城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的文化消費(fèi)效應(yīng)研究

城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的文化消費(fèi)效應(yīng)研究

一、未來(lái)我國(guó)社會(huì)文化消費(fèi)效應(yīng)近年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康發(fā)展的重要障礙之一是不足的需求，尤其是文化消費(fèi)不足。根據(jù)發(fā)達(dá)國(guó)家經(jīng)驗(yàn),以人均GDP測(cè)算,我國(guó)文化消費(fèi)規(guī)模應(yīng)該在4萬(wàn)億元以上,這與1萬(wàn)多億元的實(shí)際消費(fèi)水平顯然存在較大差距(王佳元,2011;陳晨,2014)。文化消費(fèi)具有反經(jīng)濟(jì)周期的特征,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢期反而是文化消費(fèi)快速發(fā)展的機(jī)遇期(張曉明等,2010)。所以,在當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速放緩的條件下,推動(dòng)文化消費(fèi)發(fā)展顯得尤為必要和可行。與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比,我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)正在經(jīng)歷巨大變革,而社會(huì)保障制度建設(shè)卻十分滯后,所以居民普遍具有強(qiáng)烈的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī),消費(fèi)能力明顯不足(汪丁丁,2011;王亞南,2010;凌晨和張安全,2012)。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為,如果未來(lái)支出具有不確定性,為了實(shí)現(xiàn)效用最大化,居民就會(huì)壓縮當(dāng)期消費(fèi)而增加儲(chǔ)蓄(Leland,1968;Zeldes,1989)。那么,近年來(lái)我國(guó)實(shí)施的多次社會(huì)保障制度改革,理應(yīng)能夠大幅度降低居民的不確定性預(yù)期和預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平,因此預(yù)期可以提升居民消費(fèi)。特別是,隨著我國(guó)步入中高收入國(guó)家行列,此類改革應(yīng)該能夠推動(dòng)收入彈性較大的文化消費(fèi)實(shí)現(xiàn)大幅增長(zhǎng)(王亞南,2010;王穎,2013)。如圖1所示,我國(guó)城鎮(zhèn)居民文化消費(fèi)與儲(chǔ)蓄水平的反向變化,似乎也為這種理論預(yù)期提供了直觀的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)有研究表明,未來(lái)醫(yī)療支出所產(chǎn)生的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)對(duì)我國(guó)居民儲(chǔ)蓄具有重要影響。所以,相對(duì)于其他社會(huì)保障制度改革,2007年實(shí)施的城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革,應(yīng)該能夠獲得更為顯著的文化消費(fèi)效應(yīng),其正受到越來(lái)越多學(xué)者的重視(王亞南,2010;王俊杰,2012)。不過(guò),本文認(rèn)為,一方面,文化消費(fèi)是一種個(gè)性消費(fèi),它是以物質(zhì)消費(fèi)為基礎(chǔ)的精神消費(fèi)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(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的政策目標(biāo)是建立覆蓋全體城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保障體系,所以其參保過(guò)程必然存在逆向選擇問(wèn)題,參保主體多為低收入、不健康居民。因此,根據(jù)消費(fèi)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(yī)療消費(fèi)和食品等日常消費(fèi),而非文化消費(fèi)。由此,可以斷定,這次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)很小,很難達(dá)到理論預(yù)期。為了驗(yàn)證這種有悖于傳統(tǒng)理論的機(jī)理分析,本文基于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的具體實(shí)踐,將使用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法檢驗(yàn)參保過(guò)程的逆向選擇問(wèn)題以及消費(fèi)的層次特征,由此來(lái)論證此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng),以期為文化消費(fèi)研究提供更為豐富的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。二、不確定性預(yù)期的消費(fèi)效應(yīng)研究長(zhǎng)期以來(lái),為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng),我國(guó)采取了高投入、高污染和外貿(mào)依賴型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,國(guó)內(nèi)消費(fèi)特別是文化消費(fèi)的發(fā)展相對(duì)滯后。一般認(rèn)為,收入水平、教育程度和社會(huì)保障制度是決定消費(fèi)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(guó)民受教育程度以及完善社會(huì)保障制度都可以促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)。但是,增加居民收入會(huì)受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度的限制,而國(guó)民受教育程度也很難在短期內(nèi)迅速提高。那么,相對(duì)而言,社會(huì)保障制度建設(shè)不僅可以改善人民的生活質(zhì)量,而且按照預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論,還具有明顯的消費(fèi)效應(yīng),正逐漸受到經(jīng)濟(jì)學(xué)者的重視。根據(jù)已有的相關(guān)研究,無(wú)論是發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家,社會(huì)保障制度建設(shè)都可以降低未來(lái)支出的不確定性,確實(shí)能夠減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄。不過(guò),由于籌資方式不同,各種社會(huì)保障制度的消費(fèi)效應(yīng)并不完全一致。例如,失業(yè)保險(xiǎn)、養(yǎng)老保險(xiǎn)和工傷保險(xiǎn)制度與消費(fèi)的關(guān)系就比較復(fù)雜,這些制度在降低未來(lái)不確定性支出的同時(shí),也會(huì)對(duì)當(dāng)期消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。與之相反,由于采用現(xiàn)收現(xiàn)付的籌資方式,醫(yī)療保險(xiǎn)制度建設(shè)沒(méi)有明顯的擠出效應(yīng),其正向消費(fèi)效應(yīng)較為顯著(鄒紅等,2013),已成為消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重要內(nèi)容。目前,很多國(guó)外學(xué)者實(shí)證分析了不確定性預(yù)期與消費(fèi)的關(guān)系,基本驗(yàn)證了醫(yī)療保險(xiǎn)制度建設(shè)對(duì)降低儲(chǔ)蓄進(jìn)而對(duì)增加消費(fèi)的積極作用。例如,Kotlikoff(1986)和Atella等(2005)分別以美國(guó)和意大利為研究對(duì)象,分析了未來(lái)醫(yī)療支出與預(yù)防性儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系,結(jié)果都表明前者對(duì)后者具有顯著的正向影響進(jìn)而能夠明顯抑制當(dāng)期消費(fèi)。同樣,Kong等(2008)使用1993—1998年韓國(guó)家庭面板數(shù)據(jù),也證明了不確定性醫(yī)療支出對(duì)于提高儲(chǔ)蓄進(jìn)而對(duì)于抑制消費(fèi)的突出作用。因此,當(dāng)居民能夠獲得醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí),顯然會(huì)增加當(dāng)期消費(fèi)而減少儲(chǔ)蓄(GruberandYelowitz,1999)。不過(guò),如果醫(yī)療保險(xiǎn)并不足以應(yīng)對(duì)醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn),那么居民仍然會(huì)選擇儲(chǔ)蓄而減少消費(fèi)(Gormleyetal.,2010)。另外,由于收入水平的差異,不同家庭對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的反應(yīng)也有差別,中等收入家庭的反應(yīng)較大而最低和最高收入家庭的反應(yīng)則較小(MaynardandQiu,2009)。在我國(guó),基于醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的具體實(shí)踐,很多學(xué)者也檢驗(yàn)了不確定性預(yù)期、儲(chǔ)蓄與消費(fèi)的關(guān)系。他們認(rèn)為,醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革能夠降低居民對(duì)未來(lái)生活的不確定性預(yù)期,所以具有顯著的消費(fèi)效應(yīng)(丁繼紅等,2013;聶榮和沈大娟,2016)?？墒?受到收入水平和消費(fèi)層次特征的影響,這種消費(fèi)效應(yīng)不一定體現(xiàn)為文化消費(fèi)增長(zhǎng)(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(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)改革對(duì)居民消費(fèi)的影響,結(jié)果就顯示此次改革只是提高了農(nóng)村居民的人均食品消費(fèi)。同樣,甘犁等(2010)使用相同數(shù)據(jù)和方法的研究也表明,此次改革的消費(fèi)效應(yīng)主要表現(xiàn)為食品消費(fèi)增長(zhǎng),教育等文化消費(fèi)并沒(méi)有發(fā)生明顯變化。不過(guò),雖然此次改革不具有顯著的文化消費(fèi)效應(yīng),卻使那些當(dāng)年沒(méi)有醫(yī)療開支的家庭也發(fā)生了消費(fèi)增長(zhǎng),這就說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革確實(shí)是通過(guò)降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄而增加居民消費(fèi),所以預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論能夠在某種程度上得到事實(shí)驗(yàn)證(白重恩等,2012)。顯然,關(guān)于醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的消費(fèi)效應(yīng),國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)集中分析了總消費(fèi)、醫(yī)療消費(fèi)以及食品等日常消費(fèi)的變化,較少涉及文化消費(fèi)。這是因?yàn)?第一,文化消費(fèi)的內(nèi)涵十分豐富,包括了文化娛樂(lè)、教育、體育等多項(xiàng)內(nèi)容,其衡量指標(biāo)至今尚未統(tǒng)一(歐翠珍,2010)。第二,由于長(zhǎng)期沒(méi)能得到應(yīng)有的重視,文化消費(fèi)研究仍然缺少必要的統(tǒng)計(jì)資料。大部分社會(huì)經(jīng)濟(jì)調(diào)查,如CHIP(中國(guó)家庭收入調(diào)查)、CHNS(中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查)、CHARLS(中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查)、CFPS(中國(guó)家庭追蹤調(diào)查)和CHFS(中國(guó)家庭金融調(diào)查)等等,都沒(méi)有針對(duì)文化消費(fèi)收集專門的數(shù)據(jù)資料。第三,文化消費(fèi)是滿足高層次精神需求的消費(fèi)方式,現(xiàn)有研究普遍缺乏對(duì)消費(fèi)層次的討論,自然不能考察這種特殊消費(fèi)的變化。這三方面因素共同限制了我國(guó)文化消費(fèi)實(shí)證研究,導(dǎo)致現(xiàn)有研究仍然普遍使用社會(huì)學(xué)范式展開理論探討,很少進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)論證。這種研究難以產(chǎn)生有實(shí)踐指導(dǎo)意義的成果,嚴(yán)重束縛了我國(guó)文化消費(fèi)的快速發(fā)展(鄭鈜,2013)。綜合上述研究,本文基于2007年城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的具體實(shí)踐,將使用CFPS(中國(guó)家庭追蹤調(diào)查)數(shù)據(jù)構(gòu)建文化消費(fèi)的衡量指標(biāo),從而按照收入水平分組考察城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)行為變化,試圖回答以下問(wèn)題:第一,在城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革中參保過(guò)程是否存在逆向選擇?第二,不同收入家庭的消費(fèi)變化是否存在層次差別?第三,消除參保過(guò)程的逆向選擇以及消費(fèi)的層次特征后城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革所產(chǎn)生的文化消費(fèi)效應(yīng)的具體表現(xiàn)是什么?又具有哪些政策寓意?因此,全文結(jié)構(gòu)安排如下:第三部分介紹城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革作用于文化消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)理、實(shí)證檢驗(yàn)方法和經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)來(lái)源;第四部分是對(duì)參保與非參保家庭的文化、食品和醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行簡(jiǎn)單的差分研究;第五部分是采用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法實(shí)證分析此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng);第六部分是研究結(jié)論。三、文化消費(fèi)增長(zhǎng)難度的確定如前文所述,根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論,2007年城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革預(yù)期可以大幅增加文化消費(fèi)。但是,本文認(rèn)為,受限于此次改革的目標(biāo)以及居民消費(fèi)的層次特征,理論預(yù)期的文化消費(fèi)增長(zhǎng)將很難實(shí)現(xiàn)。為了檢驗(yàn)這種判斷,本文將首先分析此次改革作用于文化消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)理,然后再使用準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法(DID和DDPSM分析)對(duì)比研究參保家庭與非參保家庭的消費(fèi)行為差別,以期為內(nèi)在機(jī)理分析及其所決定的文化消費(fèi)效應(yīng)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。(一)參保行為是否存在逆向選擇問(wèn)題首先,按照《關(guān)于開展城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)的指導(dǎo)意見(jiàn)》,此次改革主要是針對(duì)具有城鎮(zhèn)戶籍的沒(méi)有工作的老年居民、低保戶、重度殘疾人、學(xué)生、兒童及其他城鎮(zhèn)非從業(yè)人員,目標(biāo)是建立覆蓋全體城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保障體系,以提高城鎮(zhèn)醫(yī)療保障水平。這次改革采取了個(gè)人繳費(fèi)與政府補(bǔ)助相結(jié)合的籌資方式,特別是針對(duì)中西部地區(qū)以及低保戶、喪失勞動(dòng)能力的重度殘疾人和低收入家庭,國(guó)家提供了高額甚至是全額的財(cái)政補(bǔ)助,以實(shí)現(xiàn)醫(yī)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(yī)療保險(xiǎn),但也使參保過(guò)程發(fā)生了逆向選擇問(wèn)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?cè)趨⒈Ｒ院笸鶗?huì)增加醫(yī)療消費(fèi)而非文化消費(fèi),由此可得命題1。命題1:在城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革中,參保過(guò)程存在逆向選擇問(wèn)題,參保主體多為低收入、不健康居民,他們?cè)趨⒈Ｒ院髮⒋蠓黾俞t(yī)療消費(fèi)。其次,文化消費(fèi)屬于發(fā)展和享受型消費(fèi),是一種高層次消費(fèi)方式。很多研究表明,隨著收入的增加,食品等日常消費(fèi)的占比會(huì)下降,而文化消費(fèi)將呈現(xiàn)快速上漲趨勢(shì)(歐翠珍,2010;王穎,2013)。不過(guò),文化消費(fèi)具有層次特征,只有收入達(dá)到一定水平以后,收入增加才會(huì)帶來(lái)文化消費(fèi)的快速增長(zhǎng)(葛繼紅,2012)。因此,在這次改革中,如果參保過(guò)程存在逆向選擇問(wèn)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?cái)U(kuò)大醫(yī)療消費(fèi)支出,受限于收入水平其文化消費(fèi)增長(zhǎng)也會(huì)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(jù)消費(fèi)的層次特征,即使他們?cè)趨⒈Ｒ院蟛粩U(kuò)大醫(yī)療消費(fèi)支出,也將偏好于增加食品等日常消費(fèi)而非文化消費(fèi)。最后,按照上述分析,如果此次改革是針對(duì)高收入健康居民,那么參保過(guò)程就不存在逆向選擇問(wèn)題,而消費(fèi)的層次特征對(duì)文化消費(fèi)的制約作用也將消失。這時(shí),居民在參保以后會(huì)把預(yù)防性儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為非醫(yī)療消費(fèi)(特別是收入彈性更大的文化消費(fèi)),此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)才可以得到充分體現(xiàn),由此可得命題3。命題3:消除參保過(guò)程的逆向選擇問(wèn)題以及消費(fèi)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(fèi)效應(yīng)可以得到充分體現(xiàn)。(二)控制組的估計(jì)模型DID分析首先是將樣本分為兩組,一組是實(shí)驗(yàn)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(shè)兩組樣本在政策實(shí)施以外不存在任何其他差異,那么它們?cè)谡邔?shí)施前后的變化差別,就反映了政策實(shí)施的實(shí)際效果。為了增加實(shí)驗(yàn)組與控制組的可比性,本文在DID分析的基礎(chǔ)上,把DID與PSM結(jié)合起來(lái),使用DDPSM方法重新進(jìn)行了相關(guān)估計(jì),以驗(yàn)證DID分析的可靠性。DDPSM分析可以利用DID分析的優(yōu)勢(shì),并通過(guò)傾向分值匹配,有效控制實(shí)驗(yàn)組與控制組在可觀測(cè)特征上的差別(WagstaffandPradhan,2005;馬雙等,2010)。這樣,能夠?yàn)槊恳粋€(gè)參保家庭尋找參保概率相近的控制組家庭進(jìn)行配對(duì)分析,可以有效減少由參保的非隨機(jī)性所造成的估計(jì)偏誤,從而獲得更加接近于自然實(shí)驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果參照已有研究,居民的消費(fèi)和儲(chǔ)蓄決策都是基于家庭做出的,并且文化消費(fèi)在家庭內(nèi)部也普遍具有不可分割性,所以本文主要是以CFPS(中國(guó)家庭追蹤調(diào)查)中的家庭樣本作為研究對(duì)象,將那些2007年未參保而2008年參保的家庭作為實(shí)驗(yàn)組,而將2007年與2008年均未參保的家庭作為控制組。城鎮(zhèn)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(zhèn)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(shí)踐基礎(chǔ)。由于消費(fèi)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(jì)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(jié)構(gòu)和家庭成員關(guān)注醫(yī)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(duì)政府的信任程度(歐翠珍,2010;李惠芬和付啟元,2013)其中,Y(三)家庭特征變量本文所使用的數(shù)據(jù)全部來(lái)自CFPS(中國(guó)家庭追蹤調(diào)查),并將居民觀測(cè)值匯總為家庭觀測(cè)值。首先,本文選出2007年和2008年均已接受調(diào)查的城鎮(zhèn)家庭如前文所述,文化消費(fèi)的衡量指標(biāo)并不統(tǒng)一,至今也沒(méi)有關(guān)于文化消費(fèi)的專門統(tǒng)計(jì)資料。本文是選擇CFPS(中國(guó)家庭追蹤調(diào)查)數(shù)據(jù)中教育文化、娛樂(lè)休閑支出作為文化消費(fèi)的衡量指標(biāo)在家庭戶主特征變量中,本文采用受教育年限來(lái)測(cè)度受教育程度,核算方法是:小學(xué)以下為0年,小學(xué)為6年,初中為9年,高中、職業(yè)高中、中專、技校為12年,大專、高職為15年,大學(xué)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(duì)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(duì)政府的信任程度是根據(jù)戶主對(duì)市(縣)政府工作的評(píng)價(jià),將“有很大成績(jī)”和“有一定成績(jī)”賦值為1,而“沒(méi)有多大成績(jī)”和“沒(méi)有成績(jī)”賦值為0。在家庭特征變量中,為了消除家庭規(guī)模的影響,本文使用家庭人口對(duì)收入水平、健康狀況和參加其他醫(yī)保的情況等指標(biāo)進(jìn)行了調(diào)整。其中,家庭收入是指工資、獎(jiǎng)金、補(bǔ)貼等與工作有關(guān)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(yī)保的情況是指參加職工醫(yī)療、免費(fèi)醫(yī)療和新農(nóng)合的家庭成員數(shù);健康狀況是將居民健康自我評(píng)價(jià)結(jié)果進(jìn)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(guān)注醫(yī)保改革的情況是指家庭成員對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生類新聞的關(guān)注程度,賦值標(biāo)準(zhǔn)是:從不關(guān)注=1,很少關(guān)注=2,有時(shí)關(guān)注=3,經(jīng)常關(guān)注=4,此處是采用家庭成員的最高關(guān)注程度代表整個(gè)家庭的關(guān)注度,具體內(nèi)容如表2所示。在表2中,與控制組相比,實(shí)驗(yàn)組家庭的人均收入水平、人均健康狀況、人口結(jié)構(gòu)以及戶主的年齡、受教育程度、對(duì)政府的信任程度等都有明顯不同。這說(shuō)明,居民參加醫(yī)療保險(xiǎn)確實(shí)發(fā)生了逆向選擇問(wèn)題,即更多的低收入、不健康、高齡居民加入了醫(yī)療保險(xiǎn)。實(shí)驗(yàn)組與控制組存在明顯的選擇性偏差,DID分析就會(huì)低估醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的文化消費(fèi)效應(yīng)(白重恩等,2012)。為了消除這種估計(jì)偏誤,一方面,本文將城鎮(zhèn)家庭樣本按健康狀況進(jìn)行分組,分別選擇在2007年和2008年較為健康的家庭(關(guān)于健康狀況的人均自我評(píng)價(jià)值<2)和較不健康的家庭(關(guān)于健康狀況的人均自我評(píng)價(jià)值≥2)獨(dú)立進(jìn)行準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)分析;另一方面,在估計(jì)方程式(1)中,本文還引入了城鎮(zhèn)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、文化消費(fèi)效應(yīng)測(cè)定不達(dá)到理論預(yù)期按照預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論,城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革預(yù)期會(huì)產(chǎn)生顯著的文化消費(fèi)效應(yīng),但是根據(jù)本文的機(jī)理分析,此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)很小,很難達(dá)到理論預(yù)期。為了驗(yàn)證本文有悖于傳統(tǒng)理論的機(jī)理分析,不考慮城鎮(zhèn)家庭樣本的戶主和家庭特征,在此首先對(duì)參保與非參保家庭的文化、食品和醫(yī)療消費(fèi)進(jìn)行簡(jiǎn)單的差分研究。(一)均醫(yī)療消費(fèi)。在整個(gè)城鎮(zhèn)的家庭,參保企業(yè)認(rèn)為,元的均消費(fèi)比實(shí)驗(yàn)組見(jiàn)表三首先,如表3中對(duì)全體城鎮(zhèn)家庭樣本的分析所示,參保家庭的各項(xiàng)消費(fèi)都有所增長(zhǎng)。這說(shuō)明,此次改革確實(shí)降低了預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平,普遍提高了城鎮(zhèn)居民的當(dāng)期消費(fèi)。不過(guò),一方面,彈性較大的文化消費(fèi)并沒(méi)有發(fā)生大幅增長(zhǎng),人均文化消費(fèi)只相對(duì)增加了207元,這與人均食品消費(fèi)增長(zhǎng)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(yī)療消費(fèi)。這驗(yàn)證了命題1,說(shuō)明參保過(guò)程發(fā)生了逆向選擇問(wèn)題,即參保主體多為低收入、不健康居民,他們?cè)趨⒈Ｒ院髢A向于增加醫(yī)療和食品消費(fèi),由此文化消費(fèi)受到了抑制其次,在全體城鎮(zhèn)家庭樣本中,無(wú)論是2007年還是2008年,控制組家庭的三項(xiàng)消費(fèi)都大于實(shí)驗(yàn)組。這也驗(yàn)證了命題1,說(shuō)明逆向選擇問(wèn)題使參保家庭的收入和消費(fèi)水平普遍偏低,實(shí)驗(yàn)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(zhèn)家庭樣本分為兩組,即健康的城鎮(zhèn)家庭(關(guān)于健康狀況的人均自我評(píng)價(jià)值<2)和不健康的城鎮(zhèn)家庭(關(guān)于健康狀況的人均自我評(píng)價(jià)值≥2)。如表3中對(duì)不健康城鎮(zhèn)家庭樣本的分析所示,與未參保家庭相比,不健康的城鎮(zhèn)家庭在參保以后大幅增加了食品和醫(yī)療消費(fèi)。這對(duì)他們的文化消費(fèi)甚至產(chǎn)生了擠出效應(yīng),導(dǎo)致其人均文化消費(fèi)相對(duì)減少了79元總之,從整體上看,城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革產(chǎn)生了明顯的消費(fèi)效應(yīng),帶動(dòng)了文化、食品和醫(yī)療消費(fèi)的全面增長(zhǎng),這基本符合預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論分析。但是,由于參保過(guò)程存在逆向選擇問(wèn)題,參保家庭傾向于增加醫(yī)療和食品消費(fèi),此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)受到了明顯抑制。(二)生活質(zhì)量消費(fèi)為了消除參保過(guò)程的逆向選擇問(wèn)題以單獨(dú)考察消費(fèi)的層次特征及其對(duì)文化消費(fèi)的影響,本文按照人均收入水平,又將健康的城鎮(zhèn)家庭樣本分為兩組:高收入組和低收入組,如表4所示。首先,對(duì)全體健康城鎮(zhèn)家庭樣本的分析表明,與非參保家庭相比,參保家庭基本沒(méi)有增加人均醫(yī)療消費(fèi)其次,在高收入健康城鎮(zhèn)家庭中,參保家庭的人均醫(yī)療消費(fèi)增長(zhǎng)更小,僅為37元,而人均文化消費(fèi)增長(zhǎng)很大,人均食品消費(fèi)次之,分別為913元和768元。這表明,高收入健康城鎮(zhèn)家庭更偏好于追求高層次的文化消費(fèi),文化消費(fèi)的層次特征十分明顯。最后,在低收入健康城鎮(zhèn)家庭中,參保家庭的人均醫(yī)療消費(fèi)增長(zhǎng)依然很小,同樣可以說(shuō)明健康的城鎮(zhèn)家庭參保不存在逆向選擇問(wèn)題。但是,一方面,相對(duì)于非參保家庭,此時(shí)參保家庭基本沒(méi)有增加人均文化消費(fèi),甚至還小幅減少了28元;另一方面,參保家庭相對(duì)增加了食品消費(fèi),增幅達(dá)到人均493元。由此,對(duì)比高收入健康城鎮(zhèn)家庭的消費(fèi)行為變化,這就驗(yàn)證了命題2,說(shuō)明受限于消費(fèi)的層次特征,低收入居民在參保以后即使不增加醫(yī)療消費(fèi),也偏好于增加食品等日常消費(fèi)而非文化消費(fèi)。綜上所述,城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革減少了預(yù)防性儲(chǔ)蓄,從而刺激了當(dāng)期消費(fèi)。但是,參保過(guò)程存在逆向選擇問(wèn)題,居民消費(fèi)又具有層次特征,所以此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)受到很大抑制。不過(guò),居民消費(fèi)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(jī)理分析最終還需要更為精確的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。五、消費(fèi)效應(yīng)的研究考慮到城鎮(zhèn)居民的家庭和戶主特征會(huì)對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生重要影響,同時(shí)參保過(guò)程又存在逆向選擇問(wèn)題,而居民消費(fèi)還具有層次特征,所以為了考察城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的文化消費(fèi)效應(yīng),本文使用DID和DDPSM方法分組研究了城鎮(zhèn)家庭在參保前后的消費(fèi)行為變化。(一)消費(fèi)規(guī)模的測(cè)算結(jié)果與表3中全體城鎮(zhèn)家庭樣本的差分結(jié)果相似,在表5中,估計(jì)結(jié)果(1)、(2)和(3)顯示,從整體上看,城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)文化消費(fèi)產(chǎn)生了正向影響(θ在估計(jì)結(jié)果(4)、(7)和(10)中,健康和不健康城鎮(zhèn)家庭在參保以后的文化消費(fèi)增長(zhǎng)相差很大(θ(二)文化消費(fèi)增長(zhǎng)情況如表5所示,高收入健康城鎮(zhèn)家庭在參保以后顯著增加了文化消費(fèi)(θ在表6中,低收入健康城鎮(zhèn)家庭(人均收入≤6,000)的文化消費(fèi)沒(méi)有發(fā)生確定性增長(zhǎng)(θ(三)計(jì)量模型設(shè)定如前文所述,作為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法,DID和DDPSM分析都可以部分解決內(nèi)生性問(wèn)題,能夠剔除不隨時(shí)間變化的選擇性偏差。不過(guò),DID分析要求實(shí)驗(yàn)組與控制組必須具有可比性,即除了是否參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)以外,兩組城鎮(zhèn)家庭樣本不應(yīng)該存在其他任何差別?；贒ID分析的優(yōu)勢(shì),DDPSM分析通過(guò)傾向分值匹配,可以增強(qiáng)實(shí)驗(yàn)組和控制組樣本的可比性,但是它假設(shè)估計(jì)方程中不存在其他遺漏變量,又限制了研究結(jié)論的有效性。針對(duì)上述兩種方法的研究缺陷,本文使用工具變量法,再次對(duì)此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析,估計(jì)方程為:其中,Y與準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)方法相似,工具變量法也是解決內(nèi)生性問(wèn)題的一種常用方法。在估計(jì)方程式(2)中,一方面,盡管本文已經(jīng)盡可能多地納入相關(guān)的控制變量,但仍有可能存在遺漏變量問(wèn)題;另一方面,居民參保和居民消費(fèi)有可能會(huì)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(fèi)水平也較低,并且他們?cè)趨⒈Ｒ院笃糜谠黾邮称返热粘ＯM(fèi)而非文化消費(fèi)。所以,為了解決由此所可能產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題,借鑒鄒紅等(2013)以及白重恩等(2012)的研究,本文使用城鎮(zhèn)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(qū)(縣)層面符合條件家庭的參保比例;家庭參保的深度是指區(qū)(縣)層面參保家庭的平均繳費(fèi)比例,其衡量指標(biāo)是參保家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)額與家庭收入的比例。兩者基本都通過(guò)了針對(duì)工具變量的檢驗(yàn),包括不可識(shí)別、過(guò)度識(shí)別和弱工具變量檢驗(yàn)。由此,使用面板固定效應(yīng)的工具變量法,實(shí)證分析此次改革的文化消費(fèi)效應(yīng),估計(jì)結(jié)果如表7和表8所示。如前文所述,雖然與DID和DDPSM分析的結(jié)果并不完全一致,但是IV估計(jì)結(jié)果與它們的絕對(duì)值差別并不影響本文據(jù)此對(duì)逆向選擇問(wèn)題和消費(fèi)的層次特征以及進(jìn)而對(duì)文化消費(fèi)效應(yīng)做出與前文相同的判斷。特別是在表8中IV估計(jì)結(jié)果顯示