醫(yī)療需求釋放、患者道德風(fēng)險還是供方誘導(dǎo)需求??
——基本醫(yī)療保險類型轉(zhuǎn)換后醫(yī)療費用上漲的路徑研究

朱銘來 王恩楠

(1.南開大學(xué)金融學(xué)院 天津 300350)

(2.南開大學(xué)周恩來政府管理學(xué)院 天津 300350)

一、引言

2016 年1 月3 日，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》 (國發(fā)〔2016〕 3 號，以下簡稱《整合意見》)，明確提出整合城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(以下簡稱“城居保”) 和新型農(nóng)村合作醫(yī)療(以下簡稱“新農(nóng)合”)，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度，以進一步推進醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民公平地享有基本醫(yī)療保險權(quán)益。在促進社會公平正義、提高居民健康效益的同時，深入推動城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，為全面建成小康社會提供堅實的醫(yī)療保障基礎(chǔ)。《整合意見》 的實施，一方面擴大了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的覆蓋范圍，即對于依法應(yīng)參加職工醫(yī)保但存在困難的農(nóng)民工和靈活就業(yè)人員，按規(guī)定納入當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)居民醫(yī)保；另一方面，醫(yī)保待遇得到一定提升，即《整合意見》 提出整合后城鄉(xiāng)居民醫(yī)保政策范圍內(nèi)住院費用支付比例保持在75%左右，并要求逐步提升門診保障水平，以及縮小政策范圍內(nèi)支付比例與實際支付比例之間的差距。截至2020 年8 月，各省、自治區(qū)均已發(fā)布城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度整合的政策文件，逐步落實統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度建設(shè)任務(wù)。

隨著《整合意見》 的實施，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保覆蓋范圍和保障水平同步提升，同時在“不顯著增加個人繳費負擔(dān)”的明確要求下，醫(yī)保基金的運營壓力和財政負擔(dān)顯然會加重。國家醫(yī)保局統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2018 年除遼寧、吉林、安徽、海南、貴州、陜西、西藏等七省份繼續(xù)實行新農(nóng)合制度外，其他省市完成整合并且醫(yī)保基金收入和支出較上年的增長率分別為23.3%和26.7%；2019 年城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險基本完成整合后，基金收入與支出分別為8 451 億元和8 128.36 億元，較上年增長率分別為7.71%和14.23%。可見，在整合之后，醫(yī)保待遇提升與醫(yī)保范圍擴大引起醫(yī)保基金支出和收入的快速增加，而且基金支出增幅遠大于收入增幅，并遠高于2010—2016 年間合并前新農(nóng)合基金支出的平均增長率8.82%，而同時期新農(nóng)合基金人均籌資的平均增長率為24.48%。①此節(jié)數(shù)據(jù)根據(jù)《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》 計算。不難看出，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并前，新農(nóng)合人均籌資的增長率遠大于支出，而合并后則呈現(xiàn)出相反的態(tài)勢，長此以往，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保基金的可持續(xù)運轉(zhuǎn)將面臨巨大挑戰(zhàn)。

醫(yī)療保險是對潛在的健康風(fēng)險進行保護，是對其所帶來的福利收益與不對稱信息帶來的福利損失進行權(quán)衡，推進城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險制度的初衷是進一步促進社會制度公平和保障待遇均衡(Kowalski，2015)。因此，在整體提高居民基本醫(yī)療保障待遇的同時，也需避免因不對稱信息而導(dǎo)致的不合理醫(yī)療費用的增加。由于不對稱信息的存在，逆向選擇與道德風(fēng)險一直是保險經(jīng)營關(guān)注的重點內(nèi)容。Boone (2015) 提出由于社會基本醫(yī)療保障制度的強制性，消除了逆向選擇現(xiàn)象的同時卻加重了道德風(fēng)險的影響。在城居保與新農(nóng)合合并的過程中，居民基本醫(yī)療保險類型的轉(zhuǎn)換和保障待遇的提高，可能會使道德風(fēng)險問題更加凸顯。道德風(fēng)險除了可能來自于提升了醫(yī)保待遇的居民，也可能來自于醫(yī)療機構(gòu)，醫(yī)療資源供給增加與誘導(dǎo)需求均推動了醫(yī)療費用的上漲(王文娟和曹向陽，2016)。

基于此，本文研究貢獻包括以下三點:第一，現(xiàn)有研究大多針對已有的基本醫(yī)療保險對醫(yī)療支出的影響，而本文著重分析城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并前后，醫(yī)保收支增長率相反變化，以及醫(yī)保基金支出較以往更高速增長的原因，探究參保人在轉(zhuǎn)換醫(yī)療保險的過程中是否產(chǎn)生不合理的醫(yī)療費用增長及其來源；第二，在提高基本醫(yī)療保險待遇后，居民合理的醫(yī)療需求釋放與道德風(fēng)險均表現(xiàn)為醫(yī)療支出的增加，研究時二者往往難以區(qū)分，本文分別從理論和實證角度對二者進行辨別，為今后管理城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險提供理論和現(xiàn)實證據(jù)的支撐；第三，區(qū)別于以往國內(nèi)單獨研究醫(yī)療需求釋放、需方道德風(fēng)險和供方誘導(dǎo)需求，或兩兩結(jié)合的做法，本文在同一框架下漸進分析三者的存在性及影響因素，為今后推行和管理城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險制度、減緩醫(yī)療費用不合理上漲提供針對性的參考依據(jù)。

本文第二部分是關(guān)于道德風(fēng)險及其來源的綜述；第三部分則從理論的角度區(qū)分轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險類型過程中的醫(yī)療需求釋放和道德風(fēng)險，并提出研究假設(shè)；第四部分通過建立DID 和PSM-DID 等實證模型驗證在轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險類型的過程中存在道德風(fēng)險，并根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果初步判定可能來自于醫(yī)療服務(wù)的供給方；第五部分則是利用工具變量進一步確定道德風(fēng)險的來源及影響因素；最后是對全文的總結(jié)和建議。

二、文獻綜述

Arrow (1963) 和Pauly (1968) 根據(jù)不對稱信息建立并發(fā)展了道德風(fēng)險的相關(guān)理論，認為由于信息優(yōu)勢的存在且消費者不必支付所有的邊際成本，使得被保險人有過度消費醫(yī)療服務(wù)的動機，一定程度上將會導(dǎo)致醫(yī)療衛(wèi)生資源的浪費。自然實驗是檢驗醫(yī)療保險中道德風(fēng)險存在性的重要實證方法之一，在過去的研究中起到了關(guān)鍵的作用，Phelps 和Newhouse (1974) 以及Beck (1974) 都根據(jù)不同的自然實驗對健康保險中的道德風(fēng)險進行分析。其中，在早期有關(guān)醫(yī)療保險道德風(fēng)險的研究中，以美國1974 年至1982 年實施的蘭德健康保險實驗(RAND Health Insurance Experiment，RAND-HIE) 最為著名。該實驗隨機分配給家庭的健康保險計劃具有不同的共付率，在排除逆向選擇影響的同時，便于研究不同自付比例下居民對醫(yī)療服務(wù)的利用。包括Manning 等(1987) 在內(nèi)的眾多學(xué)者，據(jù)此得到一系列在健康保險中有關(guān)道德風(fēng)險的結(jié)論:Manning 等(1987) 認為隨著共付率的上升，患者醫(yī)療服務(wù)使用概率下降，且醫(yī)療服務(wù)價格彈性大約為-0.2，證明醫(yī)療保險中道德風(fēng)險的存在。盡管RAND-HIE 已經(jīng)過去三十多年，但其研究結(jié)論與后續(xù)的研究結(jié)果仍保持高度一致(Barros 等，2008；Nyman 等，2018)。近年來，有關(guān)道德風(fēng)險的研究逐漸轉(zhuǎn)向長期動態(tài)均衡和細究道德風(fēng)險來源及其不同來源所占比例等多個視角(Flinkelstein，2012)。

在社會基本醫(yī)療保險領(lǐng)域，有關(guān)不對稱信息的研究也非常豐富。由于不對稱信息能夠?qū)е履嫦蜻x擇和道德風(fēng)險兩種情形，因此單獨研究道德風(fēng)險的前提是消除逆向選擇的影響。本文主要分析社會基本醫(yī)療保險中的道德風(fēng)險，大部分研究認為逆向選擇不會發(fā)生于社會基本醫(yī)療保險當(dāng)中，道德風(fēng)險才是導(dǎo)致社會基本醫(yī)療保險效率降低的主要因素。例如，Krueger 和Kuziemko (2013) 利用美國患者保護與平價醫(yī)療法案(Patient Protection and Affordable Care Act，ACA) 頒布后，美國的參保人數(shù)尤其是未參保人群參保率的變化，分析討論ACA 實施后是否產(chǎn)生逆向選擇的現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)，由于大多數(shù)未參保人之前因貧窮和保險意識不足而未參保，所以該法案并不會導(dǎo)致逆向選擇的發(fā)生。Boone(2015) 研究后同樣認為，社會基本醫(yī)療保險可以最大程度上消除逆向選擇，但可能會進一步加重道德風(fēng)險。綜上，本文在研究不對稱信息在居民轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險中的作用時，僅專注于道德風(fēng)險，而忽略逆向選擇的影響。

本質(zhì)上，我國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險整合也是一次擴大基本醫(yī)療保險范圍和提高醫(yī)療保障待遇的改革，但現(xiàn)階段的相關(guān)研究目前仍停留在理論層面。與之類似，美國自2010 年啟動ACA，該法案除了個人強制保險、在各州建立保險交易所以及提高低收入人群的保障待遇，其中一項重要舉措為擴大保險范圍，包括擴展醫(yī)療救助、要求大公司為員工提供健康保險、允許未滿26 周歲的年輕人的保險由其父母的醫(yī)療保險覆蓋等。基于此法案的實施，大量關(guān)于擴大保險范圍、提高保險待遇與道德風(fēng)險之間關(guān)系的研究出現(xiàn)，大部分研究支持改革后出現(xiàn)道德風(fēng)險現(xiàn)象的結(jié)論(Antwi 等，2015；Jung 和Tran，2016)。當(dāng)然，也有學(xué)者認為保障范圍的擴張并未加劇道德風(fēng)險(Dillender，2015)。在ACA 頒布前后有關(guān)道德風(fēng)險的研究，為本文探析合并城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險過程中的道德風(fēng)險問題提供參考。

由于社會基本醫(yī)療保險范圍的不斷擴大，醫(yī)療開支不可避免地將持續(xù)上漲。為了進一步控制道德風(fēng)險的消極影響，在醫(yī)療保險中設(shè)置成本共擔(dān)機制，例如設(shè)置起付線和報銷比例，不失為有效措施之一(Arrow，1963；Pauly，1968；Feldstein，1973)。但是，上述措施有效的前提均為道德風(fēng)險來自于參保居民。與此同時，隨著醫(yī)療保險覆蓋范圍的不斷擴張，醫(yī)療機構(gòu)作為醫(yī)療服務(wù)供給方，其應(yīng)對策略也相當(dāng)重要。醫(yī)療機構(gòu)作為保險過程中的“雙向代理人”，不但在患者就醫(yī)過程中處于信息優(yōu)勢的一方，同時也是保險機構(gòu)支付的對象。醫(yī)療機構(gòu)存在為了獲取更多的保險支付或醫(yī)保基金，而增加不必要的醫(yī)療服務(wù)的動機(Arrow，1963)。Finkelstein (2007) 發(fā)現(xiàn)了醫(yī)療保險的實施在極大程度上增加了醫(yī)院開支，且超出了根據(jù)RAND-HIE 所計算出的病人需求彈性的可靠證據(jù)，說明醫(yī)院在醫(yī)療保險范圍擴張的過程中存在供給側(cè)的誘導(dǎo)需求。但上述觀點也存在爭議。Freedman 等(2015) 通過探究公共醫(yī)療保險的擴張與醫(yī)院調(diào)整技術(shù)水平?jīng)Q策之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，隨著醫(yī)療救助保險范圍的擴大，醫(yī)院對患者采取的治療技術(shù)沒有顯著變化，側(cè)面反映醫(yī)療機構(gòu)并未產(chǎn)生通過調(diào)整治療方案和技術(shù)以增加醫(yī)療開支的道德風(fēng)險。隨著我國醫(yī)療保障體系的不斷完善，部分學(xué)者也提出醫(yī)療機構(gòu)存在產(chǎn)生誘導(dǎo)需求的強烈動機，尤其在我國實行公立醫(yī)院藥品“零差率”政策后，醫(yī)療機構(gòu)為減輕收入來源緊縮的負面影響，將會增加醫(yī)療服務(wù)和技術(shù)的供給而獲得更高的利潤率(Fu 等，2018)。同時，我國各區(qū)域間的醫(yī)療資源分配不均，醫(yī)療資源豐富地區(qū)的醫(yī)療支出增加中也存在供給誘導(dǎo)的因素(鄭莉莉，2018)。因此，在推進城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度合并的過程中，確定是否存在道德風(fēng)險及其產(chǎn)生的來源，是科學(xué)制定與合理采取減少不合理醫(yī)療費用上漲、維持醫(yī)保基金可持續(xù)運轉(zhuǎn)方案的重要前提。

三、理論模型及研究假設(shè)

為分析在居民轉(zhuǎn)換為更高待遇的醫(yī)療保險類型后，醫(yī)療福利增加的同時是否產(chǎn)生了道德風(fēng)險，本文建立以下理論模型以區(qū)分正常醫(yī)療需求釋放、需方道德風(fēng)險和醫(yī)療服務(wù)提供方的誘導(dǎo)需求。首先，假設(shè)居民的效用函數(shù):

其中，Ct為居民的日常消費，Qt為居民醫(yī)療支出。設(shè)定居民的預(yù)算約束為:

其中，a為合并醫(yī)療保險后所帶來的報銷比例的增加幅度。該預(yù)算約束表明:假設(shè)居民總的預(yù)算約束Yt由居民日常消費Ct和醫(yī)療支出Qt組成，當(dāng)居民的基本醫(yī)保類型由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險后，其報銷比例增加幅度a將會使原本的醫(yī)療支出Qt減少aQt。

據(jù)此，居民效用最大化的一階條件為:

參照Jaegher 和Jegers (2000) 的模型設(shè)定，醫(yī)療機構(gòu)通過調(diào)整其診療行為和方式來最大化其利潤，其目標函數(shù)為:

其中，πt為醫(yī)療機構(gòu)的總利潤，At為醫(yī)療機構(gòu)面臨的運營壓力，Tt(Qt，At)為醫(yī)療機構(gòu)提供醫(yī)療服務(wù)所付出的總成本。因此，醫(yī)療機構(gòu)利潤最大化的一階條件為:

聯(lián)立居民與醫(yī)療機構(gòu)效用最大化的一階條件(3)、(4)、(6) 可得:

接下來，我們區(qū)分出在整合城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險過程中居民正常醫(yī)療需求釋放的情況。我們現(xiàn)在假設(shè)居民轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險類型后的最優(yōu)醫(yī)療支出為，而沒有轉(zhuǎn)換的最優(yōu)醫(yī)療支出為Q0，t。其中，為當(dāng)a≠0 時，等式(3) 和等式(4) 的解，Q0，t為當(dāng)a＝0時，等式(3) 和等式(4) 的解。若未合并城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險，而是直接對居民進行轉(zhuǎn)移支付，其轉(zhuǎn)移支付的金額與合并后的醫(yī)保基金支出相等，此時等式(2) 變?yōu)?

假設(shè)此時居民最優(yōu)的醫(yī)療支出為QY，t，由于居民的預(yù)算約束相對于a＝0 時有所放松，故QY，t＞Q0，t，QY，t-Q0，t即為正常的醫(yī)療需求釋放且符號為正。

當(dāng)然，我們還需判斷在整合城鄉(xiāng)基本居民醫(yī)療保險的過程中是否存在道德風(fēng)險，即分別分析醫(yī)療支出Qt直接受到a的影響和a通過改變醫(yī)療機構(gòu)運營壓力At進而對Qt的影響，也就是Qt(a，At)和At(a)。故只需判斷符號的正負，如果二者同時為正，即可證明在此過程中道德風(fēng)險的存在性。根據(jù)式(8) 可知，分子UC(Ct，Qt) ＞0，且分母第一項(1-a)UCQ(Ct，Qt) ＞0，第二項UQQ(Ct，Qt) ＜0，據(jù)此判斷，即居民的報銷比例變化程度a將直接增加醫(yī)療支出Qt。根據(jù)式(9) 可知，由于我們將醫(yī)療服務(wù)的價格標準化為1，則，同時。綜合均為正的結(jié)果可知，隨著上升的社會基本醫(yī)療保險報銷比例a的增加，總的醫(yī)療支出也會上升。

據(jù)此，我們提出本文的假設(shè)一:在轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險后，道德風(fēng)險也會使醫(yī)療支出增加。

在上述分析的基礎(chǔ)上，接下來本文分別利用上升的醫(yī)保報銷比例a對居民醫(yī)療支出和醫(yī)療機構(gòu)運營壓力At的影響，即符號的正負進而判斷道德風(fēng)險的來源。

同時，我們根據(jù)式(10) 結(jié)果判斷At如何受a的影響，正如我們上文所設(shè)定的，將醫(yī)療服務(wù)的價格標準化為1，使。因此，式(10) 分子大于1，由于分母和第一項也大于零，故整體。所以，當(dāng)社會基本醫(yī)療保險的報銷比例程度提高后，醫(yī)療機構(gòu)的誘導(dǎo)動機隨之增強。

據(jù)此，本文提出第三個假設(shè):在轉(zhuǎn)換社會基本醫(yī)療保險的過程中，道德風(fēng)險可能來自于醫(yī)療機構(gòu)，產(chǎn)生誘導(dǎo)需求。

四、基本醫(yī)療保險類型轉(zhuǎn)換后存在不合理醫(yī)療支出上漲的證據(jù)

(一) 計量模型

通過理論模型可知，分析道德風(fēng)險在轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險過程中存在性的關(guān)鍵在于上升的醫(yī)保報銷比例a和醫(yī)療支出Q。與之相對應(yīng)地，本文在實證中采用雙重差分模型(Difference-in-Differences Model，DID)，以是否轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險類型作為報銷比例替代a的變化，以居民醫(yī)療支出作為被解釋變量。具體地，以在2014—2016 年間由參加新農(nóng)合轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒓映蔷颖５木用褡鳛閷嶒灲M(Gi＝1)，以在此期間一直參加新農(nóng)合的居民作為控制組(Gi＝0)，以2014 年之前的時間作為基期(Dt＝0)，以2016 年之后作為實驗期(Dt＝1)，構(gòu)建計量模型如式(12)。本文設(shè)置Xi，t為控制變量，主要包括居民年齡、性別、婚姻狀況及教育年限等人口學(xué)特征；自評健康狀況、是否患有慢性病等健康狀態(tài)變量；是否飲酒、吸煙和預(yù)防性醫(yī)療支出等健康風(fēng)險意識變量；以及家庭支出、商業(yè)保險支出等家庭金融變量。ui和vt分別表示居民個體和時間固定效應(yīng)。由于使用雙重差分模型的前提是滿足平行趨勢假設(shè)，因此在構(gòu)建模型之前先以此樣本向前倒推至2012 年，構(gòu)建新的交互項檢驗可知，居民在2014—2016 年間變化其參保類型前，交互項對醫(yī)療支出無顯著影響，即平行趨勢假設(shè)成立。由于數(shù)據(jù)限制，樣本觀測時間較短，因此為進一步減少模型內(nèi)生性和排除轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型后居民醫(yī)療需求自然釋放對醫(yī)療開支增加的影響，本文后續(xù)采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM) 方法，通過對居民個體特征進行匹配，得到與實驗組基線特征相同的控制組，再采用DID，得到計量結(jié)果。

(二) 數(shù)據(jù)來源與變量描述

本文主要采用2014—2016 年間的北京大學(xué)中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS) 數(shù)據(jù)。經(jīng)過刪除缺失變量，整理得到2014—2016 年參保一致和2014—2016 年間轉(zhuǎn)換參保類型的居民總樣本數(shù)30 767 個。①因篇幅所限，本文省略了數(shù)據(jù)和控制變量的選擇依據(jù)、定義和描述性統(tǒng)計結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

(三) 實證結(jié)果

根據(jù)式(12) 所示的計量模型，本文分別以非住院醫(yī)療費用、住院費用和自付醫(yī)療費用作為被解釋變量，以一直參保新農(nóng)合的居民作為對照組，進行普通和加入雙向固定效應(yīng)的雙重差分分析，得到如表1 所示結(jié)果。從結(jié)果來看，在兩個DID 中，時間和組別的交互項均對住院費用和自付費用產(chǎn)生顯著的正向影響，而非住院醫(yī)療費用雖然也有所增加，但統(tǒng)計學(xué)意義上影響并不顯著。此結(jié)果說明在居民由參保新農(nóng)合轉(zhuǎn)為參保城居保后，由于城居保的保障待遇高于新農(nóng)合，居民住院費用和自付醫(yī)療費用均顯著增加。

表1 2014—2016 年農(nóng)合—農(nóng)合與農(nóng)合—城居雙重差分結(jié)果

上述結(jié)果雖然說明不同待遇的基本醫(yī)療保險對居民醫(yī)療費用的增加產(chǎn)生激勵作用，卻不能說明是居民正常的醫(yī)療需求釋放，抑或是道德風(fēng)險導(dǎo)致。為了進一步消除模型中的內(nèi)生性，同時分辨需求釋放與道德風(fēng)險，本文采用傾向得分匹配法進行后續(xù)分析。在控制組中找到與實驗組個人特征相似的居民進行匹配，除了年齡、性別、婚否和教育程度等人口學(xué)特征，還將自評健康、是否吸煙飲酒和預(yù)防性醫(yī)療衛(wèi)生支出、是否購買商業(yè)保險費用，以及家庭總支出等作為匹配變量，進一步控制居民自身健康狀況、健康意識和保險意識等在基本醫(yī)保類型變化對醫(yī)療費用影響中的作用。個人特征偏差由匹配前的14.8%降低至3.8%，使控制組樣本的基線特征極大程度地與實驗組吻合。①因篇幅所限，本文省略了平衡性檢驗的成果，感興趣的讀者可向作者索要。將匹配后的樣本進行雙重差分估計，得到如表2 前三列所示結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可知，經(jīng)過匹配后，時間和組別的交互項對住院費用、自付醫(yī)療費用仍有顯著的正向影響，而對非住院醫(yī)療費用的正向影響并不顯著，說明之前基礎(chǔ)雙重差分結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。同時，我們還能得到另一個重要結(jié)論:在居民人口學(xué)特征、健康狀態(tài)、健康風(fēng)險意識和家庭金融變量均相差無幾的情況下，轉(zhuǎn)變參保類型仍能夠顯著增加居民住院和自付醫(yī)療支出，說明基本醫(yī)療保險待遇提升后，除了釋放正常的醫(yī)療需求，還會促使居民在就醫(yī)過程中產(chǎn)生道德風(fēng)險，假設(shè)一得到驗證。

表2 2014—2016 年農(nóng)合—農(nóng)合與農(nóng)合—城居的PSM-DID 結(jié)果

(四) 穩(wěn)健性檢驗

1.替換控制組

為進一步檢驗上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將一直參加城居保的居民作為控制組，依舊將2014—2016 年間由新農(nóng)合轉(zhuǎn)為城居保的居民作為實驗組。如果相較于一直享受較高保險待遇的城居保居民，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型且之前參加新農(nóng)合的居民的醫(yī)療衛(wèi)生費用仍顯著增加，則能夠進一步確認上述結(jié)論的穩(wěn)健性，并合理懷疑醫(yī)療支出增長的原因中包含道德風(fēng)險。替換控制組的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與基準回歸結(jié)果保持一致②替換控制組的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。，進一步說明參保類型的轉(zhuǎn)換對居民增加醫(yī)療支出產(chǎn)生了一定的激勵作用。

同樣地，將實驗組與一直參與城居保的控制組進行一對一匹配后，依然得到交互項對住院費用和自付醫(yī)療費用有顯著影響①城居保居民一對一匹配后的DID 結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。，再次證明結(jié)果的穩(wěn)健性，說明醫(yī)療費用的增加來自于參保類型的轉(zhuǎn)換，且導(dǎo)致醫(yī)療費用增加的原因中包含道德風(fēng)險，而非僅僅是居民正常的需求釋放。

2.重復(fù)抽樣檢驗

為進一步檢驗PSM-DID 結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變實驗組在控制組中選擇匹配樣本的數(shù)量。由于一直參加新農(nóng)合的居民數(shù)量較多，原本匹配精度已較高，若過多地選擇匹配對象，可能影響結(jié)果的準確性。因此，進行穩(wěn)健性檢驗時采用一對二進行匹配后，再進行雙重差分分析，得到如表2 后三列所示結(jié)果。而相較于一直參加新農(nóng)合的居民，一直參加城居保居民的數(shù)量較少。為豐富選擇時的樣本數(shù)，穩(wěn)健性檢驗時采用一對四匹配。②城居保居民一對多匹配后的DID 結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。從一對多匹配結(jié)果來看，盡管改變了匹配數(shù)量，但居民參加基本醫(yī)療保險類型的變化仍會導(dǎo)致住院費用及自付醫(yī)療費用的顯著增加，說明基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較強，結(jié)論可靠。

五、道德風(fēng)險來自醫(yī)療服務(wù)提供方的證據(jù)

(一) 計量模型

本文已通過DID 和PSM-DID 的方法結(jié)合，確定在基本醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換后醫(yī)療費用上升的原因中包含道德風(fēng)險。進一步地，無論是DID 抑或是PSM-DID 的實證結(jié)果都表明居民住院費用顯著增加，而對于患者而言在門診、村鎮(zhèn)衛(wèi)生室和社會藥房等能夠更為便捷發(fā)生的非住院醫(yī)療費用并沒有顯著增加。同時，居民自付醫(yī)療費用也顯著增加，與最大化個人效用的理性選擇相悖。根據(jù)上述兩個原因，本文推測醫(yī)療費用的上漲可能是來自醫(yī)療機構(gòu)的供方誘導(dǎo)需求。

而在理論模型中，分析供方誘導(dǎo)需求的關(guān)鍵在于醫(yī)院運營壓力、保障待遇的提升和醫(yī)療支出的變化。因此，本節(jié)以居民醫(yī)療支出作為被解釋變量，以居民兩年間的參保類型作為核心解釋變量，建立如式(13) 所示的計量模型。其中，medicali，t表示不同時間居民的醫(yī)療支出，包括非住院醫(yī)療支出、自付醫(yī)療支出和住院費用，insi，t表示居民在不同年間的參保類型——一直參加新農(nóng)合的居民為0，由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城居保的居民為1，Xi，t為一系列的控制變量，包括人口學(xué)特征、健康特征變量、健康風(fēng)險變量和家庭金融變量等，εi，t為誤差項。

通過檢驗可知，居民參保類型具有一定的內(nèi)生性(檢驗后發(fā)現(xiàn)在1%水平下拒絕變量外生的原假設(shè))。為進一步剝離出保險類型中與醫(yī)療服務(wù)提供方有關(guān)的部分，并與理論模型相契合，本文需要采用能夠反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源與醫(yī)院運營壓力的工具變量。據(jù)此，我們根據(jù)問卷中的居民看病機構(gòu)、對看病點條件的滿意度和看病點醫(yī)療水平等三個問題，以區(qū)縣為單位，剔除樣本居民本人回答后計算得到的均值，利用主成分分析方法，構(gòu)建能夠綜合評定當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的變量。選擇其作為工具變量的理由如下:第一，該變量能夠綜合反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的豐富度，除了能夠反映各區(qū)縣醫(yī)療機構(gòu)的運營能力及收入壓力外，剝離出醫(yī)療費用增加中與醫(yī)院誘導(dǎo)需求有關(guān)的部分，同時還與居民參保情況有關(guān)，二者均在一定程度上反映了當(dāng)?shù)蒯t(yī)療保障能力，在理論上滿足與核心解釋變量之間的相關(guān)性要求。第二，該區(qū)縣其他人對當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度的評價與居民個人醫(yī)療支出及居民人口學(xué)特征變量、健康狀況、健康風(fēng)險偏好等因素均無關(guān)，滿足工具變量外生性的假設(shè)。通過統(tǒng)計學(xué)檢驗表明，本文構(gòu)建的各區(qū)縣醫(yī)療資源豐富度作為工具變量是有效的。①工具變量的統(tǒng)計檢驗請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

(二) 實證結(jié)果

在消除內(nèi)生性之后，本文進一步分析參保類型與醫(yī)療費用間的因果關(guān)系，得到如表3 所示結(jié)果。從結(jié)果來看，相較于一直參加新農(nóng)合的居民，由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城居保居民的自付醫(yī)療費用和住院費用均顯著提高。值得注意的是，在剝離出當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度與醫(yī)療機構(gòu)經(jīng)營壓力后，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對居民醫(yī)療費用影響幅度增大，在此做出解釋:當(dāng)排除是否轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險類型對住院和自付費用中居民的理性認知、地區(qū)藥占比指標控制等對醫(yī)療費用降低的混雜影響后，僅保留醫(yī)院運營壓力對居民醫(yī)療費用的正向影響時，會使得轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對結(jié)果的影響更加突出。

表3 轉(zhuǎn)換參保保險類型對醫(yī)療支出影響

上述結(jié)果提供了轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險過程中的道德風(fēng)險產(chǎn)生于供給方的證據(jù)。第一，原本參保類型為新農(nóng)合而轉(zhuǎn)為城居保的居民大多數(shù)來自于農(nóng)村，即便其有改變基本醫(yī)療保險類型而使自己的保障待遇提高的模糊意識，但對醫(yī)療保險的認知仍普遍弱于專業(yè)的醫(yī)生。而且，區(qū)別于普通的消費行為，在診療過程中患者的處方最終由醫(yī)生決定，就診過程中醫(yī)生所用的電子醫(yī)療數(shù)據(jù)庫能夠顯示出居民的參保類型，由此可能產(chǎn)生供給方誘導(dǎo)需求。第二，住院費用因保險類型的轉(zhuǎn)變而顯著增加，而更為便捷發(fā)生的非住院醫(yī)療費無顯著變化，這一結(jié)果更能佐證上述觀點。雖然門診報銷的起付線低于住院費用，但患者住院更易達到起付線。更重要的是，一般門診報銷比例在50%—60%，而住院費用的報銷比例大多在70%—85%，部分地區(qū)的退休人員和在一級或二級醫(yī)院就診患者的住院報銷比例甚至在90%以上，住院報銷比例遠高于門診。因此，部分地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)供給方會以發(fā)熱等輕病癥和檢查項目等也以可報銷，且二者的報銷比例高等理由推薦住院，進而增加住院費用并產(chǎn)生供給方誘導(dǎo)需求。第三，自我國醫(yī)療衛(wèi)生體制改革以來，我國醫(yī)療資源逐漸豐富，醫(yī)院規(guī)模、病床數(shù)等有了極大的提升，“缺醫(yī)少藥”的現(xiàn)象逐漸緩解的同時，由于醫(yī)療資源分配的不均，醫(yī)療資源過剩和投入冗余等現(xiàn)象在部分地區(qū)出現(xiàn)。例如，徐俐穎等(2020) 和王奕然等(2020) 分別得到長江經(jīng)濟帶和重慶市等均存在醫(yī)療資源產(chǎn)出不足、投入過剩和現(xiàn)有資源利用不充分的結(jié)論。與之相伴的是，冗余的醫(yī)療資源投入使得醫(yī)院日常運營成本逐漸提高，在采用代表醫(yī)療資源和運營壓力的工具變量進行兩階段最小二乘時，剝離出醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換對醫(yī)療支出的影響中與醫(yī)療資源豐富度相關(guān)的部分，住院和自付費用顯著增加的結(jié)果表明確有供給方誘導(dǎo)需求的證據(jù)。綜上，拒絕理論部分提出的假設(shè)二，接受假設(shè)三。

(三) 穩(wěn)健性檢驗

1.替換樣本

為驗證居民轉(zhuǎn)換保險類型后，其醫(yī)療費用的上漲主要來自于供給方誘導(dǎo)需求，此處將一直參加新農(nóng)合的居民替換為一直參加城居保的居民。如果消除內(nèi)生性之后轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對居民醫(yī)療費用上漲的影響仍然顯著，則說明在上述基準回歸中，得到的道德風(fēng)險來自醫(yī)療服務(wù)提供方的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。①替換樣本的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。根據(jù)結(jié)果可知，加入工具變量后，醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換對居民的住院費用和自付費用均有顯著的正向影響，而對非住院醫(yī)療費用影響不顯著，說明醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換過程中道德風(fēng)險來自供方的結(jié)論較為穩(wěn)健。

2.替換工具變量

在第五部分的基準回歸中，我們使用主成分分析構(gòu)建居民所在區(qū)縣的醫(yī)療資源豐富度的新變量作為工具變量。在穩(wěn)健性檢驗中我們直接選用問卷中居民的就醫(yī)滿意度來反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度和醫(yī)院的運營壓力，理論上作為工具變量的相關(guān)性和外生性的解釋同上，此處不再贅述。②新工具變量的統(tǒng)計學(xué)檢驗結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。根據(jù)結(jié)果可知，消除內(nèi)生性后，轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險對居民住院和自付費用均有顯著的正向影響，說明基準回歸結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

(四) 異質(zhì)性分析

1.消費水平

不同經(jīng)濟和生活水平的居民具有不同的醫(yī)療需求，經(jīng)濟水平較高的居民可能對于健康更加重視，健康的邊際效用大于金錢的邊際效用，從理性的角度不會以健康為代價換取經(jīng)濟收益，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型后提高的報銷待遇對其吸引力并不高。為探究不同家庭經(jīng)濟水平的居民在就醫(yī)過程中面臨的誘導(dǎo)需求及其影響有何不同，本文將居民按照家庭總消費支出的均值將樣本劃分為高家庭消費支出水平和低支出水平兩個子樣本，分別進行回歸。③消費水平的異質(zhì)性分析結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。結(jié)果表明，轉(zhuǎn)換社會基本醫(yī)療保險類型主要對家庭經(jīng)濟水平較低居民的住院醫(yī)療支出產(chǎn)生顯著的影響，而對家庭消費水平較高居民的各項醫(yī)療支出影響不明顯。根據(jù)之前的分析，相較于門診的保障待遇，住院費用的報銷比例較高，在就醫(yī)過程中對于經(jīng)濟水平較低的居民可能更具吸引力。因此，轉(zhuǎn)換醫(yī)療保險類型后，對于低家庭消費水平的居民而言，醫(yī)療報銷費用邊際效用更高，使其更易受到由醫(yī)療服務(wù)供給方產(chǎn)生的誘導(dǎo)需求的影響(Chandra 等，2014)。

2.教育程度

盡管在居民就醫(yī)過程中存在信息不對稱，醫(yī)生作為代理人具有更全面的信息，進而對患者產(chǎn)生誘導(dǎo)需求。但是，這種信息優(yōu)勢也會根據(jù)居民受到的不同教育水平而不同，接受較高水平教育的居民對不同信息的判斷力會影響醫(yī)生的誘導(dǎo)需求及其后果的強弱。因此，本文根據(jù)居民接受的不同教育水平進行分類，將接受初中及以下教育的居民劃分為低學(xué)歷，而將初中以上學(xué)歷的居民劃分為高學(xué)歷。①受教育水平的異質(zhì)性分析結(jié)果請見《經(jīng)濟科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。根據(jù)回歸結(jié)果可知，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對受教育程度更高的居民的醫(yī)療支出沒有顯著影響，即其面對的誘導(dǎo)需求較少或其效果不明顯；而轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型使受教育水平較低居民的住院醫(yī)療費用顯著增加。因此，與之前的分析相一致，低學(xué)歷居民在就診過程中更易受到因信息不對稱而產(chǎn)生的負面影響，更容易被誘導(dǎo)而產(chǎn)生不合理的醫(yī)療需求，一定程度上浪費了醫(yī)療資源并損害了自身的經(jīng)濟效益。

六、研究結(jié)論與政策建議

為深入探析我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)保費用上漲的原因，本文通過建立理論模型，對城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并過程中是否存在不合理的醫(yī)療費用上漲，及其上漲原因提出相應(yīng)的研究假設(shè)。隨后，本文利用2014—2016 年CFPS 數(shù)據(jù)，借助DID 和PSM-DID 模型進行實證檢驗，得出城鄉(xiāng)居民醫(yī)保整合過程中的醫(yī)療費用上漲，是由道德風(fēng)險導(dǎo)致而非僅僅是居民自然的醫(yī)療需求釋放的結(jié)論，假設(shè)一得到驗證。同時，根據(jù)實證結(jié)果中，居民自付醫(yī)療費用和住院費用上升，而非住院費用無顯著變化的現(xiàn)象不符合個人理性，本文判斷后認為制度整合過程中的道德風(fēng)險可能主要來自于醫(yī)療服務(wù)供給方。據(jù)此，本文構(gòu)建能夠代表當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源和醫(yī)療機構(gòu)運營壓力的工具變量，通過回歸和二階段最小乘模型，得到制度合并過程中的道德風(fēng)險的確來自醫(yī)療服務(wù)提供方的結(jié)論，因此拒絕假設(shè)二，接受假設(shè)三。進一步地，在對上述兩個基本結(jié)論均進行穩(wěn)健性檢驗的基礎(chǔ)上，根據(jù)居民的家庭消費水平和受教育程度進行分組回歸發(fā)現(xiàn):相較于高經(jīng)濟水平和高學(xué)歷的居民，低經(jīng)濟水平和低學(xué)歷居民分別因經(jīng)濟激勵的邊際效用更高和辨別信息的能力較差，更易受到醫(yī)療服務(wù)供給方道德風(fēng)險的影響。

針對上述研究結(jié)論，本文提出以下參考性建議:

首先，針對不合理的醫(yī)療費用上漲主要來自于醫(yī)療服務(wù)供給方的結(jié)論，在今后運行和管理城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險時注重醫(yī)院動態(tài)指標設(shè)定、醫(yī)師職業(yè)道德培養(yǎng)以及處方隨機審核，同時加速醫(yī)保支付機制改革，有效控制由醫(yī)院導(dǎo)致的醫(yī)療費用不合理上漲。其次，合理地對醫(yī)療機構(gòu)固定成本進行補貼，尤其此時處于疫情時期，部分專科醫(yī)院及小型醫(yī)院面臨較大的運營壓力，衛(wèi)生管理機構(gòu)可根據(jù)當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的實際情況，對醫(yī)療機構(gòu)進行適當(dāng)?shù)呢斦a貼，避免醫(yī)院將運營成本轉(zhuǎn)嫁至患者身上。上述兩方面的舉措分別從監(jiān)管和鼓勵的雙重角度，減少由醫(yī)療機構(gòu)導(dǎo)致的誘導(dǎo)需求，減輕患者就醫(yī)的經(jīng)濟負擔(dān)，有利于真正實現(xiàn)合并城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度的根本目的——促進社會醫(yī)療公平，提高患者醫(yī)療保障待遇。最后，根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果，從居民自身的角度，提出其應(yīng)對醫(yī)療機構(gòu)誘導(dǎo)需求的建議:除了加大對基本醫(yī)療保險的宣傳力度和范圍、提高居民對城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險的認知、減輕醫(yī)療機構(gòu)對低消費水平居民的誘導(dǎo)需求影響外，還可以加強基本的健康常識教育，增強居民自我健康認知，降低醫(yī)療機構(gòu)的誘導(dǎo)需求對受教育水平較低居民的負面影響。