城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度政策效果的DID實(shí)證分析

曹翔宇，王茵田

(1.清華大學(xué) 新雅書院，北京100084；2.清華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100084)

改革開放以來，我國(guó)的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度進(jìn)行了多輪改革。國(guó)務(wù)院1998年制定出臺(tái)了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡(jiǎn)稱“職工醫(yī)?！?的政策，在2003年開展了新型農(nóng)村合作醫(yī)療(以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”)試點(diǎn)，并在2007年完成了城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡(jiǎn)稱“城居?！?的制度建設(shè)，基本達(dá)到了人員全覆蓋。自此，我國(guó)進(jìn)入了全民醫(yī)保時(shí)代。但是，這三種基本醫(yī)療保險(xiǎn)在參保、統(tǒng)籌、籌資和報(bào)銷等機(jī)制上都有較大差距，在保障待遇上存在一定程度的不平等。為切實(shí)保障城鄉(xiāng)居民公平利用醫(yī)療資源，國(guó)務(wù)院于2016年出臺(tái)了《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》，從覆蓋范圍、籌資政策、保險(xiǎn)待遇、醫(yī)保目錄、定點(diǎn)管理和基金管理六個(gè)層面，實(shí)現(xiàn)了居民醫(yī)保制度統(tǒng)一。改革后，原“城居?！焙汀靶罗r(nóng)合”合并為“城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)”，城鄉(xiāng)居民在公共醫(yī)療保障上同等出資、同等報(bào)銷。那么，一體化的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)全面脫貧、建成小康社會(huì)究竟有多大的意義？并軌后的醫(yī)保政策是否能有效地減輕居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)，并進(jìn)而避免因病致貧的情況發(fā)生？筆者試圖從居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)、貧困脆弱性等角度切入，通過實(shí)證分析進(jìn)一步探討城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌的影響，并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度的全面落地實(shí)施提供評(píng)估參考和改進(jìn)建議。

一、政策概述

為了便于理解，我們對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度的異同之處作如下的比較分析。

(一)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的比較

新農(nóng)合門診待遇水平高于城鎮(zhèn)居民醫(yī)保，主要讓農(nóng)民在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院報(bào)銷更多，起付線低，在城里的醫(yī)院報(bào)得相對(duì)少些；城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)住院及門診大病待遇要高于新農(nóng)合，在大醫(yī)院報(bào)銷比例稍高一點(diǎn)，起付線比新農(nóng)合稍高，保費(fèi)也多一些。

(二)城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的比較

職工醫(yī)保通常由單位和個(gè)人按月繳納、共同承擔(dān)保費(fèi)。繳費(fèi)后，可在下一個(gè)月享受該醫(yī)保待遇。靈活就業(yè)人員以個(gè)人身份參保。職工醫(yī)保的保費(fèi)的范圍通常是上年度本市職工平均工資的60%～300%，一般是上千元。該醫(yī)保會(huì)建立個(gè)人醫(yī)保賬戶，每月可注入醫(yī)保金，年齡不同，注入比例也不一樣,可以去藥房買藥、門診看病等。

城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的所有保費(fèi)均由個(gè)人承擔(dān)，費(fèi)用一年一繳。居民需要每年下半年到當(dāng)?shù)厣鐓^(qū)或村委會(huì)辦理接下來的參保手續(xù)，即可在次年繼續(xù)參保。保費(fèi)通常是定額或者按當(dāng)?shù)厝司芍涫杖氲囊欢ū壤杖。ǔＲ粌砂僭?。城鄉(xiāng)居民醫(yī)保沒有個(gè)人賬戶，社保卡也沒有醫(yī)保金的注入。

(三)關(guān)于異地結(jié)算、報(bào)銷的政策

城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)在異地可以報(bào)銷，但是需要滿足三個(gè)條件：在參保地按時(shí)參保并在待遇享受期內(nèi),在參保地領(lǐng)取社會(huì)保障卡并激活,在參保地進(jìn)行異地就醫(yī)備案。因此要求較為復(fù)雜嚴(yán)格。新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)需要經(jīng)過參保地批準(zhǔn)，攜帶相關(guān)證明，才能到指定報(bào)銷醫(yī)院的醫(yī)保結(jié)算窗口進(jìn)行報(bào)銷。而城鄉(xiāng)醫(yī)保制度統(tǒng)一后，異地就醫(yī)的住院費(fèi)用直接結(jié)算，并且還實(shí)現(xiàn)持卡結(jié)算功能，還能參與跨省報(bào)銷。

二、數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)，此項(xiàng)調(diào)查是由北大國(guó)家發(fā)展研究院主持、北大中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心與北大校團(tuán)委共同開展的大型調(diào)查項(xiàng)目。項(xiàng)目范圍包括28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的150個(gè)縣、450個(gè)社區(qū)(村)。調(diào)查內(nèi)容包括個(gè)人基本信息、家庭結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)支持，健康狀況、體格測(cè)量，醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療保險(xiǎn)，工作、退休和養(yǎng)老金，收入、消費(fèi)與資產(chǎn)，以及社區(qū)基本情況等。

CHARLS收集了一套代表中國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，給本研究提供了極大的便利。更重要的是，在CHARLS有關(guān)參合醫(yī)保類型的調(diào)研問卷中，有專門針對(duì)“居民醫(yī)保”(即新農(nóng)合、城居保合并后的醫(yī)療保險(xiǎn))的問題，對(duì)于研究城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度提供了直接、便利的數(shù)據(jù)支持。因此，本研究通過在CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)中選取2015、2018年的相關(guān)數(shù)據(jù)開展。使用這兩期數(shù)據(jù)的原因是，在2016年國(guó)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》之前，一體化政策只是在一些地方進(jìn)行試點(diǎn)，隨后才開始推行全國(guó)范圍內(nèi)的改革。所以，選取該節(jié)點(diǎn)前后的數(shù)據(jù)便于進(jìn)行對(duì)比分析。

三、城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對(duì)居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

(一)模型說明

在衡量居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)時(shí)，我們選擇了過去1年居民自付醫(yī)療費(fèi)用比例、過去1年居民自付醫(yī)療費(fèi)用對(duì)數(shù)值和預(yù)期的貧困脆弱性(VEP)作為衡量指標(biāo)。前兩個(gè)指標(biāo)由CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)直接計(jì)算得出，第三個(gè)指標(biāo)即預(yù)期的貧困脆弱性(VEP)的模型構(gòu)建如下。

貧困和脆弱性是一枚硬幣的兩面。貧困是對(duì)居民家庭福利狀況的事后反映，表明了居民家庭缺乏必要生活資料的狀態(tài)；脆弱性是對(duì)未來居民家庭福利狀況的事前預(yù)測(cè)，估計(jì)了福利水平在未來經(jīng)歷損失的概率。對(duì)脆弱性的預(yù)測(cè)可以很好地衡量政策對(duì)社會(huì)福利水平的影響，從而引導(dǎo)政策調(diào)整以降低未來的貧困發(fā)生率。因此，將貧困和脆弱性兩個(gè)高度相關(guān)又存在差別的概念結(jié)合在一起，得出了貧困脆弱性(Vulnerability to Poverty)的概念。

預(yù)期的貧困脆弱性(Vulnerability as Expected Poverty，VEP)是指?jìng)€(gè)人或家庭在將來陷入貧困的可能性。Chaudhuri等給出的預(yù)期的貧困脆弱性的定義式為：

V

E

p

c

F

c

(1)

其中V表示在t時(shí)期家庭h的貧困脆弱性，c表示家庭h在t+1時(shí)期的收入水平或者消費(fèi)水平，在本文中我們將其看作收入水平，p(c)表示貧困指標(biāo)，在本文中使用貧困評(píng)估中最常用的FGT(Foster-Greer-Thorbecke)貧困指數(shù)(Foster等，1984)，F(xiàn)(·)表示累積分布函數(shù)。

FGT貧困指數(shù)構(gòu)建如下：

(2)

其中,z是一條提前確定的貧困線，α取整數(shù)，當(dāng)α=0時(shí)貧困指數(shù)表示貧困發(fā)生率，α=1時(shí)貧困指數(shù)表示貧困的深度，α=2時(shí)貧困指數(shù)表示貧困的強(qiáng)度，在本文中取α=0。

將式(2)代入式(1)中，得到本文貧困脆弱性的定義式：

V

E

p

c

F

c

(3)

確定收入水平的分布。Chaudhuri對(duì)印度尼西亞貧困脆弱性的研究，Christiaensen和Subbarao對(duì)肯尼亞農(nóng)村家庭貧困脆弱性的研究，都對(duì)收入水平作了符合對(duì)數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)。本文的研究對(duì)象主要是45歲及以上中老年人，樣本平均年齡在55歲以上，屬于中低收入水平人群。根據(jù)Singh和Maddala的研究，對(duì)低收入人群的收入分布，最適合的分布假設(shè)是對(duì)數(shù)正態(tài)分布?；谝陨峡紤]，本文使用對(duì)數(shù)正態(tài)分布來擬合家庭未來收入。

用回歸的方法估計(jì)家庭未來收入的均值和方差。在任何一個(gè)時(shí)期，一個(gè)家庭的收入(消費(fèi))水平受多種因素影響，因而很難找到一個(gè)可行的理想模型將所有可能的影響因素完全包含在內(nèi)。參考Chaudhuri給出了的相對(duì)簡(jiǎn)化的模型，結(jié)合CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)包含的變量數(shù)據(jù)，本文構(gòu)建以下模型來預(yù)測(cè)未來收入：

lnC=Xβ+e

(4)

其中，C為預(yù)期收入，X表示影響家戶收入的一系列控制變量，e為擾動(dòng)項(xiàng)。由此也可以得出未來收入的預(yù)測(cè)均值為：

(5)

e

X

θ

ε

(6)

由此得出未來收入方差的預(yù)測(cè)值：

(7)

由于我們將未來收入水平作了符合對(duì)數(shù)正態(tài)分布的假設(shè)，因此將式(5)和式(7)所得均值和方差代入式(3)中，可以用正態(tài)分布累計(jì)密度函數(shù)得出樣本的貧困脆弱性為：

(8)

其中，z表示為貧困標(biāo)準(zhǔn)線。本文采用世界銀行提出的1.9美元/天作為貧困標(biāo)準(zhǔn)。以樣本采集年份的平均美元匯率計(jì)算，2015年的貧困標(biāo)準(zhǔn)線為4 320元/年，2018年的貧困標(biāo)準(zhǔn)線為4 600元/年。

DID回歸模型的構(gòu)建如下：

Y

β

β

Year

Treat

β

Year

β

Treat

θX

η

(9)

其中，Y為因變量，即個(gè)人過去1年自付費(fèi)用比例、過去1年自付醫(yī)療費(fèi)用的對(duì)數(shù)值和貧困脆弱性，Year為時(shí)間虛擬變量(2015年取值為0，2018年取值為1)，Treat為分組虛擬變量(實(shí)驗(yàn)組取值為1，對(duì)照組取值為0)，X表示控制變量，η表示期望為零的隨機(jī)擾動(dòng)。根據(jù)DID模型，交互項(xiàng)的回歸系數(shù)β是我們關(guān)注的核心結(jié)果，代表了醫(yī)保并軌對(duì)居民就醫(yī)負(fù)擔(dān)的影響方式及效果。

(二)數(shù)據(jù)與變量

在衡量居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)時(shí)，個(gè)人支付的醫(yī)療費(fèi)用和報(bào)銷比例是重要指標(biāo)，因此我們對(duì)CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行處理，得到個(gè)人過去1年醫(yī)療總費(fèi)用、過去1年自付醫(yī)療費(fèi)用，并以此計(jì)算出過去1年自付費(fèi)用比例和過去1年自付醫(yī)療費(fèi)用的對(duì)數(shù)值，作為因變量。同時(shí)，在計(jì)算貧困脆弱性時(shí)，由CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)得到個(gè)人過去1年總收入，并計(jì)算得出每個(gè)樣本的貧困脆弱性預(yù)測(cè)值，作為因變量。在解釋變量側(cè)，除了DID模型本身的核心變量，我們還加入了年齡、性別、婚姻、教育、有無殘疾、有無慢性病、過去一年有無重大事故、是否吸煙等個(gè)人特征的控制變量，和家中有無馬桶、有無自來水、能否淋浴等家庭特征的控制變量。

在CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)中，我們整合了2015和2018兩期數(shù)據(jù)，并通過對(duì)解釋或被解釋變量缺失的樣本數(shù)據(jù)的刪除等手段，將數(shù)據(jù)從17 795個(gè)縮減至1 509個(gè)，其中對(duì)照組2015年樣本量325，2018年樣本量996；實(shí)驗(yàn)組2015年樣本量18，2018年樣本量170。具體變量的描述性分析如表1。

表1 醫(yī)療負(fù)擔(dān)研究描述性分析

(三)均值雙重差分

按照DID的基本定義，我們針對(duì)過去一年自付費(fèi)用比例、過去一年自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))以及貧困脆弱性進(jìn)行均值雙重差分，得到結(jié)果如表2所示。

表2 醫(yī)療負(fù)擔(dān)均值DID結(jié)果

從其結(jié)果來看，對(duì)于自付費(fèi)用比例、自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))及貧困脆弱性，均值DID都表現(xiàn)出了一致的負(fù)向作用，因此，這樣的表現(xiàn)較為符合我們的預(yù)期判斷。但我們知道，均值雙重差分方法僅提供定性的參考，其中并沒有嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)及其余因素等的控制。因此，為了更好地研究城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對(duì)居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)及減貧帶來的影響，我們需要進(jìn)一步操作DID回歸。

(四)DID回歸

應(yīng)用DID回歸模型對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌給居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)帶來的影響進(jìn)行辨別。我們?cè)谀Ｐ椭屑尤雽?shí)驗(yàn)虛擬(treated)變量，用以區(qū)分對(duì)照組和實(shí)驗(yàn)組；加入時(shí)間虛擬(post)變量，用以區(qū)分時(shí)間的不同，即政策前和政策后；并將二者相乘構(gòu)建交互項(xiàng)，其系數(shù)是DID衡量的關(guān)注重點(diǎn)，表示該城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化政策本身對(duì)指標(biāo)的影響效果。

在基礎(chǔ)模型之上，我們還加入了年齡、性別、婚姻、教育、有無殘疾、有無慢性病、過去一年有無重大事故、是否吸煙等個(gè)人特征的控制變量，以及家中有無馬桶、有無自來水、能否淋浴等家庭特征的控制變量。

DID回歸的結(jié)果如表3所示，表格中第一個(gè)變量DID即代表所研究的政策效果。因此可知，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策對(duì)于過去一年自付費(fèi)用比例、貧困脆弱性產(chǎn)生了顯著影響，而對(duì)過去一年自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))沒有顯著影響。從具體數(shù)據(jù)來說，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策顯著降低了過去一年自付費(fèi)用比例，降低約0.235 1的比例；顯著降低了貧困脆弱性，降低了約0.046 1。

總體來看，DID回歸的結(jié)果和前面的均值雙重差分的結(jié)果較為類似，過去一年自付費(fèi)用比例、過去一年自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))和貧困脆弱性所對(duì)應(yīng)的DID值均為負(fù)，在這之中，過去一年自付費(fèi)用比例、貧困脆弱性這兩個(gè)變量的DID值顯著。故此，城鄉(xiāng)醫(yī)療并軌政策對(duì)自付費(fèi)用的比例和貧困脆弱性等兩個(gè)方面的影響，對(duì)于居民來說降低了醫(yī)療負(fù)擔(dān)、有顯著的減貧良性作用。過去一年自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))變量對(duì)應(yīng)的DID值也為負(fù)，同樣是傾向于降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)的良性作用，但并不顯著。

表3 醫(yī)療負(fù)擔(dān)DID回歸結(jié)果

(五)結(jié)果分析

回歸結(jié)果顯示，過去一年自付費(fèi)用比例、貧困脆弱性兩個(gè)變量都受到城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策的顯著影響而降低，而過去一年自付醫(yī)療費(fèi)用(對(duì)數(shù))雖然也有降低但影響并不顯著。其可能的原因在于：

城鄉(xiāng)醫(yī)保改革前后，醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例和范圍產(chǎn)生了較大的變化。例如，新農(nóng)合的報(bào)銷力度總體來說是較低的，城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化使得報(bào)銷比例有較大提高；而且城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌后，異地報(bào)銷也變得非常便捷。因此，雖然就醫(yī)行為的選擇也會(huì)發(fā)生一些變化，但總體的結(jié)果仍會(huì)表現(xiàn)為自付費(fèi)用比例顯著降低。對(duì)于貧困脆弱性顯著降低的分析，我們從自付醫(yī)療費(fèi)用比例及自付醫(yī)療費(fèi)用均降低兩個(gè)方面可以得出其合理性，城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策使得居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)降低，減貧效果顯著。

而自付醫(yī)療費(fèi)用的降低效果并不顯著，我們認(rèn)為可能有以下原因。其一，在城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌政策下，若不考慮報(bào)銷則居民花費(fèi)了更多的醫(yī)療費(fèi)用，而實(shí)際由于報(bào)銷比例的增大，居民自付的醫(yī)療費(fèi)用會(huì)有所降低，但兩者共同作用出現(xiàn)的結(jié)果是影響并不顯著。其二，我們前期所進(jìn)行的“城鄉(xiāng)醫(yī)保并軌對(duì)醫(yī)療行為的影響”的研究結(jié)果顯示，門診和住院的費(fèi)用類變量均不顯著，而次數(shù)類變量則受到顯著影響，可能的原因是次數(shù)更能代表人們對(duì)醫(yī)療資源利用的真實(shí)態(tài)度和習(xí)慣，而費(fèi)用類變量的影響因素過多，且波動(dòng)性過大，會(huì)受到每一次具體病情嚴(yán)重程度、醫(yī)生診斷、檢查過程等復(fù)雜過程產(chǎn)生的噪聲影響，而在我們的模型中這些噪聲沒有得到很好的消除，因此費(fèi)用類變量不顯著也在情理之中。整體的醫(yī)療費(fèi)用水平如果有所上升，也可能出現(xiàn)這樣自付費(fèi)用降低并不顯著的結(jié)果。同時(shí)個(gè)人自我治療的費(fèi)用雖然出現(xiàn)顯著，但多是農(nóng)村居民自己到藥店、診所等地方自行買藥的情況，病情不是很嚴(yán)重，單次費(fèi)用的額度范圍整體不大，費(fèi)用的波動(dòng)也就會(huì)遠(yuǎn)小于門診及住院的費(fèi)用變化。因此總體而言，個(gè)人自付醫(yī)療費(fèi)用的降低并不顯著。

四、政策建議

通過上述實(shí)證研究，我們提出如下建議：首先，要提高醫(yī)保費(fèi)用報(bào)銷比例，擴(kuò)大報(bào)銷范圍，優(yōu)化報(bào)銷流程，提高整體的報(bào)銷力度，以達(dá)到降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)的作用。其次，適當(dāng)?shù)乜刂普w醫(yī)療費(fèi)用支出標(biāo)準(zhǔn)和水平，防止出現(xiàn)因報(bào)銷力度加大或居民就醫(yī)增多而造成的醫(yī)療費(fèi)用水平大幅上漲情況。再次，可以引入更復(fù)雜的衡量模型，將那些低收入的居民在已有基礎(chǔ)上再提高醫(yī)保報(bào)銷比例，以更好地發(fā)揮醫(yī)保的減貧作用。