流动人口健康投资、性别差异与医疗补贴_流动人口论文

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       在我国经济社会转型的重要时期，流动人口在为各地经济发展作出贡献的同时付出了较高的健康成本或面临较高的健康风险，尤其当面对突发性传染病和高危传染病时，流动人口的生活条件、医疗保险、公共卫生服务以及社会福利等问题就显得更为突出。[1]然而，流动人口健康问题在较长时间内并未得到公众的足够重视，直到2003年“非典”爆发后，才逐渐受到广泛的关注。流动人口的健康问题除受其健康意识和知识、健康观念和行为的影响外，更重要的是公共政策和政府行为对其健康状况的直接影响。医疗补贴政策是国家践行改革开放成果共享的重要举措，其推行有助于提高人们的健康投资需求：没有患病时，增加疾病的预防性投资；患病时，降低疾病治疗的医疗成本。2003年国家施行新型农村合作医疗(以下简称“新农合”)试点前，农村较低的收入水平和农村居民节俭的生活习惯促成其“小病扛，大病拖”的错误健康投资观念。然而，自“新农合”试点并逐渐推广至全国以来，农村居民的健康投资观念发生较大转变[2][3]，许多农村居民试图开始改善他们的健康状况，并将健康投资行为付诸实际行动之中。[4][5]“新农合”采取自愿参与的原则，从患病概率和成本看，农民有参加“新农合”的客观需求，但影响农民参加“新农合”与否的关键因素不是支付能力，而是参与意愿。[6]在此，要着重研究的问题是，受城乡医疗体系差异及户籍制度约束，医疗补贴在作用流动人口健康投资行为过程中到底是影响其健康投资的意愿，还是填补其健康投资的能力？

       一、文献回顾

       国外关于健康需求的研究可追溯到Grossman的经典论文《健康需求：理论与实证研究》。该文确立了健康需求理论，并认为健康需求具有投资与消费两层含义，前者是指健康时间增加，生病时间相对减少，工作时间增加，进而收入增加，即健康投资的收益；后者是指健康会直接增加效用，即健康消费的收益。[7]如Caputo和Levy分析了个人健康理性消费与投资理论中的情绪效应。研究发现，健康的边际价值可能为正也可能为负，但情绪和财富的边际价值则肯定为正。[8]Grossman同时还构建了健康需求理论模型，提出健康资本概念，明确健康资本属人力资本范畴。假设在其他条件不变的条件下，健康资本的折旧率与年龄正相关；当受教育程度提高时，各种投入的产出效率都会提高，医疗支出的健康产出也会提高。但Muurinen强调健康资本折旧不仅是由年龄引起的，而且与受教育程度和环境密切相关，并在确定性条件下，以投资消费混合的一般化模型，对年龄、受教育程度和财富的变动进行比较静态分析，同时考虑了健康需求的投资动机和消费动机。[9]然而，在Grossman和Muurinen的健康需求研究中，不确定性并未得到令人信服的解释。后来的学者，如Croppe、Dardanoni & Wagstaff、Selden等，将不确定性引入Grossman的纯投资模型，并主要考察了财富的健康需求效应。Cropper考察了健康投资的两个模型，第一个模型检验了健康资本的生命周期投资行为，发现健康投资的动机是为了降低患病的概率；第二个模型考察了个人职业选择过程中的健康投资，研究表明当人们接触到职业中的污染源时，其反应随着年龄的变化而变化。[10]Dardanoni & Wagstaff认为，健康投资收益具有风险性，富人对风险资本的投资会多于穷人，健康投资需求大于穷人[11]，而Selden则认为，健康是穷人获取收入的主要资本，在不确定性情况下，穷人担心健康下降带来的冲击，因而会比富人更多地投资健康。[12]

       相比国外较为丰富的健康需求理论与实证研究，国内相关研究还处在摸索之中。已有的研究更多倾向于农村居民的健康需求。[13][14]然而，伴随着户籍制度的松动，农村大批流动人口涌向城镇。学术界关于流动人口健康投资的研究成果还比较少。现有关于流动人口健康投资的研究侧重涵盖以下两方面：一是流动人口健康投资意愿及其影响因素研究。如郑真真、连鹏灵考察公共政策和社会经济因素对流动人口健康问题的影响，研究表明不同的年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、职业、收入、生活环境等会对流动人口的健康产生不同的影响。[15]二是流动人口健康状况及其原因分析。职业身份锁定、健康风险意识薄弱，以及医疗、保障、信息等方面的弱势因素严重冲击着流动人口的健康负担能力，该群体家庭月均医疗保健支出21.26元，74％的家庭在调查前3个月没有任何医疗保健支出。几乎所有的流动人口都存在健康投资不足的问题。[16][17][18]

       综上所述，现有关于流动人口健康投资及其影响因素的研究分别从流动人口的个人特征、家庭特征和社会环境因素等角度展开分析，这样的研究较好地描述了流动人口的健康投资状况，并且区分了影响其健康状况的主客观因素，为进一步研究流动人口健康需求问题并制定相应的改善性政策提供了重要的理论支撑。然而。以往关于流动人口健康投资的相关研究并未对以下两点加以厘清并给出令人信服的解释：第一，流动人口健康投资的选择偏好既类似于留守农村居民，又区别于他们。原因在于一方面他们源自农村居民，具有相似的消费经历；另一方面他们工作或生活在城市，因户籍差异而无法正常享受到生活在农村时的医疗服务，即生活环境的制度约束限制了其健康投资的能力。第二，流动人口健康投资至少包括相互关联的两方面问题，即意愿与能力。就健康需求而言，每一位流动人口都有健康投资的客观意愿，但事实上，并不是每个流动人口都具有健康投资的能力。因此，这里在前期研究成果的基础上拟从健康投资意愿与能力两个维度进一步分析流动人口健康投资行为及其影响因素，尤其是医疗补贴政策在存在户籍歧视的情景下是否提升了流动人口健康投资水平。为此，研究需要进一步厘清两个问题：一是当流动人口健康并没有受到影响时，其健康投资系指健康投资意愿，即流动人口患病前，对自身健康投资的一种消费倾向(防病行为)；二是当流动人口健康受到疾病等威胁时，其健康投资系指健康投资能力，在其健康投资意愿的基础上，增加了健康投资能力的分析，即流动人口患病时，对疾病等治疗的需求(治病行为)。

       二、模型与数据

       (一)模型选择与构建

       流动人口健康投资取决于意愿与能力两个方面。如果没有健康投资意愿。即使具有健康投资能力，也有可能并不会发生健康投资行为，而只有发生健康投资行为，进而才有可能获得医疗补贴。因此，流动人口健康投资的医疗补贴效应可能存在选择性偏误问题。为克服样本存在的可能缺陷，研究拟采用Heckman两阶段法估计流动人口健康投资的医疗补贴效应。具体方法表述如下。

       当对流动人口健康投资的医疗补贴效应估计时，最直接的方法即为普通最小二乘法(OLS)，设：

      

       其中，

为观测到的流动人口健康投资支出，

为解释变量，如医疗补贴额度、收入等。然而所观测到的获得医疗补贴的流动人口并非样本总体的随机选择，Heckman为解决OLS估计可能存在的系数偏差问题而提出了Heckman两阶段法。

       首先，以“是否愿意购买医疗保险”作为第一阶段估计的被解释变量，使用Probit估计以确定愿意购买医疗保险的决定因素。

      

       其次，考虑到在OLS估计中可能存在选择性偏误，需要从Probit估计式中得到转换比率λ(Inverse Mills Ratio)作为第二阶段的修正参数。λ由以下公式获得：

      

       最后，利用OLS方法对议程进行估计，使用λ作为方程估计的一个解释变量以纠正选择性偏误，即：

      

       其中，α为待估系数。如果该系数是显著的，则证明存在显著的样本选择偏误，普通最小二乘法估计的结果是有偏的，而采用Heckman样本选择模型可获得一致的估计。

       (二)变量选择与界定

       1.是否购买医疗保险：健康投资意愿

       健康投资意愿是健康投资行为发生之前流动人口对其健康投资的主观选择性偏好。这里采用“是否购买医疗保险”指标来表征流动人口健康投资意愿，同时该指标也是考察流动人口健康投资意愿模型的被解释变量。其中医疗保险系指商业医疗保险、公费医疗、劳保医疗、家属可享受的医疗保险、农村合作医疗、统筹医疗、妇幼健康保险、计免保险等。

       2.医疗保健支出：健康投资能力

       医疗保健支出是流动人口健康投资能力模型的被解释变量，选用医疗保健支出来衡量健康投资能力的原因如下：一是Grossman在构建健康投资模型时假定健康投资主要是医疗保健的投入，该建模思想与较好的实证结论得到了大多数学者的认可并纷纷引用以处理健康投资问题的研究。二是医疗保健支出反映人们将其收入分配于医疗卫生服务的多少，即健康投资的多少。在目前基本医疗需求尚未得到有效满足的情况下，医疗保健支出的增加可以从一个侧面反映出医疗卫生服务利用率的提高、健康投资的增加和健康水平的提高。三是尽管健康投入由诸多产品、服务和时间组成，但卫生尤其是医疗服务投入一直被视为最重要的健康投资指标。原因也许在于，当疾病来临之际。医疗是人们通常应对或化解健康风险的最直接的手段。[19]

       3.解释变量

       研究拟采用的核心解释变量为月收入和医疗补贴。其中月收入是影响流动人口健康投资意愿和能力的重要因素。而医疗补贴作为“新农合”政策的关键环节是否对流动人口健康投资产生预期的政策效果还有待进一步分析。在具体分析过程中，主要是为了检验该政策对流动人口健康投资的影响，即是对流动人口健康投资意愿还是健康投资能力产生影响。其计算公式为：S′=TC-PC，其中S′为政府医疗补贴额度，TC为个人全年医疗总费用，PC为个人全年实际医疗总支出。

       4.控制变量

       在考察流动人口健康投资时拟选用的控制变量主要包括性别、年龄、婚姻状况、户口、受教育年限、健康状况、是否残疾等7个变量。研究涉及的变量及其度量具体如表1所示。

      

       (三)数据来源与描述统计

       1.数据来源

       “CHIPS”数据库是迄今我国收入分配与劳动力市场研究领域中最具权威性的基础性数据资料。即由中国收入分配研究院课题组公布的全国层面的大型微观调研数据(CHIP2007/RUMIC2008，最新公开的数据资料)。该数据涵盖我国9省(市)15个具有代表性的城市，包括东部地区：上海；广东的广州、深圳和东莞；江苏的南京和无锡；浙江的杭州和宁波。中部地区：湖北的武汉、安徽的合肥和蚌埠、河南的郑州和洛阳。西部地区：重庆、四川的成都。调查样本包括5000个流动人口家庭，涉及8287个农民工，其中男性农民工为4701个，比重为56.73％；女性农民工为3586，占比为43.27％。该数据收集了调研对象的个人特征、工作特征、收入消费、社会关系等丰富信息，并对农民工进城第一份工作具体情况进行了详尽的调研，由此，获得了进城农民工医疗保险的客观而准确的第一手资料。考虑到数据存在某些指标的极端值或异常值，以及遗漏等不足，这里按照计量要求对数据进行了诸如剔除等处理，最后获得有效样本7064个，其中男性农民工4177个，女性农民工2887个。

       2.描述性统计分析

       变量的描述性统计结果表明(如表2所示)：流动人口中59.13％为男性，40.87％为女性，反映女性正告别祖辈习惯性的生活方式和传统就业方式而逐步融入城市；从婚姻分布状况来看，已婚或再婚占61.21％，同居、离异或丧偶比重为1.85％，未婚占36.94％；他们的健康状况一般都比较好，至少86.07％的流动人口没有自评健康状况有明显不适，这一点可能是因为流动人口大都为青壮年劳动力，他们的平均年龄为31.08岁；平均受教育年限为9.10年，即受教育程度约为初中水平；一般没有残疾(97.62％)；在7064个样本中，没有参加医疗保险的流动人口有2940人，占总样本的41.62％，进一步分析其未购买医疗保险的原因，“没听说”占8.64％(254个样本)、“听说但不了解”占27.41％(806个样本)、“付不起费用”占17.96％(528个样本)、“觉得没有必要”占30.07％(884个样本)，这四项总计占84.08％，反映出大部分流动人口对医疗保险的忽视，其原因可能是要么没有购买意愿，健康风险意识薄弱；要么没有购买能力，缺乏基本的健康投资意愿或能力。

      

       三、实证结果分析

       流动人口特征的描述性分析表明，仅有58.38％的流动人口购买医疗保险，然而只有5.42％的流动人口享受到国家医疗补贴，这表明在购买医疗保险的流动人口中大多数并未享受到国家医疗补贴。而流动人口中外地农民工占79.94％，而本地农民工只有18.67％，户籍制度可能是流动人口享受国家医疗保险补贴的重要因素，同时有74.12％的流动人口工作在私营或个体单位，且有54.12％的流动人口是无合同工作状态，流动人口城市工作单位可能也是影响其购买医疗保险的重要因素。总之，流动人口健康投资行为存在较大差异。实证分析将进一步探讨其健康投资意愿与能力的影响因素和医疗补贴对流动人口健康投资的政策效果。研究拟根据流动人口健康投资行为是否发生，从健康投资意愿(行为未发生)和健康投资能力(行为已发生)两个角度来实证分析其影响因素，同时比较两者实证结果的差别能够辨析流动人口健康投资行为到底是其个人健康投资的理性选择，还是政府实施医疗补贴政策的激励效应？实证结果如表3所示。

      

       (一)健康投资意愿的医疗补贴效应

       流动人口健康投资意愿拟合结果表明，医疗补贴在1％水平上显著正向影响流动人口健康投资意愿，反映医疗补贴有利于提高流动人口的健康投资意愿。个人保健支出在5％显著水平上正向影响流动人口健康投资意愿，即个人保健能力越强，其健康投资意愿越强。月均收入对流动人口健康投资意愿影响并不显著，这反映流动人口的收入与购买医疗保险意愿之间没有显著影响关系，这似乎与现实印象相悖，因为对一般人而言，比较合理的逻辑是收入越多，健康投资意愿越强。流动人口健康投资意愿与收入之间之所以呈现无显著因果关系主要是因为其特殊身份而致，流动人口一方面户籍不在其居住地，因城乡医疗一体化并未有效实施，医疗补贴受限，这一点可以从户口变量回归结果得到一定的印证。实证结果表明，相比较于本地农业户口人员，外地农业户口人员健康投资意愿更弱；另一方面他们生活和工作在城市不仅需要支付较高的生活成本，加之较低的收入水平，如果没有医疗补贴，那么生活在城市夹缝之中的流动人口可能很少考虑到正常的健康投资问题，当然这里面存在诸如描述性统计分析之中表述的那样，绝大多数流动人口缺乏健康投资意识。

       (二)健康投资能力的医疗补贴效应

       在健康投资意愿模型中，拟合结果表明，医疗补贴可以提高流动人口健康投资意愿，但收入与健康投资意愿并无实证意义上的因果联系，这种与流动人口因从事脏乱差等健康风险较高的工作以及其对自身健康的客观需求不相一致的结论是否是流动人口健康投资意愿的真实表达，即医疗补贴是否真的提高了流动人口健康投资意愿，因此，研究拟进一步考察流动人口健康投资能力的医疗补贴效应。

       转移比率λ统计检验在1％水平上显著，这表明样本确实存在选择性偏差，而将λ作为解释变量纳入流动人口健康投资能力方程中可以得到一致的估计。拟合结果表明，月均收入和医疗补贴均与流动人口的医疗保健支出水平均无显著性因果关系，这表明流动人口的健康投资能力并不取决于其收入水平的提高。但值得说明的是，理论上，收入因素应是健康投资能力的决定性因素，收入越高，健康投资能力越强。然而，现实生活中，流动人口离开户籍地转而流动入其他城市，城乡医疗一体化尚未有效落实的情况下，户籍制度的限制与医疗保险的城乡隔离使其健康投资并不像在其户籍地(或输出地)那么“阔绰”，同时考虑到自己收入水平和城市基本消费需求，月均收入可能离城市医疗价格存在一定距离。毕竟，大多数流动人口外出务工期望能够增加自己收入以维持他用，如家庭子女教育、赡养老人、建房等，而非成为一名城市“月光”的“漂者”。同时结合健康投资意愿分析结果可知，医疗补贴只是在流动人口未患病时显著提高其健康投资意愿。因此，研究作出如下推论：医疗补贴仅对流动人口健康投资意愿具有显著性的激励效应，并不能有效提高其医疗保健支出水平，其中最大障碍莫过于城乡医疗体制的分离。支持该推论的证据有两个：一是来自样本的描述性分析，样本的统计分析(见图一)表明58.8％的流动人口购买医疗保险，却只有5.42％的流动人口享受到医疗补贴，16.93％的流动人口因转移而直接或间接无法购买当地医疗保险，说明医疗补贴城乡分离制度在一定程度上阻碍了流动人口健康投资需求。二是模型的稳健性检验。为进一步证实该推论的可靠性，研究按户口特征挑出外地农业户口的流动人口重新采用Heckman两阶段法加以考察，回归结果(如表3外地农业户口列)不仅有力地支撑了全样本回归的稳健性，即核心变量的系数及其显著性均未发生显著性变化，而且表明，月均收入和医疗补贴两变量依然与流动人口健康投资能力没有显著性因果联系，同时医疗补贴正向显著性影响流动人口健康投资意愿。

      

       图一 医疗保险与医疗补贴分布

       (三)其他因素对流动人口健康投资的影响

       性别变量对流动人口的健康投资意愿具有正向显著影响，表明男性流动人口的健康投资意愿较女性要强，这可能是因为流动人口中男性大都从事那些条件比较艰苦、环境比较恶劣、卫生比较差的工作，需要投资更多的医疗成本以弥补工作过程中可能遇到的伤害，女性大都从事那些相对比较轻松的室内工作，健康风险远低于男性。但也有可能是家庭健康投资分配的不平等，男性具有一定的优先健康投资权(高梦滔等，2004)。就婚姻状况而言，已婚流动人口较未婚的健康投资意愿要高，这说明，已婚的流动人口比较关注自己的健康状况，购买医疗保险的概率较高，具有较高的健康投资意愿。而同居、离异或丧偶与未婚的健康投资意愿并无显著性差异；就健康状况而言，相较健康状况一般的流动人口，那些健康状况较好的流动人口往往健康投资意愿比较高，而那些健康状况较差的具有较低的健康投资意愿。同样的情形发生在是否残疾组的流动人口，有残疾但不影响基本生活的流动人口要比没有残疾的购买医疗保险的概率要高，而有残疾且影响基本生活的流动人口较没有残疾的购买医疗保险的意愿反而要低。其可能性的解释是这些健康状况较差或有残疾且影响正常工作或生活的流动人口心理比较自卑，自己不但不能为家庭排忧解难，反而成为家庭的负担，健康投资意愿较低可能只是一种无奈的选择。此外，年龄越大，其健康投资意愿越高。受教育年限越长，其健康投资意愿越高，这表明受教育年限越长的流动人口自我医疗保护意识越强，因而更愿意花钱进行疾病预防。工作单位为事业单位的，或签订合同的流动人口健康投资意愿更强烈。

       四、结论与启示

       研究以CHIP2007关于流动人口的统计数据为实证样本，深入分析流动人口健康投资意愿与能力的医疗补贴效应。研究表明，流动人口健康投资意识普遍薄弱，且存在健康投资渠道不畅的问题，这些主客观因素都为流动人口长期工作和生活在较差环境之中而增加其健康风险埋下隐患。医疗补贴仅能显著提高流动人口的健康投资意愿，而对其健康投资能力并无显著性作用。这反映出流动人口因户籍地差异在家乡购买医疗保险而在流入地患病后无法享受到医疗补贴而增加了流动人口健康投资成本，同时因收入的限制，其健康投资需求缺乏足够的支付能力而未能有效满足，这与医疗补贴政策的初衷存在一定的出入，因此消除流动人口城乡医疗补贴差别是促进医疗服务均等化的重要举措。

       此外，性别差异在流动人口健康投资需求中表现明显，女性流动人口较男性具有较强的健康投资意愿，但其医疗保健支出较男性要少。其原因可能是：一方面男性流动人口收入一般较女性流动人口高[20]，健康投资需求具有一定的优先权，而且男性从事的工作环境较女性要艰苦，其健康风险明显要高于女性；另一方面受传统的“男尊女卑”思想的影响，在家庭化转移过程中，男性获得健康投资优先配置的可能性更高一些。

       基于以上研究结论，其政策启示为：第一，完善城乡医疗一体化制度，将流动人口医保制度纳入其流入地管理系统之中，实行城乡医疗并轨以提高流动人口健康投资意愿，有效降低其患病后的部分治疗成本。第二，通过健康宣传等途径提高流动人口健康投资意识。研究显示，84.08％的流动人口对作为健康投资重要途径医疗保险的忽视，其原因要么是没有购买意愿，健康风险意识薄弱；要么是健康投资信息渠道闭塞，缺乏基本的健康投资意识。第三，关注女性流动人口的健康投资状况。研究表明，女性流动人口较男性健康投资意愿较弱。同时考虑到女性特殊的家庭角色，以及近年来进城务工女性农民工增幅高于男性，农村女性正告别祖辈习惯性的生活方式和传统就业方式，逐步融入城市(肖云，2005)，因此，政府应更加关注女性流动人口健康投资需求，优化医疗保健基础设施，为其提供更好的健康投资服务和畅通的健康投资渠道。

       *该标题为《改革》编辑部改定标题，作者原标题为《医疗补贴与流动人口健康投资》。

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