經濟轉軌研究論文

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我們在對改革過程的回顧中，通常注重從國有企業的產權制度、國有經濟的規模、國民經濟的運行與調控方式等角度來分析。這些分析的主要著力點在于制度變遷的宏觀層面。不確定性是轉軌經濟中的一個基本特征。從宏觀層面來看，主要表現在目標的體制模式由于受到轉軌的初始條件與路徑等因素的影響而表現出不確定性；從微觀層面來看，由于經濟中的微觀個體難以預料未來的體制走向，從而難以對個人在將來可能發生的收支狀況做出準確的判斷。經濟轉軌過程中，中國的宏觀經濟雖仍保持了平穩的增長趨勢，沒有出現類似于俄羅斯、東歐的大起大落。但部分企業經營困難，大量職工下崗，收入水平下降；原有的社會福利政策被打破，新的社會保障體制尚欠完善。這就意味著對居民來說，經濟中的風險因素有所增強而不是減弱。

經濟體制的轉軌同時也就是對微觀主體經濟利益的調整，即個人收入與支出的相對增減。中國的經濟改革主要導源于原有計劃經濟體制的低效率。改革的方式是漸進式的，由增量調整逐步過渡到存量調整。在增量調整時期，新的體制是在一部分人得益而另一部分人的利益不受損的條件下產生的，新體制的建立也不直接觸及原有的體制，也不對原體制覆蓋下的居民利益產生不利影響。新的體制對經濟效率的釋放在一定時期內幾乎可以提高經濟中所有個體的收入，這一過程表現出帕累拖改進特征。而存量調整階段，原有的某些體制逐步被淘汰，這就意味著原體制覆蓋下的個人的利益也逐步喪失。這一過程已不具備帕累拖改進性質。

在經濟改革過程中，居民的支出形式與支出范圍發生深刻變化。收入分配的形式逐步貨幣化；為減輕企事業單位的社會負擔，原有的社會職能逐步剝離，導致職工原來所享有的暗中補貼等逐步取消，相關部分的隱性收入被逐步取消、甚至轉化為居民的支出內容。相應地，從居民收支的角度來看，中國的經濟轉軌大體可以分為兩個階段，前一階段的特點是居民收入增加，但居民支出福利基本上沒有減少，居民對收入的增加具有穩定的預期；在后一階段中，雖然居民的收入水平整體上仍在增加，但對收入的增加存有許多不確定性因素，與此同時，居民支出福利被逐步取消，實際的支出項目和內容有所增加，并可能導致實際支出水平有較大幅度上升。

Friedman曾從收入的非預期性下降與支出的非預期性增加的角度來理解不確定性。本文將基于這種對不確定性的理解，以城鎮居民的收入支出狀況變化為依據，從居民這一微觀角度描述中國經濟轉軌中的不確定性的演變。本文的討論僅限于收入、就業、教育和醫療方面。

一、居民收支的基本特征

1.居民收入的總體變化

從1978年以來，我國居民收入的總體變化趨勢呈持續增長狀態。城鎮居民家庭人均可支配收入由1978年的343.4元增加至2002年的7702.8元，年均名義增長率為14.1％，年均實際增長率為6.8％。在1979—2002年期間，城鎮人均收入名義增長率波動幅度（這一期間名義增長率的最大值減最小值）達32.6個百分點，人均收入實際增長率波動幅度達16.2個百分點。盡管收入的增長率存在著較為嚴重的波動，但無論是名義量還是實際量，人均收入的持續增長仍然是基本的變化趨勢。從1994年開始，盡管城鎮人均收入的實際增長率變化比較平緩，但人均收入的名義增長率則在整體上趨向于下滑。由于存在“貨幣幻覺”，人均收入名義增長率的下跌同樣可能產生消極的效應。從1994年到1998年期間，人均收入名義增長率高于實際增長率。1998年以后，城鎮人均收入的名義增長率仍然略高于實際增長率。

表1居民收入增長率（1979—2002）

注：括號內為相應年份。

人均收入的波動也具有一些階段性特征。1979年—1989年期間，城鎮人均收入名義增長率部比實際增長率的波動顯得更為嚴重。1979年—2000年及1990年—2000年期間，城鎮人均收入的實際增長率比名義增長率波動更嚴重。由于1994年開始出現的人均收入名義增長率的降低，以及1990年—2000年期間人均收入實際增長比名義增長具有更大的波動性，這將對居民收入預期的形成產生重要影響。收入名義增長率的降低與實際增長波動性的增強還意味著收入的增長存在著許多不確定性因素。

2.就業變化

至少到目前為止，我國居民的收入構成中，勞動收入仍是最主要的部分。居民的就業機會與就業結構顯然對居民勞動收入有重要影響。表2大體上可反映家庭的就業狀況與收入等級之間的關系，居民家庭的收入水平與就業狀況之間有比較密切的正向相關關系。在我國現階段，對于大部分家庭來說，由于勞動收入仍然是主要的收入來源，因而就業機會的相對不足將構成制約居民收入的重要因素。不同年份的縱向比較也可以發現，隨著時間的推移，家庭的就業人口數量及就業面總體上都有所下降。從全國范圍來看，戶均就業人數從1995年的1.87人降低到2002年的1.58人；就業面也從1995年的57.68％降低到2002年的51.59％。這也在一定程度上表明就業機會變得逐漸稀缺。

表2收入等級與家庭就業狀況

資料來源：《中國統計年鑒》1996、1999年及2003年。

居民的就業機會可以用宏觀就業狀況來表現。當一個社會中的失業現象大量存在時，個人的就業機會也就相對較小。在勞動力充分流動的情況下，居民的就業機會可以通過失業率來反映。勞動力的充分流動性意味著，企業可以根據宏觀環境的變化和自身的需要對所需勞動力人數進行調整，這種調整既包括對既有勞動力的存量調整，也包括對新增勞動力的增量調整。但在我國，公有制條件下形成了勞動者的“天然就業權”，這就意味著對勞動力的存量調整存在著制度上的障礙。這種制度障礙導致的結果是，勞動者一旦就業就不會被雇傭單位解雇，即不會失業。當勞動力市場出現供過于求時，所表現出來的并不是失業人員增加，而是新增的就業人員得不到工作崗位，即形成所謂的“待業青年”（注：事實上，即使勞動力市場供過于求，從業人員的數量仍然有可能增加，因此下面試圖反映新增勞動力就業狀態的就業彈性比實際的情形仍有可能低估。）。勞動力市場的供求矛盾并不是由勞動力的存量狀態來反映，而主要是通過勞動力的增量狀態來體現。

現以從業人員就業彈性（注：從業人員就業彈性的計算公式為：就業彈性=從業人員增加數/經濟活動人口增加數。對這一指標需要做出兩點說明。首先，本文中的就業彈性反映的是新增勞動力的就業狀況，這與通常的產出—就業彈性不同。其次，利用從業人員就業彈性描述新增勞動力的就業狀況是有條件的。不存在勞動力的存量調整時，就業彈性對新增勞動力就業狀況的反映越充分；如果存在勞動力的存量調整，則這一指標所包含的意義可能有變化。）來反映勞動力增量的就業狀態變化。從業人員就業彈性大于或等于1，則意味著從業人員的增長速度高于經濟活動人口的增長速度，因此新增的勞動力都能得到就業，并且如果大于1則意味著部分非經濟活動人口進入就業狀態或存在外來勞動力；如果從業人員就業彈性小于1，則意味著從業人員的在增長速度低于經濟活動人口的增長速度，因此一部分新增勞動力不能就業。1980—1984年期間，從業人員就業彈性均高于1，但此后各年份基本上都在0.9左右徘徊。1995年，這一指標首次低于0.9，只有0.847.1996年又有所回升，達0.973，但隨之急劇下滑，到1998年只有0.635，1999年又達到了1.075.從90年代后期以來，從業人員就業彈性的波動表現得非常劇烈。2000年及2002年分別低至0.575和0.770；而1999年及2001年則分別為1.075和2.136.從業人員就業彈性的總體變化趨勢表現出兩個階段性特征，1995年以前穩中有降，即從業人員就業彈性的指標值基本穩定（大約在1左右），同時也顯示出極其輕微的下降傾向，從業人員就業彈性的變化非常平緩。這一特征表明，新增勞動力的就業機會逐漸變得相對稀缺。1995年后，則大起大落，波動劇烈。后一種特征可能是由兩方面的原因引起的，一是就業形勢越來越嚴峻，新增勞動力的就業機會減少，二是對勞動力的存量調整，即失業下崗等使得參與就業的人員結構有較大變化。

從90年代末期開始，勞動力就業的存量狀態有所變化。在國有企業改革趨向深化的過程中，企業開始裁撤冗員。部分國企破產或瀕于破產，導致就業的存量被迫調整，下崗職工增加。企業在市場化改革過程中的自主權與市場約束力也在增強，也導致部分企業對就業存量主動調整。下崗職工人數變化可以反映勞動力存量就業狀態的變動的一些特征。從1997年起，國家有關部門開始公布每年的下崗職工人數。從官方公布的數據來看，也許下崗職工人數相對于從業人員數量、經濟活動人口數量并不占有非常顯著的比重。但即便如此，下崗所產生的社會影響仍不可低估，下崗不僅意味著下崗職工本人的收入將缺乏保障，而且還將對在崗人員就業穩定性的預期產生影響。

表3歷年下崗職工人數（萬人）

注：轉引自陸銘著：《勞動經濟學》第196頁，復旦大學出版社2002年版。2001與2002年的數據來自當年勞動與社會保障部的報告。雖然2000年以后，新增下崗人數有所下降，但下崗人數的存量可能仍然很大。

由于官方公布的失業率只包括城鎮登記失業率。許多學者指出，這一指標低估了我國的失業狀況3.根據抽樣調查的數據也許能得到更為準確的結果。為了對居民就業機會進行更為客觀的描述，本文利用了住戶調查資料4.在問卷中，就業機會體現在兩個問題中：“成員現狀與身份”和“在XX年的就業時間”。這兩個問題是對就業狀態的不同反映形式，前者強調的是時點數，即一定時點上的就業狀態；后者強調的是時期數，即一定時期中的就業狀況。

估計就業機會的樣本選擇的基本范圍為16至60歲的經濟活動傷口。失業的時點數中只包括工作或就業、待業青年、下崗職工和失業人員等情形，不包括離退休、內退、家務勞動者、在校學生、喪失勞動能力者和其他等情形，并將待業青年、下崗職工和失業人員等都視為失業（注：2002年調查問卷對家庭成員就業與身份狀況的問題選項的設計與以往有較大區別。該年的時點效失業狀況中包括工作或就業、下崗、離崗（或放長假）、失業、待業青年、高中畢業及以上的待分配和待升學者及其他非就業者，不包括離休、退休、喪失勞動能力者、提前退休、內退、家務勞動者、在校學生等，年齡范圍仍限定在16至60歲之間。失業的時期數根據年底就業（在崗）與失業成員的回答分別計算匯總，失業數包括年底就業人員選“部分時間失業”（513人）再加上失業人員對2002年就業時間的有效回答數（1148人）。將內退人員與家務勞動者排除在經濟活動人口范圍之外可能存有爭議，本文認為內退人員基本上相當于自愿失業人員，根據經濟活動人口的定義可以將他們排除；而在調查問卷中發現家務勞動者基本上都不回答全年就業狀況的問題。1995年問卷調查結果顯示445位家務勞動者中只有了位回答了全年就業狀況的問題；1999年問卷調查中的274位家務勞動者只有12位回答了全年就業狀況的問題，其中只有7個有效答案。2002年問卷中的454位家務勞動者只有1人回答了全年就業的問題。因此將家務勞動者排除在經濟活動人口之外是與我國的經濟環境、社會公眾的普遍認識相一致的。失業的時期數中包括“部分時間失業”與“全年失業”。

從1995年、1999年和2002年的就業狀況對比中可以看到，1999年的就業機會有了較大程度的下降；1995年的數據中雖然有過失業經歷的比例也較高，但在調查登記時點上的失業率并不高，這可能說明當時的再就業機會也較高，失業下崗在當時對居民并未構成實質性的影響。但1999年的數據中，時點與時期意義上的就業機會基本上是一致的、并且都較高，這就意味著再就業機會也較低，個人一旦失業則在短期內難以得到再就業。而2002年中，雖然時期數也高于時點數，但兩個數值仍都處于較高的水平，有失業經歷的人數仍在增加，時點意義上的失業率也較高。比較1999年與2002年的就業數字可以發現，這兩年的就業狀況并沒有得到根本改觀。宏觀經濟層面所表現出的持續的就業機會稀缺可能導致居民對未來收入的悲觀預期。

表4就業基本狀況（注：1999年的住戶調查樣本中包括兩種類型：來自于國家統計局樣本框的隨機抽樣和專門針對失業下崗家庭的調查。為了避免因選擇性偏差導致對失業率的高估，在計算1999年的就業狀況時，本文只選取了隨機抽取的樣本。）

資料來源：1995年、1999年與2002年的城鎮住戶調查資料。

由于計劃經濟的影響，人們長期對在公有制企業中的就業具有某種偏好。在國有企業中的就業不僅被視為身份與社會地位的象征，并且可以獲得比較穩定的收入。因此，國有企業與集體企業中的就業人數在從業人員總數中一直占有相當大的比重。盡管從改革開放以來，各種所有制成分都獲得了一定程度的發展，但在各類所有制中，國有企業中的就業人數依然占有較大份額。長期以來，國有企業對新增勞動力的就業也具有較大的貢獻率。

國有與集體企業內部開始剝離其社會職能，這也意味著原有的社會保障方式被打破，居民在原有體制下所可能得到的福利將為居民自身的實際支出所替代。因此，經濟轉軌過程中所出現的就業結構變化不僅影響居民的收入，同時也對居民支出的不確定性產生了重要影響。

但90年代以來，國有企業就業人數在總就業人數中的比重有了較大程度的下降，尤其是90年代的后半期。從表5中可以看出，1996年以來，國有企業對社會總就業的貢獻率一直小于0，在1998年甚至達到-2.431，同時，1998年開始還出現了國有企業就業人數的絕對下降。而集體企業則從1992年開始，對社會總就業的貢獻率就為負數，1998年為-1.126，也是從1998年開始集體企業的就業人數出現絕對下降。這一變化特征顯然與同時期中國有企業改革的基本舉措直接相關的。從所有制結構調整、國有企業改革的角度來看，這種變化特征或許正符合改革決策者的初衷，但是在國有和集體單位就業機會減少的同時卻沒有出現其他形式就業機會的相應增加。原有的就業機會在減少，卻沒有相應地增加新的就業機會，這兩種方向同時作用的結果是導致社會就業機會的整體性下降。

表5就業結構變化

注：X[，i，t]為各部門（指農村、城鎮；國有單位、集體單位、鄉鎮企業）在時期t的從業人員數；X[，t]為全國的年底從業人員合計。各年份中城鎮與農村的數值相加等于1，但國有、集體，鄉鎮企業的數值之和不等于1，因為按照后一種分類，還有許多未包括的部門。資料來源：《中國統計年鑒（2003）》。

3.支出結構變化，恩格爾系數的下降

改革開放以來，我國居民的恩格爾系數不斷下降。城鎮居民恩格爾系數由1978年的57.5％降至2002年的37.7％。城鎮居民的恩格爾系數變化的階段性特征表現為，在1978—1988年期間略有下降，最大值（1983年，59.2％）與最小值（1988年，51.4％）相差7.8個百分點，但在此期間有一定程度的波動；從1989年開始持續下降。恩格爾系數的整體變化趨勢是趨于下降。

恩格爾系數反映的是食物消費在總消費支出中所占的比重。根據恩格爾定律，隨著收入的增加，恩格爾系數將不斷降低。因此，在收入的增加與恩格爾系數的變化之間應該存在著負向關系。單純從恩格爾系數與城鎮居民人均收入的時間序列變化關系上看，這一期間，城鎮居民人均收入隨時間推移而增長，而恩格爾系數則隨時間推移而下降，因此在收入增長與恩格爾系數之間似乎存在著反向變動關系。將收入（或收入的變化量）作為解釋變量，恩格爾系數（或恩格爾系數的變化量）作為被解釋變量，回歸方程分別設定為：

ENG[，t]=βO+βY[，t]，△ENG[，t]=βO+β1△Y[，t]

其中，ENG[，t]、△ENG[，t]分別表示恩格爾系數絕對量及其變化量（一階差分），Y[，t]、△Y[，t]分別表示對數收入及其一階差分（收入含實際收入與名義收入）。如果恩格爾系數的下降主要是由于收入水平的上升所引起的，則回歸系數β[，1]＜0，并且回歸系數與回歸方程顯著在時間序列數據中，恩格爾系數與名義/實際收入的絕對量回歸中存在著自相關，因此我們也將恩格爾系數的一階滯后作為解釋變量。在絕對量回歸中，收入對數的符號為負（名義收入與實際收入的回歸系數分別為-1.309、-4.718）且較溪顯著，但由于這兩個變量都帶有趨勢性變化，因此可能存在“偽回歸”現象，即恩格爾系她的變化與收入的變化之間可能存在“共趨勢”現象；為此，我們對相關變量進行一階差分處理，但回歸結果表明，系數與回歸方程都不顯著，名義收入與實際收入的回歸系數分別為0.299、-2.081，但都不顯著，調整R2及F統計量都很低。整體而言，收入的變化對恩格爾系數的下降缺乏解釋力度。這也意味著，消費結構的變化可能并不是居民收入增加所誘致的結果，而可能是由于社會經濟結構轉軌強制作用的結果。在業已維持基本的生活需要的前提下，醫療保健、教育、住房支出的增加將迫使消費者不得不增加有關方面的支出而壓制食品消費支出，從而可能成為導致恩格爾系數下降的原因之一。

表6恩格爾系數與收入變化關系檢驗

注：方括號內是，統計量。***、**、*分別表示1％、5％、10％水平上統計顯著。

表7城鎮居民人均消費支出結構（括號內為所占消費支出總奉的比重，％）

資料來源：《中國統計年鑒（2001）》

消費支出構成的變化

在城鎮居民人均消費支出結構中，食品與衣著支出基本上呈下降趨勢，具有上升傾向的是醫療保健、交通通訊、娛樂文教和居住支出。在這四項中，醫療保健、娛樂文教和居住支出具有較強的制度變遷特征。醫療保險、教育體制與住房制度改革導致了這些支出的較大幅度上升，這些變化具有強制性特征，即居民不得不支出。

1990年—2002年期間，醫療保健支出在消費支出中的比重上升了3.55倍，2002年的醫療保健支出相對于1995年增加了2倍以上。2002年醫療保健支出的絕對數則是1995年的3.91倍，1990年的16.75倍，1985年的25.74倍。娛樂文教支出在1985年就占有較大的比重，但由于在統計上這一項所包含的內容較多、也較為繁雜，這一指標有可能掩蓋教育體制改革所導致居民教育支出增加的幅度。此外教育收費改革的起步時間也較早，所以在1985—2002年期間教育支出的增長幅度不很明顯。但即使是這樣，2002年娛樂文教支出的絕對數還是比1985年增加了15倍，比1990年增加了8倍以上。居住支出所占比重在1985—2002年期間也增加了1倍，絕對數增加了18倍。住房制度改革對居民支出的影響是顯然的。但這里的居住支出不包括居民的購房支出，只包括與居住相關的日常性支出，如房租、水電煤燃料等。

二、經濟轉軌對居民收入水平與穩定性的影響

從80年代開始，為了對企業職工形成有效的激勵與約束，提高國有企業的經濟效益，國家逐步對企業內的收入分配方式進行改革。但這種改革至少在現實中表現為如何通過增加某些職工的收入以對其工作積極性提供物質刺激，而不是減少職工收入對其行為施加一定的約束。1991年底，全國預算內國營工業企業虧損面達29.7％，虧損額達310億元，政府的規定仍僅限于虧損企業不能增加工資和發放獎金（注：白和金主編，《中華人民共和國經濟大事輯要》（1978—2001），第315頁，中國計劃出版社2002年版。）。國家對虧損企業的各種補貼仍至少能支撐職工基本工資的發放。職工仍基本上不存在因企業效應不佳而被解雇的可能，其基本工資與企業盈利能力的關聯性可能也不很密切，因此盡管這一時期中的企業盈利能力已經有所差異，但職工的基本收入仍是有所保障的。

對居民的收入真正形成逆向沖擊的或許是90年代中期國有企業改革開始采取新的措施。“抓大放小”與國有企業的戰略性改組使國有經濟在保持或強化其對國民經濟的控制力的同時，國有經濟的數量或規模有所下降。部分虧損國有企業被破產，留存的國有經濟內部也開始減員增效。1994年，國有企業開始試行破產制度，原有職工面臨著被解雇的可能。1997年，下崗分流、減員增效成為國有企業改革措施的重要方面。在企業改革的同時，國家機關與事業單位也采取了一些改革措施。國家機關精簡機構，事業單位也開始進行市場化改革。大量的冗員被釋放。新增勞動力的就業機會減少，現有的就業人員（勞動力存量）也面臨被解雇的可能。由于就業的不穩定性，居民收入的穩定性大大降低。

這些改革措施不僅導致居民就業機會下降，從而對居民收入水平產生逆向沖擊；而且對居民的支出也產生了沖擊。長期以來，無論是國有企業還是機關事業單位都對其職工承擔了許多社會職能。在計劃經濟體制下，只要在國有企業或機關事業單位中獲得了工作機會，不僅可以得到穩定的收入來源，更重要的是細致的保障制度可以使職工免除許多后顧之憂。衣食住行、生老病死的大部分（甚至全部）開支幾乎由工作單位包攬。

如果把公有制、國有經濟稱為體制內經濟，把非公有制經濟成為體制外經濟，那么從勞動就業的角度來看，90年代經濟體制改革的特點之一是體制外經濟的成長速度低于體制外經濟的收縮速度。這無疑將導致就業機會的銳減。此外，即使失業或下崗人員能夠得到再就業機會，就業的穩定性與收入水平都將受到較大程度的沖擊。

盡管存有爭議，但我們仍不可否認農民工向城市的大量轉移對城市勞動力市場的沖擊。農村經濟體制改革使得農村的勞動生產率得到提高，農村剩余勞動力得到釋放。在城鎮勞動力市場上，勞動力的供給顯著增加但勞動力需求卻沒有顯著提高。這將一方面導致工資水平受到下降的壓力，另一方面導致就業機會的進一步稀缺。

不僅就業機會在下降、在職職工的收入風險在增加。不僅個人隨時都存在被解雇的可能，由此將喪失獲取收入的機會，而且即使處于就業狀態，工資水平的剛性特征被逐步打破，個人從企業中所獲得的收入也將隨企業盈利能力的變化而變化，而在市場經濟條件下，企業的盈利能力同樣受到許多不可預測因素的影響。處于特殊狀態的個人的收入也在減少，例如年老退休人員、患有疾病或殘疾的人員等。在原有的體制下，這部分人的社會保障實際上由企業或工作單位提供。在企業效益欠佳、甚至虧損時，他們的收入將難以得到有效保障，新的社會保障體制建設顯然嚴重滯后。

在此過程中，政府也開始努力建立失業保險體制，試圖緩解因就業機會的減少而導致的居民收入水平下降，如失業救濟制度、最低生活保障線等。但至少在2003年之前，其效應并不十分明顯，就業形勢依然嚴峻、失業及低收入者缺乏有效的生活保障。

三、經濟轉軌對居民支出結構的影響

對居民的支出產生影響的主要措施大多也與企業改革相聯系。直接的原因表現在為了剝離企業的社會職能、增強其生存能力，使得低工資制度下的某些福利措施被逐步取消；間接的原因則表現為企業用人制度的變化導致了居民與企業（工作單位）之間的聯系變得較為松散，居民也無法再要求企業為其提供相應的社會服務，而只能通過增加自我支出進行彌補。

整個社會經濟體制的市場化也導致某些特殊行業的商品與服務價格的上升。醫療機構、教育部門等單位都以各種形式增加本單位的經費來源，其中的方式之一就是提高醫療費用、藥品價格或增加教育收費。在這一過程中，國家在撥款方式上將醫療機構劃為自負盈虧單位，并鼓勵學校的各種創收活動，實際上在政策導向上鼓勵（或默許）相關來源經費的迅速增長。

醫療保障制度、養老保險制度、住房制度以及教育制度等改革對居民相應的支出產生了重要影響。在原有的體制下，職工的醫療、養老以及住房基本上都由工作單位包攬，醫療費用由工作單位支出、退休人員仍可以獲得較高的退休工資（甚至高于在職工作人員）、住房通常也由工作單位無償或低價（低租金）供應。在改革過程中，這些福利被逐步取消，取消的方式既有直接的改革措施，如醫療包干等，也有間接的方式，如企業被破產兼并等。這些福利取消后，對居民所產生的影響是居民必須相應增加自我支出水平。

1.醫療保險體制改革與居民醫療支出的自我支付

醫療保障制度的改革不僅導致居民的實際醫療支出增加，居民還將自我承擔因個人健康、醫療費用等而造成的支出風險。在公費醫療制度下，個人雖然需要承擔疾病所導致的痛苦，但基本上無須承擔醫療費用的支出風險。醫療制度改革首先是使個人的醫療支出比例增加，公費比例不斷縮減，此外醫療服務的市場化又導致藥品價格、醫療費用的增長，這兩方面的醫療支出風險都逐步轉化為個人承擔。

在建國之初，我國建立了低貨幣工資、高福利保障的收入分配體制。就醫療保險而言，最顯著的特征表現為公費醫療制度。這種公費醫療制度并不是指由工傷而引發的醫療費用支出全部由國家或企業負擔，而是指職工因一般性疾病與非因工傷所導致的醫療支出由國家或企業負擔。所覆蓋的群體范圍也不僅僅局限于單位職工本人，還包括職工家屬。根據50年代初的勞動保險條例，職工在病假期間可以獲得一定數量的工資和疾病救濟費；治療費、住院費、普通藥費由企業負擔；貴重藥費、就醫路費、住院膳費由本人自理；供養直系親屬在企業醫療所、醫院、特約醫院免費診治，普通藥費由企業負擔一半。而實際上，個人可以通過各種手段使得醫療支出的自我支付部分大大低于規定的數量。在這種體制下，對城鎮職工基本上實行的是免費醫療制度，居民不存在醫療支出風險，相關的風險全部由國家或企業承擔。

對這種體制的改革可以認為經歷了兩種方式，一是對醫療費用管理體制的局部調整，但不從根本上打破由國家或企業承擔醫療支出風險的社會保障體制；二是將醫療支出的風險承受者由國家或企業轉向居民個人或家庭。第一種方式是與職工和企業之間具有穩定的組織形式相聯系。隨著市場化改革的深化，勞動力的流動性逐步增強，國有企業實施破產兼并重組等原因導致職工與企業的關系松散化，原有的社會保障機制所發生作用的渠道被打破，在新的醫療保險制度缺乏有效性的情況下，居民個人不得不自我承擔醫療支出風險（注：但我們很難發現有關取消公費醫療的直接措施，而只能間接地從建立和完善醫療保障體制中去推斷。）。

疾病風險的存在具有客觀必然性。在現代社會中，通常利用商業保險或社會保障等形式將此類風險在一定程度上予以化解，較為完善的保險體系使得醫療費用的居民自我支付部分因另一類型的原因導致下降（注：這是相對于公費醫療制度而言的。在公費醫療制度下，居民自我支付的醫療費用較低，這是由于國家或單位支付了相應部分；在醫療保險體制下，居民的低醫療支付則主要來自于個人所面臨的醫療支出風險在橫向或縱向范圍內被分散的結果。因此居民醫療費用的兩種下降形式是由不同的原因造成的。）。但遺憾的是，由于多種因素的影響，在原有的醫療保險方式被打破后，尚未建立起新的替代性機制（注：饒克勤指出，1993年至1998年期間，城鎮居民各種醫療保險的覆蓋面由53.73％下降至42.09％（見饒克勤：《轉型經濟與衛生改革——深化衛生改革的幾點思考》，載衛生部網站）。），醫療支出風險主要由居民個人或家庭承擔。

根據1988年、1995年、1999年和2002年的住戶調查資料，公費醫療的覆蓋范圍在不斷縮小。沒有成員享受公費醫療待遇的家庭比重在逐步增加。1988—1995年、1995—1999年期間，這一比例均分別增加了6.7和4.2個百分點。到2002年，大部分的家庭中已沒有享受公費醫療的成員，這一比重達到了62.71％。在原有的公費醫療范圍逐步縮小的同時，其他形式的醫療保險并沒有相應地增加。從全社會范圍來看，1995—1999年期間公費醫療的覆蓋面下降了6.73％，而醫療保險的覆蓋面則只增加了1.04％，替代公費醫療制度覆蓋面縮小的是自負醫療費的人口比重上升了5.69％，被排除在原有公費醫療體制之外的85％的人沒有醫療保障，需要自我承擔醫療支出風險。公費醫療的覆蓋面在2002年則只有21.28％，比1999年下降了約28個百分點。在這一期間，醫療保險的覆蓋面增加了18個百分點，而自負醫療費的家庭也上升了10個百分點。醫療保險的覆蓋面有了較大程度的提高，這可能是居民的風險意識增強、社會醫療保障體制發達程度提高的結果。

表8家庭中享受公費醫療的成員數分布

（注：①1988年的數字是根據問卷中“家庭中享受公費醫療的人數”計算得到的，其中有許多缺失值，在這里我們把這些缺失值作為0值看待，因此有可能高估沒有成員享受公費醫療的家庭的比重。但如果不這樣處理，這一比重為1.4％，顯然被嚴重低估。其他年份的數字都是根據個人享受的醫療保障情況按家庭匯總得到。）

資料來源：根據1988、1995、1999年的住戶調查資料整理。

表9醫療保險形式的覆蓋范圍（％）（按個人計算）

資料來源：根據1995、1999年的住戶調查資料整理。1988年數據中的醫療保險形式沒有類似的分類。

為了排除個人的身體狀況的差異對醫療支出增長的影響，說明因醫療保障制度變化導致醫療費用的個人支付比例的增長。我們分別考慮健康的和有疾病個人的人均醫療費用支出情況。（注：在1995年的調查問卷中沒有健康狀況評估的問題，我們把病假天數小于30天的個人視為健康，大于30天的視為有疾病。這樣，在1995年的樣本中，健康個人的比例為90.88％，有疾病的為9.12％。而1999年的健康狀況則根據個人的健康自評確定，健康的比例為91.21％，有疾病的為8.79％。1999年的健康狀況是根據“現在身體健康狀況”這一問題來識別的。2002年的健康狀況則根據“您今年是否曾經患有較為嚴重的疾病”識別。）無論是健康還是有疾病的個人，醫療費用中的自費比重都在上升。在1995年—1999年期間，人均醫療支出中的自費部分在增長而公費部分則在下降。特別是，比較健康個人與有疾病的個人可以看出，有疾病的個人的自費醫療費用部分的比重增長比健康個人更快，而公費部分的比重下降得也更快。2002年中，在未患嚴重疾病的個人的醫療費用構成中，自費部分已經高于公費部分；而在患有較為嚴重疾病的個人中，雖然自費/公費的比率比1999年略低，但比1995年則顯然高得多。一旦個人遇有疾病，主要的經費來源并不是醫療保障體制而是個人的自我支付。這也無疑增加了個人醫療支出中的不確定性。由此可見，醫療體制改革的一個結果是導致醫療支出風險的承受者由國家或單位轉向了居民個人或家庭，而社會性的風險分散機制的建立則明顯滯后，醫療支出的不確定性將構成家庭行為決策環境的一個顯著特征。

除了體制性的變化以外，還有一些導致醫療費用增長的一般性因素，如預期壽命的延長、因醫療技術進步導致醫療器械與藥品價格上漲、慢性病發病率的上升等。而我國正進入人口老齡化時期，這也將導致家庭醫療費用的增長，因為老年人的醫療支出需求相對較高。

表10人均醫療支出增長

資料來源：根據1988、1995、1999年的住戶調查資料整理。

衛生保健支出在GDP中都占有相當的比重。一般說來，在經濟發展程度較高的國家，這一比重也會相對較高。因此，醫療支出的增加及其相伴的支出風險并不僅僅是轉軌經濟所獨有的。但在經濟發達程度較高的國家中，衛生保健支出中的公共支出也將占有較高的比重。但個人支出的比重則可能因為各國的保險制度的不同而不同。從衛生保健支出占GDP的比重的國際比較中可以看出，我國的醫療支出水平仍然較低，在一定時期內，居民的醫療保健支出仍將呈現出增長的態勢。

2.教育機會的增加與教育費用的增長

教育制度的改革的主觀愿望在于力圖提高居民的受教育機會、增加教育的經費投入。原有教育體制的基本特點是，通過嚴格的篩選機制讓少數人接受更高層次的教育，個人所負擔的教育費用也較低。如果要增加居民受教育的機會，在公共教育支出有限的前提下，則必然要求增加私人的教育支出水平。

從80年代開始，中小學的學費等教育費用開始增長，90年代開始，尤其是90年代中期以來，高等教育所普遍實施的“并軌”使得高等教育的學費等教育費用支出迅速增長。1997年—1999年我國高等教育生均公共教育經費年均遞減5—6％，2000年普通高校平均學費比1994年提高了4.6倍（方凡泉，2003）。同時，由于教育機會的增加，篩選程序的簡化，也意味著個人接受教育的平均年限在延長，個人一生的教育總支出也在隨之增加。在市場化過程中，教育部門也在提高居民接受教育的費用。（注：此外，我們還必須注意到教育收費混亂對居民教育支出所造成的影響。2003年全國治理教育亂收費專項檢查共查出教育亂收費案件12634件，違規收費金額21.4億元。據稱，教育收費問題已經連續3年成為全國價格投訴頭號熱點。（見《人民日報》2003年12月24日第11版）。即使考慮到這些現象可能仍不能全面反映教育的全部實際支出情況，因為有關后勤服務的收費通常是以“公平交易”的形式出現的（但實際上交易的雙方并不處于平等的地位，有關部門完全可以憑借其壟斷地位收取高價），而這些支出將導致在校學生的相關生活支出大幅度上升，但從教育支出調查項目中難以得到反映，無論是調查者還是被調查者都極容易忽視該問題，在國家統計局的住戶調查資料中也沒有對該項內容予以專門反映。）根據住戶調查資料（表11）也可以看出，1995—1999年期間，各階段的教育費用都有相當大程度的提高，其中高等教育的學雜費及全部教育經費幾乎上升了一倍。

表11相同階段人均年教育費用比較（居民自我支付）

資料來源：根據1995年與1999年住戶調查資料整理計算。

作為教育體制改革的結果，各層次教育的升學率在大幅度提高，居民接受高等教育的機會增長尤為顯著。高等教育迅速地由精英型教育轉向普及性或大眾化教育。1999年開始的高校擴招與較大范圍內的教育產業化，則進一步擴大了居民接受高等教育的機會，相應的教育支出也有大幅度上升。從表12中可以看出，各層次教育的升學率在90年代都有大幅度的上升。1999年以來，高中的升學率上升幅度尤為顯著，此后一直保持在60％以上，2002年達到了83％，這就意味著對于大部分含有在校高中生的家庭來說，接受高等教育的開支將幾乎成為其近期內必然發生的支出項目。

表12升學率與教育經費構成變化

資料來源：根據《中國教育事業統計年鑒（2000）》，教育部教育發展司總第26期《教育統計公報》有關數據整理。

而與此同時發生的是，教育經費的公共投入比例顯著下降，不僅對教育的公共投入在教育經費中的比重顯著下降，公共教育支出在GNP中的比重也有所下降。在現有的教育投資體制下，教育經費公共投入的下降將只能由私人支出的增長來彌補。私人教育經費有兩種基本形式：學雜費與社會力量辦學。后者又有兩種可能，個人的捐資助學和私人投資辦學（注：個人捐資助學既包括個人對教育的捐助，但現實中也包括因考生分數不夠錄取標準或選擇學校而向招生學校支付的額外費用（后一種形式可能更為經常）；私人投資辦學指民辦學校等。）。學雜費與捐資助學支出的增長直接構成居民的教育支出增長。私人投資辦學比重的上升同樣也意味著居民教育支出的增加，因為這類學校是企業化運做的，不僅學校的經費幾乎全部來源于學生支付的費用（當然也許存在某些組織的捐款與贊助等），還試圖從中得到利潤，這些資金顯然也是來自于居民的私人教育支出。從表12中可以發現，教育經費中的財政撥款份額逐年下降，由1991年的84.5％下降至2001年的65.9％，下降了近20個百分點；學雜費份額逐年上升，由1991年的4.4％增加至2001年的16.1％，增長了12個百分點（注：財政撥款份額的下降與學雜費份額的增長之間還有一差額，從表面上看，這一差額可由教育投資渠道的多元化來解釋，即其他教育資金來源在一定程度上可以彌補公共教育經費的不足，但我們也應注意到，其中的相當一部分資金來源很可能最終仍轉化為居民的教育經費開支）。這兩種教育經費來源的增長率的比較則進一步顯示，學雜費的增長率遠遠高于財政撥款的增長率，1993年財政撥款的增長率只有19.1％，而學雜費的增長率則達到了98.4％，后者幾乎翻了一番。

根據公共教育經費占GNP的比重與各層次教育水平的入學率的國際比較，我們不難發現，我國的公共教育支出的比例相對較低，公共教育占GNP的比重由1980年的2.5％降低至1997年的2.3％，與我國這一輕微下降的特征相對應的是，其他國家的公共教育占GNP的比重都有所增加；跨國比較中我們還可以發現，中國公共教育占GNP的比重甚至嚴重低于低收入國家。同時各層次教育水平的入學率有了較大程度的提高，如1980年—1997年期間，小學與中學的凈入學率分別增長了16、7個百分點，高等教育的總入學率也由1980年的2％提高到1997年的4％。這兩種變化特征也可為這一期間居民教育支出增長提供間接證據。我們還應看到，由于我國高等教育入學率與世界上其他國家仍有一定差距，這可能成為擴大高等教育規模、提高高等教育入學率的理由。但國家教育投資傾斜于高等教育的做法已經受到了多方批評，在這兩方面因素的共同作用下，可以想見，居民為接受高等教育而發生的支出數量至少在短期內難以有下降趨勢，甚至仍會表現出明顯的增長。

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