基本醫(yī)保均等化能縮小健康差距嗎？
——來自職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌的證據(jù)

吳 菁 李 銳 魯佳倩

（1中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院 武漢 430073；2北京航空航天大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院 北京 100191）

1 引言

近年來，我國居民健康水平和身體素質(zhì)持續(xù)提高，但城鄉(xiāng)、地區(qū)、人群間健康水平差異依然顯著。《中國城市人口健康報(bào)告（2019）》顯示，我國居民健康水平（包括居民平均壽命、孕產(chǎn)婦死亡率和嬰兒死亡率等）主要與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切相關(guān)的醫(yī)療資源配置、衛(wèi)生費(fèi)用和藥品消費(fèi)等因素相關(guān)。地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異所導(dǎo)致的醫(yī)療資源分配不均可能導(dǎo)致健康不平等狀況。健康經(jīng)濟(jì)學(xué)觀點(diǎn)認(rèn)為，越富裕的人健康狀況越好，但醫(yī)療保障體系可通過合理的制度設(shè)計(jì)，改善低收入群體的醫(yī)療服務(wù)利用狀況，緩解不同收入群體間的健康不平等問題[1]。均等化的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系能否緩解由收入所帶來的健康不平等問題，目前，學(xué)界對此仍存在爭議。

受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口結(jié)構(gòu)以及省級統(tǒng)籌具體實(shí)施辦法的影響，我國各地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)待遇水平差距懸殊。區(qū)域間醫(yī)?；鹗罩芰Φ牟罹嗉胺指罟芾碇贫龋粌H會加劇地方醫(yī)療保險(xiǎn)基金的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，還會造成福利水平和醫(yī)療保險(xiǎn)責(zé)任的不對等，最終阻礙醫(yī)療保險(xiǎn)共濟(jì)功能的發(fā)揮。因此，我國正在逐步推行提高醫(yī)保統(tǒng)籌層次改革，期望通過統(tǒng)籌層次提升的制度安排有效調(diào)節(jié)各地區(qū)醫(yī)?；鹗罩?，彌補(bǔ)部分地區(qū)醫(yī)?；鹑笨?，并逐步縮小不同地區(qū)和群體間的待遇水平差距。職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)由市級統(tǒng)籌提升為省級統(tǒng)籌后，試點(diǎn)省份內(nèi)部各地區(qū)間的醫(yī)療保險(xiǎn)制度將做到“統(tǒng)一參保征繳、統(tǒng)一待遇標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)一基金管理”。統(tǒng)一后的醫(yī)療保障制度是否能緩解不同收入群體間的健康差異？本文將以職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌政策為例，探討基本醫(yī)保制度均等化對居民健康差距的影響及其作用機(jī)制，并根據(jù)理論分析及實(shí)證結(jié)果提出政策建議。

2 理論分析

2.1 醫(yī)保統(tǒng)籌政策的影響

醫(yī)保統(tǒng)籌政策中的“統(tǒng)籌”原意為統(tǒng)一籌劃，是一個帶有中國特色的詞匯。由于國外社會保險(xiǎn)制度由中央政府統(tǒng)一管理，從設(shè)立之初便是“centralized”，因此無需過多考慮統(tǒng)籌問題[2]。我國社會基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度之所以需要統(tǒng)一籌劃，是因?yàn)槠湓谥贫仍O(shè)計(jì)和具體操作上存在地區(qū)、城鄉(xiāng)和財(cái)權(quán)事權(quán)的分割[3]。隨著我國人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變和“互聯(lián)網(wǎng)＋”時代的到來，老年人口、流動人口和靈活就業(yè)群體日漸龐大，碎片化的醫(yī)療保障體系顯然已無法滿足當(dāng)前時代發(fā)展需要。地區(qū)和城鄉(xiāng)分割的保障體系不僅會造成福利水平和醫(yī)療保險(xiǎn)責(zé)任的不對等，還會阻礙醫(yī)療保險(xiǎn)共濟(jì)功能的發(fā)揮，最終加劇健康不平等程度。

提高統(tǒng)籌層次主要指醫(yī)?；鹭?cái)權(quán)按照“縣級政府→市級政府→省級政府”的路徑逐步上解，基金征繳辦法、待遇給付水平和基金管理模式也隨之發(fā)生改變。醫(yī)保統(tǒng)籌層次的提升，不僅可以提高地區(qū)基金支付能力，還可以促進(jìn)勞動力在區(qū)域間流動，緩解地方政府財(cái)政負(fù)擔(dān)[4]。縱觀各項(xiàng)醫(yī)保統(tǒng)籌改革政策，其實(shí)質(zhì)都是希望通過縮小不同地區(qū)和群體之間的醫(yī)保待遇水平差距，來提升醫(yī)?；鸸矟?jì)能力，促進(jìn)我國醫(yī)療服務(wù)利用的公平性。

2.2 醫(yī)保統(tǒng)籌政策對健康不平等的影響

收入是影響居民健康狀況的重要因素[5]。Grossman模型表明，相比窮人，富人有更多的可支配收入來購買醫(yī)療服務(wù)且健康報(bào)酬率更高，因此富人的醫(yī)療支出和健康水平也更高。如Lindahl[6]發(fā)現(xiàn)，彩民因獲獎導(dǎo)致收入增加后，其死亡率也呈顯著下降趨勢。因此，直接收入假說（direct income hypothesis）認(rèn)為，健康差異源于富人有更多的錢進(jìn)行健康投資。越富裕的人健康狀況越好，進(jìn)而產(chǎn)生健康不平等問題[7]。

但合理的醫(yī)療保障體系可通過重新分配醫(yī)療衛(wèi)生資源的方式，改善低收入群體的醫(yī)療服務(wù)利用狀況，縮小不同收入群體之間的健康差異，進(jìn)而緩解不同收入群體間的健康不平等問題[8]。然而，以上結(jié)論受到政策設(shè)計(jì)、研究方法和研究對象等多方面的影響。如馬超[9]基于太倉市和宜興市城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌試點(diǎn)發(fā)現(xiàn)，從低檔次醫(yī)保轉(zhuǎn)為高檔次醫(yī)保后居民健康水平顯著提高。但何文[10]基于全國范圍的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，雖然城鄉(xiāng)居民醫(yī)保一體化政策顯著改善了居民健康，但會促進(jìn)健康不平等。此外，還有部分學(xué)者認(rèn)為，即使實(shí)施均等化的基本醫(yī)療保障體系，但“機(jī)會均等”不等于“結(jié)果公平”[11]。如果均等化的基本醫(yī)療保障制度無法惠及低收入群體，加大財(cái)政投入不僅無法促進(jìn)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源的公平利用，反而會加劇不公。

綜上，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)H1：醫(yī)保統(tǒng)籌層次提高會對收入差距造成的健康不平等產(chǎn)生影響。

假設(shè)H1a：醫(yī)保統(tǒng)籌層次提高會緩解收入差距造成的健康不平等。

假設(shè)H1b：醫(yī)保統(tǒng)籌層次提高會加劇收入差距造成的健康不平等。

2.3 醫(yī)保統(tǒng)籌層次提高對健康不平等的影響機(jī)制

醫(yī)療服務(wù)可及性假說認(rèn)為，相比高收入群體，低收入群體醫(yī)療服務(wù)可及性更低。Bindman[12]發(fā)現(xiàn)醫(yī)療服務(wù)可及性越低，慢性病住院概率越高。因?yàn)榈褪杖肴后w沒有時間或錢看病，所以在生病時更難及時滿足醫(yī)療服務(wù)需求，導(dǎo)致整體健康水平更差。Finkelstein[13]等基于俄勒岡醫(yī)療救助項(xiàng)目也發(fā)現(xiàn)，獲得醫(yī)療救助資格的慢性病患者更有可能檢測出患糖尿病，因?yàn)獒t(yī)療救助服務(wù)提高了其醫(yī)療服務(wù)利用的可及性。因此，收入差距可能導(dǎo)致醫(yī)療服務(wù)可及性不平等，進(jìn)而加劇健康不平等狀況，但是向弱勢群體傾斜的醫(yī)療保障制度有可能緩解這一問題。

生活方式是影響健康狀況的重要因素之一。根本原因理論認(rèn)為，生活方式是形成健康不平等的核心中介機(jī)制[14]。低收入群體出現(xiàn)抽煙、喝酒等不良生活習(xí)慣的頻率較高[15]，而高收入群體往往更積極參與體育鍛煉[16]，因此，社會經(jīng)濟(jì)地位越高的人，活得越健康。生活方式往往會受到教育以及周圍環(huán)境的影響，當(dāng)?shù)褪杖肴后w的醫(yī)療服務(wù)可及性得到提高后，可能通過與醫(yī)生交流等方式增強(qiáng)自身的健康意識，轉(zhuǎn)向更為健康的生活方式。

據(jù)此，本文提出以下假設(shè)。

假設(shè)H2：醫(yī)保統(tǒng)籌層次提升可通過影響低收入群體健康行為改變健康不平等狀況。

假設(shè)H2a:醫(yī)保統(tǒng)籌層次提升可通過提高低收入群體的醫(yī)療服務(wù)可及性影響健康不平等。

假設(shè)H2b:醫(yī)保統(tǒng)籌層次提升可通過轉(zhuǎn)變低收入群體生活方式影響健康不平等。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 政策背景

我國一直致力于逐步提高醫(yī)保統(tǒng)籌層次，以提高醫(yī)療保險(xiǎn)的風(fēng)險(xiǎn)共濟(jì)能力。2020年2月，中共中央、國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》，明確提出“鼓勵有條件的?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）按照分級管理、責(zé)任共擔(dān)、統(tǒng)籌調(diào)劑、預(yù)算考核的思路，推進(jìn)省級統(tǒng)籌”。事實(shí)上，在國家尚未強(qiáng)調(diào)“推進(jìn)省級統(tǒng)籌”的情況下，已經(jīng)有一些省份開始了省級統(tǒng)籌試點(diǎn)。2000年10月，上海市率先出臺基本醫(yī)療保險(xiǎn)省級統(tǒng)籌實(shí)施方案，并于2000年12月正式實(shí)行“統(tǒng)收統(tǒng)支”整合模式。在2001年—2019年間，陸續(xù)有8個省份實(shí)施城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)省級統(tǒng)籌（見表1）。

表1 職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌年份

3.2 模型構(gòu)建

考慮到各地區(qū)省級統(tǒng)籌實(shí)施時間的差異性，本文采用三重差分法（DDD），并運(yùn)用面板雙向固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)省級統(tǒng)籌對參保職工健康狀況及健康行為差異的影響。此外，本文加入個體特征和地區(qū)特征控制變量，控制個體差異和地區(qū)差異對健康狀況及健康行為產(chǎn)生的影響，盡可能準(zhǔn)確地估計(jì)省級統(tǒng)籌政策的凈效應(yīng)。具體模型設(shè)定如下：

其中：

公式（1）中，被解釋變量Yict為參保人各項(xiàng)健康狀況及健康行為變量；核心自變量Policyipt×Incomeipt為政策變量與低收入變量的交互項(xiàng)，考察低收入群體與中高收入群體間的政策作用差異。其中Incomeipt=1表示個體i在省份p和第t期為低收入群體，否則為中高收入群體。X'ipt為所有控制變量的集合；μt表示時間固定效應(yīng)；γp表示省份固定效應(yīng)；εipt為隨機(jī)擾動項(xiàng)。公式（2）中，政策變量Policyipt由省級統(tǒng)籌試點(diǎn)地區(qū)Districtip和省級統(tǒng)籌試點(diǎn)時間Timeit交互相乘得到，其含義為個體i所在的省份p在第t期是否實(shí)施城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)省級統(tǒng)籌，Policyipt=1表示個體i所在省份p在第t期已實(shí)施省級統(tǒng)籌，否則為0。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)庫、各類型統(tǒng)計(jì)年鑒及相關(guān)職能部門官方文件。關(guān)于微觀數(shù)據(jù)庫，本文主要選取2016年—2020年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)庫，估計(jì)實(shí)施職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對職工健康狀況、醫(yī)療支出、保健行為、就醫(yī)行為等方面的影響。關(guān)于宏觀數(shù)據(jù)庫，本文搜集中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒、中國統(tǒng)計(jì)年鑒等，獲取我國國家層面以及各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的人口、經(jīng)濟(jì)、公共衛(wèi)生服務(wù)等關(guān)鍵信息。省級統(tǒng)籌試點(diǎn)信息主要來源于各地區(qū)省級政府、醫(yī)保局和人社局等部門官網(wǎng)發(fā)布的文件，其中包含各省省級統(tǒng)籌實(shí)施時間、待遇標(biāo)準(zhǔn)等政策信息。

3.4 變量設(shè)計(jì)

3.4.1 被解釋變量。本文的被解釋變量分為健康狀況、就醫(yī)行為、醫(yī)療費(fèi)用支出和預(yù)防行為四類。關(guān)于健康狀況，本文通過是否患慢性病、自評健康來衡量受訪者主客觀健康狀況變量。在CFPS問卷中：慢性病對應(yīng)的問題是“半年內(nèi)是否有慢性疾病”，將“是”賦值為1，“否”賦值為0；自評健康對應(yīng)的問題是“您認(rèn)為自己的健康狀況如何”，1分—5分別表示非常健康、很健康、比較健康、一般和不健康。關(guān)于就醫(yī)行為，本文通過就診概率、住院概率和就診機(jī)構(gòu)類別衡量。就診概率對應(yīng)問題為“針對過去兩周所患的疾病，您是否找醫(yī)生看過”；住院概率對應(yīng)問題為“過去12個月是否因病住院”，將“是”賦值為1，“否”賦值為0；就診機(jī)構(gòu)類別對應(yīng)問題為“去哪里看病”，1分—5分別表示綜合醫(yī)院、?？漆t(yī)院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心/鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站/村衛(wèi)生室、診所。對于醫(yī)療費(fèi)用支出，按照支付項(xiàng)目差異可將醫(yī)療總費(fèi)用分為住院費(fèi)用和門診費(fèi)用，按照支付渠道差異可將醫(yī)療總費(fèi)用分為自付費(fèi)用和報(bào)銷費(fèi)用。其中，住院費(fèi)用對應(yīng)的問題是“過去12個月，包含已報(bào)銷和預(yù)計(jì)可報(bào)銷的部分，您住院總共花費(fèi)了多少錢”；門診費(fèi)用對應(yīng)于“過去12個月，包含已報(bào)銷和預(yù)計(jì)可報(bào)銷的部分，您由于傷病總共還花費(fèi)了多少錢”；自付費(fèi)用對應(yīng)于“過去12個月，您傷病所產(chǎn)生的費(fèi)用中，您自家直接支付了多少錢”；報(bào)銷費(fèi)用等于總醫(yī)療費(fèi)用減去自付費(fèi)用?？紤]到異常值可能導(dǎo)致的結(jié)果偏差，本文對五種醫(yī)療費(fèi)用進(jìn)行了Winsorize縮尾處理。關(guān)于預(yù)防行為，鍛煉頻率為“鍛煉身體的頻率（次）”，0分—7分別表示從不參加、平均每月不足1次、平均每月1次以上但每周不足1次、平均每周1—2次、平均每周3—4次、平均每周5次及以上、每天1次、每天2次及以上，鍛煉時長為“過去12個月，每次鍛煉多少分鐘”。

3.4.2 解釋變量。本文的解釋變量為低收入群體虛擬變量和省級統(tǒng)籌政策變量的交互項(xiàng)。收入狀況由個人月平均收入取對數(shù)得到。其中，未退休受訪者月平均收入根據(jù)“過去12個月從工作中總共拿到多少元”除以12計(jì)算而得，已退休受訪者月平均收入為每月領(lǐng)取的養(yǎng)老金。參考周欽[11]、國家統(tǒng)計(jì)局對全國居民低收入組的劃分標(biāo)準(zhǔn)①國家統(tǒng)計(jì)局規(guī)定，處于最低20%的收入群體為低收入組。參考來源：http://www.stats.gov.cn/tjfw/tjzx/zxgk/201912/t20191201_1712888.html。以及CFPS數(shù)據(jù)庫受訪者收入分布情況②樣本描述性統(tǒng)計(jì)顯示，收入低于1000元的受訪者數(shù)量約占總樣本23.36%。，本文將月平均收入低于1000元的受訪者劃入低收入群體，收入變量賦值為1，其余為中高收入群體，收入變量賦值為0。關(guān)于省級統(tǒng)籌政策變量，本文首先依據(jù)各地發(fā)布的實(shí)行省級統(tǒng)籌的文件日期得到政策發(fā)布年份，再將文件發(fā)布日期與問卷調(diào)查年份相匹配，若發(fā)布年份早于問卷調(diào)查年份則該變量取“1”，即該地區(qū)已經(jīng)實(shí)施醫(yī)保省級統(tǒng)籌，否則為“0”，表示該地區(qū)未實(shí)施醫(yī)保省級統(tǒng)籌政策。

3.4.3 控制變量。本文選取個體特征變量（年齡、性別、教育、婚姻和退休狀況）和地區(qū)特征變量（地區(qū)GDP）作為控制變量。其中，年齡變量由調(diào)查問卷年份減去受訪者回答的出生年份得到。對于性別變量，將女性賦值為1，男性賦值為0。教育水平變量根據(jù)問卷中“您現(xiàn)在獲得的最高教育水平是什么（不包括成人教育）”的回答得到，將“未受過教育”賦值為1，表示文盲；將“小學(xué)”賦值為2；將“初中”賦值為3；將“高中/中專/技校/職高”賦值為4；將“大專”賦值為5；將“大學(xué)本科”賦值為6；將“碩士”賦值為7；將“博士”賦值為8?；橐鲎兞坑墒茉L者被問及“您目前的婚姻狀態(tài)”得到，將“有配偶（在婚）”視為已婚，賦值為1，將“未婚”“同居”“離婚”和“喪偶”視為未婚，賦值為0。退休狀況根據(jù)問卷中“是否辦理退休手續(xù)”的回答得到，將“是”賦值為1，表示已經(jīng)退休；將“否”賦值為0，表示還未退休。地區(qū)特征變量由各省份人均GDP按省份ID匹配得到。

4 實(shí)證分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取職工醫(yī)保受訪者作為研究對象，在剔除信息缺失樣本之后，最終獲得3期面板數(shù)據(jù)，共12408個觀察值。相關(guān)變量的描述性結(jié)果如表2所示。個體特征方面，樣本的年齡范圍在16歲—95歲之間，平均年齡約45歲；男性觀測樣本比例高于女性，其中男性占比56%；大多數(shù)受訪者處于已婚狀態(tài)，占比81%；收入整體在[0，100000元]區(qū)間內(nèi)，人均月收入均值約為3478.155元。在退休狀況方面，有29.1%的受訪者處于退休狀態(tài)。絕大多數(shù)受訪者處于中等教育水平，教育水平的均值為4.139分。在健康狀況方面，自評健康均值為2.974分且有16.5%的受訪者半年內(nèi)曾患慢性疾病。在就醫(yī)行為方面，16.3%的受訪者兩周內(nèi)曾看過醫(yī)生；11.4%的受訪者過去一年內(nèi)曾因病住院；就診機(jī)構(gòu)類別均值為2，表明患者傾向于在醫(yī)院就診。從醫(yī)療費(fèi)用來看，醫(yī)療總費(fèi)用、住院費(fèi)用、門診費(fèi)用、報(bào)銷費(fèi)用和自付費(fèi)用，均值分別約為3249.842元、1628.465元、1485.183元、1505.102元和1663.750元。在預(yù)防行為方面，受訪者平均每周鍛煉3—4 次，每次鍛煉約13分鐘。在地區(qū)特征方面，約有18.7%的受訪者在實(shí)施省級統(tǒng)籌的地區(qū)內(nèi)，各省人均GDP約為71269.490元。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

4.2 基準(zhǔn)回歸

基于上述樣本數(shù)據(jù)和方法，本部分將實(shí)施職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對收入差距所帶來的健康差異的影響進(jìn)行實(shí)證研究。本文將慢性病和自評健康作為因變量，分別考察參保人的主客觀健康狀況變化。表3具體匯報(bào)了實(shí)施省級統(tǒng)籌對不同收入群體慢性病和自評健康的影響情況。表3第（1）（3）列展示未加入控制變量時的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，第（2）（4）列展示加入控制變量后的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。第（1）（2）列回歸結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，對于參保人慢性病患病情況，低收入虛擬變量與省級統(tǒng)籌交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平上負(fù)向顯著?；貧w系數(shù)顯示，相比中高收入群體，實(shí)施省級統(tǒng)籌顯著降低了低收入群體患慢性病的概率，即統(tǒng)籌后低收入群體患慢性病概率顯著下降約6.80%。第（3）（4）列回歸結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，對于參保人的自評健康情況，收入交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均不顯著，表明省級統(tǒng)籌對縮小不同收入群體間的自評健康差異并未產(chǎn)生顯著影響。

表3 省級統(tǒng)籌對不同收入群體間的健康差異影響的DDD估計(jì)結(jié)果

由基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，提高醫(yī)療保險(xiǎn)統(tǒng)籌層次能夠顯著縮小不同收入群體間的健康差異，主要體現(xiàn)在不同收入群體間患慢性病概率差異的縮小上，但提高醫(yī)療保險(xiǎn)統(tǒng)籌層次并未顯著縮小不同收入群體間自評健康狀況的差異。為進(jìn)一步探究省級統(tǒng)籌對不同收入群體間的健康差異的影響機(jī)制，本文將在機(jī)制分析部分嘗試從醫(yī)療服務(wù)利用、醫(yī)療費(fèi)用支出和預(yù)防行為三個角度進(jìn)行解讀。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選取平行趨勢檢驗(yàn)和傾向得分匹配-三重差分模型（PSMDDD）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

4.3.1 平行趨勢檢驗(yàn)。為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，參 考De Chaisemartin和d'Haultfoeuille[17]命令，本文基于事件分析法，采用動態(tài)效應(yīng)分析方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。圖1和圖2展示省級統(tǒng)籌實(shí)施前后慢性病患病概率、自評健康的動態(tài)變化。橫軸中時期0表示省級統(tǒng)籌政策實(shí)施當(dāng)期，時期-1和1分別表示政策實(shí)施前一期和后一期，縱軸為省級統(tǒng)籌政策實(shí)施后收入分組健康差異所產(chǎn)生的平均處理效應(yīng)。參保人患慢性病概率在省級統(tǒng)籌實(shí)施前一期及當(dāng)期未發(fā)生改變，但在后一期開始出現(xiàn)下降，說明省級統(tǒng)籌組和非省級統(tǒng)籌組在政策實(shí)施前并未發(fā)生顯著變化，滿足平行趨勢假設(shè)（見圖1）。對于自評健康，在實(shí)行省級統(tǒng)籌前一期及當(dāng)期，平均處理效應(yīng)已出現(xiàn)明顯下降趨勢，因此并不滿足平行趨勢假設(shè)（見圖2）。由此可見，慢性病患病概率下降主要由省級統(tǒng)籌政策所致。

圖1 慢性病平行趨勢檢驗(yàn)

圖2 自評健康平行趨勢檢驗(yàn)

4.3.2 PSM-DDD檢驗(yàn)。本文采用傾向得分匹配（PSM）與三重差分（DDD）相結(jié)合的方法，再次對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)分組樣本可能存在的樣本選擇問題。PSM在減少處理變量和可觀測變量相關(guān)性方面發(fā)揮著重要的作用，可通過控制與被解釋變量和處理變量相關(guān)的可觀測變量來緩解選擇性偏差。表4為采用PSM-DDD模型得到的回歸結(jié)果。對于參保人的慢性病情況，表4第（1）（3）列結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，收入分組變量與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在5%的顯著性水平上負(fù)向顯著，表明省級統(tǒng)籌對縮小不同收入群體間患慢性病的概率產(chǎn)生顯著影響?；貧w系數(shù)顯示，在實(shí)施省級統(tǒng)籌之后，相比中高收入群體，統(tǒng)籌后低收入群體患慢性病概率顯著下降約6.80%，與本文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸中省級統(tǒng)籌對不同收入群體慢性病差異的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。對于參保人的自評健康情況，第（3）（4）列回歸結(jié)果顯示，無論是否加入控制變量，收入交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均不顯著，表明省級統(tǒng)籌對縮小不同收入群體間的自評健康差異并未產(chǎn)生顯著影響，再次驗(yàn)證了自評健康的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，說明此前的回歸結(jié)果均較為穩(wěn)健。

表4 省級統(tǒng)籌對不同收入群體間的健康差異影響的PSM-DDD估計(jì)結(jié)果

4.4 機(jī)制分析

表5具體匯報(bào)了職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對不同收入群體在醫(yī)療服務(wù)利用方面的影響差異。醫(yī)療服務(wù)利用主要通過參保人“是否就診”“是否住院”和“就診機(jī)構(gòu)級別”三個變量衡量。第（1）列數(shù)據(jù)顯示，在控制其他變量的情況下，低收入與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明相比中高收入群體，實(shí)施省級統(tǒng)籌之后低收入群體就診概率顯著上升約5.30%。第（2）（3）列回歸結(jié)果顯示，在控制其他變量的情況下，低收入與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均不顯著，表明省級統(tǒng)籌對不同收入群體的住院差異和就診機(jī)構(gòu)級別差異并未產(chǎn)生顯著影響。

表5 省級統(tǒng)籌對不同收入群體間的醫(yī)療服務(wù)利用差異的影響

表6具體匯報(bào)了職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對不同收入群體在醫(yī)療費(fèi)用支出方面的影響差異。醫(yī)療費(fèi)用支出主要通過參保人總費(fèi)用、住院費(fèi)用、門診費(fèi)用、報(bào)銷費(fèi)用、自付費(fèi)用五個變量來衡量，其中總費(fèi)用根據(jù)支付項(xiàng)目的不同可分為住院費(fèi)用和門診費(fèi)用，根據(jù)支付來源的不同可分為報(bào)銷費(fèi)用和自付費(fèi)用。數(shù)據(jù)顯示，在控制其他變量的情況下，低收入與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均不顯著，表明省級統(tǒng)籌對不同收入群體的醫(yī)療費(fèi)用支出差異并未產(chǎn)生顯著影響。

表6 省級統(tǒng)籌對不同收入群體間的醫(yī)療費(fèi)用支出差異的影響

表7具體匯報(bào)了職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對不同收入群體在疾病預(yù)防行為方面的影響差異。疾病預(yù)防行為主要通過參保人“鍛煉身體頻率”和“鍛煉身體時長”兩個變量衡量。第（1）列數(shù)據(jù)顯示，在控制其他變量的情況下，低收入與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，表明相比中高收入群體，實(shí)施省級統(tǒng)籌之后低收入群體每周鍛煉身體概率顯著上升約50.50%。第（2）列回歸結(jié)果顯示，在控制其他變量的情況下，低收入與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著，表明省級統(tǒng)籌對不同收入群體鍛煉身體時長差異并未產(chǎn)生顯著影響。研究結(jié)論表明，實(shí)施省級統(tǒng)籌之后，低收入群體參保人可能通過增加就醫(yī)概率提高健康意識，進(jìn)而增加每周鍛煉身體頻率，最終導(dǎo)致低收入群體參保人生理健康水平得到提高。

表7 省級統(tǒng)籌對不同收入群體間疾病預(yù)防行為差異影響的估計(jì)結(jié)果

4.5 進(jìn)一步討論

除收入之外，受教育程度、職業(yè)地位等因素也是社會經(jīng)濟(jì)地位的重要表現(xiàn)。因此，本節(jié)將收入變量分別替換為性別、教育、退休三個變量，依次進(jìn)行回歸。表8匯報(bào)了職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌對不同特征群體在健康狀況方面的影響差異。第（1）（2）列數(shù)據(jù)展示省級統(tǒng)籌對不同性別群體健康狀況的影響差異。第（3）（4）列數(shù)據(jù)展示省級統(tǒng)籌對不同受教育程度群體健康狀況的影響差異。第（5）（6）列數(shù)據(jù)展示省級統(tǒng)籌對退休與非退休群體健康狀況的影響差異。在控制相關(guān)變量的情況下，對于自評健康狀況，退休變量與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)?；貧w結(jié)果表明，相比未退休群體，退休群體認(rèn)為在實(shí)施省級統(tǒng)籌之后，其主觀健康狀況得到改善。對于性別和教育異質(zhì)性，在控制其他變量的情況下，個人特征分組變量與政策變量交互項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著，表明省級統(tǒng)籌對不同性別和教育群體健康狀況的差異并未產(chǎn)生顯著影響。

表8 省級統(tǒng)籌與健康狀況之間的異質(zhì)性分析

5 結(jié)論

本文基于2016年—2020年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)、各類統(tǒng)計(jì)年鑒以及相關(guān)政策文件，以職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)省級統(tǒng)籌為視角，采用三重差分（DDD）方法考察均等化基本醫(yī)療保險(xiǎn)政策對不同收入群體間健康差異的影響。由于職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌實(shí)行分地區(qū)逐步擴(kuò)圍的改革策略，交疊雙重差分模型可以消除各省不隨時間變化以及隨時間變化的地區(qū)異質(zhì)性。因此，本文在控制個人特征變量的基礎(chǔ)上，通過引入低收入群體虛擬變量構(gòu)建三重差分交互項(xiàng)，能夠較好地控制地區(qū)差異和收入差異引致的因變量的時間趨勢差異，進(jìn)而得到政策實(shí)施的凈效應(yīng)。具體實(shí)證結(jié)果如下。

首先，當(dāng)因變量為慢性病時，交互項(xiàng)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，系數(shù)值約為-0.068，自評健康的交互項(xiàng)系數(shù)并不顯著，平行趨勢檢驗(yàn)圖和PSM-DDD檢驗(yàn)結(jié)果表明，基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。其次，本文將健康影響因素劃分為就醫(yī)行為、疾病預(yù)防行為和醫(yī)療費(fèi)用支出三類，考察省級統(tǒng)籌對不同收入群體健康差異的影響機(jī)制。結(jié)果顯示，省級統(tǒng)籌顯著提高了低收入群體的就醫(yī)概率及鍛煉頻率，但對住院費(fèi)用、門診費(fèi)用、自付費(fèi)用、報(bào)銷費(fèi)用等醫(yī)療費(fèi)用支出沒有影響。最后，本文分性別、受教育程度、退休等變量討論不同群體統(tǒng)籌前后的健康差異。其中，相比未退休職工，退休職工在統(tǒng)籌后對自身健康狀況的評價更高，教育水平和性別差異在統(tǒng)籌前后并未對健康產(chǎn)生顯著影響。綜上所述，本文研究結(jié)論如下：（1）相比中高收入群體，統(tǒng)籌后低收入群體患慢性病概率顯著下降約6.80%，表明省級統(tǒng)籌政策緩解了收入差距所帶來的健康不平等狀況；（2）低收入群體主要通過提高就醫(yī)概率和身體鍛煉頻率改善自身健康狀況，醫(yī)療費(fèi)用支出在改善低收入群體健康狀況方面的作用并不顯著；（3）省級統(tǒng)籌后，退休職工對自身健康狀況的評價更高。

據(jù)此，本文提出以下政策建議。第一，擴(kuò)面推進(jìn)醫(yī)保省級統(tǒng)籌工作，逐步加強(qiáng)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源向低收入群體的傾斜力度，推動醫(yī)療衛(wèi)生公共服務(wù)均等化，有助于縮小地區(qū)、人群間基本健康服務(wù)和健康水平差異。第二，著重提高全民健康素養(yǎng)和保健意識，對于緩解醫(yī)保基金支付壓力和提升全民健康水平具有顯著的作用。健康水平的提升不僅需要政策環(huán)境的扶持與幫助，更需要居民自身認(rèn)識到健康的重要性，塑造自主自律的健康行為，積極參與體育健身活動，提高自身身體素質(zhì)。第三，重點(diǎn)關(guān)注退休老年群體的身心健康狀況，促進(jìn)健康老齡化。健康狀況較差的老年人將給家庭和社會帶來沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，推動開展老年心理健康與關(guān)懷服務(wù)，加強(qiáng)慢性病和老年常見病的健康指導(dǎo)與干預(yù)，將有助于減輕困難家庭撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，促進(jìn)社會公平。

本文的貢獻(xiàn)在于（1）將宏微觀數(shù)據(jù)與政策文件相結(jié)合，分析醫(yī)保統(tǒng)籌層次提高對不同收入群體健康差異的影響，并基于參保人健康行為視角探究了政策傳導(dǎo)機(jī)制；（2）將職工醫(yī)保省級統(tǒng)籌政策作為外生事件沖擊來考察醫(yī)保待遇變化對不同收入群體健康狀況的影響，有效規(guī)避了內(nèi)生性問題，研究結(jié)論較為可靠。本文的不足在于對健康不平等狀況的衡量還有待進(jìn)一步細(xì)化。