邵全權(quán)，楊 浩，郝天琪，劉 名

（1.南開大學(xué)金融學(xué)院，天津300350；2.中國平安財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)股份有限公司，廣東深圳442012）

一、引言

隨著改革開放的不斷深入以及經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，中國的勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)生了深刻的變化，然而在發(fā)展過程中也面臨著一些勞動(dòng)難題，如人口老齡化持續(xù)加速、勞動(dòng)力供給轉(zhuǎn)為相對(duì)有限剩余、普通勞動(dòng)力工資快速上漲、勞動(dòng)力市場(chǎng)矛盾多發(fā)等（蔡昉和張車偉，2015）［1］。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，我國勞動(dòng)供給呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢(shì)。如圖1所示，自2010年以來我國15 歲以上人口勞動(dòng)參與率（國際勞工組織估計(jì)）逐年下滑，2020年勞動(dòng)參與率僅為66.82%，與2010年相比下滑4.44%。由于人口紅利逐漸消失，勞動(dòng)供給數(shù)量出現(xiàn)缺口，為了適應(yīng)當(dāng)前人口結(jié)構(gòu)的變化趨勢(shì)，我國開始加快醫(yī)療保障體系改革進(jìn)程，不斷提高國民健康水平，進(jìn)而增加勞動(dòng)供給時(shí)長，緩解勞動(dòng)供給短缺狀況。眾所周知，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)具有重要影響，而作為醫(yī)療保障體系第三支柱的商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)同樣重要。商業(yè)健康保險(xiǎn)作為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的有效補(bǔ)充，加上其具有保障范圍更廣、靈活性更強(qiáng)的優(yōu)勢(shì)，將會(huì)在未來的勞動(dòng)力市場(chǎng)發(fā)揮更大作用。

圖1 2010-2020年中國15歲以上人口勞動(dòng)參與率

關(guān)于健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的視角進(jìn)行研究，很少有研究關(guān)注商業(yè)健康保險(xiǎn)。商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠從兩個(gè)方面影響勞動(dòng)力市場(chǎng)：第一，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)者具有收入效應(yīng)，勞動(dòng)者會(huì)因?yàn)槭杖氲玫浇】当ｋU(xiǎn)的保障而減少其勞動(dòng)供給；第二，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)者具有替代效應(yīng)，健康保險(xiǎn)能夠提高勞動(dòng)者的生產(chǎn)效率從而增加勞動(dòng)供給。近些年來，我國陸續(xù)出臺(tái)一系列政策鼓勵(lì)商業(yè)健康保險(xiǎn)的發(fā)展。2014年國務(wù)院出臺(tái)《關(guān)于加快發(fā)展商業(yè)健康保險(xiǎn)的若干意見》，2017年財(cái)政部、稅務(wù)總局、原保監(jiān)會(huì)聯(lián)合出臺(tái)《關(guān)于將商業(yè)健康保險(xiǎn)個(gè)人所得稅試點(diǎn)政策推廣到全國范圍實(shí)施的通知》。受政策影響，自2014年起我國商業(yè)健康保險(xiǎn)原保費(fèi)收入持續(xù)增長，商業(yè)健康保險(xiǎn)的保險(xiǎn)深度也穩(wěn)步上升。如圖2所示，2020年我國商業(yè)健康保險(xiǎn)的原保費(fèi)收入達(dá)到8172.71 億元，與2014年相比增長了5 倍多；商業(yè)健康保險(xiǎn)的保險(xiǎn)深度達(dá)到0.80%，與2014年相比增加了0.64%。從商業(yè)健康保險(xiǎn)的發(fā)展趨勢(shì)來看，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的影響將會(huì)不斷擴(kuò)大，本文對(duì)商業(yè)健康保險(xiǎn)勞動(dòng)供給效應(yīng)的研究具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

圖2 2010-2020年中國商業(yè)健康險(xiǎn)保費(fèi)及深度變化

二、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外關(guān)于健康保險(xiǎn)與勞動(dòng)供給之間關(guān)系的研究文獻(xiàn)較為豐富。在理論研究方面，McCall（1970）［2］構(gòu)建了一個(gè)工作搜尋模型，模型具體為：失業(yè)工人面臨需要選擇接受工作并在一個(gè)給定的工資下工作，還是拒絕工作并享受失業(yè)補(bǔ)償，同時(shí)在下一期重復(fù)上述選擇。Sargent &Ljungqvist（2012）［3］擴(kuò)展了McCall（1970）［2］的模型，引入了包含辭職和解雇的情形，并介紹了工資收入未知情形下如何通過貝葉斯法則來預(yù)測(cè)工人的工資分布。在實(shí)證研究方面，一些研究發(fā)現(xiàn)公共健康保險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率并減少每周工作時(shí)間（Gru?ber &Kubik，1997［4］；Chou &Staiger，2001［5］；Boyle &Lahey，2010［6］；Boyle &Lahey，2016［7］；Dague et al.，2017［8］）。不過也有研究認(rèn)為健康保險(xiǎn)會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)參與，如Yelowitz（1995）［9］、Chen &Wilbert（2008）［10］和 Nicole &Na（2008）［11］等人的研究均表明健康保險(xiǎn)會(huì)增加勞動(dòng)供給。王翌秋和劉蕾（2016）［12］基于CHNS 數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果也表明，新農(nóng)合能夠提升農(nóng)村居民的健康人力資本水平，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與。另外，由于健康保險(xiǎn)會(huì)對(duì)不同群體產(chǎn)生不同影響，一些文獻(xiàn)針對(duì)健康保險(xiǎn)的異質(zhì)性展開了研究。Rogowski &Karoly（2000）［13］發(fā)現(xiàn)健康保險(xiǎn)會(huì)增加部分老人的退休概率以及降低退休年齡，陳華等（2016）［14］也發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合會(huì)減少農(nóng)村老年人的勞動(dòng)參與時(shí)間。Chou &Staiger（2001）［5］的研究發(fā)現(xiàn)針對(duì)非工作人口的醫(yī)療保險(xiǎn)降低了已婚婦女的勞動(dòng)參與率；Erin（2011）［15］則認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)并不會(huì)減少單身女性的勞動(dòng)參與率，不過健康保險(xiǎn)帶來的健康福利可能有助于勞動(dòng)力供應(yīng)的相對(duì)增加。Pohl（2018）［16］針對(duì)美國平價(jià)醫(yī)療法案的政策研究表明，健康保險(xiǎn)補(bǔ)貼所帶來的工作激勵(lì)提高了單身母親的勞動(dòng)力供應(yīng)。許慶和劉進(jìn)（2015）［17］基于CHARLS 數(shù)據(jù)的研究也發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合會(huì)提高農(nóng)村婦女的勞動(dòng)參與。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的視角展開研究，但很少有研究關(guān)注商業(yè)健康保險(xiǎn)的勞動(dòng)供給效應(yīng)，且研究方法多以實(shí)證分析為主?；谏鲜銮闆r，本文結(jié)合理論模型和實(shí)證分析研究商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響，希望能夠?qū)ΜF(xiàn)有研究進(jìn)行補(bǔ)充。

三、理論模型與數(shù)值模擬

（一）理論模型

借鑒McCall（1970）［2］和Sargent &Ljungqvist（2012）［3］的研究，本文構(gòu)建了一個(gè)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)規(guī)劃模型，以期求出健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)各因素對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。

本文假設(shè)健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響勞動(dòng)者的人力資本，從而具有導(dǎo)致工資損失的可能。對(duì)于勞動(dòng)者而言，其在每期可以選擇接受一份工資分布為F(w)的工作并在以后每期都獲得金額為w的工資；或者不接受工作，同時(shí)得到金額為c的失業(yè)保險(xiǎn)，并等待下一期找到一份工資相同的工作。

健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)影響勞動(dòng)者的工資，損失以外生的概率p1發(fā)生，損失發(fā)生時(shí)會(huì)造成工資下降比率為h，勞動(dòng)者獲得的工資為：

本文將健康保險(xiǎn)分為自己購買的健康保險(xiǎn)與雇主購買的健康保險(xiǎn)兩類。當(dāng)損失發(fā)生時(shí)，損失屬，于自己買的健康保險(xiǎn)的保險(xiǎn)責(zé)任覆蓋范圍的概率為p2，此時(shí)勞動(dòng)者可以獲得保險(xiǎn)保障程度m比例的賠付。則勞動(dòng)者獲得的工資收入為：

其中，自己購買的健康險(xiǎn)保費(fèi)為p2μmp1hw，μ為健康險(xiǎn)公司具有的市場(chǎng)勢(shì)力，mp1hw為精算公平保費(fèi)，μmp1hw表示考慮保險(xiǎn)公司市場(chǎng)勢(shì)力后的保費(fèi)，p2μmp1hw表示此時(shí)保費(fèi)是考慮到被保險(xiǎn)公司承保的情形。式（2）表明，在發(fā)生健康風(fēng)險(xiǎn)與不發(fā)生健康風(fēng)險(xiǎn)情形下，工資為按照出險(xiǎn)概率的加權(quán)平均值，在此基礎(chǔ)上扣除保費(fèi)；在健康風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生情形下，工資又可以進(jìn)一步分解為自己購買的健康險(xiǎn)不覆蓋和覆蓋情形下基于覆蓋概率的加權(quán)平均值。

在雇主購買的健康險(xiǎn)情形下，勞動(dòng)者獲得的工資收入為：

其中，雇主為其雇員購買健康保險(xiǎn)的代價(jià)，將按照雇員工資的比例η進(jìn)行扣除。式（3）表明，在發(fā)生健康風(fēng)險(xiǎn)與不發(fā)生健康風(fēng)險(xiǎn)情形下，工資為按照出險(xiǎn)概率的加權(quán)平均值，在此基礎(chǔ)上減去雇主為員工提供健康保險(xiǎn)的必要扣除；在健康風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生情形下，工資又可以進(jìn)一步分解為雇主購買的健康險(xiǎn)不覆蓋和覆蓋情形下基于覆蓋概率的加權(quán)平均值。

設(shè)v(wrm)為勞動(dòng)者終生收入的預(yù)期，相應(yīng)的貝爾曼方程為：

β為貼現(xiàn)因子，貝爾曼方程說明勞動(dòng)者選擇接受工作并領(lǐng)取每一期相同的工資，或拒絕工作領(lǐng)取失業(yè)保險(xiǎn)c，在下期獲得工資服從F(wrm)的工作機(jī)會(huì)。式（5）可計(jì)算勞動(dòng)者的保留工資wˉrm：

由保留工資的概念可知，如果工資超過保留工資，勞動(dòng)者就會(huì)接受該工作，wˉrm越低則表示接受工作的可能性越高，勞動(dòng)參與率越高；wˉrm越高則表示接受工作的可能性越低，勞動(dòng)參與率越低。因此，通過對(duì)Bellman 方程動(dòng)態(tài)規(guī)劃進(jìn)行數(shù)值模擬可以得出，在自己買的和雇主買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度、市場(chǎng)勢(shì)力、保障程度和覆蓋范圍的影響下，勞動(dòng)者勞動(dòng)參與率的變化。

（二）數(shù)值模擬

設(shè)定貼現(xiàn)因子β為0.95，失業(yè)保險(xiǎn)金c為1500，原始工資w服從［1，5000］上具有5000 個(gè)離散點(diǎn)的均勻分布。通過改變健康保險(xiǎn)機(jī)制的出險(xiǎn)概率、損失程度、市場(chǎng)勢(shì)力、保障程度和覆蓋范圍，我們能夠觀察保留工資wˉrm的變動(dòng)情況。我們通過貝爾曼方程值函數(shù)迭代的方法來計(jì)算保留工資，迭代停止的條件為當(dāng)期和下期的勞動(dòng)參與決策一致，此時(shí)勞動(dòng)者不能再通過改變勞動(dòng)參與決策來提高值函數(shù)，從而達(dá)到最優(yōu)勞動(dòng)參與決策。基于此，可以分別得到在［1，5000］上具有5000個(gè)離散點(diǎn)的每一點(diǎn)上到底是接受工作還是拒絕工作的明確結(jié)果，二者發(fā)生轉(zhuǎn)換的臨界點(diǎn)即為保留工資。

在此，在自己買的健康險(xiǎn)模型模擬中，假設(shè)健康風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生概率p1= 0.5，風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生時(shí)的損失程度h= 0.5，保障程度m= 0.8，覆蓋范圍p2= 0.3，市場(chǎng)勢(shì)力μ= 1；在雇主買的健康險(xiǎn)模型模擬中，扣除雇員工資的比例η= 0.08，其余參數(shù)與自己買的健康險(xiǎn)模型一致。模擬隨著健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度、市場(chǎng)勢(shì)力、保障程度和覆蓋范圍等因素變動(dòng)時(shí)，勞動(dòng)者勞動(dòng)參與率（即保留工資）的變動(dòng)。上述各因素對(duì)自己買的健康險(xiǎn)和雇主買的健康險(xiǎn)的影響如圖3、圖4所示。為便于對(duì)比分析，在圖3和圖4中，我們同時(shí)畫出了僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線以及同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)的保留工資線，如果前者高于后者，則說明相應(yīng)的健康保險(xiǎn)因素提高了勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率；如果前者低于后者，則說明相應(yīng)的健康保險(xiǎn)因素降低了勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。

1.自己購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

圖3 表明，隨著出險(xiǎn)概率p1的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即p1對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和自己買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率，并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)自己買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)自己買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著出險(xiǎn)概率p1的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明出險(xiǎn)概率提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。隨著損失程度h的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即h對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和自己買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率，并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)自己買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)自己買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著損失程度h的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明損失程度提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。隨著市場(chǎng)勢(shì)力μ的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即μ對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和自己買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率，與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交在其左端點(diǎn)。由前述說明可知，自己買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著市場(chǎng)勢(shì)力μ的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明市場(chǎng)勢(shì)力提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。保障程度m和覆蓋范圍p2的變化既不會(huì)影響僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線，也不會(huì)影響同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和自己買的健康保險(xiǎn)的保留工資線，二者是兩條相互重合的水平線。這說明自己買的健康險(xiǎn)的保障程度和覆蓋范圍對(duì)勞動(dòng)參與率沒有任何影響。

圖3 自己購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

2.雇主購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

圖4 表明，隨著出險(xiǎn)概率p1的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即p1對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和雇主買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率，并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著出險(xiǎn)概率p1的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明出險(xiǎn)概率提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。隨著損失程度h的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即h對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和雇主買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率；并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著損失程度h的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明損失程度提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。隨著工資比例η的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即η對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和雇主買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有正斜率，并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著工資比例η的提高，勞動(dòng)參與率越來越低，說明工資比例提高具有降低勞動(dòng)參與率的作用。隨著保障程度m的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即m對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和雇主買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有負(fù)斜率，并與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交。由前述說明可知，在交點(diǎn)左側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，在交點(diǎn)右側(cè)雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著保障程度m的提高，勞動(dòng)參與率越來越高，說明保障程度提高具有提高勞動(dòng)參與率的作用。隨著覆蓋范圍p2的提高，僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線是一條水平直線，即p2對(duì)其并無影響；同時(shí)引入健康風(fēng)險(xiǎn)和雇主買的健康保險(xiǎn)的保留工資線具有負(fù)斜率，與僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的保留工資線相交在其左端點(diǎn)。由前述說明可知，這表明雇主買的健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率。隨著覆蓋范圍p2的提高，勞動(dòng)參與率越來越高，說明覆蓋范圍提高具有提高勞動(dòng)參與率的作用。

圖4 雇主購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

綜上所述，自己購買的健康險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和市場(chǎng)勢(shì)力的提高都會(huì)降低勞動(dòng)參與率，相對(duì)于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，自己購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率和損失程度較低時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率，自己購買的健康保險(xiǎn)的市場(chǎng)勢(shì)力的提高會(huì)降低勞動(dòng)參與率；健康保險(xiǎn)的保障程度和覆蓋范圍并不影響勞動(dòng)參與率。由自己購買的健康險(xiǎn)的保費(fèi)公式可知，保費(fèi)提高如果來源于出險(xiǎn)概率、損失程度和市場(chǎng)勢(shì)力的提高，則會(huì)降低勞動(dòng)參與率；如果來自保障程度和覆蓋范圍的變化，則并不會(huì)影響勞動(dòng)參與率。雇主購買的健康險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和工資扣除比例的提高都會(huì)降低勞動(dòng)參與率。相對(duì)于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，雇主購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和工資扣除比例較低時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率。雇主購買的健康保險(xiǎn)的保障程度和覆蓋范圍的提高會(huì)提高勞動(dòng)參與率。相對(duì)于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，雇主購買的健康保險(xiǎn)的保障程度較低時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率；雇主購買的健康保險(xiǎn)的覆蓋范圍擴(kuò)大會(huì)提高勞動(dòng)參與率。由雇主購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)者工資的扣除公式可知，提高其扣除對(duì)勞動(dòng)參與率的影響取決于覆蓋范圍和工資比例在其中的調(diào)整程度的對(duì)比關(guān)系，如果覆蓋范圍的正向影響超過工資比例的負(fù)向影響，此時(shí)提高工資扣除會(huì)提高勞動(dòng)參與率，反之則會(huì)降低勞動(dòng)參與率。

四、實(shí)證模型設(shè)計(jì)

本文主要關(guān)注商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響，我們用CHNS 數(shù)據(jù)庫中提供的“你現(xiàn)在有工作嗎？”（job，簡稱“工作”）來衡量勞動(dòng)參與率這一指標(biāo)，job的取值為0或1。其中1表示有工作，即參與勞動(dòng)；0 表示沒有工作，即不參與勞動(dòng)。由于被解釋變量是二元離散變量，OLS估計(jì)不適用，因此本文采用文獻(xiàn)中廣泛使用的Probit模型進(jìn)行估計(jì)。考慮到可能存在的內(nèi)生性問題，僅僅使用Probit模型進(jìn)行估計(jì)會(huì)帶來偏誤，因此進(jìn)一步采用工具變量法，通過只影響商業(yè)健康保險(xiǎn)的購買情況，而不直接影響勞動(dòng)參與率的工具變量來解決內(nèi)生性問題。本文還考察了健康狀況、年齡、城鄉(xiāng)的異質(zhì)性情況。此外，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中運(yùn)用Heckman 模型進(jìn)一步考察商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。

（一）Probit模型

由于因變量為二元離散變量，本文采用Probit模型來考察自己是否購買商業(yè)健康保險(xiǎn)、雇主是否購買商業(yè)健康保險(xiǎn)兩種情況對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。假定隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。Probit 模型設(shè)定如下：

其中，jobi是被解釋變量，取值為0 或1，其中1表示個(gè)體i參與勞動(dòng)，0表示個(gè)體i不參與勞動(dòng)。

insurancei,j是核心解釋變量，i＝1，0；j＝1，2。其中，i＝1 代表購買了健康險(xiǎn)，i＝0 代表沒有購買健康險(xiǎn)。本文重點(diǎn)關(guān)注自己是否購買健康險(xiǎn)、雇主是否為你購買健康險(xiǎn)兩種情況對(duì)勞動(dòng)參與率的影響，j＝1 代表自己是否購買健康險(xiǎn)的情況，j＝2 代表雇主是否為你購買健康險(xiǎn)的情況。我們分別用CHNS 數(shù)據(jù)庫提供的“你是否有商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)”，“你的雇主為你購買了任何一種額外的醫(yī)療保險(xiǎn)嗎？”來衡量這兩個(gè)指標(biāo)。

Xi是個(gè)體特征變量，參考以往文獻(xiàn)的變量選取，本文選擇年齡、性別、婚姻、戶口、教育水平、自評(píng)健康和收入水平共七個(gè)變量代表個(gè)體特征。其中年齡是影響勞動(dòng)參與率的重要因素，我國法定工作年齡是16周歲，退休年齡是50-60周歲，同時(shí)考慮退休之后的人群還可以通過退休返聘等方式二次就業(yè)，因此本文選取16 周歲以上的樣本進(jìn)行實(shí)證分析。性別也是影響勞動(dòng)參與率的因素之一，不同的工作類型對(duì)性別的要求存在差異，本文在實(shí)證分析中按照1 代表男性、0 代表女性設(shè)定?；橐鰻顩r按照1 代表已婚、0 代表未婚設(shè)定。戶口按照1代表城鎮(zhèn)、0代表農(nóng)村設(shè)定。按照數(shù)據(jù)庫原始項(xiàng)目將教育水平分為小學(xué)、初中、高中、中等技術(shù)學(xué)?；蚵殬I(yè)學(xué)校、大專或大學(xué)、碩士及以上，教育水平會(huì)通過影響個(gè)體的工作素質(zhì)進(jìn)而影響勞動(dòng)參與率，受過高等教育的人一般會(huì)比受教育水平較低的人更容易找到工作。自評(píng)健康在一定程度上也會(huì)影響勞動(dòng)參與率，例如企業(yè)招聘時(shí)將體檢結(jié)果作為是否錄取員工的衡量標(biāo)準(zhǔn)之一。收入水平變量在回歸時(shí)對(duì)數(shù)據(jù)庫原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)處理。

εi表示殘差項(xiàng)。健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響主要通過β1得以驗(yàn)證。

（二）工具變量法

以上模型假定商業(yè)健康保險(xiǎn)狀態(tài)為外生。然而商業(yè)健康保險(xiǎn)與勞動(dòng)參與率之間可能存在內(nèi)生性，為了避免內(nèi)生性問題造成的回歸偏誤，我們選擇社區(qū)的社保覆蓋率作為工具變量。社區(qū)的社保覆蓋率反映人們對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的重視程度，與健康險(xiǎn)的購買情況存在高度相關(guān)性；同時(shí)，社區(qū)的社保覆蓋率與模型的擾動(dòng)項(xiàng)不直接相關(guān)。因此，我們選擇社區(qū)的社保覆蓋率作為健康險(xiǎn)購買情況的工具變量。CHNS 數(shù)據(jù)庫沒有關(guān)于社區(qū)社保覆蓋率的直接項(xiàng)目，因此本文通過一定的計(jì)算方法得出社區(qū)社保覆蓋率變量。主要計(jì)算方法為：第一步，設(shè)定一個(gè)二元變量“是否參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)”，參與城職保、城居保、新農(nóng)合三者中任意一種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的取值為1，否則為0；第二步，將樣本按照社區(qū)和年份雙變量分組，計(jì)算每個(gè)組別“是否參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)”的平均值。該計(jì)算結(jié)果即為指定年份指定社區(qū)人群參與社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的比例，我們用這一指標(biāo)來衡量社區(qū)的社保覆蓋率。

本文數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。實(shí)證過程中，我們選取CHNS 數(shù)據(jù)庫16 周歲以上的樣本在2011年和2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，限于篇幅，本文不報(bào)告有關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響

本文首先采用Probit 模型估計(jì)健康險(xiǎn)的購買情況對(duì)勞動(dòng)參與率的影響，對(duì)應(yīng)的回歸結(jié)果如表1第（1）、（2）列所示。在其他因素不變的情況下，自己購買健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響不顯著；雇主購買健康險(xiǎn)的回歸系數(shù)為0.835，在5%的水平下顯著，說明雇主購買健康險(xiǎn)能夠提高勞動(dòng)參與率。在控制變量方面，無論是自己購買健康險(xiǎn)，還是雇主購買健康險(xiǎn)，控制變量對(duì)勞動(dòng)參與率的影響基本一致。如表1 第（1）（2）列所示，年齡的回歸系數(shù)均為－0.06，且均在1%的水平下顯著，即隨著年齡的增大，勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率逐漸降低；男性的回歸系數(shù)分別為0.537、0.521，均在1%的水平下顯著，在一定程度上反映出我國男性的勞動(dòng)參與率比女性的勞動(dòng)參與率高50%以上；城鎮(zhèn)的回歸系數(shù)分別為－0.914、－0.909，均在1%的水平下顯著，說明城鎮(zhèn)勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率低于農(nóng)村勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率；已婚的回歸系數(shù)分別為0.202、0.199，均在1%的水平下顯著，說明已婚的勞動(dòng)者勞動(dòng)參與率比未婚的勞動(dòng)者勞動(dòng)參與率更高；收入水平的回歸系數(shù)均為0.18，且均在1%的水平下顯著，說明工資水平也是影響勞動(dòng)者是否參與勞動(dòng)的因素之一。

考慮到健康險(xiǎn)與勞動(dòng)參與率之間存在內(nèi)生性，利用社區(qū)的社保覆蓋率作為工具變量回歸，回歸結(jié)果如表1第（3）（4）列所示。自己購買健康險(xiǎn)的回歸系數(shù)為6.961，在1%的水平下顯著；雇主購買健康險(xiǎn)的回歸系數(shù)為－8.535，在10%的水平下顯著。IV-Probit回歸結(jié)果反映出，自己購買的健康險(xiǎn)與雇主購買的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響效果相反。自己購買健康險(xiǎn)顯著提高了勞動(dòng)參與率，雇主購買健康險(xiǎn)卻降低了勞動(dòng)參與率。IV-Probit回歸結(jié)果與Probit回歸結(jié)果稍有不同，但是由于解釋變量存在一定的內(nèi)生性，工具變量方法修正后的研究結(jié)果更加可靠。結(jié)合前文的理論研究結(jié)論，我們可以進(jìn)一步得出：一方面，我國居民自主購買健康險(xiǎn)仍然處于出險(xiǎn)概率較低、損失程度較低、市場(chǎng)勢(shì)力較低的階段，自己購買健康險(xiǎn)會(huì)提高個(gè)體的勞動(dòng)參與率；另一方面，雇主購買健康險(xiǎn)處于出險(xiǎn)概率較高、損失程度較高、工資扣減比例較高、保障程度較低的階段，雇主購買健康險(xiǎn)會(huì)降低個(gè)體的勞動(dòng)參與率。

表1 基于probit和IV-Probit模型研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，其他表格類似。

（二）異質(zhì)性分析

本文在建立理論模型時(shí)，將健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)同時(shí)引入動(dòng)態(tài)規(guī)劃模型，并求出健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)各因素對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。此處為了進(jìn)一步研究健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響，將樣本分成健康與不健康兩組，分別運(yùn)用IV-Probit模型進(jìn)行實(shí)證回歸。回歸結(jié)果如表2所示。從表2第（1）（2）列可以看出，在健康狀態(tài)下，自己購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率沒有顯著影響。從表2 第（3）（4）列可以看出，在健康狀態(tài)下，雇主購買健康險(xiǎn)的回歸系數(shù)是－8.922，在5%的水平下顯著，說明健康狀態(tài)下雇主購買健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)參與率；在不健康狀態(tài)下，雇主購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率沒有顯著影響。也就是說，無論是自己購買的健康險(xiǎn)，還是雇主購買的健康險(xiǎn)，只有個(gè)體處于健康狀態(tài)時(shí)，健康險(xiǎn)才會(huì)對(duì)勞動(dòng)參與率產(chǎn)生顯著影響。其中，自己購買健康險(xiǎn)會(huì)提高勞動(dòng)參與率，雇主購買健康險(xiǎn)會(huì)降低勞動(dòng)參與率。

表2 按健康狀況分組研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

進(jìn)一步將樣本按照年齡、戶口進(jìn)行分組，研究不同年齡、不同戶口的人群購買兩種類型的健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。從表3和表4的回歸結(jié)果可以看出，年齡和戶口對(duì)勞動(dòng)參與率的影響基本不顯著。

表3 按年齡分組研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響

表4 按城鄉(xiāng)分組研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與率的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到勞動(dòng)參與可能存在自選擇問題，本文采用Heckman 選擇模型對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，Heckman選擇模型能夠修正勞動(dòng)參與模型的樣本選擇偏誤。Heckman 選擇模型的具體估計(jì)步驟分為兩步，第一步運(yùn)用Probit選擇模型估計(jì)健康險(xiǎn)對(duì)是否參與勞動(dòng)的影響；第二步研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)時(shí)長的影響。其中，勞動(dòng)參與時(shí)長用CHNS 數(shù)據(jù)庫中“過去一周工作多少個(gè)小時(shí)”來衡量，回歸結(jié)果如表5所示。從表5 第（1）（2）列可以看出，自己購買健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)時(shí)長影響的回歸系數(shù)為7.780，在5%的水平下顯著，說明與不購買健康險(xiǎn)相比，自己購買健康險(xiǎn)會(huì)顯著提高勞動(dòng)時(shí)長；從表5 第（3）（4）列可以看出，雇主是否購買健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)時(shí)長影響的回歸系數(shù)為負(fù)，但是回歸系數(shù)不顯著?？傮w來看，利用Heckman 模型回歸的結(jié)果與本文實(shí)證研究結(jié)果基本一致，在一定程度上證明本文研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 基于Heckman模型研究健康險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響

初中（=1）高中（=1）中等技術(shù)學(xué)校、職業(yè)學(xué)校（=1）大?；虼髮W(xué)（=1）碩士及以上（=1）收入水平lambda觀察值-0.692***（0.0956）-0.819***（0.109）-0.722***（0.122）-0.562***（0.128）-1.058**（0.463）0.0234（0.0249）5，539 8.148***（1.665）9.680***（2.093）8.151***（2.546）0.998（2.703）2.501（10.74）2.802***（0.481）-26.851（0.748）5，539-0.707***（0.0953）-0.832***（0.109）-0.732***（0.121）-0.561***（0.128）-1.080**（0.461）0.0251（0.0248）5，578 8.029***（1.663）9.539***（2.089）8.086***（2.539）0.458（2.699）2.045（10.75）2.838***（0.480）-27.018（0.734）5，578變量（1）選擇方程（2）支出方程（3）選擇方程（4）支出方程

六、結(jié)論與建議

本文構(gòu)建了一個(gè)包含健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)規(guī)劃模型，研究了健康風(fēng)險(xiǎn)和健康保險(xiǎn)各因素對(duì)勞動(dòng)參與率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，自己購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和市場(chǎng)勢(shì)力的提高都會(huì)降低勞動(dòng)參與率，而健康保險(xiǎn)的保障程度和覆蓋范圍并不影響勞動(dòng)參與率。相較于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，自己購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率和損失程度較低時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率；自己購買的健康保險(xiǎn)的市場(chǎng)勢(shì)力的提高會(huì)降低勞動(dòng)參與率。第二，雇主購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和工資扣除比例的提高都會(huì)降低勞動(dòng)參與率。相較于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，雇主購買的健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度和工資比例較低時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率。雇主購買的健康保險(xiǎn)隨著保障程度和覆蓋范圍的提高會(huì)提高勞動(dòng)參與率。相較于僅引入健康風(fēng)險(xiǎn)的基準(zhǔn)情形，雇主購買的健康保險(xiǎn)的保障程度較低時(shí)會(huì)降低勞動(dòng)參與率，較高時(shí)會(huì)提高勞動(dòng)參與率；覆蓋范圍的擴(kuò)大會(huì)提高勞動(dòng)參與率?；贑HNS 數(shù)據(jù)庫的實(shí)證結(jié)果表明，自己購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)可以提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，雇主購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)卻會(huì)降低勞動(dòng)者的勞動(dòng)參與率，商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的影響存在異質(zhì)性。

基于以上結(jié)論，本文提出以下政策建議：第一，由于目前我國居民自己購買商業(yè)健康保險(xiǎn)的比重低，而且商業(yè)健康保險(xiǎn)的出險(xiǎn)概率、損失程度及市場(chǎng)勢(shì)力均比較低，建議政府和保險(xiǎn)公司大力宣傳商業(yè)健康保險(xiǎn)，鼓勵(lì)居民主動(dòng)為自己購買商業(yè)健康保險(xiǎn)，進(jìn)而增加社會(huì)勞動(dòng)供給，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，結(jié)合本文研究結(jié)果來看，雇主為員工購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)并不能起到提高勞動(dòng)參與率的效果，甚至?xí)档蛣趧?dòng)參與率。而且目前雇主購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)存在出險(xiǎn)概率、損失程度、工資扣減比例高，且保障程度低的現(xiàn)象，在一定程度上反映出，雇主購買的商業(yè)健康保險(xiǎn)并不能滿足勞動(dòng)者對(duì)其自身健康保障的需求，而且雇主也沒有因?yàn)榻o員工購買商業(yè)健康保險(xiǎn)而獲得更多的產(chǎn)出績效。因此，本文建議保險(xiǎn)公司從雇主和員工的切身需求出發(fā)，設(shè)計(jì)合理有效的商業(yè)健康保險(xiǎn)保障機(jī)制，同時(shí)滿足雇主和員工的保險(xiǎn)需求，真正發(fā)揮商業(yè)健康保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)參與的積極作用。