我國城鄉(xiāng)醫(yī)療支出不公平的動態(tài)演進*
——基于1993-2011年CHNS數(shù)據(jù)的Oaxaca-Blinder分解

山東大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院(250012)　

李佳佳

【提　要】　目的　實證研究和分解城鄉(xiāng)醫(yī)療支出不公平的動態(tài)演進，兼論醫(yī)療保障制度改革的效果。方法　借鑒IOM(The US Institute of Medicine,美國醫(yī)學(xué)研究所)對于醫(yī)療保健不公平的定義，利用1993-2011年CHNS(China Health and Nutrition Survey,中國健康和營養(yǎng)調(diào)查)的混合截面數(shù)據(jù)，運用反事實分析下的Oaxaca-Blinder分解方法，測度城鄉(xiāng)醫(yī)療支出不公平的動態(tài)演進。結(jié)果　城鄉(xiāng)不公平大于均值觀察到的城鄉(xiāng)差異，城鄉(xiāng)不公平在2004-2011年呈現(xiàn)縮小趨勢，SES(Socioeconomic Status,社會經(jīng)濟狀況)效應(yīng)逐步減小，這與新農(nóng)合制度對社會經(jīng)濟狀況的平滑作用有關(guān)。結(jié)論　針對不同程度存在的城鄉(xiāng)不公平現(xiàn)象，仍需要進一步改革戶籍制度所帶來的城鄉(xiāng)社保待遇差距，縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療不公平。

隨著經(jīng)濟的持續(xù)快速增長與醫(yī)療衛(wèi)生體制改革的不斷深化，我國城鄉(xiāng)人口的總體健康水平有了一定提升[1]，但醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的不平等現(xiàn)象卻依然存在，尤以城鄉(xiāng)之間的不平等最為明顯[2]。《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》[3]數(shù)據(jù)顯示，1990-2014年城鎮(zhèn)居民的人均醫(yī)療保健支出從25.7元上升至1305.6元，同期農(nóng)村居民僅從19元上升至753.9元，城鄉(xiāng)醫(yī)療保健支出的比例從1.35:1上升至1.73:1，城鄉(xiāng)差異雖經(jīng)歷了先上升后下降的趨勢，但仍顯著存在。事實上，在測度城鄉(xiāng)醫(yī)療保健利用不平等時，宏觀統(tǒng)計數(shù)字層面的比較無法剔除城鄉(xiāng)居民因健康水平不同所存在的固有差異。這部分固有差異所導(dǎo)致的城鄉(xiāng)不平等是無法通過制度改善的，也不應(yīng)該視為不公平的范疇。那么，在城鄉(xiāng)醫(yī)療保健利用不平等中，哪些是制度能夠和應(yīng)該改善的部分？在城鄉(xiāng)不平等的動態(tài)演進中，醫(yī)療保障制度改革真實的作用效果如何？考慮居民看病發(fā)生的實際醫(yī)療支出能夠從總體上獲得醫(yī)療服務(wù)狀況的信息，包括醫(yī)生診療費、醫(yī)院治療費、處方和非處方藥費以及非治療性費用等[4]，本文試圖從以醫(yī)療支出的城鄉(xiāng)不平等和實際的城鄉(xiāng)不公平為切入點，通過CHNS數(shù)據(jù)庫1993年到2011年的數(shù)據(jù)結(jié)合虛擬變量法與Oaxaca-Blinder分解方法，對以上問題進行研究。

資料和方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)集，數(shù)據(jù)覆蓋了中國黑龍江、遼寧、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、貴州、廣西9個省。目前已進行了9輪調(diào)查，分別是1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年，每次都有大于15000個樣本參與調(diào)查。本文主要考查的是醫(yī)療支出的城鄉(xiāng)不公平問題。我國由于社會保障、就業(yè)等二元制度的分割，在區(qū)分城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民時，戶籍比居住地點更具有代表性。由于CHNS在1993年之后的調(diào)查才有戶籍相關(guān)的信息，我們的分析主要用到1993-2011年7輪調(diào)查的數(shù)據(jù)。在刪除缺失值后，共計11 470個樣本。

2.計量模型

美國醫(yī)學(xué)研究所將兩類人群醫(yī)療支出的不公平定義為：不是由于可及性因素或臨床需求、偏好、適當(dāng)干預(yù)等因素，而是由于種族或民族的差異帶來的醫(yī)療支出差異。這個定義認為合理的差異包括需要、偏好等，而其他因素(例如社會經(jīng)濟狀況socioeconomic status，SES)所造成的則被認為是不合理的差異[5]。分析這一差異需要我們構(gòu)造一種反事實的情況，即城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民擁有相同的健康狀況和偏好，但是在SES上不同。

基于此概念，我們將醫(yī)療支出hci的決定模型設(shè)定為如下形式：

hci=α+γψ(SESi)+δχ(hni)+θν(Pi)+εi

(1)

自變量包括醫(yī)療需要(hni)，社會經(jīng)濟狀況(SESi)，偏好(Pi)這三類向量變量。其中，醫(yī)療需要則包括健康程度以及年齡、性別等人口學(xué)變量，社會經(jīng)濟狀況包含收入、教育、醫(yī)療保險參保情況、地區(qū)等，εi為擾動項。

應(yīng)用OLS(ordinary least squares)方法分別對城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的醫(yī)療支出方程進行回歸，可以得到相應(yīng)的回歸系數(shù)。

hcu=αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnu)+θuν(Pu)+εu

(2)

hcr=αr+γrψ(SESr)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr

(3)

其中，下標u代表城市，r代表農(nóng)村。在此基礎(chǔ)上，我們借鑒Oaxaca-Blinder[6]分解方法，添加反事實假設(shè)：

dis=E(hci|U)-E(hci|RE=R,SES=R,hn=U,P=U)

(4)

前一項代表了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出的均值，后一項代表了如果農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民有著同樣的醫(yī)療需要與就醫(yī)偏好，保持他們原有的社會經(jīng)濟狀況與戶籍時，他們的醫(yī)療支出均值，這樣二者之差就是城鄉(xiāng)醫(yī)療支出的不公平。前一項是研究人員能直接觀測到的事實，而后一項是無法觀測到的現(xiàn)實中沒有的情形，需要通過一定的數(shù)學(xué)方法進行測算，故稱為“反事實”分析。

上述醫(yī)療支出城鄉(xiāng)不公平需要從城鄉(xiāng)差異中分解出來：

E(hcu)-E(hcr)

=E(hcu;SESu,hnu,Pu)-E(hcr;SESr,hnr,Pr)

=[E(hcu;SESu,hnu,Pu)-E(hcu;SESu,hnr,Pr)]……(A)

+[E(hcu;SESu,hnr,Pr)-E(hcr;SESu,hnr,Pr)]……(B)

+[E(hcr;SESu,hnr,Pr)-E(hcr;SESr,hnr,Pr)]……(C)

(5)

上式A部分代表城鄉(xiāng)居民因需要與偏好的不同而造成的醫(yī)療支出差異，我們稱之為稟賦效應(yīng)；C部分代表城鄉(xiāng)居民因社會經(jīng)濟狀況的不同而造成的醫(yī)療支出差異，我們稱之為SES效應(yīng)；B部分表示，即便城鄉(xiāng)居民在社會經(jīng)濟狀況、需求和偏好完全一致的情況下，仍然會因為回歸系數(shù)的不同而造成差異，我們稱之為戶籍效應(yīng)。因此，A部分可以認為是合理的差異，而B+C則代表了不合理的差異，即本文界定的城鄉(xiāng)醫(yī)療支出的不公平現(xiàn)象。具體計算過程如下：

A=E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnu)+θuν(Pu)+εu]′-

E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnr)+θuν(Pr)+εu]

=αu+γuE[ψ(SESu)]′+δuE[χ(hnu)]′+θuE[ν(Pu)]′-αu-γuE[ψ(SESu)]′-δuE[χ(hnr)]′-θuE[ν(Pr)]′

=δu{E[χ(hnu)]′-E[χ(hnr)]′}+θu{E[ν(Pu)]′-E[ν(Pr)]′}

B=E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnr)+θuν(Pr)+εu]′-E[αr+γrψ(SESu)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′

=(αu-αr)+(γu-γr)E[ψ(SESu)]′+(δu-δr)E[χ(hnr)]′+(θu-θr)E[ν(Pr)]′+(εu-εr)

C=E[αr+γrψ(SESu)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′-E[αr+γrψ(SESr)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′

=αr+γrE[ψ(SESu)]′+δrE[χ(hnr)]′+θrE[ν(Pr)]′+εr-αr-γrE[ψ(SESr)]′-δrE[χ(hnr)]′-θrE[ν(Pr)]′-εr

=γr{E[ψ(SESu)]′-E[ψ(SESr)]′}

(6)

根據(jù)以上計算過程，可將城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異中不合理的部分分解出來，得到本研究中所需要的醫(yī)療支出城鄉(xiāng)不公平的數(shù)據(jù)。為了保證不同年份城鄉(xiāng)差異的可比性，回歸方程中對醫(yī)療支出取對數(shù)，即得出的城鄉(xiāng)差異實際是城鄉(xiāng)醫(yī)療支出對數(shù)比。

結(jié)　　果

根據(jù)公式(6)，我們對每一年的城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異都進行Oaxaca-Blinder分解，觀察其變化趨勢。分解結(jié)果詳見表1及圖1(由于分年度城鄉(xiāng)醫(yī)療支出方程的回歸結(jié)果信息量較大，此處未將其放入正文，詳細結(jié)果可向作者索要)。

表1　Oaxaca-Blinder 分解結(jié)果

由表1可以發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異在1993-2000年呈擴大趨勢，2004-2011則呈現(xiàn)縮小趨勢，并且在2006年后，農(nóng)村居民的醫(yī)療支出均值高于城鎮(zhèn)居民。從分解結(jié)果來看，1997-2004年間，SES效應(yīng)一直在城鄉(xiāng)差距中起到負向的效應(yīng)，戶籍效應(yīng)在總效應(yīng)中的比例幾乎在每一年都超過了100%。這說明，實際上因戶籍帶來的城鄉(xiāng)不公平大于我們實際觀察到的城鄉(xiāng)差異，而我們統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的均值，實際上是低估了城鄉(xiāng)不公平。所幸的是，在2006年后，也就是農(nóng)村居民醫(yī)療支出大于城鎮(zhèn)居民的年份，除2009年外，戶籍效應(yīng)起到了正向作用，而SES狀況則變?yōu)樨撓蛐?yīng)。這意味著2006年后，SES狀況成為農(nóng)村醫(yī)療支出的負向因素，戶籍和農(nóng)村居民的醫(yī)療需要則是促進其醫(yī)療支出的正向因素。從總體趨勢來看，城鄉(xiāng)不公平呈現(xiàn)縮小的趨勢。以上變化，與我國不斷完善新農(nóng)合制度，提高農(nóng)村居民醫(yī)療保障待遇，不斷完善三級醫(yī)療衛(wèi)生網(wǎng)絡(luò)有很大關(guān)系。

圖1　城鄉(xiāng)不公平的演進趨勢

圖2　城鄉(xiāng)差異的效應(yīng)分解

從圖1我們進一步觀察得出，2000年以后，城鄉(xiāng)差異、城鄉(xiāng)不公平都呈現(xiàn)明顯的下降趨勢。但這期間，城鄉(xiāng)不公平則一直大于我們從均值觀察到的城鄉(xiāng)差異。這說明，如果僅用醫(yī)療支出均值來判斷城鄉(xiāng)不公平，實際上是低估了不公平的程度。而在2011年，我們則是高估了城鄉(xiāng)不公平，從圖中我們可以明顯看出，2011年的城鄉(xiāng)差異主要是由于醫(yī)療需要和偏好引起的，即稟賦效應(yīng)是造成城鄉(xiāng)差異的主要原因，這部分城鄉(xiāng)差異是合理的。從圖2中可以更詳細地看到這一點，總體上來說，SES效應(yīng)加劇了由戶籍帶來的城鄉(xiāng)差異。

討論與建議

反事實分析下的Oaxaca-Blinder分解結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)不公平一直大于我們從均值觀察到的城鄉(xiāng)差異。這說明，如果僅用醫(yī)療支出均值來判斷城鄉(xiāng)不公平，實際上是低估了不公平的程度。時間趨勢上，醫(yī)療支出的城鄉(xiāng)差異和城鄉(xiāng)不公平雖在1993-2000年間呈上升趨勢，但在2004-2011年呈現(xiàn)縮小趨勢。2004年后，SES效應(yīng)在城鄉(xiāng)差異中的作用也有所減小，這與新農(nóng)合制度對SES的平滑作用有關(guān)。

相應(yīng)的政策含義是，新農(nóng)合制度推行后，對縮小醫(yī)療支出上的城鄉(xiāng)不公平有顯著的促進作用，但由于戶籍和社會經(jīng)濟狀況所帶來的城鄉(xiāng)不公平問題仍然存在。我們需要進一步改革戶籍制度所帶來的城鄉(xiāng)社保待遇差距，提高農(nóng)村居民的社會經(jīng)濟地位，建立普遍性的醫(yī)療保障制度，縮小城鄉(xiāng)差距。