城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的受益公平性
——基于面板門檻模型的研究

周 延 顧 鑫 華東師范大學經(jīng)濟與管理學院

一、引言

黨的二十大報告指出，要在“病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)”上持續(xù)用力。我國于1998年開始實施城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度（城鎮(zhèn)職工醫(yī)保）始，2003年試點新型農(nóng)村合作醫(yī)療（新農(nóng)合），2007年開展城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險制度（城鎮(zhèn)居民醫(yī)保）。截至2022 年底，基本醫(yī)療保險參保人數(shù)達134592 萬人，覆蓋全國95%以上的人群。基本醫(yī)療保險制度的設(shè)計關(guān)乎每個人的切身利益，公平受益乃這一制度長效健康發(fā)展的關(guān)鍵。2021 年4 月，《國務院辦公廳關(guān)于建立健全職工基本醫(yī)療保險門診共濟保障機制的指導意見》出臺，各地于近兩年陸續(xù)啟動職工門診共濟保障制度改革。職工門診共濟保障制度雖然更契合互助共濟、風險共擔的保險本質(zhì)，但由于減少了個人賬戶劃入金額而產(chǎn)生了諸多質(zhì)疑甚至反對之聲。基本醫(yī)療保險制度改革的受益公平性又一次成為熱議的焦點。

公平受益是基本醫(yī)療保險制度設(shè)計時須首先遵循的基本原則，即不同收入階層遵守相同的繳費和報銷制度，并具有享受醫(yī)療服務的同等權(quán)利。然而，不公平受益卻是各國公共醫(yī)療服務普遍存在的問題，主要體現(xiàn)在彌補低收入階層醫(yī)療服務不足、高收入階層是基本醫(yī)療保險制度的主要受益者等，這顯然與基本醫(yī)療保險制度建立的初衷相悖。如何完善基本醫(yī)療保險制度才能更好地體現(xiàn)公平受益性？大量的實證研究從減輕醫(yī)療負擔、促進健康和增加收入的視角，深入探討基本醫(yī)療保險補償?shù)墓叫浴⒓踊踞t(yī)療保險對健康狀況影響的公平性及基本醫(yī)療保險是否能使弱勢群體受益等問題，雖然得到了大量有意義的研究成果，但仍眾說紛紜。

基于此，本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，以收入為基準劃分人群，為避免人為劃分收入?yún)^(qū)間造成結(jié)果有偏差，采用門檻模型進行估計，運用兩部分模型和Heckman兩階段模型解決醫(yī)療費用有大量零值導致的正效應偏差問題，從減輕醫(yī)療負擔、促進健康和增加收入三個維度考察城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險受益公平性，以期為進一步實施基本醫(yī)療保險制度改革提供新的思路。

研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險在減輕醫(yī)療負擔方面體現(xiàn)了受益公平性，但在促進健康和增加收入方面的公平性有待提高。究其原因，主要是低收入人群受經(jīng)濟約束，醫(yī)療需求并未因為保險而得到完全釋放。據(jù)此，本文提出實行累進報銷率的建議，引導人們合理利用醫(yī)療資源，促進社會公平。

二、數(shù)據(jù)與模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，該調(diào)查覆蓋中國28個省、自治區(qū)、直轄市，調(diào)查對象主要是45歲以上人群。本文對參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和未參加任何醫(yī)療保險的樣本進行分析，剔除缺漏值和非正常觀察值后，對連續(xù)變量進行1%的縮尾處理，最終確定平衡面板數(shù)據(jù)共1995個，相關(guān)變量詳見表1。

（二）模型與變量

1.門檻模型

學者的已有研究成果表明，基本醫(yī)療保險對不同經(jīng)濟狀況家庭的影響存在異質(zhì)性，但人為劃分經(jīng)濟狀況區(qū)間有可能造成結(jié)果有偏差，本文利用Hansen 提出的固定效應門檻面板模型，以嚴格的統(tǒng)計推斷法對門檻值進行參數(shù)估計與假設(shè)檢驗。

公式（1）和公式（2）分別是單一門檻和雙重門檻的模型，單一門檻模型是用一個門檻值將門檻變量分為兩個區(qū)間；雙重門檻模型是兩個門檻值將門檻變量分為三個區(qū)間，區(qū)間的差異表現(xiàn)為各系數(shù)不同。其中，qit為門檻變量，代表家庭經(jīng)濟狀況，用家庭人均支出度量；γ是待估計的門檻值；1(·)表示指示函數(shù)，括號里的條件成立則取值為1，否則取0；yit是因變量，即家庭人均醫(yī)療支出、家庭人均收入和自評健康狀況；μi表示個體固定效應；χt表示時間固定效應；xit是關(guān)鍵解釋變量，即是否參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的二元變量；Xkit代表控制變量。城鎮(zhèn)職工醫(yī)保覆蓋所有用人單位，是為補償勞動者因疾病造成經(jīng)濟損失而建立的制度，個人無權(quán)選擇是否參加，但有權(quán)選擇是否參加工作，因此，在模型中加入控制變量（見表1），并控制了時間固定效應。

2.兩部分模型

兩部分模型允許用單獨的機制確定是否發(fā)生醫(yī)療支出以及發(fā)生的數(shù)額，估計結(jié)果更穩(wěn)健。設(shè)定兩部分模型如下：

公式（3）和公式（4）列舉了單門檻模型的情況，雙門檻模型與之類似。假定εit～N（0,1），ξit～N（0,σξ2），cov（εit,ξit）=0。

3.Heckman兩階段模型

家庭人均醫(yī)療支出有大量的零值，可能是因為確實未發(fā)生醫(yī)療費用，也可能是因為需要支出醫(yī)療費用而選擇不治療。對前者來說，如果保證是否參與決策是隨機分配，那么不存在偏差；對后者來說，即使在隨機試驗中，也無法對正數(shù)效應賦予因果解釋。另外，因為被調(diào)查者往往隱藏真實收入，收入可能被低估。被選擇的樣本可能無法代替總體，會出現(xiàn)選擇性偏誤，于是本文使用Heckman兩階段模型進行估計，控制變量的選擇與兩部分模型相同。

（三）描述性統(tǒng)計分析

將家庭人均醫(yī)療支出分為五組，表2為參保和未參保樣本在不同組的均值。可以看出，參保和未參保群體的家庭人均醫(yī)療支出相差不大。圖1描述了不同支出組的家庭人均醫(yī)療支出情況，未參保樣本的家庭人均醫(yī)療支出明顯高于參保樣本。雖然參保和未參保群體的家庭人均醫(yī)療支出隨經(jīng)濟狀況改善不斷增長，但增長的幅度仍有差異。總體來說，未參保樣本的家庭人均醫(yī)療支出增長幅度更大，人均支出最低（第1組，即人均支出最低的20%）和次低階層（第2組，即人均支出次低的20%）之間、中等（第3組）和次高階層（第4組）之間尤甚，這說明經(jīng)濟狀況不同可能會造成基本醫(yī)療保險對醫(yī)療支出產(chǎn)生影響。

?表2 五組家庭人均醫(yī)療支出均值

圖2是不同支出組的家庭人均收入變化情況，參保和未參保者的家庭人均收入差異與經(jīng)濟狀況有關(guān)，在經(jīng)濟狀況不好的組，未參保者的家庭人均收入高于參保者的家庭人均收入，而在經(jīng)濟狀況好的組，情況相反。圖3所示的人均支出分組與自評健康狀況的關(guān)系與圖2類似，在經(jīng)濟狀況不好的組，未參保者的自評健康狀況好于參保者。這可能是逆向選擇的結(jié)果，也可能是基本醫(yī)療保險對收入和自評健康的影響具有經(jīng)濟狀況的門檻效應。根據(jù)城鎮(zhèn)職工醫(yī)保參保條件和屬性，前者的可能性較小，后者的可能性有待進一步驗證。

?圖1 不同支出組的家庭人均醫(yī)療支出情況

?圖2 不同支出組的家庭人均收入變化情況

?圖3 不同支出組的平均自評健康狀況

三、實證分析結(jié)果

（一）從減負維度考察基本醫(yī)療保險制度受益公平性

在進行門檻回歸之前，需要確定是否存在門檻效應及門檻變量的門檻個數(shù)。如表3 第（1）列所示，對家庭人均醫(yī)療支出影響的單一門檻和雙重門檻均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，三重門檻的顯著性略低。表4 的第（1）列給出了經(jīng)濟狀況的門檻值和置信區(qū)間，單一門檻值為家庭人均醫(yī)療支出8600元，置信區(qū)間較窄，雙重門檻值尤其是三重門檻值的置信區(qū)間跨度較大。為了盡可能細分不同經(jīng)濟狀況下基本醫(yī)療保險對醫(yī)療負擔的影響，本文選擇三重門檻模型。

分析結(jié)果如表5所示，將家庭經(jīng)濟狀況（q）分為四個區(qū)間，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保在不同收入?yún)^(qū)間對家庭人均醫(yī)療支出的影響有顯著差異。隨著經(jīng)濟狀況的改善，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對家庭人均醫(yī)療支出的影響由負轉(zhuǎn)為正，且經(jīng)濟狀況越好，負向影響越弱或正向影響越強。具體來講，在家庭人均醫(yī)療支出低于1906 元時（低收入），城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使家庭人均醫(yī)療支出減少724.3元，并在1%顯著性水平下顯著。當家庭人均醫(yī)療支出介于1906元和5649元之間時（中低收入），參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使家庭醫(yī)療人均支出顯著減少169.7元。當家庭人均醫(yī)療支出水平高于9756 元時（高收入），城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使家庭人均醫(yī)療支出增長2757元。可以看出，在減輕醫(yī)療負擔方面，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保制度保障了低收入階層的利益。

為了得到更穩(wěn)健的估計結(jié)果，本文進一步使用兩部分模型和Heckman兩階段模型進行考察，結(jié)果如表6所示。第（1）列和第（2）列給出了兩部分模型的估計結(jié)果，其中第（1）列是城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對參保者“發(fā)生醫(yī)療支出”可能性的估計。結(jié)果顯示，參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使低收入家庭發(fā)生醫(yī)療支出的概率降低，使中低收入、中等收入和高收入家庭發(fā)生醫(yī)療支出的概率增加，改變了其有病不醫(yī)的狀況；且隨著收入的增加，發(fā)生醫(yī)療支出的概率增加更多。第（2）列給出了在“醫(yī)療支出為正”的情況下，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對參保者的家庭人均醫(yī)療支出的影響。結(jié)果顯示，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使低收入家庭人均醫(yī)療支出顯著減少1135.7 元，使中低收入家庭人均醫(yī)療支出顯著減少343.8 元。與表5給出的結(jié)果類似，當家庭人均收入大于5649元時，醫(yī)保對家庭人均醫(yī)療支出有顯著正向影響。對高收入家庭而言，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使其家庭人均醫(yī)療支出增加超過4000 元，說明高收入家庭對城鎮(zhèn)職工醫(yī)保比較敏感。第（3）列和第（4）列給出了Heckman兩階段模型的估計結(jié)果，與兩部分模型的結(jié)果相比，其估計系數(shù)偏小，顯著性水平差別不大。結(jié)果相近的原因是逆米爾斯比率不顯著，說明拒絕存在選擇性偏差的原假設(shè)。

?表5 城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對醫(yī)療支出影響的門檻效應回歸結(jié)果

兩部分模型、Heckman兩階段模型與門檻效應回歸結(jié)果對不同經(jīng)濟狀況家庭的人均醫(yī)療支出影響方向一致，估計系數(shù)大小略有差異，但不影響結(jié)論。

（二）從增加收入維度考察基本醫(yī)療保險的受益公平性

本文分別以收入的水平值和對數(shù)值作為被解釋變量，研究城鎮(zhèn)職工醫(yī)保政策的增加收入效果。門檻效應的檢驗結(jié)果如表3第（2）和第（3）列所示，當用收入的水平值作為被解釋變量時，單一門檻、雙重門檻和三重門檻模型均通過10%顯著性水平的顯著性檢驗，而用收入的對數(shù)值作為被解釋變量時，只有單一門檻模型通過10%顯著性水平的顯著性檢驗。表4第（2）和第（3）列門檻值和置信區(qū)間的結(jié)果顯示，以收入水平值作為研究對象時，三重門檻值593.7元與雙重門檻值的第一重門檻值238.8 元接近，且顯著性水平低，于是不考慮有第三重門檻。就雙重門檻來說，第一重門檻值內(nèi)的樣本量只有203 個，相對較少，且第二重門檻值與單一門檻值接近。于是，本文只考慮單一門檻。

將家庭經(jīng)濟狀況（q）分為兩個區(qū)間，表7 左列顯示了以收入的水平值為研究對象的估計結(jié)果，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使經(jīng)濟狀況較好（q＞6333.1）的參保者的家庭人均收入顯著增加1921元，對經(jīng)濟狀況較差（q＜=6333.1）的參保者的家庭人均收入影響不顯著。當被解釋變量為收入的對數(shù)值時（表7 右列），不改變研究結(jié)論，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使經(jīng)濟狀況較好的家庭（q＞6107.9）收入增加18.2%，在10%顯著性水平下顯著。結(jié)果表明，參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對家庭人均收入的影響在不同經(jīng)濟狀況家庭間存在較大差異，體現(xiàn)了較為嚴重的受益不公平，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的主要受益群體是經(jīng)濟狀況較好的家庭。

（三）從促進健康維度考察基本醫(yī)療保險的受益公平性

健康績效門檻效應的檢驗結(jié)果如表3第（4）列所示，單一門檻和雙重門檻分別在10%和5%顯著性水平下顯著，表8給出了基本醫(yī)療保險對自評健康狀況影響的門檻值及置信區(qū)間，根據(jù)顯著性和95%置信區(qū)間的跨度，本文選擇雙重門檻模型。回歸結(jié)果由表9給出，當家庭人均醫(yī)療支出大于1814元和小于650元時，參加醫(yī)保使自評健康狀況“好”的概率分別顯著上升5.4%和4%。當家庭人均醫(yī)療支出介于650元和1814元之間時，基本醫(yī)療保險政策對自評健康狀況有負向影響。

（四）結(jié)果討論與可能的解釋

綜上所述，本文發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險顯著減輕了低收入家庭（q＜1906）和中低收入家庭（1906＜q＜5649）的醫(yī)療負擔，但并未減少中等收入家庭（5649＜q＜9756）和高收入家庭（q＞9756）的醫(yī)療支出；使經(jīng)濟狀況較好的（中等收入及以上）家庭（q＞6333.1）的人均收入增加，而對經(jīng)濟狀況較差（中等收入以下）家庭的收入影響不顯著；使中低及以上收入家庭（q＞1814）的參保者自評健康狀況改善。下文對上述發(fā)現(xiàn)作一些討論和解釋。

?表6 城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對醫(yī)療費用影響門檻效應結(jié)果的進一步考察

首先，就減輕醫(yī)療負擔而言，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的受益群體是經(jīng)濟狀況較差的家庭。本文給出幾種可能的解釋。第一，不同經(jīng)濟狀況家庭對醫(yī)療機構(gòu)的選擇不同。經(jīng)濟狀況好的家庭在就醫(yī)時可能傾向于選擇三甲醫(yī)院，掛專家門診號或特需門診號，報銷比例較低；而經(jīng)濟狀況較差的家庭可能優(yōu)先選擇報銷比例更高的社區(qū)醫(yī)院或醫(yī)保所屬地的醫(yī)院就醫(yī)。第二，不同經(jīng)濟狀況家庭對醫(yī)療設(shè)施的選擇不同。經(jīng)濟狀況好的家庭更在意醫(yī)養(yǎng)環(huán)境，會傾向于選擇配套設(shè)施齊全但不在醫(yī)保范圍內(nèi)的VIP 病房；而經(jīng)濟狀況較差的家庭更在乎成本，可能傾向于選擇在醫(yī)保范圍內(nèi)能夠報銷的普通病房，節(jié)省部分住院費。在用藥方面，術(shù)后的鎮(zhèn)痛泵及一些進口藥等均不在醫(yī)保報銷范圍內(nèi)，患者可以根據(jù)需要選擇使用與否，經(jīng)濟狀況較好的家庭會考慮治療的舒適度等其他因素。第三，不同經(jīng)濟狀況的家庭對醫(yī)療服務的需求不同。本文用受訪者“上個月去醫(yī)院就醫(yī)的次數(shù)”和“過去一年住院的次數(shù)”來衡量受訪者醫(yī)療服務利用情況。如表10所示，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險對受訪者月就醫(yī)次數(shù)和年住院次數(shù)的影響隨家庭經(jīng)濟狀況的不同而有差異，并未使低收入家庭增加醫(yī)療服務利用率，但使經(jīng)濟狀況好的家庭顯著增加月就醫(yī)次數(shù)和年住院次數(shù)。醫(yī)療服務價格的下降不能被其需求的快速上升所抵消，導致經(jīng)濟狀況較好的家庭并未減少醫(yī)療支出。

其次，就促進健康狀況而言，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使中低及以上水平收入群體受益。原因可能是此類人群參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保，增加了對醫(yī)療服務的利用率（如表10所示），不僅使疾病得到及時醫(yī)治，而且就醫(yī)次數(shù)增加會豐富獲得養(yǎng)生和保健知識的渠道，有利于健康行為的規(guī)范。城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對中低收入人群醫(yī)療服務需求的影響不顯著，但也改善了其自評健康狀況，原因可能是參保者有了醫(yī)療保障，心理有了安慰或依賴，主觀認為自己健康狀況良好。

最后，就增加收入的作用而言，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的受益者是中等及以上水平收入群體。原因可能是此類人群參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保，增加了對醫(yī)療服務的利用率（如表10所示），雖未減少醫(yī)療支出，但健康狀況改善，勞動供給效率增加，使收入顯著增加。而中等以下收入群體并未因為參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保而增加醫(yī)療需求，甚至減少了住院次數(shù)。參保需要繳納一定的保費，保費支出擠出了低收入群體本可以用于醫(yī)療服務的資金，使其無法及時就醫(yī)，健康狀況難以改善，因此對收入的影響不顯著。

?表10 城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對醫(yī)療服務需求影響的固定效應回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗

“因病致貧、因病返貧”問題使得包含醫(yī)療支出的家庭人均支出難以代表真正的家庭經(jīng)濟狀況，本文用家庭人均總支出減去人均醫(yī)療支出作為門檻變量進行穩(wěn)健性檢驗。表11和表12分別給出了城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對醫(yī)療支出、收入和健康影響的門檻效應的自抽樣檢驗和門檻值。從表12可以看出，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對收入的門檻值與表4所示的結(jié)果差別很小，取單一門檻模型的門檻值分別為6700元和6333元進行穩(wěn)健性檢驗。根據(jù)表11的檢驗結(jié)果，對醫(yī)療支出的影響選擇三重門檻模型，門檻值分別為734.8元、1905.9元和6700元，與表4的結(jié)果略有差異。于是進行門檻效應結(jié)果估計（見表13），仍能夠得出城鎮(zhèn)職工醫(yī)保減輕經(jīng)濟狀況較差家庭醫(yī)療負擔、增加經(jīng)濟狀況較好家庭醫(yī)療支出的結(jié)論。表11第（3）列表明，以除醫(yī)療支出外的家庭支出衡量經(jīng)濟狀況作為門檻變量時，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對自評健康狀況的門檻效應并不存在。用家庭人均支出作為門檻變量，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對自評健康狀況的影響有門檻效應，是由于人均總支出中包含了醫(yī)療支出，這意味著城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對自評健康狀況的影響只與醫(yī)療支出有關(guān)，與醫(yī)療支出外的其他支出無關(guān)。

?表11 對醫(yī)療支出、收入和自評健康狀況影響的門檻效應的自抽樣的穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論和政策建議

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，利用門檻面板模型考察了城鎮(zhèn)職工醫(yī)保制度的受益公平性，不僅估計了城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對收入影響的門檻效應，還研究了其對醫(yī)療負擔和健康狀況在不同經(jīng)濟狀況下的影響，并利用兩部分模型和Heckman兩階段模型解決醫(yī)療支出有大量零值問題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保在減輕醫(yī)療負擔方面體現(xiàn)了受益公平性特征，在促進健康和增加收入方面，各收入階層的受益差距較大。具體來說，第一，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使經(jīng)濟狀況較好的人群健康狀況改善，收入增加，但并未減輕其醫(yī)療負擔；第二，對于經(jīng)濟狀況較差的家庭，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保能夠有效減輕其醫(yī)療負擔，但對其收入的影響不顯著，并未改善低收入家庭參保者的自評健康狀況；第三，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對自評健康狀況的影響與醫(yī)療支出有關(guān)，與醫(yī)療支出外的其他支出無關(guān)。

?表13 城鎮(zhèn)職工醫(yī)保對醫(yī)療支出影響的門檻效應穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的推行時間最早，制度比較成熟，切實保障了職工的醫(yī)療需求，在減輕經(jīng)濟狀況較差家庭的醫(yī)療負擔方面，符合制度建立的宗旨，但未改善其收入狀況，對收入的影響呈上行趨勢，但未能實現(xiàn)醫(yī)療保險制度的受益公平性，且經(jīng)濟狀況較差的參保者對醫(yī)療服務的需求并未因為參加保險而得到激勵。鑒于此，本文認為城鎮(zhèn)職工醫(yī)保應從以下幾個方面進行完善：

第一，在經(jīng)濟狀況較差時，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使醫(yī)療支出減少，且未因為醫(yī)療價格降低釋放醫(yī)療需求，這一階段不需要考慮其道德風險，而應激勵此類群體及時就醫(yī)，釋放醫(yī)療需求。在制度的構(gòu)建上，可以加大對低收入群體的醫(yī)療救助，也可以提高其報銷比例或降低起付線，促進其充分利用醫(yī)療資源，這也正是近兩年頗受爭議的職工門診共濟保障制度改革努力的目標。此外，在財力許可的情況下，最有效的方式是對低收入人群進行醫(yī)保保費的直接補貼，減輕其繳費負擔。

第二，對于經(jīng)濟狀況較好的群體，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保使其醫(yī)療支出增加，因為參保促進醫(yī)療服務需求增加，對此類群體的制度設(shè)計應避免醫(yī)療資源的浪費。具體做法可以參考累進稅率的做法，實行累進報銷率。累進稅率是根據(jù)應納稅金額分等級規(guī)定遞增的多級稅率，而累進報銷率是根據(jù)醫(yī)療費用分等級規(guī)定遞減的多級報銷率。這既能引導人們合理利用醫(yī)療資源，又能促進社會公平。

第三，繼續(xù)擴大城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的保障范圍，實現(xiàn)制度的運行目標，滿足更多人的醫(yī)療需求。具體而言，可以提高社區(qū)服務的質(zhì)量，增加社區(qū)服務醫(yī)生數(shù)量或增加社區(qū)服務網(wǎng)點，保障社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療服務質(zhì)量，讓人滿為患的“大醫(yī)院”可以分流一些病人至社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)。另外，社區(qū)可以推行醫(yī)療保健問題免費咨詢公益活動，讓低收入群體在特定日期享受免費醫(yī)療咨詢服務，便于疾病預防和及時發(fā)現(xiàn)，鼓勵及早就醫(yī)。