【精品】影响我国长期护理保险需求因素的实证分析5.25

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专投《北京工商大学学报》，请指正!影响我国长期护理保险需求的实证分析EmpiricalAnalysisontheInfluencingFactorsofDemandofLong-termCareInsurance摘要：本文通过建立对数线性模型，从宏观角度对影响我国长期护理保险需求的经济因素进行实证分析，发现我国社会医疗保险和社会养老保险基金年支出每增加1%,商业长期护理保险的需求量就会增加0.1222%。而宏观层面的城镇居民人均收入、一年期金融机构法定存款利率和当前通货膨胀程度，对长期护理保险需求的影响并未在模型中显著呈现出来。Abstract:Thisarticlewillformulatestatisticalmodeltoanalyzethefactorswhichaffectthedemandoflongtermcareinsurancefrommacroscopicperspective.Andthenfindout:astheexpenditureofsocialmedicalinsuranceandsocialpensioninsuranceperyearincreasedby1%,thedemandofcommerciallong-termcarewillgoup0.1222%;theinfluenceoverlongtermcareinsurancedemandintermsofdisposableincomeinrealtermsforurbanresidents,theone-yearofficialinterestrateforfinancialinstitutionsandcurrentinflationlevelaresubtleaccordingtothemodel.关键词：长期护理保险长期护理保险需求对数线性模型Keywords：Long-termCareInsurance(LTCI),DemandofLTCI^Log-linearModel一、引言长期护理保险不仅在我国保险市场上是一个新产品，在世界其它国家包括发达国家也是一个新兴险种，它对解决因人口老龄化所引起的老年人长期照料问题将起到重要作用。而任何产品的开发都以社会需求为前提，长期护理保险也不例外，社会对该险种的巨大需求是保险公司开展新业务的根本动力。国外学者从潜在需求者个体行为、特征及偏好等微观层面对长期护理保险需求的影响进行了研究和讨论。MarkV.Pauly(1990)解释了只有少数富裕人口通过购买长期护理保险为自己的护理费用获得保障的原因，即一部分人因为没有意 识到长期护理风险这一需求，另一部分人是因为有家人对其进行长期照料，如此就避免了护理费用的支出。即使保险公司以公平保费推出长期护理保险，现实屮也存在许多削弱长期护理保险需求的因素。PeterZweifel^nWolframStruwe(1998)通过分析委托代理模型，发现道徳风险是抑制发达国家长期护理保险需求的最主要原因。父辈在购买长期护理保险时，不仅考虑自身利益，还会考虑子女对其购买长期护理保险行为的反应。在父辈购买了长期护理保险后，子女便依赖医疗机构对父母进行照料，但正因为这笔费用可以从保险公司那里得到补偿，道德风险由此而生，因此许多老人为得到家人更多关心，放弃购买长期护理保险。VolkerMeier(1998)分析了寿险需求和长期护理保险需求之间的联系，认为随着居民效用函数的变化，寿险需求与长期护理保险需求之间的相关关系也会发生变化。当理性失能对效用的影响减弱时，收入减少和利他主义思想的加深，会促使人们购买长期护理保险。DariusLakdawalla和TomasPhilipson(2002)从一个全新角度來分析人口老龄化对长期护理保险需求的影响。他们认为，人口老龄化会促进家庭长期护理供给，从而降低人们对长期护理保险的需求，因为健康的老年人能为其伴侣提供家庭护理，不必雇用专业护理人WoAnneTheisenCramer和GailAJensen(2006)应用美国2002年以来数据，通过建立logistic回归，分析了影响消费者购买长期护理保险的因素，得到价格、消费者受教育水平和收入对需求有很大影响的结论。TianZhou-Richter,MarkJ.Browns和HelmutGrtindl(2010)通过分析调查问卷，说明德国成年儿童同样面临长期护理保险的潜在需求，并从问卷分析中得岀，长期护理险需求低的重要原因是由于风险意识低。国内一些学者也已开始关注大众对这一新险种的需求。荆涛(2006)提到，随着我国老龄化趋势加剧，加之中国特殊的家庭结构，长期护理保险的需求将会增加。韩丹(2006)提到，如果雇主为其雇员购买长期护理保险所缴纳的保费，作为费用项冃从企业收入屮进行税前列支，将鼓励企业将长期护理保险作为一项福利政策提供给员工。苏永莉(2007)定性分析了观念因素、人口因素、社会经济因素、其它机制的代替等因素对我国长期护理保险需求的影响，并预测长期护理保险在我国将是一个很有发展潜力的保险产品。孟昶(2007)在苏州、扬州和 淮安等地区进行数据抽样，采集个体数据，并运用频数分析、交叉表和logit模型,对抽样数据进行实证分析，结果显示“人们对长期护理保险的认知程度很高，且民众未来购买长期护理保险的意愿存在较大差异”。荆涛(2010)通过比较分析美国和日本的长期护理保险制度，提出建立适合我国国情的长期护理保险“三步走”模式设想，并对该险种未来的发展前景进行了展望。国内文献多对长期护理保险进行定性分析。对长期护理保险需求进行实证分析的文章，侧重对特定区域内的微观层面的需求分析。本文主要从宏观层面研究多种经济因素对我国长期护理保险的影响机制和效果，旨在为政府和保险公司提供决策参考。二、变量的选取和数据说明木文实证分析采用对数线性模型对相关统计数据进行线性回归，从宏观角度分析各因素对我国长期护理保险需求的影响。需强调的是，本文所研究的因素是可观察因素，因为这类因素有相关数据作支撑，能较好地反映变量的变化趋势，而且它们对长期护理保险需求的影响也较显著。另外，考虑到长期护理保险木现阶段仍采取商业保险形式，其需求应建立在对它有购买能力的基础上。因而，城镇居民才是长期护理保险最主要的需求者。本文将建立在城镇这个群体中考虑影响我国长期护理保险的需求因素。(一)因变量的数据指标据卫牛统计年鉴，我国约有78%的65岁及以上的城镇居民患有各种慢性疾病，需要长期护理服务。老年人容易患慢性疾病，因此，老年人口占总人口的比例越大，社会和家庭所面临的长期护理费用风险也就随Z增大，从而刺激人们对长期护理保险的需求。但由于长期护理保险业务在我国开展的时间短，没有保费收入统计等经验数据，因此本文选取城镇65岁及以上人口占城镇总人口比例替代长期护理保险保费收入，作为长期护理保险需求的数据指标，虽然不甚准确但是合理的。 由于我国全国人口结构数据是按照一定的抽样比，通过抽样调查样本得岀的。本文认为，抽样数据可以很好地代表全国65岁及以上人口所占比例。另一方面，本文还假设65岁及以上人口在城镇和农村的分布是均匀的，因而可以用全国65岁及以上人口所占比例代替城镇65岁及以上人口占城镇总人口比例。1995-2009年数据来源于中国人口统计年鉴；2010年数据来源于国家统计局的第六次全国人口普查主耍数据公报。（二）自变量的数据指标1、收入随着近些年来全国医疗费用攀升，老年人高额的护理、半护理费用将对众多家庭产生很大的经济负担。一般假设，收入是影响长期护理保险需求的重要因素,并且是止相关的：较低可支配收入水平将导致较低的长期护理保险需求；而随着居民收入的增长，对长期护理保险的需求也会增加。此变量木文将采用城镇居民年人均可支配收入的数据来展现，数据来源于中经网统计数据库。2、利率本文认为，影响居民收入的因素同样也会影响居民对长期护理保险的需求。考虑到我国居民仍以储蓄作为最主要的投资手段，所以存款利率同样影响着对长期护理保险的需求，同时存在着替代效应和收入效应。本文采取的利率指标是金融机构人民币一年期存款利率。由于货币政策的变化通常会导致利率的波动，所以一年中可能会有多个法定利率。对于一年中出现的不同利率，本文将采用一年间利率时间加权平均值来表示金融机构一年期平均存款利率。原始数据来源于中国人民银行网站“金融机构人民币存款基准利率”。3、通货膨胀通货膨胀程度严重影响着居民实际可支配收入，因而，本文假设通货膨胀程度与长期护理保险需求呈负相关：通胀指数越高，居民实际可支配收入就越低，对长期护理保险的需求也就越低。 通货膨胀指标选取的是城市居民消费价格指数。它是用来测量各个时期内城市家庭和个人消费的商品和劳务的价格平均变化程度的，是公认的通货膨胀测定指标。本文采用以1978年为基期的定基比数据，根据1978-2010年环比数据计算得到。原始环比数据来源于中经网统计数据库。4、社会保险支出通常，我们认为社会医疗保险和社会养老保险的支出对城镇居民长期护理保险的需求有挤岀效应：对老年人的社会保障程度越高，即国家财政中社会医疗保险和社会养老保险支出越多，长期的需求程度越低。此变量数据，我们选取社会医疗保险基金支出和社会养老保险基金支出Z和来表示。1995-2009年数据来源于中经网统计数据库，2010年数据由于还没有披露，我们假定五项社保基金支出增长与总支出增长同步，按照社保基金总支出同比增长20.4%'推算得岀。各模型变量、数据指标及数据见表1。表1本文选取的模型变量、数据指标及1995-2010年数据变量长期护理保险需求D收入I利率R通货膨胀P社会保险S数据指标65岁及以上人口比例(%)城镇居民年人均可支配收入(元)一年期法定存款利率(%)(时间加权平均值)城市居民消费价格指数(1978年=100)医疗保险基金支出和养老保险基金支出(亿元)19956.204282.9510.98429.97854.9019966.414838.909.21467.801048.1019976.545160.327.17482.301291.8019986.705425.055.03479.411564.9019996.905854.022.89473.181994.0020006.966279.982.25476.962240.0020017.106859.582.25480.302565.4020027.307702.802.03475.503252.3020037.508472.201.98479.783776.0020047.609421.612.03495.614364.3020057.6910493.032.25503.545119.0020067.9011759.452.34511.106173.401数据取自2011年1月25EI,人力资源和社会保障部发言人、政策研究司司长尹成基在2010人力资源和社会保障部工作进展发布会上的发言20078.1013785.813.15534.097526.70 20088.3015780.763.94564.009473.2020098.5017174.652.25558.9311691.8020108.8719109.002.29576.8114076.93三、模型的建立和分析(一)模型建立与检验本文首先对变量取对数，然后建立长期护理保险需求的对数线性模型：logD=A)+0]log/+02logR+AlogP+几logS+//(I)模型中的0(),0i，0,/?,几是需要估计的参数，A(i=l,2,3,4)的经济含义是长期护理保险需求对第i个因素的弹性系数，即解释变量变化1%,被解释变量变化0i%;“是随机误差项，包含模型屮未涵盖的影响长期护理保险需求的因素，比如：家庭结构因素、性别差异、风险偏好和受教育程度等。结合前面的数据，运用EViews软件和普通最小二乘法(OrdinaryLeastSquare,简称OLS)对上述对数线性模型进行线性回归分析，估计结果标准形式为：logD=0.630+0.031-logl-0.005-logR-K).047-logP-K).099logS(1)tx=0.2941/2=-0.3378t3=0.6664必=1.5069W=0.9977F=1212.223首先，根据统计结果对模型的拟合效果进行检验。拟合优度R-0.9977，调整后的拟合优度R2=0.9969,模型的整体拟合效果非常理想。然后对回归模型总体显著性进行检验，在5%的显著水平下，F分布的临界值为6.88,模型中的F统计量的值为1212.223,这说明所有自变量对因变量的影响存在显著性，即自变量的参数不全为零，整个模型估计显著。其次，对模型中自变量参数估计值进行经济理论验证。根据假设，收入对长期护理保险需求的增长具有止向作用，模型中收入的回归系数是A=0.031,与理论假设吻合。同时，利率的回归系数为A=-0.005,为负数，说明利率对长期 护理保险的替代效应大于收入效应，即在利率高的情况下，人们更倾向于将钱存入银行获得利息收入而尽可能节省长期护理费用。而本文假设通货膨胀指数与长期护理保险的需求负相关，但其系数为03=0.047为正，这说明从数据拟合结果来看其影响是正的。对于社会保险的支出，经济理论假设是对长期护理保险需求存在挤出效应，但其回归系数是04=0.099为正。那么社会保险制度对商业长期护理保险的挤出效应是否存在、大小如何还需要我们继续考察。再次，对模型中自变量参数估计值的显著性进行检验。模型中自变量参数所对应的t统计量在0.05和0.1显著水平下，四个自变量参数并不显著。最后，根据以上分析，该对数线性模型的拟合优度高，整体显著，但是自变量参数估计值却不显著。由不显著系数法可以推定，上述模型中可能存在多重共线性问题。(二)多重共线性问题的检验及分析由于上述模型中可能存在多重共线性问题，所以本部分利用解释变量之间所构成的方程的拟合优度来检验它们Z间的线性相关关系。原模型中有4个解释变量，利用它们构成4个回归方程分别求出其拟合优度。检验结果如下:⑵⑶⑷(5)⑴logf=5.113+0.136logR-0.219logP+0.631-logSR2=0.999(10.328)(-L188)(30.846)(2)logP=7.201-0.481-logl+0.107-logR+0.3971ogSR2=0.925(-1.188)(2.023)(1.614)(3)10gR=-38.444+6.61410gI+2.3721ogP-4.2931ogSR2=0.968(10.328)(2.023)(-13.808)(4)1ogS=-5.337+1.5321ogl-0.1731ogP+0.0731ogRR2=0.999(30.846)(1.614)(13.808)经过比较，4个冋归方程中拟合优度最接近1的有冋归方程(2)、(5),并且 达到0.999的高度拟合。此外，从数据指标的变化趋势来看，随着时间的推移，I、S的数据指标呈现出较为明显的上升趋势，R的数据指标呈现下降趋势。因此可以推断解释变量I与S间可能正相关。但是从数据指标的含义来看，城镇居民可支配收入（I）和社会保险支出（S）间，并不存在真实直接的线性关系。事实上，检验结果屮的多重共线性关系并不真实，这是由我国经济长期高速发展造成的。随着我国经济的高速持续发展，居民手中的可支配收入增加，政府也会加大公共事业支出以提高全民生活质量。综上所述，虽然自变量参数的估计值不显著，但它对整个模型不产生实质性影响，模型整体显著，因此原模型是可以接受的。（三）模型拟合结果的解释在模型（1）中，自变量参数估计值不显著，因此需对模型进行分析加以修正。相比较而言，收入I、利率R与通货膨胀P的参数估计值的t值绝对值较社会保险支岀S的参数估计值的t值绝对值更小，即相对显著为零。其经济学含义是，收入、利率和通货膨胀对长期护理保险需求不存在较为显著影响，社会保险支出对长期护理保险需求的影响较大。木部分将针对解释变量对模型进行解释。对于解释变量I,模型结果显示其系数显著为零，即宏观层面的城镇居民平均年收入并不对长期护理保险的需求有显著影响。然而，对于微观层面的个体收入水平，AnneTheisenCramer和GailAJensen（2006）应用美国2002年以来抽样数据说明了个体收入对长期护理保险需求有正面影响；国内的孟昶（2007）也应用调查问卷数据同样证明了这一结论。因此，本文认为对长期护理保险需求有影响的收入水平是微观层面个体收入水平，而宏观层面的城镇居民平均收入水平并不对长期护理保险需求有显著影响。对于解释变量R,t值绝对值较小即系数并不显著非零。前已论述，利率对长期护理保险的影响有两个方面：收入效应和替代效应。一方面由于利率对居民收入有影响，而解释变量I对长期护理保险需求的影响并不显著，因而利率R对长期护理保险需求的收入效应也不显著；另一方面，我国长期的实际负利率的现状也 使利率对长期护理保险的替代效应很有限。因此，利率对长期护理保险需求的综合影响并不显著恰证实了这两点。对于代表通货膨胀的解释变量P，其t统计量为0.6664,参数不显著非零，即我国通货膨胀率变化与长期护理保险需求并不显著相关。之所以会这样，一方面是因为我国居民对通货膨胀的反应具有一定时滞性，通货膨胀率的变化不会马上改变居民的消费习惯和投资途径；另一方面尽管我国的消费物价指数每年都在增长，同时居民名义收入也在增加。因此，通货膨胀率上升的效应因收入的增长有所抵消，对长期护理保险需求产生影响比较小。至于解释变量S,它代表着社会医疗保险基金和社会养老保险基金总支岀。理论上，社会I矢疗保险基金和社会养老保险基金支岀对长期护理保险需求具有挤岀效应。可是在模型的拟合结果中，解释变量S的t统计量为1.5069,接近于2。相对其他变量而言，社会保险支出对长期护理保险需求有较为显著影响。但其变量系数为正，又说明社会保险支出对商业长期护理保险需求并不存在挤出效应；相反，社保支出的增多将会促进商业长期护理保险需求。由于社会保险并不包括长期护理专项费用，患有认知性或生理性损伤的人群是不能利用社会保险转嫁他们的长期护理费用。他们要么选择自己支付这笔费用，要么购买长期护理保险来规避费用支岀风险。这解释了为什么在现实生活中社会保险支岀对长期护理保险需求不存在挤出效应。另一方面，社保的高覆盖客观普及了居民对保险保障功能的认知；社保支出的增多，对居民的基木保障就越多，居民就更有能力满足自己其他层次的保障需求。因此，模型结果显示的社保支岀对长期护理保险需求有较为显著的正向影响具有实际意义。（四）模型的修正以上对原模型（1）的拟合结果以及分析表明，收入、利率和通胀率对我国长期护理保险需求影响其微。则可以对模型进行修正，将I、R和P三个变量删除，重新进行拟合，得到以下结果： (6)logD=1.002+0.1222logSt4=76.7343疋=0.9976模型经过修止拟合优度2仍达到0.9976,调整后的拟合优度R2=0.9974,回归方程与样本观察值拟合非好好。模型屮的F统计量为5888.156,说明模型解释变量不显著同时为零。同吋，t统计量为76.7343远大于2,所以在0.05显著水平下社保支出的参数是显著的，相关系数显著不为零。社保支出的相关系数几=0.1222仍为正，说明其对商业长期护理保险并不存在挤出效应，而且社保支岀的增多将对商业长期护理保险有显著的促进作用。综上所述，修正以后的对数线性模型拟合优度高，整体显著，各自变量参数的估计值也显著，模型可以接受。四、结论1、宏观层面的城镇居民人均收入并非影响我国长期护理保险需求的主要因素。通过本文假设、模型拟合、检验、修正，我们得到真正能促进居民长期护理保险需求的收入因素是微观层面的居民个体收入的增多，而宏观整体人均收入的提高并不对其需求有显著影响。在宏观经济政策方面启示我们关注整体收入的同吋更应注重分配作用的发挥。2、利率对我国长期护理保险发展的直接影响并不显著。在现实牛活中，利率对需求的影响是间接的、多渠道的，关系着居民的收入与投资决策。利率变化不仅会引起储蓄和保险间的相互替代关系，更会牵涉整个国民经济生产和投资的变动，继而影响居民个体收入的高低。因此，一方面，恰当的利率政策对长期护理保险发展具有一定促进作用；另一方面，长期护理保险的提供方也应根据宏观利率变化调整开发险种的策略与力度。冃前，我国存款利率具有上升预期，保险公司应岀台措施应对利率上升对需求影响的措施。3、通货膨胀对长期护理保险需求的影响不大，但仍需警惕通胀风险。虽然模型结果显示因通货膨胀率上升所产生的收入效应、价格效应与保险金效应，对长期护理保险需求的抑制作用有限，但通胀风险仍不容忽视。由于长期护理保险 并非储蓄性险种，通胀会导致更高的理赔成本，致使支付未来索赔的准备金不足,因此会“侵蚀”保险公司的盈利。如果短期内出现通胀，只要政策和竞争环境允许公司调整保费费率，危害将很有限。4、社会医疗保险基金和社会养老保险基金支出对长期护理保险需求不存在挤出效应，相反社保支出的增多将增多长期护理保险的需求。模型屮的回归系数就是各因素对长期护理保险需求的弹性系数，它们的大小意味着所对应的因素对长期护理保险需求影响的大小。拟合结果(6)显示，社保支出的弹性系数是0.1222。即国家社会医疗保险和社会养老保险支出每增加1%,商业长期护理保险的需求量就会增加0.1222%。由于以政府为主导的社会保险制度相对于商业保险而言,更具信用优势，理论上社会I矢疗保险对商业长期护理保险挤岀和替代效应依然是不可避免的。但是随着居民个体消费水平提高、专业护理需求的提高，这种挤出效应会逐渐弱化。综合以上相互作用的两个方面，我们应加强社会保险与商业保险的市场细分以进一步弱化挤出效应；保险公司应针对社保对其具有挤出效应而设计岀偏重于中高收入水平人群的长期护理保险。同时，针对社保间接普及了保险知识特别是长期护理保险的保障作用，应继续增加社保的覆盖面以增强居民的保险保障功能的认知；更应该从其他方面加强宣传，增加居民的风险意识和长期护理保险的普及。参考文献：[11典成礼，北京市老年人口长期护理需求分析卩],卫生经济研究，2005年4月，第28-30页。[2]韩丹，利用财税政策促进长期护理保险的发展[D],对外经济贸易大学硕士研究生毕业论文，2006年4月。⑶荆涛，长期护理保险一一中国未來极富竞争力的险种[M],对外经济贸易大学出版社,2006年第一版。⑷荆涛，论长期护理保险在我国的发展[J],上海保险，2004年第10期，第34-36页。[5]荆涛，建立适合中国国情的长期护理保险制度模式[J],保险研究，2010年第四期，第77-82页。[6]孟昶，长期护理保险的需求实证分析一一以苏州、扬州、淮安为例[D],北京大学光华管理学院硕士研究生毕业论文，2007年4月。[71苏水莉，长期护理保险发展的需求分析[N],保险职业学院学报，2007年10月第21卷第5期，第30-33页。[8]苏永莉，影响我国长期护理保险发展的供求因素分析[J],•!'国保险，2007年第9期，第15-20页。[9]AnneTheisenCramer;GailAJensen,“WhyDon'tPeopleBuyLong-Term-CareInsurance?59,TheJournalsofGerontology,Jul2006;61B,4;AcademicResearchLibrary[10]DariusLakdawalla&TomasPhilipson,"TheRiseinOld-AgeLongevityandtheMarketfor 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