城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響
——基于2017年CMDS數(shù)據(jù)的分析

許新鵬

1.南京醫(yī)科大學(xué)健康江蘇研究院 江蘇南京 211166

2.南京醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院 江蘇南京 211166

作為推動城鎮(zhèn)化發(fā)展和支援國家建設(shè)的重要力量，我國流動人口規(guī)模日益龐大，據(jù)國家衛(wèi)生健康委發(fā)布的《中國流動人口發(fā)展報告》顯示，我國2017年流動人口總量為2.44億人。相比較而言，農(nóng)村流動人口一般從事技術(shù)含量較低的高強(qiáng)度勞動，工作環(huán)境相對較差，薪資與福利待遇也處于較低水平。[1]此外，流動人口在醫(yī)療保障待遇方面也與當(dāng)?shù)貞艏丝诖嬖谳^大差距，由于戶籍和身份所限，多數(shù)農(nóng)村和非農(nóng)流動人口只能分別參加新農(nóng)合和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保。由于基本醫(yī)保制度設(shè)計差異，農(nóng)村流動人口在看病就醫(yī)時往往面臨更嚴(yán)格的制度約束，如覆蓋范圍、報銷比例、定點機(jī)構(gòu)等，相比非農(nóng)流動人口處于弱勢地位，從而會對其醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生負(fù)面影響。與此同時，異地參保和繁瑣的報銷政策也阻礙了農(nóng)村流動人口的醫(yī)療服務(wù)可及性[2]，導(dǎo)致其醫(yī)保受益水平偏低。

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌試圖打破制度碎片化，整合城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合到統(tǒng)一的制度框架下，基于“待遇就高不就低，目錄就寬不就窄”的整合原則，彌合醫(yī)保制度因戶籍分割所造成的城鄉(xiāng)差距。2016年，在國家頂層設(shè)計下，全國各地開始逐步推進(jìn)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的建立，實現(xiàn)兩項制度的整合。基于統(tǒng)籌政策，農(nóng)村流動人口所面臨的醫(yī)療保障水平和補(bǔ)償范圍發(fā)生了顯著變化，但這一制度層面的變化能否引起農(nóng)村流動人口居住地的醫(yī)療服務(wù)利用變化，有待進(jìn)一步的實證檢驗。在這一背景下，本文試圖研究醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對其醫(yī)療服務(wù)利用的影響，以期從醫(yī)療保障視角進(jìn)一步改善農(nóng)村流動人口看病就醫(yī)現(xiàn)狀，以增進(jìn)制度福利效應(yīng)。

已有研究多數(shù)肯定了醫(yī)療保險參保對個體醫(yī)療服務(wù)利用的促進(jìn)作用[3-6]，具有較高影響力的隨機(jī)實驗如蘭德醫(yī)療保險實驗[7]、俄勒岡州醫(yī)療救助實驗[8]均表明，醫(yī)療保險補(bǔ)償力度越大時，個體的醫(yī)療服務(wù)利用顯著更高，針對我國農(nóng)村居民的醫(yī)療保險實驗也得到了類似結(jié)論[9]。部分學(xué)者研究了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村居民就醫(yī)行為[10]和居民健康[11]的影響。此外，針對城鄉(xiāng)醫(yī)保制度整合后全國范圍內(nèi)形成的不同統(tǒng)籌模式，部分研究對不同統(tǒng)籌模式間的效應(yīng)進(jìn)行了探討[12]。從已有文獻(xiàn)來看，目前鮮有研究考察醫(yī)保城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對流動人口醫(yī)療服務(wù)利用方面的影響，本文正是在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌背景下對上述問題進(jìn)行研究，為改善農(nóng)村流動人口醫(yī)療保障制度設(shè)計，推進(jìn)人口流動和城鎮(zhèn)化建設(shè)提供有益參考。

1 數(shù)據(jù)來源、研究方法及變量選擇

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，該調(diào)查由國家衛(wèi)健委(原國家衛(wèi)計委)負(fù)責(zé)實施，按照隨機(jī)原則在中國31個省(自治區(qū)、直轄市)和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)流動人口較為集中的流入地抽取樣本點，采用分層、多階段、按規(guī)模大小成比例的方法進(jìn)行抽樣，對在流入地居住1個月及以上，非本區(qū)(縣、市)戶籍的15周歲及以上的流動人口進(jìn)行調(diào)查。該調(diào)查主要內(nèi)容包括流動人口的家庭成員與收支、就業(yè)情況、流動情況、醫(yī)療服務(wù)利用等信息。2017年共獲得流動人口有效樣本169 989個，由于本研究重點考察城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，在樣本構(gòu)成上，首先將過去一年內(nèi)未患病的個體予以剔除，然后僅保留參加新農(nóng)合、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的流動人口，最后將非農(nóng)戶籍的流動人口進(jìn)行剔除，僅保留農(nóng)村流動人口樣本，得到有效樣本數(shù)為51 743個。

1.2 研究方法

本文首先采用線性概率模型(LPM)和非線性Logit模型估計城鄉(xiāng)醫(yī)保整合是否能夠提高農(nóng)村流動人口的醫(yī)療服務(wù)利用，LPM具體估計模型如下：

HUi=α+β·CURBMIi+X′iδ+εi

(1)

其中，HUi表示個體i是否利用居住地醫(yī)療服務(wù)。CURBMIi為虛擬變量，表示農(nóng)村流動人口是否參加統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保，β為本文重點關(guān)注的系數(shù)效應(yīng)。Xi表示除城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌外的其他控制變量，εi表示模型的隨機(jī)擾動項。

除此之外，由于因變量HUi為二值離散變量，本文進(jìn)一步采用非線性Logit模型估計城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，以保證前述結(jié)果的穩(wěn)健性。Logit模型設(shè)定如下：

(2)

模型中Pi為個體i患病時利用居住地醫(yī)療服務(wù)的概率，其他變量及參數(shù)的含義與式(1)中相同。盡管式(1)和式(2)能夠說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的關(guān)系，但這種關(guān)系更多的代表一種相關(guān)性。由于無法利用多期數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，本研究借鑒馬超等人的研究[13]，將城鎮(zhèn)居民納入到樣本中，采用截面倍差法分析城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響[14]，具體模型設(shè)定如下：

HUi=β0+β1·CURBMIi+β2·Rurali

+β3·Treatedi+X′iγ+μi

(3)

其中HUi和CURBMIi以及Xi的定義與前文相同，Rurali為虛擬變量，表示個體i的戶籍是否為農(nóng)村戶口，農(nóng)村戶口賦值為1，城鎮(zhèn)戶口賦值為0。Treatedi為農(nóng)村戶籍和統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保的交互項，即Treatedi=CURBMIi×Rurali。β3代表統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保對農(nóng)村人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，即：

醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌效應(yīng)=(統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保農(nóng)村流動人口效應(yīng)-非統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保農(nóng)村流動人口效應(yīng))-(統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保非農(nóng)流動人口效應(yīng)-非統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保非農(nóng)流動人口效應(yīng))

1.3 變量選擇

1.3.1 流動人口居住地醫(yī)療服務(wù)利用

已有研究主要采用是否就醫(yī)、就醫(yī)次數(shù)和醫(yī)療費用等變量來衡量個體的醫(yī)療服務(wù)利用。[8, 15]本文參考孟穎穎、韓俊強(qiáng)等人的研究[14]，按照2017年全國流動人口衛(wèi)生計生動態(tài)監(jiān)測調(diào)查流動人口問卷(A)中題目411“最近一次患病(負(fù)傷)或身體不適時，您首先去哪里看的病/傷？”，將選項1“本地社區(qū)衛(wèi)生站(中心/街道衛(wèi)生院)”、選項2“本地個體診所”、選項3“本地綜合/專科醫(yī)院”、選項4“本地藥店”進(jìn)行合并，賦值為1，表示個體利用了居住地的醫(yī)療服務(wù)，將選項5“在老家治療”、選項6“本地和老家以外的其他地方”和選項7“哪也沒去，沒治療”進(jìn)行合并，賦值為0，表示個體未利用居住地醫(yī)療服務(wù)。通過設(shè)置上述虛擬變量，考察城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口居住地醫(yī)療服務(wù)利用的影響。

1.3.2 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌

本文重點關(guān)注城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，因此首先選擇了農(nóng)村戶籍的樣本，并對參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險和公費醫(yī)療的個體予以剔除，選取參加統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保和新農(nóng)合的個體進(jìn)行研究，如果某一農(nóng)村流動人口參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保，則賦值為1，否則賦值為0。該虛擬變量為本文重點關(guān)注的解釋變量。

1.3.3 其他控制變量

根據(jù)安德森醫(yī)療服務(wù)利用模型，影響個體醫(yī)療服務(wù)利用的變量包括情景特征、傾向性因素、使能因素和需要因素。在情景特征方面，除城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌外，本文將控制地區(qū)因素以控制因地區(qū)政策差異所導(dǎo)致的個體醫(yī)療服務(wù)利用的不同，地區(qū)變量為表征東、中、西、東北部地區(qū)的啞變量。傾向性特征主要包括個體的社會人口學(xué)特征，如年齡、性別、民族、受教育程度、婚姻狀況、家庭規(guī)模、流動范圍等，使能變量包括個體的家庭收入、就業(yè)身份、職業(yè)類型、單位性質(zhì)、醫(yī)療服務(wù)可及性、是否在本地參保等，需要變量包括個體是否患有高血壓、是否患有糖尿病，本文在實證研究中對上述幾類變量予以控制。

2 研究結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

表1描述性統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，樣本中有82.89%的農(nóng)村流動人口利用了居住地醫(yī)療服務(wù)，這一比例在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌組和未統(tǒng)籌組分別為85.22%和82.66%。可以看出，統(tǒng)籌組相比未統(tǒng)籌組利用居住地醫(yī)療服務(wù)的個體占比相對較高，且差異顯著(P<0.01)，但這一比例僅反映了統(tǒng)計數(shù)據(jù)上的差異，醫(yī)保城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的關(guān)系仍需后文進(jìn)一步的實證研究。

表1 各變量統(tǒng)計描述

續(xù)表1 各變量統(tǒng)計描述

2.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先采用LPM和Logit模型估計城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，并將此作為基準(zhǔn)結(jié)果。為了使二者之間的估計結(jié)果便于比較，除報告系數(shù)外，本文還匯報了Logit模型估計的邊際效應(yīng)。

如表2所示，LPM和Logit模型估計結(jié)果較為一致，LPM估計結(jié)果顯示，在控制其他協(xié)變量后，參加城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的個體利用居住地醫(yī)療服務(wù)的概率比參加新農(nóng)合的個體高1.05%。而Logit模型的平均邊際效應(yīng)顯示，醫(yī)保統(tǒng)籌組相比未統(tǒng)籌組利用居住地醫(yī)療服務(wù)的概率高1.15%。基準(zhǔn)回歸模型表明統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保相比新農(nóng)合參與者會更傾向于利用居住地的醫(yī)療服務(wù)，醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌后，使城鄉(xiāng)居民得以公平地享有醫(yī)療保障，對于農(nóng)村流動人口而言，保障范圍有所拓寬，補(bǔ)償待遇有所提高，更大程度地降低個體所面臨的疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險，因而在醫(yī)療服務(wù)利用方面存在正向積極效應(yīng)。

表2 基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果

由于可能存在的內(nèi)生性，LPM和Logit模型的估計結(jié)果不夠穩(wěn)健，無法反映出醫(yī)保制度統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用影響的因果效應(yīng)。因此本文進(jìn)一步將非農(nóng)流動人口納入分析樣本中，將其作為參照組進(jìn)行截面倍差法分析，以期得到更為穩(wěn)健的結(jié)果。

截面倍差法中主要關(guān)注的是交互項Treatedi前的系數(shù)β3。由表3可以看出，CURBMIi和Rurali的交互項Treatedi前的系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說明醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌顯著提高了農(nóng)村流動人口利用居住地醫(yī)療服務(wù)的概率，這與基準(zhǔn)回歸中LPM和Logit模型的估計結(jié)果一致，即統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保制度能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用。

表3 截面倍差法估計結(jié)果

2.3 異質(zhì)性分析

2.3.1 不同流動范圍下醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的影響差異

本研究進(jìn)一步按照流動范圍對樣本進(jìn)行劃分并進(jìn)行分樣本回歸，以考察城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對不同流動范圍農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用影響的異質(zhì)性(表4)。可以看出，對于市內(nèi)跨縣的農(nóng)村流動人口，醫(yī)保城鄉(xiāng)統(tǒng)籌能夠顯著提高其醫(yī)療服務(wù)利用水平，而對于省內(nèi)跨市和跨省的農(nóng)村流動人口，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌并未能顯著提高其在居住地的醫(yī)療服務(wù)利用。利用截面倍差法分析后發(fā)現(xiàn)，市內(nèi)跨縣和省內(nèi)跨市樣本中，交互項Treatedi的系數(shù)均為正，且至少通過了10%的顯著性檢驗，表明在流動范圍相對較小的情況下，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保制度的實施效應(yīng)更為顯著。從政策設(shè)計角度來看，我國醫(yī)療保障制度目前逐步實現(xiàn)市級統(tǒng)籌，并向省級統(tǒng)籌邁進(jìn)。對于同一城市內(nèi)部而言，醫(yī)保制度設(shè)計逐步趨同，醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌能夠進(jìn)一步改善農(nóng)村流動人口的制度環(huán)境，滿足其醫(yī)療服務(wù)需求，解決看病就醫(yī)方面的后顧之憂，因此對農(nóng)村流動人口的醫(yī)療服務(wù)利用起到正向積極效應(yīng)。

表4 不同流動范圍的醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌實施效應(yīng)差異

2.3.2 不同參保地的醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌影響差異

除考量不同流動范圍下統(tǒng)籌城鄉(xiāng)醫(yī)保制度實施效應(yīng)的異質(zhì)性外，本文從個體參保地點的角度分析醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的異質(zhì)性，進(jìn)一步按照農(nóng)村流動人口的參保地，分為在居住地參保還是在其他地區(qū)參保，并進(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果如表5所示。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能夠顯著促進(jìn)非本地參保農(nóng)村流動人口的醫(yī)療服務(wù)利用，但是對于在本地參保的農(nóng)村流動人口，其醫(yī)療服務(wù)利用并未得到顯著提升。對于本地參保的農(nóng)村流動人口，制度設(shè)計本身就更優(yōu)于外地參保的個體，因此醫(yī)保城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對這部分群體的醫(yī)療服務(wù)效應(yīng)并不明顯。對于其他地區(qū)參保地農(nóng)村流動人口，本身因流入地和居住地在醫(yī)保制度上存在差異，因此會一定程度上抑制其醫(yī)療服務(wù)需求。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌帶來了報銷比例的提高和報銷范圍的擴(kuò)展，能夠減輕這部分群體的經(jīng)濟(jì)壓力，一定程度上能夠釋放其醫(yī)療服務(wù)需求，進(jìn)而促進(jìn)其醫(yī)療利用。

表5 不同參保地的醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌實施效應(yīng)差異

2.4 穩(wěn)健性檢驗

2.4.1 傾向得分匹配基礎(chǔ)上的截面倍差法

如前所述，囿于數(shù)據(jù)局限性，本文無法驗證平行趨勢假定，即無法保證兩組樣本在有無政策實施的情境下醫(yī)療服務(wù)利用上差異的一致性。如果兩組樣本差異較大，那么截面倍差法的分析很大程度上是有偏的。因此，為了降低兩組樣本的差異性，我們先對統(tǒng)籌組和未統(tǒng)籌組的樣本進(jìn)行匹配，然后利用匹配后的樣本進(jìn)行截面倍差法的分析，以期獲得更為穩(wěn)健的結(jié)果(表6)。

表6 傾向得分匹配基礎(chǔ)上的截面倍差法估計結(jié)果

表6中列出了利用核匹配策略進(jìn)行傾向得分匹配后，再進(jìn)行截面倍差法的估計結(jié)果，可以看出，交互項的系數(shù)估計值和表3中相差不大，因此表明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。匹配前后兩組傾向得分的核密度圖也顯示，傾向得分匹配后兩組差異顯著縮小(圖1)。

注：匹配后統(tǒng)籌組和未統(tǒng)籌組核密度曲線接近重合。圖1 匹配前后統(tǒng)籌組和未統(tǒng)籌組傾向得分的核密度曲線

2.4.2 醫(yī)療服務(wù)利用變量的重構(gòu)

考慮到患者在個體診所或藥店就醫(yī)可能并不能獲得醫(yī)保報銷，此種情況下可能會高估醫(yī)保制度統(tǒng)籌的政策效應(yīng)。因此，本文采取不同的方式重新構(gòu)造了醫(yī)療服務(wù)利用這個變量，第一種方式是將在本地社區(qū)衛(wèi)生站(中心/街道衛(wèi)生院)和本地綜合/專科醫(yī)院看病就醫(yī)視為利用居住地的醫(yī)療服務(wù)；第二種方式將在本地社區(qū)衛(wèi)生站(中心/街道衛(wèi)生院)、本地綜合/專科醫(yī)院、本地藥店看病就醫(yī)進(jìn)行合并，然后進(jìn)行LPM和截面倍差法的估計，得到結(jié)果如表7所示。可以看出，醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口利用居住地醫(yī)療服務(wù)仍然具有正向作用，表明了前述研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 醫(yī)療服務(wù)利用變量重構(gòu)的估計結(jié)果

3 結(jié)論及政策建議

3.1 結(jié)論

本文利用CMDS 2017年數(shù)據(jù)，應(yīng)用LPM、Logit模型、截面倍差法綜合分析了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的影響，并研究不同流動范圍和參保地點下上述影響的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：(1)醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌能夠顯著提高農(nóng)村流動人口利用居住地醫(yī)療服務(wù)的概率；(2)相對于跨省的農(nóng)村流動人口，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對于市內(nèi)跨縣和省內(nèi)跨市的農(nóng)村流動人口實施效應(yīng)更明顯；(3)對于參保地點不同的農(nóng)村流動人口，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的影響也存在差異。相較于在居住地參保的農(nóng)村流動人口，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對在非居住地參保的農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用影響更明顯。

3.2 政策建議

3.2.1 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌過程中需關(guān)注農(nóng)村流動人口這一特殊群體

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌旨在通過建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的基本醫(yī)療保障制度，縮小城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民在醫(yī)療保障方面的制度差異，充分發(fā)揮醫(yī)保制度的公平性。針對農(nóng)村流動人口這一特殊群體，除了關(guān)注其收入、工作與居住環(huán)境外，也應(yīng)充分關(guān)注針對這一群體的醫(yī)保制度設(shè)計。在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌過程中，需進(jìn)一步簡化異地就醫(yī)結(jié)算備案和報銷流程，同時在全國范圍內(nèi)建立統(tǒng)一的醫(yī)療保障標(biāo)準(zhǔn)化信息系統(tǒng)，實現(xiàn)信息交互與數(shù)據(jù)共享，便于流動人口醫(yī)保方面的轉(zhuǎn)移接續(xù)。

3.2.2 提高醫(yī)療保障制度的統(tǒng)籌層次

進(jìn)一步優(yōu)化省內(nèi)跨市和跨省流動人口醫(yī)療保障制度設(shè)計，根據(jù)流動人口的流入地及戶籍地分布特征，探索相鄰省份或區(qū)域化協(xié)同發(fā)展的醫(yī)療保障制度，充分保障流動人口在醫(yī)保制度方面的權(quán)益。2020年3月，《關(guān)于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》發(fā)布，明確提出要全面做實基本醫(yī)療保險市地級統(tǒng)籌，并鼓勵有條件的省份推進(jìn)省級統(tǒng)籌。統(tǒng)籌層次的提高一方面能夠增加基金的抗風(fēng)險能力，強(qiáng)化醫(yī)療保障互助共濟(jì)的作用；另一方面也為人口流動提供了良好的制度環(huán)境，通過解決農(nóng)村流動人口看病就醫(yī)方面的問題，促進(jìn)人口流動進(jìn)而推動城鎮(zhèn)化建設(shè)。

3.2.3 逐步消除醫(yī)保制度的區(qū)域性壁壘

針對在居住地參保的農(nóng)村流動人口，逐步消弭與戶籍地所在人群之間的醫(yī)療保障差異。此外，除了從醫(yī)保制度設(shè)計方面促進(jìn)農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用外，也應(yīng)強(qiáng)化制度宣傳，通過在流動人口集中居住的社區(qū)設(shè)立宣傳點或入戶走訪，讓流動人口了解和明確參保的詳細(xì)內(nèi)容和報銷流程，便于政策效果充分發(fā)揮，輻射更多有醫(yī)療需要的農(nóng)村流動人口。

需要注意的是，本文結(jié)論來自于截面數(shù)據(jù)，盡管截面倍差法能夠反映醫(yī)保城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口影響的下限，但是考慮到數(shù)據(jù)所限，難以驗證統(tǒng)籌組和未統(tǒng)籌組之間的共同趨勢假定，因此無法準(zhǔn)確反映醫(yī)保制度城鄉(xiāng)統(tǒng)籌對農(nóng)村流動人口醫(yī)療服務(wù)利用的因果效應(yīng)。本研究本質(zhì)上還是一種相關(guān)性而非因果，關(guān)于醫(yī)保統(tǒng)籌對流動人口影響的因果推斷，有待未來進(jìn)一步的研究。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。