城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度政策效果的DID實證分析

曹翔宇，王茵田

(1.清華大學(xué) 新雅書院，北京100084；2.清華大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100084)

改革開放以來，我國的社會醫(yī)療保險制度進行了多輪改革。國務(wù)院1998年制定出臺了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(以下簡稱“職工醫(yī)保”)的政策，在2003年開展了新型農(nóng)村合作醫(yī)療(以下簡稱“新農(nóng)合”)試點，并在2007年完成了城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(以下簡稱“城居保”)的制度建設(shè)，基本達到了人員全覆蓋。自此，我國進入了全民醫(yī)保時代。但是，這三種基本醫(yī)療保險在參保、統(tǒng)籌、籌資和報銷等機制上都有較大差距，在保障待遇上存在一定程度的不平等。為切實保障城鄉(xiāng)居民公平利用醫(yī)療資源，國務(wù)院于2016年出臺了《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》，從覆蓋范圍、籌資政策、保險待遇、醫(yī)保目錄、定點管理和基金管理六個層面，實現(xiàn)了居民醫(yī)保制度統(tǒng)一。改革后，原“城居保”和“新農(nóng)合”合并為“城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險”，城鄉(xiāng)居民在公共醫(yī)療保障上同等出資、同等報銷。那么，一體化的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對全面脫貧、建成小康社會究竟有多大的意義？并軌后的醫(yī)保政策是否能有效地減輕居民醫(yī)療負擔，并進而避免因病致貧的情況發(fā)生？筆者試圖從居民醫(yī)療負擔、貧困脆弱性等角度切入，通過實證分析進一步探討城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌的影響，并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度的全面落地實施提供評估參考和改進建議。

一、政策概述

為了便于理解，我們對城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度的異同之處作如下的比較分析。

(一)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的比較

新農(nóng)合門診待遇水平高于城鎮(zhèn)居民醫(yī)保，主要讓農(nóng)民在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院報銷更多，起付線低，在城里的醫(yī)院報得相對少些；城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險住院及門診大病待遇要高于新農(nóng)合，在大醫(yī)院報銷比例稍高一點，起付線比新農(nóng)合稍高，保費也多一些。

(二)城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的比較

職工醫(yī)保通常由單位和個人按月繳納、共同承擔保費。繳費后，可在下一個月享受該醫(yī)保待遇。靈活就業(yè)人員以個人身份參保。職工醫(yī)保的保費的范圍通常是上年度本市職工平均工資的60%～300%，一般是上千元。該醫(yī)保會建立個人醫(yī)保賬戶，每月可注入醫(yī)保金，年齡不同，注入比例也不一樣,可以去藥房買藥、門診看病等。

城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的所有保費均由個人承擔，費用一年一繳。居民需要每年下半年到當?shù)厣鐓^(qū)或村委會辦理接下來的參保手續(xù)，即可在次年繼續(xù)參保。保費通常是定額或者按當?shù)厝司芍涫杖氲囊欢ū壤杖。ǔＲ粌砂僭３青l(xiāng)居民醫(yī)保沒有個人賬戶，社保卡也沒有醫(yī)保金的注入。

(三)關(guān)于異地結(jié)算、報銷的政策

城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險在異地可以報銷，但是需要滿足三個條件：在參保地按時參保并在待遇享受期內(nèi),在參保地領(lǐng)取社會保障卡并激活,在參保地進行異地就醫(yī)備案。因此要求較為復(fù)雜嚴格。新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險需要經(jīng)過參保地批準，攜帶相關(guān)證明，才能到指定報銷醫(yī)院的醫(yī)保結(jié)算窗口進行報銷。而城鄉(xiāng)醫(yī)保制度統(tǒng)一后，異地就醫(yī)的住院費用直接結(jié)算，并且還實現(xiàn)持卡結(jié)算功能，還能參與跨省報銷。

二、數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)，此項調(diào)查是由北大國家發(fā)展研究院主持、北大中國社會科學(xué)調(diào)查中心與北大校團委共同開展的大型調(diào)查項目。項目范圍包括28個省(自治區(qū)、直轄市)的150個縣、450個社區(qū)(村)。調(diào)查內(nèi)容包括個人基本信息、家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟支持，健康狀況、體格測量，醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療保險，工作、退休和養(yǎng)老金，收入、消費與資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等。

CHARLS收集了一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，給本研究提供了極大的便利。更重要的是，在CHARLS有關(guān)參合醫(yī)保類型的調(diào)研問卷中，有專門針對“居民醫(yī)保”(即新農(nóng)合、城居保合并后的醫(yī)療保險)的問題，對于研究城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度提供了直接、便利的數(shù)據(jù)支持。因此，本研究通過在CHARLS數(shù)據(jù)庫中選取2015、2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)開展。使用這兩期數(shù)據(jù)的原因是，在2016年國務(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》之前，一體化政策只是在一些地方進行試點，隨后才開始推行全國范圍內(nèi)的改革。所以，選取該節(jié)點前后的數(shù)據(jù)便于進行對比分析。

三、城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對居民醫(yī)療負擔的影響

(一)模型說明

在衡量居民的醫(yī)療負擔時，我們選擇了過去1年居民自付醫(yī)療費用比例、過去1年居民自付醫(yī)療費用對數(shù)值和預(yù)期的貧困脆弱性(VEP)作為衡量指標。前兩個指標由CHARLS數(shù)據(jù)庫直接計算得出，第三個指標即預(yù)期的貧困脆弱性(VEP)的模型構(gòu)建如下。

貧困和脆弱性是一枚硬幣的兩面。貧困是對居民家庭福利狀況的事后反映，表明了居民家庭缺乏必要生活資料的狀態(tài)；脆弱性是對未來居民家庭福利狀況的事前預(yù)測，估計了福利水平在未來經(jīng)歷損失的概率。對脆弱性的預(yù)測可以很好地衡量政策對社會福利水平的影響，從而引導(dǎo)政策調(diào)整以降低未來的貧困發(fā)生率。因此，將貧困和脆弱性兩個高度相關(guān)又存在差別的概念結(jié)合在一起，得出了貧困脆弱性(Vulnerability to Poverty)的概念。

預(yù)期的貧困脆弱性(Vulnerability as Expected Poverty，VEP)是指個人或家庭在將來陷入貧困的可能性。Chaudhuri等給出的預(yù)期的貧困脆弱性的定義式為：

V

E

p

c

F

c

(1)

其中V表示在t時期家庭h的貧困脆弱性，c表示家庭h在t+1時期的收入水平或者消費水平，在本文中我們將其看作收入水平，p(c)表示貧困指標，在本文中使用貧困評估中最常用的FGT(Foster-Greer-Thorbecke)貧困指數(shù)(Foster等，1984)，F(xiàn)(·)表示累積分布函數(shù)。

FGT貧困指數(shù)構(gòu)建如下：

(2)

其中,z是一條提前確定的貧困線，α取整數(shù)，當α=0時貧困指數(shù)表示貧困發(fā)生率，α=1時貧困指數(shù)表示貧困的深度，α=2時貧困指數(shù)表示貧困的強度，在本文中取α=0。

將式(2)代入式(1)中，得到本文貧困脆弱性的定義式：

V

E

p

c

F

c

(3)

確定收入水平的分布。Chaudhuri對印度尼西亞貧困脆弱性的研究，Christiaensen和Subbarao對肯尼亞農(nóng)村家庭貧困脆弱性的研究，都對收入水平作了符合對數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)。本文的研究對象主要是45歲及以上中老年人，樣本平均年齡在55歲以上，屬于中低收入水平人群。根據(jù)Singh和Maddala的研究，對低收入人群的收入分布，最適合的分布假設(shè)是對數(shù)正態(tài)分布。基于以上考慮，本文使用對數(shù)正態(tài)分布來擬合家庭未來收入。

用回歸的方法估計家庭未來收入的均值和方差。在任何一個時期，一個家庭的收入(消費)水平受多種因素影響，因而很難找到一個可行的理想模型將所有可能的影響因素完全包含在內(nèi)。參考Chaudhuri給出了的相對簡化的模型，結(jié)合CHARLS數(shù)據(jù)庫包含的變量數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建以下模型來預(yù)測未來收入：

lnC=Xβ+e

(4)

其中，C為預(yù)期收入，X表示影響家戶收入的一系列控制變量，e為擾動項。由此也可以得出未來收入的預(yù)測均值為：

(5)

e

X

θ

ε

(6)

由此得出未來收入方差的預(yù)測值：

(7)

由于我們將未來收入水平作了符合對數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)，因此將式(5)和式(7)所得均值和方差代入式(3)中，可以用正態(tài)分布累計密度函數(shù)得出樣本的貧困脆弱性為：

(8)

其中，z表示為貧困標準線。本文采用世界銀行提出的1.9美元/天作為貧困標準。以樣本采集年份的平均美元匯率計算，2015年的貧困標準線為4 320元/年，2018年的貧困標準線為4 600元/年。

DID回歸模型的構(gòu)建如下：

Y

β

β

Year

Treat

β

Year

β

Treat

θX

η

(9)

其中，Y為因變量，即個人過去1年自付費用比例、過去1年自付醫(yī)療費用的對數(shù)值和貧困脆弱性，Year為時間虛擬變量(2015年取值為0，2018年取值為1)，Treat為分組虛擬變量(實驗組取值為1，對照組取值為0)，X表示控制變量，η表示期望為零的隨機擾動。根據(jù)DID模型，交互項的回歸系數(shù)β是我們關(guān)注的核心結(jié)果，代表了醫(yī)保并軌對居民就醫(yī)負擔的影響方式及效果。

(二)數(shù)據(jù)與變量

在衡量居民醫(yī)療負擔時，個人支付的醫(yī)療費用和報銷比例是重要指標，因此我們對CHARLS數(shù)據(jù)庫進行處理，得到個人過去1年醫(yī)療總費用、過去1年自付醫(yī)療費用，并以此計算出過去1年自付費用比例和過去1年自付醫(yī)療費用的對數(shù)值，作為因變量。同時，在計算貧困脆弱性時，由CHARLS數(shù)據(jù)庫得到個人過去1年總收入，并計算得出每個樣本的貧困脆弱性預(yù)測值，作為因變量。在解釋變量側(cè)，除了DID模型本身的核心變量，我們還加入了年齡、性別、婚姻、教育、有無殘疾、有無慢性病、過去一年有無重大事故、是否吸煙等個人特征的控制變量，和家中有無馬桶、有無自來水、能否淋浴等家庭特征的控制變量。

在CHARLS數(shù)據(jù)庫中，我們整合了2015和2018兩期數(shù)據(jù)，并通過對解釋或被解釋變量缺失的樣本數(shù)據(jù)的刪除等手段，將數(shù)據(jù)從17 795個縮減至1 509個，其中對照組2015年樣本量325，2018年樣本量996；實驗組2015年樣本量18，2018年樣本量170。具體變量的描述性分析如表1。

表1 醫(yī)療負擔研究描述性分析

(三)均值雙重差分

按照DID的基本定義，我們針對過去一年自付費用比例、過去一年自付醫(yī)療費用(對數(shù))以及貧困脆弱性進行均值雙重差分，得到結(jié)果如表2所示。

表2 醫(yī)療負擔均值DID結(jié)果

從其結(jié)果來看，對于自付費用比例、自付醫(yī)療費用(對數(shù))及貧困脆弱性，均值DID都表現(xiàn)出了一致的負向作用，因此，這樣的表現(xiàn)較為符合我們的預(yù)期判斷。但我們知道，均值雙重差分方法僅提供定性的參考，其中并沒有嚴格的統(tǒng)計學(xué)檢驗及其余因素等的控制。因此，為了更好地研究城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對居民醫(yī)療負擔及減貧帶來的影響，我們需要進一步操作DID回歸。

(四)DID回歸

應(yīng)用DID回歸模型對城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌給居民醫(yī)療負擔帶來的影響進行辨別。我們在模型中加入實驗虛擬(treated)變量，用以區(qū)分對照組和實驗組；加入時間虛擬(post)變量，用以區(qū)分時間的不同，即政策前和政策后；并將二者相乘構(gòu)建交互項，其系數(shù)是DID衡量的關(guān)注重點，表示該城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化政策本身對指標的影響效果。

在基礎(chǔ)模型之上，我們還加入了年齡、性別、婚姻、教育、有無殘疾、有無慢性病、過去一年有無重大事故、是否吸煙等個人特征的控制變量，以及家中有無馬桶、有無自來水、能否淋浴等家庭特征的控制變量。

DID回歸的結(jié)果如表3所示，表格中第一個變量DID即代表所研究的政策效果。因此可知，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策對于過去一年自付費用比例、貧困脆弱性產(chǎn)生了顯著影響，而對過去一年自付醫(yī)療費用(對數(shù))沒有顯著影響。從具體數(shù)據(jù)來說，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策顯著降低了過去一年自付費用比例，降低約0.235 1的比例；顯著降低了貧困脆弱性，降低了約0.046 1。

總體來看，DID回歸的結(jié)果和前面的均值雙重差分的結(jié)果較為類似，過去一年自付費用比例、過去一年自付醫(yī)療費用(對數(shù))和貧困脆弱性所對應(yīng)的DID值均為負，在這之中，過去一年自付費用比例、貧困脆弱性這兩個變量的DID值顯著。故此，城鄉(xiāng)醫(yī)療并軌政策對自付費用的比例和貧困脆弱性等兩個方面的影響，對于居民來說降低了醫(yī)療負擔、有顯著的減貧良性作用。過去一年自付醫(yī)療費用(對數(shù))變量對應(yīng)的DID值也為負，同樣是傾向于降低醫(yī)療負擔的良性作用，但并不顯著。

表3 醫(yī)療負擔DID回歸結(jié)果

(五)結(jié)果分析

回歸結(jié)果顯示，過去一年自付費用比例、貧困脆弱性兩個變量都受到城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策的顯著影響而降低，而過去一年自付醫(yī)療費用(對數(shù))雖然也有降低但影響并不顯著。其可能的原因在于：

城鄉(xiāng)醫(yī)保改革前后，醫(yī)療保險的報銷比例和范圍產(chǎn)生了較大的變化。例如，新農(nóng)合的報銷力度總體來說是較低的，城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化使得報銷比例有較大提高；而且城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌后，異地報銷也變得非常便捷。因此，雖然就醫(yī)行為的選擇也會發(fā)生一些變化，但總體的結(jié)果仍會表現(xiàn)為自付費用比例顯著降低。對于貧困脆弱性顯著降低的分析，我們從自付醫(yī)療費用比例及自付醫(yī)療費用均降低兩個方面可以得出其合理性，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策使得居民的醫(yī)療負擔降低，減貧效果顯著。

而自付醫(yī)療費用的降低效果并不顯著，我們認為可能有以下原因。其一，在城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策下，若不考慮報銷則居民花費了更多的醫(yī)療費用，而實際由于報銷比例的增大，居民自付的醫(yī)療費用會有所降低，但兩者共同作用出現(xiàn)的結(jié)果是影響并不顯著。其二，我們前期所進行的“城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對醫(yī)療行為的影響”的研究結(jié)果顯示，門診和住院的費用類變量均不顯著，而次數(shù)類變量則受到顯著影響，可能的原因是次數(shù)更能代表人們對醫(yī)療資源利用的真實態(tài)度和習(xí)慣，而費用類變量的影響因素過多，且波動性過大，會受到每一次具體病情嚴重程度、醫(yī)生診斷、檢查過程等復(fù)雜過程產(chǎn)生的噪聲影響，而在我們的模型中這些噪聲沒有得到很好的消除，因此費用類變量不顯著也在情理之中。整體的醫(yī)療費用水平如果有所上升，也可能出現(xiàn)這樣自付費用降低并不顯著的結(jié)果。同時個人自我治療的費用雖然出現(xiàn)顯著，但多是農(nóng)村居民自己到藥店、診所等地方自行買藥的情況，病情不是很嚴重，單次費用的額度范圍整體不大，費用的波動也就會遠小于門診及住院的費用變化。因此總體而言，個人自付醫(yī)療費用的降低并不顯著。

四、政策建議

通過上述實證研究，我們提出如下建議：首先，要提高醫(yī)保費用報銷比例，擴大報銷范圍，優(yōu)化報銷流程，提高整體的報銷力度，以達到降低醫(yī)療負擔的作用。其次，適當?shù)乜刂普w醫(yī)療費用支出標準和水平，防止出現(xiàn)因報銷力度加大或居民就醫(yī)增多而造成的醫(yī)療費用水平大幅上漲情況。再次，可以引入更復(fù)雜的衡量模型，將那些低收入的居民在已有基礎(chǔ)上再提高醫(yī)保報銷比例，以更好地發(fā)揮醫(yī)保的減貧作用。