医疗保险对高龄老人健康行为的影响研究——基于事前道德风险的视角

(一)、引言与文献回顾

医疗保险在我国一般指基本医疗保险，即用人单位与个人缴费形成医疗保险基金，当参保人遭遇疾病风险而产生医疗费用时，医疗保险机构为参保人提供经济补偿的一项社会保险制度。据人社部2017年公布的统计公报显示，全国参加基本医疗保险人数为117 681万人，基本医疗保险覆盖了各个年龄段的群体，基本实现全民参保。从参保人的整个生命周期来看，基本医疗保险在其老年时期发挥着重要的经济补偿作用。有研究认为，个人健康是随着年龄增长而折旧的资本存量，并且年龄越大折旧率也越大，为了维持生存，人们必须对健康资本进行投资，以达到延长生存时间或者增加健康时间的目的(Grossman，1972)(1)Grossman.M.On the Concept of Health Capital and the Demand for Health[J].Journal of Political Economy,1972,80(2):223-255.。一般来说，年老体衰提高了老年人疾病发生的概率，从而导致各种医药费用的增加，基本医疗保险可以在一定程度上弥补经济损失，但是从目前来看，我国的基本医疗保险仍然以“事后补偿”为主，此时存在一个医疗保险市场的道德风险问题。

传统的道德风险，在医疗保险市场上表现为信息不对称和医患双方的委托—代理关系所导致的过度医疗行为，一般指医生在患者疾病发生后诱导其扩大医疗需求，进而获得更多的收益，即事后道德风险，这类风险在降低患者的效用水平的同时也会造成医疗市场资源的浪费。同样地，事前道德风险也存在福利损失的问题。因为基本医疗保险可以带来补偿，致使老年人在出险前不注重保持日常生活中诸如戒烟、戒酒以及锻炼等必要的健康行为，忽视了对疾病的预防，产生医疗费用后带来了医保基金支出的负担(彭晓博和秦雪征，2017)。在人口高龄化的背景下，随着高龄老人规模的扩大，若该问题形势未受到控制，将会进一步影响医疗保险基金的收支平衡与财务可持续性。“十三五”规划提出要强化我国基本公共卫生服务能力，并且加强卫生应急、疾病预防控制，这时，加强疾病预防、关注老龄健康就显得尤为重要。

道德风险的消解一直以来是推动医疗制度改革的重要议题，随着卫生经济学的发展以及“健康中国”的提出，国内外对影响人类健康的社会资本要素所进行的研究越来越多，其中不乏对医疗保险制度的结合。已有较多国外学者通过数据调查和实证研究证明医疗保险对健康有明显的影响(Dor et al.，2006；Finkelstein and McKnight，2005；Hadley and Waidmann，2006)，但Card(2004)、Polsky和Doshi(2006)认为医疗保险并未改善老年人的健康。此外，部分研究的结果在一定程度上还反映了医疗保险市场上存在的逆向选择与事后道德风险问题，如Newhouse(1997)就基于兰德实验的数据得出医疗保险补偿度对健康影响受到参保人异质性制约的结论，收入较低的人受到的帮助更大。Lichtenberg(2001)则发现参保老年人在死亡率下降的同时也显著增加了对医疗服务的利用。潘杰等(2013)利用固定效应模型考察了城镇居民基本医疗保险对城镇居民健康的影响，其结果仍然受到研究对象异质性的干扰。温劭君和宋世斌(2013)在深入分析医疗保险对我国农村老人健康需求的影响后，发现参保农村老年人的预期寿命不仅未延长，反而还增加了约19%的总医疗支出。王新军和郑超(2014)也得出同样的结论，不仅如此，他们还认为该结果存在城乡和区域差异。以上文献都体现了参保人在疾病发生后产生的(理性)致损倾向(2)Pauly M V. The economics of moral hazard：comment[J]. American Economic Review，1968，58(3):531-537.。显然，在医保制度对健康资本的影响方面，现有文献大多数都集中在事后道德风险的分析上，对事前道德风险的研究少之又少。

卫生经济学的观点认为，效用最大化的医疗保险或健康保险参保人因自知损失会得到补偿而使自我保护和预防的动机下降，如健康行为的变化，这就是最初的事前道德风险定义(Ehrlich and Becker，1972)。然而，仍有学者认为健康保险或医疗保险与研究对象的健康行为没有明显相关性(Bauhoff et al.，2011；Simon et al.，2017)，甚至Whitlock等(2004)此前还通过对108名酗酒者进行长期的干预和访问，分析出享受社区初级保健服务补偿的研究对象饮酒概率降低且减少了就医次数。且Godoy等(2012)也在使用logit回归后发现并没有证据证明获得健康保险会减少巴西妇女的预防行为。该领域存在不同的观点，说明了参保人异质性和内生性的存在是研究的难题。目前，学界对医疗保险市场中事前道德风险的探索主要集中在健康行为与营养指数(体重)的变化上，其中也不乏其他工具变量的使用，而考察的方法包含经济理论的研究与实际数据的分析。

就理论角度而言，Russo(2003)将定义事前的道德风险即因补偿计划诱导了消费者采取(放弃)行动，从而增加(减少)不良结果的可能性。Ellis和Manning(2007)则基于效率对最优健康保险进行了论证，且证明消费者需要为预防性护理提供一些保险。而Yan等(2010)权衡了两种道德风险的关系，以台湾地区医疗保健部门的医院和国民健康保险部门引发的代理问题为例，指出医院参与自我管理项目之前的事前道德风险对参与后的事后道德风险会产生影响。而Cawley和John(2014)更进一步评估了ACA的政策效果，团体健康保险计划(包括自保雇主)的原则上是为了鼓励锻炼和戒烟等健康行为，但是由于ACA在这一部分的设计存在问题，也就限制了该计划的效果，侧面表现了事前道德风险问题。张霞和杨一帆(2017)选取了收入、税率、保费等7个外生变量，通过建立期望效用函数证明了医疗保险对不健康行为存在诱导影响。这些文献在定义、各要素关系和政策实践方面都有较为明确的表述，结合实例的同时采用了科学的经济理论与模型进行推导论证，具有一定的理论意义。

除了理论探究，从以往的文献来看，检验事前道德风险存在性的主流方法仍是采用实证计量的方式，其涵盖了Logit、Probit和DID-PSM等回归模型的使用以及其他模型的稳健性检验，几乎各个文献都尽量避免出现过于严重的内生性问题。早前，Stanciole(2008)使用美国收入动态研究小组(1999～2003年)的数据，建立个人保险覆盖模型后估计出医疗保险显著增加了重度吸烟、缺乏锻炼和肥胖的倾向。而Dave和Kaestner(2009)通过控制研究对象65岁时获得医疗保险或健康保险前后的可能外生变异，只获得了健康保险减少预防并增加老年男性的不健康行为的证据。Preux(2011)则基于美国健康和退休研究的数据，使用DID-PSM回归比较了参保人参保前后生活方式的变化趋势，发现医疗保险只使得未参保的人在参保后显著减少了身体活动，这与本文结论具有一定程度的相似性。在国内，通过运用工具变量法，彭晓博和秦雪征(2015)发现新农合在参保人群中产生的事前道德风险还可能会波及未参保群体，产生 “溢出效应”，同时导致参保者膳食结构的改变，并进一步增加肥胖风险。傅虹桥等(2017)的观点与杨一帆(2017)另一篇研究的结果类似，即事前道德风险在不同健康人群中存在明显的异质性：健康较好的群体影响更强，健康较差的人群影响甚微，他也赞同参加新农合的老人在健康行为方面的改善相对较少。

还有一部分事前道德风险的研究没有把变量仅仅着眼于健康或健康行为上，他们选择了其他指标。比如Debebe 等(2012)发现加入国家健康保险计划(NHIS)对杀虫剂处理过的蚊帐的所有权和使用权产生了负面影响，这检验了事前的道德风险的存在，尤其是预防所需的成本很高时。Bhattacharya和Packalen(2012)指出了另一种前因创新外部性导致的道德风险，他们认为如果肥胖与疾病发病率之间是因果的且药物报酬系统最优，那么肥胖的诱导创新外部性大小与医疗保险诱导的大体一致，即目前的医疗保险对肥胖的补贴似乎是近似最佳的。甚至不仅限于医疗保险市场，其他保险市场也有发生事前道德风险的可能，最典型的有Chiappori和Zavadil(2008)在汽车保险中对道德风险进行的实证分析，即以被保险人动态风险和索赔选择的动态理论和荷兰纵向微观数据为基础，刻画激励的异质动态变化，从而避免不必要的索赔及其道德风险下对索赔时间和索赔规模的影响，由此获得事前道德风险存在的证据。可见，事前道德风险的存在性与事后道德风险相似，都是较为普遍的。

综合以上文献，首先，证明事前道德风险是否存在的根本问题在于是否能够控制内生性，医疗保险与相关变量之间的反向因果关系、事前道德风险与事后道德风险的联系都是今后研究需要注意的要点。同时，多数关于事前道德风险的研究都强调了“预防”的重要性，习近平总书记曾在全国卫生与健康大会上指出，我国卫生医疗改革的总方针是“以预防为主，坚持防治结合、联防联控、群防群控，努力为人民群众提供全生命周期的卫生与健康服务”(3)2016年8月19～20日习近平总书记在全国卫生与健康大会上的讲话。，由于事前道德风险发生的时点在事件发生以前，预防在医疗卫生领域就是避免疾病的发生而作出改善行为，也是相对恰当地消解事前道德风险的方式。但是，相对于发展比较成熟的国外研究，国内学界对事前道德风险的考察仅停留在医疗保险市场，侧面说明国内的研究局限于数据的来源与质量。其次，无论国内外，定性研究与定量研究均呈现明显分化，理论与实证相结合的文献为少数。最后，现有文献考察的医疗保险制度多为社会医疗保险(如新农合)或者公共医疗保险，缺乏考虑商业保险的文章，并且从群体异质性的角度出发，也较少地考虑不同群体的变化。

基于此，为了准确预测事前道德风险的存在，本文较为保守地选择了锻炼、吸烟、酗酒的变量，并以建立和完善多层次的社会保障体系为出发点，将商业医疗保险或健康保险、社会基本医疗保险共同纳入研究范围，建立效用函数和Probit模型进行必要的理论与实证补充。此外，本文还结合了我国人口高龄化的背景，以65岁以上高龄老人的健康行为作为研究对象，为众多老龄健康问题的解决提供些许思路，其结果可能对卫生政策的设计具有指导意义。

(二)、事前道德风险理论分析

参考Becker和Ehrlich关于自我预防的理论，本文假设消费者个人存在“0”和“1”两种状态，1代表健康，0代表患病。参保人、医生与保险机构的信息是高度不对称的，而且每个参保人即被保险人的风险态度都是厌恶的，也就是说每个人对疾病风险都有极低的容忍度。假定每个消费者都追求效用的最大化，参保人的效用函数形状符合一般效用函数形式，则U′>0,U″<0。那么消费者未参保时的期望效用公式为：

EU=max(1-p)×w+p×(w-f)

(1)

消费者发生疾病风险的概率为p，则未发生的概率为1-p，个人初始财富禀赋为w，f为疾病风险发生后所产生的医疗费用。假定预防投入成本为e，那么此时的疾病发生概率应该低于未投入预防成本时的概率，令投入预防成本后的疾病发生概率为pc则期望效用函数为：

EU=max[1-p(e)]×U(w-e)+p(e)×U(w-f-e)

(2)

为了方便区分和计算，初始财富禀赋w=w1，发生损失后的财富禀赋w-f=w2，所以可以将式(2)改写成：

EU=max[1-p(e)]×U(w-e)+p(e)×U(w-f-e)

(3)

本文假设无论是社会基本医疗保险或公共卫生计划，还是商业医疗保险，所支付的保费和得到的医疗费用补偿都是一致的，不对险种、地区或其他条件作区分，且消费者和被保险人为同一人。当消费者参加医疗保险后，他为购买医疗保险每年所支付的费用为y，发生疾病风险后将得到的补偿为x，则健康状态下的财富w1=w-e-y，生病状态下的财富w0=w-e-y-f+x。此时，他的期望效用水平有：

EU=(1-p) ×U(w1)+p×U(w0)

(4)

在完全竞争的医疗保险市场上，倘若保险机构可以完全监控被保险人的行为(信息是完全对称的)，并追求实现利润最大化的目标，被保险人参保后的效用应等于他未参保时的最大效用，即(1-p)×U(w1)+p×U(w0)=U。通过构造拉格朗日函数得出：

(1-p)U′(w-e-y)+pU′(w-e-y-f+x)=U′(w-e-y-f+x)

(5)

求得x=f且-dp/de×f=1，从精算平衡的角度来说，预防行为所带来的边际收益需等于预防投入的边际成本。可见，如果被保险人能够投入高效率的预防措施，那么保险机构愿意提供最优合同(全额保险)。

然而，在实际医疗保险市场上，信息不对称导致保险机构无法监控参保人的预防行为。若保险机构能够提供足额保险要求参保人的效用最大化，要求max(1-p)×U(w1)+p×U(w0)需要满足条件：x=f且w1=w0，则有U(w1)=U(w-e-y)。e=0,即参保人将采取尽可能低的预防投入才可以求得效用最大化。这说明保险机构在信息不对称的条件下只能提供次优合同。

现实中，医疗保险或健康保险的赔偿均设有最高限额，保险机构为参保人提供全额保险的前提是参保人不能影响损失发生的概率，但是如果他选择进行干预，导致疾病发生概率变化，保险机构仅愿意提供部分保险，并进行一定程度的预防诱导，使参保人被迫承担一定的预防成本。

(三)、实证方法与数据

(一)数据来源与样本信息描述

本研究中使用的是2011年中国健康长寿追踪调查 (CLHLS)中以65岁以上老年人为样本的横截面数据，该基线调查和跟踪调查涵盖了中国31个省份中的23个，涵盖范围较广，能够保证样本的随机性。本文将65岁以上老年人的健康行为作为研究对象进行实证分析，剔除年龄不符合的样本和缺失值样本后，最终有效样本数量为9 604人。

因为部分农村地区的被访者非常少，公布其所属的农村/城市/镇居住地的地理代码会违背保护个人隐私的原则，所以该数据中不包括2011～2012年记录的被访者所属农村/城市/镇居住地的地理代码。故此次调查仅保留了被访者出生地的情况。并且，由于部分问项的缺失值和不知道值的比例高于本调查规则的5%，因此在本文中对其使用均值或均值附近值进行了缺失值替代。

通过统计得出基本信息，其中，男性为5 266人，女性为4 338人，在性别比上相对平均。根据世界卫生组织最新划分标准，CLHLS数据中年龄符合的65岁以上的样本人数为9 604人，平均年龄约为85.738岁。在该数据表内，参加医疗保险的有8 167人，约占总人数的85%，这也体现了我国医疗保险覆盖面之广。具体变量赋值情况如表1所示。

表1变量赋值与描述性统计

续表

控制变量赋值说明样本数均值标准差是否饮酒是=1否=02 5957 0090.2700.444

资料来源:中国健康长寿追踪调查 (CLHLS 2011)。

(二)参数设计

1.基本特征与其他控制变量。第一，人口学特征的相关因素会影响个人健康行为状况，性别、年龄、民族、婚姻状况、受教育年限会包含在控制变量范围内，并将民族设置为是否为汉族的虚拟变量(是=1，否=0)，婚姻状况也从多分类变量设置成是否已婚的二元变量(是=1，否=0)。第二，在参考了国内部分关于医疗保险对健康或健康行为影响的文章后(任燕燕等，2014；于大川和丁建定，2016)，本文将社会资本、健康资本因素中的自评生活质量、自评健康状况、自评经济状况和养老金的有无选取为其他控制变量。前三个自评变量原本为表程度的定序变量(4)问卷将很差选项赋值为5，则降序来看1代表程度很好，即从1至5主观自评状况效用递减(依次为很好、较好、一般、较差和很差)。，为了回归的科学性以及更好地理解回归结果，本文同样设置了二元虚拟变量(好=1，差=0)，即将一般、较好和很好的选项处理为好，较差和很差则为差。第三，从国家特殊性来看，我国存在着十分稳固的城乡二元制结构，这意味着城乡户口会影响各种医疗保险的覆盖情况，加上问卷遵循的个人隐私的原则，选择不公开被访人现居地，因此本文选择了出生地是否为城乡的变量进行替代。

2.医疗保险与健康行为。文中将医疗保险参保情况设为二元虚拟变量(参加=1，未参加=0)。CLHLS的调查问卷内询问了受访者参加了何种医疗保险(5)据CLHLS的调查问卷显示，询问的医疗保险险种包括：城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险、新型农村合作医疗保险、商业医疗保险和其他医疗保险。，为了突出医疗保险覆盖的广泛性，本文保留的参保险种涵盖了社会基本医疗保险、商业医疗保险、健康保险等，只要参加其中任何一种保险，均将其赋值为1，均未参加则为0。健康行为则是在结合CLHLS调查问卷的同时，参考了Preux(2011)以及彭晓博和秦雪征(2016)的参数，最终选取是否吸烟、是否饮酒、是否锻炼为要分析的因变量。

3.交互项与拐点问题。为了更好地控制研究中的内生性，本文建立了年龄、受教育年龄的平方项，年龄*是否参加医疗保险、受教育年限*是否参加医疗保险的交互项，并将它们分别纳入回归过程中，若年龄与受教育年限的平方项影响显著，则说明存在拐点问题；若年龄*是否参加医疗保险、受教育年限*是否参加医疗保险的交互项则说明该模型存在共线性。具体情况将在后文进行探讨。

(三)模型构建

本文假设服从标准正态分布，选择了非线性的二元Probit回归模型(离散)对65岁老年人的三类健康行为进行实证分析，即是否吸烟、是否饮酒和是否锻炼。

设每一个健康行为为Y，其取值为1或0，作为衡量事前道德风险的变量，当Y(锻炼)=0，Y(吸烟或饮酒)=1时，表示参加医疗保险(medicare=1)的那部分老年人与未参保的部分相比，降低了锻炼动机，提高了吸烟饮酒的概率。原始基准模型加入了其他控制变量(在模型中以others表示)，即性别、年龄、受教育年限、婚姻状况、民族(是否为汉族)、出生地(是否为城镇)、自评生活质量、自评健康状况、自评经济状况、养老金，分别取值为X2，X3，…，X11，包含了社会资本、经济资本、人口特征等要素。据此可考虑建立以下模型：

healthybehaviori=β0+β1medicarei+βjothersi+εi，j=2,3,…,11

其中，i为样本数的取值，并且在此将关注模型中β1的边际效应。但是本文认为研究不仅存在简单的线性关系，可能还存在曲线关系，因此为了检验模型的科学性，而在原始模型的基础上加入了年龄平方项和受教育年限平方项这两类变量进行进一步分析，取值为X12，X13。没有选取线性概率模型作为基准模型的原因在于，本文研究的主要自变量和因变量都是二元变量，与OLS模型假定不尽相符，所以将其作为检验模型以供参考。

(四)、回归结果及其原因的实证分析

本文主要关注“是否参加医疗保险”这一变量对健康行为的关系，呈现的是对“吸烟”“饮酒”和“锻炼”行为回归的结果。在加入了各种可能的控制变量后，表2以Probit为基准模型汇报了各变量的均值边际变化。从表2可以看出，医疗保险参保与否对65岁老年人的吸烟与饮酒行为无显著影响，但是对吸烟影响的方向为负。在锻炼行为上，医疗保险参保与否在一定程度上影响了他们的锻炼行为(P值小于0.1)。除此之外，表3说明了模型中存在年龄拐点，表4则反映了受教育年限的拐点问题。

(一)Probit模型回归结果

1.控制变量的影响。从人口学特征的角度进行回归分析后，本文发现相较于医疗保险参保情况，除婚姻变量无影响外，其他控制变量的影响要显著得多。其中，三种健康行为均明显受到年龄变量和出生地变量的影响，但是影响的方向不尽相同。例如，老年人会随着年龄的增加而减少吸烟和饮酒的概率，特别的是，锻炼的概率也在减少且绝对值最大。这与身体机能退化有关，年龄越大则他们的活动机会就越少，活动难度也越高。同样地，在城镇出生的老年人吸烟和饮酒概率明显低于农村老人，但增加了7.1%的概率进行锻炼，可能是农村的吸烟与饮酒的社会活动更频繁，或是城镇老年人受到保健知识宣传的影响更深。在性别差别上，男性吸烟和饮酒的概率显然要比女性高得多，这与现实是符合的，本来男性就比女性更经常性地吸烟和饮酒。而对于那些受教育年限更长的老年人来说，学历越高意味着接触的医疗保健知识就越多，也就促进了他们为提高健康水平而增加锻炼，刘生龙(2011)也通过断点回归证明了教育与中国男性老年健康之间存在着因果关系(6)刘生龙. 教育对老年健康的影响：来自断点回归模型的实证证据[J]. 学术研究，2017(11).，健康行为在其中起着传导作用。与张荔等(2013)的结果相似，本文发现汉族的吸烟概率比少数民族高5.6%，具有明显的统计学意义。一种可能是因为少数民族聚居地受到历史文化传统的影响，另一种可能是样本数据本身的不对称(汉族样本过多，约为少数民族样本的17.5倍)。最后，对于老年人来说养老金的有无在一定程度上代表着他们的可支配收入，有养老金的老年人会增加2.7%的吸烟概率，但增加锻炼的概率更加显著，高达20.6%。可能的原因在于，更多的可支配收入带来了更丰富的活动种类和活动范围。

在主观自评变量中，自评健康和自评经济状况的影响是显著的。那些认为自己身体状况较健康的老年人反而减少了饮酒行为(虽然饮酒受到的影响并不显著)，并增加了8.5%的锻炼概率，这体现了一种正向选择的现象。在Cutler等(2007)观点的基础上可以理解为，自认为健康的老年人风险厌恶程度较高从而更有可能作出减少损失或降低风险的行为。自评经济状况的影响和养老金相似，也促进了他们锻炼行为的增加，不同的是该变量在此表现为推动饮酒概率的提升，总的来看，经济状况给老年人购买香烟、酒类而进行的社会活动留有余地。

表2基准模型(Probit)回归结果

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

2.医疗保险参保情况的影响。原基准模型的回归结果表明，参加医疗保险的样本在吸烟概率上比未参保的样本增加1.1%，但并不显著。相反地，参保人比未参保人显著减少了2.8%的锻炼概率(P值小于0.1)，该结果为事前道德风险的存在提供了证据，并且与Dave 和Kaestner(2009)的研究结论相似，他们也通过实证证明了参加医疗保险会导致65岁以上的老年男性增加饮酒概率，稍微不同的是，本文所证明的性别范围还包括了女性。

(二)二元线性概率模型回归结果

为给Probit模型的实证结果提供更充足的依据，本文使用二元线性概率模型进行进一步回归，如果使用OLS模型使得回归结果发生明显的变化，则说明该模型假设会影响医疗保险参保变量传导作用的稳定性，同时存在着较强的内生性。通过对比表2和表3的回归结果可以得到，原有显著变量的显著性与现在基本持平，仅有受教育年限、婚姻状况和自评健康三类变量有明显变化。与饮酒情况不同的是，受教育年限的作用方向为负，虽然表2也有如此结论，但是表3呈现了显著性。受教育程度越高所参与的社会活动就越广泛，多数老年人依靠烟草来缓解精神压力，因此在表3中他们可能会随着受教育年限的增加而提高0.3%的吸烟概率。而已婚的老年人由于受到家庭(尤其是另一半)的积极约束，因此会相对减少吸烟的概率。自评健康状况在OLS模型中对吸烟行为起到了明显的影响作用，但方向没有改变，合理的解释为：自评健康得分越高的老年人越倾向于降低吸烟概率，与前文提到的类似，这恰巧反映了正向选择效应。

虽然控制变量的显著性发生了些许变化，但是并未干扰医疗保险参保情况变量对老年人锻炼行为的影响，与未参加医疗保险的老年人相比，参加医疗保险的老年人减少了约2.3%的锻炼概率。同样证明了目前医疗保险市场存在着事前道德风险，参保对象的预防性投入明显下降。

表3检验模型(OLS)回归结果

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

(五)、稳健性检验

为了检验回归结果的是否稳健，本文对模型进行了一系列调整，分别加入了年龄和受教育年限的平方项、年龄*是否参加医疗保险、受教育年限*是否参加医疗保险的交互项的虚拟变量，研究加入后的结果是否会引起医保参保变量的显著性发生变化。实证结果证明，变量平方项的加入并没有导致参保老年人(与未参保的样本比较)的锻炼概率降低。值得注意的是，加入了年龄和受教育年限的平方项以后，这两个变量均呈现了强显著性，再次反映了内生性问题。由于年龄*是否参加医疗保险、受教育年限*是否参加医疗保险的交互项没有在模型中起显著作用，故本文没有保留相关回归结果，这在一定程度上说明了在该模型中不存在明显的共线性。

表4显示，年龄平方项的加入，使医疗保险参保老年人的锻炼概率降低了2.7%，比原模型中的2.8%提升了约0.1%，但是P值变小了。而根据表5，在基准模型上加入受教育年限平方项以后，医保参保情况变量的P值仍旧小于0.1，锻炼概率的变化值与年龄平方项的结果一致。显然，该模型具有一定程度的稳健性，事前道德风险在锻炼行为上的表现仍旧显著。但是，平方项变量也另外说明了该模型并非仅有简单的线性关系，下面将作出具体分析。

表4稳健性检验回归结果(1)：年龄平方项

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

(一)年龄与吸烟、锻炼行为的曲线关系

可以看出，年龄平方项显著地影响了老年人的吸烟与锻炼行为，总体方向为负，年龄平方项分别与上述两项健康行为呈倒U形关系。通过对结果的计算，老年人吸烟行为约在76.43岁时发生变化，即他们吸烟行为会随着年龄增长而增加，直至76.43岁，过后则会逐渐降低吸烟的概率。锻炼行为同理，将在老年人76.37岁时发生变化，在此时间节点之前锻炼的概率逐步提高，之后则开始回落。可能在该时间节点，老年人的身体机能普遍开始退化，考虑到活动的能力不断下降，为了应对老年风险与疾病风险，他们选择了提高锻炼概率且减少吸烟概率。以上可以说明，该假设中的老年人约在76岁时改变健康行为，年龄与健康行为的关系并不是简单的线性相关，而有可能是曲线关系。

(二)受教育年限与吸烟、饮酒行为的曲线关系

受教育年限与吸烟、饮酒这两项健康行为同样呈倒U形关系。吸烟行为到达倒U形临界点对受教育年限为7.63年，饮酒行为则为9.21年。这两项行为在受教育年限分别到达临界点以前均将逐渐提高他们此行为的概率，在临界点之后则逐渐减少该行为的发生。曾有研究发现，受教育程度与健康状况之间确实呈现倒U形关系，参考毛毅和冯根福(2011)的结论，可以认为受教育水平提高带动了经济地位的提升以及社会活动的增加，进而促进他们提高吸烟、饮酒的频率。到达一定临界点后，因为健康保健知识面的拓展或自我感觉压力过大而选择了减少这两项不健康行为(7)毛毅，冯根福. 教育对健康的影响效应及传导机制研究[J]. 人口与经济，2011(3):87-93.。

表5稳健性检验回归结果(2)：受教育年限平方项

注：***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

(六)、结论及建议

本文通过使用2011年中国健康长寿追踪调查 (CLHLS)的横截面数据，以65岁以上老年人为对象，探究医疗保险参保因素对吸烟、饮酒和锻炼健康行为的影响机制，选取Probit模型作为回归方法，并使用二元线性概率回归模型进行稳健性检验，为医疗保险中事前道德风险问题的存在提供实证依据，同时发现了正向选择的存在。实证结果表明，参加医疗保险的老年人减少了锻炼倾向，即参保者的锻炼比未参保者降低了2.8%，这也说明医疗保险推动参保老年人减少疾病预防的投入，事前道德风险的确存在。如果老年时期不加强对健康的预防性投入，那么医疗保险本身应带来的收益很可能难以对冲事前道德风险所导致的负效应，这与医疗保险的目的是相悖的。同时，正向选择在研究中体现为，自评健康状况良好的老年人反而增加了8.5%的锻炼概率，低风险容忍度促使他们作出降低风险的行为。除此之外，本文发现老年人约在76岁前会逐渐增加吸烟与锻炼的概率，此后概率将回落。而随着受教育年限延长，他们的吸烟概率也逐步提高直至7.63年，过后会逐渐降低。饮酒同理，但临界点比吸烟的临界点延长了1.58年。与其他研究类似，本文关于事前道德风险的研究存在较复杂的内生性与异质性问题，医疗保险与健康等相关变量之间的反向因果关系仍旧需要往后进一步探讨。

世界卫生组织(WTO)发布的报告曾指出，2014年中国因吸烟而导致的经济总损失约为3 500亿元人民币，该经济成本的统计除了包括治疗与吸烟相关疾病的直接医疗费用外，还包括因吸烟导致劳动力丧失所造成的间接经济损失。烟酒所带来的身体健康恶化以及治疗所需的医疗支出恶性增长，使得国家财政与个人的负担不断增加，这两项问题加之老年人群体则将导致形势更加严峻。医疗保险的初衷是为了帮助参保人在遭遇疾病风险时得到医疗保险机构对其医疗费用的补偿，但是参保人因此而降低了预防性动机，间接提高了疾病发生概率。显然，事前道德风险的存在，使得医疗保险的保障作用削减，医疗保险基金可持续性也难以为继，更甚将导致更严重的事后道德风险。此时，加强疾病预防与控制成为重要目标，戒烟、戒酒和锻炼作为老年人保持健康、减少负担的最直接也是成本最低的方式，应该引起重视。

综上所述，为了完善多层次社会保障体系，进一步加强“健康中国”的建设，提高老年人健康水平，并帮助促进老年人力资本开发，本文有以下建议：(1)完善社会保障体系，加强社会基本医疗保险与商业医疗保险的合作，参考Ellis 和Manning(2007)的结论，可以为预防性护理提供另一类合同，即商业医疗保险根据参保人的风险变化对合同进行动态调整；(2)为疾病预防措施提供不高于最低或是一般医疗支出的健康补贴，比如定期免费体检；(3)调整医疗卫生支出结构，调度适当资金用于基础保健设施的建设与维护、预防意识宣传与推广以及控烟上；(4)在医疗保健领域，信息高度不对称使得医生拥有绝对的专业权威，医生咨询对参保患者的健康行为有引导作用(8)Dave D，Kaestner R. Health insurance and ex ante moral hazard：evidence from Medicare[J]. International Journal of Health Care Finance & Economics，2009，9(4):367-390.，故医生平时在咨询及治疗的过程中对患者的正向引导是十分必要的，商业保险公司的健康管理业务也是有效途径。