1、匯報提綱引言文獻回顧實證分析結論分析及建議 深圳龍翔醫院引引 言言消費是推動經濟增長的根本動力改革開放30年，我國的消費、投資、凈出口都呈現出快速增長的趨勢，但是消費的增長速度遠遠低于投資和凈出口的增長速度。世界上絕大部分國家的居民消費在GDP中的比重都保持在60%以上。世界銀行統計數據顯示，從1990年開始我國的儲蓄率就已經接近30%，比世界儲蓄率高出約18個百分點。儲蓄額和儲蓄率的持續走高，說明我國居民具有巨大的潛在消費能力，同時也從儲蓄的角度反映出我國經濟發展過程中存在有效需求不足的問題。中國居民儲蓄率居高不下除了與中國的社會結構、傳統文化、家庭觀念等因素有關系之外，還有一個重要的原因是

2、我國社會保障體系不健全，城鄉居民在住房、教育、醫療等支出費用過高，從而抑制了消費動機。我國各類基本醫療保險對比截至2009年底，我國基本醫療保險覆蓋的人數已經超過12億。其中城鎮職工基本醫療保險參保人數為2.2億，城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療的參保人數也已經分別達到1.8億和8.33億。本文立足從經濟學角度探索居民消費和醫療保障制度之間的內在聯系，從而為促進我國居民消費和基本醫療保險的良性互動和健康發展提出有效建議。文獻回顧：社會保障對居民消費到底存在何種影響第一種觀點強調社會保障對居民消費具有正面影響。福利經濟學派認為，一元錢對富人和窮人具有不同的邊際效用，因此，社會保障的收入再分

3、配作用有助于提高低收入人群的的消費能力，最終實現提高整個社會居民消費水平的目標。于泳（2009）使用1980年-2005年的數據進行實證分析，得出的結果是我國社會保障開支水平每增加1%，人均居民消費就增加1199元，說明我國的社會保障對我國居民消費具有促進作用。第二種觀點提出社會保障對居民消費無明顯影響。由于壽命預期不確定性的存在，加上社會保障代際交替對儲蓄的雙重影響（一方面減少年輕人的儲蓄，另一方面又通過遺贈動機增加儲蓄，產生抵銷作用）社會保障對消費不會產生任何影響。劉新、劉偉和胡寶娣（2010）的實證分析得到的結果是社會保障支出不是居民消費的Granger因，顧海兵、張實桐（2010）結論

4、也類似。謝文、吳慶田（2009）針對我國農村的情況進行了實證研究，結果是我國農村社會保障支出對農村居民的消費沒有影響。第三種觀點認為社會保障對居民消費的影響是不確定的。這種觀點把社會保障對居民消費的影響分為兩方面，即資產的替代效應和退休效應。Leung（2002）提出了財富耗盡論。如果一個人在退休之前沒有完全用盡他積累的財富，那么社會保障就會促進消費，減少儲蓄。相反，如果退休之前已經用盡，也即是說退休后的收入只來源于社會保障，那么社會保障對他的消費和儲蓄不會產生影響。第四種觀點則提出社會保障對居民消費具有負面的影響。由于現期收入的邊際消費傾向是最高的，而未來收入的邊際消費傾向卻是最低的，因此，

5、在社會保障存在的情況下，人們的部分現期收入由于變為了未來收入，而使這部分財富對應的邊際消費傾向下降，從而使得人們的消費減少。王曉霞和孫華臣（2008）實證發現，社會保障對我國居民消費存在擠出效應，社保支出每提高1%，居民消費需求支出就下降0.37%。關于社會保障的子系統醫療保險對于居民消費的影響，目前研究還不多見。Gruber 和Yelowitz (1999)提出，醫療補助對消費支出具有非常顯著的促進作用。Chou, Liu, 和 Hammitt (2003)發現在臺灣實行全民健康保險制度之后，臺灣家庭的儲蓄明顯減少，而消費顯著增加。Wagstaff 和 Pradhan (2005) 的研究表

6、明，越南健康保險所引起的自費醫療的支出遠遠小于健康保險導致的非醫療消費的增長。我們認為現有研究有以下幾方面的不足值得關注:一是我國的經濟結構是典型的城鄉二元經濟結構。在收入，消費，儲蓄，以及社會保障方面，城鎮和農村都存在顯著的差別。然而，目前還沒有分別針對我國城鎮和農村的情況，深入分析基本醫療保險對居民消費的影響的研究；二是在數據來源上，大量研究采用了微觀個體調查數據，而較少有研究采用宏觀區域性的數據；三是在數據特征上，以截面數據和時間序列較為常見，面板數據少見。實證分析我國基本醫療保險對居民消費的影響主要也可以分為促進效應和擠出效應。基本醫療保險對居民消費的促進效應主要表現為，人們因為參加了

7、基本醫療保險，享有了獲得醫療保障的權利，在一定程度上減輕了對未來醫療費用支出的顧慮，因而減少預防性儲蓄，增加現期消費。基本醫療保險對居民消費的擠出效應表現為，雖然政府或單位會繳納部分保險費用，但是參保人自己還是需要繳納醫療保險費，由于投保人將收入中的一部分用于繳納醫療保險費，因此他們就可能減少現期消費，以彌補繳費的 “損失”。城市模型城市模型因變量con1it：各地區城鎮居民消費水平（元），表示第t年第i個省的城鎮居民的人均消費。自變量X1it：各地區城鎮職工基本醫療保險人均基金支出（元），表示第t年第i個省的城鎮職工基本醫療保險人均基金支出。X2it：各地區城鎮居民家庭人均可支配收入（元），

8、表示第t年第i個省的城鎮居民家庭人均可支配收入。X3it：各地區城鎮居民的人均財富（元），表示第t年第i個省的城鎮居民的人均財富量，我們用第t-1年各地區居民的人均人民幣儲蓄存款的年底余額表示。X4it：撫養比（%），表示第t年第i個省的人口中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比。lncon1it=Ci+1lnX1it+2lnX2it+3lnX3it+4lnX4it+it 模型的回歸及檢驗選用2005-2009年內我國31個省、直轄市和自治區的面板數據。根據F檢驗和Hausman檢驗的結果，使用個體固定效應模型lncon1it=0.632358-0.19443D1+0.033058D31+0.

9、0637lnX1it+0.6712lnX2it+ （3.4208）（15.1227) (4.3334) 0.2924lnX3it-0.2931lnX4it(7.0754) (-3.8986)R2=0.9927 F=481.7745 DW=1.33lnX1it的估計系數為0.0637，表示在其它條件不變的情況下，我國城鎮職工基本醫療保險的人均基金支出越高，我國城鎮居民的人均消費就越高，我國城鎮職工基本醫保對居民消費的凈效應表現為促進效應促進效應。農村模型農村模型因變量con2it；各地區農村居民消費水平（元），表示第t年第i個省的農村居民的人均消費。自變量Y1it：各地區新型農村合作醫療人均籌資

10、（元），表示第t年第i個省的農村居民的人均基本醫療保險支出。Y2it：各地區農村居民家庭人均純收入（元），表示第t年第i個省的各地區農村居民家庭人均純收入。Y3it：表示第t年第i個省的農村居民的人均財富量（元），我們用第t-1年各地區居民的人均人民幣儲蓄存款的年底余額表示。Y4it：撫養比，表示第t年第i個省的人口中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比。lncon2it=ai+1lnY1it+2lnY2it+3lnY3it+4lnY4itit根據F檢驗和Hausman檢驗的結果，選擇個體隨機效應模型。lncon2it=0.4441+0.0204D1+-0.0299D31+ （1.0777）

11、0.0670lnY1it+0.9102lnY2it+0.0153lnY3it-0503lnY4it（1.3283） （8.888） （0.6409） (-2.0654)R2=0.888 F=479.9410 DW=1.9704根據以上回歸結果，我們發現農村居民的人均基本醫療保險支出、人均財富量和撫養比對農村居民人均消費不存在顯著性影響，農村居民的人均消費主要受到人均純收入的影響，剔除非重要解釋變量后，lnY2it的估計系數為1.0938。結論分析及建議實證結果顯示，在城市中，我國城鎮職工基本醫療保險對我國城鎮居民的消費起到了促進的作用，為城鎮居民提供的保障大于給他們造成的保費負擔。而在農村，新

12、型農村合作醫療對我國農村居民的消費沒有影響。很大程度上歸因于新農合制度不夠完善，保障力度不夠，與我國農村居民低收入的現狀不相匹配。一方面是因為醫保基金的籌資水平較高，另一方面是由于待遇水平較低。適當的籌資水平能夠提高保險體系抵御風險的能力。本文建議第一，加大基本醫療保險的保障力度首先政府應該進一步加大對我國基本醫療保險的補貼，尤其是增加對低收入人群的補貼，讓低收入人群買得起醫療保險。其次，基本醫療保險的支付水平也有待提高，政府應當制定合理的支付水平。合理的保障水平能夠在參保人發生醫療費用時為其提供比較充足的經濟補償，讓人們能夠因為參加了基本醫療保險而減輕對未來醫療費用的顧慮，從而減少預防性儲蓄，增加當前消費。其次，政府在戰略規劃時要注意平衡城鄉基本醫療保險發展。不斷完善我國新型農村合作醫療的發展。首先，應當建立多渠道的籌資體系，減輕農村居民的保費負擔。一方面加大中央和地方政府對低收入農