中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應研究

廖藏宜 于潔

摘 要：公平的基本醫(yī)療保險制度具有收入再分配功能。本文使用中國家庭金融調查數(shù)據(jù)，采用MT指數(shù)及其AJL分解方法，基于醫(yī)療保險受益視角研究中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應及其影響因素。研究結果表明：中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配最終效應為負，原因在于制度間的垂直不公平和水平不公平，且垂直不公平為主要影響因素，垂直不公平從城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險到新型農村合作醫(yī)療保險依次增加，水平不公平在新型農村合作醫(yī)療保險中更為明顯。另外，醫(yī)療保險報銷能部分縮小由于醫(yī)療支出擴大的收入差距，且這種調節(jié)效果在城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險中最大，其次是城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，新型農村合作醫(yī)療保險最小。

關鍵詞：基本醫(yī)療保險制度;收入再分配效應;醫(yī)療支出;醫(yī)療保險報銷;中國家庭金融調查（CHFS）數(shù)據(jù)

中圖分類號：F840.613? 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2021）07-0057-09

一、引 言

作為政府提供的一項公共服務，基本醫(yī)療保險制度的建制目標在于通過政府主導的互助共濟方式來分散疾病風險，以此降低參保人的看病負擔，確保人人都能公平地享有基本醫(yī)療服務，進而提高全民健康水平。公平的基本醫(yī)療保險制度可以起到調節(jié)收入再分配的作用，包括健康群體與患病群體、高收入群體與低收入群體之間的再分配[1]。中國的收入差距自2008年以來呈現(xiàn)下降趨勢，但基尼系數(shù)仍然高于0.4的“警戒線”標準。黨的十九大報告指出，要“履行好政府再分配調節(jié)職能，加快推進基本公共服務均等化，縮小收入分配差距”。雖然中國基本醫(yī)療保險制度早在2011年就實現(xiàn)了人群全覆蓋[2]，但是由于制度設計的缺陷，其收入再分配效應并不明顯[3]，甚至存在窮人補貼富人的“逆向再分配”現(xiàn)象[4]。

在中國現(xiàn)行醫(yī)療保險制度設計中，三項基本醫(yī)療保險制度（城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，以下簡稱“城職?！?城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，以下簡稱“城居保”;新型農村合作醫(yī)療保險，以下簡稱“新農合”）大多以個體為單位參保，一個家庭可能存在成員參加多項基本醫(yī)療保險制度的現(xiàn)象，比如，一個城鎮(zhèn)家庭的成員既有參加城職保的，也有參加城居保的。如果參保以家庭為單位，就不能準確區(qū)分和估計每項基本醫(yī)療保險制度的政策實施效果。另外，三項基本醫(yī)療保險制度的保費籌集和待遇享受也以個體為單位進行制度設計，再加上疾病發(fā)生風險和就醫(yī)情況具有個體差異性，以個體為分析單位更能反映不同基本醫(yī)療保險制度對個體效用的影響。因此，本文使用具有全國和省級代表性的大樣本微觀調查數(shù)據(jù)——西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的中國家庭金融調查（China Household Finance Survey，CHFS）數(shù)據(jù)，以參加基本醫(yī)療保險制度的個體為研究對象，聚焦于醫(yī)療保險受益對收入再分配的影響，直接考察醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷兩個環(huán)節(jié)對初始收入分配的影響，并據(jù)此計算收入再分配的最終效應，同時本文將收入再分配的最終效應分解為垂直效應、水平不公平效應和再排序效應，以更加全面地測度收入再分配效應的影響因素及其影響程度。

二、文獻綜述

醫(yī)療保險的公平性是指按照支付能力進行籌資并且按照需要分配醫(yī)療服務[5]，相應地，基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應主要體現(xiàn)在醫(yī)療保險基金的籌集和受益上，由于醫(yī)療保險受益的前提是使用醫(yī)療服務并發(fā)生符合醫(yī)療保險報銷規(guī)定的醫(yī)療支出，因此，本文所研究的收入再分配效應與醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷兩個環(huán)節(jié)有關。下文將從醫(yī)療支出的收入再分配效應和醫(yī)療保險報銷的收入再分配效應兩個方面來綜述現(xiàn)有研究進展。

在醫(yī)療支出方面，李亞青[6]基于廣東省兩個城市城職保數(shù)據(jù)研究表明，無論是相對于初始收入還是醫(yī)療保險繳費后收入，醫(yī)療支出之后的基尼系數(shù)都明顯增加，醫(yī)療支出擴大了收入差距。王翌秋和徐登濤[7]使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數(shù)據(jù)對農村居民的研究發(fā)現(xiàn)，與醫(yī)療支出之前相比，2011年、2013年和2015年醫(yī)療支出后的基尼系數(shù)分別增加0.1490、0.1165和0.1149，收入差距擴大。

在醫(yī)療保險報銷方面，劉娜和吳翼[8]使用2000—2011年五期中國健康與營養(yǎng)調查混合截面數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，家庭成員參加政府主導的基本醫(yī)療保險制度對其家庭總收入具有顯著的正向影響，其中公費醫(yī)療、城職保和城居保的影響程度依次降低，但新農合對家庭總收入沒有顯著影響，該研究還發(fā)現(xiàn)，基本醫(yī)療保險制度的收入轉移效應主要集中在低收入家庭，并且對農村家庭的影響高于城鎮(zhèn)家庭。姚奕等[9]使用中國家庭追蹤調查2010年數(shù)據(jù)的研究表明，三項基本醫(yī)療保險制度的住院報銷金額都存在與收入相關的不公平現(xiàn)象，并且新農合的保障水平顯著低于另外兩項制度。具體到某一項基本醫(yī)療保險制度，李亞青[6]基于廣東省兩個城市數(shù)據(jù)的研究顯示，城職保的醫(yī)療保險報銷擴大了初始收入差距，但是醫(yī)療保險報銷部分縮小了醫(yī)療支出擴大的收入差距。周欽等[10]使用國務院城居保試點評估調查2007—2011年五期混合截面數(shù)據(jù)的研究表明，雖然低收入群體的健康狀況更差，但是其住院服務利用更少、住院費用補償水平更低;基于同樣數(shù)據(jù)，黃薇[11]的研究發(fā)現(xiàn)，參加城居保顯著提高了家庭人均收入，并且這種影響在不同收入階層間具有異質性，高收入階層的扶貧增收效果更好。賀曉娟等[12]的研究認為，新農合沒有實現(xiàn)緩解“因病致貧”的理論預期結果。徐強和葉浣兒[13]的研究發(fā)現(xiàn)，新農合縮小收入差距的效果并不明顯。

綜上所述，現(xiàn)有文獻對基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應進行了一定研究，從城鄉(xiāng)、區(qū)域或某一地區(qū)等視角比較整個基本醫(yī)療保險制度或者單獨分析某項基本醫(yī)療保險制度，具有一定的代表性和現(xiàn)實意義。但是，已有研究使用的數(shù)據(jù)大部分都是2011年及之前的全國微觀調查數(shù)據(jù)或者部分地區(qū)的調研數(shù)據(jù)，而中國在2012年宣布進入全民醫(yī)療保險時代，現(xiàn)有文獻缺少使用最新的具有全國代表性的微觀調查數(shù)據(jù)來研究中國基本醫(yī)療保險制度（全樣本）及其構成（城職保、城居保和新農合）的收入再分配效應，另外缺少對整個基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應進行分解來探討收入再分配效應的影響因素。因此，本文利用中國家庭金融調查數(shù)據(jù)，采用MT指數(shù)及其AJL分解方法，全面測度中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應及其影響因素。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用來自西南財經大學中國家庭金融調查與研究中心的CHFS數(shù)據(jù)。CHFS采用了分層、三階段和與人口規(guī)模成比例（PPS）的抽樣設計方法，于2011年實施第一輪訪問，隨后每兩年進行一次，其中2013年數(shù)據(jù)涵蓋了全國29個省/自治區(qū)/直轄市，262個縣/市/區(qū)，1 048個村/居委會，共28 141戶家庭，97 906個個體的微觀信息，包含個體擁有的最主要的一種社會醫(yī)療保險類型（單選題，可以區(qū)分三項基本醫(yī)療保險制度）、年度治療性醫(yī)療費用和最主要的一種社會醫(yī)療保險報銷金額。該數(shù)據(jù)是目前國內唯一一個除了具有全國代表性外，還具有省級代表性的微觀數(shù)據(jù)。

由于CHFS保險與保障部分只詢問受訪者及其配偶（在校學生除外），因此，本文刪除了不符合詢問條件的樣本47 098個，同時刪除社會醫(yī)療保險類型非城職保、非城居保和非新農合的樣本8 354個，并刪除醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷等關鍵信息缺失的樣本1 899個。另外，收入和收入差距是本文分析的核心變量，參照李實等[14]的做法，本文刪除了初始收入、醫(yī)療支出后收入和醫(yī)療保險報銷后收入都不是正值的樣本5 130個，最后得到可測度樣本為35 425個，包括城職保11 761個，城居保4 119個，新農合19 545個。

本文所涉及的三個收入變量的定義分別如下：初始收入=家庭總收入，其中，家庭總收入包括工資薪金收入、農業(yè)生產收入、工商業(yè)收入、投資性收入和轉移性收入五部分，但不包括醫(yī)療保險報銷收入;醫(yī)療支出后收入=初始收入-醫(yī)療支出;醫(yī)療保險報銷后收入=醫(yī)療支出后收入+醫(yī)療保險報銷收入=初始收入-自付支出，下文也被稱為“自付支出后收入”。

（二）研究思路

本文基于醫(yī)療保險受益視角，以參保個體為研究對象，根據(jù)中國基本醫(yī)療保險制度及其構成，依次對全樣本、城職保、城居保和新農合的醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷兩個環(huán)節(jié)的收入再分配的最終效應進行測度，研究思路如下：

首先，測算五等份組在醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷兩個環(huán)節(jié)前后的收入情況和收入分布以及兩個環(huán)節(jié)的初始收入占比（以下簡稱“預算份額”）和醫(yī)療支出的自付比例，測度醫(yī)療服務利用和醫(yī)療保險受益情況及其對收入的影響。

其次，使用MT指數(shù)測算醫(yī)療支出環(huán)節(jié)收入再分配的最終效應，并利用AJL方法將其分解為垂直效應、水平不公平效應和再排序效應，測度醫(yī)療支出環(huán)節(jié)對初始收入的影響及其影響因素。

最后，使用MT指數(shù)測算醫(yī)療保險報銷環(huán)節(jié)收入再分配的最終效應，并利用AJL方法將其分解為垂直效應、水平不公平效應和再排序效應，測度醫(yī)療保險報銷環(huán)節(jié)對初始收入的影響及其影響因素。

（三）研究方法

為了研究基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應，本文首先考察醫(yī)療支出對初始收入的影響，然后考察醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷結合起來對初始收入的凈影響，即自付支出對初始收入的影響。使用MT指數(shù)[15]計算收入再分配效應的公式如下：

MT=GX-GX-P（1）

其中，GX是初始收入的基尼系數(shù)，GX-P是醫(yī)療支出后收入或自付支出后收入（以下簡稱為“支出后收入”）的基尼系數(shù)。當MT>0時，表示收入再分配效應為正;當MT=0時，表示沒有收入再分配效應;當MT<0時，表示收入再分配效應為負。

與收入再分配效應相關的公平分為垂直公平和水平公平，前者是指不同收入個體得到同等對待，后者是指同等收入個體得到同等對待。目前常用的收入再分配效應分解方法有三種： 一是Atkinson[16]、 Plotnick[17]與Kakwani[18]提出的APK方法;二是Aronson和Lambert[19]提出的AJL方法;三是Urban和Lambert [20]提出的UL方法。其中，APK方法將收入再分配效應分解為垂直效應和再排序效應，但是該方法沒有考慮水平不公平效應的影響。AJL方法和UL方法都將收入再分配效應分解為垂直效應、水平不公平效應和再排序效應，區(qū)別在于，AJL方法人為選擇收入區(qū)間來定義近似相同收入組;UL方法根據(jù)能最大化收入再分配效應中的垂直效應的帶寬來定義近似收入組，進一步細化了再排序效應，考慮了組間再排序和組內再排序的影響，并且重新定義了垂直效應和水平不公平效應，該方法通常用于研究包括稅收和轉移支付在內的多種財政工具的收入再分配效應，既考察整個財政系統(tǒng)的凈影響，也考察每種財政工具對再分配的影響，比如Kim 和Lambert[21]、劉柏惠和寇恩惠[22]、郭慶旺等[23]與鄧大松和賀薇[24]的研究。

本文選擇AJL方法來分解基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應，理由如下：AJL方法在收入再分配領域的實證研究中最為流行[25]，最初用于稅收的收入再分配效應研究，隨后也被拓展到衛(wèi)生籌資的收入再分配效應研究，并且世界銀行發(fā)布的兩本“健康公平”方面的技術手冊在衛(wèi)生籌資的再分配效應研究中都推薦使用AJL方法[26-27]。Wagstaff和Van Doorslaer[28]首次使用該方法研究了荷蘭整個衛(wèi)生籌資體系及其不同籌資來源的收入再分配效應;Van Doorslaer等[29]研究了12個OECD國家衛(wèi)生籌資的收入再分配效應;解堊[30]、柴培培和趙郁馨[31]與曹陽等[32]分別使用中國健康與營養(yǎng)調查;2006年數(shù)據(jù)、天津市2008年數(shù)據(jù)和中國健康與營養(yǎng)調查2011年數(shù)據(jù)研究了中國衛(wèi)生籌資的收入再分配效應。

AJL方法的計算公式如下：

MT=VAJL-HAJL-RAJL（2）

其中，VAJL、HAJL和RAJL分別是垂直效應、水平不公平效應和再排序效應。垂直效應VAJL可以分解為平均稅率t和Kakwani指數(shù)P的函數(shù)：

VAJL=t1-tP=t1-t（P-GX）（3）

其中，t是醫(yī)療支出或自付支出占初始收入的比例，P是“反事實”支出系統(tǒng)下的Kakwani指數(shù)，等于支出的組間集中指數(shù)P與初始收入的基尼系數(shù)GX的差值。當P>0<0時，集中曲線位于洛倫茲曲線下（上）方，高（低）收入群體支出變量的占比高（低）于其收入占比，說明支出變量是累進（退）的;當P=0時，集中曲線與洛倫茲曲線重合，說明支出變量是等比例的。

水平不公平效應HAJL的計算公式如下：

HAJL=∑Jj=1αjGjX-P（4）

其中，J是人為建立初始收入的近似相同收入組的個數(shù)，αj是第j個收入組的人口占比和支出后收入占比的乘積，GjX-P是第j個收入組支出后收入的基尼系數(shù)。由于每個收入組支出后收入的基尼系數(shù)都是非負的，水平不公平效應也是非負的，因此，在收入再分配效應分解公式中需要減去該項，意味著任何水平不公平效應都會導致支出后收入分布更加不公平。

再排序效應RAJL的計算公式如下：

RAJL=GX-P-CX-P（5）

在計算支出后收入的集中指數(shù)CX-P時，首先按照個體的初始收入進行排序，然后在每個收入組內，按照個體的支出后收入進行排序。同樣再排序效應不會出現(xiàn)負值，因為支出后收入的集中曲線不會位于支出后收入的洛倫茲曲線下方;如果不存在再排序效應，則支出后收入的洛倫茲曲線和集中曲線重合。

在經驗分析中，通常使用VAJL來表示垂直不公平，使用HAJL和RAJL來表示水平不公平[30]。

四、結果與分析

（一）描述性分析

表1給出了中國基本醫(yī)療保險制度不同醫(yī)療保險類型下五等份組的收入情況，結果顯示：

首先，對基本醫(yī)療保險制度內所有收入等份組來說，都是醫(yī)療支出之后收入下降，醫(yī)療保險報銷之后收入增加但仍然低于初始收入，這符合醫(yī)療保險報銷不會超過醫(yī)療支出的現(xiàn)實。其次，對不同醫(yī)療保險類型下所有收入等份組的初始收入、醫(yī)療支出后收入和醫(yī)療保險報銷后收入來說，都是城職保最高，城居保次之，新農合最低。最后，從不同醫(yī)療保險類型下第5個等份組和第1個等份組的差值來看，也是城職保最高，城居保次之，新農合最低。上述數(shù)據(jù)表明，中國三項基本醫(yī)療保險制度在初始收入、醫(yī)療支出后收入和醫(yī)療保險報銷后收入方面存在顯著差別，其中城職保的收入水平最高，其次是城居保，新農合最低。

表2給出了中國基本醫(yī)療保險制度不同醫(yī)療保險類型下五等份組的收入分布，數(shù)據(jù)顯示：

首先，在每項基本醫(yī)療保險制度內部，都是醫(yī)療支出之后前四個等份組的收入分布下降，第5個等份組的收入分布增加，醫(yī)療保險報銷之后前四個等份組的收入分布略微增加，第5個等份組的收入分布略微降低，但與初始收入分布相比，前四個等份組的收入分布依然降低，第5個等份組的收入分布依然增加。因此，可以得出結論：醫(yī)療保險報銷在一定程度上縮小了醫(yī)療支出之后擴大的收入差距，但是醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷的差值，即自付支出則顯著擴大了不同收入群體之間的收入差距。其次，從不同醫(yī)療保險類型下第1個等份組的初始收入、醫(yī)療支出后收入和醫(yī)療保險報銷后收入的分布上看，這三種收入分布都在5%以下，遠低于對應的人口分布20%。具體而言，城職保的收入分布在4.37%—4.75%之間，城居保的收入分布在2.59%—2.93%之間，新農合的收入分布在2.25%—2.61%之間，并且這三種收入分布從城職保、城居保到新農合依次遞減。因此，可以得出結論：不同醫(yī)療保險類型下最低收入群體的收入分布最低，并且新農合最低，城居保次之，城職保最高。最后，從不同醫(yī)療保險類型下第5個等份組的初始收入、醫(yī)療支出后收入和醫(yī)療保險報銷后收入的分布上看，這三種收入分布都在53.05%以上，高于前四個等份組的收入分布之和。具體而言，城居保的收入分布最高，其次是新農合，城職保最低。因此，可以得出結論：不同醫(yī)療保險類型下最高收入群體的收入分布都是顯著最高，并且考慮醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷之后的醫(yī)療保險受益并沒有改變其收入地位。

表3給出了中國基本醫(yī)療保險制度不同醫(yī)療保險類型下五等份組的醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷的預算份額和醫(yī)療支出的自付比例，研究結果發(fā)現(xiàn)：

首先，在每項基本醫(yī)療保險制度內部，醫(yī)療支出的預算份額都隨著收入等份組的提高而降低。對城職保和新農合來說，醫(yī)療保險報銷的預算份額隨著收入等份組的提高而降低，但城居保前四個等份組醫(yī)療保險報銷的預算份額隨著收入等份組的提高而增加，第5個等份組醫(yī)療保險報銷的預算份額明顯下降并低于前四個等份組;對城職保和城居保來說，自付比例隨著收入等份組的提高而降低，新農合前四個等份組的自付比例也隨著收入等份組的提高而降低，第5個等份組的自付比例略微提高，但仍顯著低于第1個等份組;在每項基本醫(yī)療保險制度內部，凈收入的預算份額都隨著收入等份組的提高而增加，即衡量醫(yī)療負擔自付支出的預算份額隨著收入等份組的提高而降低，說明低收入群體的醫(yī)療相對負擔更重。其次，從三項基本醫(yī)療保險制度的比較來看，新農合醫(yī)療支出的預算份額最高，城居保次之，城職保最低（第5個等份組除外，比城居保第5個等份組高出0.04個百分點），但是城職保醫(yī)療保險報銷的預算份額顯著高于城居保和新農合。對新農合來說，雖然醫(yī)療支出降低初始收入的比例最高，但是醫(yī)療保險報銷提高初始收入的比例卻明顯偏低，說明新農合的醫(yī)療保險報銷待遇較低。自付比例從城職保、城居保到新農合依次提高，而凈收入的預算份額從城職保、城居保到新農合依次下降，說明城職保的保障程度最好，其次是城居保，新農合最差。

（二）經驗分析

表4給出了中國基本醫(yī)療保險制度醫(yī)療支出環(huán)節(jié)收入再分配的最終效應及其分解，經驗分析結果顯示如下：

首先，在每項基本醫(yī)療保險制度內部， 醫(yī)療支出后收入的基尼系數(shù)都大于初始收入的基尼系數(shù)，對應的MT指數(shù)均為負值，說明發(fā)生醫(yī)療支出都擴大了居民之間的收入差距，醫(yī)療支出的收入再分配效應為負。制度間的比較分析發(fā)現(xiàn)，城職保參保者之間的初始收入（或醫(yī)療支出后收入）差距最小，新農合參保者居中，城居保參保者之間的收入差距最大，但是醫(yī)療支出擴大初始收入差距的百分比在新農合中最大（6.55%），城職保居中（6.04%），城居保最小（5.31%）。其次，從醫(yī)療支出的收入再分配效應的分解來看，中國基本醫(yī)療保險制度同時存在垂直不公平和水平不公平，并且垂直不公平占據(jù)主導地位。具體而言，三項基本醫(yī)療保險制度的垂直效應均為負值，并且其絕對值的相對分布都遠高于水平不公平效應和再排序效應。另外，醫(yī)療支出的平均稅率位于0.0615—0.0782之間，說明醫(yī)療支出的初始收入占比的取值范圍是6%—8%。Kakwani指數(shù)均為負值，說明低收入群體的醫(yī)療支出占比高于其初始收入占比，醫(yī)療支出是累退的。制度間的比較分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出的垂直效應從城職保（-0.0201）、城居保（-0.0213）到新農合（-0.0232）其絕對值依次增加;在水平不公平效應中，三項基本醫(yī)療保險制度都以水平不公平效應為主，并且新農合的水平不公平效應最大（0.0112）;從構成比例來看，醫(yī)療支出的垂直效應的收入再分配效應占比在城居保中最高（72.10%），水平不公平效應的收入再分配效應占比在新農合中最高（31.90%）。

表5給出了中國基本醫(yī)療保險制度醫(yī)療保險報銷環(huán)節(jié)收入再分配的最終效應及其分解，由表5可知：

首先，在每項基本醫(yī)療保險制度內部，醫(yī)療保險報銷后收入的基尼系數(shù)都大于初始收入的基尼系數(shù)，但是小于醫(yī)療支出后收入的基尼系數(shù)，醫(yī)療保險報銷的MT指數(shù)均為負值，但是其絕對值小于醫(yī)療支出的MT指數(shù)。這說明從總體上看，中國基本醫(yī)療保險制度收入再分配的最終效應為負，即存在明顯的低收入群體補貼高收入群體的“逆向再分配”現(xiàn)象，但是醫(yī)療保險報銷能在一定程度上縮小由于醫(yī)療支出擴大的收入差距。制度間的比較分析發(fā)現(xiàn)，城職保參保者之間考慮醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷之后的收入差距最小，新農合參保者居中，城居保參保者之間的收入差距最大，但是醫(yī)療保險報銷擴大初始收入差距的百分比從新農合（5.08%）、城居保（3.63%）到城職保（2.99%）依次下降;從醫(yī)療保險報銷對收入分配的調節(jié)效果來看，城職保的醫(yī)療保險報銷縮小由于醫(yī)療支出擴大的收入差距的百分比最大，為50.57%，城居保居中，為31.7%，新農合最小，為22.54%。其次，從醫(yī)療保險報銷收入再分配的最終效應的分解來看，中國基本醫(yī)療保險制度同時存在垂直不公平和水平不公平，并且垂直不公平占據(jù)主導地位。具體而言，三項基本醫(yī)療保險制度的垂直效應均為負值，并且其絕對值的相對分布都遠高于水平不公平效應和再排序效應;與醫(yī)療保險報銷收入再分配的最終效應好于醫(yī)療支出的收入再分配效應的對應值，自付支出的垂直效應的絕對值、水平不公平效應和再排序效應均小于醫(yī)療支出的對應值，另外從構成比例來看，垂直不公平的主導地位在自付支出中明顯高于醫(yī)療支出。考慮了醫(yī)療保險報銷之后自付支出的平均稅率位于0.0313—0.0620之間，說明自付支出的初始收入占比的取值范圍是3%—6%。Kakwani指數(shù)均為負值，并且其絕對值均高于醫(yī)療支出的對應值，說明自付支出也是累退的，并且其累退程度高于醫(yī)療支出。制度間的比較分析發(fā)現(xiàn)，與醫(yī)療支出類似，自付支出的垂直效應也從城職保（-0.0112）、城居保（-0.0165）到新農合（-0.0185）的絕對值依次增加，在水平不公平中，三項基本醫(yī)療保險制度也都以水平不公平效應為主，并且新農合的水平不公平效應最大（0.0084）;從構成比例來看，自付支出的垂直效應的收入再分配效應占比也在城居保中最高（81.95%），水平不公平效應的收入再分配效應占比在新農合中最高（30.78%）。

五、結論和政策建議

本文基于醫(yī)療保險受益視角，以參保個體為研究對象，使用中國家庭金融調查數(shù)據(jù)，聚焦于醫(yī)療支出和醫(yī)療保險報銷兩個環(huán)節(jié)，研究中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應，得到以下主要研究結論：

首先，中國基本醫(yī)療保險制度的收入再分配效應為負，但是醫(yī)療保險報銷收入能部分縮小由于醫(yī)療支出擴大的收入差距，并且醫(yī)療保險報銷對收入分配的調節(jié)效果在三項基本醫(yī)療保險制度之間存在差異，其中，城職保最大（50.57%），城居保居中（31.70%），新農合最?。?2.54%）。其次，從最終效應的分解來看，中國基本醫(yī)療保險制度同時存在垂直不公平和水平不公平，并且垂直不公平占據(jù)主導地位。從制度間的比較分析發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出和自付支出的垂直不公平從城職保、城居保到新農合依次增加，水平不公平效應在新農合中更為明顯。

基于上述研究結論，筆者提出如下政策建議：

首先，在制度保障方面，促進多層次醫(yī)療保障制度體系發(fā)展，強化基本醫(yī)療保險、醫(yī)療救助和商業(yè)健康保險的互補銜接。在基本醫(yī)療保險層面，推進城職保、城居保和新農合三項制度整合，通過“三保合一”來解決各群體之間的制度不公平問題，增強基本醫(yī)療保險的制度公平性。在醫(yī)療救助層面，強化“兜底”保障功能，建立健全低收入等重點人群的及時精準識別機制、參保繳費與醫(yī)療費用救助機制，防范和化解“看病貴”及因病致貧返貧問題。在商業(yè)健康保險層面，鼓勵商業(yè)健康保險公司參與醫(yī)療保險服務供給，豐富政府主導的“惠民型”商業(yè)健康險和企業(yè)主導的“市場型”商業(yè)健康險的產品設計，提高民眾的醫(yī)療需求保障水平。其次，在醫(yī)療保險籌資方面，建立與經濟發(fā)展水平、民眾收入承受能力和基本醫(yī)療需求相適應的基本醫(yī)療保險籌資機制。具體包括：夯實城職保的基本醫(yī)療保險繳費基數(shù)，建立費率與統(tǒng)籌地區(qū)經濟發(fā)展水平相協(xié)調的動態(tài)升降機制，同時適應新業(yè)態(tài)發(fā)展，完善靈活就業(yè)人員的參保繳費方式。針對居民醫(yī)療保險籌資能力不足和繳費責任失衡問題，建議將定額繳費制改為基準費率制，推進居民個人繳費責任與其可支配收入、政府定額補助和居民繳費可承受能力相關聯(lián)的籌資機制改革。做實基本醫(yī)療保險市級統(tǒng)籌，有條件的地區(qū)可推進省級統(tǒng)籌，提升區(qū)域醫(yī)療保險基金的風險承擔能力。最后，在醫(yī)療保險支出方面，優(yōu)化現(xiàn)行醫(yī)療保險制度結構，發(fā)揮基金的第三方戰(zhàn)略購買能力，提升基金的使用效率和參保人的就醫(yī)可獲得感。具體包括：加快推進普通門診醫(yī)療費用統(tǒng)籌制度改革，補齊制度保障短板，建立門診共濟保障機制，將門診費用納入統(tǒng)籌基金支付范圍，降低參保人的門診看病負擔。依托二級及以下基層醫(yī)療機構，建立高血壓和糖尿病等慢性病用藥保障機制，在保證慢性病患者用藥可及性的同時，提升其待遇保障水平。深化醫(yī)療保險支付方式改革，強化醫(yī)療保險基金總額預算管理，大力推進門診按人頭付費、住院按DRG和DIP付費、長期住院按床日付費等多元復合式醫(yī)療保險支付方式改革，倒逼醫(yī)療機構規(guī)范診療行為，控制醫(yī)療成本，提高醫(yī)療服務水平，促進分級診療。

參考文獻：

[1] Breyer，F(xiàn).， Haufler，A. Health Care Reform： Separating Insurance From Income Redistribution[J]. International Tax and Public Finance， 2000， 7（4）： 445-461.

[2] 于保榮，包慧宇，方黎明，等.醫(yī)療保險對宏觀經濟和社會發(fā)展的作用[A]. 中國醫(yī)療保險研究會. 中國醫(yī)療保險發(fā)展宏觀分析報告[C]. 北京： 中國勞動社會保障出版社， 2016.

[3] 趙斌， 麻曉卯. 中國社會醫(yī)療保險“逆向轉移”現(xiàn)象研究[J]. 中國衛(wèi)生經濟， 2012， （2）： 5-7.

[4] 初可佳. 社會醫(yī)療保險與養(yǎng)老保險發(fā)展對居民收入分配的影響研究[J]. 現(xiàn)代財經（天津財經大學學報）， 2015， （12）： 52-61.

[5] Wagstaff，A.， Van Doorslaer，E. Equity in Health Care Finance and Delivery[A]. Culyer， A. J.， Newhouse， J. P. Handbook of Health Economics[C]. North Holland， NL： Elsevier， 2000.

[6] 李亞青. 城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險的“逆向再分配”問題研究——基于廣東兩市大樣本數(shù)據(jù)的分析[J]. 廣東財經大學學報， 2014， （5）： 59-67+77.

[7] 王翌秋， 徐登濤. 新型農村合作醫(yī)療保險受益公平性研究——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 江蘇農業(yè)科學， 2019， （3）： 311-314.

[8] 劉娜， 吳翼. 我國醫(yī)療保險制度改革的家庭收入分配效應研究——基于CHNS 2000—2011的分析[J]. 湘潭大學學報（哲學社會科學版）， 2018， （1）： 100-106.

[9] 姚奕， 陳儀， 陳聿良. 我國基本醫(yī)療保險住院服務受益公平性研究[J]. 中國衛(wèi)生政策研究， 2017， （3）： 40-46.

[10] 周欽， 田森， 潘杰. 均等下的不公——城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險受益公平性的理論與實證研究[J]. 經濟研究， 2016， （6）： 172-185.

[11] 黃薇. 醫(yī)療保險政策精準扶貧效果研究——基于URBMI試點評估入戶調查數(shù)據(jù)[J].經濟研究， 2017， （9）： 117-132.

[12] 賀曉娟， 陳在余， 馬愛霞. 新型農村合作醫(yī)療緩解因病致貧的效果分析[J]. 安徽農業(yè)大學學報（社會科學版）， 2012， （5）： 1-4.

[13] 徐強， 葉浣兒. 新型農村合作醫(yī)療的收入再分配效應研究——基于全國6省入戶調查數(shù)據(jù)的實證分析[J]. 浙江社會科學， 2016， （6）： 80-88+158.

[14] 李實， 朱夢冰， 詹鵬. 中國社會保障制度的收入再分配效應[J]. 社會保障評論，2017， （4）： 3-20.

[15] Musgrave，R. A.， Thin，T. Income Tax Progression， 1929-48[J]. Journal of Political Economy， 1948， 56（6）： 498-514.

[16] Atkinson，A. B. Horizontal Equity and the Distribution of the Tax Burden[A]. Aaron， H. J.， Boskins，M. J. The Economics of Taxation[C]. Washington D.C.： Brookings， 1980.

[17] Plotnick，R. A Measure of Horizontal Inequity[J]. Review of Economics and Statistics， 1981， 63（2）： 283-288.

[18] Kakwani，N. C. On the Measurement of Tax Progressivity and Redistributive Effect of Taxes With Applications to Horizontal and Vertical Equity[J]. Advances in Econometrics， 1984， 3（2）： 149-168.

[19] Aronson，J.R.，Lambert，P. J. Decomposing the Gini Coefficient to Reveal the Vertical Horizontal， and Reranking Effects of Income Taxation[J]. National Tax Journal， 1994， 47（2）： 273-294.

[20] Urban，I.， Lambert，P. J. Redistribution， Horizontal Inequity， and Reranking： How to Measure Them Properly[J]. Public Finance Review， 2008， 36（5）： 563-587.

[21] Kim，K.， Lambert，P. J. Redistributive Effect of U.S. Taxes and Public Transfers， 1994-2004[J]. Public Finance Review， 2009， 37（1）： 3-26.

[22] 劉柏惠， 寇恩惠. 政府各項轉移收支對城鎮(zhèn)居民收入再分配的影響[J]. 財貿經濟， 2014， （9）： 36-50.

[23] 郭慶旺， 陳志剛， 溫新新， 等. 中國政府轉移性支出的收入再分配效應[J]. 世界經濟， 2016， （8）： 50-68.

[24] 鄧大松， 賀薇. 政府轉移支付收入老年再分配效應的統(tǒng)計測算[J]. 統(tǒng)計與決策， 2018， （19）： 125-129.

[25] Urban，I. Kakwani Decomposition of Redistributive Effect： Origins， Critics and Upgrades[R]. ECINEQ， Society for the Study of Economic Inequality， Working Papers 148， 2009.

[26] ODonnell，O.， Van Doorslaer，E.， Wagstaff，A.， et al. Analyzing Health Equity Using Household Survey Data： A Guide to Techniques and Their Implementation[M]. Washington， D.C： The World Bank， 2008.

[27] Wagstaff，A.， Bilger，M.， Sajaia，Z.， et al. Health Equity and Financial Protection[M]. Washington， D.C： The World Bank， 2011.

[28] Wagstaff，A.， Van Doorslaer，E. Progressivity， Horizontal Equity and Reranking in Health Care Finance： A Decomposition Analysis for the Netherlands[J]. Journal of Health Economics， 1997， 16（5）： 499-516.

[29] Van Doorslaer，E.， Wagstaff，A.， Van der Burg，H.， et al. The Redistributive Effect of Health Care Finance in Twelve OECD Countries[J]. Journal of Health Economics， 1999， 18（3）： 291-313.

[30] 解堊. 中國衛(wèi)生籌資的再分配效應[J]. 人口與發(fā)展， 2010， （4）： 38-46.

[31] 柴培培， 趙郁馨. 天津市衛(wèi)生籌資的垂直公平和水平公平研究[J]. 中國衛(wèi)生經濟，? 2012， （9）： 38-40.

[32] 曹陽， 蔣亞麗， 高心韻. 衛(wèi)生籌資收入再分配效應的實證研究[J]. 中國衛(wèi)生事業(yè)管理， 2015， （11）： 837-842.

（責任編輯：劉 艷）

收稿日期：2021-04-15

基金項目：國家自然科學基金青年科學基金項目“價值醫(yī)療保險視域下DRG付費改革的效果評價及政策優(yōu)化研究”（72004235）;教育部人文社會科學青年基金項目“DRGs付費對三甲醫(yī)院醫(yī)療服務行為的影響機制及效果研究”（19YJC630095）

作者簡介：廖藏宜（1987-），男，湖北咸寧人，講師，博士，主要從事醫(yī)療保障、就業(yè)保障和公共政策等方面研究。E-mail：liaozangyi@163.com

于 潔（通訊作者）（1990-），女，遼寧大連人，講師，博士，主要從事醫(yī)療保險和政策效果評估研究。E-mail：yujiebxjg@163.com