基于PSM-DID模型考察城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用*

上海理工大學(xué)管理學(xué)院(200093)

郭 慶 吳 忠△

【提 要】 目的 結(jié)合“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略和“后扶貧時(shí)代”背景，考察城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的制度效用和公平績(jī)效。方法 基于2014年和2016年兩期中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)，選用虛弱指數(shù)和貧困脆弱性衡量個(gè)體的健康水平及防貧能力，使用傾向得分匹配雙重差分法和安慰劑檢驗(yàn)分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用。結(jié)果 流動(dòng)人口總樣本共計(jì)6004個(gè)，平均年齡48.47歲，虛弱指數(shù)均值為0.168，貧困脆弱性均值為0.269；其中，實(shí)驗(yàn)組樣本393個(gè)，虛弱指數(shù)均值為0.159，貧困脆弱性均值為0.23；對(duì)照組樣本5611個(gè)，虛弱指數(shù)均值為0.168，貧困脆弱性均值為0.272；PSM-DID分析結(jié)果顯示城鄉(xiāng)居民醫(yī)保降低了流動(dòng)人口的虛弱指數(shù)(P<0.05)和貧困脆弱性(P<0.01)。結(jié)論 城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口發(fā)揮了良好的促健防貧效用，政府應(yīng)進(jìn)一步擴(kuò)大制度效用，提升流動(dòng)人口的異地醫(yī)療服務(wù)保障水平。

自新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)合”)和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“城居保”)實(shí)施以來(lái)，我國(guó)醫(yī)療保障體系不斷健全完善，居民醫(yī)療保障水平得到飛速提升[1]。然而，醫(yī)保制度的城鄉(xiāng)二元分離格局使得我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的效率和公平性受損[2]。為此，國(guó)務(wù)院于2016年頒布《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見(jiàn)》，要求整合新農(nóng)合和城居保，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“城鄉(xiāng)居民醫(yī)保”)。此外，基于“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略和“后扶貧時(shí)代”背景，如何有效發(fā)揮制度的促健防貧效用將是城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的新命題。而流動(dòng)人口作為我國(guó)社會(huì)主義現(xiàn)代化建設(shè)的中堅(jiān)力量，是城鎮(zhèn)與農(nóng)村區(qū)域間流動(dòng)的主要人群。因此，本研究分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用，不僅能夠評(píng)估城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的制度效用，還將為考察人群間和區(qū)域間的制度公平績(jī)效提供強(qiáng)有力的證據(jù)。

資料與方法

1.數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本研究采用的微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)是2014年和2016年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)CLDS)，該項(xiàng)微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)的調(diào)查對(duì)象是15～64歲的勞動(dòng)年齡群體，調(diào)查范圍覆蓋了除港澳臺(tái)、海南和西藏外的29個(gè)省份，調(diào)查內(nèi)容涉及個(gè)體信息，家庭、社區(qū)等多層面信息，是反應(yīng)勞動(dòng)力群體情況的高質(zhì)量微觀(guān)調(diào)查數(shù)據(jù)。雖然我國(guó)于2016年開(kāi)始實(shí)施城鄉(xiāng)居民醫(yī)保，但2014年和2016年的CLDS調(diào)查數(shù)據(jù)已有效記錄了2016年之前試點(diǎn)城市的樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)符合研究要求。因此，本研究保留完整參加兩期追蹤調(diào)查的流動(dòng)人口樣本，選取2014年和2016年均參加新農(nóng)合或城居保的流動(dòng)人口樣本為“對(duì)照組”，選取2014年參加新農(nóng)合或城居保而2016年參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的流動(dòng)人口樣本為“實(shí)驗(yàn)組”。最終得到樣本個(gè)體6004個(gè)，其中對(duì)照組5611個(gè)，實(shí)驗(yàn)組樣本393個(gè)。

2.變量描述

(1)被解釋變量

本研究分別選用虛弱指數(shù)和貧困脆弱性表征流動(dòng)人口的健康水平和防貧能力，以此考察城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用。

國(guó)內(nèi)學(xué)者常用自評(píng)健康水平來(lái)衡量樣本個(gè)體的健康水平，但是其作為主觀(guān)評(píng)價(jià)指標(biāo)會(huì)存在一定測(cè)量誤差[3]。因此，本研究選用虛弱指數(shù)綜合測(cè)度樣本個(gè)體的健康水平。虛弱指數(shù)常被用來(lái)衡量老年人群體的綜合健康水平，指的是不健康的指標(biāo)數(shù)量占衡量個(gè)體健康狀況指標(biāo)總數(shù)的比重[4]。本研究基于研究對(duì)象的特征，在虛弱指數(shù)的原有測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)基礎(chǔ)上從生理、心理、社會(huì)健康層面上選取體質(zhì)指數(shù)、抑郁指數(shù)、住院次數(shù)等30個(gè)健康指標(biāo)。具體測(cè)算公式如下：

(1)

式(1)中n=30，表示為衡量樣本個(gè)體健康狀況指標(biāo)的總數(shù)；di=1時(shí)說(shuō)明樣本個(gè)體第i個(gè)健康指標(biāo)處于不健康狀態(tài)，反之則為0；FI表示虛弱指數(shù)，是取值范圍為0～1的連續(xù)變量，虛弱指數(shù)越接近1說(shuō)明樣本個(gè)體的健康狀況越差。

貧困脆弱性主要反映個(gè)人或家庭未來(lái)陷入貧困的概率或是對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力，是一種前瞻性指標(biāo)，體現(xiàn)了貧困的動(dòng)態(tài)性?xún)?nèi)涵[5]。本研究選取VEP方法對(duì)個(gè)體的貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)算，具體測(cè)算公式如式(2)所示。Vi，t即貧困脆弱性，表示樣本個(gè)體i在t期時(shí)對(duì)未來(lái)貧困風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力；Yi，t+1表示表示樣本個(gè)體i在未來(lái)t+1期時(shí)的個(gè)人年純收入；Z為貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)，本研究以國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)每人每天1.9美元為基準(zhǔn)設(shè)定貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)，根據(jù)相應(yīng)年份平均匯率計(jì)算可得，2014年的貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)是每人每年4260元人民幣，2016年的貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)是每人每年4606元人民幣；Pr(·)表示未來(lái)陷入貧困的概率。

Vi，t=Pr(Yi，t+1

(2)

在式(2)的基礎(chǔ)上，按如下步驟進(jìn)一步計(jì)算。首先是基于FGLS構(gòu)建收入回歸方程，獲取擬合值及殘差平方。收入回歸方程形式如式(3)所示，lnYi，t表示樣本個(gè)體i在t期的個(gè)人年純收入對(duì)數(shù)值；Xi，t代表一系列樣本特征變量和家庭變量，包括年齡、性別、教育、健康狀況、家庭人口數(shù)量等；β為待估參數(shù)；ei為殘差項(xiàng)。

lnYi，t=βXi，t+ei

(3)

(4)

(5)

最后，在未來(lái)個(gè)體年純收入對(duì)數(shù)服從正態(tài)分布的假設(shè)下，樣本個(gè)體貧困脆弱性的計(jì)算公式如式(6)所示：

(6)

(2)核心解釋變量

本研究的核心解釋變量是實(shí)驗(yàn)組虛擬變量和政策處理時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)。實(shí)驗(yàn)組樣本取值為1，反之為0；政策處理時(shí)間為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保實(shí)施的首年2016年，年份為2016年賦值1，反之為0。

(3)控制變量

本研究在參考現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，從樣本的個(gè)體特征和家庭特征角度出發(fā)選取年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、戶(hù)籍、家庭人口規(guī)模和年醫(yī)療保健支出變量作為控制變量[6-8]。各類(lèi)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

3.分析方法

(1)雙重差分法(DID)

2016年是我國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度開(kāi)始實(shí)施的首年，因此以2016年為政策處理的時(shí)間點(diǎn)可以有效評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用。本研究選取2014年和2016年都參加新農(nóng)合或城居保的流動(dòng)人口樣本為“對(duì)照組”，選取2014年參加新農(nóng)合或城居保而2016年參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的流動(dòng)人口樣本為“實(shí)驗(yàn)組”。在滿(mǎn)足平行趨勢(shì)假定的前提下，即政策處理時(shí)間點(diǎn)之前兩組的考察變量擁有相同的時(shí)間效應(yīng)，那么政策處理時(shí)間點(diǎn)之后兩組考察變量的變化就是城鄉(xiāng)居民醫(yī)保產(chǎn)生的“政策效應(yīng)”[9]。在此基礎(chǔ)上，本研究構(gòu)建面板雙重差分模型形式如下：

Yit=α0+α1treatit+α2yearit+α3treatit×yearit+α4Xit+εit

(7)

式(7)中Yit表示樣本個(gè)體i在t期的虛弱指數(shù)或貧困脆弱性；treatit為分組變量，實(shí)驗(yàn)組取值為1，對(duì)照組取值為0；yearit為政策時(shí)間虛擬變量，政策時(shí)間點(diǎn)2016年之后取值為1，反之為0；treatit×yearit作為分組變量和政策時(shí)間點(diǎn)變量交乘項(xiàng)，是本研究主要考察的解釋變量；Xit為一系列控制變量；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(2)傾向匹配得分法(PSM)

為了盡量消除對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組之間的差異，本研究選用傾向得分匹配法在對(duì)照組中選取與實(shí)驗(yàn)組樣本個(gè)體協(xié)變量相似的樣本個(gè)體作為配匹個(gè)體，使用logit模型或probit模型將一系列協(xié)變量與樣本個(gè)體的政策參與概率相聯(lián)系，繼而得到傾向得分值，計(jì)算公式如下：

Pi(X)=Pr(treatit=1|Xi)=F[f(Xi)]

(8)

式(8)中Xi表示樣本個(gè)體的一系列協(xié)變量，本研究選取年齡、性別、戶(hù)籍、自評(píng)健康水平、人均年收入和年醫(yī)療保健支出等影響個(gè)體參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的變量為協(xié)變量[10-11]；f(Xi)表示線(xiàn)性函數(shù)；F[·]表示logit函數(shù)，本研究使用logit函數(shù)測(cè)算樣本個(gè)體參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的傾向得分值Pi(X)。

本研究選用一階最近鄰匹配方法對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行無(wú)放回的一對(duì)一匹配后，再對(duì)匹配后的對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組進(jìn)行雙重差分估計(jì)，傾向得分匹配雙重差分法(簡(jiǎn)稱(chēng)PSM-DID)可以較為準(zhǔn)確地考察城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用。

本研究所有的數(shù)據(jù)整理和統(tǒng)計(jì)分析過(guò)程均運(yùn)用stata 15.0統(tǒng)計(jì)分析軟件完成。

結(jié) 果

1.傾向得分匹配處理

正確運(yùn)用傾向得分匹配法需要滿(mǎn)足兩個(gè)前提條件，一是滿(mǎn)足共同支撐假設(shè)，二是滿(mǎn)足平行假設(shè)[12]。本研究采用核密度函數(shù)圖來(lái)檢驗(yàn)是否滿(mǎn)足共同支撐假設(shè)，如圖1所示，匹配前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組傾向得分的核密度分布差別明顯，匹配后實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的核密度分布曲線(xiàn)擬合程度較高，說(shuō)明整體匹配效果良好，滿(mǎn)足共同支撐域假設(shè)。

圖1 傾向得分匹配共同支撐域檢驗(yàn)核密度函數(shù)圖

進(jìn)一步檢驗(yàn)平衡性假設(shè)，表2所示的結(jié)果表明匹配后各個(gè)協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差明顯減小，標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對(duì)值也都小于10%。t檢驗(yàn)的結(jié)果也同樣表明，傾向得分匹配后的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在各個(gè)協(xié)變量上已無(wú)顯著差異，說(shuō)明匹配效果好，滿(mǎn)足平衡性假設(shè)。

表2 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

2.雙重差分結(jié)果

基于較好的傾向得分匹配結(jié)果，本研究運(yùn)用雙重差分法進(jìn)一步考察城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用，結(jié)果如表3所示。Treat×Year交乘項(xiàng)是重點(diǎn)考察的解釋變量，反映了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧凈效用。雙重差分結(jié)果表明，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保顯著降低了流動(dòng)人口的虛弱指數(shù)(P<0.05)，對(duì)其健康狀況產(chǎn)生了顯著促進(jìn)效用。就貧困脆弱性而言，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保同樣顯著降低流動(dòng)人口的貧困脆弱性(P<0.01)，增強(qiáng)了流動(dòng)人口的貧困風(fēng)險(xiǎn)抵御能力。

表3 雙重差分結(jié)果

關(guān)于其余控制變量對(duì)流動(dòng)人口虛弱指數(shù)和貧困脆弱性的影響。流動(dòng)人口的性別、教育程度、婚姻狀況與其虛弱指數(shù)存在顯著的負(fù)向影響，而年齡和醫(yī)療保健年支出變量對(duì)其虛弱指數(shù)有著顯著的正向關(guān)系。就流動(dòng)人口的貧困脆弱性而言，流動(dòng)人口年齡和家庭人口規(guī)模的增加會(huì)顯著提升其貧困脆弱性；教育程度、戶(hù)籍、婚姻狀況和醫(yī)療保健年支出對(duì)其貧困脆弱性有顯著的負(fù)向影響。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究為驗(yàn)證分析結(jié)果的穩(wěn)健性，通過(guò)隨機(jī)構(gòu)造虛假實(shí)驗(yàn)組開(kāi)展安慰劑檢驗(yàn)，如果安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果與表3分析結(jié)果類(lèi)似，則說(shuō)明流動(dòng)人口的促健防貧效用是由其他因素造成的，而不是城鄉(xiāng)居民醫(yī)保帶來(lái)的，反之則驗(yàn)證了分析結(jié)果的穩(wěn)健。本研究從6003個(gè)樣本中隨機(jī)抽取393個(gè)樣本以構(gòu)造虛假實(shí)驗(yàn)組，剩下的樣本則劃歸為對(duì)照組，選取與前文分析相同的控制變量后再次運(yùn)用PSM-DID模型分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用。此外，為增強(qiáng)檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，本研究按照上述邏輯重復(fù)隨機(jī)抽取1000次并繪制Treat×Year交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)核密度分布圖。

根據(jù)圖2所示結(jié)果可以看出，在1000次虛假實(shí)驗(yàn)組的PSM-DID回歸結(jié)果中，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口貧困脆弱性和虛弱指數(shù)影響的回歸系數(shù)分布接近正態(tài)分布。圖2的豎直虛線(xiàn)分別表示基準(zhǔn)分析結(jié)果中城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口虛弱指數(shù)和貧困脆弱性的回歸系數(shù)(即-0.064和-0.021)。-0.064和-0.021落在1000次隨機(jī)抽樣回歸系數(shù)核密度分布的尾端，說(shuō)明在構(gòu)造虛假實(shí)驗(yàn)組的條件下城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口并無(wú)顯著的促健防貧效用，檢驗(yàn)結(jié)果證明了基準(zhǔn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

圖2 1000次隨機(jī)抽樣回歸系數(shù)的核密度分布

討論與建議

目前國(guó)內(nèi)有關(guān)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)健康、貧困影響關(guān)系的研究并不豐富，其中多數(shù)研究肯定了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的健康績(jī)效和減貧績(jī)效[13-14]。與這些同類(lèi)型研究相比，本研究做出如下改進(jìn)和創(chuàng)新：從研究視角來(lái)看，本研究結(jié)合“健康中國(guó)2030”戰(zhàn)略和“后扶貧時(shí)代”的新時(shí)代背景，緊密聯(lián)系健康和防貧理念分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用，研究視角緊貼社會(huì)發(fā)展需求，具有現(xiàn)實(shí)意義。在指標(biāo)選取上，同類(lèi)型研究多采用自評(píng)健康水平和個(gè)人年純收入指標(biāo)表征個(gè)體健康水平和貧困狀態(tài)，而自評(píng)健康水平具有較強(qiáng)的主觀(guān)性，個(gè)人年純收入指標(biāo)無(wú)法體現(xiàn)貧困的動(dòng)態(tài)性和防貧概念。為此，本研究選用虛弱指數(shù)表征流動(dòng)人口的綜合健康水平，在一定程度上避免了主觀(guān)評(píng)價(jià)指標(biāo)的測(cè)量誤差，從多層面選取健康指標(biāo)也體現(xiàn)了個(gè)體健康的綜合狀態(tài)；選用貧困脆弱性測(cè)算流動(dòng)人口未來(lái)陷入貧困的概率，即防貧能力，賦予了貧困的動(dòng)態(tài)性和前瞻性?xún)?nèi)涵。在研究方法的選擇上，同類(lèi)型研究多采用雙重差分法進(jìn)行政策效用評(píng)估，本研究則采用傾向得分匹配法和雙重差分法的組合模型，先基于傾向得分匹配良好的匹配結(jié)果，在縮小實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本之間的微觀(guān)差異后運(yùn)用雙重差分法分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)流動(dòng)人口的促健防貧效用，使得分析結(jié)果更加可靠。此外，本研究還通過(guò)構(gòu)造虛假實(shí)驗(yàn)組對(duì)PSM-DID回歸結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，進(jìn)一步增強(qiáng)了分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

PSM-DID的分析結(jié)果和安慰劑檢驗(yàn)都表明，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保是降低流動(dòng)人口虛弱指數(shù)和貧困脆弱性的顯著因素，說(shuō)明制度對(duì)流動(dòng)人口發(fā)揮了良好的促健防貧制度效用。城鄉(xiāng)居民醫(yī)保提升流動(dòng)人口健康水平和防貧能力的作用機(jī)制可能在于城鄉(xiāng)居民醫(yī)保降低了醫(yī)療服務(wù)使用成本，既提高了流動(dòng)人口對(duì)醫(yī)療服務(wù)資源的利用率，又減少了流動(dòng)人口因病致貧的風(fēng)險(xiǎn)[15]；“一制多檔”籌資模式考慮到參保對(duì)象的經(jīng)濟(jì)差異，有助于參保對(duì)象結(jié)合自身經(jīng)濟(jì)水平自主選擇合適的參保水平，有效保障了自身健康權(quán)益[16]。綜上所述，基于良好的制度效用，政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)流動(dòng)人口醫(yī)療保障水平的關(guān)注度，進(jìn)一步強(qiáng)化制度效用，提升流動(dòng)人口異地就醫(yī)的醫(yī)療服務(wù)保障水平和便利性，減少其因病致貧的風(fēng)險(xiǎn)。