一、事实观察
（一）２０世纪９０年代以来城乡居民消费的变化趋势
２０世纪９０年代以来，随着经济快速发展，我国居民储蓄率呈下降趋势，最终消费率和居民消费率都呈上升趋势，但进入２０００年以后，居民储蓄率持续上升，消费需求却开始萎靡不振，经济增长大部分依赖于出口和投资，结构性矛盾日益突出。图１描述了９０年代中后期我国居民消费和储蓄的变动过程。以２０００年为分界点，居民消费率和最终消费率经历过一个先上升后下降的过程，而居民储蓄率的变动则正好相反。其中最终消费率先从１９９５年的５８．１％上升到２０００年的６２．３％，然后下降到２０１２年的４９．５％；居民消费率则从４６．６％上升到４７％，然后下降到２０１２年的３３．５％。同一时期，居民储蓄率则是从２４．２％下降到２３．９％，然后上升到２０１２年的５０．２％。图２描述了９０年代中后期我国城乡居民平均消费倾向，可以发现城乡居民消费倾向的变化特征并不相同。其中１９９５－２０００年间城乡居民的平均消费倾向在波动中呈下降趋势，２０００年以后城镇居民消费倾向下降的趋势加快，而农村居民平均消费倾向较为稳定，２００５年以后农村居民消费倾向开始高于城镇居民。但同一时期城镇居民人均可支配收入增长率为１３．４５％，农村居民人均纯收入的增长率为１２．５％，城镇居民收入增长速度快于农村居民。由此可见２０００年后居民消费率的下降主要是由于城镇居民的消费下降所引起的，而消费下降并不是由收入下降所导致的。主要是因为２０００年前后正是我国经济体制改革深化的重要阶段，这一阶段传统的福利制度如教育、住房、医疗和社保体制的市场化改革也随之逐步展开。根据预防性储蓄理论，各项改革措施的实施导致居民对未来预期不确定性增加，因此开始降低当期消费，增加预防性储蓄。已有的研究表明居民储蓄意愿首位是由不确定所带来的预防性储蓄动机，目前为应对未来不确定的储蓄动机已占到５７．７％，其中为医疗（养老＋防病）而进行的预防性储蓄动机已占总储蓄意愿的１２．３％（甘犁、刘国恩，２０１０）。值得注意的是，由于城镇居民经历了比农村居民更为曲折的改革路径，因此城镇居民的预防性储蓄动机要强于农村居民，其消费倾向也快速下降。在几项重大体制改革之中，医疗体制改革对城镇居民具有重要影响，接下来我们将基于微观调查数据考察城居保这项重要的医疗体制改革对城镇家庭消费的政策效果。
（二）城镇居民基本医疗保险改革
为了适应市场经济的发展，我国自１９９８年开始正式建立城镇职工基本医疗保险，该保险制度只覆盖了部分城镇从业者，没有将非正规就业的劳动者和无缴费能力的职工覆盖，上述弱势群体只能以自我保障和家庭保障为主。为了完善城镇的医疗保障制度，填补城镇医疗保障制度覆盖的空白区，国家开始建立城镇居民基本医疗保险（简称城居保）。城居保主要以没有参加城镇职工医疗保险的城镇未成年人、老年人以及无工作的居民为参保对象，是由政府主导建立并引导个人、家庭和集体等多方筹集资金，以大病统筹为主的医疗保险制度。近几年我国政府相继出台了一系列政策循序渐进地推动城镇居民基本医疗保险制度的完善，逐步覆盖我国全体的城镇非从业居民，保障城镇居民能够平等地获得基本医疗服务。２００７年城居保在全国７９个城市启动试点，２００８年进一步扩大了试点的范围，２００９年试点城市达到８０％以上，２０１０年在全国范围内推广实施。由于城居保所要覆盖的人群是经济水平多样化且分布分散的多个群体组合，因此在具体实施中，遵循自愿参加的原则，但为了减少逆向选择的发生，有些试点城市也在尝试以户为单位自愿参保。根据ＣＦＰＳ项目的入户调查数据，得到调查地区城居保的参保情况，结果见表１。２００８年北京、上海和广东三个样本城市城居保的参保比例为１２．２９％。２００７－２００８年间城职保的参保比例小幅增加，而城镇居民中新农合和其他医疗保险的参保比例大幅下降，可见没有医疗保险人数比例的降低一定程度上归因于城居保参保比例的提高。
二、研究方法和数据
（一）数据
本文使用数据全部来自北京大学“９８５”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（ＣＦＰＳ）的微观调查数据，旨在通过跟踪搜集个体、家庭、社区三个层次的高质量微观数据，反映中国社会、经济和健康的变迁情况，以分析社会民生方面的问题。该项目于２００８年和２００９年在北京、上海和广东通过ＰＰＳ抽样方式进行了入户调查，本文通过对这两年样本的整理，获得了模型回归所需要的８４５个家庭所有变量的面板数据。本文按照臧文斌等（２０１２）的方法区分城居保家庭与非城居保家庭，把在２００７年至少有一人符合参保条件并在２００８年至少有一人参保的家庭作为城居保家庭，至少有一人符合参保条件但在两年里都没有参保的家庭作为非城居保家庭。通过这样的处理，我们把前一组作为实验组，后一组作为控制组，来考察城居保政策对城镇家庭消费的影响。从表２数据统计结果可以看出，２００８年城居保家庭的人均收入和消费支出要低于非城居保家庭，其中人均医疗支出要高于非城居保家庭，而其他各项支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性户主所占的比例高于非城居保家庭，全体样本户主年龄平均大约为５４岁，城居保家庭户主的年龄要比非城居保家庭户主的年龄要大６岁左右。户主婚姻状况以已婚为绝大多数，且城居保家庭户主受教育年限要低于非城居保家庭。
（二）计量估计方法及变量设定
我们首先用双差法（ＤＩＤ）来估计城居保对城镇家庭消费的影响。居民是否参加城镇居民基本医疗保险是自愿行为，而差分的方法可以较好地解决由于自我选择所导致的内生性问题。双差法可以消除所有不随时间变化的选择性偏差，在估计面板数据模型时较好地控制了家庭和年份的固定效应，模型中所有不随时间变化的影响被家庭固定效应所控制，而所有家庭随时间变化的影响由年份固定效应所控制。本文中双差法（ＤＩＤ）的回归方程如下：Ｙｉｔ＝α０＋α１Ｙｅａｒｔ＋α２Ｓｅｃｕｔ＋α３Ｙｅａｒｔ＊Ｓｅｃｕｔ＋α４Ｘｉｔ＋α５Ｄｉｔ＋εｉｔ其中，Ｙｉｔ是家庭ｉ在时间ｔ消费支出①的对数值。Ｙｅａｒｔ是代表年份固定效应，如果２００８年则取值为１，否则为零。Ｓｅｃｕｔ代表家庭固定效应，是用来区分控制组（非城居保家庭）和实验组（城居保家庭）的变量，如果家庭中至少有一个人在调查期间参加了城居保则取值为１，否则为零。Ｙｅａｒｔ＊Ｓｅｃｕｔ是时间和保险政策变量的交叉项，其系数代表ＤＩＤ模型估计城居保政策对家庭消费的净影响。Ｘｉｔ代表随时间变动可能会影响消费行为的户主特征变量，包括户主性别、年龄及其平方②、婚姻状况和教育程度③；Ｄｉｔ代表家庭特征变量，包括家庭年人均收入对数④、家庭常住人数⑤、家庭参加公费医疗和城职保的人数。该模型中交叉项Ｙｅａｒｔ＊Ｓｅｃｕｔ的系数α３代表城居保改革对家庭消费的净影响，理论上讲由于家庭参加了医疗保险后医疗支出的不确定性减少，家庭的预防性储蓄可能下降，因此α３可能会大于０。但该理论假设成立存在着两个问题：首先，是因为城居保是自愿参加的，可能存在逆向选择的问题，即那些身体健康状况差的家庭选择参加保险，为了消除这种选择性偏差，我们借鉴白崇恩和李宏彬（２０１２）的方法通过加入年份和２００７年健康状况的交叉项，来控制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。另外，参加城居保的家庭可能本身比不参加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消费增长率，同样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。
三、实证结果
（一）城居保对家庭医疗消费支出的影响
城居保对家庭自付医疗支出影响的回归结果见表３，模型（１）只估计了时间、城居保以及交叉项和对医疗消费支出的影响，随后逐渐放宽模型假设，模型（２）中加入家庭人均收入对数、年份与家庭人均收入对数的交叉项，模型（３）加入年份与家庭初始健康状况的交叉项，模型（４）加入户主和家庭变量特征的控制变量。回归结果显示，四个模型交叉项回归系数都为正，但在１０％以上的水平上均不显著，说明城居保没有增加参保家庭的自付医疗消费支出。可见城居保政策在并未明显增加居民医疗负担的同时提高了城镇居民对医疗服务利用效率（Ｌｉｎ，２００９）。可能的原因是城居保降低了医疗卫生服务的相对价格，改善了医疗卫生服务的可及性，提高了参保家庭的相关福利水平。模型（２）回归结果显示，家庭收入增加１％，医疗消费支出会相应增加１７．８％，且在１％的水平上显著。这说明医疗服务既是必需品也是正常品，其需求随着收入的增加也逐渐增加，但增长的速度随着收入增加而逐渐降低（黄枫，２０１２）。模型（３）的回归结果显示初始健康状况差的家庭的医疗消费支出有着明显的增加，可见参加城居保的家庭在一定程度上存在逆向选择的问题。模型（４）回归结果显示，在户主特征变量方面，随着户主年龄的增长，家庭医疗消费支出逐渐减少，但从年龄平方的回归系数中可以看出，当户主年龄达到约３５岁以后，家庭医疗消费支出则随着年龄增长开始增加。户主已婚家庭在医疗消费上的开支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭抚养小孩的可能性较大，医疗花费也会相应增加。户主的教育年限对医疗服务支出有显著正效应，户主教育每增加一年，家庭医疗消费支出增加５．７％，可能是因为受教育越多的人自我保健意识越强，会增加对医疗服务的需求。在家庭特征变量方面，家庭常住人口越多，医疗消费支出也越多，即家庭成员每增加一个人，医疗消费支出增加３．４％，可能是因为家庭人口增多的同时也增加了对医疗服务的需求，而且家庭规模的扩大也增强了家庭的抗风险能力，使得家庭成员可以更多的利用卫生服务。参加公费医疗的人数每增加一个人，家庭医疗消费支出增加６．７％。值得注意的是公费保险人群医疗支出的增加要大于其他保险人群，反映出公费医疗具有一定的道德风险，而城镇职工与城镇居民保险人群的医疗消费支出增加较小，与所有人群的平均水平大体相当（赵绍阳，２０１０）。
（二）城居保对家庭非医疗消费支出的影响
城居保对家庭非医疗消费支出的ＤＩＤ回归结果见表４，在此不包括医疗消费支出，以避免参保家庭由于医疗支出增多所带来总消费支出提高的偏差。模型回归步骤同上。四个模型交叉项的回归系数都显著为正，模型（４）的回归结果显示参加城居保的家庭的非医疗消费额大约增加６．９％，可见城居保对非医疗类消费的正向作用比较稳健。这个估计结果要小于臧文斌等（２０１２）估计我国城居保对家庭消费的影响（１３．０％），但是和美国２０世纪８０年代Ｍｅｄｉｃａｉｄ条件放宽后家庭消费的增加相近（５．２％）。可能的原因是北京、上海、广东属于我国收入较高的地区，因此城居保对家庭消费的拉动效应要小于其他城市。就参保家庭而言，２００８年参加保险家庭的人均非医疗消费大约是１１１４７．０６元，６．９％的增幅大约是７６９．１元，要高于各地的保费支出①。从表４可知２００８年城镇家庭平均的边际消费倾向仅为０．２１１，所以城居保对居民消费的刺激作用也要高于政府直接的现金转移支付。参保家庭非医疗消费增加的原因可能有两个，一个是因为医疗保险减少了参保家庭的医疗开支，使得家庭可以把节约的开支用于家庭消费的其他方面；另一个也是因为参加保险减少了未来支出的不确定性，所以居民把减少的预防性储蓄用于增加当期消费。模型（３）的回归结果显示初始健康状况差的家庭非医疗消费会降低，可见潜在的医疗负担会减少家庭消费，但负向效应较小，表明医疗保险减轻了医疗负担，在一定程度上起到了消费保险的作用。模型（４）的回归结果显示，在户主特征变量方面，户主的教育年限对非医疗消费具有显著的正效应，户主教育每增加一年，家庭消费平均增加７．８％。这可能是因为教育水平较高的居民具有稳定的工作和良好的收入预期，所以这样的家庭具有较强消费能力。在家庭特征变量方面，家庭常住人口对消费支出具有显著的正效应，常住人口每增加一人，家庭消费增加２．９％，随着家庭规模的增大，家庭消费支出水平也趋向增加。但如果家庭消费水平持续提高，家庭规模对消费支出的影响将逐渐下降，可能是由于消费支出较高的家庭自身生活质量较高，因此家庭规模变动所引起的消费支出变动较小（郝东阳，２０１１）。家庭中参加其他保险的人数越多，非医疗消费支出就会越高，参加公费医疗和城职保的人数每增加一人，家庭非医疗消费分别增加６．３％和５．２％。值得注意的是公费医疗保险对消费正效应要大于城职保，反映了参加医疗保险人群的预防性储蓄动机要低于其他的社会群体，特别是享有公费医疗的人群更是如此。
（三）城居保对不同收入分组家庭各项消费支出的影响
为了进一步分析城居保对家庭消费的影响，接下来我们考察了该政策对不同收入的参保家庭分项消费支出的影响，回归结果见表５。本文根据家庭年人均收入的分布把所有参保家庭（实验组）样本分为三等分组，即家庭为年人均收入少于或等于１００００元的家庭为低收入家庭，收入界于１００００元和２７０００元的家庭为中等收入家庭，收入在２７０００元以上的家庭为高收入家庭。从非医疗消费的回归结果来看，低收入家庭参保后其非医疗消费支出比参保前增加１１．９％，但中高收入家庭的非医疗消费在参保前后没有显著变化。城居保对低收入组家庭消费的影响和臧文斌估计结果（１３．０％）接近，可见城居保对于北京、上海和广东三个地区的低收入组家庭消费的拉动效应和其他城市大体相近，但参保对于三个地区的中高收入组家庭的消费几乎没有影响。从分项消费的回归结果来看，对低收入家庭而言，参加城居保对日常生活及其他支出①的正向影响最大（系数为０．０９４），可见低收入家庭把减少的预防性储蓄大部分用于增加家庭日常开支。其次，参加城居保对教育支出也有显著的正效应（系数为０．０７２），说明由于医疗支出的不确性减弱，使得低收入家庭调整了人力资本投资的构成，相应增加了教育支出。最后，参加城居保对居住支出没有显著影响，因为居住支出属于家庭的长期规划，短期变化弹性较小。对于中高收入家庭而言，参加城居保对家庭的非医疗消费没有显著影响。在家庭医疗消费方面，参保对中低收入家庭医疗支出有显著的正向影响（系数分别为０．０９５和０．０３８），可见因为医疗保险可以在一定程度上减轻家庭的医疗负担，解决“看病贵”的问题，上述结果表明参加医疗保险释放了中低收入阶层的医疗需求，但对高收入家庭的医疗支出没有明显的影响。
（四）城居保对不同地区家庭各项消费支出的影响
城居保对三个地区城镇家庭各分项消费开支的ＤＩＤ回归结果见表６。在非医疗消费方面，北京家庭参保后非医疗消费支出增加最多，其次是上海和广东，非医疗消费分别比参保前增加１１．４％、９．７％和８．１％。从分项消费支出的估计结果来看：在教育支出方面，广东家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加１１．２％，其次是上海和北京。考虑三个地区不同的家庭结构，我们可以发现广东家庭在校子女的人数最多，这可以在一定程度上解释广东的教育支出为何增加最为明显。在日常生活及其他支出方面，北京家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加１０．１％，其次是上海和广东，说明参保后的北京家庭把减少的预防性储蓄主要用于日常生活消费和提高自身生活质量。由于日常生活支出是家庭非医疗消费的主要支出，因此参保对于日常生活支出的影响和非医疗消费的影响是一致的。在家庭医疗消费方面，广东家庭参保后该项支出增加最明显，比参保前增加了９．６％，其次是上海和北京。２００８年的调查数据显示，三个地区中北京家庭的健康状况最好，其次是广东和上海。从过去半年的患病情况可以看出，北京近半年来从未患病的比例高于上海和广东。广东近半年一度患病和二度患病的比例要明显高于北京和上海。上海近半年来一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制变量对消费支出的影响基本上是符合理论假说的。例如，户主变量特征方面，户主的受教育水平对家庭的教育支出有正向影响，其中北京地区的正向效应最明显，然后是上海和广东。分地区数据显示，北京拥有大学本科及以上学历的人数达到了１０．３％，上海的比例是８．８％，而广东的比例仅有４．２％，不足北京和上海的一半。家庭变量特征方面，家庭收入的增加对非医疗消费有正向效应，其中上海地区的正效应最大，广东居中，然后是北京。这可能跟各地的收入水平有关。２００８年的调查数据显示上海家庭的人均年收入最高，约２．１万元；广东居中，约１．４万元；北京最低，约１．３万元（北京大学中国社会科学调查中心，２０１０）。
五、简短的结论和建议
本文研究表明，参加城居保对家庭的自付医疗消费支出没有明显的影响，而非医疗消费支出大约增长６．９％，可见２００７年开始实施的城居保有效地防止了居民因就医所导致的医疗保健支出迅速增加，也在一定程度上对家庭非医疗消费起到了保险作用。接下来的研究发现，医疗保险的政策效应存在着明显的群体差异和区域差异。首先，不同收入组家庭消费对医疗保险的反应存在着异质性，中低收入家庭的参保后消费支出有显著的增加，而高收入组家庭的消费行为则没有明显的变化。其次，不同地区家庭消费对医疗保险的反应也存在明显不同，参保对于非医疗消费正向效应最大的是北京家庭，其次是上海和广东；参保对于医疗消费正向效应最大的是广东家庭，其次是上海和北京。综上，各级政府应不断优化公共支出结构，提高政府对医疗保障资金支出比例，形成医疗保障投入的长效机制，不断完善医疗保障体系的建设，使医疗保障体系能持续引致居民消费的增长。此外，政府还应逐步使医疗保险在各地区不同收入群体之间的待遇水平相互衔接，平衡区域间的保障水平，实现公共服务供给的均等化，这对和谐社会的建设和经济的可持续发展具有深远影响。
作者：李晓嘉单位：对外经济贸易大学
