醫(yī)療需求釋放、患者道德風(fēng)險(xiǎn)還是供方誘導(dǎo)需求??
——基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型轉(zhuǎn)換后醫(yī)療費(fèi)用上漲的路徑研究

朱銘來 王恩楠

(1.南開大學(xué)金融學(xué)院 天津 300350)

(2.南開大學(xué)周恩來政府管理學(xué)院 天津 300350)

一、引言

2016 年1 月3 日，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》 (國發(fā)〔2016〕 3 號(hào)，以下簡稱《整合意見》)，明確提出整合城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡稱“城居?！? 和新型農(nóng)村合作醫(yī)療(以下簡稱“新農(nóng)合”)，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，以進(jìn)一步推進(jìn)醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民公平地享有基本醫(yī)療保險(xiǎn)權(quán)益。在促進(jìn)社會(huì)公平正義、提高居民健康效益的同時(shí)，深入推動(dòng)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，為全面建成小康社會(huì)提供堅(jiān)實(shí)的醫(yī)療保障基礎(chǔ)。《整合意見》 的實(shí)施，一方面擴(kuò)大了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的覆蓋范圍，即對于依法應(yīng)參加職工醫(yī)保但存在困難的農(nóng)民工和靈活就業(yè)人員，按規(guī)定納入當(dāng)?shù)爻青l(xiāng)居民醫(yī)保；另一方面，醫(yī)保待遇得到一定提升，即《整合意見》 提出整合后城鄉(xiāng)居民醫(yī)保政策范圍內(nèi)住院費(fèi)用支付比例保持在75%左右，并要求逐步提升門診保障水平，以及縮小政策范圍內(nèi)支付比例與實(shí)際支付比例之間的差距。截至2020 年8 月，各省、自治區(qū)均已發(fā)布城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度整合的政策文件，逐步落實(shí)統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度建設(shè)任務(wù)。

隨著《整合意見》 的實(shí)施，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保覆蓋范圍和保障水平同步提升，同時(shí)在“不顯著增加個(gè)人繳費(fèi)負(fù)擔(dān)”的明確要求下，醫(yī)?；鸬倪\(yùn)營壓力和財(cái)政負(fù)擔(dān)顯然會(huì)加重。國家醫(yī)保局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2018 年除遼寧、吉林、安徽、海南、貴州、陜西、西藏等七省份繼續(xù)實(shí)行新農(nóng)合制度外，其他省市完成整合并且醫(yī)保基金收入和支出較上年的增長率分別為23.3%和26.7%；2019 年城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)基本完成整合后，基金收入與支出分別為8 451 億元和8 128.36 億元，較上年增長率分別為7.71%和14.23%?？梢姡谡现?，醫(yī)保待遇提升與醫(yī)保范圍擴(kuò)大引起醫(yī)?；鹬С龊褪杖氲目焖僭黾?，而且基金支出增幅遠(yuǎn)大于收入增幅，并遠(yuǎn)高于2010—2016 年間合并前新農(nóng)合基金支出的平均增長率8.82%，而同時(shí)期新農(nóng)合基金人均籌資的平均增長率為24.48%。①此節(jié)數(shù)據(jù)根據(jù)《中國衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒》 計(jì)算。不難看出，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)合并前，新農(nóng)合人均籌資的增長率遠(yuǎn)大于支出，而合并后則呈現(xiàn)出相反的態(tài)勢，長此以往，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保基金的可持續(xù)運(yùn)轉(zhuǎn)將面臨巨大挑戰(zhàn)。

醫(yī)療保險(xiǎn)是對潛在的健康風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行保護(hù)，是對其所帶來的福利收益與不對稱信息帶來的福利損失進(jìn)行權(quán)衡，推進(jìn)城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的初衷是進(jìn)一步促進(jìn)社會(huì)制度公平和保障待遇均衡(Kowalski，2015)。因此，在整體提高居民基本醫(yī)療保障待遇的同時(shí)，也需避免因不對稱信息而導(dǎo)致的不合理醫(yī)療費(fèi)用的增加。由于不對稱信息的存在，逆向選擇與道德風(fēng)險(xiǎn)一直是保險(xiǎn)經(jīng)營關(guān)注的重點(diǎn)內(nèi)容。Boone (2015) 提出由于社會(huì)基本醫(yī)療保障制度的強(qiáng)制性，消除了逆向選擇現(xiàn)象的同時(shí)卻加重了道德風(fēng)險(xiǎn)的影響。在城居保與新農(nóng)合合并的過程中，居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型的轉(zhuǎn)換和保障待遇的提高，可能會(huì)使道德風(fēng)險(xiǎn)問題更加凸顯。道德風(fēng)險(xiǎn)除了可能來自于提升了醫(yī)保待遇的居民，也可能來自于醫(yī)療機(jī)構(gòu)，醫(yī)療資源供給增加與誘導(dǎo)需求均推動(dòng)了醫(yī)療費(fèi)用的上漲(王文娟和曹向陽，2016)。

基于此，本文研究貢獻(xiàn)包括以下三點(diǎn):第一，現(xiàn)有研究大多針對已有的基本醫(yī)療保險(xiǎn)對醫(yī)療支出的影響，而本文著重分析城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)合并前后，醫(yī)保收支增長率相反變化，以及醫(yī)?；鹬С鲚^以往更高速增長的原因，探究參保人在轉(zhuǎn)換醫(yī)療保險(xiǎn)的過程中是否產(chǎn)生不合理的醫(yī)療費(fèi)用增長及其來源；第二，在提高基本醫(yī)療保險(xiǎn)待遇后，居民合理的醫(yī)療需求釋放與道德風(fēng)險(xiǎn)均表現(xiàn)為醫(yī)療支出的增加，研究時(shí)二者往往難以區(qū)分，本文分別從理論和實(shí)證角度對二者進(jìn)行辨別，為今后管理城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)提供理論和現(xiàn)實(shí)證據(jù)的支撐；第三，區(qū)別于以往國內(nèi)單獨(dú)研究醫(yī)療需求釋放、需方道德風(fēng)險(xiǎn)和供方誘導(dǎo)需求，或兩兩結(jié)合的做法，本文在同一框架下漸進(jìn)分析三者的存在性及影響因素，為今后推行和管理城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度、減緩醫(yī)療費(fèi)用不合理上漲提供針對性的參考依據(jù)。

本文第二部分是關(guān)于道德風(fēng)險(xiǎn)及其來源的綜述；第三部分則從理論的角度區(qū)分轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型過程中的醫(yī)療需求釋放和道德風(fēng)險(xiǎn)，并提出研究假設(shè)；第四部分通過建立DID 和PSM-DID 等實(shí)證模型驗(yàn)證在轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型的過程中存在道德風(fēng)險(xiǎn)，并根據(jù)數(shù)據(jù)結(jié)果初步判定可能來自于醫(yī)療服務(wù)的供給方；第五部分則是利用工具變量進(jìn)一步確定道德風(fēng)險(xiǎn)的來源及影響因素；最后是對全文的總結(jié)和建議。

二、文獻(xiàn)綜述

Arrow (1963) 和Pauly (1968) 根據(jù)不對稱信息建立并發(fā)展了道德風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)理論，認(rèn)為由于信息優(yōu)勢的存在且消費(fèi)者不必支付所有的邊際成本，使得被保險(xiǎn)人有過度消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)的動(dòng)機(jī)，一定程度上將會(huì)導(dǎo)致醫(yī)療衛(wèi)生資源的浪費(fèi)。自然實(shí)驗(yàn)是檢驗(yàn)醫(yī)療保險(xiǎn)中道德風(fēng)險(xiǎn)存在性的重要實(shí)證方法之一，在過去的研究中起到了關(guān)鍵的作用，Phelps 和Newhouse (1974) 以及Beck (1974) 都根據(jù)不同的自然實(shí)驗(yàn)對健康保險(xiǎn)中的道德風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析。其中，在早期有關(guān)醫(yī)療保險(xiǎn)道德風(fēng)險(xiǎn)的研究中，以美國1974 年至1982 年實(shí)施的蘭德健康保險(xiǎn)實(shí)驗(yàn)(RAND Health Insurance Experiment，RAND-HIE) 最為著名。該實(shí)驗(yàn)隨機(jī)分配給家庭的健康保險(xiǎn)計(jì)劃具有不同的共付率，在排除逆向選擇影響的同時(shí)，便于研究不同自付比例下居民對醫(yī)療服務(wù)的利用。包括Manning 等(1987) 在內(nèi)的眾多學(xué)者，據(jù)此得到一系列在健康保險(xiǎn)中有關(guān)道德風(fēng)險(xiǎn)的結(jié)論:Manning 等(1987) 認(rèn)為隨著共付率的上升，患者醫(yī)療服務(wù)使用概率下降，且醫(yī)療服務(wù)價(jià)格彈性大約為-0.2，證明醫(yī)療保險(xiǎn)中道德風(fēng)險(xiǎn)的存在。盡管RAND-HIE 已經(jīng)過去三十多年，但其研究結(jié)論與后續(xù)的研究結(jié)果仍保持高度一致(Barros 等，2008；Nyman 等，2018)。近年來，有關(guān)道德風(fēng)險(xiǎn)的研究逐漸轉(zhuǎn)向長期動(dòng)態(tài)均衡和細(xì)究道德風(fēng)險(xiǎn)來源及其不同來源所占比例等多個(gè)視角(Flinkelstein，2012)。

在社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)領(lǐng)域，有關(guān)不對稱信息的研究也非常豐富。由于不對稱信息能夠?qū)е履嫦蜻x擇和道德風(fēng)險(xiǎn)兩種情形，因此單獨(dú)研究道德風(fēng)險(xiǎn)的前提是消除逆向選擇的影響。本文主要分析社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)中的道德風(fēng)險(xiǎn)，大部分研究認(rèn)為逆向選擇不會(huì)發(fā)生于社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)當(dāng)中，道德風(fēng)險(xiǎn)才是導(dǎo)致社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)效率降低的主要因素。例如，Krueger 和Kuziemko (2013) 利用美國患者保護(hù)與平價(jià)醫(yī)療法案(Patient Protection and Affordable Care Act，ACA) 頒布后，美國的參保人數(shù)尤其是未參保人群參保率的變化，分析討論ACA 實(shí)施后是否產(chǎn)生逆向選擇的現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)，由于大多數(shù)未參保人之前因貧窮和保險(xiǎn)意識(shí)不足而未參保，所以該法案并不會(huì)導(dǎo)致逆向選擇的發(fā)生。Boone(2015) 研究后同樣認(rèn)為，社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)可以最大程度上消除逆向選擇，但可能會(huì)進(jìn)一步加重道德風(fēng)險(xiǎn)。綜上，本文在研究不對稱信息在居民轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)中的作用時(shí)，僅專注于道德風(fēng)險(xiǎn)，而忽略逆向選擇的影響。

本質(zhì)上，我國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)整合也是一次擴(kuò)大基本醫(yī)療保險(xiǎn)范圍和提高醫(yī)療保障待遇的改革，但現(xiàn)階段的相關(guān)研究目前仍停留在理論層面。與之類似，美國自2010 年啟動(dòng)ACA，該法案除了個(gè)人強(qiáng)制保險(xiǎn)、在各州建立保險(xiǎn)交易所以及提高低收入人群的保障待遇，其中一項(xiàng)重要舉措為擴(kuò)大保險(xiǎn)范圍，包括擴(kuò)展醫(yī)療救助、要求大公司為員工提供健康保險(xiǎn)、允許未滿26 周歲的年輕人的保險(xiǎn)由其父母的醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋等。基于此法案的實(shí)施，大量關(guān)于擴(kuò)大保險(xiǎn)范圍、提高保險(xiǎn)待遇與道德風(fēng)險(xiǎn)之間關(guān)系的研究出現(xiàn)，大部分研究支持改革后出現(xiàn)道德風(fēng)險(xiǎn)現(xiàn)象的結(jié)論(Antwi 等，2015；Jung 和Tran，2016)。當(dāng)然，也有學(xué)者認(rèn)為保障范圍的擴(kuò)張并未加劇道德風(fēng)險(xiǎn)(Dillender，2015)。在ACA 頒布前后有關(guān)道德風(fēng)險(xiǎn)的研究，為本文探析合并城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)過程中的道德風(fēng)險(xiǎn)問題提供參考。

由于社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)范圍的不斷擴(kuò)大，醫(yī)療開支不可避免地將持續(xù)上漲。為了進(jìn)一步控制道德風(fēng)險(xiǎn)的消極影響，在醫(yī)療保險(xiǎn)中設(shè)置成本共擔(dān)機(jī)制，例如設(shè)置起付線和報(bào)銷比例，不失為有效措施之一(Arrow，1963；Pauly，1968；Feldstein，1973)。但是，上述措施有效的前提均為道德風(fēng)險(xiǎn)來自于參保居民。與此同時(shí)，隨著醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋范圍的不斷擴(kuò)張，醫(yī)療機(jī)構(gòu)作為醫(yī)療服務(wù)供給方，其應(yīng)對策略也相當(dāng)重要。醫(yī)療機(jī)構(gòu)作為保險(xiǎn)過程中的“雙向代理人”，不但在患者就醫(yī)過程中處于信息優(yōu)勢的一方，同時(shí)也是保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)支付的對象。醫(yī)療機(jī)構(gòu)存在為了獲取更多的保險(xiǎn)支付或醫(yī)?；?，而增加不必要的醫(yī)療服務(wù)的動(dòng)機(jī)(Arrow，1963)。Finkelstein (2007) 發(fā)現(xiàn)了醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)施在極大程度上增加了醫(yī)院開支，且超出了根據(jù)RAND-HIE 所計(jì)算出的病人需求彈性的可靠證據(jù)，說明醫(yī)院在醫(yī)療保險(xiǎn)范圍擴(kuò)張的過程中存在供給側(cè)的誘導(dǎo)需求。但上述觀點(diǎn)也存在爭議。Freedman 等(2015) 通過探究公共醫(yī)療保險(xiǎn)的擴(kuò)張與醫(yī)院調(diào)整技術(shù)水平?jīng)Q策之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，隨著醫(yī)療救助保險(xiǎn)范圍的擴(kuò)大，醫(yī)院對患者采取的治療技術(shù)沒有顯著變化，側(cè)面反映醫(yī)療機(jī)構(gòu)并未產(chǎn)生通過調(diào)整治療方案和技術(shù)以增加醫(yī)療開支的道德風(fēng)險(xiǎn)。隨著我國醫(yī)療保障體系的不斷完善，部分學(xué)者也提出醫(yī)療機(jī)構(gòu)存在產(chǎn)生誘導(dǎo)需求的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，尤其在我國實(shí)行公立醫(yī)院藥品“零差率”政策后，醫(yī)療機(jī)構(gòu)為減輕收入來源緊縮的負(fù)面影響，將會(huì)增加醫(yī)療服務(wù)和技術(shù)的供給而獲得更高的利潤率(Fu 等，2018)。同時(shí)，我國各區(qū)域間的醫(yī)療資源分配不均，醫(yī)療資源豐富地區(qū)的醫(yī)療支出增加中也存在供給誘導(dǎo)的因素(鄭莉莉，2018)。因此，在推進(jìn)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度合并的過程中，確定是否存在道德風(fēng)險(xiǎn)及其產(chǎn)生的來源，是科學(xué)制定與合理采取減少不合理醫(yī)療費(fèi)用上漲、維持醫(yī)?；鹂沙掷m(xù)運(yùn)轉(zhuǎn)方案的重要前提。

三、理論模型及研究假設(shè)

為分析在居民轉(zhuǎn)換為更高待遇的醫(yī)療保險(xiǎn)類型后，醫(yī)療福利增加的同時(shí)是否產(chǎn)生了道德風(fēng)險(xiǎn)，本文建立以下理論模型以區(qū)分正常醫(yī)療需求釋放、需方道德風(fēng)險(xiǎn)和醫(yī)療服務(wù)提供方的誘導(dǎo)需求。首先，假設(shè)居民的效用函數(shù):

其中，Ct為居民的日常消費(fèi)，Qt為居民醫(yī)療支出。設(shè)定居民的預(yù)算約束為:

其中，a為合并醫(yī)療保險(xiǎn)后所帶來的報(bào)銷比例的增加幅度。該預(yù)算約束表明:假設(shè)居民總的預(yù)算約束Yt由居民日常消費(fèi)Ct和醫(yī)療支出Qt組成，當(dāng)居民的基本醫(yī)保類型由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)后，其報(bào)銷比例增加幅度a將會(huì)使原本的醫(yī)療支出Qt減少aQt。

據(jù)此，居民效用最大化的一階條件為:

參照J(rèn)aegher 和Jegers (2000) 的模型設(shè)定，醫(yī)療機(jī)構(gòu)通過調(diào)整其診療行為和方式來最大化其利潤，其目標(biāo)函數(shù)為:

其中，πt為醫(yī)療機(jī)構(gòu)的總利潤，At為醫(yī)療機(jī)構(gòu)面臨的運(yùn)營壓力，Tt(Qt，At)為醫(yī)療機(jī)構(gòu)提供醫(yī)療服務(wù)所付出的總成本。因此，醫(yī)療機(jī)構(gòu)利潤最大化的一階條件為:

聯(lián)立居民與醫(yī)療機(jī)構(gòu)效用最大化的一階條件(3)、(4)、(6) 可得:

接下來，我們區(qū)分出在整合城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)過程中居民正常醫(yī)療需求釋放的情況。我們現(xiàn)在假設(shè)居民轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型后的最優(yōu)醫(yī)療支出為，而沒有轉(zhuǎn)換的最優(yōu)醫(yī)療支出為Q0，t。其中，為當(dāng)a≠0 時(shí)，等式(3) 和等式(4) 的解，Q0，t為當(dāng)a＝0時(shí)，等式(3) 和等式(4) 的解。若未合并城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)，而是直接對居民進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付，其轉(zhuǎn)移支付的金額與合并后的醫(yī)保基金支出相等，此時(shí)等式(2) 變?yōu)?

假設(shè)此時(shí)居民最優(yōu)的醫(yī)療支出為QY，t，由于居民的預(yù)算約束相對于a＝0 時(shí)有所放松，故QY，t＞Q0，t，QY，t-Q0，t即為正常的醫(yī)療需求釋放且符號(hào)為正。

當(dāng)然，我們還需判斷在整合城鄉(xiāng)基本居民醫(yī)療保險(xiǎn)的過程中是否存在道德風(fēng)險(xiǎn)，即分別分析醫(yī)療支出Qt直接受到a的影響和a通過改變醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)營壓力At進(jìn)而對Qt的影響，也就是Qt(a，At)和At(a)。故只需判斷符號(hào)的正負(fù)，如果二者同時(shí)為正，即可證明在此過程中道德風(fēng)險(xiǎn)的存在性。根據(jù)式(8) 可知，分子UC(Ct，Qt) ＞0，且分母第一項(xiàng)(1-a)UCQ(Ct，Qt) ＞0，第二項(xiàng)UQQ(Ct，Qt) ＜0，據(jù)此判斷，即居民的報(bào)銷比例變化程度a將直接增加醫(yī)療支出Qt。根據(jù)式(9) 可知，由于我們將醫(yī)療服務(wù)的價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)化為1，則，同時(shí)。綜合均為正的結(jié)果可知，隨著上升的社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例a的增加，總的醫(yī)療支出也會(huì)上升。

據(jù)此，我們提出本文的假設(shè)一:在轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)后，道德風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)使醫(yī)療支出增加。

在上述分析的基礎(chǔ)上，接下來本文分別利用上升的醫(yī)保報(bào)銷比例a對居民醫(yī)療支出和醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)營壓力At的影響，即符號(hào)的正負(fù)進(jìn)而判斷道德風(fēng)險(xiǎn)的來源。

同時(shí)，我們根據(jù)式(10) 結(jié)果判斷At如何受a的影響，正如我們上文所設(shè)定的，將醫(yī)療服務(wù)的價(jià)格標(biāo)準(zhǔn)化為1，使。因此，式(10) 分子大于1，由于分母和第一項(xiàng)也大于零，故整體。所以，當(dāng)社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例程度提高后，醫(yī)療機(jī)構(gòu)的誘導(dǎo)動(dòng)機(jī)隨之增強(qiáng)。

據(jù)此，本文提出第三個(gè)假設(shè):在轉(zhuǎn)換社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的過程中，道德風(fēng)險(xiǎn)可能來自于醫(yī)療機(jī)構(gòu)，產(chǎn)生誘導(dǎo)需求。

四、基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型轉(zhuǎn)換后存在不合理醫(yī)療支出上漲的證據(jù)

(一) 計(jì)量模型

通過理論模型可知，分析道德風(fēng)險(xiǎn)在轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)過程中存在性的關(guān)鍵在于上升的醫(yī)保報(bào)銷比例a和醫(yī)療支出Q。與之相對應(yīng)地，本文在實(shí)證中采用雙重差分模型(Difference-in-Differences Model，DID)，以是否轉(zhuǎn)變基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型作為報(bào)銷比例替代a的變化，以居民醫(yī)療支出作為被解釋變量。具體地，以在2014—2016 年間由參加新農(nóng)合轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒓映蔷颖５木用褡鳛閷?shí)驗(yàn)組(Gi＝1)，以在此期間一直參加新農(nóng)合的居民作為控制組(Gi＝0)，以2014 年之前的時(shí)間作為基期(Dt＝0)，以2016 年之后作為實(shí)驗(yàn)期(Dt＝1)，構(gòu)建計(jì)量模型如式(12)。本文設(shè)置Xi，t為控制變量，主要包括居民年齡、性別、婚姻狀況及教育年限等人口學(xué)特征；自評健康狀況、是否患有慢性病等健康狀態(tài)變量；是否飲酒、吸煙和預(yù)防性醫(yī)療支出等健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)變量；以及家庭支出、商業(yè)保險(xiǎn)支出等家庭金融變量。ui和vt分別表示居民個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)。由于使用雙重差分模型的前提是滿足平行趨勢假設(shè)，因此在構(gòu)建模型之前先以此樣本向前倒推至2012 年，構(gòu)建新的交互項(xiàng)檢驗(yàn)可知，居民在2014—2016 年間變化其參保類型前，交互項(xiàng)對醫(yī)療支出無顯著影響，即平行趨勢假設(shè)成立。由于數(shù)據(jù)限制，樣本觀測時(shí)間較短，因此為進(jìn)一步減少模型內(nèi)生性和排除轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型后居民醫(yī)療需求自然釋放對醫(yī)療開支增加的影響，本文后續(xù)采用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM) 方法，通過對居民個(gè)體特征進(jìn)行匹配，得到與實(shí)驗(yàn)組基線特征相同的控制組，再采用DID，得到計(jì)量結(jié)果。

(二) 數(shù)據(jù)來源與變量描述

本文主要采用2014—2016 年間的北京大學(xué)中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS) 數(shù)據(jù)。經(jīng)過刪除缺失變量，整理得到2014—2016 年參保一致和2014—2016 年間轉(zhuǎn)換參保類型的居民總樣本數(shù)30 767 個(gè)。①因篇幅所限，本文省略了數(shù)據(jù)和控制變量的選擇依據(jù)、定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

(三) 實(shí)證結(jié)果

根據(jù)式(12) 所示的計(jì)量模型，本文分別以非住院醫(yī)療費(fèi)用、住院費(fèi)用和自付醫(yī)療費(fèi)用作為被解釋變量，以一直參保新農(nóng)合的居民作為對照組，進(jìn)行普通和加入雙向固定效應(yīng)的雙重差分分析，得到如表1 所示結(jié)果。從結(jié)果來看，在兩個(gè)DID 中，時(shí)間和組別的交互項(xiàng)均對住院費(fèi)用和自付費(fèi)用產(chǎn)生顯著的正向影響，而非住院醫(yī)療費(fèi)用雖然也有所增加，但統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上影響并不顯著。此結(jié)果說明在居民由參保新農(nóng)合轉(zhuǎn)為參保城居保后，由于城居保的保障待遇高于新農(nóng)合，居民住院費(fèi)用和自付醫(yī)療費(fèi)用均顯著增加。

表1 2014—2016 年農(nóng)合—農(nóng)合與農(nóng)合—城居雙重差分結(jié)果

上述結(jié)果雖然說明不同待遇的基本醫(yī)療保險(xiǎn)對居民醫(yī)療費(fèi)用的增加產(chǎn)生激勵(lì)作用，卻不能說明是居民正常的醫(yī)療需求釋放，抑或是道德風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致。為了進(jìn)一步消除模型中的內(nèi)生性，同時(shí)分辨需求釋放與道德風(fēng)險(xiǎn)，本文采用傾向得分匹配法進(jìn)行后續(xù)分析。在控制組中找到與實(shí)驗(yàn)組個(gè)人特征相似的居民進(jìn)行匹配，除了年齡、性別、婚否和教育程度等人口學(xué)特征，還將自評健康、是否吸煙飲酒和預(yù)防性醫(yī)療衛(wèi)生支出、是否購買商業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)用，以及家庭總支出等作為匹配變量，進(jìn)一步控制居民自身健康狀況、健康意識(shí)和保險(xiǎn)意識(shí)等在基本醫(yī)保類型變化對醫(yī)療費(fèi)用影響中的作用。個(gè)人特征偏差由匹配前的14.8%降低至3.8%，使控制組樣本的基線特征極大程度地與實(shí)驗(yàn)組吻合。①因篇幅所限，本文省略了平衡性檢驗(yàn)的成果，感興趣的讀者可向作者索要。將匹配后的樣本進(jìn)行雙重差分估計(jì)，得到如表2 前三列所示結(jié)果。根據(jù)結(jié)果可知，經(jīng)過匹配后，時(shí)間和組別的交互項(xiàng)對住院費(fèi)用、自付醫(yī)療費(fèi)用仍有顯著的正向影響，而對非住院醫(yī)療費(fèi)用的正向影響并不顯著，說明之前基礎(chǔ)雙重差分結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。同時(shí)，我們還能得到另一個(gè)重要結(jié)論:在居民人口學(xué)特征、健康狀態(tài)、健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)和家庭金融變量均相差無幾的情況下，轉(zhuǎn)變參保類型仍能夠顯著增加居民住院和自付醫(yī)療支出，說明基本醫(yī)療保險(xiǎn)待遇提升后，除了釋放正常的醫(yī)療需求，還會(huì)促使居民在就醫(yī)過程中產(chǎn)生道德風(fēng)險(xiǎn)，假設(shè)一得到驗(yàn)證。

表2 2014—2016 年農(nóng)合—農(nóng)合與農(nóng)合—城居的PSM-DID 結(jié)果

(四) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換控制組

為進(jìn)一步檢驗(yàn)上述結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將一直參加城居保的居民作為控制組，依舊將2014—2016 年間由新農(nóng)合轉(zhuǎn)為城居保的居民作為實(shí)驗(yàn)組。如果相較于一直享受較高保險(xiǎn)待遇的城居保居民，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型且之前參加新農(nóng)合的居民的醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用仍顯著增加，則能夠進(jìn)一步確認(rèn)上述結(jié)論的穩(wěn)健性，并合理懷疑醫(yī)療支出增長的原因中包含道德風(fēng)險(xiǎn)。替換控制組的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致②替換控制組的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，進(jìn)一步說明參保類型的轉(zhuǎn)換對居民增加醫(yī)療支出產(chǎn)生了一定的激勵(lì)作用。

同樣地，將實(shí)驗(yàn)組與一直參與城居保的控制組進(jìn)行一對一匹配后，依然得到交互項(xiàng)對住院費(fèi)用和自付醫(yī)療費(fèi)用有顯著影響①城居保居民一對一匹配后的DID 結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，再次證明結(jié)果的穩(wěn)健性，說明醫(yī)療費(fèi)用的增加來自于參保類型的轉(zhuǎn)換，且導(dǎo)致醫(yī)療費(fèi)用增加的原因中包含道德風(fēng)險(xiǎn)，而非僅僅是居民正常的需求釋放。

2.重復(fù)抽樣檢驗(yàn)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)PSM-DID 結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變實(shí)驗(yàn)組在控制組中選擇匹配樣本的數(shù)量。由于一直參加新農(nóng)合的居民數(shù)量較多，原本匹配精度已較高，若過多地選擇匹配對象，可能影響結(jié)果的準(zhǔn)確性。因此，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)采用一對二進(jìn)行匹配后，再進(jìn)行雙重差分分析，得到如表2 后三列所示結(jié)果。而相較于一直參加新農(nóng)合的居民，一直參加城居保居民的數(shù)量較少。為豐富選擇時(shí)的樣本數(shù)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)采用一對四匹配。②城居保居民一對多匹配后的DID 結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。從一對多匹配結(jié)果來看，盡管改變了匹配數(shù)量，但居民參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型的變化仍會(huì)導(dǎo)致住院費(fèi)用及自付醫(yī)療費(fèi)用的顯著增加，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性較強(qiáng)，結(jié)論可靠。

五、道德風(fēng)險(xiǎn)來自醫(yī)療服務(wù)提供方的證據(jù)

(一) 計(jì)量模型

本文已通過DID 和PSM-DID 的方法結(jié)合，確定在基本醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換后醫(yī)療費(fèi)用上升的原因中包含道德風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步地，無論是DID 抑或是PSM-DID 的實(shí)證結(jié)果都表明居民住院費(fèi)用顯著增加，而對于患者而言在門診、村鎮(zhèn)衛(wèi)生室和社會(huì)藥房等能夠更為便捷發(fā)生的非住院醫(yī)療費(fèi)用并沒有顯著增加。同時(shí)，居民自付醫(yī)療費(fèi)用也顯著增加，與最大化個(gè)人效用的理性選擇相悖。根據(jù)上述兩個(gè)原因，本文推測醫(yī)療費(fèi)用的上漲可能是來自醫(yī)療機(jī)構(gòu)的供方誘導(dǎo)需求。

而在理論模型中，分析供方誘導(dǎo)需求的關(guān)鍵在于醫(yī)院運(yùn)營壓力、保障待遇的提升和醫(yī)療支出的變化。因此，本節(jié)以居民醫(yī)療支出作為被解釋變量，以居民兩年間的參保類型作為核心解釋變量，建立如式(13) 所示的計(jì)量模型。其中，medicali，t表示不同時(shí)間居民的醫(yī)療支出，包括非住院醫(yī)療支出、自付醫(yī)療支出和住院費(fèi)用，insi，t表示居民在不同年間的參保類型——一直參加新農(nóng)合的居民為0，由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城居保的居民為1，Xi，t為一系列的控制變量，包括人口學(xué)特征、健康特征變量、健康風(fēng)險(xiǎn)變量和家庭金融變量等，εi，t為誤差項(xiàng)。

通過檢驗(yàn)可知，居民參保類型具有一定的內(nèi)生性(檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)在1%水平下拒絕變量外生的原假設(shè))。為進(jìn)一步剝離出保險(xiǎn)類型中與醫(yī)療服務(wù)提供方有關(guān)的部分，并與理論模型相契合，本文需要采用能夠反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源與醫(yī)院運(yùn)營壓力的工具變量。據(jù)此，我們根據(jù)問卷中的居民看病機(jī)構(gòu)、對看病點(diǎn)條件的滿意度和看病點(diǎn)醫(yī)療水平等三個(gè)問題，以區(qū)縣為單位，剔除樣本居民本人回答后計(jì)算得到的均值，利用主成分分析方法，構(gòu)建能夠綜合評定當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的變量。選擇其作為工具變量的理由如下:第一，該變量能夠綜合反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的豐富度，除了能夠反映各區(qū)縣醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)營能力及收入壓力外，剝離出醫(yī)療費(fèi)用增加中與醫(yī)院誘導(dǎo)需求有關(guān)的部分，同時(shí)還與居民參保情況有關(guān)，二者均在一定程度上反映了當(dāng)?shù)蒯t(yī)療保障能力，在理論上滿足與核心解釋變量之間的相關(guān)性要求。第二，該區(qū)縣其他人對當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度的評價(jià)與居民個(gè)人醫(yī)療支出及居民人口學(xué)特征變量、健康狀況、健康風(fēng)險(xiǎn)偏好等因素均無關(guān)，滿足工具變量外生性的假設(shè)。通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)表明，本文構(gòu)建的各區(qū)縣醫(yī)療資源豐富度作為工具變量是有效的。①工具變量的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

(二) 實(shí)證結(jié)果

在消除內(nèi)生性之后，本文進(jìn)一步分析參保類型與醫(yī)療費(fèi)用間的因果關(guān)系，得到如表3 所示結(jié)果。從結(jié)果來看，相較于一直參加新農(nóng)合的居民，由新農(nóng)合轉(zhuǎn)換為城居保居民的自付醫(yī)療費(fèi)用和住院費(fèi)用均顯著提高。值得注意的是，在剝離出當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度與醫(yī)療機(jī)構(gòu)經(jīng)營壓力后，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對居民醫(yī)療費(fèi)用影響幅度增大，在此做出解釋:當(dāng)排除是否轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型對住院和自付費(fèi)用中居民的理性認(rèn)知、地區(qū)藥占比指標(biāo)控制等對醫(yī)療費(fèi)用降低的混雜影響后，僅保留醫(yī)院運(yùn)營壓力對居民醫(yī)療費(fèi)用的正向影響時(shí)，會(huì)使得轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對結(jié)果的影響更加突出。

表3 轉(zhuǎn)換參保保險(xiǎn)類型對醫(yī)療支出影響

上述結(jié)果提供了轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)過程中的道德風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生于供給方的證據(jù)。第一，原本參保類型為新農(nóng)合而轉(zhuǎn)為城居保的居民大多數(shù)來自于農(nóng)村，即便其有改變基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型而使自己的保障待遇提高的模糊意識(shí)，但對醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)知仍普遍弱于專業(yè)的醫(yī)生。而且，區(qū)別于普通的消費(fèi)行為，在診療過程中患者的處方最終由醫(yī)生決定，就診過程中醫(yī)生所用的電子醫(yī)療數(shù)據(jù)庫能夠顯示出居民的參保類型，由此可能產(chǎn)生供給方誘導(dǎo)需求。第二，住院費(fèi)用因保險(xiǎn)類型的轉(zhuǎn)變而顯著增加，而更為便捷發(fā)生的非住院醫(yī)療費(fèi)無顯著變化，這一結(jié)果更能佐證上述觀點(diǎn)。雖然門診報(bào)銷的起付線低于住院費(fèi)用，但患者住院更易達(dá)到起付線。更重要的是，一般門診報(bào)銷比例在50%—60%，而住院費(fèi)用的報(bào)銷比例大多在70%—85%，部分地區(qū)的退休人員和在一級(jí)或二級(jí)醫(yī)院就診患者的住院報(bào)銷比例甚至在90%以上，住院報(bào)銷比例遠(yuǎn)高于門診。因此，部分地區(qū)的醫(yī)療服務(wù)供給方會(huì)以發(fā)熱等輕病癥和檢查項(xiàng)目等也以可報(bào)銷，且二者的報(bào)銷比例高等理由推薦住院，進(jìn)而增加住院費(fèi)用并產(chǎn)生供給方誘導(dǎo)需求。第三，自我國醫(yī)療衛(wèi)生體制改革以來，我國醫(yī)療資源逐漸豐富，醫(yī)院規(guī)模、病床數(shù)等有了極大的提升，“缺醫(yī)少藥”的現(xiàn)象逐漸緩解的同時(shí)，由于醫(yī)療資源分配的不均，醫(yī)療資源過剩和投入冗余等現(xiàn)象在部分地區(qū)出現(xiàn)。例如，徐俐穎等(2020) 和王奕然等(2020) 分別得到長江經(jīng)濟(jì)帶和重慶市等均存在醫(yī)療資源產(chǎn)出不足、投入過剩和現(xiàn)有資源利用不充分的結(jié)論。與之相伴的是，冗余的醫(yī)療資源投入使得醫(yī)院日常運(yùn)營成本逐漸提高，在采用代表醫(yī)療資源和運(yùn)營壓力的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘時(shí)，剝離出醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換對醫(yī)療支出的影響中與醫(yī)療資源豐富度相關(guān)的部分，住院和自付費(fèi)用顯著增加的結(jié)果表明確有供給方誘導(dǎo)需求的證據(jù)。綜上，拒絕理論部分提出的假設(shè)二，接受假設(shè)三。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.替換樣本

為驗(yàn)證居民轉(zhuǎn)換保險(xiǎn)類型后，其醫(yī)療費(fèi)用的上漲主要來自于供給方誘導(dǎo)需求，此處將一直參加新農(nóng)合的居民替換為一直參加城居保的居民。如果消除內(nèi)生性之后轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對居民醫(yī)療費(fèi)用上漲的影響仍然顯著，則說明在上述基準(zhǔn)回歸中，得到的道德風(fēng)險(xiǎn)來自醫(yī)療服務(wù)提供方的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。①替換樣本的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。根據(jù)結(jié)果可知，加入工具變量后，醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換對居民的住院費(fèi)用和自付費(fèi)用均有顯著的正向影響，而對非住院醫(yī)療費(fèi)用影響不顯著，說明醫(yī)保類型轉(zhuǎn)換過程中道德風(fēng)險(xiǎn)來自供方的結(jié)論較為穩(wěn)健。

2.替換工具變量

在第五部分的基準(zhǔn)回歸中，我們使用主成分分析構(gòu)建居民所在區(qū)縣的醫(yī)療資源豐富度的新變量作為工具變量。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中我們直接選用問卷中居民的就醫(yī)滿意度來反映當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源豐富度和醫(yī)院的運(yùn)營壓力，理論上作為工具變量的相關(guān)性和外生性的解釋同上，此處不再贅述。②新工具變量的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。根據(jù)結(jié)果可知，消除內(nèi)生性后，轉(zhuǎn)換基本醫(yī)療保險(xiǎn)對居民住院和自付費(fèi)用均有顯著的正向影響，說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

(四) 異質(zhì)性分析

1.消費(fèi)水平

不同經(jīng)濟(jì)和生活水平的居民具有不同的醫(yī)療需求，經(jīng)濟(jì)水平較高的居民可能對于健康更加重視，健康的邊際效用大于金錢的邊際效用，從理性的角度不會(huì)以健康為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)收益，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型后提高的報(bào)銷待遇對其吸引力并不高。為探究不同家庭經(jīng)濟(jì)水平的居民在就醫(yī)過程中面臨的誘導(dǎo)需求及其影響有何不同，本文將居民按照家庭總消費(fèi)支出的均值將樣本劃分為高家庭消費(fèi)支出水平和低支出水平兩個(gè)子樣本，分別進(jìn)行回歸。③消費(fèi)水平的異質(zhì)性分析結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。結(jié)果表明，轉(zhuǎn)換社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)類型主要對家庭經(jīng)濟(jì)水平較低居民的住院醫(yī)療支出產(chǎn)生顯著的影響，而對家庭消費(fèi)水平較高居民的各項(xiàng)醫(yī)療支出影響不明顯。根據(jù)之前的分析，相較于門診的保障待遇，住院費(fèi)用的報(bào)銷比例較高，在就醫(yī)過程中對于經(jīng)濟(jì)水平較低的居民可能更具吸引力。因此，轉(zhuǎn)換醫(yī)療保險(xiǎn)類型后，對于低家庭消費(fèi)水平的居民而言，醫(yī)療報(bào)銷費(fèi)用邊際效用更高，使其更易受到由醫(yī)療服務(wù)供給方產(chǎn)生的誘導(dǎo)需求的影響(Chandra 等，2014)。

2.教育程度

盡管在居民就醫(yī)過程中存在信息不對稱，醫(yī)生作為代理人具有更全面的信息，進(jìn)而對患者產(chǎn)生誘導(dǎo)需求。但是，這種信息優(yōu)勢也會(huì)根據(jù)居民受到的不同教育水平而不同，接受較高水平教育的居民對不同信息的判斷力會(huì)影響醫(yī)生的誘導(dǎo)需求及其后果的強(qiáng)弱。因此，本文根據(jù)居民接受的不同教育水平進(jìn)行分類，將接受初中及以下教育的居民劃分為低學(xué)歷，而將初中以上學(xué)歷的居民劃分為高學(xué)歷。①受教育水平的異質(zhì)性分析結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。根據(jù)回歸結(jié)果可知，轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型對受教育程度更高的居民的醫(yī)療支出沒有顯著影響，即其面對的誘導(dǎo)需求較少或其效果不明顯；而轉(zhuǎn)換醫(yī)保類型使受教育水平較低居民的住院醫(yī)療費(fèi)用顯著增加。因此，與之前的分析相一致，低學(xué)歷居民在就診過程中更易受到因信息不對稱而產(chǎn)生的負(fù)面影響，更容易被誘導(dǎo)而產(chǎn)生不合理的醫(yī)療需求，一定程度上浪費(fèi)了醫(yī)療資源并損害了自身的經(jīng)濟(jì)效益。

六、研究結(jié)論與政策建議

為深入探析我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)保費(fèi)用上漲的原因，本文通過建立理論模型，對城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)合并過程中是否存在不合理的醫(yī)療費(fèi)用上漲，及其上漲原因提出相應(yīng)的研究假設(shè)。隨后，本文利用2014—2016 年CFPS 數(shù)據(jù)，借助DID 和PSM-DID 模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得出城鄉(xiāng)居民醫(yī)保整合過程中的醫(yī)療費(fèi)用上漲，是由道德風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致而非僅僅是居民自然的醫(yī)療需求釋放的結(jié)論，假設(shè)一得到驗(yàn)證。同時(shí)，根據(jù)實(shí)證結(jié)果中，居民自付醫(yī)療費(fèi)用和住院費(fèi)用上升，而非住院費(fèi)用無顯著變化的現(xiàn)象不符合個(gè)人理性，本文判斷后認(rèn)為制度整合過程中的道德風(fēng)險(xiǎn)可能主要來自于醫(yī)療服務(wù)供給方。據(jù)此，本文構(gòu)建能夠代表當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源和醫(yī)療機(jī)構(gòu)運(yùn)營壓力的工具變量，通過回歸和二階段最小乘模型，得到制度合并過程中的道德風(fēng)險(xiǎn)的確來自醫(yī)療服務(wù)提供方的結(jié)論，因此拒絕假設(shè)二，接受假設(shè)三。進(jìn)一步地，在對上述兩個(gè)基本結(jié)論均進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，根據(jù)居民的家庭消費(fèi)水平和受教育程度進(jìn)行分組回歸發(fā)現(xiàn):相較于高經(jīng)濟(jì)水平和高學(xué)歷的居民，低經(jīng)濟(jì)水平和低學(xué)歷居民分別因經(jīng)濟(jì)激勵(lì)的邊際效用更高和辨別信息的能力較差，更易受到醫(yī)療服務(wù)供給方道德風(fēng)險(xiǎn)的影響。

針對上述研究結(jié)論，本文提出以下參考性建議:

首先，針對不合理的醫(yī)療費(fèi)用上漲主要來自于醫(yī)療服務(wù)供給方的結(jié)論，在今后運(yùn)行和管理城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)注重醫(yī)院動(dòng)態(tài)指標(biāo)設(shè)定、醫(yī)師職業(yè)道德培養(yǎng)以及處方隨機(jī)審核，同時(shí)加速醫(yī)保支付機(jī)制改革，有效控制由醫(yī)院導(dǎo)致的醫(yī)療費(fèi)用不合理上漲。其次，合理地對醫(yī)療機(jī)構(gòu)固定成本進(jìn)行補(bǔ)貼，尤其此時(shí)處于疫情時(shí)期，部分?？漆t(yī)院及小型醫(yī)院面臨較大的運(yùn)營壓力，衛(wèi)生管理機(jī)構(gòu)可根據(jù)當(dāng)?shù)蒯t(yī)療資源的實(shí)際情況，對醫(yī)療機(jī)構(gòu)進(jìn)行適當(dāng)?shù)呢?cái)政補(bǔ)貼，避免醫(yī)院將運(yùn)營成本轉(zhuǎn)嫁至患者身上。上述兩方面的舉措分別從監(jiān)管和鼓勵(lì)的雙重角度，減少由醫(yī)療機(jī)構(gòu)導(dǎo)致的誘導(dǎo)需求，減輕患者就醫(yī)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，有利于真正實(shí)現(xiàn)合并城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度的根本目的——促進(jìn)社會(huì)醫(yī)療公平，提高患者醫(yī)療保障待遇。最后，根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果，從居民自身的角度，提出其應(yīng)對醫(yī)療機(jī)構(gòu)誘導(dǎo)需求的建議:除了加大對基本醫(yī)療保險(xiǎn)的宣傳力度和范圍、提高居民對城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)知、減輕醫(yī)療機(jī)構(gòu)對低消費(fèi)水平居民的誘導(dǎo)需求影響外，還可以加強(qiáng)基本的健康常識(shí)教育，增強(qiáng)居民自我健康認(rèn)知，降低醫(yī)療機(jī)構(gòu)的誘導(dǎo)需求對受教育水平較低居民的負(fù)面影響。