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    弱勢群體醫(yī)療保險(xiǎn)參與公平性及影響因素分析

    2013-10-13 02:24:12呂學(xué)靜
    華東經(jīng)濟(jì)管理 2013年2期
    關(guān)鍵詞:被訪者健康狀況醫(yī)療保險(xiǎn)

    李 佳,呂學(xué)靜

    (1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,北京 100070;2.河北科技師范學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院,河北 秦皇島 066004)

    近年來,隨著新農(nóng)合的逐步深入、政府對新農(nóng)合的補(bǔ)助的進(jìn)一步提高,醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋面在不斷擴(kuò)大,城鄉(xiāng)居民享受著基本醫(yī)療保險(xiǎn)服務(wù)。但是,醫(yī)療保險(xiǎn)的參與受著眾多因素的影響,并不是所有的城鄉(xiāng)居民都能平等地分享這一成果。地區(qū)間的巨大經(jīng)濟(jì)差異導(dǎo)致不同地區(qū)的醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)水平和待遇存在著差距,以新農(nóng)合為例,上海市2012年新農(nóng)合繳費(fèi)水平為人均1080元,而中西部地區(qū)的大多數(shù)省份新農(nóng)合的繳費(fèi)水平僅為人均50元;制度不公還表現(xiàn)為繳費(fèi)不公平,即在經(jīng)濟(jì)狀況相似的情況下,醫(yī)療保險(xiǎn)繳費(fèi)卻不相同,如較低收入的自雇者難以負(fù)擔(dān)按照社會平均工資繳納的醫(yī)療保險(xiǎn),因而參保率較低;另外,收入信息的扭曲將造成對低收入者的累退性籌資[1]。對于城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn),高收入者由于工資只占收入的一部分,因而其按收入繳納的醫(yī)療保險(xiǎn)的比例要低于只掙工資的低收入者,對低收入者事實(shí)上形成了累退性籌資;對于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和新農(nóng)合,由于其固定籌資額,不與收入聯(lián)系,這也形成了低收入者的累退性籌資。

    醫(yī)療保險(xiǎn)作為調(diào)節(jié)收入差距的工具,本應(yīng)具有再分配職能,但近年來學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)社會保障制度存在著“逆向轉(zhuǎn)移”的現(xiàn)象。逆向轉(zhuǎn)移是由于財(cái)政制度對某些社會群體的“偏向”,使最需要照顧的低收入者獲得的轉(zhuǎn)移性收入,反而比更高收入者獲得的轉(zhuǎn)移性收入還少[2]。那么醫(yī)療保險(xiǎn)是否也存在著“逆向轉(zhuǎn)移”的特點(diǎn)?是否對實(shí)現(xiàn)社會公平起著重要的作用?

    由于2003年起實(shí)施的新農(nóng)合極大地提高了農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋率,因此,本研究采用2004、2006和2009年中國營養(yǎng)與健康狀況的調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù),對比分析我國醫(yī)療保險(xiǎn)參與公平性的影響因素。第二部分首先進(jìn)行文獻(xiàn)回顧,并提出本研究的理論依據(jù),即羅爾斯的“最大最小”理論;第三部分討論了數(shù)據(jù)的來源及變量定義,并對樣本的狀況進(jìn)行初步性描述統(tǒng)計(jì);第四部分以醫(yī)療保險(xiǎn)參與為因變量進(jìn)行Probit回歸并分析結(jié)果;最后得出相應(yīng)的結(jié)論。

    二、文獻(xiàn)綜述及理論依據(jù)

    參保公平是指無論收入水平、健康狀況、社會地位或就業(yè)狀況,所有人都有權(quán)參加醫(yī)療保險(xiǎn),享受醫(yī)療保險(xiǎn)待遇。目前對醫(yī)療保險(xiǎn)參與的公平性研究主要集中在參保的弱勢群體——農(nóng)民參保的影響因素上。董志勇(2009)運(yùn)用離散選擇模型,認(rèn)為年齡、婚姻、工作對農(nóng)民參與醫(yī)療保險(xiǎn)有不明顯的正效用;從事家庭手工和小型商業(yè)對農(nóng)戶參與醫(yī)療保險(xiǎn)有顯著的抑制作用;農(nóng)民的健康自評狀況對參加醫(yī)療保險(xiǎn)的決策影響不顯著[3]。李樹森(2010)應(yīng)用二元Logit模型,認(rèn)為城鄉(xiāng)差別和地理位置是影響城鄉(xiāng)居民參與醫(yī)療保險(xiǎn)的重要因素[4]。陳在余(2007)估計(jì)農(nóng)民是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的決策時(shí)采用Probit模型,發(fā)現(xiàn)教育程度、家庭收入以及健康自評非常好與差都對農(nóng)民參加醫(yī)療保險(xiǎn)有著顯著的負(fù)效應(yīng)[5]。薛新東(2009)對城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參與影響因素進(jìn)行了分析,通過二元Logit模型認(rèn)為年齡、民族、婚姻、健康狀況、所在地區(qū)和家庭收入水平對參與意愿有顯著影響;性別、教育程度和工作狀況對居民參與意愿沒有影響[6]。

    綜上所述,目前對醫(yī)療保險(xiǎn)參與意愿的研究視角豐富。但是現(xiàn)有研究存在著以下幾點(diǎn)問題:第一,研究時(shí)間范圍相對較早,所有的研究都是基于2004和2006年的CHNS數(shù)據(jù),在國家進(jìn)一步加大對新農(nóng)合的投入后的情況沒有進(jìn)行研究;第二,采用的所有模型沒有進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn),選用二值選擇模型時(shí)應(yīng)對模型進(jìn)行擬合優(yōu)度檢驗(yàn)進(jìn)而判斷選用Probit模型或Logit模型,但現(xiàn)有研究都是直接選用一個(gè)模型進(jìn)行模擬。標(biāo)準(zhǔn)的Probit或Logit模型假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)為同方差,所以應(yīng)對模型進(jìn)行同方差似然比檢驗(yàn)(LR),檢驗(yàn)是否接受同方差的原假設(shè),再進(jìn)行估計(jì),否則若擾動(dòng)項(xiàng)為異方差,估計(jì)出的參數(shù)則是有偏的,現(xiàn)有的估計(jì)模型都沒有進(jìn)行同方差檢驗(yàn);第三,沒有從“最低最小”的公平性視角對參與公平性進(jìn)行檢驗(yàn)?!白畲笞钚 痹瓌t是羅爾斯提出的兩個(gè)正義原則的第二個(gè),即社會的和經(jīng)濟(jì)的不平等應(yīng)這樣安排,使在與正義的儲存原則一致的情況下,適合于最少受惠者的最大利益(差別原則)[7]。通俗地說就是經(jīng)濟(jì)分配應(yīng)為社會中處于最不利地位的人提供最大的可能利益,從而確保機(jī)會的平等?,F(xiàn)在的醫(yī)療保險(xiǎn)體系是否遵循這一原則,使處于弱勢地位的群體更傾向于參保,本文將通過對弱勢群體的參保公平性研究進(jìn)行說明。

    三、模型、樣本描述與變量定義

    (一)模型

    本文對醫(yī)療保險(xiǎn)公平性的參與因素的估計(jì),是建立在是否選擇參與醫(yī)療保險(xiǎn)的二元選擇模型的基礎(chǔ)上。通過對模型的邊際效應(yīng)、準(zhǔn)R2與正確預(yù)測比率的比較,Probit模型都優(yōu)于Logit模型,因此,本文選用Probit模型,同時(shí)借鑒了Carol Propper(2000)對效用的設(shè)定方式[8]。把個(gè)人基本因素、工作狀況因素、健康狀況因素和地區(qū)差異因素代入醫(yī)療保險(xiǎn)的可觀測效用函數(shù)。

    (二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

    本文采用的數(shù)據(jù)是2004、2006和2009年的CHNS數(shù)據(jù),有關(guān)數(shù)據(jù)的抽樣方法和詳細(xì)說明參見Liu,et.al(2003),通過剔除部分關(guān)鍵變量缺失的樣本,各年數(shù)據(jù)分別為7141份、7175份和26349份樣本。

    根據(jù)“最大最小”理論,經(jīng)濟(jì)分配應(yīng)盡可能地為在社會中處于最不利地位的人提供最大的可能利益。因此,本文將是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)作為被解釋變量,將個(gè)人基本因素、工作狀況因素、健康狀況因素和地區(qū)差異因素中的弱勢群體分離出來,觀察其參保狀況,驗(yàn)證是否符合“差別原則”,建立離散被解釋變量的Probit回歸模型(具體各變量的定義見表1)。

    表1 變量的定義

    根據(jù)調(diào)查,2004-2009年未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比例從70.73%降到9.12%,醫(yī)保覆蓋率有了大幅提升。但是這些年從未參加到已經(jīng)參加醫(yī)療保險(xiǎn)的都是什么樣的人?弱勢群體的是否也做到了真正的參保?根據(jù)“最大最小”原則,資源分配應(yīng)傾向于處于最不利地位的群體,那么這些年參保率的提高是否真正做到這一原則。本文擬從被訪者個(gè)人因素、工作狀況、健康狀況和地區(qū)差異四個(gè)維度來考察弱勢群體醫(yī)療保險(xiǎn)參與公平性的影響因素。

    1.被訪者個(gè)人因素

    主要從被訪者的個(gè)體特征層面來考察對弱勢群體醫(yī)療保險(xiǎn)參與意愿和行為的影響,將年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況和戶口納入分析的框架。假設(shè)認(rèn)為:雖然疾病的發(fā)生是偶然的,但是從人的生命周期看,年紀(jì)越大的人發(fā)生疾病的概率越大,享受醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性越高,因此,可能在醫(yī)療保險(xiǎn)的參保上存在著“逆向選擇”(假設(shè)1);受教育程度與勞動(dòng)者素質(zhì)與能力存在著一定的關(guān)系,因此,假設(shè)受教育程度越高的群體更愿意參加醫(yī)療保險(xiǎn)(假設(shè)2);醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋范圍已涉及城鄉(xiāng),所以假設(shè)戶口不存在著影響醫(yī)療保險(xiǎn)參與的顯著關(guān)系(假設(shè)3)。

    2.工作狀況

    主要由于醫(yī)療保險(xiǎn)面對的參與者主要是勞動(dòng)力人口,因此從被訪者的工作環(huán)境層面來考察對醫(yī)療保險(xiǎn)參與意愿和行為的影響,將是否參加工作、主要職業(yè)、工作地位、工作單位類型和收入狀況納入此類分析的框架。假設(shè)認(rèn)為:工作是獲得醫(yī)療保險(xiǎn)的主要來源,因此假設(shè)參加工作的群體比未就業(yè)的醫(yī)療保險(xiǎn)參與率要高(假設(shè)4);職業(yè)也將是影響醫(yī)療保險(xiǎn)參與的重要因素之一,假設(shè)技術(shù)含量越高、職位越高的群體,單位的福利相對越高,因此醫(yī)療保險(xiǎn)的參與意愿越強(qiáng)(假設(shè)5);我國的各類醫(yī)療保險(xiǎn)都建立了個(gè)人賬戶,需要個(gè)人繳納一定的比例,個(gè)人繳納比例越高,將來醫(yī)療金發(fā)放額越高。因此,將收入分為3類:沒有收入來源至當(dāng)年的最低生活保障為一組(低收入組,并將其作為對照組);將最低生活保障至當(dāng)年的城鄉(xiāng)平均收入為一組(中等收入組);超過當(dāng)年的城鄉(xiāng)平均收入的為一組(高收入組)。假設(shè)收入水平越高,醫(yī)療保險(xiǎn)的參與意愿越強(qiáng)(假設(shè)6)。

    3.健康狀況因素

    個(gè)人的身體健康狀況自己了解的最清楚,因此,選擇個(gè)人自評健康狀況和預(yù)防保健行為作為健康狀況的評估因素,假設(shè)認(rèn)為個(gè)人自評健康狀況越好,越傾向于進(jìn)行預(yù)防保健,醫(yī)療保險(xiǎn)的參與意愿越弱(假設(shè)7)。

    4.地區(qū)差異

    不同地區(qū)對可能也對醫(yī)療保險(xiǎn)參與意愿存在一定的影響,醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用越高、醫(yī)療服務(wù)成本越高的地區(qū),參加醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性越低,因此參加醫(yī)療保險(xiǎn)的參保意愿在不同的區(qū)域之間也存在著差異(假設(shè)8)。

    (三)樣本特征

    在調(diào)查中共涉及三年40665份樣本,涵蓋的自變量又比較多,由于篇幅限制,只給出2009年CHNS調(diào)查樣本的統(tǒng)計(jì)量的描述性分析。

    在2009年調(diào)查中的26439個(gè)樣本中,總體來說,調(diào)查人口年紀(jì)偏大,平均年齡達(dá)到了50歲以上,因此,婚姻狀況也是已婚的居多,同時(shí)由于年齡的限制,受教育程度偏低。但根據(jù)已調(diào)查的數(shù)據(jù),受教育程度并未對參加醫(yī)療保險(xiǎn)有顯著的影響,受教育程度較高的人口參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比例并沒有明顯上升。在工作狀況上,是否有工作是影響參加醫(yī)療保險(xiǎn)的重要因素,參加工作的群體沒有醫(yī)療保險(xiǎn)的比例僅為30.53%,而沒有參加工作的比例為69.74%,是其兩倍。在收入上,低收入組未參加醫(yī)療保險(xiǎn)人群占未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比例為90.81%,與馬斯洛的需求層次理論相符合,當(dāng)人的需求由低到高分為生理、安全、社交、尊重和自我實(shí)現(xiàn)五個(gè)層次,只有低層次的需求得到滿足時(shí),高層次的需求才會產(chǎn)生。對低收入者來說,先存在著生理需求的滿足,當(dāng)收入尚未滿足生理需求的時(shí)候,屬于安全需要的醫(yī)療保險(xiǎn)的需求就會相對較少,當(dāng)收入達(dá)到一定額度以上,可能會由其他方式(如補(bǔ)充性醫(yī)療保險(xiǎn)等)滿足醫(yī)療保障的需求。因此,收入一定水平的人口的參保率會明顯上升。在自評健康狀況上,沒有觀察到有明顯的“逆向選擇”現(xiàn)象,自評狀況差或較差的人口并未明顯積極參加醫(yī)療保險(xiǎn)。在區(qū)域差別上,廣西壯族自治區(qū)未參與醫(yī)療保險(xiǎn)的比例最高,占到22.84%,黑龍江省未參與醫(yī)療保險(xiǎn)的比例最低,各省在醫(yī)療保險(xiǎn)的參保狀況上還是有明顯差異性的(具體結(jié)果見表2)。在對模型估計(jì)前首先進(jìn)行解釋變量的同方差檢驗(yàn)(LR檢驗(yàn)),其中卡方值為162.28,其同方差原假設(shè)概率為0.00%,表明拒絕接受原假設(shè),在模型估計(jì)時(shí)應(yīng)使用異方差的probit模型估計(jì)。

    表2 2009年自變量與控制變量的比例與均值

    續(xù)表2

    四、回歸分析結(jié)果

    被訪者個(gè)人因素、工作狀況、健康狀況以及地區(qū)差異等社會特征對弱勢群體的醫(yī)療保險(xiǎn)參與意愿產(chǎn)生了明顯影響。然而這些變量的影響程度究竟如何,將以上面四方面的指標(biāo)為自變量,以參與醫(yī)療保險(xiǎn)的狀況為因變量,建立Probit回歸模型。具體結(jié)果如表3所示。

    表3 是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的Probit模型回歸系數(shù)結(jié)果

    (一)在被訪者的個(gè)人因素中,已沒有明顯的對弱勢群體的歧視

    年齡在2004、2006年系數(shù)為正表明年齡越大,參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比例越高,符合假設(shè)1;性別因素在其他年份都不顯著,只有在2009年有一定的負(fù)向顯著性,表明男性比女性的參保率略低;受教育程度在2004、2006年存在著明顯的對弱勢群體參與醫(yī)療保險(xiǎn)的歧視,即受教育程度越高,參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比例越高,但在2009年已經(jīng)出現(xiàn)了顯著的變化,受教育程度與參加醫(yī)療保險(xiǎn)呈現(xiàn)了反向的關(guān)系,說明對弱勢群體的歧視正在好轉(zhuǎn);婚姻狀況上2009年出現(xiàn)了正向的顯著性,說明已婚人口參加醫(yī)療保險(xiǎn)的比重高于未婚人口;在戶口上對弱勢群體參與醫(yī)療保險(xiǎn)歧視性的改善更為明顯,2006、2009年其系數(shù)都顯著為負(fù)向,表明與城鎮(zhèn)人口相比較,農(nóng)村人口參保醫(yī)療保險(xiǎn)的比例更高,因此,整體而言,被訪者的個(gè)人因素中,已沒有看到對弱勢群體的明顯歧視。

    (二)在被訪者的工作狀況中,尤其是對收入狀況存在著對弱勢群體的明顯歧視

    其中是否有工作和工作地位對醫(yī)療保險(xiǎn)的參與沒有顯著的影響,可以忽略不計(jì)。在主要職業(yè)上,可以看出與農(nóng)民相比,尤其是2009年,非技術(shù)工人和退休或無業(yè)的人的醫(yī)療保險(xiǎn)參與系數(shù)都為明顯的負(fù)號,可以看出在主要職業(yè)上,農(nóng)民由于新農(nóng)合的覆蓋,已不是參與醫(yī)療保險(xiǎn)的弱勢群體,而在城鎮(zhèn)中,尤其是服務(wù)行業(yè)人員以及退休或無業(yè)人員的系數(shù)與農(nóng)民相比都明顯為負(fù)號,表明在主要職業(yè)中,參加醫(yī)療保險(xiǎn)的弱勢群體現(xiàn)在主要是城市的服務(wù)人員、無業(yè)者或者退休者。在工作單位類型上,以農(nóng)民作為對照組,各類工作單位的系數(shù)都為正號且非常顯著。這說明以工作單位的性質(zhì)進(jìn)行劃分,有單位的工作者的醫(yī)療保險(xiǎn)的參與率還是明顯地高于農(nóng)民。在收入狀況上,對低收入者的醫(yī)療保險(xiǎn)的歧視非常明顯,中等收入和高收入者的醫(yī)保參與率要明顯高于低收入者,而且三年都是如此,說明對低收入者存在著明顯的歧視。因而,整體來看,工作狀況中對弱勢群體存在著明顯的歧視,只是弱勢群體由于劃分標(biāo)準(zhǔn)的不同而不同。

    (三)對被訪者的健康狀況來說,健康狀況不存在著明顯的逆向選擇效應(yīng)

    以自評狀況為差的為對照組,身體狀況越好越愿意參加醫(yī)療保險(xiǎn),同時(shí),有預(yù)防保健的人群明顯更傾向與參加醫(yī)保,因此,原假設(shè)7不成立。

    (四)對地區(qū)差異來說,各地狀況明顯不同

    以2009年為例,以遼寧省為對照組,廣西壯族自治區(qū)的系數(shù)為顯著負(fù)號,江蘇、山東省為顯著正號,說明地區(qū)間還是存在著醫(yī)療保險(xiǎn)參保的顯著差異。廣西壯族自治區(qū)要的參保率要明顯低于其他各省,而經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)的江蘇和山東省的參保率要明顯高于其他各省,與各省的經(jīng)濟(jì)實(shí)力狀況一致就不再贅述。

    五、結(jié) 論

    根據(jù)羅爾斯的“最大最小”原則,社會要實(shí)現(xiàn)公平遵循的第二個(gè)原則是經(jīng)濟(jì)資源的分配應(yīng)盡可能地為在社會中處于最不利地位的人提供最大的可能利益。據(jù)此,本文將影響弱勢群體參加社會醫(yī)療保險(xiǎn)的因素分為四類:第一類是被訪者自身的個(gè)人因素,包括年齡、性別、受教育程度、婚姻情況以及戶口。從分析結(jié)果看,這類因素從整體看已經(jīng)沒有對弱勢群體的歧視。第二類是工作狀況,包括是否參加工作、主要職業(yè)、工作地位、工作類型以及收入狀況。這類因素體現(xiàn)出明顯的對弱勢群體的歧視。弱勢群體根據(jù)劃分標(biāo)準(zhǔn)的不同包括農(nóng)民、退休及無業(yè)者以及低收入群體。第三類是被訪者的自身健康狀況,包括自評狀況和預(yù)防保健。根據(jù)分析結(jié)果,健康狀況不存在著明顯的逆向選擇效應(yīng)。第四類是地區(qū)差異。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù),其分布遍及我國的9個(gè)省,根據(jù)調(diào)查結(jié)果,醫(yī)療保險(xiǎn)的參與率與經(jīng)濟(jì)實(shí)力存在一致的傾向。

    綜上所述,弱勢群體醫(yī)療保險(xiǎn)的參與主要取決于個(gè)人的工作狀況因素,其中尤其以職業(yè)、工作單位類型和收入程度相關(guān)性較大。因此,要提高弱勢群體的醫(yī)療保險(xiǎn)參與率主要要解決城鎮(zhèn)的無業(yè)人員的就業(yè)、提高就業(yè)人員的收入水平并提高就業(yè)質(zhì)量。

    注 釋:

    ① 所謂加權(quán)的最低生活保障線,是根據(jù)樣本調(diào)查的農(nóng)村戶口數(shù)與城鎮(zhèn)戶口數(shù)的比重,各自與當(dāng)年的城市、農(nóng)村最低生活保障線相乘并加總得到。2004、2006、2009年的加權(quán)最低生活保障線分別為:1200元、1407元和1714元。同理,加權(quán)的城鄉(xiāng)居民平均收入也是按這一權(quán)重得到,2004、2006、2009年的加權(quán)城鄉(xiāng)平均收入分別為:6000元、7428元和9137元。

    [1]朱俊生.中國健康保障制度的挑戰(zhàn)及其應(yīng)對[J].湖北大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會科學(xué)版),2010(3):91-96.

    [2]楊天宇.中國居民收入再分配過程中的“逆向轉(zhuǎn)移”問題研究[J].統(tǒng)計(jì)研究,2009(4):19-24.

    [3]董志勇,黃邁.農(nóng)戶參與醫(yī)療保險(xiǎn)行為決策影響因素分析[J].保險(xiǎn)研究,2009(12):45-51.

    [4]李樹森,張世偉,周闖.醫(yī)療保險(xiǎn)參與影響因素研究:基于我國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J].中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì),2010(7):20-22.

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