基于收入分配差異模型的我國醫療保險公平性實證研究

趙奕鈞

（武漢大學社會保障研究中心，武漢 430072）

0 引言

醫療保險的公平性問題一直是廣大居民關注的熱點問題，我國的社會醫療保險制度的公平性不論是在國際比較還是在國內的研究中評價均非常低。2000年，在世界衛生組織進行的成員國醫療衛生籌資和分配公平性的排序中，中國位列191個成員國中的倒數第4位。國務院發展研究中心與世界衛生組織一同發布的研究報告《中國醫療衛生體制改革》指出，我國醫療保險制度的保障范圍窄，服務的公平性低。在三位一體的醫療保險構架中，城鎮職工基本醫療保險制度的覆蓋范圍僅限于企、事業單位以及民辦企業的職工和退休人員，而較高的繳費門檻使得關閉破產國有企業、中央和中央下放政策性關閉破產國有企業困難職工以及進城外來務工人員等排斥在制度范圍之外。城鎮居民醫療保險從2007年實施以來，雖參保人數逐年增加，但其待遇水平與城鎮職工醫保待遇相比仍差距明顯。相比而言，新型農村合作醫療制度在保障項目和報銷比例方面遠低于城鎮職工和城鎮居民醫療保險。同樣，醫療救助制度也存在諸多問題，2003年，我國的醫療救助基金占民政費用的比重為1.40%，2007年則為4.97%，然而我國的貧困人口基數大，如此慢的增長速度對于巨大的貧困人口數量來說只能是杯水車薪。從政府對醫療救助的支出水平來看，2005年國家民政部投入的醫療救助資金為8.9億元，而到2009年，我國城市和農村共投入醫療救助資金為93.9億元，短短4年時間翻了10番，從表面上看，投入增多了，其實不然。我國人口基數大，需要救助的人口基數甚至比有些國家人口還要多，中央撥付的醫療救助基金與地方政府財政補助應相配套，然而各地的經濟發展水平不同，因此在一定程度上會很難解決和滿足我國現階段需要救助的人口需求。總體而言，我國提出的全民醫保計劃保障人人平等享有基本醫療保險的目標還相差甚遠。

1 從收入分配差異的模型分析醫療保障制度公平性

1.1 模型的建立

1.1.1 收入分布與基尼系數的關系

在任意勞動力收入分布的狀態下，記勞動力收入為x，其概率密度為P（x），而它的平均收入為:

若收入的概率密度函數為1，則記為:

可支配收入處在y以下的勞動力人數占其勞動力總人數的比例為Z（y），表達式記為:

可支配收入處在y以下的勞動力的總收入占其勞動力總收入的比例為：

由（3）式和（4）式可以得知，它們均為單調連續函數，所以Z=F（y），則收入分配情況下的洛倫茲函數為：

而基尼系數表示的收入分配差異，則其數值記為：

1.1.2 兩類收入水平與總體基尼系數

r為收入的分界線，即能參與醫療保險與不能參與基本醫療保險的分界線，并將勞動力分為A、B兩類，收入高于r的勞動力的人群為a類，其勞動力人數記為nA，收入低于r的勞動力的人群為b類，其勞動力人數記為nB。收入分布對應的函數為PA（x）、PB（x）。兩類勞動力人群的基尼系數分別表示為（7）式和（8）式。

可支配收入處在y以下的勞動力人數占其總數的比例Z（y）為：

可支配收入處在y以下的勞動力總收入占其勞動力總收入的比例可表示為：

由上述表達式可知，總體的基尼系數為：

因為有：

所以：

（13）式表明兩類勞動力的人數比為nB/nA=φ，φ∈[0，+∞]；兩類勞動力的平均收入比例為xB/xA=δ，δ∈（1，+∞），則勞動力總體分配差異的基尼系數為：

由總體基尼系數的表達方程式易知，兩類勞動力的各自收入的分配狀況分別為GA、GB。而它們取決于勞動力人數比φ和勞動力的平均收入比例δ。假若φ=∞時，即兩類勞動力人群的收入均大于r，GT=GA；假若φ=0時，即兩類勞動力人群的收入均小于r時，GT=GB。接下來討論各種外部因素對總收入分配狀況的影響，最終有利于深刻的分析醫療保障制度均等發展的必要性。

1.2 分析

1.2.1 兩類勞動力內部收入分配差異對總收入分配差異的影響

兩類勞動力總體基尼系數方程式為：

若GA和GB越小，說明勞動力內部收入差異越小，若GA和GB越大，說明勞動內部的收入不均等。當φ2δ＜1時，表明低收入者的內部收入分配不均等對整體基尼系數影響較多，φ2δ＞1時，表明高收入者的內部分配不均等對整體基尼系數影響較多。若是平均分配的狀況下，則有GA=GB=0，表達關系式為:

1.2.2 兩類勞動力的相對平均收入對整體收入分配的影響

基尼系數表達式為:

若GB=1，GA＜1時，則有：

由此易知，B類勞動力內部的收入分配絕對不均衡，A類的收入分配相對均衡，但A類勞動力隨收入的增加而有利于增加收入分配的均等程度。

當GA、GB＜1時，則有：

兩類勞動力的內部收入的均等程度和它們的人數比例關系決定了兩類勞動力平均收入比例的變動對整體收入分配的影響。假若Φ較小時，也就是低收入者較多時，則A類勞動力人群與B類勞動力人群的平均收入之間的差異會增大，從而擴大了收入分配的不均等程度。假若Φ較大時，則A類勞動力人群與B類勞動力人群的平均收入之間的差異會縮小，從而減少收入分配的不均等程度。這表明兩類勞動力平均收入比例的變動與整體收入分配之間呈現倒U形的關系。Φ=(1-GA)/(1-GB)為轉折點，且出現轉折點時Φ與兩類勞動力內部收入的均等程度相關。

1.2.3 兩類勞動力人數比例與整體收入分配均等程度的影響

總體基尼系數的關系式為:

若GB=1，GA＜1時，則有：

由上述假設條件可知，B類勞動力人群收入處于絕對不均等狀況，而A類勞動力人群處于相對均等狀況時，高收入勞動力在總勞動力中所占份額擴大將減少收入差距的程度。若GB＜1，GA＜1時。則有[（Φδ+1）（Φ+1）]2＞0，最后形成一個二次函數，因為:

所以形成了開口向下的二次函數，因為:

所以二次函數為0時，Φ且只有一個根大于0，所以：

兩類勞動力平均收入分配的變動與兩類勞動力人數的比例呈現倒U形的關系，如果總的收入分配差異達到最大時，則兩類勞動力的比例為Φ0，有：

可見兩類勞動力的內部收入的均等程度與兩類勞動力的平均收入比例決定了轉折點Φ0的大小，若GA=GB=G是，則兩類勞動力內部收入的均等程度一樣，由：

上述表達式從勞動力的內部收入與相對平均收入兩個方面考量收入分配狀況的。影響收入分配狀況取決于勞動力的內部收入與相對平均收入水平。勞動力內部收入可能受職業資質的影響，而企業或者事業單位每個人群的職業資質又受教育水平、個人機遇等因素的影響，若低收入者越多，影響每個人的收入分配水平會越大，整體分配的均等性會變小，對于勞動力的相對平均收入而言，每個行業之間獲取的收入水平不同，并且同行業之間的規模大小并不是完全發展一致，因此就業的職業結構也會不同，若就業的職業結構差距較大，影響每個人的收入分配水平會越大，整體基尼系數也越大。

2 實證分析

2.1 變量及數據說明

本文采用了2001～2010年期間我國31個省、自治區和直轄市的數據進行實證分析。文中數據均來源于《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》和《中國衛生統計年鑒》。由于資料短缺，本文分析了城鄉居民平均每人全年家庭收入差距、城鄉居民醫療保健支出差距以及人均gdp等因素分別對參保公平性、衛生服務提供的公平、衛生服務利用的公平性的影響。參保公平性、衛生服務提供的公平、衛生服務利用的公平性分別由人群覆蓋面、醫療機構平均就診人數和診療率為代表作為被解釋變量。

2.2 描述統計

本文通過取對數再做差分運算，最終得出表1結果，列出醫療保險公平性及各變量的描述統計，結果說明了各變量在各省之間有較大差異，例如2001年西藏自治區的城鄉人均收入差距為5.60477，是此年的最大值，而江蘇城鄉人均收入差距是最小的，其最小值為1.94866，在2001年到2010年10年期間標準差大致呈現下降趨勢，表明人均收入差距的范圍波動有所縮小。醫療支出的差異非常大，其中醫療支出的最大值為西藏自治區2003年的14.5952，最小值為上海的1.81125。2007年以前，醫療支出差異均值呈現先增長后下降的趨勢，2007年之后開始出現下降勢頭。覆蓋率是衡量醫療保險公平性的重要指標之一，2007年以前，我國各地區之間的醫療保障覆蓋面差別較大，而2007年之后，我國醫療保障制度的公平性逐步提高，最大值和最小值的差距不斷縮小，均值是逐年上升的，標準差也以2007年作為分水嶺，2007年以前醫療保險的覆蓋面比較窄，從2007年起,覆蓋率突然升至0.726774,且之后幾年一直處于絕對上升狀態。診療率在十年期間基本處于上升態勢，但醫療機構的診療人次也有所變化，診療人數顯示了基本逐年下降。

表1 變量描述統計

表2 各變量之間的相關系數

進一步,我們分析各變量之間的相關性。如表2所示。從該表中可以得知，城鄉居民收入差距與診療率呈現正相關關系，相關系數為0.1755，與醫療機構平均診療人次是負相關關系，意味著城鄉居民平均每人全年家庭收入差距拉大使得診療率增加，而醫療機構人均診療人數減少。城鄉居民醫療保健支出差距與基本醫療保險覆蓋率和診療率均為負相關，相關系數分別為-0.3664和-0.3929，且都在顯著范圍內，這說明城鄉居民醫療保健支出差距水平的拉大會讓參保覆蓋率和醫療機構的診療人次縮小。人均gdp與基本醫療保險覆蓋率呈現正相關關系，相關系數為0.2071，表明人均gdp增大會使得醫療保險參保覆蓋面增加，參保人數增多。

2.3 模型構建

基于各變量的描述統計及相關性分析，本文構建如下面板數據模型應用STATA9.0分析收入分配變化對醫療保險公平性的影響：

Yit=m+srcjitβ1+ylcjitβ2+rjgdpβ3+εit

其中，Y代表醫療保險的公平性，i代表我國各省份，t代表時間，srcj代表城鄉居民每人全年家庭收入差距，ylcj代表城鄉居民醫療保健支出差距，rjgdp代表人均gdp，m為常數項，Eit為隨機撓動項,醫療保險公平性分別由fgl、zll以及jgpjrc為代表。Fgl為基本醫療保險覆蓋率,jgpjrc為醫療機構平均診療人次,zll為診療率即人口數與診療人次之比。

為了檢驗面板數據分析中的應該用固定效應模型還是隨機效應模型，本文采用Hausman檢驗，其結果表明，全國回歸結果模型三的p=0.0231，東部回歸結果模型一p=0.0600，因此，這兩個模型均采用隨機效應進行回歸處理，其余均采用固定效應模型。另外，2007年是我國醫療保障覆蓋面得到較大幅度提高的開局之年，新型農村合作醫療制度從2003年建立起實行，2006年全面推廣，加之此年開始實施了城鎮居民基本醫療保險制度，2007年黨的十七大報告將醫療作為六大民生問題之一，將醫療衛生事業作為構建社會主義和諧社會的目標之一，由此，為了讓最終得出的回歸結果更精準，本文考慮將2007年作為引入的虛擬變量。

2.4 實證結果及解釋

（1）從全國范圍來看，城鄉居民收入差距對診療率和醫療機構平均診療人次均不相關，但人均gdp對診療率和醫療機構平均診療人次的回歸系數均顯著，回歸系數分別為-2.646和2.585，意味著人均gdp越小，診療率越大，人均gdp越大，則醫療機構平均診療人次越多。在模型一中，城鄉居民醫療保健支出差距與本醫療保險覆蓋率的回歸系數顯著，但呈現負相關，說明城鄉居民醫療保健支出差距越小，基本醫療保險覆蓋率越大。

（2）從東部地區來看，人均gdp對醫療機構平均診療人次的結果是正相關的，其回歸系數為2.356，意味著人均gdp數量增長，則醫療機構平均診療人次就越多，因此可以說人均gdp對醫療機構平均診療人次具有促進作用。其他變量均不顯著。

（3）從中部地區來看，城鄉居民收入差距對基本醫療保險覆蓋率、診療率以及醫療機構平均診療人次均相關，其中，城鄉居民收入差距對基本醫療保險覆蓋率和醫療機構平均診療人次是正相關的，表明城鄉居民收入差距越大，則基本醫療保險覆蓋率和醫療機構平均診療人次也會增加。但城鄉居民收入差距對診療率是負相關，說明城鄉居民收入差距縮小使得診療率增加。另外，人均gdp對醫療機構平均診療人次的結果是正相關的，反映人均gdp數量增長，則醫療機構平均診療人次就越多。

（4）從西部地區來看，僅僅只有人均gdp對醫療機構平均診療人次是顯著的，其回歸系數為2.985，表明人均gdp數量增長，則醫療機構平均診療人次也就增多，其他變量均不顯著。

（5）在沒有加入虛擬變量時影響我國及各地區醫療保險公平性的因素與加入虛擬變量后得出的結論是不一致的，加入虛擬變量后虛擬變量顯著為正值，說明了2007年起我國醫療保險覆蓋率是顯著提升的，這對分析我國及東中西部醫療保險公平性具有非常重要的現實意義，也是影響我國醫療保險公平性的重要因素。

3 結論

醫療保險公平性問題是我國醫療保險發展的焦點問題，在收入分配模型中，整體基尼系數對我國醫療保險的公平問題影響深遠，對此，實現勞動力的內部收入與相對平均收入均等化對實現公平的醫療保險制度是有利的，提高企業或者事業單位每個人群的職業資質以及完善就業的職業結構機制具有重要的作用。

在實證分析的過程中，本研究利用我國各省的宏觀數據，分析影響我國醫療保險公平性的要素，其中包括城參保公平性、衛生服務提供的公平、衛生服務利用的公平性等，另外，將2007年各宏觀數據作為虛擬變量并將其引入到計量分析中，使其分離異常因素的影響，增加模型的準確性。數據表明，積極發展地區經濟，提高人均國民生產總值，縮小區域之間的醫療差距，同時，拉近中部地區的城鄉收入差距，逐步降低城鄉居民醫療保健支出差距，努力提高不同領域醫療資源均等化投入配置水平，為醫療保險公平發展提供支持。

表3 各省收入分配差異對醫療保險公平性的面板回歸結果

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