參保機(jī)會、保障水平與醫(yī)療服務(wù)利用均等化
——基于廣東省A市的地區(qū)差異分析

瞿婷婷，申曙光

（中山大學(xué) 嶺南學(xué)院，廣東 廣州510275）

一、引 言

醫(yī)療服務(wù)利用均等是指無論社會經(jīng)濟(jì)特征（收入、種族、地域等）如何，有相同需要①的個體都能得到相同的醫(yī)療待遇，可簡稱為“同需同治”（Le Grand，1978）。但在現(xiàn)實(shí)中，國內(nèi)外都普遍出現(xiàn)了醫(yī)療服務(wù)利用不均等的現(xiàn)象。近年來，作為我國醫(yī)療保障的主要組成部分，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療三項(xiàng)社會醫(yī)療保險制度已覆蓋全體城鄉(xiāng)居民。因此，要深入考察國內(nèi)不同地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)利用及其均等化的影響因素，不僅不能忽略醫(yī)療保險的重要影響，還要特別注意我國醫(yī)療保險制度與國外的區(qū)別。

我國社會醫(yī)療保險實(shí)行屬地管理，這使不同統(tǒng)籌地市之間社會醫(yī)療保險制度和醫(yī)療服務(wù)利用的差異很可能存在互為因果的內(nèi)生關(guān)系。一方面，不同統(tǒng)籌地市之間社會醫(yī)療保險制度的差異將直接導(dǎo)致參保人的醫(yī)療服務(wù)利用差異；另一方面，不同統(tǒng)籌地市之間參保人醫(yī)療服務(wù)利用的差異也將促使決策部門針對本地市實(shí)際情況制定相應(yīng)的社會醫(yī)療保險制度，從而不同統(tǒng)籌地市形成了不盡相同的社會醫(yī)療保險制度。然而，現(xiàn)有研究往往忽略了這種潛在的內(nèi)生性問題。但是，同一統(tǒng)籌地市不同地區(qū)的參保人能夠?qū)崿F(xiàn)參保機(jī)會均等化。②參保機(jī)會均等是指無論是在政策制度規(guī)定層面還是在貫徹執(zhí)行層面，所有個體都被納入醫(yī)療保險制度的覆蓋范圍并享有相同的醫(yī)療保障（申曙光和侯小娟，2012）?？梢姡o定不同地區(qū)滿足參保機(jī)會均等后，考察地區(qū)差異對醫(yī)療服務(wù)利用均等化的影響就能避免內(nèi)生性問題，從而修正現(xiàn)有研究的偏誤。

圍繞醫(yī)療保險對醫(yī)療服務(wù)利用的影響，國內(nèi)絕大多數(shù)研究都是基于對比醫(yī)療保險有無的視角。而如前所述，隨著參保機(jī)會逐步實(shí)現(xiàn)均等化，有必要在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上進(jìn)一步考察醫(yī)療保險的其他特征如籌資機(jī)制、保障水平等如何影響醫(yī)療服務(wù)利用及其均等化。其中，由于保障水平直接決定參保人醫(yī)療服務(wù)利用的實(shí)際價格——保障水平越高，參保人面臨的實(shí)際醫(yī)療服務(wù)價格越低，因而將對醫(yī)療服務(wù)利用及其均等化產(chǎn)生重要影響（Manning等，1987）。但是國內(nèi)還鮮有保障水平如何影響醫(yī)療服務(wù)利用及其均等化的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。這不利于在實(shí)現(xiàn)參保機(jī)會均等化的現(xiàn)實(shí)背景下理解地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)利用不均等的原因，也不利于明確如何完善現(xiàn)有醫(yī)療保險制度以促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)利用均等化。

此外，不同于一般商品，醫(yī)療服務(wù)利用是一個兩階段決策過程：第一階段為觸發(fā)決策階段，由患者決定是否看病；第二階段為頻率決策階段，主要由醫(yī)生決定提供醫(yī)療服務(wù)的數(shù)量、復(fù)診的次數(shù)等。醫(yī)療服務(wù)利用不均等在兩個階段都可能出現(xiàn)，并且由于兩階段的行為主體不同（第一階段為患者，第二階段主要為醫(yī)生），不均等的表現(xiàn)形式、影響因素是不同的（Gerdtham，1997）。但是我國已有研究因數(shù)據(jù)所限沒能針對這種兩階段決策特征建模，這使其結(jié)論無法區(qū)分不同決策階段醫(yī)療服務(wù)利用不均等程度及其影響因素的差異。

綜合以上分析，為了研究醫(yī)療保險基本全覆蓋后我國不同地區(qū)醫(yī)療服務(wù)利用均等化的現(xiàn)狀，同時避免不同統(tǒng)籌地市之間社會醫(yī)療保險制度與醫(yī)療服務(wù)利用的內(nèi)生性問題，本文基于兩部模型（Two－part model，或稱Hurdle model），采用從廣東省A市社會醫(yī)療保險信息管理系統(tǒng)中提取的城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人的微觀數(shù)據(jù)，考察參保機(jī)會及保障水平對該統(tǒng)籌地市三個不同地區(qū)的參保人不同決策階段醫(yī)療服務(wù)利用均等化的影響。本文的主要貢獻(xiàn)包括：首先，為參保機(jī)會均等化后不同地區(qū)參保人不同決策階段醫(yī)療服務(wù)利用不均等的現(xiàn)狀及成因提供了全新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文立足于我國基本實(shí)現(xiàn)醫(yī)療保障全覆蓋的現(xiàn)實(shí)背景和醫(yī)療服務(wù)利用兩階段決策的特征，基于兩部模型來計算和分解集中指數(shù)，發(fā)現(xiàn)參保機(jī)會均等能在一定程度上促進(jìn)地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)利用均等化，從而深化和豐富了目前有關(guān)我國醫(yī)療服務(wù)利用均等化的研究結(jié)論。其次，通過考察保障水平對參保人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，證實(shí)了存在過度醫(yī)療問題且阻礙了醫(yī)療服務(wù)利用均等化。本文發(fā)現(xiàn)，過度醫(yī)療問題表現(xiàn)為保障水平越高，則參保人頻率決策階段的醫(yī)療服務(wù)利用越多，據(jù)此可為如何完善我國社會醫(yī)療保險制度以促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)利用均等化探索新的思路。最后，本文的實(shí)證模型、研究結(jié)論均建立在從社會醫(yī)療保險信息管理系統(tǒng)中提取的實(shí)際微觀數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，這有助于考察參保人醫(yī)療服務(wù)利用的真實(shí)特征和醫(yī)療服務(wù)利用不均等的實(shí)際程度。本文研究具有較強(qiáng)的政策含義，為我國推行“全民醫(yī)?！奔啊靶箩t(yī)改”的必要性和正確性提供了證據(jù)支持。同時，本文對于更好地理解現(xiàn)實(shí)中的過度醫(yī)療現(xiàn)象具有較強(qiáng)的啟示意義。

二、研究方法與模型

我們先討論如何采用集中指數(shù)來衡量醫(yī)療服務(wù)利用的均等化程度，然后探討如何基于非線性模型分解集中指數(shù)。

（一）醫(yī)療服務(wù)利用不均等的衡量。文獻(xiàn)中常用極差法、基尼系數(shù)、差異指數(shù)、Atkinson指數(shù)和集中指數(shù)來衡量醫(yī)療服務(wù)利用的均等化程度。集中指數(shù)因其定義的直觀性和分解的簡便性等優(yōu)點(diǎn)得到了較為廣泛的應(yīng)用。為了便于對比不同地區(qū)參保人的醫(yī)療服務(wù)利用均等化程度、明確其不均等的原因，本文也選用集中指數(shù)來測度醫(yī)療服務(wù)利用的不均等程度。

對于（加權(quán)型）個體而非分組數(shù)據(jù)而言，將個體按收入從低到高排序后，集中指數(shù)（concentrate index）CM就等于（基于權(quán)重的）排名第i位的個體實(shí)際利用的醫(yī)療服務(wù)yi與其相對分?jǐn)?shù)秩序Ri的（加權(quán)）協(xié)方差：

其中，N為樣本量，wi為排名第i位（i＝1，2，…，N）的個體所占權(quán)重，y是yi的樣本均值，Ri＝（i－0.5）／N。CM為零則表明不存在不均等，為正（負(fù)）則表明不均等有利于富（窮）人，或稱存在親富（窮）人的不均等。

除了可用式（1）的協(xié)方差法計算集中指數(shù)，Kakwani等（1997）證明了采用簡便回歸法也可以得到集中指數(shù)。這種方法在得到集中指數(shù)的同時還能得到其標(biāo)準(zhǔn)誤，從而便于檢驗(yàn)指數(shù)在統(tǒng)計上的顯著性。因此，本文也采用該方法來計算集中指數(shù)CM。具體而言，對式（2）進(jìn)行OLS回歸③得到的系數(shù)δ1的估計值就等于CM。

然而，僅當(dāng)個體的醫(yī)療服務(wù)需要不隨其收入變化時，CM才能衡量不公平程度，否則就應(yīng)當(dāng)將其與需要的醫(yī)療服務(wù)的不均等程度Cn進(jìn)行比較，即計算CM和Cn的差額得到水平不公平指數(shù)HI（horizontal inequity index）。類似于回歸法求解集中指數(shù)，Van Doorslaer等（2000）證明了對式（3）進(jìn)行OLS回歸得到的系數(shù)δ2的估計值就等于HI。

現(xiàn)有文獻(xiàn)常用住院天數(shù)、就診次數(shù)等作為實(shí)際醫(yī)療服務(wù)利用yi的代理變量。在計算水平不公平指數(shù)時，Van Doorslaer等（2004）指出應(yīng)當(dāng)針對住院天數(shù)、就診次數(shù)的數(shù)據(jù)特性——取值為非負(fù)整數(shù)的計數(shù)資料（count data）來建立非線性方程以預(yù)測個體需要的醫(yī)療服務(wù)。因此，需考慮與這類數(shù)據(jù)相聯(lián)系的計數(shù)模型如泊松模型來減小預(yù)測誤差。同時，實(shí)際數(shù)據(jù)往往存在過度分散問題（overdispersion）和過度零值問題（excess zeros）。前者將違背泊松模型關(guān)于方差等于均值的假設(shè)，此時要采用負(fù)二項(xiàng)（或稱廣義泊松）模型（McCullagh和Nedlder，1983）進(jìn)行修正；后者與醫(yī)療服務(wù)利用決策階段不同有關(guān)，應(yīng)采用兩部模型（Mullahy，1986）進(jìn)行修正：用Logit模型和截斷負(fù)二項(xiàng)模型來分別刻畫觸發(fā)決策階段和頻率決策階段。本質(zhì)上，Logit模型和截斷負(fù)二項(xiàng)模型都是非線性模型，其一般形式可以寫為：

當(dāng)排名第i位的個體與醫(yī)療系統(tǒng)中其他個體的收入、非需要類因素的平均情況相同時，他需要的醫(yī)療服務(wù)便可以由式（5）得到：

（二）醫(yī)療服務(wù)利用不均等的分解。通過進(jìn)一步分解集中指數(shù)CM可以明確哪些因素引起了醫(yī)療服務(wù)利用不均等。早期對CM的分解往往基于線性的醫(yī)療服務(wù)利用方程，即設(shè)定yi和xri、xni以及xpi滿足如式（6）所示的線性關(guān)系：

將式（6）代入式（1），便可將集中指數(shù)CM分解為收入、需要類因素和非需要類因素的貢獻(xiàn)之和（Wagstaff等，2003），如式（7）所示：

然而，我們從式（4）看到，yi和以及之間實(shí)際上并不符合形如式（6）所示的線性關(guān)系。近年來，針對醫(yī)療服務(wù)利用屬于計數(shù)資料及其兩階段決策的特點(diǎn)，越來越多的研究開始基于非線性方程來分解集中指數(shù)。Van Doorslaer等（2004）建議采用如式（8）所示的近似線性方程來分解集中指數(shù)。

式（8）不僅保留了Logit模型或截斷負(fù)二項(xiàng)模型的非線性特征，也使我們可以通過將式（7）中的βj（j＝r，n，p）替換為，從而在線性分解集中指數(shù)的框架下計算某個因素對CM的貢獻(xiàn)，如式（9）所示：

三、數(shù)據(jù)來源與變量選取

（一）數(shù)據(jù)來源。本文數(shù)據(jù)來自中山大學(xué)社會保障研究中心承擔(dān)的國家社會科學(xué)基金重大項(xiàng)目和重點(diǎn)項(xiàng)目對廣東省廣州市、佛山市、梅州市、江門市等14個地市的調(diào)研，在各個地市社會醫(yī)療保險信息管理系統(tǒng)中提取城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人的個人信息、繳費(fèi)信息和報銷信息等微觀月度數(shù)據(jù)，時間跨度為2005年7月至2009年6月。

為使實(shí)證結(jié)果更具普遍性，本文選取其中一個經(jīng)濟(jì)發(fā)展在廣東省處于中等偏下水平、在全國處于中等水平（地區(qū)生產(chǎn)總值在全國120多個大中城市中排名62位）的統(tǒng)籌地市A的三個不同地區(qū)作為研究對象，其人口結(jié)構(gòu)等情況與全國大部分地市相似（參保群體的年齡結(jié)構(gòu)呈“甕”形分布），而其社會醫(yī)療保險制度的建立和發(fā)展也與我國其他地市類似。經(jīng)當(dāng)?shù)毓芾聿块T證實(shí)，早年樣本地市的醫(yī)療保險信息系統(tǒng)建設(shè)不盡完善，可能存在錯誤或遺漏登記等情況，因此本文選取最近一個社保年度，即2008社保年度（2008年7月至2009年6月）來呈現(xiàn)實(shí)證結(jié)果。

（二）變量選取。根據(jù)《A市基本醫(yī)療保險試行辦法》，A市城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的報銷范圍為參保人特殊病種門診⑤或住院醫(yī)療費(fèi)用。鑒于患者的特殊病種門診治療一般不住院（即住院天數(shù)為零），本文選用門診次數(shù)作為其醫(yī)療服務(wù)利用的代理變量。與現(xiàn)有文獻(xiàn)一致，本文選用住院天數(shù)作為住院醫(yī)療服務(wù)利用的代理變量。即本文的被解釋變量包括門診次數(shù)和住院天數(shù)，區(qū)分這兩種不同類型的醫(yī)療服務(wù)能反映不同病情（種）對醫(yī)療服務(wù)利用的不同影響。而解釋變量包括收入、需要類因素以及非需要類因素。其中，選取性別、年齡和健康狀況作為需要類因素。在非需要類因素中，除了選用文獻(xiàn)中常用的居住地、職業(yè)狀況、受教育程度、醫(yī)療資源可及性等變量以外，本文還引入了實(shí)際報銷比例和醫(yī)院等級來反映社會醫(yī)療保險的保障水平。通常而言，除報銷比例外，保障水平還包括起付標(biāo)準(zhǔn)、最高支付限額（或稱封頂線）等因素。按照規(guī)定，不同等級醫(yī)院的起付標(biāo)準(zhǔn)不同，因而將醫(yī)院等級引入醫(yī)療服務(wù)利用方程可以控制起付標(biāo)準(zhǔn)對醫(yī)療服務(wù)利用的影響。此外，鑒于參保人年度醫(yī)療費(fèi)用超過最高支付限額的情況很少，保障水平的測度并沒有考慮最高支付限額的影響。

相比于一般研究所采用的調(diào)查數(shù)據(jù)，本文選用的微觀數(shù)據(jù)能更加準(zhǔn)確和大范圍地收集參保人的醫(yī)療服務(wù)利用情況。但是社會醫(yī)療保險信息管理系統(tǒng)更偏重記錄參保人的繳費(fèi)情況和醫(yī)療費(fèi)用報銷情況，因此本文為收入、健康狀況和受教育程度選用了代理變量。首先，用參保人的繳費(fèi)工資來代理其收入水平。根據(jù)規(guī)定，繳費(fèi)工資等于參保人上年度月平均工資，從而能較好地反映其基本收入狀況。其次，用參保人的待遇類別⑥來代理其健康狀況。A市城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險將參保人的待遇類別分為離休人員、老紅軍、二等乙級以上革命傷殘人員以及普通工人。這種劃分主要是為了照顧健康狀況較差的特殊人群。最后，用起始工作年齡作為受教育程度的代理變量。一般來說，起始工作年齡越小，則受教育程度越低。綜合以上分析，結(jié)合本文的數(shù)據(jù)來源，變量的計算方法見表1。

表1 變量定計

（三）描述性統(tǒng)計。我們共收集到2008社保年度特殊病種門診醫(yī)療服務(wù)觀測值353 447個，剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本（職業(yè)狀況缺失1個、性別缺失14個、年齡缺失1個），最終保留觀測值353 431個；收集到2008社保年度住院醫(yī)療服務(wù)觀測值369 115個，剔除相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的樣本（職業(yè)狀況缺失1個、性別缺失15個、年齡缺失1個），最終保留觀測值369 098個。主要變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。

醫(yī)療服務(wù)利用是我們最關(guān)心的變量之一。2008社保年度特殊病種門診次數(shù)和住院天數(shù)的均值（中位數(shù)）分別為0.208（0）和0.658（0），意味著沒有利用醫(yī)療服務(wù)的參保人占絕大多數(shù)，醫(yī)療服務(wù)利用呈右偏、厚尾的分布特征。這再次表明應(yīng)當(dāng)采用合適的非線性模型來擬合特殊病種門診次數(shù)和住院天數(shù)。其他變量詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)計

四、實(shí)證分析

這里先估計醫(yī)療服務(wù)利用方程來預(yù)測參保人需要的醫(yī)療服務(wù)，以便計算水平不公平指數(shù)；然后計算不同地區(qū)觸發(fā)決策階段、頻率決策階段特殊病種門診和住院醫(yī)療服務(wù)利用的集中指數(shù)和水平不公平指數(shù)；最后采用非線性方法分解集中指數(shù)以進(jìn)一步分析造成不均等的原因。

（一）醫(yī)療服務(wù)利用方程的估計。采用兩部模型估計特殊病種門診利用方程的結(jié)果見表3。

從表3Logit模型估計結(jié)果中可以看到，所有地區(qū)的參保人在觸發(fā)決策階段的醫(yī)療服務(wù)利用都表現(xiàn)為：收入增加將顯著提高參保人的就診概率（地區(qū)1除外），男性就診概率顯著低于女性（地區(qū)1除外），年齡越大的參保人就醫(yī)概率越高。

表3列（2）、列（5）和列（8）報告了在不考慮保障水平的情況下，采用兩部模型中的截斷負(fù)二項(xiàng)模型的估計結(jié)果。結(jié)果表明，不同地區(qū)收入和需要類因素對頻率決策階段特殊病種門診次數(shù)的影響不僅表現(xiàn)出較大差異，而且多數(shù)與理論預(yù)期不相符。在進(jìn)一步引入了實(shí)際報銷比例、醫(yī)院等級等反映基本醫(yī)療保險保障水平的變量后，我們發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)收入和需要類因素對頻率決策階段特殊病種門診次數(shù)的影響基本保持一致，并且符合理論預(yù)期，從而佐證了將保障水平引入醫(yī)療服務(wù)利用方程的合理性。值得注意的是，健康狀況對門診次數(shù)的影響存在較大的地區(qū)差異：在地區(qū)1，健康狀況欠佳的參保人的門診次數(shù)顯著更少；在地區(qū)2，健康狀況欠佳的參保人的門診次數(shù)顯著更多；在地區(qū)3，健康狀況欠佳的參保人的門診次數(shù)與其他人相比沒有顯著差異。造成這種地區(qū)差異的原因比較復(fù)雜，可能與健康狀況存在一定的測量誤差有關(guān)，也可能與沒能控制住的地區(qū)差異因素有關(guān)。

表3 特殊病種門診醫(yī)療服務(wù)利用方程估計

保障水平對不同地區(qū)頻率決策階段特殊病種門診的影響表現(xiàn)出高度的一致性。首先，實(shí)際報銷比例對所有地區(qū)的門診次數(shù)都具有顯著的正向影響；其次，所有地區(qū)的參保人在三級醫(yī)院或二級醫(yī)院的門診次數(shù)都顯著多于一級醫(yī)院（尤其是地區(qū)3）。我們認(rèn)為，實(shí)際報銷比例對醫(yī)療服務(wù)利用的顯著影響意味著很可能存在過度醫(yī)療。醫(yī)療保險的補(bǔ)償效應(yīng)容易引發(fā)參保人的過度需求或醫(yī)生的誘導(dǎo)需求行為（Pauly，1968），本文的實(shí)證結(jié)果則為過度醫(yī)療的存在提供了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。醫(yī)院等級對門診次數(shù)的影響則更多地體現(xiàn)為醫(yī)療質(zhì)量的影響，而非起付標(biāo)準(zhǔn)的影響。三級、二級醫(yī)院的起付標(biāo)準(zhǔn)更高，理論上將降低參保人的就診積極性，但我們實(shí)際觀察到參保人在三級、二級醫(yī)院的門診次數(shù)顯著更多。這正是由參保人對于特殊病種門診的治療偏好醫(yī)療質(zhì)量更好的醫(yī)院所導(dǎo)致的，其中可能不乏參保人“小病大治”的非理性選擇。換言之，起付標(biāo)準(zhǔn)對參保人理性就醫(yī)的約束有限，這對不同醫(yī)院等級起付標(biāo)準(zhǔn)設(shè)計的優(yōu)化提出了挑戰(zhàn)。

表4分別報告了對3個地區(qū)參保人的住院醫(yī)療服務(wù)利用方程估計結(jié)果。

從表4Logit模型的估計結(jié)果中可以看到，類似于特殊病種門診的估計結(jié)果，所有地區(qū)參保人觸發(fā)決策階段住院醫(yī)療服務(wù)利用同樣表現(xiàn)出在其他因素相同的情況下，收入增加將顯著提高參保人的住院概率，男性住院概率顯著低于女性，年齡越大的參保人住院概率越高。

表4 住院醫(yī)療服務(wù)利用方程估計

在不考慮保障水平的情況下，不同地區(qū)收入和需要類因素對頻率決策階段住院天數(shù)的影響也存在較大差異。進(jìn)一步引入實(shí)際報銷比例、醫(yī)院等級等變量后，在頻率決策階段，給定其他因素不變，首先，收入越高的參保人住院天數(shù)顯著越少；其次，性別對住院天數(shù)的影響并不顯著（地區(qū)3除外）；最后，其他年齡組的參保人與30歲以下參保人相比的住院天數(shù)沒有顯著差異（地區(qū)2除外）。這些結(jié)果與特殊病種門診利用方程的估計結(jié)果相似。但是健康狀況對住院天數(shù)的影響則表現(xiàn)為所有地區(qū)健康狀況欠佳的參保人的住院天數(shù)與其他人沒有顯著差異。這同樣可能是健康狀況的測度存在一定的測量誤差引起的。

關(guān)于保障水平對頻率決策階段住院天數(shù)的影響，不同地區(qū)表現(xiàn)一致，但與特殊病種門診的估計結(jié)果存在一定的差異：類似于特殊病種門診，實(shí)際報銷比例對所有地區(qū)的住院天數(shù)都具有顯著的正向影響；但與特殊病種門診不同的是，所有地區(qū)的參保人在三級醫(yī)院或二級醫(yī)院的住院天數(shù)都顯著少于一級醫(yī)院（地區(qū)1除外）。我們認(rèn)為，實(shí)際報銷比例對住院天數(shù)的顯著影響同樣意味著很可能存在過度醫(yī)療。而醫(yī)院等級對住院天數(shù)的影響則包含了醫(yī)療質(zhì)量和起付標(biāo)準(zhǔn)兩方面的作用。一方面，三級、二級醫(yī)院的起付標(biāo)準(zhǔn)更高，在一定程度上降低了參保人到該醫(yī)院住院的積極性；另一方面，三級、二級醫(yī)院的醫(yī)療質(zhì)量更高，治愈效率更高，從而幫助病人更快地恢復(fù)健康，縮短了他們的住院天數(shù)。

（二）醫(yī)療服務(wù)利用不均等的檢驗(yàn)?？紤]到簡單比較不同地區(qū)的集中指數(shù)以判斷醫(yī)療服務(wù)利用不均等的地區(qū)差異缺乏統(tǒng)計檢驗(yàn)的支持，本文采用自抽樣法（Bootstrap）來檢驗(yàn)地區(qū)間集中指數(shù)的差異是否顯著。所有計算及檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)利用不均等檢驗(yàn)

就特殊病種門診醫(yī)療服務(wù)而言，地區(qū)1和地區(qū)3的集中指數(shù)在觸發(fā)決策階段顯著為負(fù)，而在頻率決策階段所有地區(qū)的集中指數(shù)與零沒有顯著差異?？梢哉J(rèn)為，各地區(qū)在觸發(fā)決策階段存在親窮人的醫(yī)療服務(wù)利用不均等，在頻率決策階段則實(shí)現(xiàn)了“同需同治”。比較各地區(qū)的集中指數(shù)差異可以看到，尤其是觸發(fā)決策階段，經(jīng)驗(yàn)p值的結(jié)果都表明地區(qū)間的不均等程度不存在顯著差異。這意味著特殊病種門診醫(yī)療服務(wù)利用在三個地區(qū)之間基本實(shí)現(xiàn)了均等化。水平不公平指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，地區(qū)2和地區(qū)3在觸發(fā)決策階段存在親富人的醫(yī)療服務(wù)利用不公平，但在頻率決策階段則實(shí)現(xiàn)了橫向公平。由住院醫(yī)療服務(wù)的檢驗(yàn)結(jié)果可知，觸發(fā)決策階段和頻率決策階段都存在親窮人的醫(yī)療服務(wù)利用不均等（地區(qū)1除外）。與特殊病種門診的均等化現(xiàn)狀不同，住院醫(yī)療服務(wù)利用經(jīng)驗(yàn)p值的結(jié)果表明不同地區(qū)在觸發(fā)決策階段的不均等程度存在顯著差異，而在頻率決策階段的差異則不顯著。這表明，住院醫(yī)療服務(wù)利用在三個地區(qū)之間存在一定程度的不均等。三個地區(qū)水平不公平指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果表現(xiàn)出高度的一致性，即各地區(qū)在觸發(fā)決策階段存在親富人的醫(yī)療服務(wù)利用不公平，但在頻率決策階段則實(shí)現(xiàn)了橫向公平，這與特殊病種門診的檢驗(yàn)結(jié)果相同。

綜合以上分析，首先，在參保機(jī)會均等化的情況下，所有地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)利用要么表現(xiàn)為親窮人，要么實(shí)現(xiàn)了“同需同治”，這意味著參保機(jī)會均等有助于醫(yī)療服務(wù)向著有利于窮人的方向進(jìn)行分配，有助于緩解他們“看病貴、看病難”的問題。Liu和Zhao（2006）的研究也表明，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的實(shí)施使個人的重大醫(yī)療支出（out－of－pocket expenditures）朝著有利于弱勢群體的方向進(jìn)行再分配，促進(jìn)了均等化。其次，地區(qū)間的醫(yī)療服務(wù)利用不均等出現(xiàn)在住院醫(yī)療服務(wù)的觸發(fā)決策階段。最后，在剔除醫(yī)療服務(wù)需要隨收入變化的影響之后，特殊病種門診和住院醫(yī)療服務(wù)在觸發(fā)決策階段都出現(xiàn)了親富人的橫向不公平現(xiàn)象。這說明參保機(jī)會均等還無法從根本上解決各地區(qū)親富人的醫(yī)療服務(wù)利用不公平問題?？傮w而言，參保機(jī)會均等在一定程度上促進(jìn)了地區(qū)間的醫(yī)療服務(wù)利用均等化。

值得注意的是，表5中t檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論特殊病種門診還是住院醫(yī)療服務(wù)，尤其是在頻率決策階段，參保人需要的醫(yī)療服務(wù)平均而言都顯著少于實(shí)際的醫(yī)療服務(wù)利用，從而佐證了確實(shí)存在過度醫(yī)療問題。

（三）集中指數(shù)的分解。以上分析表明，三個地區(qū)之間的醫(yī)療服務(wù)利用不均等出現(xiàn)在住院醫(yī)療服務(wù)的觸發(fā)決策階段。下面我們就三個地區(qū)觸發(fā)決策階段的住院醫(yī)療服務(wù)的集中指數(shù)分解為收入、需要類因素和非需要類因素的貢獻(xiàn)之和，結(jié)果見表6，以明確各地區(qū)已經(jīng)實(shí)現(xiàn)參保機(jī)會均等后，哪些地區(qū)差異引起了地區(qū)間的醫(yī)療服務(wù)利用不均等。

比較三個地區(qū)不同因素對不均等的貢獻(xiàn)可知，每個地區(qū)收入對不均等的貢獻(xiàn)顯著為正，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他因素。而其他因素的貢獻(xiàn)要么顯著為零，要么顯著不為零但數(shù)值十分接近于零，因而可以認(rèn)為它們對不均等幾乎沒有貢獻(xiàn)。

式（9）表明，收入的貢獻(xiàn)由其樣本均值、集中指數(shù)、偏回歸系數(shù)以及醫(yī)療服務(wù)利用的樣本均值決定。首先，平均而言，地區(qū)3參保人的收入水平最高；其次，三個地區(qū)收入的集中指數(shù)雖然在1%水平上顯著為正，但數(shù)值都十分接近于零，表明各地區(qū)參保人的收入基本上均等地進(jìn)行了分配，因而地區(qū)間收入分配的差異并不大；再次，三個地區(qū)收入的偏回歸系數(shù)都在0.01左右（在1%水平上顯著），表明收入對醫(yī)療服務(wù)利用的邊際影響地區(qū)差異亦不大；最后，從表5中可以看到，三個地區(qū)參保人觸發(fā)決策階段住院醫(yī)療服務(wù)利用（取值為0或1）的均值依次為0.0239、0.0464和0.0524，表明平均而言，地區(qū)3的參保人住院醫(yī)療服務(wù)利用率最高。綜合以上四方面因素我們可以看出，地區(qū)間收入水平和住院醫(yī)療服務(wù)利用率的差異是引起地區(qū)間觸發(fā)決策階段住院醫(yī)療服務(wù)利用不均等的主要原因。換言之，在各地區(qū)實(shí)現(xiàn)參保機(jī)會均等化的情況下，地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)利用不均等主要源于收入水平和醫(yī)療服務(wù)利用率的差異。

表6 觸發(fā)決策階段住院醫(yī)療服務(wù)利用不均等分解

五、結(jié) 論

為了研究醫(yī)療保險基本全覆蓋后我國不同地區(qū)醫(yī)療服務(wù)利用均等化的現(xiàn)狀，同時避免比較不同統(tǒng)籌地市之間社會醫(yī)療保險制度與醫(yī)療服務(wù)利用的內(nèi)生性問題，本文基于兩部模型，采用廣東省A市城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人的微觀數(shù)據(jù)，考察了參保機(jī)會均等化及保障水平對該統(tǒng)籌地市三個不同地區(qū)的參保人不同決策階段醫(yī)療服務(wù)利用及其均等化的影響。

醫(yī)療服務(wù)利用不均等的檢驗(yàn)結(jié)果表明，總體上盡管所有地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)利用要么表現(xiàn)為親窮人，要么實(shí)現(xiàn)了“同需同治”，但在剔除醫(yī)療服務(wù)需要隨收入變化的影響后，觸發(fā)決策階段醫(yī)療服務(wù)利用都出現(xiàn)了親富人的橫向不公平現(xiàn)象。這說明參保機(jī)會均等在一定程度上促進(jìn)了地區(qū)間的醫(yī)療服務(wù)利用均等化，但無法從根本上解決各地區(qū)親富人的醫(yī)療服務(wù)利用不公平問題。特殊病種門診醫(yī)療服務(wù)利用在三個地區(qū)之間基本實(shí)現(xiàn)了均等化，但觸發(fā)決策階段的住院醫(yī)療服務(wù)利用在三個地區(qū)之間存在不均等，地區(qū)間收入水平和住院醫(yī)療服務(wù)利用率的差異是引起這種不均等的主要原因。

保障水平對不同地區(qū)頻率決策階段特殊病種門診次數(shù)和住院天數(shù)的影響表現(xiàn)出高度的一致性，但對這兩種類型醫(yī)療服務(wù)利用的影響有所不同。實(shí)際報銷比例對醫(yī)療服務(wù)利用的顯著影響意味著很可能存在過度醫(yī)療，而起付標(biāo)準(zhǔn)對參保人理性就醫(yī)的約束有限。

總之，在不同地區(qū)實(shí)現(xiàn)參保機(jī)會均等化后，政府應(yīng)努力縮小地區(qū)間收入和醫(yī)療服務(wù)利用率的差異，才能進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)間醫(yī)療服務(wù)利用的公平分配。同時，完善現(xiàn)有醫(yī)療保險制度要從合理設(shè)計報銷比例和起付標(biāo)準(zhǔn)入手，努力控制過度醫(yī)療，并通過優(yōu)化起付標(biāo)準(zhǔn)來引導(dǎo)參保人理性選擇醫(yī)療服務(wù)，從而促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)利用均等化。

注釋：

①醫(yī)療服務(wù)需要由疾病的性質(zhì)或健康狀況決定，不因患者收入、社會地位、居住地等的不同而不同，一般用健康（或疾病）狀況、性別、年齡等因素來反映。容易與之混淆的概念是醫(yī)療服務(wù)需求，除了受到醫(yī)療服務(wù)需要的影響，醫(yī)療服務(wù)需求還受到預(yù)算約束、認(rèn)識水平等其他個人因素的影響。

②由于三項(xiàng)社會醫(yī)療保險制度覆蓋對象不同、籌資方式和標(biāo)準(zhǔn)不同、保障水平（報銷范圍、起付標(biāo)準(zhǔn)、最高支付限額和報銷比例等）不同、藥品目錄不同、管理部門不同，參加不同醫(yī)療保險制度的參保人還尚未實(shí)現(xiàn)參保機(jī)會均等化。

③對于加權(quán)型數(shù)據(jù)，要采用加權(quán)最小二乘估計。

④E（yi｜xji）的具體形式取決于函數(shù)G（·），G（·）隨計數(shù)模型（Logit模型或截斷負(fù)二項(xiàng)模型）的不同而不同。

⑤特殊病種門診是指惡性腫瘤放（化）療、腎透析、器官移植抗排異或患有糖尿病、冠心病、高血壓Ⅱ期以上、肝硬化、類風(fēng)濕關(guān)節(jié)炎、精神病等病種的門診治療，全國各統(tǒng)籌地區(qū)對特殊病種門診治療的病種規(guī)定不盡相同。

⑥參保人沒有使用醫(yī)療服務(wù)可能源于其身體健康，也可能是其他原因?qū)е滤麩o法使用醫(yī)療服務(wù)。因此，用參保人以往醫(yī)療服務(wù)的利用情況來代理其健康狀況同樣存在測量誤差。

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