第二節(jié) 中國商業(yè)健康保險發(fā)展的影響因素

一 引言和文獻回顧

我國商業(yè)健康險的發(fā)展歷程大致可以分為1994年以前的試點階段、1994～1997年的初步發(fā)展階段、1998～2002年的快速發(fā)展階段和2003年以后的專業(yè)化經(jīng)營階段。近年來，特別是在2002年12月中國保監(jiān)會印發(fā)了《關(guān)于加快健康保險發(fā)展的指導(dǎo)意見》后，我國健康險業(yè)務(wù)發(fā)展很快并且更加規(guī)范化，2014年健康險保費收入達到1587億元，是2002年健康險保費收入的13倍，2003～2014年復(fù)合增長率為23.84%，顯示出巨大的市場潛力。其間，尤其是2009年4月《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》、2014年11月《國務(wù)院辦公廳關(guān)于加快發(fā)展商業(yè)健康保險的若干意見》出臺前后，很多學(xué)者對健康險的相關(guān)問題給予了更大關(guān)注，研究日益豐富和深入。

國外對健康險相關(guān)問題的研究時間跨度很長、內(nèi)涵非常豐富。Kronick和Gilmer（1999）、Glied和Jack（2003）、Ahking等（2009）研究了收入水平、社會醫(yī)療保險、失業(yè)率、價格水平等宏觀因素如何作用于健康保險需求。Cutler和Gruber（1996）、Winkelman（2004）研究了社會醫(yī)療保險和健康保險關(guān)系。Rosett（1976）、Cameron等（1988）、Chiu（1997）、Finkelstein（2007）研究了健康保險和居民醫(yī)療支出互動關(guān)系及相關(guān)社會福利變化。Arrow（1963）、Pauly（1968）、Nyman（2003）、Eisenhauer（2006）、Fang等（2008）研究了健康保險中較為嚴重的道德風險、逆向選擇、順向選擇等信息不對稱問題。Blair和Vogel（1978）、Wholey等（1996, 2006）、Christianson（1997）研究了健康保險提供機構(gòu)的規(guī)模報酬性質(zhì)、機構(gòu)組織形式等產(chǎn)業(yè)組織問題。

我國商業(yè)健康險發(fā)展尚處于初級階段，國內(nèi)相關(guān)文獻大多集中于研究行業(yè)定位和公司發(fā)展等相關(guān)問題，研究深度和廣度相對不夠。顧昕（2009）、朱銘來和奎潮（2009）、何文炯（2010）等研究了我國社會醫(yī)療保險和商業(yè)健康險的定位和相互關(guān)系，特別是在“新醫(yī)改”背景下商業(yè)健康險面臨的機遇與挑戰(zhàn)，并提出了相應(yīng)的對策建議。郝演蘇（2006）、林瑤珉（2007）、王屹亭（2009）從行業(yè)自身出發(fā)，從角色定位、經(jīng)營運作方式、專業(yè)技術(shù)等方面探討了影響健康險發(fā)展的內(nèi)因。魏華林和李瓊（2006）、董存發(fā)（2006）、陳滔（2006）、陳文輝等（2007）分別研究了健康險的稅收政策、健康險產(chǎn)業(yè)價值鏈和企業(yè)制度安排、健康險精算技術(shù)方法、健康險和國家宏觀政策的關(guān)系。在實證研究方面，徐美芳（2007）利用上海市的調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)家庭生命周期、教育、家庭收入和社會醫(yī)療保險是影響健康險需求的重要因素。李瓊（2009）基于湖北、北京和上海三地2002～2007年的宏觀數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展、收入水平和有效供給促進了我國健康險的發(fā)展。陳肖哲和馮玉梅（2007）運用灰關(guān)聯(lián)分析法，發(fā)現(xiàn)健康保險需求受保險消費意識、人口老齡化、醫(yī)療費用增長和保險產(chǎn)品購買力的影響很大，而受國家財政對衛(wèi)生事業(yè)支出的影響較小。劉思（2009）利用我國1997～2007年的時間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)建誤差修正模型（ECM），預(yù)測了健康險市場的發(fā)展規(guī)模、空間及方向。

二 商業(yè)健康保險發(fā)展的影響因素：保費收入角度

（一）影響因素的理論分析：社會醫(yī)療保險和市場結(jié)構(gòu)的作用

保費收入是衡量保險需求的最常使用的變量。在理論上，社會醫(yī)療保險和市場結(jié)構(gòu)對商業(yè)健康險的需求和供給有著重要的影響。前者的作用尚存在較大爭議，后者的作用目前在實證研究中普遍被忽視，本節(jié)重點關(guān)注二者對我國商業(yè)健康險發(fā)展的影響。

1．社會醫(yī)療保險

社會醫(yī)療保險對商業(yè)健康險會同時產(chǎn)生“替代”和“促進”兩種作用。一方面，在社會總資源一定的情況下，用于社會醫(yī)療保險的資源增多，用于商業(yè)健康險的資源將會減少，社會醫(yī)療保險的發(fā)展可能會壓縮商業(yè)健康險的生存空間。另一方面，社會醫(yī)療保險含有政府轉(zhuǎn)移支付的性質(zhì)，在一定程度上改善了居民的福利狀況，提升了居民的消費能力；同時社會醫(yī)療保險的發(fā)展也有利于提高我國居民的風險保險意識，并能為商業(yè)健康險的發(fā)展積累寶貴的經(jīng)驗。據(jù)此，社會醫(yī)療保險也許會對商業(yè)健康險發(fā)展起到促進作用。Cutler和Gruber（1996）、黃占輝和王漢亮（2006）、劉嵐等（2007）對該問題進行了研究，目前關(guān)于正反兩方面作用大小的分歧較大。

我國過去長期實行由國家和企業(yè)“統(tǒng)包統(tǒng)攬”的公費醫(yī)療和勞保醫(yī)療制度，醫(yī)療費用幾乎完全由國家和企業(yè)承擔，個人的責任很小，人們自然缺乏對健康險的需求。新形勢下，我國醫(yī)療保障的制度框架包括公共醫(yī)療保險、社會醫(yī)療救助和商業(yè)健康險。社會醫(yī)療保險采取“廣覆蓋、低水平、可持續(xù)”的原則，只提供基本醫(yī)療保障，醫(yī)藥費用個人自付比重較高。此外，我國社會醫(yī)療保險的制度化可以引導(dǎo)居民更加關(guān)注健康問題，提高居民防范和化解健康風險的主動性。據(jù)悉我國臺灣地區(qū)“全民健保”實施的十多年中，商業(yè)健康險的年復(fù)合增長率為24.87%，與社會醫(yī)療保險形成了合作發(fā)展的良好格局（黎宗劍等，2007）。我國商業(yè)健康險和社會醫(yī)療保險的“互補”性很強，二者可能實現(xiàn)相互促進和共同發(fā)展。

圖2-10和表2-2分別報告了2001～2013年我國城鎮(zhèn)居民人均基本醫(yī)療保險基金收入情況，以及2002年和2013年城鎮(zhèn)居民人均基本醫(yī)療保險基金在省、直轄市和自治區(qū)的分布情況。從中可知，其一，我國社會醫(yī)療保險發(fā)展很快，城鎮(zhèn)基本醫(yī)保基金收入從2001年的383.6億元不斷上升到2013年8248.3億元，復(fù)合年增長29.13%；人均醫(yī)保基金收入從2001年的30元不斷上升到2013年的606元，復(fù)合年增長28.46%。其二，社會醫(yī)療保險發(fā)展的地區(qū)差異較大。各省區(qū)市之間的絕對差異在拉大，2002年最高地區(qū)和最低地區(qū)的差異為518元，到2013年上升到2665元；相對差異在縮小，2002年最高地區(qū)和最低地區(qū)的比值為54倍，到2013年下降為12倍，變異系數(shù)從2001年的1.55下降到2013年的0.86。

2．市場結(jié)構(gòu)

商業(yè)健康險的發(fā)展必然受到供給一方的影響，商業(yè)健康險保費收入則可以近似視為保險市場上各種商業(yè)健康險產(chǎn)品均衡數(shù)量和均衡價格的乘積之和，其由需求和供給共同決定。市場結(jié)構(gòu)是聯(lián)系供給和需求的橋梁，如果商業(yè)健康險市場上公司數(shù)量較多，彼此競爭激烈，則通常會降低商業(yè)健康險價格、激勵公司提高服務(wù)水平和加大產(chǎn)品創(chuàng)新力度，這些都有助于滿足乃至激發(fā)居民的商業(yè)健康險需求。我國居民商業(yè)健康險的潛在需求巨大并越發(fā)具有多樣化的傾向，所以供給在創(chuàng)造需求中的作用不應(yīng)忽視。

市場競爭在促進壽險發(fā)展和產(chǎn)險發(fā)展中的作用已經(jīng)得到實證研究的支持（Outreville, 1996; Hwang和Gao, 2003；趙桂芹，2006），本章則考察市場競爭在商業(yè)健康險發(fā)展中的作用。本章則運用人身險市場的赫芬達爾指數(shù)（又稱赫芬達爾—赫希曼指數(shù)，簡寫為HHI）衡量市場結(jié)構(gòu)，該指數(shù)是測度市場集中度的綜合性指標。，其中，Xj表示第j家人身險公司的保費收入，X代表人身險保費總收入，j表示各家人身險公司。當完全競爭市場時，市場集中度最低，此時HHI=0；當市場上只有一家公司為壟斷型時，市場集中度最高，此時HHI=1。

圖2-11顯示從2001～2013年，我國人身險市場的集中度在不斷下降，競爭程度在不斷提高，HHI指數(shù)在2001年和2013年的值分別為0.5056和0.1435。圖2-11報告了HHI指數(shù)在各省區(qū)市的分布。各省區(qū)市之間的差別很大，不過都在下降，2001年有一半以上的省份的HHI大于0.5, 2013年超過90%的省份的HHI小于0.3。

自2001年12月我國加入WTO以來，按照世貿(mào)組織規(guī)則和我國入世承諾，我國逐步取消了外資保險公司在服務(wù)對象和地域等方面的限制，保險市場逐步實現(xiàn)全方位對外開放。我國保險市場的巨大潛力吸引著外資公司以各種方式進入。外資保險公司在資本實力、經(jīng)營理念、管理經(jīng)驗、技術(shù)手段等方面都與本土公司不同；外資公司的進入和擴張也在一定程度上改變了我國壽險市場和產(chǎn)險市場的競爭格局、公司績效、監(jiān)管理念以及人們的保險觀念（邵全權(quán)和江生忠，2008；江生忠等，2009）。為了考察我國保險市場的對外開放是否促進了我國商業(yè)健康險的發(fā)展，在下文的實證分析中，我們加入各地區(qū)人身險市場中的外資公司所占份額作為一個解釋變量。根據(jù)我國《外資保險公司管理條例》及其修訂版和實施細則的規(guī)定，外資保險公司包括外國保險公司在華子公司、設(shè)立的獨資公司，也包括外資股份占比超過25%的合資公司。

圖2-12和表2-4分別報告了我國人身險市場的外資公司進入情況及其省份分布（2001年和2013年）。從中可知，其一，外資公司進入我國人身險市場的程度很低，從未達到10%, 2001年為2.20%, 2013年為5.62%, 2005年最高為9.60%（當年中意人壽在北京有一個團險大額保單）。其二，不同省區(qū)市人身險市場的對外開放程度差別很大，2001年人身險市場外資公司份額最高為14.41%，但中位數(shù)為0.00%, 2013年最高為20.62%，但中位數(shù)也僅為0.99%。不同省區(qū)市的差距在縮小，2001年有27個省區(qū)市沒有外資人身險公司，此數(shù)字在2013年僅為9個，并且人身險市場外資公司份額的變異系數(shù)從2001年的4.12下降到2013年的1.65。

（二）變量和數(shù)據(jù)

1．健康險密度

采用我國各地區(qū)各年的人均商業(yè)健康險保費支出，即健康險（保費）密度做為因變量。從圖2-13可知，2001～2013年我國健康險保費密度不斷增加，從2001年的4.82元上升到2013年的82.57元，年復(fù)合增長率為26.71%。表2-5顯示我國健康險保費密度的地區(qū)差距很大，2001年的最高值、最低值分別為43.06元、0.63元，二者比值達到68.35倍；2013年的最高值、最低值分別為423.52元、28.93元，二者比值仍然達到了14.65倍。健康險密度的均值大于中位數(shù)，說明健康險密度在各省區(qū)市之間呈“右偏”分布，2013年的偏度較之2001年緩和，顯示2013年的地區(qū)差距有所改善。

2．控制變量

我們關(guān)注社會醫(yī)療保險和商業(yè)保險市場結(jié)構(gòu)對商業(yè)健康險密度的影響，由于影響健康險發(fā)展的因素眾多，考慮控制以下一些變量。

第一，收入水平。健康保險是一種正常品，收入彈性為正，但對于收入彈性的大小，國外相關(guān)研究分歧很大。我國居民收入水平整體不高，普遍認為購買力顯著制約了健康保險消費，故我國居民健康保險需求的收入彈性應(yīng)當是較大的。

第二，人口老齡化。一方面，由于人均壽命提高，人們處于收入減少以后的退休階段的時間更長，患各種老年性疾病、慢性疾病以及需要他人照顧的時間也更長，這會促進商業(yè)健康險尤其是長期健康保險的發(fā)展；另一方面，老齡人比重的提高也意味著具有更強支付能力、家庭責任更重的中青年人口比重的降低，這或許會減少商業(yè)健康險消費。

第三，教育水平。除更高的當期收入外，教育主要通過代表更高的人力資本和風險保險意識影響保險需求，教育還能使人們對健康和醫(yī)療服務(wù)的偏好優(yōu)于其他商品，故而間接提升對商業(yè)健康險的需求。

第四，性別因素。Liu（2002）、徐美芳（2007）的實證研究發(fā)現(xiàn)性別差異對我國商業(yè)健康險發(fā)展的影響不顯著。然而無論是農(nóng)村還是城市，女性的兩周患病率和慢性病患病率均高于男性，就診率、住院率和醫(yī)療費用支出也高于男性，加之我國女性對社會經(jīng)濟活動的參與程度很高，所以性別對商業(yè)健康險的影響尚需進一步檢驗。

需要說明的是：其一，人身保險包括壽險、商業(yè)健康險和意外傷害險三大類險種。其中商業(yè)健康險在我國人身險市場的比重一直不高，并且一家保險公司往往同時經(jīng)營著多個險種，所以本章使用人身險市場上的赫芬達爾指數(shù)、外資公司所占份額作為解釋變量應(yīng)不會引起模型的內(nèi)生性。其二，保險對我國經(jīng)濟增長的引致作用并不算強（欒存存，2004；饒曉輝和鐘正生，2005；田玲和高俊，2011），加之商業(yè)健康險在我國的發(fā)展規(guī)模和成熟度又遠不及壽險、車險等險種，故收入水平亦可視為外生變量。

3．數(shù)據(jù)說明

本節(jié)利用2001～2013年我國大陸地區(qū)省級行政單位的面板數(shù)據(jù)。所有保險方面的數(shù)據(jù)均來自相應(yīng)年度的《中國保險年鑒》或中國保監(jiān)會及其派出機構(gòu)的網(wǎng)站。其他數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》或國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為了更加符合計量分析中的正態(tài)性和同方差假設(shè)，以及解釋兩個變量之間關(guān)系為彈性關(guān)系，我們對貨幣計量的變量Prem、SocailIm、Income取了自然對數(shù)，分別表示為ln(Prem)、ln(SocialIm)、ln(Income)。各變量的具體含義和描述統(tǒng)計量請見表2-6。

（三）模型設(shè)定和估計方法

本章對健康險密度的計量模型為：

其中，i（i=1,2, …,30）代表不同的省市區(qū)，t（t=2001, …,2013）代表各個年度。Controls代表控制變量集合。諸個β和γ是模型的待估系數(shù)。μi是個體效應(yīng)，εit是隨機擾動項。

健康險密度的上一期值（ln(Prem)it-1）作為一個自變量，即采用動態(tài)面板計量模型，這是考慮到保險產(chǎn)品繳費方式的特殊性。保險產(chǎn)品的繳費不同于一般日常消耗品，也不同于耐用品。前者在各個時期幾乎連續(xù)地支出并獲得效用，如食品、移動通信服務(wù)等；后者的主要費用在首期購置時支出并能獲得隨后多期使用，如汽車、家電等。健康險繳費方式包括躉繳（指一次繳納所有保費）和期繳（指分期繳納）兩種，躉繳固然不與上一期的保費直接相關(guān)；但就期繳而言，無論是月繳、季繳還是年繳，保費支出均會具有一定的黏性。這是因為消費者在某一期按照當時信息形成的最優(yōu)決策購買了商業(yè)健康險，那么如果隨后期間經(jīng)濟形勢或消費者自身狀況發(fā)生變化，該消費者想要減少健康險產(chǎn)品的持有，但是健康險保單尚無二級市場可以流通轉(zhuǎn)讓，且退保或保單失效的成本很大，所以大多時候該消費者仍會選擇繼續(xù)支付保費。因此，這種保費分期繳費的黏性也可以稱為“棘輪效應(yīng)”。

使用動態(tài)面板模型的好處還在于：自變量中的HHI、Foreign與因變量ln(Prem)可能存在雙向因果關(guān)系。對于這種聯(lián)立性問題，可以通過動態(tài)面板計量方法予以緩解。

由于因變量的滯后項必然與擾動項相關(guān)，對此，使用靜態(tài)面板中經(jīng)典的隨機效應(yīng)（RE）或固定效應(yīng)（FE）方法會造成參數(shù)估計的有偏和不一致。Arellano和Bond（1991）提出的差分廣義矩估計法（Difference GMM）能得到一致估計。該方法先對（1）式做一階差分，得到下面的（2）式，并利用（3）式表示的矩條件進行估計。（2）式和（3）式中的X代表本章的自變量集合。

（四）計量結(jié)果分析：健康險密度

采用差分GMM進行計量分析，為了對比，同時報告混合OLS和固定效應(yīng)的估計結(jié)果。表6第（1）列和第（2）列為差分GMM的一階段估計和兩階段估計，第（3）列為混合OLS估計，第（4）列為固定效應(yīng)估計。首先，三個模型設(shè)定檢驗支持了采用差分GMM方法的合理性。第一，差分GMM有效性依賴于矩條件是成立的。對此，GMM的一階段估計結(jié)果勉強不能拒絕原假設(shè)拒絕“工具變量是有效的”原假設(shè)（P值=0.0805），兩階段估計結(jié)果則很明確地說明不能拒絕原假設(shè)（P值=0.9996）。第二，εit無序列相關(guān)是動態(tài)面板模型統(tǒng)計推斷的關(guān)鍵假定，如果其成立，差分方程殘差的一階自相關(guān)系數(shù)應(yīng)當顯著為負，二階自相關(guān)系數(shù)應(yīng)接近于0。本章兩階段估計中殘差序列的AR（1）檢驗和AR（2）檢驗的結(jié)果支持這一假設(shè)。第三，Bond等（2002）指出由于非觀測個體固定效應(yīng)的存在，混合OLS（固定效應(yīng)）通常高估（低估）滯后項的系數(shù)，本章差分GMM（含一階段和兩階段估計）中滯后項的系數(shù)便介于混合OLS和固定效應(yīng)估計值構(gòu)成的上下限之間。

社會醫(yī)療保險（ln(SocialIm)）的影響顯著為正，這說明我國社會醫(yī)療保險并未擠出商業(yè)健康險。平均而言，其他條件不變時，人均社會醫(yī)療保險基金收入每提高1個百分點，人均健康險支出提高0.34%～0.41%。理論上這是由于社會醫(yī)療保險帶來的財富效應(yīng)及人們風險保險意識提升的效果。從實踐看，我國社會醫(yī)療保險的覆蓋面雖在不斷擴大，但保障程度仍然較低，為健康險留下了一定的發(fā)展空間，尤其是在失能護理類保險、收入損失補償險、大病統(tǒng)籌基金購買的團險等領(lǐng)域，商業(yè)健康險發(fā)展?jié)摿薮蟆４送猓ｋU公司利用其在投資、服務(wù)、管理等方面的優(yōu)勢與社保機構(gòu)進行合作，可以通過信息共享機制開發(fā)各種衍生商業(yè)健康險產(chǎn)品，滿足不同居民的保險需求。

赫芬達爾指數(shù)人身險市場競爭程度（HHI）的影響都是正向顯著的，故市場競爭促進了健康險發(fā)展。市場競爭有利于降低健康險價格、提高公司服務(wù)水平以及激勵公司進行產(chǎn)品創(chuàng)新，進而可以刺激我國居民巨大的、多樣化的健康險潛在需求轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實需求。可以認為，增加市場供給主體并為各家公司創(chuàng)造平等有序的競爭環(huán)境，對發(fā)展我國商業(yè)健康險有重要意義。

外資公司人身險市場份額（Foreign）的系數(shù)估計值都很小，也都不顯著，故外資保險公司在我國人身險市場的進入和擴張，并未顯著推動我國商業(yè)健康險的發(fā)展。這一方面是因為外資公司在我國保險市場上的整體影響力還比較小。另一方面這也和外資保險公司目前在我國的市場定位有關(guān)，它們對經(jīng)營商業(yè)健康險——這種高賠付、高風險又缺乏經(jīng)驗數(shù)據(jù)積累的保險產(chǎn)品——的態(tài)度較為謹慎。

控制變量的估計值和顯著性沒有違背預(yù)期。其中，收入水平對健康險發(fā)展的影響顯著為正，考慮到控制了眾多變量，估計的健康險需求的收入彈性（0.55～0.75）仍是比較大的。老齡負擔率在三個結(jié)果中正向顯著，說明老齡人口購買了更多的健康險。教育程度和性別比的影響在差分GMM的估計中都不顯著。

最后，為加強對健康險密度估計的可靠性，本章進行下面三個穩(wěn)健性檢驗。一是在自變量中加入某地區(qū)某年是否有專業(yè)健康險公司的虛擬變量，重新估計動態(tài)面板模型，發(fā)現(xiàn)該變量并不顯著。現(xiàn)實中，現(xiàn)階段我國專業(yè)健康險公司的市場影響力還非常有限。二是我們將模型中的HHI換為人身險市場前四（八）家公司的市場份額之和，替換后主要變量的估計結(jié)果沒有顯著變化。我國人身險公司雖已發(fā)展到一定數(shù)目，但各地具有較大市場影響力的公司仍不過五六家，所以各地區(qū)使用不同指標測算的市場集中程度非常相近。而采用熵指數(shù)測量的市場集中度的影響與HHI的結(jié)果也比較類似。三是在計量模型中加入反映加總的時間效應(yīng)的年度虛擬變量，發(fā)現(xiàn)沒有顯著改變我們的估計結(jié)果。

三 商業(yè)健康保險發(fā)展的影響因素：經(jīng)濟補償視角

（一）影響因素的理論分析

1．老齡化

我國人口老齡化的趨勢發(fā)展很快，由此帶來了醫(yī)療、養(yǎng)老等諸多社會問題。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和醫(yī)學(xué)水平提高，慢性病已成為疾病負擔的主要組成部分，如，第四次國家衛(wèi)生服務(wù)總調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，我國老齡人口的兩周患病率為46.6%，遠高于全國18.9%的平均水平，這樣直接導(dǎo)致老齡人口的醫(yī)療費用急劇上升。與此同時，老齡化也會帶來人們對長期護理服務(wù)的需要。然而，在我國現(xiàn)有“低水平、廣覆蓋”的社會醫(yī)療保障制度下，在醫(yī)療費用的支出上，個人自付比例還是比較高的，社保體系也基本不負責長期護理服務(wù)的費用。因而，老齡化應(yīng)當會加大商業(yè)健康險的賠付。

老齡化程度采用老齡人口負擔率來度量，它等于65歲以上的人口數(shù)（老齡人口）除以15～65歲的人口數(shù)（勞動人口）。圖2-14顯示我國的老齡化程度在不斷提高，早已步入老齡化社會，老齡人口負擔率從2001年的10.1%上升到2013年的13.1%。表2-8顯示我國各地區(qū)的老齡化程度有一定的差異，地區(qū)差異沒有隨時間變化明顯地拉大或縮小。2001年老齡人口負擔率的最高值和最低值分別為14.92%和5.51%, 2013年的最高值和最低值分別18.62%和7.23%。

2．居民醫(yī)療保健支出水平

在過去幾十年間，大多數(shù)國家的醫(yī)療費用增長超過了國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度。20世紀60年代，經(jīng)合組織國家的醫(yī)療成本占GDP的比例從西班牙的1.5%到加拿大的5.4%不等；今天，美國、瑞士和法國醫(yī)療成本占GDP的比例已經(jīng)分別上升到了15%、11%和10%，而且目前沒有任何下降的趨勢（Swiss Re. , 2007）。我國的醫(yī)療費用也增長很快，居民醫(yī)療費用籌資中93.8%來自患者自付（顧昕，2009）。而全國居家養(yǎng)老狀況調(diào)查報告數(shù)據(jù)顯示，在十個大城市的被調(diào)查者及配偶的支出中，醫(yī)療費用是除基本生活費外最大的支出，月均支出1039.8元，占家庭總支出的1/4（黃洪，2015）。這說明我國商業(yè)健康險在居民健康風險分攤中的作用沒有很好地發(fā)揮。我國商業(yè)健康險賠付支出在衛(wèi)生總費用中占比為1.3%，而德國、加拿大、法國等發(fā)達國家的平均水平在10%以上，美國高達37%（黃洪，2015b）。我國龐大的私人衛(wèi)生籌資總額會激發(fā)人們尋求轉(zhuǎn)嫁醫(yī)療費用風險的渠道，這有助于促進尚處于初級階段的商業(yè)健康險的發(fā)展。

圖2-15顯示我國城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保健支出在不斷增加，從2001年的人均343元上升到2013年的人均1118元，年復(fù)合增長率10.35%。有些意外的是，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出占可支配收入的比重卻從2005年開始波動下降，該比重在2001年、2005年、2013年分別為5.00%、5.72%、4.15%，說明我國城鎮(zhèn)居民醫(yī)療費用的自付程度從2005年后波動減輕。表2-9報告了各省市區(qū)的差異。較之社會醫(yī)療保險和商業(yè)健康險發(fā)展的地區(qū)差異，各地區(qū)居民醫(yī)療保健支出的差距不大，差距也在縮小，2001年最大值是最小值的4.5倍，2013年則是2.8倍。對于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保健支出占可支配收入的份額，各省區(qū)市差距不大，2001年為2.7%～7.4%, 2013年為3.0%～7.60%; 2001年的變異系數(shù)為0.23, 2013年為0.26。

3．醫(yī)療保健商品價格通脹

參照美國等七個發(fā)達國家的責任險的發(fā)展歷程，在主要的宏觀經(jīng)濟變量中，醫(yī)療費用的通脹與總的醫(yī)療保健費支出是與責任險索賠最為密切相關(guān)的；而從長期的彈性系數(shù)來看，醫(yī)療保健費的支出與責任險索賠是以一種相似的路徑成長（Swiss Re. , 2004）。醫(yī)療保健商品價格與健康險賠付的相關(guān)性應(yīng)當更強，因為其直接決定了醫(yī)療費用補償型商業(yè)健康險的賠付水平。

圖2-16報告了2001～2013年全國的醫(yī)療保健商品價格指數(shù)以及消費者價格指數(shù)（CPI）。2001～2013年我國醫(yī)療保健商品價格指數(shù)都在98.5～104.00小幅波動，并沒有反映出“看病貴”問題，甚至醫(yī)療保健商品價格指數(shù)的絕對值和波動都小于消費者價格指數(shù)（CPI）。具體到各省市區(qū)，表2-10顯示，醫(yī)療保健商品價格指數(shù)的地區(qū)差距從2001年到2013年在縮小，但地區(qū)差距都大于CPI的地區(qū)差距，因而，醫(yī)療保健物品和服務(wù)的價格在全國的“聯(lián)動性”在提高，但地區(qū)聯(lián)動程度仍小于CPI籃子中其他物品和服務(wù)的水平。

（二）變量、數(shù)據(jù)和模型

1．健康險賠付密度

我們使用健康險賠付密度來從經(jīng)濟補償?shù)囊暯呛饬拷】惦U的發(fā)展程度，它等于我國各地區(qū)各年的健康險賠付額支出除以常住人口數(shù)，記為Pay。此做法的原因在于，一是收入獲取直接衡量保險的風險集散功能，而賠付支出直接衡量保險的經(jīng)濟補償作用；二是健康產(chǎn)品種類繁多，各種產(chǎn)品的“保費收入”很難反映不同產(chǎn)品性質(zhì)的差異，而“賠付支出”的同質(zhì)性更強。圖2-17顯示我國商業(yè)健康險的賠付密度基本上在不斷增加，從2001年的2.63元上升到2013年30.21元的，年復(fù)合增長率為22.6%。表2-11顯示的各省區(qū)市之間的差異非常大，并且從2001年到2013年地區(qū)差距沒有縮小，2013年最高值為180.71元，最低值為9.31元。

2．控制變量和數(shù)據(jù)

對健康險賠付密度建模，我們關(guān)注老齡化、居民醫(yī)療保健支出水平、醫(yī)療保健商品價格三個變量的作用，并考慮控制如下變量。一是從賠付角度衡量的社會醫(yī)療保險發(fā)展程度，它等于人均的城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險基金支出。二是教育水平，教育影響人力資本成本和“生命的經(jīng)濟價值”，進而在理論上會較大程度地影響健康險的賠付金額，對此，我們使用一個地區(qū)大專及以上學(xué)歷的人口占比來度量。三是男女性別比。

本節(jié)利用2006～2013年我國大陸地區(qū)省級行政單位的面板數(shù)據(jù)。保險方面的數(shù)據(jù)來自中國保監(jiān)會及其派出機構(gòu)的網(wǎng)站，各省市區(qū)的健康險賠付數(shù)據(jù)基本上都是自2006年起開始公布的。其他方面的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》或國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。為了更加符合計量模型中正態(tài)性和同方差假設(shè)，以及將變量之間的關(guān)系解釋為彈性關(guān)系，我們對貨幣計量的變量Pay、MedicalPI、SocailEx取了自然對數(shù)，分別表示為ln(Pay)、ln(MedicalPI)、ln(SocailEx)。各變量的具體含義和描述統(tǒng)計量請見表2-12。

3．模型設(shè)定和估計方法

ln(Pay)it=β0+β1Oldit+β2ln(MedExp)it+β3MedicalPIit+γControlsit+μi+εit

其中，i（i=1,2, …,30）代表不同的省區(qū)市，t（t=2006, …,2013）代表各個年度。Controls代表控制變量。諸個α、β、γ是模型中的待估系數(shù)。μi是截面?zhèn)€體效應(yīng)，εit是隨機擾動項。

可以選擇的估計方法包括混合OLS估計、隨機效應(yīng)估計（RE）、固定效應(yīng)估計（FE）。對于此三者，其一，采用F檢驗來判斷諸個μi是否聯(lián)合顯著。如果不顯著，則不應(yīng)當采用FE模型。其二，如果不存在不隨時間變化的個體效應(yīng)μi，即Var(μ)= 0，那么我們選擇最有效的混合最小二乘估計即可；否則，不應(yīng)直接將樣本混合。對此，我們使用基于Breusch和Pagan（1980）利用OLS估計殘差構(gòu)造的拉格朗日乘子檢驗來判斷，其原假設(shè)是Var(μ)= 0。其三，采用Hausman（1978）檢驗來判斷選擇RE估計還是FE估計，檢驗原假設(shè)為個體效應(yīng)μi與自變量Xk不相關(guān)。如果拒絕原假設(shè)，應(yīng)采用一致性更強的FE估計；如果不能拒絕原假設(shè)，則應(yīng)采用更有效的RE估計。

估計中還需要考慮序列相關(guān)和異方差問題。特別是，本章采用8個年度的長時段數(shù)據(jù)，序列相關(guān)是較為重要的問題，因而采取Newey-West的穩(wěn)健標準誤進行統(tǒng)計推斷。

（三）計量結(jié)果分析：健康險賠付密度

我們在表2-13中報告了對健康險賠付密度的估計結(jié)果。第（1）（2）列采用OLS估計，第（3）（4）列采用FE估計，第（5）（6）列采用RE估計。先是納入了所有自變量，結(jié)果報告于第（1）（3）（5）列；然后只納入顯著的變量，結(jié)果報告于第（2）（4）（6）列。根據(jù)F檢驗、Breusch-Pagan的LM檢驗、Hausman檢驗結(jié)果，應(yīng)當采用隨機效應(yīng)（RE）模型，固定效應(yīng)模型（FE）次之。

老齡人口負擔率的系數(shù)估計值為正，在OLS和RE模型中顯著，故其他條件不變時，老齡化越高的地區(qū)的健康險賠付水平越高。這一方面反映出老齡人口更高的慢性病患病率和護理支出，另一方面也受到老齡人口對健康險需求（表2-7的估計結(jié)果）的正向影響。

醫(yī)療保健支出的系數(shù)估計值在所有模型中均正向顯著，彈性為0.4～0.7，故平均而言，人均醫(yī)療保健支出每提高1%則人均健康險賠付增加0.4%～0.7%。彈性估計值小于1反映出健康險僅能補償部分醫(yī)療費用，也說明我國醫(yī)療費用補償型之外的其他類別商業(yè)健康險的發(fā)展程度并不高。

醫(yī)療保健商品價格指數(shù)的系數(shù)估計值很小，也都不顯著。這與國外的研究結(jié)論差別較大，這一結(jié)果應(yīng)當與我國醫(yī)療商品價格指數(shù)非常小有關(guān)。

此外，在控制變量方面，城鎮(zhèn)基本醫(yī)保支出的作用正向顯著，故社會醫(yī)療保險支出與商業(yè)健康險的賠付正相關(guān)。教育程度對商業(yè)健康險賠付的影響正向顯著，這可能來自于教育程度對居民收入和預(yù)期壽命的正向影響。性別比的影響并不顯著，這可能與我國女性在經(jīng)濟社會的參與程度高有關(guān)。

最后，為加強對健康險賠付密度估計的可靠性，進行兩個穩(wěn)健性檢驗。一是加入反映加總的時間效應(yīng)的年度虛擬變量，發(fā)現(xiàn)沒有顯著改變估計結(jié)果。二是考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在截面相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)控制截面相關(guān)性后，實證結(jié)果也沒有顯著改變。

四 啟示和建議

健康權(quán)是公民的一項基本權(quán)利，健康也是人力資本不可替代的組成部分。我國的國民健康保障體系是公立和私營相結(jié)合，社會醫(yī)療保險與商業(yè)健康險協(xié)調(diào)發(fā)展的系統(tǒng)。西方發(fā)達國家多年積累的財政負擔、我國“公費醫(yī)療”的歷史以及經(jīng)濟社會改革的經(jīng)驗告訴我們：社會醫(yī)療保險是商業(yè)健康險發(fā)展的前提與基礎(chǔ)，商業(yè)健康險是多層次醫(yī)療保障體系的重要組成部分。我們應(yīng)當充分發(fā)揮政府和市場各自的優(yōu)勢，兼顧公平與效率，構(gòu)建社會醫(yī)療保險和商業(yè)健康險相互補充、彼此分工與協(xié)作、共同發(fā)展的醫(yī)療保障模式。我國“新醫(yī)改”進一步明確了我國社會醫(yī)療保險實行“廣覆蓋、低水平、可持續(xù)”的原則，本章實證研究也發(fā)現(xiàn)社會醫(yī)療保險對我國健康險的互補性大于替代性。

社會醫(yī)療保險由于采取廣覆蓋和強制性的原則，采取統(tǒng)一的標準進行繳費和給付，其對于高收入階層的邊際吸引力較低。孫祁祥等（2007）認為我國應(yīng)當在深化現(xiàn)有制度改革、提高運行效率，擴大醫(yī)保覆蓋面，努力實現(xiàn)全民醫(yī)療保障的同時，大力發(fā)展商業(yè)健康險，滿足民眾多層次保障需求。應(yīng)當說，健康險為滿足群眾多樣化的健康保障需求提供了可能，它在長期保障險種、門診和住院醫(yī)療費用保險、高額醫(yī)療費用保險等方面均有很大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

經(jīng)過多年的探索和發(fā)展，我國商業(yè)健康險市場的供給主體不斷增加，已形成了一定的競爭格局。2008年年底，有資格經(jīng)營商業(yè)健康險的市場主體增加到100家之多，提供的商業(yè)健康險產(chǎn)品已經(jīng)超過1000種（王德寶，2009）。然而，目前市場上的商業(yè)健康險產(chǎn)品大同小異，缺乏個性化色彩，所以說我國健康險的有效供給仍是不足的。在我國居民生活水平和健康意識不斷提升的過程中，保險公司應(yīng)加大在險種設(shè)計、服務(wù)方式上的創(chuàng)新力度，在滿足居民健康保障需求的同時，提高自身的核心競爭力。

外資保險公司和專業(yè)健康險公司對我國健康險發(fā)展的作用還不顯著。鑒于外資公司在管理經(jīng)驗、技術(shù)手段和運作方式等方面具有專長，應(yīng)當注意進一步引導(dǎo)外資公司更多地開展健康險這類我國亟須發(fā)展的保險產(chǎn)品，以豐富市場供給，也促進中外公司間的交流學(xué)習(xí)。鑒于商業(yè)健康險在產(chǎn)品設(shè)計、風險評估、費用控制、準備金提取、業(yè)務(wù)監(jiān)督管理等方面均有不同于人壽保險和財產(chǎn)保險的特殊性，專業(yè)化經(jīng)營是我國健康險發(fā)展的必由之路。然而，專業(yè)健康險公司在我國的發(fā)展并不順利，這一理論假設(shè)與現(xiàn)實情況的矛盾，仍有待深入研究。

當然，本章不可避免地存在著局限性。社會醫(yī)療保險對商業(yè)健康險的替代效應(yīng)和財富效應(yīng)對于不同收入水平、不同健康狀況個體的影響存在差異，如果能獲得微觀層面的家庭個人數(shù)據(jù)，對這兩種效應(yīng)進行區(qū)分和度量很有意義。考慮到健康險市場上較為盛行的粗放式經(jīng)營和業(yè)績普遍不佳的現(xiàn)狀，如何更好地制定促進商業(yè)健康險供給、鼓勵公司創(chuàng)新的微觀機制值得思考。