商业健康保险的劳动供给效应研究

邵全权，杨 浩，郝天琪，刘 名

（1.南开大学金融学院，天津300350；2.中国平安财产保险股份有限公司，广东深圳442012）

一、引言

随着改革开放的不断深入以及经济发展方式的转变，中国的劳动力市场发生了深刻的变化，然而在发展过程中也面临着一些劳动难题，如人口老龄化持续加速、劳动力供给转为相对有限剩余、普通劳动力工资快速上涨、劳动力市场矛盾多发等（蔡昉和张车伟，2015）［1］。从统计数据上看，我国劳动供给呈现出逐年下降的趋势。如图1所示，自2010年以来我国15 岁以上人口劳动参与率（国际劳工组织估计）逐年下滑，2020年劳动参与率仅为66.82%，与2010年相比下滑4.44%。由于人口红利逐渐消失，劳动供给数量出现缺口，为了适应当前人口结构的变化趋势，我国开始加快医疗保障体系改革进程，不断提高国民健康水平，进而增加劳动供给时长，缓解劳动供给短缺状况。众所周知，社会医疗保险对劳动力市场具有重要影响，而作为医疗保障体系第三支柱的商业健康保险对劳动力市场同样重要。商业健康保险作为社会医疗保险的有效补充，加上其具有保障范围更广、灵活性更强的优势，将会在未来的劳动力市场发挥更大作用。

图1 2010-2020年中国15岁以上人口劳动参与率

关于健康保险对劳动参与的影响，现有文献主要从社会医疗保险的视角进行研究，很少有研究关注商业健康保险。商业健康保险能够从两个方面影响劳动力市场：第一，商业健康保险对劳动者具有收入效应，劳动者会因为收入得到健康保险的保障而减少其劳动供给；第二，商业健康保险对劳动者具有替代效应，健康保险能够提高劳动者的生产效率从而增加劳动供给。近些年来，我国陆续出台一系列政策鼓励商业健康保险的发展。2014年国务院出台《关于加快发展商业健康保险的若干意见》，2017年财政部、税务总局、原保监会联合出台《关于将商业健康保险个人所得税试点政策推广到全国范围实施的通知》。受政策影响，自2014年起我国商业健康保险原保费收入持续增长，商业健康保险的保险深度也稳步上升。如图2所示，2020年我国商业健康保险的原保费收入达到8172.71 亿元，与2014年相比增长了5 倍多；商业健康保险的保险深度达到0.80%，与2014年相比增加了0.64%。从商业健康保险的发展趋势来看，商业健康保险对劳动力市场的影响将会不断扩大，本文对商业健康保险劳动供给效应的研究具有重要现实意义。

图2 2010-2020年中国商业健康险保费及深度变化

二、文献综述

国内外关于健康保险与劳动供给之间关系的研究文献较为丰富。在理论研究方面，McCall（1970）［2］构建了一个工作搜寻模型，模型具体为：失业工人面临需要选择接受工作并在一个给定的工资下工作，还是拒绝工作并享受失业补偿，同时在下一期重复上述选择。Sargent &Ljungqvist（2012）［3］扩展了McCall（1970）［2］的模型，引入了包含辞职和解雇的情形，并介绍了工资收入未知情形下如何通过贝叶斯法则来预测工人的工资分布。在实证研究方面，一些研究发现公共健康保险会降低劳动者的劳动参与率并减少每周工作时间（Gru⁃ber &Kubik，1997［4］；Chou &Staiger，2001［5］；Boyle &Lahey，2010［6］；Boyle &Lahey，2016［7］；Dague et al.，2017［8］）。不过也有研究认为健康保险会促进劳动参与，如Yelowitz（1995）［9］、Chen &Wilbert（2008）［10］和 Nicole &Na（2008）［11］等人的研究均表明健康保险会增加劳动供给。王翌秋和刘蕾（2016）［12］基于CHNS 数据的实证结果也表明，新农合能够提升农村居民的健康人力资本水平，进而促进农村居民的劳动参与。另外，由于健康保险会对不同群体产生不同影响，一些文献针对健康保险的异质性展开了研究。Rogowski &Karoly（2000）［13］发现健康保险会增加部分老人的退休概率以及降低退休年龄，陈华等（2016）［14］也发现新农合会减少农村老年人的劳动参与时间。Chou &Staiger（2001）［5］的研究发现针对非工作人口的医疗保险降低了已婚妇女的劳动参与率；Erin（2011）［15］则认为医疗保险并不会减少单身女性的劳动参与率，不过健康保险带来的健康福利可能有助于劳动力供应的相对增加。Pohl（2018）［16］针对美国平价医疗法案的政策研究表明，健康保险补贴所带来的工作激励提高了单身母亲的劳动力供应。许庆和刘进（2015）［17］基于CHARLS 数据的研究也发现，新农合会提高农村妇女的劳动参与。

综上所述，现有文献主要从社会医疗保险的视角展开研究，但很少有研究关注商业健康保险的劳动供给效应，且研究方法多以实证分析为主。基于上述情况，本文结合理论模型和实证分析研究商业健康保险对劳动参与的影响，希望能够对现有研究进行补充。

三、理论模型与数值模拟

（一）理论模型

借鉴McCall（1970）［2］和Sargent &Ljungqvist（2012）［3］的研究，本文构建了一个引入健康风险和健康保险的动态规划模型，以期求出健康风险和健康保险各因素对劳动参与率的影响。

本文假设健康风险会影响劳动者的人力资本，从而具有导致工资损失的可能。对于劳动者而言，其在每期可以选择接受一份工资分布为F(w)的工作并在以后每期都获得金额为w的工资；或者不接受工作，同时得到金额为c的失业保险，并等待下一期找到一份工资相同的工作。

健康风险会影响劳动者的工资，损失以外生的概率p1发生，损失发生时会造成工资下降比率为h，劳动者获得的工资为：

本文将健康保险分为自己购买的健康保险与雇主购买的健康保险两类。当损失发生时，损失属，于自己买的健康保险的保险责任覆盖范围的概率为p2，此时劳动者可以获得保险保障程度m比例的赔付。则劳动者获得的工资收入为：

其中，自己购买的健康险保费为p2μmp1hw，μ为健康险公司具有的市场势力，mp1hw为精算公平保费，μmp1hw表示考虑保险公司市场势力后的保费，p2μmp1hw表示此时保费是考虑到被保险公司承保的情形。式（2）表明，在发生健康风险与不发生健康风险情形下，工资为按照出险概率的加权平均值，在此基础上扣除保费；在健康风险发生情形下，工资又可以进一步分解为自己购买的健康险不覆盖和覆盖情形下基于覆盖概率的加权平均值。

在雇主购买的健康险情形下，劳动者获得的工资收入为：

其中，雇主为其雇员购买健康保险的代价，将按照雇员工资的比例η进行扣除。式（3）表明，在发生健康风险与不发生健康风险情形下，工资为按照出险概率的加权平均值，在此基础上减去雇主为员工提供健康保险的必要扣除；在健康风险发生情形下，工资又可以进一步分解为雇主购买的健康险不覆盖和覆盖情形下基于覆盖概率的加权平均值。

设v(wrm)为劳动者终生收入的预期，相应的贝尔曼方程为：

β为贴现因子，贝尔曼方程说明劳动者选择接受工作并领取每一期相同的工资，或拒绝工作领取失业保险c，在下期获得工资服从F(wrm)的工作机会。式（5）可计算劳动者的保留工资wˉrm：

由保留工资的概念可知，如果工资超过保留工资，劳动者就会接受该工作，wˉrm越低则表示接受工作的可能性越高，劳动参与率越高；wˉrm越高则表示接受工作的可能性越低，劳动参与率越低。因此，通过对Bellman 方程动态规划进行数值模拟可以得出，在自己买的和雇主买的健康保险的出险概率、损失程度、市场势力、保障程度和覆盖范围的影响下，劳动者劳动参与率的变化。

（二）数值模拟

设定贴现因子β为0.95，失业保险金c为1500，原始工资w服从［1，5000］上具有5000 个离散点的均匀分布。通过改变健康保险机制的出险概率、损失程度、市场势力、保障程度和覆盖范围，我们能够观察保留工资wˉrm的变动情况。我们通过贝尔曼方程值函数迭代的方法来计算保留工资，迭代停止的条件为当期和下期的劳动参与决策一致，此时劳动者不能再通过改变劳动参与决策来提高值函数，从而达到最优劳动参与决策。基于此，可以分别得到在［1，5000］上具有5000个离散点的每一点上到底是接受工作还是拒绝工作的明确结果，二者发生转换的临界点即为保留工资。

在此，在自己买的健康险模型模拟中，假设健康风险发生概率p1= 0.5，风险发生时的损失程度h= 0.5，保障程度m= 0.8，覆盖范围p2= 0.3，市场势力μ= 1；在雇主买的健康险模型模拟中，扣除雇员工资的比例η= 0.08，其余参数与自己买的健康险模型一致。模拟随着健康保险的出险概率、损失程度、市场势力、保障程度和覆盖范围等因素变动时，劳动者劳动参与率（即保留工资）的变动。上述各因素对自己买的健康险和雇主买的健康险的影响如图3、图4所示。为便于对比分析，在图3和图4中，我们同时画出了仅引入健康风险的保留工资线以及同时引入健康风险和健康保险的保留工资线，如果前者高于后者，则说明相应的健康保险因素提高了劳动者的劳动参与率；如果前者低于后者，则说明相应的健康保险因素降低了劳动者的劳动参与率。

1.自己购买的健康险对劳动参与的影响

图3 表明，随着出险概率p1的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即p1对其并无影响；同时引入健康风险和自己买的健康保险的保留工资线具有正斜率，并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧自己买的健康险会提高劳动者的劳动参与率，在交点右侧自己买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着出险概率p1的提高，劳动参与率越来越低，说明出险概率提高具有降低劳动参与率的作用。随着损失程度h的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即h对其并无影响；同时引入健康风险和自己买的健康保险的保留工资线具有正斜率，并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧自己买的健康险会提高劳动者的劳动参与率，在交点右侧自己买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着损失程度h的提高，劳动参与率越来越低，说明损失程度提高具有降低劳动参与率的作用。随着市场势力μ的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即μ对其并无影响；同时引入健康风险和自己买的健康保险的保留工资线具有正斜率，与仅引入健康风险的保留工资线相交在其左端点。由前述说明可知，自己买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着市场势力μ的提高，劳动参与率越来越低，说明市场势力提高具有降低劳动参与率的作用。保障程度m和覆盖范围p2的变化既不会影响仅引入健康风险的保留工资线，也不会影响同时引入健康风险和自己买的健康保险的保留工资线，二者是两条相互重合的水平线。这说明自己买的健康险的保障程度和覆盖范围对劳动参与率没有任何影响。

图3 自己购买的健康险对劳动参与的影响

2.雇主购买的健康险对劳动参与的影响

图4 表明，随着出险概率p1的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即p1对其并无影响；同时引入健康风险和雇主买的健康保险的保留工资线具有正斜率，并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧雇主买的健康险会提高劳动者的劳动参与率，在交点右侧雇主买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着出险概率p1的提高，劳动参与率越来越低，说明出险概率提高具有降低劳动参与率的作用。随着损失程度h的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即h对其并无影响；同时引入健康风险和雇主买的健康保险的保留工资线具有正斜率；并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧雇主买的健康险会提高劳动者的劳动参与率，在交点右侧雇主买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着损失程度h的提高，劳动参与率越来越低，说明损失程度提高具有降低劳动参与率的作用。随着工资比例η的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即η对其并无影响；同时引入健康风险和雇主买的健康保险的保留工资线具有正斜率，并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧雇主买的健康险会提高劳动者的劳动参与率，在交点右侧雇主买的健康险会降低劳动者的劳动参与率。随着工资比例η的提高，劳动参与率越来越低，说明工资比例提高具有降低劳动参与率的作用。随着保障程度m的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即m对其并无影响；同时引入健康风险和雇主买的健康保险的保留工资线具有负斜率，并与仅引入健康风险的保留工资线相交。由前述说明可知，在交点左侧雇主买的健康险会降低劳动者的劳动参与率，在交点右侧雇主买的健康险会提高劳动者的劳动参与率。随着保障程度m的提高，劳动参与率越来越高，说明保障程度提高具有提高劳动参与率的作用。随着覆盖范围p2的提高，仅引入健康风险的保留工资线是一条水平直线，即p2对其并无影响；同时引入健康风险和雇主买的健康保险的保留工资线具有负斜率，与仅引入健康风险的保留工资线相交在其左端点。由前述说明可知，这表明雇主买的健康险会提高劳动者的劳动参与率。随着覆盖范围p2的提高，劳动参与率越来越高，说明覆盖范围提高具有提高劳动参与率的作用。

图4 雇主购买的健康险对劳动参与的影响

综上所述，自己购买的健康险的出险概率、损失程度和市场势力的提高都会降低劳动参与率，相对于仅引入健康风险的基准情形，自己购买的健康保险的出险概率和损失程度较低时会提高劳动参与率，较高时会降低劳动参与率，自己购买的健康保险的市场势力的提高会降低劳动参与率；健康保险的保障程度和覆盖范围并不影响劳动参与率。由自己购买的健康险的保费公式可知，保费提高如果来源于出险概率、损失程度和市场势力的提高，则会降低劳动参与率；如果来自保障程度和覆盖范围的变化，则并不会影响劳动参与率。雇主购买的健康险的出险概率、损失程度和工资扣除比例的提高都会降低劳动参与率。相对于仅引入健康风险的基准情形，雇主购买的健康保险的出险概率、损失程度和工资扣除比例较低时会提高劳动参与率，较高时会降低劳动参与率。雇主购买的健康保险的保障程度和覆盖范围的提高会提高劳动参与率。相对于仅引入健康风险的基准情形，雇主购买的健康保险的保障程度较低时会降低劳动参与率，较高时会提高劳动参与率；雇主购买的健康保险的覆盖范围扩大会提高劳动参与率。由雇主购买的健康险对劳动者工资的扣除公式可知，提高其扣除对劳动参与率的影响取决于覆盖范围和工资比例在其中的调整程度的对比关系，如果覆盖范围的正向影响超过工资比例的负向影响，此时提高工资扣除会提高劳动参与率，反之则会降低劳动参与率。

四、实证模型设计

本文主要关注商业健康保险对劳动参与率的影响，我们用CHNS 数据库中提供的“你现在有工作吗？”（job，简称“工作”）来衡量劳动参与率这一指标，job的取值为0或1。其中1表示有工作，即参与劳动；0 表示没有工作，即不参与劳动。由于被解释变量是二元离散变量，OLS估计不适用，因此本文采用文献中广泛使用的Probit模型进行估计。考虑到可能存在的内生性问题，仅仅使用Probit模型进行估计会带来偏误，因此进一步采用工具变量法，通过只影响商业健康保险的购买情况，而不直接影响劳动参与率的工具变量来解决内生性问题。本文还考察了健康状况、年龄、城乡的异质性情况。此外，本文在稳健性检验中运用Heckman 模型进一步考察商业健康保险对劳动参与率的影响。

（一）Probit模型

由于因变量为二元离散变量，本文采用Probit模型来考察自己是否购买商业健康保险、雇主是否购买商业健康保险两种情况对劳动参与率的影响。假定随机扰动项服从标准正态分布。Probit 模型设定如下：

其中，jobi是被解释变量，取值为0 或1，其中1表示个体i参与劳动，0表示个体i不参与劳动。

insurancei,j是核心解释变量，i＝1，0；j＝1，2。其中，i＝1 代表购买了健康险，i＝0 代表没有购买健康险。本文重点关注自己是否购买健康险、雇主是否为你购买健康险两种情况对劳动参与率的影响，j＝1 代表自己是否购买健康险的情况，j＝2 代表雇主是否为你购买健康险的情况。我们分别用CHNS 数据库提供的“你是否有商业医疗保险”，“你的雇主为你购买了任何一种额外的医疗保险吗？”来衡量这两个指标。

Xi是个体特征变量，参考以往文献的变量选取，本文选择年龄、性别、婚姻、户口、教育水平、自评健康和收入水平共七个变量代表个体特征。其中年龄是影响劳动参与率的重要因素，我国法定工作年龄是16周岁，退休年龄是50-60周岁，同时考虑退休之后的人群还可以通过退休返聘等方式二次就业，因此本文选取16 周岁以上的样本进行实证分析。性别也是影响劳动参与率的因素之一，不同的工作类型对性别的要求存在差异，本文在实证分析中按照1 代表男性、0 代表女性设定。婚姻状况按照1 代表已婚、0 代表未婚设定。户口按照1代表城镇、0代表农村设定。按照数据库原始项目将教育水平分为小学、初中、高中、中等技术学校或职业学校、大专或大学、硕士及以上，教育水平会通过影响个体的工作素质进而影响劳动参与率，受过高等教育的人一般会比受教育水平较低的人更容易找到工作。自评健康在一定程度上也会影响劳动参与率，例如企业招聘时将体检结果作为是否录取员工的衡量标准之一。收入水平变量在回归时对数据库原始数据取对数处理。

εi表示残差项。健康险对劳动参与率的影响主要通过β1得以验证。

（二）工具变量法

以上模型假定商业健康保险状态为外生。然而商业健康保险与劳动参与率之间可能存在内生性，为了避免内生性问题造成的回归偏误，我们选择社区的社保覆盖率作为工具变量。社区的社保覆盖率反映人们对健康风险的重视程度，与健康险的购买情况存在高度相关性；同时，社区的社保覆盖率与模型的扰动项不直接相关。因此，我们选择社区的社保覆盖率作为健康险购买情况的工具变量。CHNS 数据库没有关于社区社保覆盖率的直接项目，因此本文通过一定的计算方法得出社区社保覆盖率变量。主要计算方法为：第一步，设定一个二元变量“是否参与社会医疗保险”，参与城职保、城居保、新农合三者中任意一种社会医疗保险的取值为1，否则为0；第二步，将样本按照社区和年份双变量分组，计算每个组别“是否参与社会医疗保险”的平均值。该计算结果即为指定年份指定社区人群参与社会医疗保险的比例，我们用这一指标来衡量社区的社保覆盖率。

本文数据来源于中国健康与营养调查（CHNS）数据库的统计数据。实证过程中，我们选取CHNS 数据库16 周岁以上的样本在2011年和2015年的相关数据，限于篇幅，本文不报告有关变量的描述性统计。

五、实证结果与分析

（一）商业健康保险对劳动参与率的影响

本文首先采用Probit 模型估计健康险的购买情况对劳动参与率的影响，对应的回归结果如表1第（1）、（2）列所示。在其他因素不变的情况下，自己购买健康险对劳动参与率的影响不显著；雇主购买健康险的回归系数为0.835，在5%的水平下显著，说明雇主购买健康险能够提高劳动参与率。在控制变量方面，无论是自己购买健康险，还是雇主购买健康险，控制变量对劳动参与率的影响基本一致。如表1 第（1）（2）列所示，年龄的回归系数均为－0.06，且均在1%的水平下显著，即随着年龄的增大，劳动者的劳动参与率逐渐降低；男性的回归系数分别为0.537、0.521，均在1%的水平下显著，在一定程度上反映出我国男性的劳动参与率比女性的劳动参与率高50%以上；城镇的回归系数分别为－0.914、－0.909，均在1%的水平下显著，说明城镇劳动者的劳动参与率低于农村劳动者的劳动参与率；已婚的回归系数分别为0.202、0.199，均在1%的水平下显著，说明已婚的劳动者劳动参与率比未婚的劳动者劳动参与率更高；收入水平的回归系数均为0.18，且均在1%的水平下显著，说明工资水平也是影响劳动者是否参与劳动的因素之一。

考虑到健康险与劳动参与率之间存在内生性，利用社区的社保覆盖率作为工具变量回归，回归结果如表1第（3）（4）列所示。自己购买健康险的回归系数为6.961，在1%的水平下显著；雇主购买健康险的回归系数为－8.535，在10%的水平下显著。IV-Probit回归结果反映出，自己购买的健康险与雇主购买的健康险对劳动参与率的影响效果相反。自己购买健康险显著提高了劳动参与率，雇主购买健康险却降低了劳动参与率。IV-Probit回归结果与Probit回归结果稍有不同，但是由于解释变量存在一定的内生性，工具变量方法修正后的研究结果更加可靠。结合前文的理论研究结论，我们可以进一步得出：一方面，我国居民自主购买健康险仍然处于出险概率较低、损失程度较低、市场势力较低的阶段，自己购买健康险会提高个体的劳动参与率；另一方面，雇主购买健康险处于出险概率较高、损失程度较高、工资扣减比例较高、保障程度较低的阶段，雇主购买健康险会降低个体的劳动参与率。

表1 基于probit和IV-Probit模型研究健康险对劳动参与率的影响

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平下显著，括号内为标准差，其他表格类似。

（二）异质性分析

本文在建立理论模型时，将健康风险和健康保险同时引入动态规划模型，并求出健康风险和健康保险各因素对劳动参与率的影响。此处为了进一步研究健康风险对劳动参与率的影响，将样本分成健康与不健康两组，分别运用IV-Probit模型进行实证回归。回归结果如表2所示。从表2第（1）（2）列可以看出，在健康状态下，自己购买的商业健康保险对劳动参与率没有显著影响。从表2 第（3）（4）列可以看出，在健康状态下，雇主购买健康险的回归系数是－8.922，在5%的水平下显著，说明健康状态下雇主购买健康险会降低劳动参与率；在不健康状态下，雇主购买的商业健康保险对劳动参与率没有显著影响。也就是说，无论是自己购买的健康险，还是雇主购买的健康险，只有个体处于健康状态时，健康险才会对劳动参与率产生显著影响。其中，自己购买健康险会提高劳动参与率，雇主购买健康险会降低劳动参与率。

表2 按健康状况分组研究健康险对劳动参与的影响

进一步将样本按照年龄、户口进行分组，研究不同年龄、不同户口的人群购买两种类型的健康险对劳动参与率的影响。从表3和表4的回归结果可以看出，年龄和户口对劳动参与率的影响基本不显著。

表3 按年龄分组研究健康险对劳动参与率的影响

表4 按城乡分组研究健康险对劳动参与率的影响

（三）稳健性检验

考虑到劳动参与可能存在自选择问题，本文采用Heckman 选择模型对研究结果进行稳健性检验，Heckman选择模型能够修正劳动参与模型的样本选择偏误。Heckman 选择模型的具体估计步骤分为两步，第一步运用Probit选择模型估计健康险对是否参与劳动的影响；第二步研究健康险对劳动时长的影响。其中，劳动参与时长用CHNS 数据库中“过去一周工作多少个小时”来衡量，回归结果如表5所示。从表5 第（1）（2）列可以看出，自己购买健康险对劳动时长影响的回归系数为7.780，在5%的水平下显著，说明与不购买健康险相比，自己购买健康险会显著提高劳动时长；从表5 第（3）（4）列可以看出，雇主是否购买健康险对劳动时长影响的回归系数为负，但是回归系数不显著。总体来看，利用Heckman 模型回归的结果与本文实证研究结果基本一致，在一定程度上证明本文研究结果的稳健性。

表5 基于Heckman模型研究健康险对劳动参与的影响

初中（=1）高中（=1）中等技术学校、职业学校（=1）大专或大学（=1）硕士及以上（=1）收入水平lambda观察值-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变量（1）选择方程（2）支出方程（3）选择方程（4）支出方程

六、结论与建议

本文构建了一个包含健康风险和健康保险的动态规划模型，研究了健康风险和健康保险各因素对劳动参与率的影响。研究发现：第一，自己购买的健康保险的出险概率、损失程度和市场势力的提高都会降低劳动参与率，而健康保险的保障程度和覆盖范围并不影响劳动参与率。相较于仅引入健康风险的基准情形，自己购买的健康保险的出险概率和损失程度较低时会提高劳动参与率，较高时会降低劳动参与率；自己购买的健康保险的市场势力的提高会降低劳动参与率。第二，雇主购买的健康保险的出险概率、损失程度和工资扣除比例的提高都会降低劳动参与率。相较于仅引入健康风险的基准情形，雇主购买的健康保险的出险概率、损失程度和工资比例较低时会提高劳动参与率，较高时会降低劳动参与率。雇主购买的健康保险随着保障程度和覆盖范围的提高会提高劳动参与率。相较于仅引入健康风险的基准情形，雇主购买的健康保险的保障程度较低时会降低劳动参与率，较高时会提高劳动参与率；覆盖范围的扩大会提高劳动参与率。基于CHNS 数据库的实证结果表明，自己购买的商业健康保险可以提高劳动者的劳动参与率，雇主购买的商业健康保险却会降低劳动者的劳动参与率，商业健康保险对劳动参与的影响存在异质性。

基于以上结论，本文提出以下政策建议：第一，由于目前我国居民自己购买商业健康保险的比重低，而且商业健康保险的出险概率、损失程度及市场势力均比较低，建议政府和保险公司大力宣传商业健康保险，鼓励居民主动为自己购买商业健康保险，进而增加社会劳动供给，推动经济发展。第二，结合本文研究结果来看，雇主为员工购买的商业健康保险并不能起到提高劳动参与率的效果，甚至会降低劳动参与率。而且目前雇主购买的商业健康保险存在出险概率、损失程度、工资扣减比例高，且保障程度低的现象，在一定程度上反映出，雇主购买的商业健康保险并不能满足劳动者对其自身健康保障的需求，而且雇主也没有因为给员工购买商业健康保险而获得更多的产出绩效。因此，本文建议保险公司从雇主和员工的切身需求出发，设计合理有效的商业健康保险保障机制，同时满足雇主和员工的保险需求，真正发挥商业健康保险对劳动参与的积极作用。