农民工参与城镇医疗保障的行为研究

2009年第2期
第24卷（总94期）
No．22009Vol．24General No．94
南方人口
SOUTH CHINA POPULATION
*［收稿日期］2008－12－27
［作者简介］黄乾，南开大学经济学院人口与发展研究所副教授，经济学博士，研究方向为劳动经济学和人口经济学。

一、引言
自改革开放以来，随着工业化和城市化的步伐日益加快，农村剩余劳动力向城市流动和转移的数量与日俱增。

尽管2004年以来城市农民工规模已经过亿，但由于多种原因他们没有彻底转变为城市市民，而是属于农民和市民之间的过渡性群体，只能从事脏、苦、累并且收入低下的工作，这极大地影响了农民工的健康。

同时，缺乏必要的医疗社会保障也是农民工健康问题产生和难以应对面临的疾病困扰的社会体制原因，劳动和社会保障部2005年的快速调查显示，参加基本医疗保险的农民工占全部农民工的比例只有10％（刘军、陈兰，2005）。

目前，农民工的健康问题和医疗保障问题日益成为一个不容回避的社会问题，也是引起全社会关注的焦点。

在解决农民工医疗保障的基本制度安排方面，将农民工纳入城镇医疗保障体系成为农民工医疗保障的主要模式之一。

那么，影响农民工参与城镇医疗保障制度的因素是什么？城镇医疗保障制度是否解决了农民工的医疗保障？就成为值得关注和探讨的问题。

近年关于农民工的医疗保障问题的研究主要集中在两方面：一方面是农民工医疗保障的模式研究，如李迎生（2002）提出对农民工实行阶段性相对独立的社会保险制度，郑功成（2002）提出应该分类分层保障农民工，杨立雄（2003）指出应该将农民工纳入农村的社会保障制度中。

另一方面是关于农民工医疗保障的覆盖情况和参保意愿的研究，研究发现农民工的医疗保障覆盖率和参保意愿都比较低，个体因素和就业因素会影响农民工医疗保障参保意愿（华迎放，2004；严胜等，2004）。

可以发现，现有关于农民工医疗保障的研究主要分析了医疗保障制度存在的问题和模式选择上，而较少关注医疗保障制度和模式对农民工医疗保障的效果。

农民工参加城镇医疗保险体系是
农民工参与城镇医疗保障的行为研究
黄
乾*
（南开大学经济学院，天津
300071）
［摘
要］文章利用农民工调查数据，研究了农民工参与城镇医疗保障的影响因素以及城镇医疗保障对
农民工医疗支出决策和医疗费用的影响，考察城镇医疗保障制度是否解决了农民工的医疗保障问题。

研究结果发现，自评健康状况很好和很不好的农民工都不愿意参与城镇医疗保障，城镇医疗保障既存在逆向选择，也没有有效分散农民工的医疗风险。

农民工是否有医疗支出和医疗费用的多少主要取决于疾病严重程度，农民工参与城镇医疗保障对此没有显著性影响。

因此，现行农民工城镇医疗保障制度还没有起到为农民工提供足够的医疗保障作用。

［关键词］农民工；医疗保障；医疗支出［中图分类号］C92－05
［文献标识码］A
［文章编号］1004－1613（2009）02－0021－07
2009年第2期南方人口
为了获得医疗保障，以分散疾病风险，通过考察农民工参与城镇医疗保障制度与医疗支出决策的关系可以检验城镇医疗保障制度的保障程度。

本文利用农民工调查数据，建立农民工参与城镇医疗保障与医疗支出的决策模型，分析城镇医疗保障制度是否解决了农民工的医疗保障，增加了参保农民工医疗服务的可获得性，从而为完善农民工医疗保障制度提供可行的政策建议。

二、模型、方法与数据
（一）模型设定和方法
参与城镇医疗保障制度的决策模型
由于参与城镇医疗保障制度是一个二元的离散变量，包括参与和不参与两种情况，因此，本文采用probit模型估计农民工是否参与城镇医疗保障制度的决策方程，具体形式如下：Prob（insu）＝α0＋α1gender＋α2age＋α3marriage＋α4edu＋α5income＋α6price＋α7health＋ε（1）
方程（1）中被解释变量为农民工是否参与城镇医疗保障，设insu＝1为农民工参与城镇医疗保障，insu＝0为农民工不参与城镇医疗保障；gender是表示性别的虚拟变量，1为男性，0为女性；age是年龄；marriage是婚姻状况的虚拟变量，1为已婚，0为未婚；edu是受教育年限，其中小学为6年，初中为9年，高中、中专及技校为12年，大专为15年，大学及以上为16年；income是农民工的年收入；price是医疗服务价格，以一次治疗一般小病的价格作为代理变量；health是农民工的健康程度，我们采用农民工的健康自评数据，尽管健康自评数据不够完美，存在测量误差的问题，但仍然是一个非常有价值的指标，能综合反映一个人健康的重要信息（Gerdtham等，1999；Kaplan等，1983；刘国恩等，2004；赵忠，2006），本文根据调查数据把健康自评分为很好、比较好、不太好、很不好4个等级，并分别设置为虚拟变量。

医疗支出决策模型
个人的健康状况、经济条件、疾病的严重程度、医疗服务的价格以及个人特征等因素是影响农民工医疗支出的主要因素。

在对医疗支出行为的研究中，所能观测到的医疗支出水平常常具有选择性，而对这种选择行为的不同理解构成了估计医疗支出行为方法选择的基础。

目前学者们通常使用两步骤模型来研究我国居民医疗支出行为（封进、秦蓓，2006；Mocan，2004；等）。

本文以两步骤模型为基础，将医疗支出行为分解为是否参与医疗服务消费和在决定进行医疗服务消费之后的医疗费用大小决定两个过程。

对是否参与医疗服务消费的识别是建立在医疗费用的基础上，当医疗费用大于0时，则认为该农民工参与医疗服务消费。

医疗支出参与方程的形式如下：
Prob（med）＝α0＋α1gender＋α2age＋α3marriage＋α4edu＋α5income＋α6price＋α7insu＋α8sev＋α9insu×sev＋ε（2）对方程（2）进行probit估计，被解释变量为调查前半年内农民工是否参与医疗服务消费，表示为P（med），med＝1为农民工参与医疗服务消费，med＝0为农民工不参与医疗服务消费。

方程（2）也考察城镇医疗保障制度对农民工的医疗行为是否产生影响，如果城镇医疗保障制度对农民工有医疗保障，从而参与城镇医疗保障制度的农民工能获得更多的医疗服务，城镇医疗保障变量应该有显著正效应。

医疗费用方程形式如下：
ln med exp＝β0＋β1gender＋β2age＋β3marriage＋β4edu＋β5income＋β6price＋β7insu＋β8sev＋β9insu×sev＋ε（3）在方程（2）、（3）中，性别、年龄、教育、收入、医疗服务价格、婚姻变量及农民工是否参与城镇医疗保障与方程（1）相同，medexp为调查前半年内患病农民工的医疗费用支出，sev是疾病的严重程度，分为轻、中、重三个等级，分别设置虚拟变量，在解释变量中新加入了是否参与城镇医疗保障、疾病的严重程度变量及城镇医疗保障与疾病严重程度的交互项，目的是考察
参与城镇医疗保障的农民工对其医疗费用是否有显著性，从而判断城镇医疗保障制度对农民工医疗保障的影响，如果农民工的医疗费用主要取决于疾病的严重程度，是否参与城镇医疗保障对农民工的医疗费用没有显著性影响，则可以认为城镇医疗保障制度并没有起到农民工医疗保障的作用。

考虑到所观测到的参与者并非样本总体的随机选择，因此有可能导致有偏的系数估计，即产生选择性偏误，Heckman （1979）两阶段法，即通过构造逆米尔斯比率的选择项来对不可观测的选择性进行控制，能有效解决样本的选择性偏误问题。

本文首先对方程（3）进行了Heckman 估计，发现逆米尔斯比率并不显著，从而运用普通最小二乘法（OLS 方法）可以得到无偏估计，因此本文用OLS 方法对方程（3）进行了估计。

（二）数据
本文所使用的数据来自教育部哲学社会科学重大研究攻关项目“农村劳动力转移就业的社会政策研究”课题组，于2006年8月－10月在上海、天津、广州、沈阳、昆明五城市进行的农民工调查，调查内容涉及农民工的个人基本情况、就业状况、收入、职业培训、健康与医疗、居住、子女教育、社会保障、服务需求、社会交往和社会活动等。

考虑到未成年人和老年人的健康及影响因素与成年人存在较大差异，因此本文将样本限制在年龄为18－60岁的农民工，有效样本共
2819个。

有关主要变量的描述性统计如表1所示。

从年收入看，参与城镇医疗保障的农民工高于未参与城镇医疗保障的农民工，因此，年收入较高的农民工有较高的参与城镇医疗保障的倾向。

此外，
表1
主要变量的描述和统计变量
gender age marriage edu income price med medexp health health1health2heath3health4sev sev1sev2sev3insu
样本量
定义男性＝1年龄（岁）已婚＝1
受教育年限（年）收入（元）
治疗小病的价格（元）有医疗支出（％）医疗支出费用（元）健康状况自评（％）很不好不太好比较好很好
疾病严重程度（％）轻度中等严重
参与城镇医疗保障（％）
均值
0．6030．560．554．2912188．163861．1409．666．67．334．551．67．58．12．37．7
标准差
0．4810．570．481．2310976．552147．52912．6710．522．447．649．133．130．215．126．6
均值
0．5128．290．465．1114169．364760．2427．214．36．833．455．513．46．23．4－
标准差
0．509．600．491．478970．751849．12802．29．716．548．849．329．930．311．7－均值
0．5930．010．534．2712765．964159．0288．696．45．426．661．69．39．72．6－
标准差
0．4910．430．501．1810480．591349．31042．926．522．646．948．632．129．613．8－6843
505
6016
全部样本参与城镇医疗农民工未参与城镇医疗农民工注：为了比较方便，剔除了参加其他医疗保险的农民工样本，因此本表的未参与城镇医疗农民工是指没有参与任何医疗保险的农民工。

农民工参与城镇医疗保障的行为研究
2009年第2期
南方人口
参与城镇医疗保障的农民工治疗一次小病的价格高于没有参与城镇医疗保障的农民工，存在一定的道德风险。

为避免个人治疗一般小病的选择偏差，本文对数据中每个农民工治疗一般小病的费用加以平均，在此基础上得到每个调查区农民工平均的一般小病治疗费用，作为治疗一般小病的价格。

农民工的收入为调查前12个月农民工工资等收入。

三、实证分析及结果
（一）农民工参与城镇医疗保障制度行为分析
表2给出了对公式（1）的probit 模型回归结果，模型2增加了农民工收入与健康自评的交互项，模型1与模型2的估计结果基本一致。

1、性别变量。

性别对农民工是否参
与城镇医疗保障具有显著的负作用，说明女性农民工更倾向于参与城镇医疗保障。

年龄和婚姻的系数符号为负，但都不显著，说明年龄和婚姻与是否参与城镇医疗保障无显著性影响。

医疗服务价格（用一般小病的治疗价格反映）对农民工是否参与农民工参与城镇医疗保障具有显著的正作用。

2、受教育程度变量。

结果显示，受教育程度对农民工参与城镇医疗保障具有显著的负效应，
即受教育程度较高的农民工参与城镇医疗保障的人数较少，说明受教育程度是农民工参与城镇医疗保障的消极影响因素。

其中可能的原因有两方面：其一，受教育程度高的农民工其健康水平可能相对较高，从而产生一定的逆向选择行为；其二，受教育程度的差异会造成农民工对事物的认识和判断的差异，受教育程度较高的农民工对医疗保障的作用等有更清醒的认知，当认识到当前城镇医疗保障并不能真正解决其医疗保障，对城镇医疗保障产生一种不信任感时，参与的积极性就比较低。

3、收入变量。

本次调查数据显示，目前城镇医疗保障的月缴费平均为105元，其中农民工自
己缴纳的月费用平均为61元，而农民工的平均月工资为1066元，自己承担的缴费水平占农民工工资的比重不到6％，因此，收入应该不是构成农民工参与城镇医疗保障制度的主要障碍，收入变量的回归系数显著为负，这说明较高收入农民工更依赖于其他形式的保障如家庭保障，而低收入农民工面临疾病风险，想参与城镇医疗保障，以分散风险，但收入变量的系数估计值很低表明收入与农民工参与城镇医疗的相关性很弱。

从收入与健康自评的交互项来看，只有收入与健康自评状况很不好的交互项影响不显著，其他都是显著的负作用，而且系数估计值比较小，这说明对于健康状况较好的农民工而言，随着收入的增加其参与城镇医疗保障的概率趋于下降，而对于健
表2农民工参与城镇医疗保障的选择行为probit 估计
变量性别年龄婚姻受教育程度收入
医疗服务价格健康自评很好比较好（参照组）不太好很不好收入×很好收入×比较好收入×不太好收入×很不好常数项样本数
χ2检验值χ2显著性Pseudo R 2
最大似然率
系数
－0．124***－0．002－0．061－0．074**－0．0001***0．032***－0．311**－
－0．261－0．540***－－－－3．196***
标准误
0．1520．0120．2180．0520．00020．0060．153－0．4430．539－－－－1．660
系数
－0．137***－0．003－0．063－0．078*－
0．036***－0．427**－－0．302－0．974***－0．0002***－0．0002**－0．0002**0．00013．416***
标准误
0．1560．0140．2190．055－0．0070．198－0．4950．7120．00070．00050．00070．00011．728
模型1模型2
6843
115．40．0000．2014－427．85
6843128．60．000
0．2235－419．32
注：***、**、*分别表示在1％、5％和10％的水平上显著。

下同。

康状况差的农民工，较低收入者并没有更强的意愿参与城镇医疗保障，这在很大程度上说明城镇医疗保障制度没有为农民工提供足够的医疗保障。

4、健康状况。

回归结
果表明，健康自评很好与很不好都表现出显著的负效应，这意味着健康自评很好与很不好的农民工均不参与城镇医疗，但两者反映的问题具有不同性质。

健康状况很好的农民工不参与城镇医疗保障，可能是逆向选择行为的结果，而健康很不好的农民工也不愿意参与城镇医疗保障，充分说明城镇医疗保障没有解决农民工的医疗风险，疾病严重的农民工即使参与了城镇医疗保障也可能很难享受应有的医疗服务。

（二）农民工医疗支出行为分析
表3汇报了对方程（2）、
（3）的估计结果，
模型2和模型4加入了城镇医疗保障与疾病严重程度的交互项。

年龄对是否有医疗支出具有显著的负效应，这说明有医疗支出的概率随着年龄的增加而下降，年轻农民工有医疗支出的概率更大，但是年龄对医疗费用的影响不显著。

性别、婚姻、受教育程度、收入及城镇医疗保障与疾病严重程度的交互项均不显著，说明这些变量对是否有医疗支出及医疗费用没有显著影响。

医疗服务价格对农民工是否有医疗支出及医疗费用具有显著的负影响，这说明，一方面，较高的价格会降低农民工的医疗服务消费；另一方面随着价格的上升农民工将被迫通过减少医疗服
表3
农民工医疗支出行为的估计结果
变量性别年龄婚姻受教育程度收入
医疗服务价格城镇医疗保障医疗报销比例疾病严重程度轻度中等严重
城镇医疗保障×轻度城镇医疗保障×中等城镇医疗保障×严重常数项样本数
χ2／F 检验值χ2／F 显著性Pseudo R 2／R 2
最大似然率
模型1
－0．086
（0．084）
－0．010*
（0．0006）
0．177
（0．117）
－0．024
（0．035）
－0．0001
（0．0003）－0．004**（0．002）0．243***（0．112）
－
2．059***（0．228）2．401***（0．293）3．156***（0．327）
－－－
－2．638***6843912．840．0000．5224－690．78
模型2
－0．088
（0．084）
－0．008*
（0．0002）
－0．179
（0．117）
－0．0021
（0．034）
－0．0001
（0．0002）－0．005**（0．002）0．816
（0．194）
－
2．027***（0．0233）2．352***（0．298）3．104***（0．335）
0．261
（0．283）
0．359
（0．352）
0．415
（0．466）
－2．602***6843934．660．0000．5229－690．35
模型3
2．166
（5．105）
0．502
（0．463）
0．446
（0．149）
2．019
（1．855）
0．0002
（0．0003）－0．471**（0．326）
88．694
（101．73）
－112．44***（49．62）238．71***（67．54）1350．67***（482．75）
－－－
－96．54***68434．590．0000．1869
－
模型4
3．523
（5．762）
0．847
（0．415）
0．629
（0．197）
2．236
（1．795）
0．0002
（0．0003）
－0．548**
（0．373）
26．476
（55．892）
－
125．64**
（60．23）243．59**（71．44）988．71***（306．52）
－54．67
（68．93）
－77．28
（81．46）
3118．5
（2907．84）
－90．47**68434．590．0000．2315
－
模型5
2．317
（5．429）
0．438
（0．496）
0．574
（0．202）
1．625
（1．034）
－0．0001
（0．0002）
－0．697**
（0．425）
－42．86**
（35．24）
114．57***
（49．38）
196．52**
（64．17）1289．66***
（450．93）
－－－－78．26*68434．640．0000．2147－
医疗费用
是否有医疗支出注：括号内为标准误。

农民工参与城镇医疗保障的行为研究
2009年第2期南方人口
务消费以降低医疗支出。

城镇医疗保障对农民工是否有医疗支出有显著的正影响，当加入与疾病严重程度的交互项后，城镇医疗保障变量的估计系数仍为正，但并不显著，可能的解释是参与城镇医疗保障的农民工存在一定的逆向选择，城镇医疗保障在剔除了疾病严重程度的作用以后，本身对农民工是否有医疗支出并无显著性的影响。

城镇医疗保障状况对农民工是否有医疗支出并无显著性影响，这很可能与城镇医疗保障对农民工的医疗保障程度有关。

为此，本文以农民工看病后医疗费用的报销比例为解释变量来替代城镇医疗保障变量，报销比例越高表示农民工的医疗保障程度越高，估计结果显示，医疗报销比例对居民医疗支出有显著正的影响（见表3中的模型5）。

就医疗费用看，城镇医疗保障变量的估计系数为正，但不显著，说明城镇医疗保障对农民工的医疗费用也无显著性影响。

疾病严重程度变量对农民工是否有医疗支出及医疗费用具有显著性的正效应，并且回归系数随着疾病严重程度的上升而逐渐变大。

这说明，农民工与其他居民一样，也具有较强的健康风险规避意愿。

通过对农民工医疗支出行为的分析，我们可以发现，目前城镇医疗保障没有为农民工提供应有的医疗保障，参与城镇医疗保障的农民工并没享受更多的医疗服务，就总体而言，农民工是否有医疗支出及医疗费用主要取决于健康状况或疾病的严重程度，参与城镇医疗保障对是否有医疗支出及医疗费用并没有显著效应。

四、结论及政策含义
本文采用农民工调查数据，用离散选择模型和两步骤模型实证分析农民工参与城镇医疗保障制度和医疗支出的决策，考察城镇医疗保障制度对农民工医疗保障的影响。

结果表明，第一，受教育程度和收入变量对农民工参与城镇医疗保障制度有显著的负作用，健康状况很好和很不好的农民工均不愿参与城镇医疗保障制度，这显示农民工参与城镇医疗保障既存在逆向选择，也反映城镇医疗保障制度还没有真正解决农民工足够的医疗风险，从而造成农民工参与城镇医疗保障的意愿不强和积极性不够。

第二，医疗服务价格对农民工是否参与城镇医疗保障有显著的正效应，这在一定程度上反映出医疗服务价格增加了农民工的疾病风险，进而增加了农民工参与城镇医疗保障的需求；医疗服务价格对农民工是否有医疗支出及医疗费用有显著的负影响，即价格的上升降低了农民工的医疗费用。

究其原因，主要是由于城镇医疗补偿水平过低，没有起到相应的医疗保障作用，如果以医疗费用的报销比例为解释变量，发现医疗报销比例对医疗费用具有显著的正影响，这反映目前城镇医疗保障的补偿不足在一定程度上影响了医疗保险的作用。

第三，农民工是否有医疗支出和医疗费用主要取决于疾病严重程度，而农民工参与城镇医疗保障对此并无显著性影响，参与城镇医疗保障的农民工并没有享受到更多的医疗服务。

因此，本文研究的基本结论是目前的城镇医疗保障并没有为农民工提供足够的医疗保障。

就政策含义而言，现行城镇医疗保障还没有起到为农民工提供足够的医疗保障作用，因此，提高医疗保障程度和改善参保农民工的福利水平应该成为农民工城镇医疗保障制度建设的重要评价标准、目的和工作重点，以吸引更多的农民工参与医疗保障。

首先，政府可以通过相应的政策和财政支持保证农民工医疗服务的质量和数量；其次，农民工医疗保障的补偿方式、补偿水平和补偿时间等应该适应农民工群体的复杂性、异质性和流动性；最后，降低医疗服务价格，这不仅能减少医疗补偿费用，也能降低农民工医疗费用，提高其医疗消费水平。

农民工参与城镇医疗保障的行为研究
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Urban Medical Security System and Immigrant workers'Medical Security
Huang Qian
The Economics School of Nankai University，Tianjin300071
Abstract：Based on the migrant workers'survey，the paper discusses the influence of urban medical security system on migrant workers'medical security．The results show that the migrant workers with best and worst health in self-evaluation are not willing to join the urban medical security system and that the system encounters adverse selection with low ability to disperse the risks of medical services for immigrant workers．The probability and amounts of medical expenditure for immigrant workers depend mainly on how serious their health problems are with no consideration that if they should enroll
in the urban medical security system．In one word，the urban medical security system has failed to provide enough medical security for immigrant workers．
Key words：Immigrant workers；medical security；medical expenditure。