參保困境還是逆向選擇？*
——我國靈活就業(yè)人員參加基本醫(yī)療保險影響因素分析

李雅詩 原 彰 李建國

（廣州中醫(yī)藥大學(xué)公共衛(wèi)生與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、引言

截至2021年10月，我國基本醫(yī)療保險參保人數(shù)為13.61億人，據(jù)統(tǒng)計參保率自2011年以來一直維持在95%以上，[1]表明我國有將近4500萬人長期未參加基本醫(yī)保，若剔除重復(fù)參保，長期未參保的人數(shù)可能更多。譚中和的研究發(fā)現(xiàn)我國基本醫(yī)療保險還存在大約7.8%的人重復(fù)參保、13.1%的人應(yīng)保未保，[2]全民醫(yī)保的完善需要關(guān)注這部分未參保群體。長期未參保群體的存在與我國基本醫(yī)保制度設(shè)計相關(guān)，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險實施戶籍地自愿參保，職工基本醫(yī)療保險對于正規(guī)就業(yè)人員實施強制參保，但對非正規(guī)就業(yè)、靈活就業(yè)人員實施自愿參保。導(dǎo)致流動人口、靈活就業(yè)人群、新業(yè)態(tài)就業(yè)人群等處于兩種醫(yī)保制度間的夾縫群體，不受城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保和職工醫(yī)保的保障。中國勞動和社會保障科學(xué)研究院調(diào)查顯示，新業(yè)態(tài)靈活就業(yè)人員參加職工醫(yī)保的僅占6%，參加居民醫(yī)保的占比為35.7%。[3]學(xué)界關(guān)于靈活就業(yè)人員未參保有兩種觀點，部分研究認為人口流動、戶籍限制、繳費負擔(dān)等導(dǎo)致參保困難；另一些研究發(fā)現(xiàn)靈活就業(yè)人員存在逆向選擇，身體健康的群體不愿意參保。這些影響因素可能同時存在且具有一定的異質(zhì)性。本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)對靈活就業(yè)人員參保影響因素及影響程度進行實證分析，為完善政策實施方案提供經(jīng)驗證據(jù)。同時，綜合分析是參保困難還是逆向選擇導(dǎo)致的未參保，并對逆向選擇帶來的醫(yī)療費用變化進行測算，為實行精準有效的參保政策提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、政策背景與文獻綜述

（一）靈活就業(yè)人員參保的政策與現(xiàn)狀

靈活就業(yè)人員主要指以非正式單位、非全日制、臨時性和彈性工作等靈活形式就業(yè)的人員。[4]隨著互聯(lián)網(wǎng)經(jīng)濟的發(fā)展，新經(jīng)濟新業(yè)態(tài)出現(xiàn)，產(chǎn)生大量新業(yè)態(tài)靈活就業(yè)人員，如微商、網(wǎng)絡(luò)主播，就業(yè)特點表現(xiàn)為“散、小、多、無”“一仆多主”“無主用工”“租賃員工”“共享員工”等多種勞動就業(yè)方式并存，[5]這使以標(biāo)準或正規(guī)勞動關(guān)系為基本依據(jù)的職工基本醫(yī)療保險很難適應(yīng)，[6]《中國分享經(jīng)濟發(fā)展報告（2019）》數(shù)據(jù)顯示，2018年我國共享經(jīng)濟參與者人數(shù)約7.6億人，其中提供服務(wù)者人數(shù)約7500萬人。共享經(jīng)濟把“公司+員工”的組織形式替代為“平臺+個人”，主要表現(xiàn)為自主創(chuàng)業(yè)、自由職業(yè)、兼職就業(yè)、單位靈活雇傭。

目前的醫(yī)保參保制度把人群分為職工和居民兩大群體，而靈活就業(yè)人員往往介于這兩大群體中間。對靈活就業(yè)人員參保的規(guī)定早于新農(nóng)合和城居保，早在2003年勞動保障部出臺了《關(guān)于城鎮(zhèn)靈活就業(yè)人員參加基本醫(yī)療保險的指導(dǎo)意見》，將靈活就業(yè)人員納入城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度范圍，規(guī)定與用人單位建立明確勞動關(guān)系的靈活就業(yè)人員，按照用人單位參加基本醫(yī)療保險的方法繳費參保；其他靈活就業(yè)人員，以個人身份繳費參保?！吨腥A人民共和國社會保險法》也規(guī)定無雇工的個體工商戶、未在用人單位參加職工基本醫(yī)療保險的非全日制從業(yè)人員以及其他靈活就業(yè)人員可以參加職工基本醫(yī)療保險，由個人按照國家規(guī)定繳納基本醫(yī)療保險費。

靈活就業(yè)人員以個人身份繳費參保職工醫(yī)保面臨戶籍限制和較重的繳費負擔(dān)。以北京市為例，職工個人只需繳納2%的基本醫(yī)保加3元的大額互助，單位則要為其繳納9%的基本醫(yī)保和1%的大額互助基金，而靈活就業(yè)人員則需要按照7%的比例繳納基本醫(yī)療保險費。[7]同時因為醫(yī)保制度以城市為主體，大部分城市的醫(yī)保制度存在戶籍限制。例如，廣州要求參保職工醫(yī)保的群體為本市城鎮(zhèn)戶籍，個人繳費為職工平均工資的4%；蘇州要求參保人員為本市戶籍或者養(yǎng)老關(guān)系在本地且達到一定年限的外地戶籍人員，繳費為基數(shù)的12%。靈活就業(yè)人員多為農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市的勞動力，戶籍仍然保留在農(nóng)村，經(jīng)濟負擔(dān)和參保限制阻礙靈活就業(yè)人員參加職工醫(yī)保。國家人力資源和社會保障部的數(shù)據(jù)顯示，大量靈活就業(yè)人員未選擇參保城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，2019年年末，全國城鎮(zhèn)就業(yè)人員4.4億人，而參加職工醫(yī)保的在職職工只有2.42億人。

多數(shù)靈活就業(yè)人員選擇參保繳費負擔(dān)低的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保，2016年《國務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》指出“農(nóng)民工和靈活就業(yè)人員依法參加職工基本醫(yī)療保險，有困難的可按照當(dāng)?shù)匾?guī)定參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保”，以下原因都可能導(dǎo)致靈活就業(yè)人員參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保：第一，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保個人繳費壓力小，國家財政補貼力度大，2020年原則上個人每年只需交納280元保費，財政補貼550元（《關(guān)于做好2020年城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保障工作的通知》），遠低于職工醫(yī)保的繳費。第二，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保的保障水平也不斷提高，《2019年全國醫(yī)療保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》顯示居民醫(yī)保政策范圍內(nèi)住院費用基金支付達到68.8%，加上大病保險等補充醫(yī)療保險，保障程度已經(jīng)達到較高水平（同期職工醫(yī)保政策范圍內(nèi)住院費用基金支付85.8%）。第三，農(nóng)村地區(qū)往往采取以家庭為單位參保，由于新農(nóng)合/城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險采取目標(biāo)量化考核，村干部會不遺余力地要求農(nóng)民參保，從而使得原本為自愿參保的新農(nóng)合/城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險被硬化為準強制性保險。[8]

（二）文獻綜述

學(xué)界對靈活就業(yè)人員參保情況的分析主要存在兩種觀點，一部分學(xué)者認為靈活就業(yè)人員存在參保困難，主要為以下幾種原因：第一，參保條件受限，參保職工醫(yī)保存在戶籍限制和參保需要捆綁養(yǎng)老保險等的限制。[7]第二，繳費負擔(dān)過重和收入水平低導(dǎo)致參保率低。[9]第三，轉(zhuǎn)移接續(xù)困難，醫(yī)保統(tǒng)籌層次低，各地區(qū)通常只希望社保關(guān)系轉(zhuǎn)出而不愿接受轉(zhuǎn)入，導(dǎo)致靈活就業(yè)人員的醫(yī)保關(guān)系轉(zhuǎn)移接續(xù)存在諸多障礙。[7]第四，人口跨地區(qū)流動導(dǎo)致參保困難，研究通過“全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查”分析流動人口參保影響因素發(fā)現(xiàn)人口流動范圍越遠，參保率越低。[10]第五，缺乏強有力的執(zhí)行手段，靈活就業(yè)人員遵循的是自愿參保原則，經(jīng)辦機構(gòu)無法強制其參保，[11]在城鎮(zhèn)，社區(qū)居委會很難強制城鎮(zhèn)居民參加城鎮(zhèn)/鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險，導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民的基本醫(yī)療保險參保率更低。[8]

另一部分學(xué)者認為靈活就業(yè)人員存在顯著的逆向選擇：健康狀況好的群體不愿意參保。這一結(jié)果主要通過實證研究得出，例如一項研究基于2012－2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)發(fā)現(xiàn)自愿選擇參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的靈活就業(yè)人員醫(yī)療支出明顯高于強制參保群體，大約高78%，而選擇參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的人群醫(yī)療支出比選擇參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保高約45%。[12]何文、申曙光運用中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)研究發(fā)現(xiàn)無論是在參保決策還是險種決策階段，靈活就業(yè)人員的健康風(fēng)險顯著正向影響參保狀態(tài)，逆向選擇效應(yīng)顯著存在。[13]一些研究在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保的參保決策中也發(fā)現(xiàn)逆向選擇的存在。[14-16]

逆向選擇和參保困難是兩類性質(zhì)不同的影響因素，這兩類因素也可能同時存在，是逆向選擇導(dǎo)致的主動不參保群體更多？還是參保困難引起的未參保群體規(guī)模更大？參保困難的眾多因素中哪一個因素的影響程度更高？目前的相關(guān)研究沒有從這一角度進行綜合分析，也缺乏足夠的實證分析，本文通過實證分析，試圖解釋逆向選擇和參保困難對靈活就業(yè)人員參保影響的程度和異質(zhì)性，找出最重要的影響因素，為制定精準有效的政策提供證據(jù)。

三、研究設(shè)計

（一）實證方法

參保與否在實證分析中是一個二值選擇變量或多項選擇變量（包括未參保、參加職工醫(yī)保、參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保），本文使用Logit二值選擇模型、多項Logit模型分析靈活就業(yè)人員參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保和城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)保的影響因素。由于醫(yī)療費用支出是截斷的，存在一些醫(yī)療支出為0的樣本，這種截斷的數(shù)據(jù)破壞模型線性的假設(shè)，不適合使用最小二乘法進行估計，本文使用Tobit模型估計逆向選擇帶來的醫(yī)療費用支出的變化。

參保和未參保存在主動選擇性，會導(dǎo)致樣本選擇偏誤，本文利用傾向得分匹配(Propensity Score Matching，PSM)對參保群體和未參保群體的特征進行匹配，以降低樣本選擇偏誤帶來的內(nèi)生性問題，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，使用傾向得分匹配后的樣本進行Tobit回歸檢驗。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量選取

1.數(shù)據(jù)來源

本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）2018年的數(shù)據(jù)進行分析，CFPS由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實施，樣本覆蓋25個省/市/自治區(qū)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16000戶，調(diào)查對象包含樣本家庭中的全部家庭成員。為了獲得靈活就業(yè)人員的樣本，本文通過以下規(guī)則篩選靈活就業(yè)人員：第一，保留16歲至55歲（女性）或16歲至60歲（男性）勞動年齡樣本；第二，剔除無工作樣本和在家務(wù)農(nóng)的樣本，在有工作的樣本中剔除與單位簽訂正式勞動合同的樣本；第三，剔除學(xué)生和國有企業(yè)、事業(yè)單位、政府部門工作的樣本；剔除部分變量有缺失值的樣本；最終剩下5378個樣本。

2.被解釋變量

在分析靈活就業(yè)人員參保影響因素模型中選取參保的情況作為被解釋變量，問卷中詢問了醫(yī)療保險的類型“您享有哪些醫(yī)療保險？”，分別有“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、補充醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療、以上都沒有”幾個選項，研究剔除公費醫(yī)療和補充醫(yī)療保險，合并新農(nóng)合和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險。為了分析逆向選擇的影響，在Tobit分析中選取對數(shù)個人一年醫(yī)療總費用（自費與報銷之和）作為被解釋變量。

3.解釋變量

為了衡量經(jīng)濟地位、健康狀況、人口流動、城鄉(xiāng)對靈活就業(yè)人員參保的影響，選取以下核心解釋變量：1）選取家庭人均年收入衡量經(jīng)濟地位；2）選取個人自評健康狀況衡量個人健康狀況，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時選取個人當(dāng)年是否有醫(yī)療費用支出衡量客觀健康風(fēng)險，當(dāng)年醫(yī)療支出大于100元為1，否則為0；3）戶口所在地（分別為當(dāng)前居住村/居、當(dāng)前居住鄉(xiāng)/鎮(zhèn)/街道的其他村/居、當(dāng)前居住市/區(qū)的其他縣/市、當(dāng)前居住省份的其他市/區(qū)、境內(nèi)的其他省份）作為人口流動的變量，選取戶口在境內(nèi)其他省份作為跨省流動的二值變量，戶口在省內(nèi)的其它市作為跨市流動的二值變量；4）選取戶口作為城鄉(xiāng)差異的二值變量；5）選取家庭人口數(shù)、性別、年齡、受教育水平、是否抽煙、是否喝酒、一周鍛煉次數(shù)作為控制變量，變量設(shè)定見表1。

表1 變量的定義

(續(xù)表）

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2對樣本進行分類統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)：一是整體上靈活就業(yè)人員有11.77%的未參保率，這一未參保率高于2019年全國的3.3%；二是未參保靈活就業(yè)人員平均年齡34.65歲，顯著低于參加任何一種基本醫(yī)保的群體，表明未參保群體更年輕，同時健康風(fēng)險也更低；三是未參保群體自評健康狀況和客觀健康狀況都好于參保群體，平均個人總醫(yī)療費用1062.74元，顯著低于參保群體，這種情況可能是逆向選擇所致；四是未參保群體中城鎮(zhèn)戶籍人口占比63.9%，高于農(nóng)村戶籍，農(nóng)村以家庭為單位參保，基層組織如村委會組織參保的力度高于城鎮(zhèn)，可能導(dǎo)致農(nóng)村參保率更高。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）參加基本醫(yī)療保險的影響因素分析

1.全樣本Logit模型的實證結(jié)果

表3為全樣本分析的結(jié)果，被解釋變量為是否參保的0~1二值變量，這里把參加職工醫(yī)保和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險統(tǒng)稱為參加基本醫(yī)療保險，回歸模型1、2分別選取主觀自評健康和客觀健康風(fēng)險作為風(fēng)險變量。結(jié)果主要發(fā)現(xiàn)：第一，靈活就業(yè)人員存在顯著的逆向選擇，存在健康風(fēng)險的群體比不存在健康風(fēng)險的群體參保概率增加4.5%。第二，跨省流動的靈活就業(yè)人員參保的概率比不流動群體低12.3%~13%，跨市流動的靈活就業(yè)人員參保的概率較比不流動群體低4%左右。醫(yī)療保險制度的地域分割導(dǎo)致轉(zhuǎn)移接續(xù)困難，特別是跨省這類遠距離人口流動容易出現(xiàn)斷保的情況，另外，戶籍地參保的政策使得基層組織對部分外出人口難以進行參保管理。第三，根據(jù)家庭人均年收入劃分高、中高、中低和低四個群體，結(jié)果顯示高收入群體相比低收入群體參保概率無顯著差異，中高收入群體參保概率高2.2%左右，中低收入群體相比低收入群體參保的概率高3.5%。高收入群體可能因為自身收入能夠覆蓋經(jīng)濟負擔(dān)而選擇不參保，低收入群體則可能因為無法承擔(dān)保費的支出而選擇不參保。從總體上看，收入水平對參保的影響并不大，一是因為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險是一種主要依靠財政融資的醫(yī)保制度，個人僅需負擔(dān)較少保費（2020年個人僅需繳納280元保費），二是隨著健康戰(zhàn)略的推進，低收入群體逐漸獲得低價甚至免費的醫(yī)療保障。第四，城鎮(zhèn)戶籍靈活就業(yè)人員相比農(nóng)村戶籍參保概率顯著低約9.3%~9.59%，農(nóng)村大多依靠村委會實行以家庭為單位的準強制參保，城鎮(zhèn)地區(qū)政策執(zhí)行力度沒這么大可能是導(dǎo)致城鄉(xiāng)差異的原因。第五，低年齡靈活就業(yè)人員參保概率顯著低于高年齡群體，16~30歲群體相較51~60歲群體參保概率低約13.2%~13.5%，31~40群體相比低約5.8%，低年齡群體選擇不參?？赡茉蚴谴嬖谀嫦蜻x擇。

表3 全樣本Logit模型回歸結(jié)果

2.分樣本實證結(jié)果

職工醫(yī)保和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保存在較大差異，職工醫(yī)保受到較強的戶籍限制，較多地區(qū)規(guī)定只有城鎮(zhèn)戶籍才能參加職工醫(yī)保，我們分城鄉(xiāng)樣本進行分析。城鎮(zhèn)戶籍人員存在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保和職工醫(yī)保的多個參保選項，本文使用多項Logit進行分析。分樣本結(jié)果顯示：第一，存在健康風(fēng)險的靈活就業(yè)人員參加基本醫(yī)療保險的概率更高，農(nóng)村戶籍靈活就業(yè)參保概率增加4.2%，城市戶籍靈活就業(yè)人員逆向選擇程度更高。第二，人口流動同樣會降低靈活就業(yè)人員的參保概率，其中跨省流動降低城鎮(zhèn)戶籍群體35.1%~38.5%的參保概率，降低農(nóng)村戶籍群體10%左右的參保概率，人口流動對城鎮(zhèn)戶籍群體參保影響更大。第三，收入水平對城鎮(zhèn)戶籍靈活就業(yè)人員參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保無顯著影響，不同收入水平參保概率并無顯著差異。農(nóng)村戶籍中高收入群體、中高收入群體與低收入群體參保情況無顯著差異，中低收入群體參保概率更高，整體上收入水平對是否參保城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保無顯著影響。第四，無論是城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保還是職工醫(yī)保，都存在低年齡群體參保概率更低的情況，16~30歲靈活就業(yè)人員相比51~60歲群體參保概率低10%（農(nóng)村）、22%（城鎮(zhèn)）和57%（職工醫(yī)保），31~40歲群體參保概率相比低3%（農(nóng)村）、13%（城鎮(zhèn)）和33%（職工醫(yī)保），而41~50歲群體與51~60歲群體相比無顯著差異，城鎮(zhèn)戶籍低年齡群體未參保情況最為嚴重。第五，職工醫(yī)保的參保更多受到收入、教育水平的影響，逆向選擇并不顯著，而封進、王貞等人利用2012—2014年的CFPS數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)靈活就業(yè)人員在參加職工醫(yī)保時也存在逆向選擇，[12]與本文結(jié)果不一致，可能的原因是城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保待遇不斷提升，加之大病保險的實行縮小與職工醫(yī)保報銷水平的差距，逆向選擇更容易發(fā)生于參保條件寬松、保費低的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險。

表4 城鎮(zhèn)與農(nóng)村分樣本logit模型回歸結(jié)果

(續(xù)表）

考慮到健康風(fēng)險低的群體和低年齡群體參保概率更低，而低年齡群體往往健康風(fēng)險更低，同時為了降低共線性，我們分年齡樣本和加入年齡和健康風(fēng)險的交互項進行分析。由于參加職工醫(yī)保的樣本有限，且存在一些強制性參保限制，我們重點分析城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險。結(jié)果表明逆向選擇主要存在于低年齡群體，16~30歲存在客觀風(fēng)險群體參保概率增加7.94%，31~40歲群體增加5.85%，而高年齡群體不存在顯著逆向選擇。我們通過年齡與客觀健康風(fēng)險的交互項分析也可以發(fā)現(xiàn)這種情況，圖1所示為不同年齡客觀風(fēng)險對參保的邊際效應(yīng)，通過在模型中加入年齡和客觀風(fēng)險的交互項得出。隨著年齡增加客觀健康風(fēng)險對參保的邊際效應(yīng)遞減，在高年齡段逆向選擇不顯著?？梢娔嫦蜻x擇主要存在于低年齡靈活就業(yè)人員中，健康的年輕群體不愿意參保，而高年齡段群體即使是健康人員也會考慮到可能的健康問題而不主動回避參保。進一步說明高年齡群體主要存在人口流動、城鄉(xiāng)戶籍等帶來的參保困難。

圖1 年齡對客觀健康風(fēng)險邊際效應(yīng)的影響

表5 分年齡組回歸結(jié)果

（三）逆向選擇的進一步檢驗

前文分析表明，靈活就業(yè)人員存在一定的逆向選擇，低年齡段存在健康風(fēng)險群體參保概率更高，描述性統(tǒng)計分析也可以看出，參保的靈活就業(yè)人員年度醫(yī)療費用相比未參保群體更高。我們進一步通過個體醫(yī)療費用的變化來檢驗?zāi)嫦蜻x擇，上文的分析發(fā)現(xiàn)逆向選擇主要存在于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保中，我們重點分析居民醫(yī)保中的情況，考慮到存在一些醫(yī)療支出為0的樣本，這種截斷的數(shù)據(jù)破壞模型線性的假設(shè)，不適合使用最小二乘法進行估計，本文使用Tobit模型檢驗?zāi)嫦蜻x擇導(dǎo)致的醫(yī)療費用變化，為了降低樣本選擇偏誤帶來的內(nèi)生性，通過傾向得分匹配（PSM）降低參保樣本和未參保樣本的差異。

結(jié)果如表6所示，考慮到低年齡群體逆向選擇可能更顯著，我們分年齡樣本進行分組回歸，PSM-Tobit回歸樣本大幅縮小，但與未進行樣本匹配的Tobit回歸結(jié)果一致：整體上參保群體醫(yī)療總費用相比未參保群體增加約143.8%，這種醫(yī)療費用的增加主要存在于低年齡靈活就業(yè)人員，16～30歲參保群體比未參保群體醫(yī)療費用增加約115.7%，31～40歲參保群體相比醫(yī)療費用增加約227.8%，41～50歲參保群體、51～60歲參保群體與未參保群體醫(yī)療費用無顯著差異，高年齡群體醫(yī)療費用無顯著差異可能是部分未參保群體有醫(yī)療需求但存在一定參保困難，只能通過自費的方式進行醫(yī)療。

醫(yī)療費用的增加一方面受醫(yī)保報銷的影響，另一方面可能是由逆向選擇和道德風(fēng)險共同影響的結(jié)果，參保群體因為報銷水平的上升會導(dǎo)致過度醫(yī)療，存在一定反向因果問題。這部分的結(jié)果可以解釋醫(yī)療費用的上升更多的是由于逆向選擇的結(jié)果，前文的分析顯示低年齡群體存在顯著逆向選擇，而高年齡群體則不顯著，這與表6分樣本的回歸結(jié)果相吻合。表明這種醫(yī)療費用的增加主要是因為醫(yī)保和逆向選擇的影響，也進一步證實了低年齡群體未參保的原因更多的是因為較低的健康風(fēng)險，而高年齡群體則是因為人口流動、城鄉(xiāng)參保政策的差異導(dǎo)致未參保。

表6 逆向選擇的進一步檢驗

（四）穩(wěn)健性檢驗

通過如下方式檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，首先，使用2016年的CFPS的數(shù)據(jù)進行分析，回歸結(jié)果與2018年的結(jié)果一致；其次，關(guān)于收入水平或經(jīng)濟地位對參保影響的結(jié)果與前面學(xué)者的分析可能存在一定差異，如駱為祥分析成年人未參保影響因素時發(fā)現(xiàn)收入水平越高參保的可能性越高，本文的分析發(fā)現(xiàn)收入水平對靈活就業(yè)人員參保城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保無顯著影響。[9]為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們加入家庭人均收入的平方項，檢驗收入與參保是否存在一定的非線性關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入對參保的影響存在一定U型關(guān)系（統(tǒng)計顯著性不強），隨著收入增加參保可能性下降，達到轉(zhuǎn)折點后參?？赡苄蚤_始上升，通過計算得出這一轉(zhuǎn)折點在19.2萬元處，這一轉(zhuǎn)折點已經(jīng)處于高收入階段，說明收入對參?？赡苄栽谥械仁杖搿⒅械褪杖肴后w存在一定的負向影響，這種影響隨著收入增加而減弱，進一步說明收入水平或經(jīng)濟地位并不是低收入群體參保困難的重要影響因素。

五、結(jié)論

通過上文分析，我們可以得出以下幾點結(jié)論：首先，影響靈活就業(yè)人員未參保的重要原因是跨省的人口流動導(dǎo)致的參保困難（整體降低約12.3%~13%的參保概率）、城鎮(zhèn)地區(qū)較松散的參保組織政策導(dǎo)致城鎮(zhèn)戶籍人口參保率低（整體降低約9.3%~9.59%的參保概率）、低年齡群體不愿意參?；蛘哒f是逆向選擇（16~40歲健康風(fēng)險低的群體參保概率相較存在健康風(fēng)險的群體低約5.85~7.94%），而收入水平對參保的影響則不顯著。其次，城鎮(zhèn)戶籍靈活就業(yè)人員參保率低于農(nóng)村戶籍群體，主要是跨省流動對城鎮(zhèn)戶籍人員參保率的影響大于農(nóng)村戶籍人員，跨省流動導(dǎo)致城鎮(zhèn)戶籍群體參?？赡苄员任戳鲃尤后w低約35.1%~38.5%（農(nóng)村戶籍跨省的影響約為10%）。另外，城鎮(zhèn)戶籍低年齡群體逆向選擇程度高于農(nóng)村戶籍人員，導(dǎo)致原因是農(nóng)村地區(qū)采取準強制性參保政策，而城鎮(zhèn)地區(qū)則較寬松。最后，低年齡靈活就業(yè)人員存在逆向選擇，高年齡群體則是參保困難。低年齡群體未參保的原因更多是主動回避參保導(dǎo)致的逆向選擇，這種逆向選擇導(dǎo)致醫(yī)療費用相比未參保群體增加115.7%~227.8%，而高年齡群體不存在顯著的逆向選擇，主受到人口流動、城鎮(zhèn)地區(qū)參保政策影響導(dǎo)致參保困難。

研究結(jié)果證明，應(yīng)重點關(guān)注城鎮(zhèn)地區(qū)的參保政策，加強基層組織對靈活就業(yè)人員參保的組織，可以像農(nóng)村地區(qū)那樣采取以家庭為單位參保，并使用職工醫(yī)保個人賬戶資金繳納家庭成員的保費。同時，允許靈活就業(yè)人員在常住地參保，實證分析發(fā)現(xiàn)人口流動是引起未參保的最重要的因素，急需緩解人口流動和醫(yī)保轉(zhuǎn)移接續(xù)困難帶來的參保困難，目前已經(jīng)有部分地區(qū)放開參保的限制，這一制度實施的困難可能是接納地區(qū)財政負擔(dān)加重以及流出地的基金赤字風(fēng)險，需要建立更高的統(tǒng)籌層次或者建立中央調(diào)劑金制度。最后，低年齡靈活就業(yè)人員逆向選擇會導(dǎo)致醫(yī)?；鹗杖虢档?，影響基金可持續(xù)性，建議對低年齡群體參保采取一定強制措施，通過實施強制全民參保實現(xiàn)醫(yī)療保險全民覆蓋可能是有效的措施。