張玲玲

摘 要 使用2011年的中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險通過緩解健康風(fēng)險和風(fēng)險厭惡對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用，使得參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭更有可能創(chuàng)業(yè)。利用傾向得分匹配方法控制了參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的樣本選擇問題，用匹配后的樣本，也驗證了參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)確實有正向的影響。文章為通過進(jìn)一步推廣城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，從而提高家庭創(chuàng)業(yè)積極性的相關(guān)政策提供了支持。

關(guān)鍵詞 城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險；創(chuàng)業(yè)決策；風(fēng)險厭惡程度；傾向得分匹配

[中圖分類號]F842.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A [文章編號]1673-0461（2017）01-0089-09

一、引 言

李克強(qiáng)總理在2015年政府工作報告中提出大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新，大眾創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新引擎。熊彼特（1912）在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》一書中首次提出了創(chuàng)新理論。熊彼特認(rèn)為，所謂創(chuàng)新就是要建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)，即生產(chǎn)要素的重新組合，把一種從來沒有過的生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件的新組合引入到生產(chǎn)體系中去。包括采用一種新的產(chǎn)品；采用一種新的生產(chǎn)方法；開辟一個新的市場；獲得一種新的原材料供應(yīng)來源；實現(xiàn)一種新的組織形式。大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新還可“以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)”，國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)的《關(guān)于促進(jìn)以創(chuàng)業(yè)帶動就業(yè)工作的指導(dǎo)意見》全方位支持創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)。

創(chuàng)業(yè)投資是一項高風(fēng)險的投資行為。 Johnson（1991）通過美國小企業(yè)管理局的數(shù)據(jù)顯示，23.7%的創(chuàng)業(yè)項目在兩年后失敗，超過一半的項目在四年內(nèi)失敗，而超過63%的項目在六年后失敗。因為創(chuàng)業(yè)的高風(fēng)險特征，和金融資產(chǎn)類似，家庭的創(chuàng)業(yè)決策要考慮家庭的背景風(fēng)險。在金融資產(chǎn)配置過程中，居民投資者要承受除金融資產(chǎn)價格波動外的其他風(fēng)險，如健康風(fēng)險、支出風(fēng)險、收入風(fēng)險、長壽風(fēng)險、住房價格風(fēng)險等，這些風(fēng)險被稱為背景風(fēng)險。 Cardak et al.（2009）發(fā)現(xiàn)居民的背景風(fēng)險會影響他的風(fēng)險態(tài)度，影響他對未來不確定性的判斷，進(jìn)而影響當(dāng)期的消費、投資決策。醫(yī)療支出風(fēng)險是家庭主要的背景風(fēng)險之一，醫(yī)療保險能有效分擔(dān)家庭的醫(yī)療支出風(fēng)險，進(jìn)而對家庭風(fēng)險性投資產(chǎn)生影響。Goldman et al.（2013）研究發(fā)現(xiàn)，居民如果參與了單位的職工醫(yī)療保險計劃，則持有風(fēng)險資產(chǎn)的比例比那些沒有醫(yī)療保險的居民更高。據(jù)此我們預(yù)計醫(yī)療保險對家庭的創(chuàng)業(yè)決策可能存在正向影響。

中國目前的社會醫(yī)療保險主要包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新農(nóng)村合作醫(yī)療保險。2005年，國務(wù)院頒布的《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》規(guī)定，城鎮(zhèn)所有用人單位的職工必須參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，因此城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險并不是個人的自主決策。目前，絕大部分農(nóng)村居民也都參加了新農(nóng)村合作醫(yī)療保險。城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的參加主體是沒有被正規(guī)單位聘用的城鎮(zhèn)居民，有些人參保，有些人沒有參保，樣本分布具有可比價值；這部分人員正是失業(yè)人口或潛在失業(yè)人員，是自主創(chuàng)業(yè)的主力軍，研究這部分人員的城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險參與狀況對家庭創(chuàng)業(yè)決策的影響具有一定的現(xiàn)實意義。

本文根據(jù)2011年中國家庭金融調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)決策有正向的影響；在用傾向得分匹配方法控制了是否參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的樣本選擇問題后，估計結(jié)果仍然穩(wěn)健。文章還發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險通過緩解健康風(fēng)險和風(fēng)險厭惡對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用，從而激勵了家庭創(chuàng)業(yè)。

二、文獻(xiàn)綜述

醫(yī)療保險可以降低醫(yī)療支出的不確定性帶來的經(jīng)濟(jì)上的沖擊，從而影響家庭的儲蓄和消費決策。醫(yī)療支出風(fēng)險增加家庭支出的不確定性，風(fēng)險厭惡者會以增加預(yù)防性儲蓄的方式應(yīng)對醫(yī)療支出風(fēng)險。Arrow（1963）指出，醫(yī)療保險能分擔(dān)健康不確定性帶來的風(fēng)險。Chou et al.（2004） 將未來醫(yī)療支出的不確定性引入居民預(yù)算約束，得出居民最優(yōu)的消費路徑受醫(yī)療支出不確定性的影響。Atella et al.（2006）對意大利的數(shù)據(jù)研究得出，家庭會增加預(yù)防性儲蓄以應(yīng)對醫(yī)療服務(wù)消費的不確定性。臧文斌等 （2012）利用入戶調(diào)查九個城市的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，和未參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭相比，參加中國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭年非醫(yī)療消費支出約高13%。醫(yī)療保險除了對消費產(chǎn)生影響，也對家庭投資組合產(chǎn)生影響。由于醫(yī)療保險減小了家庭未來的不確定性，家庭更愿意從事風(fēng)險較大的投資。 Goldman et al.（2013）研究發(fā)現(xiàn)，居民如果參與了單位的職工醫(yī)療保險計劃，持有風(fēng)險資產(chǎn)的比例比那些沒有參與的居民高出6% 。何興強(qiáng)等（2009）研究發(fā)現(xiàn)，中國居民若享有社會醫(yī)療保險或者購買了商業(yè)健康保險，進(jìn)行有風(fēng)險的金融資產(chǎn)投資的可能性更高。

國內(nèi)外研究醫(yī)療保險對創(chuàng)業(yè)決策影響的文獻(xiàn)比較少。美國主要的醫(yī)療保險是企業(yè)職工醫(yī)療保險，企業(yè)職工醫(yī)療保險增加了職工離職的成本，減小了職工放棄現(xiàn)有工作的意愿，從而導(dǎo)致勞動力流動性減弱，即出現(xiàn)“工作鎖定（job-lock）”的現(xiàn)象，從這一方面來看，職工醫(yī)療保險減小了創(chuàng)業(yè)的可能性（Buchmueller et al.，1996；Gruber et al.，2002）。Wellington （2001）研究發(fā)現(xiàn)，配偶享有醫(yī)療保險的個人更有可能選擇自由職業(yè)。美國在1986年實施了一項名為“TRA86”的稅收改革法案，法案大大降低了創(chuàng)業(yè)者的稅后健康醫(yī)療保險價格，這一稅收政策對進(jìn)入創(chuàng)業(yè)者群體有顯著的正向影響；利用1999～2004年的面板數(shù)據(jù)，Gulcin et al.（2014）發(fā)現(xiàn)這項政策使個人進(jìn)入創(chuàng)業(yè)者隊伍的可能性上升1.5%，使個人離開創(chuàng)業(yè)者隊伍的可能性減少2.8%。Malathi（2012）從女性的角度研究這項政策的影響，對于沒有被配偶醫(yī)療保險覆蓋的女性，在該法案實施后，創(chuàng)業(yè)的可能性上升10%。Philip （2010）研究1993年8月新澤西州一項專門針對創(chuàng)業(yè)者的個人健康醫(yī)療保險覆蓋計劃的政策對創(chuàng)業(yè)的影響，該政策降低了創(chuàng)業(yè)者購買醫(yī)療保險的價格，與沒有實施相同政策的州相比較，該政策對創(chuàng)業(yè)有顯著的正向影響，由于沒有結(jié)婚、年老的、健康水平較差的個人對醫(yī)療保險的依賴更高，這項政策對這些群體創(chuàng)業(yè)的正向影響更大。

國內(nèi)的保險制度和國外有很大區(qū)別，針對沒有被正規(guī)用人單位雇傭的居民，國內(nèi)有專門的城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險制度。國內(nèi)還沒有文獻(xiàn)研究城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對創(chuàng)業(yè)決策的影響，這正是本文要做的工作。

三、數(shù)據(jù)

本文的數(shù)據(jù)來自2011年中國家庭金融調(diào)查（CHFS）的數(shù)據(jù)。2011年的調(diào)查覆蓋了全國除西藏、新疆、內(nèi)蒙古和港澳臺地區(qū)外的25省80個縣320個村（居）委會，樣本規(guī)模多達(dá)8 438個家庭。CHFS數(shù)據(jù)包含社會基本醫(yī)療保險數(shù)據(jù)，即城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險等，本文只考察城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險。由于參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的個人是受雇于正規(guī)企事業(yè)單位的，很小可能是創(chuàng)業(yè)者，戶主及其配偶都參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的家庭，基本上可以排除創(chuàng)業(yè)的可能性，因此，我們排除戶主及其配偶都參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的樣本。在其他樣本中，如果家庭有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，則urbmi=1，否則，urbmi=0。關(guān)于創(chuàng)業(yè)的數(shù)據(jù)，CHFS調(diào)查了家庭是否從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營項目，參照甘犁（2012）、李鳳等（2014）的做法，將家庭從事工商業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營視為創(chuàng)業(yè)，家庭創(chuàng)業(yè)即entrepr=1；否則，entrepr=0。

考慮到家庭規(guī)模、家庭人均收入、家庭風(fēng)險厭惡程度、戶主年齡、政治身份、受教育程度、婚姻狀況、家庭健康狀況、所在區(qū)域等因素對家庭的創(chuàng)業(yè)決策都有影響，我們控制了這些變量，變量的定義請見表1。

2011年家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)總共有8 438個樣本家庭，刪除樣本缺失值，得到6 565個樣本家庭，再排除320個戶主及其配偶都參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的樣本家庭，得到6 245個有效樣本家庭。變量的描述性統(tǒng)計請見表2，在有效的 6 245個樣本中，有683個家庭（占11%）有創(chuàng)業(yè)項目，有633個家庭（占10.1%）有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險。創(chuàng)業(yè)資產(chǎn)中位數(shù)為45 000元，90%的家庭創(chuàng)業(yè)最大項目的資產(chǎn)不超過100萬元，這說明創(chuàng)業(yè)項目大多是規(guī)模小的企業(yè)或個體戶，資產(chǎn)較小，抗風(fēng)險能力較低。根據(jù)對家庭上個月醫(yī)藥費支出項目的統(tǒng)計，上個月醫(yī)藥費用支出最大的家庭這項支出達(dá)到15 000元，超過5%的家庭上個月醫(yī)藥費用支出超過3 000元，由此看來，醫(yī)療支出確實對家庭構(gòu)成比較大的支出風(fēng)險，可能制約家庭進(jìn)行有風(fēng)險的創(chuàng)業(yè)投資活動。

表3給出城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險與創(chuàng)業(yè)統(tǒng)計。所有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的633個家庭中，有創(chuàng)業(yè)項目的家庭為101戶，創(chuàng)業(yè)占比為15.96%，沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的 5 621個家庭中，有創(chuàng)業(yè)項目的家庭為586戶，創(chuàng)業(yè)占比為10.44%。參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭創(chuàng)業(yè)占比更高。部分農(nóng)村戶籍的家庭有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，他們的創(chuàng)業(yè)占比為28.04%，農(nóng)村戶籍的家庭有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險且居住在城市，這部分人創(chuàng)業(yè)的可能性較大，因為這些農(nóng)村家庭有成員在城鎮(zhèn)從業(yè)，有更多的信息、經(jīng)濟(jì)實力、便利從事創(chuàng)業(yè)活動，創(chuàng)業(yè)占比明顯高于沒有家庭成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的農(nóng)村戶籍家庭，后者的創(chuàng)業(yè)占比為12.34%。農(nóng)村戶籍樣本家庭的創(chuàng)業(yè)占比均高于城市戶籍的家庭，可能的原因是城鎮(zhèn)戶籍家庭大部分至少有一方有工作并有城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，他們創(chuàng)業(yè)的動力較低。

四、估計結(jié)果及分析

（一）城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)的影響

家庭是否創(chuàng)業(yè)是二元因變量，我們首先用Pobit模型進(jìn)行估計，回歸結(jié)果請見表4。全樣本的估計結(jié)果表明，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的虛擬變量系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，說明城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)有正向影響。針對農(nóng)村戶籍的家庭樣本和城市戶籍的家庭樣本分別回歸，結(jié)果都顯示城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)呈正向影響。

從其他控制變量來看，風(fēng)險厭惡程度（risk）的系數(shù)顯著為負(fù)，越厭惡風(fēng)險，家庭創(chuàng)業(yè)的可能性更小。不健康程度（unhealthy）的系數(shù)顯著為負(fù)，家庭平均健康狀況越差，家庭創(chuàng)業(yè)可能性越小。家庭人均收入的系數(shù)顯著為負(fù)，越是富有的家庭，創(chuàng)業(yè)的可能性越小。教育水平的系數(shù)成倒U形，教育程度中等的人創(chuàng)業(yè)可能性最高。結(jié)婚有利于創(chuàng)業(yè)，先成家后立業(yè)的傳統(tǒng)經(jīng)驗在這里得到驗證。另外，東部地區(qū)和中部地區(qū)的家庭創(chuàng)業(yè)要高于西部地區(qū)。

為什么城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)有正向影響呢？我們考慮到家庭的健康因素，健康水平差的家庭醫(yī)療支出風(fēng)險更大，家庭出于未來不確定性的考慮，會減少風(fēng)險性投資。Rosen et al.（2004）使用美國退休與健康調(diào)查（HRS）的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況對居民風(fēng)險資產(chǎn)投資的可能性及其比例存在負(fù)向影響。Cardak et al.（2009）用澳大利亞的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，健康狀況不良的人因為風(fēng)險提高，會更少持有風(fēng)險資產(chǎn)。醫(yī)療保險能夠減小健康風(fēng)險帶來的不確定性，因此，我們預(yù)期城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險能夠緩解家庭健康對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用。為了驗證這一點，我們加入城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險虛擬變量和家庭健康水平的交叉項，結(jié)果請見表5。健康水平的系數(shù)顯著為負(fù)，健康水平確實制約了家庭創(chuàng)業(yè)；交叉項的系數(shù)顯著為正，意味著城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險緩解了家庭健康水平對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用。針對農(nóng)村和城鎮(zhèn)戶籍樣本的估計結(jié)果也大同小異，農(nóng)村樣本回歸的交叉項系數(shù)和顯著性水平均高于城鎮(zhèn)樣本。

針對城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對于家庭創(chuàng)業(yè)的正向影響的原因，我們認(rèn)為這可能與風(fēng)險態(tài)度有關(guān)。風(fēng)險厭惡程度會制約家庭創(chuàng)業(yè)，而城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險能減小家庭醫(yī)療支出風(fēng)險，因此，我們預(yù)計城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險能減小風(fēng)險厭惡程度對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用。為了驗證這一點，我們加入城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險虛擬變量和戶主風(fēng)險厭惡水平的交叉項，估計結(jié)果請見表6。表6第（1）列為全樣本的估計結(jié)果，第（2）（3）列分別為農(nóng)村樣本和城鎮(zhèn)子樣本的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，無論在全樣本中，還是在農(nóng)村和城鎮(zhèn)家庭的子樣本中，風(fēng)險厭惡水平的系數(shù)顯著為負(fù)，意味著風(fēng)險厭惡程度制約家庭創(chuàng)業(yè)；交叉項的系數(shù)顯著為正，意味著城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險緩解了風(fēng)險厭惡程度對家庭創(chuàng)業(yè)的負(fù)向影響。

（二）傾向得分匹配的結(jié)果

由于家庭是否有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的樣本并不是隨機(jī)分配的，可能存在樣本選擇問題。假設(shè)研究吸煙對大眾健康的影響，研究人員常常得到的數(shù)據(jù)是觀察數(shù)據(jù)，既一部分樣本是吸煙者，另一部分樣本是不吸煙者，這是很容易觀察到的，但不是隨機(jī)對照實驗的數(shù)據(jù)，隨即對照實驗要求招收大量被試隨機(jī)分配到吸煙組和不吸煙組，這種實驗不符合科研倫理，很難實現(xiàn)這樣的實驗，針對觀察數(shù)據(jù)，如果不加調(diào)整，很容易獲得錯誤的結(jié)論，比如拿吸煙組健康狀況最好的人和不吸煙組健康狀況最不好的人作對比，得出吸煙對健康并無負(fù)面影響的結(jié)論。傾向評分匹配就是用來解決樣本選擇問題，Rosenbaum et al.（1983）提出“傾向得分匹配”方法（PSM），其基本思想在于，在評估某項政策或行為的效果時，若能找到與一類型樣本組盡可能相似的另一類型樣本組，那么樣本選擇偏誤就可以有效降低。PSM將多個維度的信息濃縮成一個得分因子，可以根據(jù)多個維度將有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭和與其特征相似的沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭進(jìn)行匹配，從而得出參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)的凈影響。在操作上，首先，我們盡可能多的考察會影響家庭參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的因素，估計影響家庭是否參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的Probit方程。其次，根據(jù)Probit模型的估計結(jié)果可計算出每個樣本家庭參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的傾向性得分（propensity score），并根據(jù)該得分按照一定匹配方法對參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭和沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭進(jìn)行匹配。常用的匹配方法有最近鄰匹配（nearest neighbors matching）、半徑匹配（radius matching）與核匹配（kernel matching）。傾向得分匹配方法要求用于匹配的各個變量要滿足平衡性檢驗，即通常所有變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤要小于20%，或者匹配后各個變量的處理組和控制組的均值不再顯著異于0。

為了提高配對的精確性，我們分城鎮(zhèn)戶口和農(nóng)村戶口兩個子樣本分別配對。先分析城鎮(zhèn)戶籍的樣本。由于樣本比較多，可以匹配的樣本也比較多，我們按照1：3的比例對參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭匹配沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭。首先，估計影響參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的probit方程，除了前文的自變量外，考慮到參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險受周圍居民風(fēng)險意識以及社區(qū)宣傳力度的影響，我們加入社區(qū)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險參保率（rate）作為自變量，根據(jù)臧文斌等 （2012）發(fā)現(xiàn)本地戶籍參加社會醫(yī)療保險的可能性大于非本地戶籍，我們還加入戶主是否為本地戶籍（local）作為自變量，估計probit模型得到最優(yōu)方程，鑒于篇幅，估計結(jié)果不再報告。根據(jù)Probit模型的估計結(jié)果可計算每個樣本家庭參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的傾向性得分，并根據(jù)該得分對參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭和沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭進(jìn)行匹配，本文主要使用最近鄰匹配，并做平衡性檢驗，結(jié)果見表7，所有匹配的變量在匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏誤都小于20%，而匹配后的t檢驗表明，所有變量均不能在10%的顯著性水平下拒絕匹配后處理組與控制組無顯著性差異的原假設(shè)，匹配結(jié)果滿足匹配平衡性要求，說明我們的匹配是合理的。

按照同樣的方法，我們針對農(nóng)村戶籍的子樣本對參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭匹配沒有參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭，各個用于匹配的自變量的平衡性檢驗結(jié)果見表8，結(jié)果顯示，各個變量滿足平衡性，說明匹配合理。

分別計算城鎮(zhèn)戶籍樣本和農(nóng)村戶籍樣本家庭創(chuàng)業(yè)可能性的平均效應(yīng)值（即ATT值），即匹配后的創(chuàng)業(yè)可能性組間差，結(jié)果見表9。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)家庭最近鄰匹配的ATT值為0.0532，并且在1%的水平上顯著。半徑匹配（半徑為0.02）和核匹配的結(jié)果基本上和最近鄰匹配的結(jié)果接近，三者的均值在0.048左右，并且都在1%的水平上顯著，可見，對城鎮(zhèn)家庭樣本，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的家庭比沒有參加的家庭創(chuàng)業(yè)可能性大4.8%左右。農(nóng)村戶籍家庭最近鄰匹配的ATT值為0.134，并且在5%的水平上顯著。半徑匹配（半徑為0.02）和核匹配的結(jié)果基本上和最近鄰匹配的結(jié)果一致，三者的均值約為0.128，說明有成員參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的農(nóng)村戶籍家庭比沒有成員參加的農(nóng)村戶籍家庭創(chuàng)業(yè)的可能性高于約12.8%。

按照最近鄰匹配方法得到的樣本重新做前面的估計。城鎮(zhèn)戶籍樣本的估計結(jié)果見表10，用傾向得分匹配方法控制樣本選擇問題后，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)家庭的創(chuàng)業(yè)仍然有正向影響，并且在1%的水平上顯著。在分別加入?yún)⒓映擎?zhèn)居民基本醫(yī)療保險虛擬變量和健康水平、風(fēng)險厭惡程度的交叉項后，交叉項的系數(shù)都顯著為正，意味著城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險緩解健康水平和風(fēng)險厭惡程度對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用這一結(jié)論是穩(wěn)健的。

同樣，將農(nóng)村戶籍按照最近鄰匹配方法得到的樣本重新做前面的估計。估計結(jié)果見表11。結(jié)果顯示，用傾向得分匹配方法控制樣本選擇問題后，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對農(nóng)村家庭的創(chuàng)業(yè)仍然有正向影響。交叉項的系數(shù)都顯著為正，意味著城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險緩解健康水平和風(fēng)險厭惡程度對農(nóng)村家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用這一結(jié)論也是穩(wěn)健的。

五、結(jié) 論

大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新的號角已經(jīng)吹響，同時也需要相關(guān)的體制機(jī)制來促進(jìn)創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)。創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)都是風(fēng)險比較高的經(jīng)濟(jì)活動，人們還需要應(yīng)對健康因素帶來的風(fēng)險，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險可以緩解健康因素造成的醫(yī)療支出風(fēng)險，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動。本文運用中國家庭金融調(diào)查的數(shù)據(jù)，證實了參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭創(chuàng)業(yè)有正向作用。至于這一結(jié)論的原因，本文發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險緩解了健康水平和風(fēng)險厭惡水平對家庭創(chuàng)業(yè)的制約作用，從而達(dá)到激勵家庭創(chuàng)業(yè)的效果。對于戶主和配偶不是全都受雇于正規(guī)單位的家庭，只要沒有加入城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，政府應(yīng)該鼓勵他們參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，這不但可以分散健康因素帶來的醫(yī)療支出風(fēng)險，也可以促進(jìn)創(chuàng)業(yè)活動。城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險作為社會保障的一部分，不但促進(jìn)家庭消費，也能促進(jìn)家庭創(chuàng)業(yè)，無疑對穩(wěn)增長和調(diào)結(jié)構(gòu)也具有正面意義。

[參考文獻(xiàn)]

[1] Arrow K.J. Uncertainty And The Welfare Economics Of Medical Care[J]. The American Economic Review，1963，53（5）： 941-973.

[2] Atella V.， Rosati F.C.Rossi M. Precautionary Saving And Health Risk： Evidence From Italian Households Using A Time Series Of Cross Sections[J]. Rivista di Politica Economica， 2006，96（3）： 113-132.

[3] Buchmueller T.， Valletta R.G. The Effects Of Employer-Provided Health Insurance On Worker Mobility[J]. Industrial And Labor Relations Review， 1996，49（3）： 439-455.

[4] Cardak B.A.， Wilkins R. The Determinants Of Household Risky Asset Holdings： Australian Evidence On Background Risk And Other Factors[J]. Journal Of Banking & Finance， 2009，33（5）： 850-860.

[5] Chou S.Y.， Liu J.T.， Huang C.J. Health Insurance And Savings Over The Life Cycle——A Semiparametric Smooth Coefficient Estimation[J]. Journal of Applied Econometrics， 2004，19（3）： 295-322.

[6] Goldman D.， Maestas N.Medical Expenditure Risk And Household Portfolio Choice[J]. Journal Of Applied Econometrics，2013， 28（4）： 527-550.

[7] Gruber J. ，Madrian B.C.Health Insurance， Labor Supply， And Job Mobility： a Critical Review Of The Literature[Z].Working Paper，2002.

[8] Gulcin G. ，Regan T.L. Self-Employment And The Role Of Health Insurance In The U.S.[Z].Working Paper，2014.

[9] Johnson M.Some Displaced Executives Buy Their Own Franchises[N]. Investor's Daily， August.1991.

[10] Malathi. V.Taxes， Health Insurance， And Women's Self-Employment[J]. Contemporary Economic Policy，2012，30（2）： 162-177.

[11] Rosenbaum P， Rubin D.The Central Role Of The Propensity Score In Observational Studies For Causal Effects[J]. Biometrika， 1983，70（1） ： 41- 55.

[12] Rosen H.S.Wu S. Portfolio Choice And Health Status[J]. Journal Of Financial Economics， 2004，72（3）： 457-484..

[13] Wellington A.J. Health Insurance Coverage And Entrepreneurship[J]. Contemporary Economic Policy， 2001，19（4）： 465–478.

[14] 何興強(qiáng)， 史衛(wèi)， 周開國.背景風(fēng)險與居民風(fēng)險金融資產(chǎn)投資[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009（12）：119-130.

[15] 約瑟夫·熊彼特.經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論[M].上海：商務(wù)印書館，1990.

[16] 臧文斌， 劉國恩， 徐菲， 等. 中國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險對家庭消費的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012（7）：75-85.