社會醫(yī)療保險對少兒家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響研究

司語琳　　趙　婧

(1 中央財經(jīng)大學(xué)保險學(xué)院，北京，102206；2 天津大學(xué)求是學(xué)部，天津，300350)

一、引言和文獻綜述

近年來，社會醫(yī)療保險作為一項減輕國民醫(yī)療負(fù)擔(dān)、保障國民健康水平的重要舉措，已經(jīng)引起了越來越多學(xué)者的關(guān)注。少兒由于其身體免疫功能和器官功能尚未發(fā)育完全，相比成人更容易患感冒、肺炎等疾病，到醫(yī)院就醫(yī)的頻率相對較高。而近年來，由于外界環(huán)境和自身不良生活習(xí)慣的影響，很多疾病逐漸呈現(xiàn)出低齡化趨勢?！吨袊鴥和倌隊I養(yǎng)與健康報告2016》藍皮書顯示，城市男生肥胖檢出率從1985年的0.2%增長到了2014年的11.1%，而肥胖更易導(dǎo)致高血壓，2014年肥胖學(xué)生的高血壓檢出率為17.86%，是正常學(xué)生高血壓檢出率的近3倍。少兒健康狀況出現(xiàn)問題勢必會加重家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，尤其當(dāng)少兒患有重大疾病時，家庭會面臨災(zāi)難性醫(yī)療支出，甚至可能會出現(xiàn)“因病致貧”的現(xiàn)象。

為了解決家庭由于少兒疾病造成的醫(yī)療負(fù)擔(dān)過重的問題以及避免因家庭經(jīng)濟原因?qū)е律賰簾o法及時就醫(yī)的現(xiàn)象，我國不少地區(qū)通過醫(yī)保政策改革，已將少兒納入社會醫(yī)療保險的保障范疇。盡管如此，我國目前的少兒醫(yī)療保障制度仍不完善，城鄉(xiāng)間由于經(jīng)濟和醫(yī)療水平的差異，對于少兒的醫(yī)療保障程度也存在差異，特別是對大病的醫(yī)療保障還存在很多缺陷。這也引發(fā)了學(xué)者們對一系列問題的思考：社會醫(yī)療保險能夠降低少兒家庭醫(yī)療支出嗎？社會醫(yī)療保險能夠降低家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生概率嗎？社會醫(yī)療保險對少兒家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響存在城鄉(xiāng)間的差異嗎？科學(xué)地分析與解答這些問題將有助于完善我國的社會醫(yī)療保險政策。

由于保險行業(yè)在國外起步較早，關(guān)于醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療開支和醫(yī)療服務(wù)利用的影響國外學(xué)者早已有了廣泛的研究。20世紀(jì)70年代，在美國聯(lián)邦政府的資助下，Rand醫(yī)療保險研究(RAND HIS)在全美四個城市和兩個農(nóng)村正式展開，實驗對象包括20190名的美國公民，這是一次時長為35年的跟蹤實驗調(diào)查。研究員隨機賦予參加者不同的醫(yī)療保險比例，探究醫(yī)療保險分擔(dān)比例對醫(yī)療服務(wù)利用的影響以及醫(yī)療服務(wù)利用對健康的影響。實驗發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險促進了參與者對醫(yī)療服務(wù)的利用，但醫(yī)療服務(wù)的利用如何影響參與者健康并無一個明確的結(jié)果。隨后，部分學(xué)者又對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的利用和購買醫(yī)療保險的關(guān)系進行了深入研究。Manning等人基于Rand研究數(shù)據(jù)，采用了four-equation模型，研究不同的醫(yī)保分擔(dān)比例對個人衛(wèi)生服務(wù)利用及健康的影響，研究結(jié)果拒絕了“當(dāng)保持住院服務(wù)范圍不變時，增加門診醫(yī)療服務(wù)范圍，醫(yī)療支出將會減少”的假設(shè)，同時研究還發(fā)現(xiàn)，門診免賠額不僅降低了門診費用，而且降低了成人住院人數(shù)，因而門診服務(wù)和住院服務(wù)是互補品而不是替代品。[1]Hurd和Mc Garry利用the Asset and Health Dynamics Survey(AHEAD)數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，投保最多的人對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的利用也最多，并且由于其數(shù)據(jù)顯示可觀察到的健康措施與持有私人保險的傾向之間沒有明顯的關(guān)系，因此文中將其解釋為保險中體現(xiàn)的激勵效應(yīng)，而不是購買保險的過程中逆向選擇的結(jié)果。[2]除此之外，很多學(xué)者認(rèn)為醫(yī)療保險對減少家庭醫(yī)療支出具有積極影響。Marquis和Phelps通過研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險能夠減少家庭醫(yī)療支出，并提高對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求。[3]Mccall等評估了醫(yī)療保險的覆蓋情況對健康相關(guān)行為和結(jié)果的影響，研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險能減少醫(yī)療支出并提升對醫(yī)療服務(wù)的需求。[4]但也有很多學(xué)者持完全相反的觀點。Wagstaff和Lindelow通過將DID和匹配方法相結(jié)合，發(fā)現(xiàn)自付醫(yī)療支出沒有減少，主要是因為保險的覆蓋范圍狹窄以及共同保險率較高。[5]Sun等研究了新農(nóng)合對農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，認(rèn)為自付醫(yī)療仍然是農(nóng)村家庭的負(fù)擔(dān)，新農(nóng)合提供的財務(wù)保護力度不大，并且應(yīng)該進行重組，以便提供更好的福利給最需要的人。[6]Lei X和Lin W基于CHNS樣本，通過個體固定效應(yīng)模型、工具變量評估法和PSMDID探討新農(nóng)合的影響，研究的最終結(jié)果并沒有表明新農(nóng)合減少了醫(yī)療自付支出、增加了對正規(guī)醫(yī)療服務(wù)的利用率以及改善了健康狀況。[7]

近年來，隨著中國醫(yī)療保險的快速發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于醫(yī)療保險對家庭醫(yī)療需求和負(fù)擔(dān)影響的研究也層出不窮，其中很多學(xué)者認(rèn)為醫(yī)療保險對減少家庭醫(yī)療支出具有積極影響。[8]黃楓、甘犁基于“中國老人健康長壽影響因素研究”(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey,CLHLS)2002—2005年的數(shù)據(jù)，采用了兩部模型、heckman樣本選擇模型、cox比例風(fēng)險模型以及擴展的Kaplan-meier模型分析發(fā)現(xiàn)，享受醫(yī)療保險的老人家庭自付醫(yī)療支出和死亡風(fēng)險相比無保險的老人更低，平均生存時間則更長，醫(yī)療支出對健康的邊際效應(yīng)較高，我國公共醫(yī)療保險制度應(yīng)該側(cè)重滿足老年人的醫(yī)療需求，提高其健康壽命。[9]劉國恩等人利用CLHLS的數(shù)據(jù)，通過建立樣本選擇模型、兩部模型和廣義線性模型，實證分析了醫(yī)療保障對老人醫(yī)療服務(wù)需求的影響，發(fā)現(xiàn)醫(yī)保制度明顯促進了老人的及時就醫(yī)率和減輕了家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。[10]除此之外，楊清紅、劉俊霞根據(jù)CLHLS數(shù)據(jù)，選取Stepwise和Logistic回歸模型，實證分析醫(yī)療保障對我國65歲以上老年人醫(yī)療服務(wù)需求的影響，發(fā)現(xiàn)社會醫(yī)療保障對老年人醫(yī)療服務(wù)的利用存在明顯的城鄉(xiāng)差異。[11]

從國內(nèi)外學(xué)者的研究來看，大部分學(xué)者認(rèn)為社會醫(yī)療保險對減輕家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)具有顯著作用。盡管近20年來關(guān)于醫(yī)療保險和家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的研究層出不窮，但大多集中于對成年人和老年人的研究，而關(guān)注社會醫(yī)療保險與少兒家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的研究寥寥無幾。盧敏針對城鎮(zhèn)兒童社會醫(yī)療保險制度績效進行評估探討，但其分析也僅停留在理論層面。[12]本文利用CFPS(Chinese Family Panel Studies,中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查)2014年的數(shù)據(jù)，考慮到社會醫(yī)療支出中存在的內(nèi)生性問題和逆選擇問題，采用兩部模型研究社會醫(yī)療保險對少兒家庭自付醫(yī)療費用絕對值和相對值的影響，運用Logit模型研究社會醫(yī)療保險對家庭大型醫(yī)療支出發(fā)生概率的影響。另外，考慮到擁有社會醫(yī)療保險的樣本本身可能存在總醫(yī)療費用較低的情況，為了檢驗是否存在由于該逆選擇而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文將家庭總醫(yī)療支出進行對數(shù)處理后做多元線性回歸分析。

二、數(shù)據(jù)來源、模型選取和描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

“中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查”(CFPS)是由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心實施的一項對我國25個省份16000戶家庭進行的抽樣調(diào)查，該調(diào)查收集了個人、家庭、社區(qū)三個層次的數(shù)據(jù)，反映了我國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康方面的信息。本文使用了8559個中國家庭動態(tài)追蹤調(diào)查(CFPS)2014年的數(shù)據(jù)，在刪除了相關(guān)變量缺失、回答為不知道的樣本之后，一共保留了3986個數(shù)據(jù)進行實證研究，其中農(nóng)村樣本2343個，城鎮(zhèn)樣本1643個。

本文研究社會醫(yī)療保險對少兒家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響。家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的大小從三個方面(因變量)衡量：一是家庭自付醫(yī)療支出的絕對值；二是家庭自付醫(yī)療支出的相對值，即少兒家庭自付醫(yī)療支出與家庭總收入的比率；三是少兒家庭發(fā)生大型醫(yī)療支出的概率。此外，考慮到社會醫(yī)療保險中可能存在的逆選擇問題，本文還考慮了少兒家庭醫(yī)療總支出和社會醫(yī)療保險之間的關(guān)系。由于自付醫(yī)療支出的絕對值和相對值都隨年齡呈現(xiàn)偏態(tài)分布，因此均采用log對數(shù)形式。

關(guān)于研究問題中自變量的選?。荷鐣t(yī)療保險是一個重要的自變量，參加社會基本醫(yī)療保險賦值為1，未參加任何社會基本醫(yī)療保險則賦值為0；年齡可能對少兒的健康狀況產(chǎn)生影響，繼而影響少兒對醫(yī)療服務(wù)的需求和家庭的醫(yī)療開支；高收入家庭和低收入家庭對于醫(yī)療服務(wù)的需求可能不同，因此收入也是一個需要關(guān)注的自變量，分析時采用2014年家庭人均收入的對數(shù)形式；考慮到某些家庭可能會給少兒購買除了社會醫(yī)療保險以外的商業(yè)醫(yī)療保險，因此將購買商業(yè)醫(yī)療保險的費用經(jīng)過對數(shù)處理后納為自變量；除此之外，構(gòu)建模型時還盡量控制了其他變量，它們分別是過去1個月少兒是否生病、過去1個月少兒生病的次數(shù)、少兒接受教育的程度、家庭人數(shù)、性別等。盡管如此，我們?nèi)噪y以保證社會醫(yī)療保險與家庭自付醫(yī)療費用的模型中不存在遺漏變量偏差，因此本文我們采用兩部模型應(yīng)對模型中可能存在的內(nèi)生性問題。此外，本文還在模型二的基礎(chǔ)上減少一些表現(xiàn)顯著的自變量來構(gòu)建模型一(表2)，對少兒家庭自付醫(yī)療支出的絕對值與社會醫(yī)療保險的兩部模型進行了穩(wěn)健性檢驗。

(二)描述性統(tǒng)計

實驗組1為少兒購買了社會醫(yī)療保險的農(nóng)村樣本，實驗組2為少兒購買了社會醫(yī)療保險的城鎮(zhèn)樣本，對照組1為少兒沒有購買社會醫(yī)療保險的農(nóng)村樣本，對照組2為少兒沒有購買社會醫(yī)療保險的城鎮(zhèn)樣本。我們對實驗組和對照組的變量分別進行了描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表1。

從表1中可以看到，對于少兒家庭自付醫(yī)療支出的絕對值，無論是實驗組還是對照組，城鎮(zhèn)家庭都高于農(nóng)村家庭，并且為少兒購買了社會醫(yī)療保險的城鎮(zhèn)家庭自付醫(yī)療支出低于沒有購買社會醫(yī)療保險的城鎮(zhèn)家庭，但購買了社會醫(yī)療保險的農(nóng)村家庭自付醫(yī)療支出卻比沒有購買社會醫(yī)療保險的農(nóng)村家庭高。對于少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值，實驗組2高于對照組2，實驗組1低于對照組1。對于家庭自付醫(yī)療支出≥10000元的概率，實驗組和對照組中城鎮(zhèn)家庭均高于農(nóng)村家庭，且無論是城鎮(zhèn)樣本還是農(nóng)村樣本，實驗組均低于對照組。但當(dāng)自付醫(yī)療支出≥20000元時，實驗組1高于對照組1，實驗組2高于對照組2。對于家庭總醫(yī)療支出，城鎮(zhèn)樣本和農(nóng)村樣本中的實驗組和對照組總體上來說沒有較大的差異。

從少兒家庭對商業(yè)醫(yī)療保險購買的開支來看，城鎮(zhèn)樣本比農(nóng)村樣本開銷更大，并且實驗組1高于對照組1，實驗組2高于對照組2，即無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，擁有社會醫(yī)療保險的家庭在商業(yè)醫(yī)療保險上的花費更大。對于少兒家庭的人均收入和家庭對少兒的教育支出，城鎮(zhèn)家庭均明顯高于農(nóng)村家庭，并且實驗組1高于對照組1，實驗組2高于對照組2。對于實驗組和對照組中的其他變量數(shù)值，不同組別間沒有明顯差異。

表1變量的定義、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差

說明：(1)表中報告數(shù)字為樣本均值；(2)表中括號內(nèi)的數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。

(三)模型選取

1.兩部模型

采集樣本時，有一部分少兒在這段時間內(nèi)并沒有發(fā)生自付醫(yī)療支出，但這并不代表是否參加醫(yī)療保險對家庭自付醫(yī)療支出沒有任何影響，Duan等(1983)針對上述問題提出了兩部模型。[13]兩部模型通過將個人行為分成兩個部分來解決在一部(one-part)模型中無自付醫(yī)療支出的問題。第一個過程是決定是否有自付醫(yī)療支出：

Ii=β1Insi+α1xi+ε1i,ε1i～N(0,1),當(dāng)Ii>0時,I=1;否則I=0

(1)

第二個過程是在有自付醫(yī)療支出的基礎(chǔ)上決定醫(yī)療費用的高低：

(2)

其中，cov(ε1i,ε2i)=0

據(jù)此，可以構(gòu)造似然函數(shù)如下：

L(δ1,δ2,σ2)=∏Li(δ1,δ2,σ2)

(3)

其中，

Li=Pr(Ii>0|xi)×f(Ii|Ii>0,xi)

(4)

根據(jù)極大似然法進行估計。其中Ii表示第i個少兒家庭對少兒的自付醫(yī)療支出的絕對值和相對值；Insi表示第i個少兒在接受調(diào)查時是否參加社會醫(yī)療保險，參加則賦值為1，否則賦值為0。xi表示第i個少兒的其他控制變量；ε1i、ε2i表示方程中的擾動項。

2.多元線性回歸

本文考慮到購買社會醫(yī)療保險時存在的逆選擇問題，因此將少兒家庭對少兒的總醫(yī)療支出納入了被解釋變量。總醫(yī)療支出經(jīng)過對數(shù)處理后，是一個大于0的連續(xù)變量，可以選用如下的多元線性回歸模型進行實證分析。

lnmetotali=βInsi+αxi+ε

(5)

其中l(wèi)nmetotali表示第i個少兒家庭對少兒的總醫(yī)療支出經(jīng)過對數(shù)處理后的數(shù)值，Insi、xi與兩部模型中的意義相同。

3.Logit模型

研究社會醫(yī)療保險對少兒家庭重大醫(yī)療支出發(fā)生概率的影響時，由于因變量重大醫(yī)療支出發(fā)生概率為一個二元變量，因此采用如下的Logit模型分析：

pij=Pr{proij=1|Insi,xi}(j=1,2)

(6)

(7)

其中pi表示第i個少兒家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出的概率，Insi，xi與兩部模型中的意義相同。

三、實證結(jié)果分析

(一)模型結(jié)果

表2和表3分別給出了社會醫(yī)療保險對少兒家庭醫(yī)療自付支出絕對值和相對值的兩部模型。其中第一部分的系數(shù)反映的是當(dāng)解釋變量增加一個單位時，少兒家庭發(fā)生醫(yī)療自付支出概率的變化；第二部分的系數(shù)反映的是當(dāng)解釋變量增加一個單位時，已發(fā)生家庭醫(yī)療自付支出的少兒家庭，其自身醫(yī)療支出的絕對值和相對值經(jīng)過對數(shù)處理后的變化。如果系數(shù)為正，則代表有促進作用。

表4給出了社會醫(yī)療保險對少兒家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出概率的Logit模型。Logit回歸系數(shù)反映的是當(dāng)解釋變量增加一個單位時，被解釋變量等于1的概率的變化。

關(guān)于社會醫(yī)療保險對少兒家庭自付醫(yī)療支出的影響，我們考慮兩個方面：一是兩部模型中少兒家庭自付醫(yī)療支出的絕對值(表2)；二是兩部模型中少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值(表3)，即家庭自付醫(yī)療支出與家庭總收入的比值。表2中的第一部分表明少兒擁有社會醫(yī)療保險的家庭發(fā)生醫(yī)療自付的概率高于少兒無醫(yī)療保險的家庭，但效果并不顯著。而根據(jù)表2中的第二部分，社會醫(yī)療保險在5%的顯著性水平下降低了15.5%的城鎮(zhèn)少兒家庭的自付醫(yī)療支出，由于選取的樣本中家庭自付醫(yī)療費用的平均值為1001元，因此擁有社會醫(yī)療保險的城鎮(zhèn)家庭的醫(yī)療自付支出減少了155元；但社會醫(yī)療保險對農(nóng)村少兒家庭的自付醫(yī)療費用沒有顯著影響。此外，對表2進行穩(wěn)健性檢驗后的結(jié)果是顯著的。關(guān)于社會醫(yī)療保險如何影響少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值(表3)，分析表明，城鎮(zhèn)少兒擁有社會醫(yī)療保險的家庭相比城鎮(zhèn)未擁有自付醫(yī)療保險的家庭，自付醫(yī)療支出的相對值在10%的顯著性水平下明顯降低了13.6%，相應(yīng)地農(nóng)村少兒家庭則在此顯著性水平下降低了12.6%。

除了社會醫(yī)療保險對少兒家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響(表2、表3、表4)，分析還有幾個需要關(guān)注的重點。首先，家庭收入是影響家庭自付醫(yī)療支出的重要變量。在影響家庭醫(yī)療自付支出絕對值的兩部模型中(表2)，家庭人均收入在1%的顯著性水平下對城鎮(zhèn)少兒家庭的醫(yī)療自付支出有顯著的促進作用，對農(nóng)村少兒家庭則沒有顯著影響；考慮家庭自付醫(yī)療支出的相對值時(表3)，家庭人均收入增加，家庭自付醫(yī)療支出與家庭總收入的比率顯著降低，且農(nóng)村家庭降低幅度比城鎮(zhèn)家庭更大；另外，在社會醫(yī)療保險對少兒家庭重大醫(yī)療支出發(fā)生概率的模型(表4)中可以看到，當(dāng)重大支出大于10000元時，家庭人均收入的增加對農(nóng)村少兒家庭重大醫(yī)療支出的發(fā)生概率有顯著的降低作用。其次，從表2和表3中可以看出，不論是農(nóng)村還是城鎮(zhèn)，年齡越大的少兒其家庭自付醫(yī)療支出的絕對值、相對值均顯著減少，這可能是由于隨著少兒年齡增大，其身體免疫系統(tǒng)和器官功能逐漸發(fā)育完全，生病的概率和嚴(yán)重程度下降，因此家庭自付醫(yī)療費用減少。第三，在城鎮(zhèn)樣本中，男性少兒家庭的自付醫(yī)療支出與女性少兒家庭的自付醫(yī)療支出無明顯差異，但在農(nóng)村樣本中，男性少兒家庭的自付醫(yī)療支出的絕對值顯著高于女性少兒家庭。第四，接受教育的程度對少兒家庭的自付醫(yī)療支出沒有顯著影響，但家庭對少兒教育的總支出經(jīng)過對數(shù)處理后在1%的顯著性水平下提高了少兒家庭自付醫(yī)療支出的絕對值和農(nóng)村少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值，在5%的顯著性水平下提高了城鎮(zhèn)少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值。第五，家庭人數(shù)增加，則少兒的家庭自付醫(yī)療支出的相對值在1%的顯著性水平下明顯降低。第六，由于本文使用的CFPS數(shù)據(jù)庫中少兒自評健康水平缺失值較多，因此本文選擇少兒過去1個月是否生病以及過去1個月生病的頻數(shù)作為解釋變量。表2中，過去1個月曾生病的少兒，其家庭醫(yī)療自付支出的絕對值和相對值顯著高于沒有生病的少兒家庭；少兒過去1個月生病的次數(shù)越多，家庭自付醫(yī)療支出的絕對值和相對值越高。第七，考慮到社會醫(yī)療保險目前對少兒的保障力度較小，某些家庭會給少兒購買額外的商業(yè)保險，因此本文將購買商業(yè)保險的費用經(jīng)過對數(shù)處理后也納入了解釋變量。從表2中可以看到，在商業(yè)醫(yī)療保險上花費越多，城鎮(zhèn)少兒家庭的自付醫(yī)療支出的絕對值在1%的顯著性水平下增加越明顯，農(nóng)村少兒家庭則沒有明顯變化。

表2少兒家庭自付醫(yī)療支出的絕對值與社會醫(yī)療保險的兩部模型

說明：(1)括號內(nèi)的數(shù)值為z值；(2)*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01的水平下顯著。

關(guān)于社會醫(yī)療保險對少兒家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出概率的影響，我們將重大醫(yī)療支出分為大于10000元和大于20000元這兩種情況，考慮Logit模型中家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出概率與少兒是否擁有社會醫(yī)療保險的關(guān)系(表4)。當(dāng)重大醫(yī)療支出大于10000元時，少兒擁有社會醫(yī)療保險能夠使城鎮(zhèn)家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出的概率在10%的顯著性水平下明顯降低，對農(nóng)村家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出的概率雖有降低，效果卻并不顯著。但少兒擁有社會醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)、農(nóng)村家庭自付醫(yī)療支出大于20000元的發(fā)生概率均無顯著影響。

表3少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值與社會醫(yī)療保險的兩部模型

說明：(1)括號內(nèi)的數(shù)值為z值；(2)*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01的水平下顯著。

表4不同程度的家庭醫(yī)療自負(fù)支出發(fā)生概率與社會醫(yī)療保險的Logit模型

說明：(1)括號內(nèi)的數(shù)值為z值；(2)*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01的水平下顯著。

除此之外，本文還給出了少兒家庭總醫(yī)療支出與社會醫(yī)療保險的多元線性回歸結(jié)果(表5)，其中回歸系數(shù)反映的是當(dāng)解釋變量增加一個單位時，被解釋變量的變化程度。數(shù)據(jù)顯示，社會醫(yī)療保險對于少兒家庭總醫(yī)療支出的影響并不顯著，因此不能拒絕總醫(yī)療支出與社會醫(yī)療保險無關(guān)的原假設(shè)，即不能認(rèn)為存在擁有社會醫(yī)療保險的家庭本身存在總醫(yī)療支出較低的逆選擇。

表5少兒家庭總醫(yī)療支出與社會醫(yī)療保險的多元線性回歸

說明：(1)括號內(nèi)的數(shù)值為z值；(2)*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01的水平下顯著。

(二)結(jié)果分析

由于社會醫(yī)療保險在少兒醫(yī)療支出達到規(guī)定的起付線后，會報銷部分比例，因此社會醫(yī)療保險能夠顯著地降低少兒的自付醫(yī)療支出占家庭總收入的比率，即少兒家庭自付醫(yī)療支出的相對值。盡管如此，社會醫(yī)療保險對少兒家庭自付醫(yī)療支出絕對值的影響仍存在明顯的城鄉(xiāng)差異，社會醫(yī)療保險對城鎮(zhèn)少兒家庭的自付醫(yī)療支出的絕對值有顯著的降低作用，而對擁有社會醫(yī)療保險的農(nóng)村少兒家庭的自付醫(yī)療支出的絕對值并無顯著地降低作用?？紤]到城鎮(zhèn)少兒購買的是城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(簡稱“城居保”)，農(nóng)村少兒購買的是新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(簡稱“新農(nóng)合”)，我們對上述明顯的城鄉(xiāng)差異給出了兩種解釋：第一，新農(nóng)合相比城居保的報銷比例低很多；第二，新農(nóng)合讓居民在鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)院報銷較多，起付線低，在城市大醫(yī)院的報銷則相對城居保較少，由于城鄉(xiāng)間醫(yī)療設(shè)施的差異較大，很多鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)院的醫(yī)療衛(wèi)生條件只能滿足農(nóng)村少兒的基本醫(yī)療需求，當(dāng)農(nóng)村少兒患有稍嚴(yán)重的病癥時，家庭一般會進城尋求大醫(yī)院的診療，因此新農(nóng)合相比城居保明顯不能滿足農(nóng)村少兒家庭的醫(yī)療需求。

對于少兒家庭重大醫(yī)療支出發(fā)生的概率，當(dāng)重大醫(yī)療支出定義為大于10000元且樣本是城鎮(zhèn)少兒時，社會醫(yī)療保險有顯著的降低作用，而當(dāng)重大醫(yī)療支出定義為大于20000元時，樣本無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，社會醫(yī)療保險的作用效果均不明顯。這可能是由于我國設(shè)立社會醫(yī)療保險制度的本意是提供給居民基本的醫(yī)療保障，保障范圍雖廣，但保障的力度不足以支撐少兒患重大疾病時家庭的大型醫(yī)療開支。以新農(nóng)合為例，其只對參加新農(nóng)合的住院病人一次性或全年累計應(yīng)報醫(yī)療費在5000元～18000元時給予補償。對于更大程度的醫(yī)療支出，社會醫(yī)療保險并不能夠提供足夠的資金支持，因此少兒家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出的概率并沒有因為擁有社會醫(yī)療保險而呈現(xiàn)出明顯地降低趨勢。

四、結(jié)論

隨著許多疾病逐漸呈現(xiàn)出低齡化趨勢，少兒家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)也日益加重，社會醫(yī)療保險作為一項保障少兒就醫(yī)條件的重要舉措，在減輕家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面具有重要作用。本文基于2014年中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)，采用兩部模型、Logit模型分別估計了社會醫(yī)療保險對農(nóng)村少兒家庭和城鎮(zhèn)少兒家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，除此之外，基于多元線性回歸模型考慮了購買社會醫(yī)療保險時可能存在的逆選擇問題。我們得出以下結(jié)論：

第一，由于社會醫(yī)療保險在醫(yī)療支出達到一定的起付線后會報銷規(guī)定比例，因此社會醫(yī)療保險能夠顯著降低少兒家庭的自付醫(yī)療支出占家庭總收入的比率。

第二，社會醫(yī)療保險對少兒家庭自付醫(yī)療支出絕對值的影響存在明顯的城鄉(xiāng)差異，對城鎮(zhèn)少兒家庭影響顯著，而對農(nóng)村少兒家庭影響不顯著。這是主要因為新農(nóng)合的報銷比例較城居保低，相比城鎮(zhèn)大醫(yī)院，新農(nóng)合對鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)院報銷較多。

第三，從總體上來說，社會醫(yī)療保險對少兒家庭發(fā)生重大醫(yī)療支出的概率沒有起到顯著地降低作用，這是由于我國社會醫(yī)療保險對于少兒的醫(yī)療保障主要是為了滿足少兒的基本醫(yī)療需求，而對少兒重大疾病的報銷力度不夠。

通過本次實證研究，我們發(fā)現(xiàn)社會醫(yī)療保險能夠顯著減輕少兒家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但仍存在部分缺陷，特別是對由于患有重大疾病而產(chǎn)生重大醫(yī)療支出的少兒家庭的保障還很匱乏，并且對農(nóng)村少兒的保障力度明顯不如城鎮(zhèn)少兒。值得注意的一點是，購買了社會醫(yī)療保險的家庭人均收入普遍更高，對商業(yè)醫(yī)療保險上的開銷也更大。根據(jù)本次研究，我們對社會醫(yī)療保障政策提出以下三條建議：一是擴大社會醫(yī)療保險對少兒的保障范圍，比如建立專門提供給患有重大疾病的少兒的救助基金，減輕家庭大型醫(yī)療開支的負(fù)擔(dān)；二是縮小城鄉(xiāng)間醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)硬件設(shè)施和軟件配置的差距，比如可以提供給農(nóng)村少兒定期的身體檢查，讓家庭能夠及時地了解到少兒的身體健康狀況，這可以防止家庭錯過兒童疾病的早期治愈機會，在其可能患病時及時就醫(yī)；三是我國政府可以呼吁少兒家庭采用社會醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險相結(jié)合的保障形式，彌補社會醫(yī)療保險所不能完全解決的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)問題，逐步解決“因病致貧”的問題。