新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響研究
——來自中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

蔡曉珊 余靈紅

內(nèi)容提要：新醫(yī)改強(qiáng)化了政府在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的責(zé)任，政府醫(yī)療支出持續(xù)增加。而新醫(yī)改以來不斷增加的政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出產(chǎn)生了怎樣的影響是值得探究的問題。利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)對新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明：新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有明顯的“擠入”效應(yīng)，農(nóng)村和低收入階層的“擠入”效應(yīng)更為明顯。個人醫(yī)療支出增加一方面來自新醫(yī)改對個人醫(yī)療消費(fèi)需求的“釋放效應(yīng)”，另一方面則是醫(yī)療負(fù)擔(dān)上升造成的“增負(fù)效應(yīng)”。新醫(yī)改有效緩解了“看病難”問題，但“看病貴”問題仍舊存在。為此，應(yīng)優(yōu)化政府醫(yī)療支出結(jié)構(gòu)，創(chuàng)新政府醫(yī)療投入方式，建立向弱勢群體傾斜的大病醫(yī)保制度。

關(guān)健詞：政府醫(yī)療支出 個人醫(yī)療支出 擠入效應(yīng)

一、引 言

20世紀(jì)90年代，我國曾以市場化的思路來管理醫(yī)療衛(wèi)生（傅子恒和劉小兵，2010），醫(yī)療的公益性淡化，醫(yī)療資源分配不均且供給不足，個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)一度增大，“看病難”“看病貴”問題凸顯。2009年中共中央、國務(wù)院發(fā)布《中共中央 國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》（中發(fā)〔2009〕6號），實(shí)施新一輪醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革（下文簡稱“新醫(yī)改”）。新醫(yī)改第十條提出要建立政府主導(dǎo)的多元衛(wèi)生投入機(jī)制，增加政府醫(yī)療投入，逐步提高政府醫(yī)療投入占醫(yī)療衛(wèi)生總費(fèi)用的比重，建立和完善以基本醫(yī)療保障為主體、覆蓋城鄉(xiāng)居民的多層次醫(yī)療保障和醫(yī)療服務(wù)體系（方敏和吳少龍，2017）?？梢?，新醫(yī)改強(qiáng)化了政府在醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的責(zé)任，目標(biāo)在于提供更為均等和優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源，減輕個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)，切實(shí)解決“看病難”和“看病貴”問題。

新醫(yī)改以來十年，政府在醫(yī)療衛(wèi)生方面的支出規(guī)模不斷加大。2018年政府公共醫(yī)療衛(wèi)生投入為15623.55億元，剔除醫(yī)療消費(fèi)價格因素，2018年政府醫(yī)療支出為2010年的3.22倍（見表1）。在政府不遺余力擴(kuò)大醫(yī)療支出規(guī)模的作用下，2014年底我國也基本實(shí)現(xiàn)“全面醫(yī)?！钡木置妗２粩嘣黾拥恼t(yī)療支出對個人醫(yī)療支出產(chǎn)生了什么影響呢？從個人醫(yī)療支出的絕對水平來看，新醫(yī)改以來我國居民2010年的次均門診醫(yī)藥費(fèi)用為173.8元，2018年上漲到274.1元，剔除醫(yī)療消費(fèi)價格因素，2018年居民次均門診費(fèi)用為2010年的1.56倍；2010年的住院次均醫(yī)藥費(fèi)用為6525.6元，2018年為9291.9元，剔除醫(yī)療消費(fèi)價格因素，2018年居民次均住院費(fèi)用為2010年的1.41倍。從個人醫(yī)療支出的相對水平來看，新醫(yī)改以來我國居民的醫(yī)療保健支出占生活消費(fèi)比重從2010年的6.7%上升到2018年8.5%，占可支配收入比重則從2010年的4.8%上升到2018年的6%①數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》（2011-2019）。。那么，不斷上漲的個人醫(yī)療支出是不是新醫(yī)改的政策效果？個人醫(yī)療支出上漲的原因又是什么？

表1 新醫(yī)改以來我國政府和居民醫(yī)療支出（2010-2018年）

為踐行新醫(yī)改理念，我國政府強(qiáng)化醫(yī)療籌資責(zé)任，不斷增加醫(yī)療支出，新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出的效果是值得探討的重要問題。同時，新醫(yī)改更加重視政府在農(nóng)村、基層的醫(yī)療投入，政府不斷增加的醫(yī)療支出在城鄉(xiāng)居民以及不同收入階層中產(chǎn)生的效果，同樣值得關(guān)注。黨的十九大明確提出“實(shí)施健康中國戰(zhàn)略”，進(jìn)一步鞏固和深化醫(yī)改成果，不斷滿足人民群眾對醫(yī)療服務(wù)和健康生活的要求。在此背景下，本文利用新醫(yī)改以來2010-2018年全國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），從政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出影響的視角，實(shí)證檢驗(yàn)新醫(yī)改十年的政策效果。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出影響的研究，現(xiàn)有國內(nèi)外研究結(jié)論不盡相同。一種觀點(diǎn)是政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有“擠出”效應(yīng)，即政府醫(yī)療支出的增加會減少個人醫(yī)療支出；一種觀點(diǎn)是政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有“擠入”效應(yīng)，即政府醫(yī)療支出增加反而會促進(jìn)個人醫(yī)療支出；部分研究發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出并不是單純的“擠出”或是“擠入”關(guān)系，而跟政府醫(yī)療支出的路徑有關(guān)。

（一）政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的“擠出”效應(yīng)研究

一般而言，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出反映了公共財政對醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的支持力度，政府對醫(yī)療衛(wèi)生的投入增加，能夠直接或間接地減少個人醫(yī)療支出（Murthy和Ukpolo，1994；廖宇航和張琪，2017）。一方面，政府對基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入越大，可以改善公共衛(wèi)生設(shè)施，提升醫(yī)療保障水平，而基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的普及可以提高個人的疾病預(yù)防能力，降低個人的患病率，減少個人的醫(yī)療支出（徐偉和曹晶晶，2013）。另一方面，政府通過醫(yī)療保險的補(bǔ)償機(jī)制也可以減少個人的醫(yī)療支出。不少學(xué)者通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，政府醫(yī)療支出是影響個人醫(yī)療支出的重要因素，并驗(yàn)證政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出有“擠出”效應(yīng)（Murthy和Ukpolo，1994；李夢斐，2016；馬蛸婷和湯榕，2018）。

（二）政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的“擠入”效應(yīng)研究

Long et al（2013）對中國2000-2010年醫(yī)療體制改革的成效進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有明顯的“擠入”效應(yīng)，且這種效應(yīng)在農(nóng)村和欠發(fā)達(dá)地區(qū)更加明顯。類似的，Dieleman et al（2016）通過研究美國的公共衛(wèi)生支出和私人衛(wèi)生支出的變化，也發(fā)現(xiàn)公共衛(wèi)生支出顯著促進(jìn)了私人衛(wèi)生支出。大多數(shù)學(xué)者基于醫(yī)療保障角度來研究政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響，認(rèn)為政府醫(yī)療保障支出的增加之所以擠入了個人醫(yī)療支出，原因在于政府醫(yī)療保障提高了個人醫(yī)療消費(fèi)的預(yù)算約束，釋放個人部分醫(yī)療服務(wù)消費(fèi)需求，進(jìn)而提高個人醫(yī)療支出水平（胡宏偉等，2012；潘杰等，2013；張穎熙和夏杰長，2015）。一些學(xué)者從公共衛(wèi)生支出經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的角度，也發(fā)現(xiàn)公共衛(wèi)生支出在刺激個人非醫(yī)療消費(fèi)的同時也刺激了醫(yī)療消費(fèi)（毛捷和趙金冉，2017）。

（三）政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出影響研究的其他觀點(diǎn)

部分研究發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出并不是單純的“擠出”或是“擠入”關(guān)系。一方面，政府醫(yī)療支出的不同結(jié)構(gòu)或支出方向?qū)€人醫(yī)療支出的影響具有差異性。陶春海和王夢穎（2017）基于總量與結(jié)構(gòu)的視角探討了政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響，發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出總量對個人醫(yī)療支出具有“擠入”效應(yīng)，但其結(jié)構(gòu)與個人醫(yī)療支出的關(guān)系卻并不一致：政府人均人口與計劃生育事務(wù)支出和政府人均醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)支出對人均醫(yī)療支出具有“擠出”效應(yīng)，而政府人均醫(yī)療保障支出對人均醫(yī)療支出卻是“擠入”效應(yīng)。一些學(xué)者從政府醫(yī)療支出的路徑選擇視角進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出的不同路徑對個人醫(yī)療支出影響不同，當(dāng)政府衛(wèi)生支出是“強(qiáng)基層”（公共衛(wèi)生支出重點(diǎn)從公立醫(yī)院轉(zhuǎn)到基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)）時，政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有擠出作用，當(dāng)政府醫(yī)療支出是“補(bǔ)需方”（公共衛(wèi)生支出補(bǔ)貼重點(diǎn)從醫(yī)療機(jī)構(gòu)轉(zhuǎn)到醫(yī)療保障）時，政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出具有“擠入”作用（鄭喜洋和申曙光，2019）。另一方面，政府醫(yī)療支出對不同地域的個人醫(yī)療支出的影響也可能存在差異。如唐齊鳴和項樂（2014）分東中西部研究政府醫(yī)療支出與個人醫(yī)療支出的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療支出對東部地區(qū)居民的醫(yī)療支出有較大的“擠入”作用，而對中西部地區(qū)居民醫(yī)療支出的作用卻是“擠出”的。又如戴平生和李芳芳（2012）以2009年全國31個省市城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出為研究對象，發(fā)現(xiàn)地方公共衛(wèi)生支出對城鎮(zhèn)居民的個人醫(yī)療支出具有“擠出”作用，而對農(nóng)村居民的個人醫(yī)療支出卻起“擠入”作用。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度對政府醫(yī)療支出與個人醫(yī)療支出的關(guān)系進(jìn)行了研究，但尚未達(dá)成共識?？v觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，已有研究仍存在以下可以進(jìn)一步推動的方向：一是多數(shù)文獻(xiàn)采用全國或省級人均衛(wèi)生費(fèi)用來代表個人醫(yī)療支出，這類宏觀層面的數(shù)據(jù)只表征了個人醫(yī)療支出的平均水平，并不能從微觀反映個人醫(yī)療支出水平及其差異，無法客觀驗(yàn)證政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響；二是現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注到政府醫(yī)療支出結(jié)構(gòu)或路徑對個人醫(yī)療支出的影響，并從總量、結(jié)構(gòu)或地域考察政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響，但尚未關(guān)注政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出影響的異質(zhì)性效應(yīng)，也未對新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的作用效果進(jìn)行持續(xù)性觀測。據(jù)此，本文利用全國31個省區(qū)市的宏觀數(shù)據(jù)和31個省區(qū)市的家庭微觀樣本數(shù)據(jù)構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)，探討新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出影響的總體效應(yīng)和異質(zhì)性效應(yīng)，試圖檢驗(yàn)新醫(yī)改十年的政策效果。

三、實(shí)證設(shè)計及數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)我國新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響，本文構(gòu)建如下計量模型：

其中，下標(biāo)i和t分別表示個體和年份。Pmedicalit為被解釋變量，代表個人醫(yī)療支出，Gmedicalit為解釋變量：代表政府醫(yī)療支出；Xit為省級宏觀層面和家庭層面的控制變量，包括各省居民醫(yī)療消費(fèi)價格指數(shù)、各省人均GDP、家庭人均年收入、家庭平均健康水平、家庭是否參加保險、家庭老年人占比、家庭人均受教育水平等除政府醫(yī)療支出以外影響個人醫(yī)療支出的其他變量；θj、ηt分別代表地域效應(yīng)和時間效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項。

（二）變量選取

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是個人醫(yī)療支出（Pmedical）。以往文獻(xiàn)多采用《中國統(tǒng)計年鑒》中的人均醫(yī)療保健支出或《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》中人均衛(wèi)生費(fèi)用作為個人醫(yī)療支出的衡量指標(biāo)（陶春海和王玉曉，2018；李夢斐等，2015），但人均醫(yī)療衛(wèi)生支出體現(xiàn)的只是平均意義上的個人醫(yī)療支出，不能反映個體差異和群體差異。本文借鑒毛捷和趙金冉（2017）的做法，選取中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫的微觀醫(yī)療支出數(shù)據(jù)，并采用家庭人均醫(yī)療支出作為個人醫(yī)療支出的衡量指標(biāo)，比以往文獻(xiàn)采用全國或全省人均醫(yī)療支出更能反映個人的醫(yī)療費(fèi)用情況。CFPS通過“過去12個月，您家直接支付的醫(yī)療支出是多少”來收集家庭醫(yī)療支出數(shù)據(jù)，包含家庭成員看病或住院掛號費(fèi)、手術(shù)費(fèi)、床位費(fèi)、透視和注射費(fèi)、保健服務(wù)費(fèi)等。CFPS統(tǒng)計了家庭醫(yī)療總支出，通過家庭成員人數(shù)，本文計算得出家庭人均醫(yī)療支出。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為政府醫(yī)療支出（Gmedical）。在我國，政府通過對醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的資金投入向公眾提供醫(yī)療和衛(wèi)生服務(wù)，政府醫(yī)療衛(wèi)生支出體現(xiàn)了公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的供給情況。縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)也基本采用政府醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出①2013年之后《中國統(tǒng)計年鑒》將計劃生育支出納入“醫(yī)療衛(wèi)生支出”，合并為“醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出”。作為政府醫(yī)療支出的衡量指標(biāo)（陶春海和王玉曉，2018；李夢斐等，2015）?；诖?，本文的核心解釋變量選取《中國統(tǒng)計年鑒》（2011-2019）中各省政府醫(yī)療衛(wèi)生與計劃生育支出這一指標(biāo)，涵蓋醫(yī)療衛(wèi)生管理事務(wù)支出、醫(yī)療服務(wù)支出、醫(yī)療保障支出、疾病預(yù)防控制支出、衛(wèi)生保健支出和計劃生育支出等。

3.控制變量

本文選取家庭人均年收入、家庭人均受教育水平、家庭是否參加醫(yī)療保險、家庭健康水平、家庭老年人占比、各省醫(yī)療消費(fèi)價格指數(shù)、人均GDP作為控制變量。

家庭人均年收入（Income）。收入的增加能夠提高人們醫(yī)療消費(fèi)能力，釋放一定的醫(yī)療需求，增加個人醫(yī)療支出（毛捷和趙金冉，2017）。

家庭人均受教育水平②CFPS將學(xué)歷的原始值分成8個檔次，1是文盲或半文盲，2是小學(xué)，3是初中，4是中專、高中、技?；蚴锹毟?，5是大專，6是大學(xué)本科，7是碩士，8是博士。（Edu）。通常來說高教育水平人群的醫(yī)療支出相對會更多，一是高教育水平人群的健康意識較強(qiáng)，會更注重自己的健康投資；二是高教育水平人群的收入往往也較高，醫(yī)療消費(fèi)能力較強(qiáng)（丁玲等，2014）。

家庭是否參加醫(yī)療保險③CFPS中的家庭保險包括：新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、公費(fèi)醫(yī)療保險。（Ins）。有研究認(rèn)為，醫(yī)療保險與個人的醫(yī)療消費(fèi)呈倒U型關(guān)系，因?yàn)獒t(yī)療保險可以減少個人醫(yī)療支出比例，隨著醫(yī)保的普及個人醫(yī)療消費(fèi)需求會得到一定的釋放，從而促進(jìn)個人醫(yī)療支出，只有當(dāng)醫(yī)療保險達(dá)到一定的水平后，醫(yī)療保險才可以真正降低個人的醫(yī)療支出（王曉亞等，2018）。本文用1和0來代表家庭是否有醫(yī)療保險，把家庭里有任何一人參加任何一種醫(yī)療保險，記為1，家庭成員都沒有參加任何一種醫(yī)療保險記為0。

家庭平均健康水平④CFPS將家庭成員的健康水平分成7個檔次，1表示很差，7表示很好。（Health）。健康因素是影響個人醫(yī)療支出最直接的原因，個人健康水平越低，就更具有醫(yī)療消費(fèi)的剛性需求，從而增加個人醫(yī)療支出（毛捷和趙金冉，2017）。

家庭老年人占比（Older）。老年人由于身體機(jī)能的衰退和抵抗能力的下降，患病率和發(fā)病率增加，因此家庭中老年人占比越高，醫(yī)療支出也會相應(yīng)增加（廖宇航和張琪，2017）。

醫(yī)療消費(fèi)價格指數(shù)（MCPI）。醫(yī)療消費(fèi)價格指數(shù)越高，醫(yī)療成本就越高，進(jìn)而增加個人醫(yī)療支出（吉媛和蔣崧韜，2017）。

人均GDP（PGDP）。人均GDP可以一定程度上促進(jìn)個人醫(yī)療消費(fèi)，提高個人醫(yī)療支出。經(jīng)濟(jì)發(fā)展會提高個人收入水平和生活水平，增強(qiáng)人們的健康意識，提升個人醫(yī)療消費(fèi)的能力增加個人醫(yī)療保健支出（馬蛸婷和湯榕，2018）。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文采用宏觀數(shù)據(jù)與微觀數(shù)據(jù)相結(jié)合構(gòu)成混合截面數(shù)據(jù)。宏觀數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2011-2019）。微觀數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫收集了家庭成員個人、家庭經(jīng)濟(jì)、家庭所在社區(qū)等方面的數(shù)據(jù)，涵蓋居民醫(yī)療支出相關(guān)詳細(xì)信息。本文選取CFPS 2010年、2012年、2014年、2016年和2018年①CFPS數(shù)據(jù)庫從2010年起正式開始實(shí)施調(diào)查，每兩年更新一次。五年觀測值的追訪樣本，通過剔除異常值和缺失值，最終獲得有效觀測樣本69224個。表2給出模型中各變量的描述性統(tǒng)計。部分變量（個人醫(yī)療支出、政府醫(yī)療支出、人均GDP、家庭人均收入）采用對數(shù)處理，一方面為了消除變量間均值懸殊的問題，有利于回歸系數(shù)的更好呈現(xiàn)；另一方面對變量取對數(shù)處理有助于解決異方差和序列相關(guān)等問題。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

由樣本的描述性統(tǒng)計可知，家庭平均健康水平（Health）平均值為5.386，說明樣本的健康水平為中上；家庭人均受教育水平（Edu）平均值為2.468，說明樣本大多處于小學(xué)和初中之間的受教育水平；家庭是否參加保險（Ins）平均值為0.931，說明93.1%的樣本有醫(yī)療保險，這也體現(xiàn)新醫(yī)改以來醫(yī)保覆蓋率確實(shí)得到大幅提升。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文利用Hausman檢驗(yàn)甄別固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型的選用，即若結(jié)果拒絕“模型中個體影響與解釋變量不相關(guān)”的原假設(shè)，則選用固定效應(yīng)模型，反之則選用隨機(jī)效應(yīng)模型。表3中第（1）列為隨機(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果，第（2）列為固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果，本文對以上回歸進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的p值為0.000，故強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型更加有效的原假設(shè)，應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型②即便在加入控制變量以及地域、時間和個體效應(yīng)之后，本文已驗(yàn)證Hausman檢驗(yàn)強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型，而應(yīng)使用固定效應(yīng)模型。。

Pearson相關(guān)系數(shù)和方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)結(jié)果顯示變量之間不存在明顯多重共線性，可以進(jìn)行多元回歸。表3報告了基準(zhǔn)回歸的結(jié)果，第（2）列結(jié)果顯示，未加控制變量情況下，政府醫(yī)療支出增加會顯著促進(jìn)個人醫(yī)療支出。加入控制變量后，結(jié)果如列（3）所示，核心解釋變量政府醫(yī)療投入的影響系數(shù)仍在1%水平上顯著為正，說明回歸結(jié)果相對穩(wěn)健，即政府醫(yī)療支出增加會顯著促進(jìn)個人醫(yī)療支出，產(chǎn)生了“擠入”效應(yīng)。新醫(yī)改以來，我國政府醫(yī)療支出不斷增加，增加的政府醫(yī)療支出一方面增加醫(yī)療資源的供給，另一方面不斷擴(kuò)大醫(yī)保覆蓋面和醫(yī)保報銷比例，這兩方面提高了醫(yī)療服務(wù)的可及性，降低看病的門檻，在一定程度上釋放人們的醫(yī)療需求，提高他們對醫(yī)療服務(wù)的利用水平，改善以往人們因經(jīng)濟(jì)能力限制而導(dǎo)致“有病不敢醫(yī)”的困境，可見新醫(yī)改在緩解“看病難”方面取得一定成效。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其他控制變量的實(shí)證結(jié)果如下：一是人均GDP、收入水平對個人醫(yī)療支出具有顯著的正向影響，說明經(jīng)濟(jì)條件是影響個人醫(yī)療支出的重要因素。二是家庭健康水平與個人醫(yī)療支出存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，醫(yī)療保險會促進(jìn)個人醫(yī)療支出，皆與預(yù)期相一致。三是受教育水平對個人醫(yī)療支出的影響與預(yù)期不一致。這可能因?yàn)榻逃降奶岣邥黾觽€人保健意識從而增強(qiáng)對疾病風(fēng)險的防護(hù)，降低生病可能性，反而減少醫(yī)療支出。

考慮到內(nèi)生性問題的存在可能使本文的回歸結(jié)果有偏和不一致，本文通過考慮雙向因果關(guān)系和遺漏變量，對內(nèi)生性問題進(jìn)行討論，以驗(yàn)證本文基本結(jié)論的穩(wěn)健性。內(nèi)生性問題的一個來源是雙向因果關(guān)系。政府醫(yī)療支出會影響個人醫(yī)療支出，但同時個人醫(yī)療支出增加在一定程度上也會要求或推動政府進(jìn)一步加強(qiáng)醫(yī)療衛(wèi)生保障，提高政府醫(yī)療支出。為了克服這一雙向因果關(guān)系可能引起的估計有偏問題，本文引入核心解釋變量即政府醫(yī)療支出的滯后項，將政府醫(yī)療支出滯后一期進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3第（4）列所示，發(fā)現(xiàn)政府醫(yī)療投入的影響系數(shù)僅是絕對值發(fā)生了改變，但仍在1%水平上顯著為正。

內(nèi)生性問題的另一個來源是遺漏變量，除控制變量以外，第（2）列和第（3）列回歸模型通過引入個體固定效應(yīng)控制了家庭個體層面不容易測量的特征（如健康習(xí)慣、就醫(yī)態(tài)度等）對個人醫(yī)療支出的影響，但事實(shí)上，隨著社會經(jīng)濟(jì)條件的不斷改善，看病就醫(yī)門檻降低，慢性病諸如高血脂、冠心病、糖尿病等“富貴病”逐漸增加，大病重病發(fā)病率提高，各地醫(yī)保政策和醫(yī)療報銷制度的差異，這些隨時間和地域變化的客觀因素同樣會影響個人醫(yī)療支出。為了避免這一問題，本文參照施炳展和李建桐（2020）的經(jīng)驗(yàn)做法，第（5）列在保留個體固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入了時間固定效應(yīng)和省份固定效應(yīng)，在時間維度和地域維度上進(jìn)一步控制影響個人醫(yī)療支出的因素。與第（2）列和第（3）列的回歸結(jié)果進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)，在考慮了遺漏變量問題后，本文的基本結(jié)論也沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

（二）異質(zhì)性效應(yīng)

1.城鄉(xiāng)差異

長期以來我國的公共醫(yī)療支出對城鎮(zhèn)具有一定的傾斜，大部分醫(yī)療資源都集中在城鎮(zhèn)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療服務(wù)獲取上存在一定的差距。基準(zhǔn)回歸結(jié)果驗(yàn)證了新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出有“擠入”作用，但這一作用只是平均意義上的，本文將家庭樣本數(shù)據(jù)劃分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村，進(jìn)一步探討新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響是否存在城鄉(xiāng)差異。實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4 分城鄉(xiāng)樣本回歸結(jié)果

續(xù)表

表4報告了分城鄉(xiāng)樣本的回歸結(jié)果，政府醫(yī)療支出對農(nóng)村個人醫(yī)療支出的影響顯著為正，但對城鎮(zhèn)個人醫(yī)療支出的影響不顯著。這說明政府醫(yī)療支出對農(nóng)村個人醫(yī)療支出的“擠入”效應(yīng)更加明顯。由于我國獨(dú)特的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的存在，政府的醫(yī)療支出一直傾向于城鎮(zhèn)，超過80%的優(yōu)質(zhì)醫(yī)療衛(wèi)生資源集中在城市，而人口較多的農(nóng)村地區(qū)卻擁有不到20%的優(yōu)質(zhì)醫(yī)療衛(wèi)生資源，形成我國衛(wèi)生資源配置與人口的倒三角結(jié)構(gòu)。為改變我國農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)長期的投入不足，新醫(yī)改以來衛(wèi)生投入逐漸向農(nóng)村傾斜，農(nóng)村衛(wèi)生投入不斷增加，農(nóng)村居民的醫(yī)療需求得到極大釋放。一方面，政府醫(yī)療支出改善農(nóng)村的就醫(yī)環(huán)境與設(shè)備，農(nóng)村居民的一些疾病可以得到及時救治；另一方面，醫(yī)療保險覆蓋面的擴(kuò)大及醫(yī)保報銷水平的提高，讓之前一些因經(jīng)濟(jì)能力限制而放棄治療的農(nóng)村居民能夠就醫(yī)治病。因此，政府增加醫(yī)療支出在滿足農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)需求的同時也促進(jìn)他們的個人醫(yī)療支出。而城鎮(zhèn)的醫(yī)療資源一直比較充裕，居民醫(yī)療需求較早得到釋放，因此政府醫(yī)療支出對城鎮(zhèn)居民個人醫(yī)療支出的“擠入”作用并不顯著。

2.不同收入階層差異

新醫(yī)改的目標(biāo)是建立全民覆蓋的醫(yī)療保障體系，為群眾提供安全、有效、方便、價廉的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，這體現(xiàn)新醫(yī)改的普惠性和公平性。那么，政府醫(yī)療支出增加對不同收入階層個人醫(yī)療支出的政策效果值得關(guān)注。本文將家庭樣本數(shù)據(jù)分為低中高收入三個組別，探討新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對不同收入階層個人醫(yī)療支出的影響，以考察新醫(yī)改是否實(shí)現(xiàn)普惠性和公平性目標(biāo)。

本文對CFPS中所有家庭收入進(jìn)行排序，把收入最低的25%的家庭劃為低收入組家庭，把收入最高的25%的家庭劃為高收入組家庭，其余家庭為中等收入家庭，進(jìn)一步研究政府醫(yī)療支出對高、中、低收入階層個人醫(yī)療支出的影響?；貧w結(jié)果如表5所示：

表5 分不同收入階層回歸結(jié)果

由表5可知，政府醫(yī)療支出對低收入和中等收入階層個人醫(yī)療支出的影響顯著為正，但對高收入階層個人醫(yī)療支出的影響不顯著。從回歸系數(shù)來看，政府醫(yī)療支出對低收入階層個人醫(yī)療支出的“擠入”作用最大?？梢姡箩t(yī)改的政策效果主要作用于中低收入階層尤其是低收入階層。新醫(yī)改之前醫(yī)保普及度低，醫(yī)療服務(wù)可及性較差，很大程度上抑制中低收入階層尤其是低收入階層的醫(yī)療需求，這也一定程度上造成“小病靠拖、大病靠扛”的現(xiàn)象；新醫(yī)改以后，醫(yī)保覆蓋率及報銷比例的提升釋放他們的醫(yī)療需求，刺激他們的個人醫(yī)療支出。對于高收入階層，由于其具備經(jīng)濟(jì)實(shí)力，更加注重健康資本的投資，醫(yī)療需求一直能夠得到滿足，因此醫(yī)療保障水平和醫(yī)療服務(wù)可及性提高對其沒有顯著影響。

值得注意的是，家庭老年人口占比與高收入階層個人醫(yī)療支出正相關(guān)，但與中低收入階層個人醫(yī)療支出關(guān)系不顯著，這反映經(jīng)濟(jì)條件與老年人醫(yī)療保健支出的關(guān)系，高收入階層的老年人由于經(jīng)濟(jì)條件好，更加注重健康養(yǎng)護(hù)和老年疾病的及時醫(yī)治。

五、機(jī)制分析

前文驗(yàn)證了新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出促進(jìn)個人醫(yī)療支出，個人醫(yī)療支出的增長一方面可能是新醫(yī)改政策對個人醫(yī)療需求的“釋放效應(yīng)”，另一方面也可能來自個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)上升的“增負(fù)效應(yīng)”。下文通過進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)這兩個效應(yīng)，剖析政府醫(yī)療支出“擠入”個人醫(yī)療支出的作用機(jī)制。

（一）新醫(yī)改釋放個人醫(yī)療需求

新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出最直接的影響就是“醫(yī)保政策”。政府不斷增加醫(yī)療保險資金投入，擴(kuò)大醫(yī)療保險的覆蓋面，提高醫(yī)療費(fèi)用報銷比例，有醫(yī)保人群理應(yīng)最直接受益于新醫(yī)改政策。因此，有醫(yī)保人群的個人醫(yī)療支出變化是新醫(yī)改政策效果的最佳印證，也是新醫(yī)改釋放個人就醫(yī)需求的作用表現(xiàn)?；诖?，本文將樣本劃分為有醫(yī)保和無醫(yī)保兩類人群進(jìn)行驗(yàn)證。

表6報告了有、無醫(yī)保人群的樣本回歸結(jié)果，新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出顯著增加有醫(yī)保人群的個人醫(yī)療支出，但對無醫(yī)保人群個人醫(yī)療支出的影響則不顯著。這個結(jié)果說明政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的“擠入”效應(yīng)在很大程度上與新醫(yī)改政策效果相關(guān)。

表6 有、無醫(yī)保人群的樣本回歸結(jié)果

續(xù)表

同時，該結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了新醫(yī)改政策對個人醫(yī)療需求的“釋放效應(yīng)”。新醫(yī)改以來政府投入大量資金到醫(yī)保方面，大力推行醫(yī)保制度改革，提高醫(yī)保的覆蓋面，擴(kuò)大醫(yī)保藥品范圍，在提升基本醫(yī)保藥品保障水平基礎(chǔ)上將部分癌癥及罕見病治療用藥納入醫(yī)保目錄，提高居民基本醫(yī)保補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)和大病保險報銷比例，將部分社會辦醫(yī)納入定點(diǎn)醫(yī)保機(jī)構(gòu)，推進(jìn)異地就醫(yī)直接結(jié)算，使醫(yī)療保障水平偏低的狀況有較大改善。醫(yī)保水平的提高釋放了有醫(yī)保人群的醫(yī)療消費(fèi)需求，有效緩解“看病難”問題，從而增加他們的個人醫(yī)療支出。而無醫(yī)保人群受新醫(yī)改政策影響較小，因此政府醫(yī)療支出對其個人醫(yī)療支出的“釋放效應(yīng)”并不明顯。

（二）新醫(yī)改推高個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)

袁勝超等（2020）發(fā)現(xiàn)實(shí)施新醫(yī)改以來，我國個人醫(yī)療支出占醫(yī)療總支出的比例盡管從2008年的40.4%下降為2017年的28.8%，但人均醫(yī)療費(fèi)用相較于2008年卻上漲了245.71%。前文以個人醫(yī)療支出作為被解釋變量的實(shí)證結(jié)果還未能直觀反映個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)的變化，即政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的“擠入”效應(yīng)未必完全是自愿性醫(yī)療需求釋放所引致，也有可能來自醫(yī)療負(fù)擔(dān)的增加。本文運(yùn)用CFPS中個人樣本數(shù)據(jù)做進(jìn)一步分析，檢驗(yàn)個人醫(yī)療支出增加是否包含額外的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

從個人醫(yī)療支出的結(jié)構(gòu)來看，個人醫(yī)療支出包含個人醫(yī)療自付費(fèi)用和報銷費(fèi)用，自付費(fèi)用占醫(yī)療總費(fèi)用的比重是個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)高低的直接映射。如果個人醫(yī)療支出增加，但自付費(fèi)用的比重保持不變或下降，那么個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)實(shí)質(zhì)是下降了；反之，如果個人醫(yī)療支出增加，但自付費(fèi)用的比重也在上升，則個人醫(yī)療支出增加就包含額外的成本負(fù)擔(dān)。基于此，本文利用CFPS 2014年、2016年和2018年①CPFS數(shù)據(jù)庫從2014年開始統(tǒng)計個人醫(yī)療自付費(fèi)用和醫(yī)療總費(fèi)用的相關(guān)數(shù)據(jù)，因此本文選取了2014、2016和2018年的樣本數(shù)據(jù)。的個人樣本數(shù)據(jù)，以個人醫(yī)療支付費(fèi)用占醫(yī)療總費(fèi)用的比重（Ratio）作為個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)的衡量指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析。

表7報告了回歸結(jié)果，全部樣本回歸顯示新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)存在正向的促進(jìn)作用，且通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證政府醫(yī)療投入并沒有減輕個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。換言之，盡管政府增加醫(yī)療支出擴(kuò)大整個社會的醫(yī)療資源供給，提高醫(yī)療保險的覆蓋率，讓更多的人有病可“醫(yī)”并有“依”，有效提升了人們特別是低收入群體、鄉(xiāng)村群體的醫(yī)療服務(wù)可及性，推動醫(yī)療資源的有效利用和配置，但個人自付醫(yī)療費(fèi)用比例不降反升，這意味著政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的“擠入”效應(yīng)包含額外的個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

表7 新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

從收入分組回歸結(jié)果來看，新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出顯著增加中低收入階層個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但對高收入階層個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)沒有明顯影響。這與前文以個人醫(yī)療支出作為被解釋變量分收入組別的實(shí)證結(jié)果一致，說明政府醫(yī)療支出的增加雖釋放了低收入階層的醫(yī)療需求，提高他們就醫(yī)的可能性和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用率，但并未減輕低收入階層的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，由于“因病致貧”在低收入階層中發(fā)生的概率更大、嚴(yán)重程度更高，新醫(yī)改并沒有從根本上實(shí)現(xiàn)普惠性目標(biāo)，這很可能會弱化政府增加醫(yī)療支出的效果，而新醫(yī)改有效利用醫(yī)療資源的制度功能也可能被醫(yī)療負(fù)擔(dān)上升所削弱。而對于高收入階層，其醫(yī)療預(yù)算約束相對較小，有條件享受到充分的醫(yī)療服務(wù)，同時也更有能力購買其他的醫(yī)療商業(yè)保險，因此新醫(yī)改政策對其個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)并未產(chǎn)生明顯影響。

農(nóng)村和城鎮(zhèn)分組回歸結(jié)果也顯示，政府醫(yī)療支出顯著增加農(nóng)村個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但對城鎮(zhèn)個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)沒有明顯影響。這反映新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對農(nóng)村傾斜，農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)需求得到一定的釋放，農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)可及性得以提高，但其承受的醫(yī)療負(fù)擔(dān)并沒有明顯減輕。

以上結(jié)果也從一定程度上反映新醫(yī)改以來我國醫(yī)療資源配置仍存在低效率問題，可能原因如下：

一方面，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)并未真正發(fā)揮基礎(chǔ)診療的普惠作用。新醫(yī)改以來，政府試圖通過“強(qiáng)基層”“分級診療”等加大基層醫(yī)療投入的方式解決看病貴問題。但新醫(yī)改政策主要加大政府對基層硬件的投入，軟件投入則相對不足，多數(shù)優(yōu)秀的醫(yī)護(hù)人員仍集中于城市與大醫(yī)院，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)很難有比較優(yōu)質(zhì)的醫(yī)師，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量較差、競爭力弱，盡管政府不斷擴(kuò)大公共醫(yī)療支出，醫(yī)療公共資源不斷增加，但并未實(shí)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的有效下沉，這直接影響人們對基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的信服力；同時政府在加大對基層機(jī)構(gòu)投入的同時沒有明確其功能定位，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)與三級醫(yī)院的功能仍然存在很大重疊性。這樣一來，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)未能發(fā)揮吸引更多居民就醫(yī)的作用，無論是大病小病，人們都傾向于一窩蜂前往大城市、大醫(yī)院求醫(yī)，醫(yī)療資源配置形成了“倒三角”結(jié)構(gòu)，就醫(yī)成本自然上升，增加個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

另一方面，醫(yī)療價格管制助長過度醫(yī)療的激勵。新醫(yī)改以來，為破除公立醫(yī)院“以藥養(yǎng)醫(yī)”的弊端，公立醫(yī)院的補(bǔ)償機(jī)制由之前的政府補(bǔ)助、服務(wù)收入和藥品加成收入變成政府補(bǔ)助和服務(wù)收入，取消藥品加成，同時政府加大對公立醫(yī)院的補(bǔ)助，希望以此來破解公立醫(yī)院的趨利性，減輕個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。然而這種醫(yī)療價格管制反而助長了公立醫(yī)院的逐利行為，由于醫(yī)患之間存在信息不對稱，醫(yī)院控制著醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量與價格，醫(yī)院可通過項目檢查等方式讓患者增加醫(yī)療支出，彌補(bǔ)藥品零加成減少的收入；同時患者醫(yī)療服務(wù)消費(fèi)增多，也加大醫(yī)保支出，醫(yī)院就可以得到更多的財政補(bǔ)助?！斑^度醫(yī)療”增加醫(yī)療服務(wù)成本，也加重個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

同時，現(xiàn)行醫(yī)保的償付制度也可能推高個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。首先，醫(yī)療保險都有一定報銷比例，醫(yī)保參保雖有利于釋放弱勢群體的醫(yī)療需求，但報銷比例的限制在“過度醫(yī)療”的背景下反而會加大他們的醫(yī)療負(fù)擔(dān)（胡宏偉等，2012；王曉亞等，2018）。其次，按項目付費(fèi)的方式也限制了弱勢群體享受醫(yī)保福利的范圍，在某些疾病只能夠住院報銷的條件下，更加加劇“過度醫(yī)療”，推高個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文利用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)對新醫(yī)改以來政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，政府醫(yī)療支出對個人醫(yī)療支出產(chǎn)生“擠入”效應(yīng)，尤其在低收入、農(nóng)村居民這兩類群體中最為明顯，這反映新醫(yī)改在緩解“看病難”方面起到非常積極的作用。新醫(yī)改之前，基層醫(yī)療衛(wèi)生資源投入不足，醫(yī)療費(fèi)用較高，醫(yī)療保險覆蓋面有限，抑制了人們尤其是農(nóng)村和低收入群體的醫(yī)療消費(fèi)需求。新醫(yī)改的系列政策增加醫(yī)療服務(wù)資源的供給，在一定程度上提升個人醫(yī)療服務(wù)可及性，并有效補(bǔ)償個人的醫(yī)療實(shí)際支付能力，提高個人對醫(yī)療服務(wù)的利用率?？梢?，新醫(yī)改政策讓更多的民眾受惠，這實(shí)現(xiàn)了新醫(yī)改的公平性目標(biāo)。但政府醫(yī)療支出并未有效降低個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)，尤其是農(nóng)村居民和低收入群體的醫(yī)療負(fù)擔(dān)還有待進(jìn)一步減輕，這一結(jié)果反映：新醫(yī)改的普惠性目標(biāo)還沒有完全實(shí)現(xiàn)，“看病貴”問題仍應(yīng)重視。

為提高政府醫(yī)療支出效率，優(yōu)化個人醫(yī)療支出，同時縮小城鄉(xiāng)、不同收入階層之間的個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)差距，本文提出以下幾方面的政策建議。

（1）優(yōu)化政府醫(yī)療支出結(jié)構(gòu)。醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)尤其是基層公立醫(yī)療是個人健康的重要保障，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)使用的是基本藥品，而且基層就診的醫(yī)保報銷比例也相對較高，因此基層就醫(yī)是減少個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)的重要途徑。政府醫(yī)療支出應(yīng)在增加總量、優(yōu)化結(jié)構(gòu)等方面同時予以推進(jìn)。增加基層尤其是農(nóng)村基層公立醫(yī)院床位、衛(wèi)生工作人員等的投入比例，縮小基層醫(yī)院與大醫(yī)院、城鄉(xiāng)醫(yī)院之間的醫(yī)療資源和醫(yī)療服務(wù)差距，實(shí)現(xiàn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源真正下沉，并逐步實(shí)現(xiàn)分級診療，發(fā)揮基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的門診和康復(fù)功能，使居民能盡量在基層醫(yī)院就診，切實(shí)減輕個人醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

（2）創(chuàng)新政府醫(yī)療投入方式。可采用直接補(bǔ)助的方式，對個人尤其是農(nóng)村和低收入階層等弱勢群體的診療服務(wù)進(jìn)行補(bǔ)助；可創(chuàng)建惠民專項補(bǔ)助資金，并把它與城鄉(xiāng)貧困醫(yī)療救助資金、社區(qū)（村）衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)專項資金等進(jìn)行合并，通過代繳、補(bǔ)助等方式直接資助農(nóng)村居民和低收入階層參加城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險，適當(dāng)擴(kuò)大他們的醫(yī)療補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和范圍（朱德云和高焱域，2020）。另外，政府可探索新的醫(yī)保政策，如適當(dāng)降低低收入階層的醫(yī)保報銷起付線。

（3）建立向弱勢群體傾斜的大病醫(yī)保制度。目前全國各地雖然基本推行了大病保險，但籌資水平有限，而且以個人年度累計負(fù)擔(dān)的合規(guī)醫(yī)療費(fèi)用超過上一年度城鄉(xiāng)居民平均年收入作為起付線的償付標(biāo)準(zhǔn)，不利于保障農(nóng)村居民和低收入人群等弱勢群體。應(yīng)對不同群體實(shí)施差異化的大病醫(yī)保制度，向弱勢群體傾斜，降低弱勢群體大病醫(yī)保的起付線，降低弱勢群體因病致貧的概率（朱德云等，2021；王朝才，2016）。