID4＝-0.152＞θDID10＝-0.252，θDIDPSM7＝0.909＞θDIDPSM10＝0.205＞θDIDPSM1＝0.187＞θDIDPSM4＝-0.230)。這就驗證了命題 2，說明居民消費具有明顯的層次特征，只有達到一定收入水平以后，居民的預防性儲蓄才能更多轉變為彈性較大的文化消費，由此城鎮居民醫療保險制度改革才具有較為顯著的文化消費效應。為了進一步檢驗這一判斷，并考察此次改革中文化消費效應的具體表現，本文將健康的城鎮家庭樣本按人均收入水平重新分為 7組，再次評估了它們在參保以后的文化消費變化，估計結果如表6所示。

在表6中，低收入健康城鎮家庭(人均收入≤6,000)的文化消費沒有發生確定性增長(θDID1＝-0.252＜0，θDDPSM1＝0.205＞0)，而且不顯著。相反，在 DID和 DDPSM的估計結果(2)、(3)、(4)、(5)、(6)和(7)中，高收入健康城鎮家庭在參保以后普遍大幅增加了文化消費，并且基本都較為顯著。這就驗證了命題 3，說明此次改革只有在高收入健康城鎮家庭中才能取得較為顯著的文化消費效應。

表6 對健康城鎮家庭分組樣本的文化消費效應進行準實驗分析(單位：千元)

（三）穩健性檢驗

如前文所述，作為準實驗方法，DID和DDPSM分析都可以部分解決內生性問題，能夠剔除不隨時間變化的選擇性偏差。不過，DID分析要求實驗組與控制組必須具有可比性，即除了是否參加城鎮居民醫療保險以外，兩組城鎮家庭樣本不應該存在其他任何差別?；贒ID分析的優勢，DDPSM分析通過傾向分值匹配，可以增強實驗組和控制組樣本的可比性，但是它假設估計方程中不存在其他遺漏變量，又限制了研究結論的有效性。針對上述兩種方法的研究缺陷，本文使用工具變量法，再次對此次改革的文化消費效應進行面板數據分析，估計方程為：

其中，Yijt表示j組城鎮家庭i在t年的人均消費，包括文化、食品和醫療消費；Dijt是j組城鎮家庭 i在t年的參保情況，參加城鎮居民醫療保險為1，沒有參加為0；Xijt表示j組城鎮家庭i隨時間變化的戶主特征變量；Ψijt表示j組城鎮家庭i隨時間變化的家庭特征變量；εij表示家庭固定效應；νt表示時間固定效應。j＝1，2，3，…，7，表示按人均收入水平劃分的不同家庭樣本組；t＝0或者1，表示2007年和2008年。那么，估計系數β就反映了此次改革的文化消費效應。

與準實驗方法相似，工具變量法也是解決內生性問題的一種常用方法。在估計方程式(2)中，一方面，盡管本文已經盡可能多地納入相關的控制變量，但仍有可能存在遺漏變量問題；另一方面，居民參保和居民消費有可能會受到第三方因素的共同影響，比如，低收入居民更愿意參保，而其消費水平也較低，并且他們在參保以后偏好于增加食品等日常消費而非文化消費。所以，為了解決由此所可能產生的內生性問題，借鑒鄒紅等(2013)以及白重恩等(2012)的研究，本文使用城鎮家庭參保的廣度和深度作為家庭參保的工具變量。其中，家庭參保的廣度是指區(縣)層面符合條件家庭的參保比例；家庭參保的深度是指區(縣)層面參保家庭的平均繳費比例，其衡量指標是參保家庭的醫療保險繳費額與家庭收入的比例。兩者基本都通過了針對工具變量的檢驗，包括不可識別、過度識別和弱工具變量檢驗。由此，使用面板固定效應的工具變量法，實證分析此次改革的文化消費效應，估計結果如表7和表8所示。

表8 對健康城鎮家庭分組樣本的文化消費效應進行IV估計(單位：千元)

如前文所述，雖然與DID和DDPSM分析的結果并不完全一致，但是IV估計結果與它們的絕對值差別并不影響本文據此對逆向選擇問題和消費的層次特征以及進而對文化消費效應做出與前文相同的判斷。特別是在表8中IV估計結果顯示，高收入健康城鎮家庭在參保以后顯著增加了文化消費，這完全符合 DID分析結論，再次驗證了本文關于城鎮居民醫療保險制度改革的文化消費效應分析。

六、研究結論與政策寓意

按照預防性儲蓄理論，2007年城鎮居民醫療保險制度改革可以減少居民的預防性儲蓄，那么在我國業已邁向中高收入國家行列的背景下，收入彈性較大的文化消費預期能夠獲得大幅增長。但是，與這種理論預期不同，本文認為，此次改革的目標是建立覆蓋全體城鎮居民的醫療保障體系，參保對象是沒有工作的老年居民、低保戶、重度殘疾人、學生、兒童及其他城鎮非從業人員，所以參保過程必然存在逆向選擇問題，即參保主體多為不健康、低收入居民。那么，受限于收入水平和健康狀況，他們在參保以后會大幅增加醫療消費和食品等日常消費，而非文化消費。這就抑制了此次改革的文化消費效應，理論預期的文化消費增長將很難實現。

為了驗證這種有悖于傳統理論的機理分析，本文使用 CFPS數據，對城鎮參保家庭與非參保家庭的消費行為進行了統計和計量檢驗。結果顯示，與非參保家庭相比，參保家庭的三項消費都有所增長。這說明，此次改革確實降低了預防性儲蓄水平，有效刺激了當期消費。不過，針對健康與不健康城鎮家庭樣本的分析表明，參保過程存在逆向選擇問題，同時針對不同收入健康城鎮家庭的消費行為分析也基本驗證了消費的層次特征。那么，這就證明，此次改革的文化消費效應不可能達到理論預期，只能在高收入健康城鎮家庭中得以體現。

總之，城鎮居民醫療保險制度改革具有顯著的消費效應，但是這種消費效應并不表現為文化消費的大幅增長，文化消費增長只能在高收入健康家庭中得以體現。因此，第一，加強城鎮居民醫療保險制度建設仍然不失為擴大內需的有效途徑；第二，近期為了提高城鄉居民的醫療保障水平，我國擴大醫療保險基金的支付范圍，同時積極推進城鎮居民醫療保險與新型農村合作醫療保險的一體化，都不可能產生較大的文化消費增長；第三，隨著國民健康水平的提高以及經濟發展和收入分配制度改革所帶來的國民收入增長，此類改革的文化消費效應終將逐步得以實現。

最后，需要指出的是，本文只分析了城鎮居民醫療保險制度改革對預防性儲蓄以及進而對文化消費的影響。如圖1所示，伴隨此次改革，城鎮居民的儲蓄水平仍在快速上升，要認識這一現象的成因及其對文化消費的影響，還需要更為深入的研究。

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JEL Classification：I11 I18 D1

The Effect of Urban Resident Basic Medical Insurance System on Cultural Consumption

Jin Weidong1，Wang Pengfan1and Mao Zhonggen2
(1. School of Economics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China；2. Consumer Economy Research Institute，Southwestern University of Finance and Econo-mics，Chengdu 611130，China)

The reform on urban resident basic medical insurance system(URBMIS)，a measure to reduce urban households′ uncertainty of future medical expenditures，is expected to bring substantial growth in cultural consumption. However，considering inevitable adverse selection caused by goal of reform and the hierarchy of consumption，growth in cultural consumption may not come up to theoretical expectation. Using DID，DDPSM and IV estimator，empirical study based on the CFPS supports the above point. The measures taken to upgrade medical insurance level for urban resident，such as expanding the scope of payment and integrating URBMIS and NRCMS，will not contribute to large growth in cultural consumption. Nonetheless，the empirical study of high-income and healthy household shows that the effect of social medical security system reform on culture consumption will be achieved gradually.

Urban Residents；Medical Insurance；Cultural Consumption

10.14116/j.nkes.2017.02.002

* 靳衛東，山東財經大學經濟學院(郵編：250014)，E-mail：jinweidong@sdufe.edu.cn；王鵬帆，山東財經大學經濟學院(郵編：250014)；毛中根，西南財經大學消費經濟研究所(郵編：611130)。本文受到國家社會科學基金重大項目“我國文化消費提升路徑與機制研究”(14ZDA052)、山東省軟科學研究計劃重大項目“科技創新推進供給側結構性改革的思路與對策”(2016RZB01041)、山東省社會科學規劃研究項目“以質量為導向的城鄉義務教育標準化建設研究”(16CGLJ10)、山東省高等學校優勢學科人才團隊培養計劃資助。