城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的影響*——基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究

趙建國 溫 馨

(東北財經(jīng)大學公共管理學院，遼寧大連，116025)

一、引言

2018年，習近平總書記指出，我國人口結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的高齡少子特征[1]。第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，截至2020年末，我國60歲以上人口占總?cè)丝诘?8.7%，15～59歲人口占比63.35%，14歲以下人口占比17.95%[2]。而2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)中，這三項人口比例依次為13.26%、70.14%、16.60%。我國面臨老齡人口激增、新生人口與勞動力人口遞減的人口形勢[3]。人口年齡結(jié)構(gòu)失衡不僅加劇了家庭撫養(yǎng)壓力，從長遠來看，還將引發(fā)勞動力供給困境[4]。對此，我國調(diào)整了生育政策，但二胎政策的積極效應釋放緩慢，三胎政策及配套措施正處于起步階段。2020年我國育齡婦女總和生育率為1.3[5]，距理論上維持世代更替平衡的生育率(2.1)有較大差距。若生育率沒有明顯提升，至2027年我國可能將逐步進入人口負增長時代[6]。

《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》指出，健康是促進人的全面發(fā)展的必然要求，是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎條件。實現(xiàn)國民健康長壽，是國家富強、民族振興的重要標志，也是全國各族人民的共同愿望。健康標志著社會的整體進步，健康政策是最具投資意義的社會政策。2019年《國務院關于實施健康中國行動的意見》明確指出“維護全生命周期健康”，并特別關注嬰幼兒、中小學生等重點人群的健康。兒童健康關乎長遠意義上的勞動力素質(zhì)與人口質(zhì)量，投資兒童健康即是投資國家健康。加強在兒童醫(yī)療與健康領域的國家責任，提升社會保障體系對兒童健康的保障能力，能夠減輕家庭育兒壓力、促進生育意愿、提升兒童時期的健康水平，對提高人口與勞動力質(zhì)量、緩解潛在勞動力供給危機有重要的意義。

醫(yī)療保險是增進健康的重要因素，我國已基本建成了覆蓋全體國民、以基本醫(yī)療保險為主的醫(yī)療保障體系，基本醫(yī)療保險制度通過降低醫(yī)療衛(wèi)生服務的相對價格，提高醫(yī)療服務的利用率和可及性，進而改善參保人群的健康狀況。城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險作為我國基本醫(yī)療保險體系的重要組成部分，設計初衷是為沒有參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險的城鄉(xiāng)居民(包括老年人、大學生、兒童群體以及其他人員)提供醫(yī)療保障。截至2020年底，全國有10.17億人參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，中小學生兒童占參?？?cè)藬?shù)的24.2%[7]。那么，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能否促進兒童的健康水平？兒童的醫(yī)療健康需求與成年人有較大差距，以成年人醫(yī)療需求為基礎建立的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能否適應兒童的需求？這些問題受到社會和學界的高度關注。

本文的邊際貢獻如下：第一，從城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的角度探討兒童健康問題，進一步拓展了研究視角；第二，使用多種方法驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，處理樣本的選擇偏誤與內(nèi)生性問題，并且進一步分析了參加醫(yī)保對兒童健康影響的異質(zhì)性；第三，本文進一步探討了參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的作用機制，關注兒童醫(yī)療衛(wèi)生支出在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康作用中所起的中介效應。本文的分析對我國基本醫(yī)療保險制度的發(fā)展完善具有理論參考意義與政策實踐價值。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

我國的基本醫(yī)療保險制度是在進入21世紀后才正式形成的，此前的醫(yī)療保險并未覆蓋兒童群體，因而當時的研究著重討論是否應當建立兒童醫(yī)療保險。隨后，市場經(jīng)濟體制的建立帶來了針對學生的商業(yè)醫(yī)療保險[8]。盡管當時少有關于兒童醫(yī)療與健康問題的討論，但已有研究注意到兒童被排除在社會醫(yī)療保障之外。直到新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險制度出臺，兒童才真正在制度意義上被納入基本醫(yī)療保險體系中。此后開始有研究關注兒童醫(yī)療衛(wèi)生資源利用、醫(yī)療費用與報銷、大病救助以及兒童參保過程中顯現(xiàn)的問題[9]，其中，有三類問題受關注度較高：一是兒童基本醫(yī)療保險參保率較低，且存在漏保和重復參保問題；二是兒童就醫(yī)的實際補償比低于其他人群，受病種及定點機構(gòu)限制，部分患者的高額醫(yī)療費用無法由醫(yī)保報銷；三是醫(yī)保制度呈現(xiàn)區(qū)域化、碎片化特征，差異性待遇加劇了區(qū)域間兒童健康保障的不公平。

經(jīng)濟發(fā)展與城市化帶來了大量的人口流動，由此，也產(chǎn)生了大量的流動兒童與留守兒童。這些特殊兒童的健康水平顯著低于與父母同住的普通兒童[10-11]，呈現(xiàn)“高患病率、低就診率”的特征，而該群體醫(yī)療保險的參保率與使用率也低于普通兒童[12]。流動兒童和留守兒童等弱勢群體引起了研究者更多的關注，但對兒童醫(yī)療與健康的研究仍然集中于衛(wèi)生資源利用與費用補償?shù)确矫妫P于醫(yī)療保障體系對兒童的實施效果的研究較少。

醫(yī)療保險對參保者健康的作用效果是決定民眾是否參保的重要原因。國外關于醫(yī)療保險對兒童的實施效果的研究成果較多：參加針對家庭的醫(yī)療保險或針對兒童的公共醫(yī)療計劃能夠顯著增加兒童(尤其是低收入家庭的兒童)獲得醫(yī)療服務的機會[13-14]。更進一步地，醫(yī)療保險降低了醫(yī)療費用和災難性醫(yī)療支出[15]，增加了家庭可支配收入，有利于兒童更好地接受教育，以及提升學習成績、高中和大學的畢業(yè)率[16-17]。國內(nèi)關于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險效果的研究則更關注成年參保者，相關的大型人口調(diào)查數(shù)據(jù)也多為針對成年人的調(diào)查。已有研究表明，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對健康表現(xiàn)較差、經(jīng)濟收入水平較低的群體及老年人群體的健康有更顯著的提升作用[18-20]。有關醫(yī)療保險對兒童健康效果的實證研究很少，已有研究在討論兒童健康時更多關注的是家庭照料功能[21]。在少量關于醫(yī)療保險影響兒童健康的量化研究中，劉瑋、牟珊珊、李姣媛等發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險能夠促進兒童健康，對于健康水平較差、農(nóng)村戶籍兒童的效果更明顯[22-24]。

綜上，現(xiàn)有文獻為本文提供了豐富的參考基礎，但仍存在以下幾點不足：第一，已有研究較少關注城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的影響；第二，醫(yī)療保險與兒童健康之間存在的逆向選擇現(xiàn)象可能導致選擇偏差與雙向因果，但目前的實證研究沒有妥善處理這一問題；第三，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險通過何種作用機制對兒童健康產(chǎn)生影響亦值得探討，但目前尚未有研究關注。

(二)研究假設

1.城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的影響

健康是一種客觀狀態(tài)，存在于個體的全部生命周期中，個體早期的健康狀況會影響其人生歷程[25]。一個國家的發(fā)展取決于人口質(zhì)量，健康是度量人口質(zhì)量的基本標準，因此兒童時期的健康狀況對人口素質(zhì)和國家發(fā)展至關重要。同時，健康還是一種動態(tài)狀況，社會環(huán)境的干預既可能對國民健康造成威脅，也可能起到促進及改善的作用。健康權(quán)是公民與生俱來的權(quán)利，保障國民健康是國家和政府的基礎職責。相比其他人群來說，兒童更容易受到外部環(huán)境的干擾和威脅，國家與社會理當采取更多積極措施保障兒童的健康。

世界各國多通過醫(yī)療保險制度保障國民健康、促進人口發(fā)展?；诒ｋU學中損失補償說與風險轉(zhuǎn)嫁說兩大基本理論的觀點，保險是市場經(jīng)濟條件下風險管理的基本手段，是分攤意外事故損失的一種財務安排。建設覆蓋全民的醫(yī)療保險是世界各國最主要的衛(wèi)生保健政策，國家和政府為此耗資巨大，因此探究醫(yī)療保險政策是否能夠有效促進國民健康是評價國家財政支出與政策效果的重要標準。事實上，影響個體健康的因素有很多，醫(yī)療保險與健康之間的關系受到個體特征因素、家庭因素以及地域環(huán)境因素等影響。而醫(yī)療保險作為一種經(jīng)濟手段，個體參保與否會對其行為和財務安排產(chǎn)生影響。一方面，參加醫(yī)療保險可能會改變個人日常健康行為。參保后個體享受醫(yī)療保健服務的機會大幅增加，個人可能糾正日常不良的有害健康的行為；但由于參保降低了就醫(yī)費用，個體在醫(yī)療經(jīng)濟壓力減輕的情況下，也可能做出危害健康的不謹慎行為[26]。另一方面，醫(yī)療保險保障了個體就醫(yī)時的財務可及性，能夠提升個體醫(yī)療服務的利用率。此外，由于醫(yī)療保險能夠降低就醫(yī)費用，家庭用于醫(yī)療的儲蓄減少，這將促進其他家庭支出的增加，如消費更高品質(zhì)的食品等[27]，進而促進健康。

健康是人類社會的基本需求，健康風險帶來的沖擊會對個體和家庭造成深遠影響。醫(yī)療保險制度建設的意義就在于分散隨機的意外和疾病風險，為遭遇健康沖擊的個體提供相對較低的衛(wèi)生服務價格，為國民提供最基礎的社會保護和風險分散機制，從而保護國民健康、促進社會互助、穩(wěn)定國民的生產(chǎn)與生活。我國的基本醫(yī)療保險是社會保障制度的重要組成部分，具有明顯的社會性，它將個體的健康風險及其帶來的經(jīng)濟負擔分攤給所有社會成員，使參保的社會成員能夠在遭遇健康危機和經(jīng)濟損失時得到補償。城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險是我國醫(yī)療保障制度的重要組成部分。相較于城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險面向最普遍的城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民群體，保障了包括老年人、殘疾人和兒童等弱勢群體在內(nèi)的大部分城鄉(xiāng)居民的基本健康權(quán)利。

據(jù)此，本文提出研究假設一：參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險會對兒童健康產(chǎn)生正向影響，即能夠提升兒童的健康水平。

2.城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康作用的路徑機制

理論研究通常認為，醫(yī)療保險通過降低醫(yī)療衛(wèi)生服務的相對價格、增強醫(yī)療衛(wèi)生服務的可及性影響參保群體的健康結(jié)果。尤其對于低健康水平和低收入水平人群，參保能夠降低就醫(yī)費用、提升就醫(yī)支付能力，減少應就醫(yī)未就醫(yī)或應住院未住院的次數(shù)，通過提升衛(wèi)生服務利用水平達到促進健康的目的。

而在實證研究中，醫(yī)療保險對個體醫(yī)療衛(wèi)生開支的影響則存在兩種不同的結(jié)論。一種觀點認為，醫(yī)療保險有效降低了衛(wèi)生服務的價格，醫(yī)療產(chǎn)品和衛(wèi)生服務消費的可及性提升，同時醫(yī)療保險還作為一種消費平滑機制，有效分散了社會成員的疾病風險，使社會整體的消費水平趨于穩(wěn)定[28-29]。而另一種觀點則完全相反，認為盡管醫(yī)療保險降低了衛(wèi)生服務的價格，但會釋放個體的醫(yī)療需求，刺激醫(yī)療衛(wèi)生產(chǎn)品的消費，同時由于道德風險和逆向選擇問題的存在，總體來看對醫(yī)療衛(wèi)生服務的消費必定上升[30-32]。

上述兩種觀點均得到了一定的實證檢驗。由于購買、參加醫(yī)療保險實質(zhì)上是一種家庭財務安排，醫(yī)療保險以及醫(yī)療消費與我國的國民儲蓄情況和消費習慣高度關聯(lián)。預防性儲蓄理論認為，消費者會為了預防未來可能發(fā)生的風險進行儲蓄。我國的居民儲蓄率一直以來都保持在一個相對較高的水平上，有研究認為，傳統(tǒng)社會保障體系的瓦解是導致高預防性儲蓄的重要原因[33]。而關于預防性儲蓄的一個假說認為，醫(yī)療保險能夠通過控制健康風險帶來的不確定性來降低居民儲蓄，一些研究也證實了這一點。我國的基本醫(yī)療保險能夠顯著減少居民儲蓄[34]、增進居民消費[35]。隨著我國社會保障制度的完善，居民儲蓄率開始逐漸降低，而醫(yī)療保險支出則不斷增長。第二種觀點得到了更多研究的證實，即參加醫(yī)療保險能夠促進醫(yī)療衛(wèi)生服務的利用和醫(yī)療消費的增加。本文也將在后續(xù)實證檢驗中進一步探討以上兩種論點。

此外，人類對健康的需要催生了對醫(yī)療衛(wèi)生服務的消費需求。而個體對衛(wèi)生服務的消費需求不僅取決于客觀身體狀況，還受到社會經(jīng)濟因素的制約，其中最主要的制約因素之一是個體對醫(yī)療服務的支付能力?；踞t(yī)療保險作為重要的社會保障制度，以?；尽⒍档拙€、促公平為基本原則，適度降低衛(wèi)生服務的價格、減少個體支付能力對其醫(yī)療需求的影響，是我國基本醫(yī)療保障體制改革的重要方向。參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠降低兒童的醫(yī)療支出相對價格，提升兒童家庭的醫(yī)療服務支付能力，有效緩解大病帶來的財務壓力，進而幫助兒童獲得及時有效的基本醫(yī)療支持，保障其健康成長。

據(jù)此，本文提出研究假設二：參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險通過增加個體醫(yī)療開支，促進兒童健康水平的提升。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于北京大學中國社會科學調(diào)查中心所發(fā)布的中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2018年的數(shù)據(jù)。CFPS是一項全國性的社會跟蹤調(diào)查，樣本覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)，調(diào)查對象包含樣本家戶中的全部家庭成員。CFPS的調(diào)查問卷包括少兒代答問卷、個人自答問卷、家庭經(jīng)濟問卷、家庭關系問卷。本文主要研究對象為0～16歲兒童，由于CFPS個人自答問卷的兒童被訪者為9歲以上兒童，且兒童對自身醫(yī)療與健康及家庭情況等的認知不一定準確，因此，本文在研究過程中主要使用少兒代答問卷，并匹配和合并了個人自答問卷中父母情況與家庭問卷中經(jīng)濟收入情況等相關變量。在剔除了不符合研究要求的缺失值后，得到基礎樣本6771個。

(二)變量選擇

本文的被解釋變量為兒童健康狀況。該變量的測量指標主要有三種[36]：一是臨床指標，二是個人自評指標，三是人體測量指標。臨床指標包括兒童死亡率、患病率等。但兒童不同于成年群體，他們身體發(fā)育尚不完善、對環(huán)境的適應性更低，因而在生理上更加脆弱，同時，兒童還有較高的意外風險，更容易受到疾病的侵擾。兒童患病與就醫(yī)更多體現(xiàn)為門診小病，通常不會影響兒童在較長時期內(nèi)的健康狀況，因此臨床指標難以充分代表其健康水平。個人自評指標在衡量成年人群健康狀況上更常見。鑒于兒童時期心智發(fā)育尚未成熟，對自我的認知未必準確，自評指標并不適合用于對兒童健康的度量。本文使用人體測量指標作為因變量，衡量兒童的營養(yǎng)、發(fā)育與健康情況。一方面，這一指標相對客觀，僅需要兒童的年齡、身高和體重信息，不會受到兒童認知不成熟的影響；另一方面，不同于成年人與老年人，兒童是否健康主要表現(xiàn)為其是否健康發(fā)育，營養(yǎng)和發(fā)育問題很可能導致兒童的脆弱和疾病，甚至影響兒童的長期健康發(fā)展。本文使用世界衛(wèi)生組織(WHO)提出的Z評分標準，并參考丁繼紅等的計算方法[37](1)計算方法是將樣本中同年齡、同身高的樣本劃為一組，進行排序，先求得同年齡/身高組別中的身高/體重與組內(nèi)均值的差值，再用其除以組內(nèi)標準差得出評分。評分的正負和大小具有評價的意義。，根據(jù)問卷中的題目“(您的孩子)現(xiàn)在身高是多少厘米？現(xiàn)在的體重是多少斤？”，對變量進行操作化處理。Z評分標準包括身高別體重Z評分(WHZ)、年齡別體重Z評分(WAZ)、年齡別身高Z評分(HAZ)(2)WHZ<-2表示消瘦，WHZ>2表示肥胖，WAZ<-2表示體重不足，WAZ>2表示體重過重，HAZ<-2表示生長遲緩。。將WHZ<-2、WHZ>2、WAZ<-2、WAZ>2、HAZ<-2均視作兒童健康狀況不佳，賦值為0；將其余標準范圍視為兒童健康狀況較好，賦值為1。

本文的核心解釋變量為是否參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險。根據(jù)問卷中的題目“(您的孩子)有哪些醫(yī)療保險？”，以及回答選項“公費醫(yī)療”“城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險”“城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(含一老一小保險)”“補充醫(yī)療保險”“新型農(nóng)村合作醫(yī)療”“以上都沒有”，將回答“城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(含一老一小保險)”與“新型農(nóng)村合作醫(yī)療”的情況定義為參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，變量賦值為1，其余情況則被定義為沒有參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，變量賦值為0。

在控制變量的選擇上，本文考慮了個人特征、家庭特征與區(qū)域特征。個人特征包括年齡、性別、戶籍、民族、出生體重；家庭特征包括撫養(yǎng)方式、與父親同住、與母親同住、家庭人口規(guī)模、家庭人均收入；區(qū)域虛擬變量則根據(jù)我國經(jīng)濟發(fā)展水平分為東部、中部和西部。此外，本文使用被訪兒童所在區(qū)縣2018年的參保率作為工具變量，選擇過去一年兒童個人醫(yī)療支出作為中介變量。變量的描述與解釋詳見表1。

(三)模型構(gòu)建

1.基準回歸模型構(gòu)建

本文的被解釋變量“健康狀況”是二值選擇變量，取值為0或1。因此本文使用Probit模型進行基準回歸，對兒童健康狀況進行分析。模型設定為：

Healthi=F(α+β1Insi+βiXi+εi)

(1)

其中，因變量Healthi為二元離散變量，表示兒童個體i的健康狀況，它可以用潛變量Yi*表示。當Yi*為正時，Healthi觀測值為1，表示健康；否則Healthi的觀測值為0，表示不健康。P(·)表示個體i健康狀況Healthi等于k時的概率。F(·)為非線性方程，表示隨機擾動項εi的概率分布函數(shù)。(1)式中，Insi為本文的關鍵解釋變量，即兒童是否參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險。Xi為控制變量，包括個人特征變量、家庭特征變量、區(qū)域特征變量。α為常數(shù)項，βi為待估參數(shù)，β1為本文重點關注的系數(shù)值。

2.使用傾向得分匹配法檢驗樣本自選擇問題

本文的核心解釋變量“兒童是否參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險”為二值選擇變量，即兒童是否參加醫(yī)療保險并非遵循隨機事件發(fā)生的外生性事件，而是受到兒童個體狀況、家庭經(jīng)濟狀況及家庭資源分配情況等因素影響，取決于家庭選擇。這導致樣本存在選擇性偏誤。為此本文使用傾向得分匹配法(PSM)解決這一問題[38]。PSM通過將樣本分為實驗組和控制組，計算傾向得分匹配子樣本，進而估計基本醫(yī)保對兒童健康的凈效應，即平均處理效應(ATT值)。模型設定為：

Yi=Y0i+(Y1i-Y0i)Di

(2)

ATT=E(Y1i-Y0i|Di=1)

(3)

其中，Di為處理變量。當i=1時，個體i為實驗組，即參加了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的兒童；當i=0時，個體i為控制組，即未參保城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的兒童。ATT值為兒童參保對其健康影響的凈效應。

3.使用工具變量法檢驗內(nèi)生性問題

不同于城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險，我國的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險并不具有強制性，這導致參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險可能存在逆向選擇現(xiàn)象——健康狀況較差的兒童更傾向于參保，兒童參保與兒童健康之間可能存在雙向因果關系，由此帶來內(nèi)生性問題。為有效處理內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法，構(gòu)建IVProbit模型進行內(nèi)生性修正。將根據(jù)兒童所在區(qū)縣順序碼與兒童參保情況生成的各區(qū)縣兒童基本醫(yī)保的參保率作為工具變量。它能夠體現(xiàn)當?shù)蒯t(yī)保工作的鋪開程度與保險水平，對個體的參保意愿有重要的作用，因此，工具變量與解釋變量相關；同時兒童參保率并不會直接影響個體兒童的健康水平，因而工具變量與被解釋變量及擾動項不相關。綜上，兒童參保率這一工具變量能夠滿足內(nèi)生性與外生性假定，理論上來說能夠成為一個合格的工具變量。IVProbit模型設定為：

Insi=I[δZi+βiXi+μi]

(4)

Healthi=I[δZi+β1Insi+βiXi+σi]

(5)

其中，Zi為本文的工具變量。μi和σi為隨機擾動項且滿足Cov(μi，σi)≠0；I[·]是示性函數(shù)，當δZi+β2Xi+μi>0時取值為1，否則取值為0。

4.構(gòu)建中介效應模型檢驗兒童參加基本醫(yī)療保險對健康的作用機制

本文選取的中介變量為兒童年度醫(yī)療支出情況，對應問卷中的問題“兒童過去一年的醫(yī)療費用總支出是多少？”。使用逐步檢驗法構(gòu)建中介效應模型，考察兒童醫(yī)療支出作為中介變量如何影響參保對兒童健康的作用，模型設定如下：

Healthi=α+β1Insi+βiXi+εi

(6)

Mi=λ0+λ1Insi+λiXi+εi

(7)

Healthi=α0+α1Insi+α2Mi+αiXi+εi

(8)

其中，Mi為本文的中介變量。(6)式檢驗參保是否影響兒童健康，(7)式檢驗參保是否影響兒童醫(yī)療支出情況，(8)式檢驗兒童參保、兒童醫(yī)療支出對兒童健康的影響。逐步檢驗法要求：首先，驗證(6)式中β1的顯著性；其次，通過驗證(7)式中λ1與(8)式中α1的顯著性來確定Mi是否為合理的中介變量；最后，檢驗(8)式中中介變量對兒童健康的系數(shù)α2的顯著性。若以上三個步驟中要求的系數(shù)均具有統(tǒng)計顯著性，則中介效應成立。

四、實證分析與討論

(一)基準回歸結(jié)果

對個體健康產(chǎn)生影響的因素有很多，事實上，相比基因與遺傳、家庭經(jīng)濟水平、環(huán)境狀況等，醫(yī)療衛(wèi)生保障制度對個體健康的影響較低。為有效度量基本醫(yī)療保險制度對國民健康的影響效果，需要控制對健康產(chǎn)生影響的其他相關變量。因此，基準回歸除了關注參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的作用外，也將反映兒童個人特征、家庭特征和區(qū)域特征的控制變量共同納入模型。

表2顯示了參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康狀況的基準回歸結(jié)果：參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康狀況的作用為正，且在1%的水平上顯著，即參加基本醫(yī)療保險能夠?qū)和】灯鸬斤@著的促進作用。假設一得到驗證。

表2 基準回歸結(jié)果

表2中其他控制變量同樣值得關注。個體特征變量的回歸結(jié)果顯示，女童比男童的健康狀況更好，且在1%水平上顯著。年齡變量與戶口變量在模型中不具備統(tǒng)計意義上的顯著性。漢族兒童的健康水平優(yōu)于少數(shù)民族兒童，這可能是因為少數(shù)民族聚集地區(qū)更多位于經(jīng)濟發(fā)展水平及地區(qū)醫(yī)療條件相對不高的地區(qū)。出生體重低于2.5kg的兒童在出生后總體健康狀況顯著更差，原因是出生體重過輕通常意味著兒童在出生前的營養(yǎng)和發(fā)育情況較差，這種情況不利于兒童出生后的成長。

家庭層面的控制變量中，家庭規(guī)模越大，兒童健康水平越差?？赡艿慕忉屖?，家庭資源是有限的，家庭中成員越多，每個兒童能夠獲得的醫(yī)療與照料資源越少，健康保障水平也越低。與父親同住對兒童健康的作用是負向顯著的；與母親同住對兒童健康的作用是正向的，但并不顯著。這與男性與女性在家庭照料中的角色差別有關。隔代撫養(yǎng)對兒童健康的系數(shù)為負，并在10%水平上顯著，說明比起隔代撫養(yǎng)，親代撫養(yǎng)更有利于兒童健康與發(fā)展。家庭人均收入系數(shù)顯著為正，說明家庭收入增加使兒童獲得更多的資源，它們能夠促進兒童的健康。

加入地區(qū)虛擬變量后，東部與中部地區(qū)的兒童健康狀況都在1%水平上顯著為正，但東部地區(qū)的系數(shù)值高于中部地區(qū)，說明東部地區(qū)的兒童健康狀況優(yōu)于西部地區(qū)。這與大眾認知基本相符，相比中西部地區(qū)，東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平更高，醫(yī)保制度建設和醫(yī)療條件更好，因而兒童健康水平更高。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.對被解釋變量的細分

如上文所敘，本文使用世界衛(wèi)生組織Z評分標準生成被解釋變量。其中，身高別體重Z評分(WHZ)、年齡別體重Z評分(WAZ)、年齡別身高Z評分(HAZ)分別代表兒童短期、中期與長期的健康發(fā)育狀況。在基準回歸中，本文將WHZ、WAZ、HAZ整合為健康狀況指標。為驗證基準回歸結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，本文進一步將被解釋變量拆分為身高別體重Z評分、年齡別體重Z評分、年齡別身高Z評分三個維度。此做法一方面可檢驗基準回歸的穩(wěn)健性，另一方面可衡量基本醫(yī)療保險分別對兒童短期、中期與長期的健康發(fā)育狀況的作用。

表3中細分被解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童短期健康、中期健康與長期健康均有正向促進作用，其中，對短期健康與長期健康有統(tǒng)計意義上的顯著性。綜合來看，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠顯著改善兒童健康發(fā)育情況，基準回歸結(jié)果具有明顯的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗：細分被解釋變量

2.使用傾向得分匹配法處理樣本自選擇

為進一步控制選擇性偏差，本文使用傾向得分匹配法(PSM)來控制樣本選擇偏誤問題。使用傾向得分匹配法糾正樣本選擇偏誤需要進行樣本均衡性檢驗(3)篇幅所限，樣本均衡性檢驗的結(jié)果并未呈現(xiàn)，可聯(lián)系作者索取。，檢驗結(jié)果顯示，各協(xié)變量在匹配后的標準偏差均低于7%，說明匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)樣本。表4為樣本選擇偏誤糾正的匹配估計結(jié)果。本文分別使用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法考察參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的兒童的健康水平在匹配后的平均處理效應(ATT)。匹配前兒童健康的ATT值為0.013，匹配后的ATT值均有所增加，并且T值均在1%水平上顯著，說明在控制了樣本選擇偏誤后，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的凈效應提高了。若沒有解決樣本選擇偏差問題，參保對兒童健康的影響效果將會被低估。通過傾向得分匹配得到的結(jié)果依然能夠驗證前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 樣本選擇偏誤糾正的匹配估計結(jié)果

3.使用工具變量法處理內(nèi)生性

為控制內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法構(gòu)建IVProbit模型進行內(nèi)生性修正。表5為兒童是否參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康影響的兩階段IVProbit模型估計結(jié)果。內(nèi)生性檢驗結(jié)果表明，Wald檢驗的p值為0.0008，具有統(tǒng)計意義顯著性，即本文估計的模型存在內(nèi)生性問題，解釋變量“兒童是否參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險”為內(nèi)生解釋變量。弱工具變量檢驗結(jié)果拒絕了原假設“內(nèi)生變量與工具變量不相關”，說明無弱工具變量問題，并且本文只有一個內(nèi)生解釋變量與工具變量，因而不需過度識別檢驗。在控制了個人層面、家庭層面和區(qū)域?qū)用娴目刂谱兞亢?，一階段工具變量回歸中工具變量“當?shù)貎和踞t(yī)保的參保率”在1%水平上顯著為正，即兒童所在區(qū)縣的基本醫(yī)療保險的覆蓋率對個體兒童是否參保有顯著的正向作用，符合本文的理論推斷。在IVProbit模型二階段估計中，兒童參保的系數(shù)值比普通Probit模型系數(shù)值的正向效應更明顯，且在1%水平上顯著為正。盡管IVProbit估計與基準回歸估計的系數(shù)值存在一定差距，但仍然可以說明兒童參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠顯著改善兒童健康水平，基準回歸的結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 兩階段IVProbit模型估計

五、進一步討論

(一)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險影響兒童健康的作用機制

本文在穩(wěn)健性檢驗基礎上探討城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險促進兒童健康的作用機制。個體的支付能力與其醫(yī)療需求直接相關，而醫(yī)療保險降低了衛(wèi)生服務的價格、增強了參保人群的支付能力，進而促進參保人群醫(yī)療需求的增加和增強其衛(wèi)生服務使用意愿，達到提升健康水平的目標。因此，本文認為，參加基本醫(yī)療保險能夠增強醫(yī)療費用的支付能力，進而促進衛(wèi)生服務利用，使醫(yī)療支出增加，最終提升了參保兒童的健康水平。雖然兒童沒有獨立收入，無法獨立使用衛(wèi)生服務，但兒童使用醫(yī)療衛(wèi)生服務必然帶來醫(yī)療支出，當醫(yī)療衛(wèi)生服務得到促進時，醫(yī)療支出也隨之增加。故本文選取兒童年度醫(yī)療支出情況作為兒童衛(wèi)生服務利用水平的代理變量，進行中介作用檢驗。本文數(shù)據(jù)表明，77.68%的兒童在過去一年產(chǎn)生了醫(yī)療費用支出，沒有產(chǎn)生醫(yī)療費用的兒童占總樣本的22.32%，產(chǎn)生醫(yī)療支出的兒童樣本量大于未產(chǎn)生醫(yī)療支出的兒童數(shù)量，中介變量的選取是合理的。

本文使用逐步檢驗法考察中介效應，估計結(jié)果如表6所示?？刂破渌兞亢?，解釋變量、中介變量的待估參數(shù)均顯著為正，相比未考慮中介效應的基準回歸，加入中介變量后參保對兒童健康的作用明顯降低，解釋變量和中介變量的系數(shù)均顯著，說明存在部分中介作用。為使中介效應的結(jié)果更嚴謹，本文使用檢驗力度更強的Sobel系數(shù)乘積檢驗法對該中介作用進行再檢驗[39-40]。Sobel檢驗的z值為3.57，對應的p值小于0.01，中介效應成立。該結(jié)果與醫(yī)療保險刺激了國民醫(yī)療消費、擴張了個體醫(yī)療衛(wèi)生開支這一觀點相符。假設二得到了驗證，即兒童參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠通過增加醫(yī)療支出來促進健康水平的提升。

表6 兒童個人醫(yī)療支出對城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的中介作用

醫(yī)療保險通過保障參保對象遇到健康危機時的財務可及性，促進衛(wèi)生服務利用，進而維護其健康水平。醫(yī)療保險作為一種規(guī)避疾病經(jīng)濟風險的制度，承擔就醫(yī)引導和風險干預的職責，即鼓勵和引導參保對象養(yǎng)成良好的就醫(yī)習慣，充分利用醫(yī)療衛(wèi)生服務，避免疾病和財務風險的積累。表6中，中介變量對解釋變量的回歸結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童的個人醫(yī)療支出有正向影響，參保將提升兒童的醫(yī)療支出水平；而被解釋變量對中介變量和解釋變量的回歸結(jié)果則表明，兒童參保不僅減輕了個體在面臨健康風險時的財務負擔，也增強了個體的健康意識和經(jīng)濟安全感，促進兒童家庭對醫(yī)療衛(wèi)生服務的利用和醫(yī)療支出的增加，進而促進兒童健康水平的提升。因此，盡管參加醫(yī)療保險促進了醫(yī)療衛(wèi)生服務的利用，并在短時期內(nèi)使有關兒童的醫(yī)療衛(wèi)生支出增加，但在長時期內(nèi)，參保有利于兒童醫(yī)療支出的降低，并且能夠改善兒童由營養(yǎng)和發(fā)育問題導致的不健康狀態(tài)，促進兒童更好成長。

(二)異質(zhì)性分析

前面已經(jīng)討論了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的作用以及影響機制，但兒童自身及家庭的差異可能導致參保對兒童健康的作用存在差異。因此，本文在控制了其他變量后，根據(jù)兒童特征與家庭特征進行異質(zhì)性分析。兒童特征區(qū)分的指標包括兒童生活的地區(qū)、城鄉(xiāng)戶籍和年齡階段，家庭特征區(qū)分的指標包括家庭收入和家庭類型。具體結(jié)果如表7與表8所示。

1.基于兒童特征的異質(zhì)性檢驗

(1)按戶籍劃分樣本

根據(jù)兒童戶籍差異，將樣本劃分為城鎮(zhèn)兒童和農(nóng)村兒童。表7的結(jié)果顯示，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對城鄉(xiāng)兒童健康水平均有正向作用，但對農(nóng)村兒童健康有顯著的促進作用，對城鎮(zhèn)兒童健康的作用則并不顯著。這可能是因為，城鎮(zhèn)地區(qū)在醫(yī)療水平、就醫(yī)便利程度、商業(yè)醫(yī)療保險普及等方面均明顯優(yōu)于農(nóng)村，這些因素都對健康產(chǎn)生積極作用，而由于保障水平較低，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對健康的影響作用可能被削弱。相反地，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險在農(nóng)村地區(qū)的作用會更加顯著。

(2)按區(qū)域劃分樣本

根據(jù)兒童生活區(qū)域差異，將樣本劃分為東部地區(qū)兒童和中西部地區(qū)兒童。表7的結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對生活在東部地區(qū)的兒童有非常顯著的健康促進作用，但對生活在中西部地區(qū)兒童的作用并不顯著。這主要是由于我國區(qū)域發(fā)展存在較大的差異。在東部地區(qū)，基本醫(yī)療保險制度更加完善，并且整體經(jīng)濟發(fā)展更具優(yōu)勢，政府財政對醫(yī)療體系的支持與投入更高，一些地方在“?；尽痹瓌t的基礎上，還能夠適當擴大保障水平，滿足兒童更高層次的需求。因此，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對生活在東部地區(qū)兒童的健康水平起到了更顯著的促進作用。

(3)按年齡劃分樣本

根據(jù)兒童年齡，將樣本劃分為6歲以下的學前兒童和6～16歲的學齡兒童。表7的結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠顯著促進學齡兒童的健康水平，但對學前兒童的健康促進作用并不顯著?？赡艿慕忉屖牵?歲以下的幼童面對的醫(yī)療風險是非常特殊的，而城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險面向全年齡段的人群，可能難以適應低齡兒童的需求，因此沒有發(fā)揮顯著效果。而學齡兒童盡管在心理上仍處于活潑好動、風險辨認能力不高的階段，且面臨相對較高的意外風險，但在生理上則開始走向成熟，能夠逐漸與城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險適應，因而城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險能夠發(fā)揮更顯著的作用。

表7 區(qū)分兒童特征的異質(zhì)性檢驗

2.基于家庭特征的異質(zhì)性檢驗

(1)按家庭收入劃分樣本

根據(jù)家庭收入情況，將樣本分為低收入家庭、中等收入家庭和高收入家庭。表8的結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對低、中、高收入家庭的兒童健康狀況均有正向作用，但僅對低收入家庭的兒童有顯著意義。造成這一結(jié)果的根本原因在于，基本醫(yī)療保險的保障水平相對有限，不能充分滿足中高收入群體更高水平的醫(yī)療需求。

(2)按家庭類型劃分樣本

根據(jù)兒童居住地與戶口所在地、兒童父母是否外出打工、兒童與父母同住時間，將樣本劃分為流動兒童、留守兒童、普通兒童(與父母同住)三種類型。表8的結(jié)果顯示，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對三種類型兒童的健康水平都有正向作用，對普通兒童與留守兒童健康水平的作用較顯著，但對流動兒童健康水平的影響并不顯著。我國長期以來存在城鄉(xiāng)戶籍壁壘，各省份醫(yī)療保障制度相對獨立，醫(yī)療資源分配不均，醫(yī)保待遇參差不齊，流動兒童在流入地參加基本醫(yī)保面對種種準入門檻，異地就醫(yī)報銷水平也較低，因而城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險未能對該群體健康水平發(fā)揮顯著的作用。

表8 區(qū)分家庭特征的異質(zhì)性檢驗

六、結(jié)論與建議

本文基于2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，實證檢驗了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康有較顯著的促進作用，這一結(jié)果在細分被解釋變量后依然成立。進一步地，本文使用傾向得分匹配法控制選擇性偏誤，運用工具變量法處理內(nèi)生性，研究結(jié)論依然保持穩(wěn)健。中介效應結(jié)果表明，參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險通過改善兒童醫(yī)療支出水平這一中介路徑促進兒童健康。異質(zhì)性分析結(jié)果表明，參加基本醫(yī)療保險能夠顯著促進生活在東部地區(qū)的兒童、農(nóng)村兒童、學齡兒童、低收入家庭兒童及與父母同住的普通兒童的健康水平。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下建議。一是基本醫(yī)療保險制度體系建設應更多考慮兒童特性。兒童在醫(yī)療與健康問題上有別于成年群體，基本醫(yī)療保險制度設計應當注重滿足兒童區(qū)別于成年群體的醫(yī)療需求，在兒童常見病的治療與預防、兒童營養(yǎng)與發(fā)育生長等方面提供更多的醫(yī)療衛(wèi)生服務。二是科學劃定兒童基本醫(yī)療保險償付范圍。目前基本醫(yī)保對兒童群體的報銷側(cè)重住院、大病，而兒童常見病更多發(fā)于門診、急診，兒童的就醫(yī)報銷范圍較小。建議在綜合考慮醫(yī)?；鹗罩毫λ降幕A上，適當擴大兒童醫(yī)保報銷范圍，進一步提升基本醫(yī)保對兒童健康的作用。三是提高基本醫(yī)療保險的公平性。要關注欠發(fā)達地區(qū)的兒童、流動兒童、留守兒童等群體，加強欠發(fā)達地區(qū)醫(yī)療體系建設，盡快完善醫(yī)保異地結(jié)算辦法和提升經(jīng)辦服務效率，逐步取消地域、戶籍限制，切實解決兒童弱勢群體就醫(yī)困境。對此，根本的措施是要提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的統(tǒng)籌層次，建立省級甚至全國統(tǒng)一的信息管理系統(tǒng)，增強醫(yī)保基金的協(xié)調(diào)性、醫(yī)療保險的制度互濟性和風險分散能力。

此外，由于截面數(shù)據(jù)性質(zhì)、變量限制和技術(shù)等方面的原因，本文雖然估計了個體醫(yī)療衛(wèi)生支出對健康的影響方向，但沒有深入研究其產(chǎn)生作用的路徑機制與傳導途徑，僅做理論推斷和解釋。這是本文的局限所在，在后續(xù)研究中筆者將對此進行深入探討。