醫療保險與城鎮老年人幸福感探討

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一、文獻綜述

學術界對幸福感并沒有一個準確的定義，大體反映人們對生活的整體主觀評價，通常用主觀幸福感（SubjectiveWell-bing,SWB）表示。幸福指數最早由諾獎得主薩繆爾森提出，他給出一個方程式，幸福=效用/欲望。幸福感實際上是現實的生活狀態與心理期望狀態的一種比較，對期望的滿足感越大，幸福感就越高。幸福感研究主要集中在兩個領域，一個是幸福感的測度，另一個是幸福感的影響因素。測度主觀幸福感一般采取自陳報告測量方法，由受訪者自我匯報他對生活的滿足感受，以此反映其幸福感。例如，著名的世界價值觀調查②(WorldValueSurvey)通過設計這樣一個問題來測量受訪者的幸福感：“總的來說，您覺得幸福嗎？”，有“非常幸福”、“幸福”、“不是很幸福”、“一點也不幸福”四個選項，每個選項賦予不同的數值，“非常幸福”賦值為1，“幸福”賦值為2，“不是很幸福”賦值為3，“一點也不幸福”賦值為4。中國綜合社會調查（CGSS）也是通過設計這樣一個問題來測量個人的幸福感：“總體而言，您對自己所過的生活的感覺是怎么樣的呢？您感覺您的生活是：”，有“非常不幸福”、“不幸福”、“一般”、“幸福”、“非常幸福”五個選項，每個選項被賦予不同的數值。這種自陳報告式的測量方式存在一定的缺陷，受訪者的回答容易受到當時情境或情緒狀態的影響，因此，只是一種主觀的近似的測量。幸福感的影響因素研究大多從人口學特征、經濟因素（收入、收入不均、失業、通脹）和政治因素（民主、投票參與等）展開（FreyandStutzer)[2]。物質幸福感是大多數人持有的觀點，更高的收入可以享受更多的物質財富，從而更為幸福；相對收入也影響居民的幸福感，西方有句俗語叫“跟上瓊斯”，杜森貝利把效用函數定義為U(個人消費/社會平均消費，個人收入/社會平均收入)[3]。Easterlin認為，主觀幸福感隨著自身收入水平的提高而正向變化，但隨著他人收入水平的提高而反向變化[4]。然而，Dieneretal.的研究發現，在影響個人快樂的所有變量當中，收入所占的比重不超過2%。苗元江認為年齡、性別、教育、婚姻狀況等人口學變量可以解釋幸福感變異的15%[6]。黃有光的研究發現，性格較開朗比性格較不開朗的人更加快樂，結過婚的人比沒有結過婚的人更加快樂，有穩定職業的人比沒有穩定職業的人更加快樂，健康狀況好的人比健康狀況差的人更加快樂，有信仰的人比沒有信仰的人更加快樂，有某種嗜好（如養花、書法、釣魚）的人通常要比沒有嗜好的人更加快樂等③。老年人的健康與幸福感是步入老年化社會比較關注的問題，影響老年人幸福感的因素眾多，如經濟來源、健康狀況、婚姻狀況、喪親、退休狀況、社會支持、社會互動等，但是、從醫療保險角度考察老年人幸福感的文獻并不多。Hughes&Waite發現，在51歲到61歲的美國中老年人中，養老模式和自評健康、死亡率、憂郁癥之間存在明顯的依存關系；亓壽偉，周少甫發現公費醫療顯著提高農村老年人的幸福感，城鎮職工醫療保險和農村合作醫療分別對城鎮和農村老年人的幸福感具有積極的作用。

二、理論模型

在理論分析中，幸福感一般用效用函數表示，我們借鑒李濤等的理論模型[9]，把醫療保險引入老年人的效用函數。假設老年人的效用函數取決于兩個因素：醫療保險消費（I）和其它滿足老年人生活需要的消費。考慮到保險的運作，具有跨期平滑風險的功能，效用函數為存在兩期的跨期效用函數：U(C1,C2,I)=V(C1)+βV(C2)+W(I)其中C1，C2分別為第一期和第二期的消費，I為醫療保險消費，效用函數可分，β為貼現因子。W(I)衡量了醫療保險對老年人效用的影響，其中包含了各種可能的作用機制，如健康、風險、情緒等等。假設V(•)、W(•)滿足效用函數的標準條件，一階導大于0，二階導小于0，即V''''(•)＞0,V''''''''(•)＜0,W''''(•)＞0,W''''''''(•)＜0，這一假設約定醫療保險消費和其它消費一樣，都滿足邊際效用為正且邊際效用遞減。醫療保險支出受保險合同約束，因此，醫療保險消費外生給定，老年人的跨期預算約束為：P1*C1+P2*C21+r≤Y1+Y21+r其中P1和P2分別為外生給定的消費價格，Y1和Y2分別為老年人第一期和第二期的收入水平（是扣除了醫療保險支出之外的預算收入），r為外生給定的實際利率水平。此外，假設收入水平外生給定且不存在不確定性，而且不受到流動性約束，可通過自由借貸以平滑消費。這時，老年人的最優化問題為：maxU(C1,C2,I)=V(C1)+βV(C2)+W(I)s.t.P1*C1+P2*C21+r≤Y1+Y21+r其一階條件為：VC''''1=β(1+r)P1P2VC''''2進一步，我們假設，β(1+r)=1，P1=P2=1，此時VC''''1=VC''''2，即C1=C2=(Y1+Y21+r)/2。在此情形下，老人的總效用為：U(C1,C2,I)=(1+β)V(12Y1+Y22(1+r))+W(I)此時，醫療保險的邊際效用為U''''1=W''''1，假設醫療保險的邊際效用W''''(I)為正，且邊際效用遞減，因此，在流動性不受約束的情況下，老年人可以平滑其消費，穩固的醫療保險消費給老年人帶來正向的邊際效用，由于醫療保險的邊際效用遞減，因此，最優的醫療保險購買應該滿足購買醫療保險的邊際效用等于其邊際成本。在此理論分析的基礎上，我們提出待驗證的理論假說，醫療保險可增進老年人的幸福感。

三、實證檢驗

1.數據本文數據來自中國老年人健康長壽影響因素調查數據庫（CLHLS），該調查項目由北京大學中國經濟研究中心曾毅教授主持，調查于1998年啟動，隨后的跟蹤調查分別在2000年、2002年、2005年、2008年以及2011年進行，調查涵蓋了中國31個省中的23個，涵蓋區域總人口約占全國總人口的85%，調查時，隨機選擇大約一半的市/縣作為調研點進行調查。本文使用2005-2008年的兩期面板數據，2005年共有15638位老年人接受問卷調查，其中5209人在2008年接受調查時已去世，另有2957人在2008年調查時失去聯系。由于城鄉之間在老年人收入結構、醫療保險等方面存在差異，本文只考察城鎮人口，所以剔除了來自農村的老年人樣本7433人，為了排除極端值的影響，我們剔除了百歲以上的老年人樣本（713人），為了消除缺失值對回歸結果的影響，在變量處理過程中我們剔除變量信息缺失的老年人樣本，本文最終使用的樣本包括3662位受訪者。2.變量本文的因變量是幸福感，我們參照現有文獻對幸福感的測度方法，中國老年人健康長壽影響因素調查中有這么一個問題：“您覺得您現在的生活怎么樣？”，有“很好”、“好”、“一般”、“不好”、“很不好”幾個選項，考慮到老年人樣本在兩期間存在一定的死亡比例，我們把死亡看作是老年人健康和幸福狀況的最差情況，因此，我們把老年人的幸福感分成6個等級，從1到6分別表示“死亡”、“很不好”、“不好”、“一般”、“好”、“很好”，分值越高意味著幸福度越高。醫療保險是本文的核心解釋變量，由于問卷中關于醫療保險的調查，形式繁雜，難以清晰定義老年人是否擁有醫療保險，因此，我們以醫療費用的支付方式來表示老年人醫療保險的差異，若醫療費用的支出主要由社會醫療保障支付，在我們定義的醫療保險虛擬變量中取值為1，若老人的醫療費用主要由自己、配偶和子女等家庭內部成員承擔，則取值為0。考慮到老人的幸福感還受到其它因素的影響，我們控制了婚姻、健康、嗜好、年齡、性別等人口學變量。除此之外，物質生活水平會影響人們的幸福感，CLHLS通過詢問以下問題來了解受訪者的生活水平：“您的生活在當地比較起來，屬于：”，有“很富裕”、“比較富裕”、“一般”、“比較困難”、“很困難”幾個選項。CLHLS調查問卷中有洗澡、穿衣、室內活動、上廁所、吃飯、控制大小便等六個方面問題，可以衡量老年人的生活自理能力，我們設置一個反映自理能力的變量ADL，變量值最大為6，表示每一項都能自理，變量值最小為0，表示所有六個項目均需別人幫助。老年人的初始健康狀況會影響其幸福感，我們采用調查員對受訪老人的健康評價，1-4分別代表很不健康到健康。考慮到住房與居民幸福感之間的關系，住房變量取1代表老人對住房擁有產權，取0則意味著老人對住房沒有產權。社區的條件會影響到老年人的幸福感，問卷中有問題詢問：“您所在社區有哪些為老年人提供的社會服務”，我們選擇“出診”和“保健知識”作為虛擬變量，代表老年人所在社區的條件，取值1表示提供這種服務，取值0表示沒有提供。婚姻狀態會影響到老年人的幸福感，因為陪伴、互相照顧是老年人之生活所需，我們設置婚姻虛擬變量，老人結婚且與老伴同住取值為1，其它情況都取值為0。另外，老年人若有一定的生活愛好，也可提高其幸福感，因此，我們引入兩個變量表示老年人的生活愛好，一是鍛煉，二是看電視聽廣播，前者是二元虛擬變量，后者是頻次選項變量，如幾乎每天、每周至少一次、每月至少一次等等。變量名稱及定義如表2所示：3.計量分析估計醫療保險對老年人幸福感的影響，可能存在內生性問題，一是可能互為因果，二是可能遺漏掉一些重要變量，三是可能存在測量誤差。內生性的解決是個普遍難題，因為從數據庫中尋找工具變量比較困難，我們參考類似文獻的處理方法，采用兩期數據（2005，2008），為了更清晰地體現因果關系，因變量使用2008年的數據，自變量使用2005年的數據，這可以一定程度上減小內生性，但仍然沒有完全解決這一問題。本文采用兩期微觀數據，檢驗第t期到第t+1期間老年人的醫療保險對第t+1期的生活幸福程度的影響。具體計量模型設計如下:Happinessi,t+1=β1medinsurancei,t+nj=2ΣβjXi,t,j+εi,t+1因變量是幸福感，自變量是醫療保險，控制變量包括生活水平、年齡、性別、婚姻、教育、健康、鍛煉、住房、生活自理能力、社區條件、喜愛電視廣播程度等等。關于估計方法，由于幸福感是有序離散變量，適合使用有序離散因變量概率模型（Orderedlogit或Orderedprobit）進行回歸估計，其中，Orderedlogit假設隨機變量服從邏輯概率分布，而Orderedprobit假設隨機變量服從正態分布。我們同時采用OLS，Or－deredlogit和Orderedprobit模型對參數進行估計，這樣做的好處是，既能獲得計量結果，也能比較結果的穩健性。回歸結果如表4所示：回歸結果顯示，醫療保險對老年人的幸福感有顯著的正向影響，擁有醫療保險的老年人比沒有醫療保險的老年人幸福感更高。生活水平對老年人的幸福感有顯著的正向影響，說明經濟層面對老年人的晚年幸福影響顯著；受教育年限對老年人幸福感的影響顯著為正，這可能與教育程度影響老年人的社會文化活動有關；良好的健康狀況、良好的自理能力會顯著提高老年人的幸福感，因為這與老年人的生存質量息息相關；擁有房屋產權的老年人的幸福感，顯著高于沒有房屋產權的老年人，老人的房產是其安身立命之所，至少能從房產的繼承人那得到較好的照顧。其它方面，男性老年人的幸福感要顯著低于女性，這和性別與幸福感的普遍結論相同。年齡二次方的系數顯著為負，說明在老年人群體中，年紀居中的老年人幸福感最強，而年紀過大的老年人和或許剛剛退休的老年人幸福感較差，年紀過大時，生存質量下降，剛剛退休的老年人可能有些失落感或不適應。已有研究發現嗜好有利于提高人們的幸福感，這里也一樣，經常鍛煉身體的老年人幸福感顯著提高，喜歡看電視和聽廣播的老年人幸福感更高。從本文的回歸結果來看，婚姻狀況對老年人的幸福感影響不顯著，反映社區條件的兩個指標（醫生出診和提供保健知識）的系數也不顯著。

四、穩健性檢驗

為了檢驗結論的穩健性，我們對樣本進行劃分，按年齡分離出80歲以上和80歲以下的兩個子樣本，同理，按性別分離出男性和女性兩個子樣本，如表5所示：針對不同的子樣本，我們以老年人幸福感為因變量，以醫療保險為自變量，再控制其它變量進行回歸，模型設計和控制變量與第四部分相同，回歸結果如表6所示，由于篇幅有限，本處只匯報醫療保險這一核心自變量的系數和顯著性，結果顯示，對不同的子樣本，醫療保險對老年人幸福感的影響都顯著為正，說明這一結論穩健可靠。六、結論與啟示本文利用中國老年人健康長壽影響因素調查（CLHLS）2005年、2008年兩期數據，分析醫療保險對老年人幸福感的影響，結論指出，醫療保險對老年人幸福感的影響都顯著為正。另外，本文也得出一些其它有意思的結論，經濟生活水平對老年人的幸福感有顯著的正向影響，受教育程度對老年人幸福感的影響顯著為正，良好的健康狀況、良好的自理能力會顯著提高老年人的幸福感，擁有房屋產權的老年人的幸福感，顯著高于沒有房屋產權的老年人，男性老年人的幸福感要顯著低于女性，經常鍛煉身體的老年人幸福感顯著提高，喜歡看電視和聽廣播的老年人幸福感更高。我國長期實行計劃生育政策，現在或將步入老年化社會，如何讓龐大的老年人群體擁有一個幸福的晚年，是政府和社會必須關注研究的一個重要問題。老年人步入年老多病的階段，老有所養，老有所醫是文明社會一個特征，因此，要建立和完善老年人的醫療保險制度，建設醫療保障體系讓老年人老有所醫，這是增進老年人幸福感的重要手段。另外，老年人也可從文化社會活動、身體鍛煉以及個人嗜好等方面獲得幸福和快樂。（本文來自于《消費經濟》雜志。《消費經濟》雜志簡介詳見）

作者：馮詩杰李憲袁正單位：西南財經大學經濟學院