新农合对农户商业医疗保险需求影响的研究_许荣

保险研究2013年第3期INSURANCE STUDIES No.32013新农合对农户商业医疗保险需求影响的研究
许荣1，2张迪1吉学1
（1.中国人民大学财政金融学院，北京100872；2.中国财政金融政策研究中心，北京100872）
［摘要］已有研究关于新型农村合作医疗对农户商业医疗保险的影响是挤出效应还是促进效应存在争论。

基于中国健康和营养调查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)2004年 2009年的数据，运用双重差分(DID)方法和probit模型实证考察了农户商业医疗保险购买的影响因素以及新农合的快速推广对商业医疗保险需求的影响。

实证结果发现，新农合与商业医疗保险之间先是替代关系，而后转为互补关系;并且年龄、是否患有慢性病、家庭规模和家庭收入对于商业医疗保险的需求均有着显著的负向影响，实证证据支持农户在商业医疗保险的购买中存在一定程度的逆向选择。

［关键词］新农合;商业医疗保险;多层次医疗保障体系;逆向选择
［中图分类号］F840.684［文献标识码］A［文章编号］1004－3306（2013）03－0120－08
一、引言
新型农村合作医疗，简称“新农合”，是由政府组织、引导、支持，农民自愿参加，个人、集体和政府多方筹资，以大病统筹为主的农民医疗互助共济制度。

新农合的资金来源是采取个人缴费、集体扶持和政府资助的方式筹集资金。

新农合于2003年起在全国部分县（市）试点，原计划到2010年逐步实现基本覆盖全国农村居民。

据中国健康和营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）数据显示，我国农业居民的医疗保险覆盖率2000年为12.9%，2009年增至91.4%，其中79.7%左右的覆盖率来自新农合。

2013年1月10日卫生部新闻发布会数据显示，2012年新农合参合率达到98%。

与新农合的迅猛发展相比，商业医疗保险的发展却十分缓慢。

2002年 2012年的相关保费收入情况如表1所示。

从表1可以看出，商业医疗保险的保费收入在人身保险保费收入中所占比例一直不到10%，而英美等发达国家这一比例一般都在20%以上。

从保险深度来看，2012年我国国内生产总值为519322亿元，商业医疗保险收入为862.76亿元，商业医疗保费收入仅占GDP的0.166%。

从保险密度来看，以人口13.7亿来计，2012年我国商业医疗保险的人均保费仅为63元。

无论是从保险深度还是密度来讲，我国均远远低于世界平均水平。

由图1可看出，2002年 2012年的总保费收入始终保持着强劲的增长势头，其中人身险的保费收入增长与总保费收入的增长趋势基本保持一致，相较之下，医疗保险保费收入的增长就颇显缓慢，医疗保险业务的发展严重滞后于保险行业的发展。

新农合的迅猛发展和商业医疗保险的相对滞后形成鲜明对比。

针对新农合是否对商业医疗保险产生影响及其影响的方向主要存在两种观点：一种观点认为农业居民无论是保险需求还是支付能力均有限，政策扶持性的新农合必将挤压商业保险的市场。

另一种的观点则认为，一方面新农合的大力推广是对中国数亿农民良好的健康保险教育，将大大启迪农业居民的保险意识，整个保险市场都将快速发展；另一方面，新农合与商业保险之间并不是简单的竞争关系而是可以形成满足农业居民不同保险需求的良好的互补关系。

［基金项目］本文受中国保险学会2012年度研究课题、教育部人文社科青年基金项目（12YJC790217）及中国人民大学研究生科学研究基金项目的资助。

［作者简介］许荣，中国人民大学财政金融学院及中国财政金融政策研究中心，副教授，经济学博士；张迪，吉学，中国人民大学财政金融学院硕士研究生。

2002 2012年的保费收入情况
表1(单位:亿元)年份原保费收入医疗保险保费收入人身险保费收入医疗保险占人身险业务比重（%）
20023053.1122.452274.84 5.38
20033880.4241.9230118.03
20044318.1259.883228.258.05
20054927.3312.33697.48.45
20065641.4376.941329.12
20077035.8384.1750387.63
20089784.1585.467447.397.86
200911137.3573.988261.47 6.95
201014528677.4710632.33 6.37
201114339.3691.729721.437.12
201215487.9862.76101578.49
资料来源：根据中国保监会官方网站公告数据整理。

(单位:亿元)原保费收入医疗保险保费收入人身险保费收入18000
16000
14000
12000
10000
8000
6000
4000
2000
20022003200420052006200720082009201020112012
图12002年 2012年的保费入增长趋势图资料来源：同表1。

关于新农合对商业医疗保险影响方向的研究意义在于：第一，积极发展商业医疗保险刻不容缓，而提高农户对于商业医疗保险需求是促进商业医疗保险市场发展的重要组成部分。

那么当前推广迅速的新农合对农户商业医疗保险是替代还是促进？正确回答这一问题对于促进商业医疗保险市场发展、明确商业保险机构开发基本医疗保险产品的方向就具有重要的参考意义。

第二，任何单一的医疗保障制度都无法满足全体社会成员的医疗保障需求，只有多种医疗保障制度相互配合、共同发挥作用的医疗保障体系才能够满足全体人民的医疗需求，因此我们需要一个高效运作的多层次医疗保障体系。

2012年国务院印发的《卫生事业发展“十二五”规划》中提出，到2015年，要初步建立以基本医疗保障为主体、其他多种形式补充医疗保险和商业健康保险为
补充、覆盖城乡居民的多层次医疗保障体系。

可见，对新农合与商业医疗保险关系的研究还对满足农村居民差异化医疗保障需求、促进多层次医疗保障体系建设、农村基础医疗的社会保障制度的福利效应评价以及未来的改进方向有着重要的政策参考意义。

本文利用中国健康和营养调查（CHNS）最新公布的2009年的调查数据，加上之前2004年和2006年的数据，运用双重差分方法和probit模型对其进行了研究。

将数据分成两个样本组，分别对两个样本组的实验组和对照组进行的研究发现，新农合和商业医疗保险的需求之间先是替代关系，而后转为了互补关系，而且年龄、是否患有慢性病、家庭规模、家庭收入对于商业医疗保险的需求均有着显著的负向影响。

同时还发现，在农户商业医疗保险的购买中有逆向选择现象的存在。

本文从以下几个方面构成对商业保险和社会保障研究的新贡献。

首先，为保险经济学和公共经济学领域关于商业保险和社会保障之间存在何种关系的长期争论提供来自中国农户医疗保险市场的实证证据。

其次，通过深入探讨新型农村合作医疗保险对农户商业医疗保险购买的影响机制和渠道，为农户医疗保险市场
是否存在逆向选择提供实证证据。

第三，研究发现，新农合先是挤出了对商业医疗保险的需求，之后又促进了对商业医疗保险的需求。

这一研究结论对于商业医疗保险拓展农村市场的有利前景提供了实证上的支持。

本文接下来的安排如下：第二部分为文献综述；第三部分为数据和变量描述；第四部分为模型假定；第五部分为实证结果与分析；第六部分为结论。

二、文献综述与研究假设
社会医疗保障与商业医疗保险的关系存在三类观点，即挤出效应、互补效应和无影响。

部分研究认为政府提供的社会保障对于商业保险存在“挤出效应”。

Brown＆Finkelstein（2008）通过美国长期护理保险市场数据实证，发现美国长期护理保险中的社会保险项目Medicaid对于商业保险存在较大程度的挤出效应，这导致商业长期护理保险市场相对发展滞后。

Shore-Sheppard et al.（2000）通过保险企业层面的实证分析也得到类似结论。

也有部分研究认为商业医疗保险对于社会医疗保险存在“互补效应”。

Savedoff＆Sekhri （2005）以及Drechsler＆Jütting（2007）发现商业医疗保险与社会医疗保险之间的互动关系伴随着经济发展的不同阶段而发生变化，尤其对于发展中国家而言，商业医疗保险能够对社会医疗保险起到重要的补充作用。

第三类观点认为商业医疗保险和社会医疗保险相互影响很小。

例如Liu＆Chen（2002）对我国台湾地区的实证研究表明商业医疗保险和社会医疗保险之间既不存在替代关系，也不存在互补关系。

Finkelstein （2004）则发现，美国市场的社会医疗保险项目Medicare对于商业医疗保险市场既没有挤出，也没有促进。

关于中国新型农村合作医疗保险对农村居民商业保险的影响，多数研究从定性层面分析了影响的方向，只有少量研究开始使用微观层面的数据开展实证研究。

董竹敏、杨引根（2006）以及李潍（2008）从商业保险公司的视角分析了商业保险公司参与新型农村合作医疗的模式、利弊并提出了相关政策建议。

瞿栋和王劲松（2010）基于中国健康和营养调查（CHNS）2006年的截面数据，运用似不相关二维probit模型与工具变量，分析认为参加新型农村合作医疗对乡村农业居民购买商业医疗保险有较显著的刺激作用。

Liu et al.（2011）利用CHNS2000年 2006年的数据和双重差分（DID）模型检验了新农合对农村居民商业医疗保险购买决定的影响，其结论认为新农合对于成年人（大于18岁）的商业医疗保险的购买存在着轻微的促进作用，而对于未成年人（小于18岁）的商业医疗保险的购买则存在挤出效应，该研究不仅考虑了新农合对商业保险的影响，同时也考虑了旧的农合的影响。

本文与上述两个研究的不同之处主要在于，一是数据上不仅利用了CHNS2004年 2006年的数据，同时补充了CHNS2009年的数据；二是方法上划分了两个时间段（2004年 2006年和2006年 2009年）来分别考察新农合对商业医疗保险的影响，由于2006年和2009年新增加的农合必定是新农合，所以利用双重差分方法有效地避免了旧的农合对本研究结论的影响。

基于上述已有研究，我们提出新农合对农村居民商业医疗保险的影响方向及机制如下：第一，新农合有可能促进农村居民商业医疗保险的购买，原因在于，新农合的开展可能在一定程度上宣传了保险保障的理念和运行机制，普及了医疗保险的一般原理。

由于新农合与商业医疗保险在某些方面的显著区别，例如在大病医疗保障方面，农村居民可能在保险意识提高的前提下购买商业保险来作为对新农合的补充。

同时，部分地区新农合运行也经由商业保险公司参与经办，虽然相关规定要求“商保公司的新农合专管员不得营销、推销商业补充医疗保险”①，但是商业保险公司可以借助参与经办新农合建立声誉并获得相关保险需求信息来提供更多、更适合农村居民需求的保险产品。

第二，新农合有可能对农民商业医疗保险的购买产生挤出效应，原因在于新农合已经部分满足了农民的医疗保障需求，农民由于收入相对偏低，并且缺乏商业保险消费习惯等原因，由于新农合覆盖而更加减少对商业医疗保险的需求。

此处，一些地方政府只关注参合率指标以及某些地方卫生部门对保险业参与新农合
①卫生部、保监会、财政部、国务院医改办2012年4月联合下发《关于商业保险机构经办新型农村合作医疗经办服务的指导意见》，明确提出将以政府购买服务的方式，委托具有资质的商业保险机构参与新农合经办服务。

具体做法是，政府从财政中拿出管理费来付给商保公司，由商保公司在各地设点替政府经办新农合业务，业务范围包括参合信息录入、参合人员就诊信息和医药费用审核、报销、结算、支付等工作。

持排斥态度都会在一定程度上将保险机构挤出农村市场，使得保险供给下降，农户的保险需求得不到满足。

基于上述分析，我们提出两个对立的假设A和B。

假设A：中国新型农村合作医疗保险与农村居民商业保险之间是互补关系；
假设B：中国新型农村合作医疗保险与农村居民商业保险之间是替代关系。

三、数据和变量描述
（一）数据来源
本研究的数据来自中国健康和营养调查（CHNS）。

该调查是由中国疾病与预防控制中心、美国北卡罗来纳大学人口研究中心和美国国家营养与食物安全研究所合作开展的调查项目，旨在检验健康﹑营养和计划生育政策的影响以及研究中国社会经济的转变如何作用于整个人口健康和营养状况。

到目前为止，该调查一共进行了8次，分别是1989﹑1991﹑1993﹑1997﹑2000﹑2004、2006以及2009年。

调查的省份涉及辽宁﹑黑龙江﹑江苏﹑山东﹑河南﹑湖北﹑湖南﹑广西和贵州9个省或自治区，调查内容涉及住户、营养、健康、成人、儿童、社区等。

该调查采用多阶段整群抽样的方法，每个省中抽出两个城市样本点和由四个县构成的农村样本点，再从每个城市点中抽取两个城市居委会和郊区村委会，从每个农村点中抽取一个县城居委会和三个村庄。

调查的样本在地理、人口、社会、经济等主要因素上存在较大的差异，具有广泛地代表性。

CHNS中只有2000，2004，2006，2009年的调查中涉及被调查者的商业医疗保险购买情况，本研究选取2004年 2009年的数据，并且将样本对象限制在成人（18岁以上）农业居民。

对数据进行整理并将具有较多缺失值的对象删除之后，得到2004年样本4653个，2006年样本4625个，2009年样本4848个。

（二）变量描述
在本研究中，我们把个人是否拥有商业医疗保险（PI）作为二元被解释变量Y，如果被调查者拥有商业医疗保险，则Y=1，反之Y=0。

首先将样本分成两个样本组：样本组Ⅰ和样本组Ⅱ。

样本组Ⅰ为CHNS2004 2006年的样本，样本组Ⅱ为CHNS2006 2009年的样本。

定义两个关键的二元解释变量，post和treatment。

post为时间变量，在样本组Ⅰ中，将2004年的样本定义post=0，2006年的样本定义post=1，在样本组Ⅱ中，将2006年的样本定义post=0，2009年的样本定义post=1。

treatment表示的是样本属于对照组或者实验组，在样本组Ⅰ中，将2006年之前没有新农合，之后有新增新农合的县定义为实验组，反之，定义为对照组，实验组中的样本定义treatment=1，对照组中的样本定义treatment=0；在样本组Ⅱ中，将2009年之前没有新农合，之后有新增新农合的县定义为实验组，反之，定义为对照组，同样地，实验组中的样本定义treatment=1，对照组中的样本定义treatment=0。

本研究所用到的其他解释变量主要包括家庭收入（income）、年龄（age）、女性（female）、受教育水平（ed-ucation）、婚姻状况（married）、职业（employed）、家庭规模（hhsize）、是否患有慢性病（chronic）、是否坚持锻炼（exercises）、是否做过预防性保健护理（preventive care）、是否吸烟（smoking）以及家庭消费水平（expense）。

四、模型假定
我们的研究方法是：针对样本组Ⅰ，首先比较实验组在2004年和2006年购买商业保险的差异，然后比较对照组在2004年和2006年购买商业保险的差异；对于样本组Ⅱ，采用同样的方法，首先比较实验组在2006年和2009年购买商业保险的差异，然后比较对照组在2006年和2009年购买商业保险的差异。

用DID模型可以表示为：
θPI=（Y treatment
after －Y treatment
before
）－（Y control
after
－Y control
before
）（1）
式（1）中θPI表示的是新农合的引入对于商业医疗保险购买情况的影响，Y treatment和Y control表示的分别是实验组和对照组的样本在新农合引入之前和之后Y的均值。

由于本研究的变量均为二元变量，所以考虑采用单方程probit回归模型。

模型设定如下：
Y*
jt =β
+β
1
post
it
+β
2
treatment
it
+β
3
post
it
*treatment
it
+β
4
μjt+εjt
如果Y*jt＞0，则Y it=1；否则Y jt=0（2）式（2）中j表示的是单个样本，i表示的是县，t表示的是时间，表示商业医疗保险的拥有情况，post是二元时间变量，treatment是个二元解释变量，用来区分对照组和实验组，μ表示的是样本个人因素，ε是随机误差项。

五、实证结果与分析
（一）农业居民医疗保险的描述性统计
由表2可以看出，从2004年到2009年，农业居民中新农合的覆盖率增长得非常快。

在我们的样本中，2004年新农合的覆盖率仅为9.3%，到2009年，覆盖率就达到了72.8%，增幅约达4.5倍。

相比之下，商业医疗保险的覆盖率在2006年虽略有增长，但增幅比较小，仅仅从0.967%增长到了1.47%，而到了2009年，其覆盖率却略微有些下降。

农业居民新农合与商业医疗保险的覆盖率
表2
年度观测值数目新农合占比（%）商业医疗保险占比（%）
200446539.2980.967
2006462537.377 1.47
2009484872.846 1.403
表3所示为样本的总体描述性统计以及样本组Ⅰ和样本组Ⅱ分别的描述性统计。

从表3中可以看出，就样本组Ⅰ而言，与对照组相比，实验组拥有更少的商业医疗保险、收入更低、就业率更低、更经常锻炼、家庭支出更多、家庭规模更大、吸烟的比率更高；在样本组Ⅱ中，与对照组相比，实验组拥有更少的商业医疗保险、收入更低、就业率更低、更不经常锻炼、家庭规模更大、吸烟的比率更高。

主要变量描述性统计
表3
全样本
平均值标准差
2004 20062006 2009
控制组实验组控制组实验组平均值平均值平均值平均值
被解释变量
PI0.0130.1120.0120.0110.0180.01解释变量
Income：10000－（default）0.4620.4990.4710.4700.4430.527 10000－200000.3380.4730.3350.3430.3470.322 20000－300000.1080.3110.1070.1050.1150.102 30000and above0.0920.2890.0950.0790.1060.082 Age：18－24（default）0.0580.2340.0450.0380.0440.055 25－340.1330.340.1480.1440.1170.128 35－540.4220.4940.4090.4410.420.422 55－640.1620.3680.1640.1370.1790.164 65and above0.130.3360.1230.1150.1370.141 Chronic0.7040.4570.980.990.510.623 Education：
illiterate（default）0.2650.4410.2700.2820.2780.205 Primary school0.2580.4370.2340.3020.2350.238 Middle school0.3610.480.350.3570.3580.37
(续表)
全样本
平均值标准差
2004 20062006 2009
控制组实验组控制组实验组平均值平均值平均值平均值
High school0.0830.2770.1020.0760.0890.071 College0.0330.1770.0320.0280.0380.036 Employed0.7050.4560.7410.6790.7010.693 Exercises0.0310.1740.0290.0360.0330.03 Expense：1000－（default）0.4140.4920.4310.3550.4020.436 1000－50000.4760.4990.4370.5160.4690.484
5000－100000.0820.2750.0720.0920.0830.082
10000and above0.0410.1980.0330.0510.0410.041 Female0.5390.4980.5490.5330.5410.536 HHsize 4.031 1.441 4.024 4.063 3.928 4.122 Married0.7790.4150.7690.7910.7780.779 Preventive Care0.0240.1530.0220.0230.0270.021 Smoking0.3080.4620.2830.3290.3050.311
样本数目141264615466354714002
（二）新农合对成人农业居民商业医疗保险需求的影响
表4所示为新农合对成人农业居民的商业医疗保险需求影响的计量模型结果。

表中的“基准模型”为用简单DID模型做出的新农合对商业医疗保险需求影响的计量模型结果是运用式（1）在不控制样本个人因素的基础上做出的计量模型结果。

表中数字为各变量的系数，括号内为各变量的标准差。

简单DID模型的计量结果显示，对于样本组Ⅰ和样本组Ⅱ，新农合的引入对于商业医疗保险需求的影响都是显著的。

表4中的“全模型”为用式（2）做出的计量模型结果。

结果显示，对于样本组Ⅰ，新农合与商业医疗保险的需求是显著的负相关关系，说明新农合的引入挤出了对商业医疗保险的需求，而对于样本组Ⅱ，新农合与商业医疗保险的需求是显著的正相关关系，也即新农合的引入促进了对商业医疗保险的需求，但是显著性没有样本组Ⅰ的强，它只是在10%的水平上显著。

总体来说，从计量模型结果来看，新农合的引入对于商业医疗保险的需求是先挤出后促进，这说明新农合与商业医疗保险先是替代关系，而后转变为互补关系。

对样本组Ⅰ而言，post的影响是显著的，并且系数为正，这说明，与2004年相比，在2006年，人们更愿意购买商业医疗保险，这与表5.1的所示的2004年 2006年的商业医疗保险的增长趋势是吻合的。

treatment 的影响也是显著的，且系数也为正，说明在2006年引入新农合的县上居住的农户们更愿意购买商业医疗保险。

Post*treatment对于商业医疗保险的需求存在着负向的显著影响，这表明在2006年引入新农合的县上，post和treatment所揭示的的商业医疗保险的增长趋势被减弱了。

对样本组Ⅱ而言，post的影响也是显著的，但是系数为负值，这说明，与2006年相比，在2009年，人们更不愿意购买商业医疗保险，这与表5.1的所示的2006年 2009年的商业医疗保险的下降趋势也是一致的。

treatment的影响是显著的，系数为负值，表明在2009年引入新农合的县上居住的农户们更不愿意购买商业医疗保险。

Post*treatment的系数为正，同样显著，这表明在2009年引入新农合的县中，post和treatment的正系数所说明的商业医疗保险的下降趋势也被减弱了。

模型结果还显示，两个样本组中，年龄对是否选择商业医疗保险有着显著的负向影响，并且年龄越大，负向影响越大，这说明年龄越大的农业居民越不愿意购买商业医疗保险；是否有慢性病、家庭规模对是否选择商业医疗保险同样有着显著的负向影响，这说明患有慢性病的农业居民、家庭规模大的农业居民也不愿意购买商业医疗保险；家庭收入对是否选择商业医疗保险是显著的正向影响关系，并且收入越高，正向影响越大，这表明收入越高的家庭越愿意购买商业医疗保险。

新农合对成人农业居民的商业医疗保险需求影响的计量模型结果
表4
2004 20062006 2009基准模型
post*treatment 1.698（0.067）＊＊＊ 1.961（0.081）＊＊＊
post－1.841（0.039）＊＊＊－1.829（0.034）＊＊＊
treatment－1.785（0.036）＊＊＊－2.083（0.056）＊＊＊
样本数目92789473
全模型
post*treatment－0.456（0.162）＊＊＊0.309（0.186）*
post0.456（0.121）＊＊＊－0.767（0.144）＊＊＊
treatment0.268（0.125）＊＊－0.607（0.141）＊＊
Age：25－34－0.528（0.148）＊＊＊－0.651（0.136）＊＊＊35－54－0.426（0.133）＊＊＊－0.531（0.112）＊＊＊
55－64－0.643（0.171）＊＊＊－0.790（0.135）＊＊＊
65+－1.017（0.358）＊＊＊－1.295（0.213）＊＊＊Chronic－2.694（0.275）＊＊＊－0.676（0.140）＊＊＊
Education：primary school0.547（0.171）＊＊＊0.024（0.112）
middle school0.519（0.171）＊＊＊0.016（0.107）
high school0.449（0.202）＊＊－0.117（0.151）
college0.623（0.235）＊＊＊0.031（0.176）Employed0.230（0.107）＊＊－0.018（0.086）
Exercises－0.124（0.204）－0.062（0.169）
Expense：1000－5000－0.019（0.088）－0.153（0.077）5000－10000－0.336（0.169）＊＊－0.430（0.149）＊＊＊
10000+－0.139（0.189）－0.503（0.193）＊＊＊Female－0.009（0.098）－0.201（0.085）＊＊
HHsize－0.066（0.031）＊＊－0.171（0.028）＊＊＊
Income：10000－200000.326（0.097）＊＊＊0.260（0.089）＊＊＊20000－300000.477（0.130）＊＊＊0.647（0.110）＊＊＊
30000+0.676（0.150）＊＊＊0.621（0.132）＊＊＊Married0.047（0.121）－0.054（0.099）
Preventive Care0.234（0.206）0.348（0.174）＊＊
Smoking－0.131（0.111）－0.220（0.095）＊＊
样本数目92789473
注：1＊＊＊，＊＊，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

2表中数字为各变量的回归系数，括号内为各变量的标准差。

在样本组Ⅰ中，学历对于是否选择商业医疗保险的影响是显著的，从各种学历变量的具体系数来看，大学毕业这一变量的系数最大，原因可能在于大学毕业生的保险意识更强。

在样本组Ⅱ中，学历的影响变得不显著了，但是性别、是否使用预防性保健措施以及是否吸烟这三个变量变得显著，并且分别是显著的负向影响、正向影响和负向影响，这说明女性农业居民、不使用预防性保健措施的农业居民以及吸烟的农业居民更不愿意购买商业医疗保险，同时表明对商业医疗保险的购买中存在着逆向选择现象。

六、结论
随着新型农村合作医疗保险在农村的实施以及覆盖率的迅速提高，农民对于商业医疗保险的需求发生了变化。

在本研究中，我们采用双重差分（DID）方法和probit模型来实证检验了新农合对于商业医疗保险需求的影响。

总体来看，新农合的引入对于商业医疗保险的需求存在着显著的影响，但是影响方向随着时间的推移发生了变化，从显著的负向影响变为了显著的正向影响，这表明新农合的引入先是挤出了商业医疗保险，而后又促进了对商业医疗保险的需求。

年龄、是否患有慢性病、家庭规模、家庭收入对于商业医疗保险的需求均有着显著的影响，并且在年龄大、患有慢性病、家庭规模大、家庭收入低的农户中，对商业医疗保险的需求更低。

在研究结果中，我们还发现了逆向选择现象的存在。

从现有的数据来看，新农合的实施不仅极大地减轻了农户的基本医疗保障负担，而且对于农户正确认识保险的功能和意义、提高保险意识都有着重要的意义。

商业保险公司应该对农村商业保险市场充满信心，并利用新农合的迅速推广寻求商业医疗保险市场发展的契机，大力开拓农村商业医疗保险市场，为我国农村多元主体、多种层次的健康保障体系的建立和完善贡献力量。

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A Research on the Effects of NCMS on the Rural Demand for Commercial Medical Insurance
Xu Rong1，2，Zhang Di1，Ji Xue1
(1.School of Finance of Renmin Univ.of China，Beijing100872;
2.China Financial Policy Research Center of Renmin Univ.of China，Beijing100872)
Abstract:There are debates on whether the New-type Rural Cooperative Medical Care System(NCMS)crowds out or improves the rural demand for commercial medical insurance among existing research literature．Based on the da-ta sets from2004to2009initiated by China Health and Nutrition Survey(CHNS)，we used Difference in Difference method(DID)and probit model to investigate the factors affecting rural demands for commercial medical insurance and the effects of NCMS．The empirical results revealed that the NCMS and the commercial medical insurance changed from substitutes to complements．Furthermore，age，having chronic disease or not，family size and household income all had significant negative effects on the demand for commercial medical insurance，which supported the ex-istence of adverse selection in commercial medical insurance．
Key words:NCMS;commercial medical insurance;multi-level medical security system;adverse selection
［编辑：李慧］。