城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出水平的影響*
——基于自評健康的中介效應

張?zhí)焓?胡澤平,顧東明

(1.內蒙古財經大學公共管理學院,內蒙古 呼和浩特 010070;2.西北大學公共管理學院 )

完善醫(yī)療保障制度、健全多層次醫(yī)療保障體系是我國政府近些年來的重要職能責任,也是提高和改善人民福祉的重要民生工程。2016年1月3日,國務院發(fā)布的《關于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》(國發(fā)〔2016〕3號,以下簡稱“意見”),提出整合“城居?！焙汀靶罗r合”,建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度[1]。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌是化解我國基本醫(yī)療保險城鄉(xiāng)二元分割問題的重要舉措,通過對城鄉(xiāng)醫(yī)保的統(tǒng)籌,擴大和提高了農村居民醫(yī)保的報銷目錄和報銷比例[2],便捷了農村居民的跨省結算和異地就醫(yī)[3],極大程度的提高了農村居民的健康水平[4],從而對農村居民的生產生活以及醫(yī)療支出產生了重要影響[5]?；诖?本文選取CHARLS 2013年和2018年兩期面板數據,實證檢驗了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出水平的影響,并進一步從農村居民自評健康的視角探討了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌影響農村居民支出水平的作用機制,以期為提高農村居民支出水平和推進城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的進一步完善提供相關政策建議。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民支出水平

農村居民的支出水平是評價農村居民生產生活質量的重要指標,也是衡量城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌效果的重要依據,因此,可以從生活和生產兩個方面對農村居民的支出進行劃分。生產支出主要包括農業(yè)、林業(yè)以及畜牧業(yè)等生產性投入,生活支出則包括“衣食住行醫(yī)”等幾個方面的支出;此外,在考慮到城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對醫(yī)療支出的影響最為直接,因此,將醫(yī)療支出從生活支出中單獨提取進行討論,因此,這里的總支出將由生產支出、生活支出以及醫(yī)療支出三部分加權構成。當下對醫(yī)保政策和居民支出的既有研究已較為豐富,謝邦昌等認為,新農合政策對農村居民的生活消費具有促進作用,但新農合帶動消費的同時也加重了農村居民的醫(yī)療支出負擔[6];在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌后,張開然等研究發(fā)現,城鄉(xiāng)居民醫(yī)保政策顯著降低了家庭醫(yī)療負擔,并大幅促進了家庭的生存型、生活型、發(fā)展型和享樂型消費支出,但他們的研究僅停留在對家庭支出的整體性研究,并未對農村居民的支出水平進行更進一步探討,且這里的發(fā)展型支出指的是學習教育投資而非傳統(tǒng)的生產支出[7],對農村居民支出的研究亟待進一步探析?；诖?本文在既有研究的基礎上,結合農村居民的不同支出類型,提出以下幾個假設:

假設1:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農村居民的生產支出;

假設2:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農村居民的生活支出;

假設3:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將降低農村居民的醫(yī)療支出;

假設4:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農村居民的總支出。

1.2 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出水平的影響機制

城鄉(xiāng)醫(yī)保的統(tǒng)籌,提高和擴大了農村居民的醫(yī)保報銷比例和報銷目錄,因此極大程度的改善了農村居民的就醫(yī)環(huán)境,提高了農村居民的健康水平。常雪等的研究就佐證了這一觀點,他們認為推行城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌有利于農村居民健康,可以減輕健康對工作的負面影響,從而提高居民的自評健康水平[3]。具體而言,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌后,農村居民看病拿藥的成本進一步降低,進而提高了農村居民的就診意愿和就診率,“防患”和“早治療”的觀念逐漸得到普及,從而使農村居民的整體健康水平得到提升,自評健康水平也進一步提高。此外,李嘉欣等的研究還發(fā)現,自評健康水平的提升將提高農村居民的勞動參與意愿,從而影響農村居民的生產生活[8],由于農村居民的支出水平與生產生活質量密切相關,借此,我們推斷自評健康水平極有可能會進一步影響農村居民的支出水平。為此,我們做出以下假設:

假設5:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌通過提高農村居民的自評健康水平,進而影響農村居民的支出水平。

2 數據來源、變量設置與模型構建

2.1 數據來源

本文所使用的質量微觀數據源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(CHARLS)。CHARLS于2011年開展首次基線調查,并于2013年、2015年、2018年進行持續(xù)追蹤調查。調查項目覆蓋我國28個省(自治區(qū)、直轄市)的150個縣、450個社區(qū)(村),總計1.24萬戶家庭中的1.9萬人。鑒于在“意見”印發(fā)之前已陸續(xù)有城市開展城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的試點工作,但大規(guī)模醫(yī)保統(tǒng)籌是在2016年“意見”印發(fā)之后,為使樣本數據更具對照性,本文采用CHARLS 2013年和2018年兩期面板數據開展研究。本文的研究對象為農村居民,在剔除城鎮(zhèn)樣本和無效樣本后,最終選取45歲及以上的農村居民,共7486個樣本,其中實驗組1135個,對照組6351個。

2.2 變量設置

2.2.1 核心解釋變量

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌為本文的核心解釋變量。參考金艷華等的研究[4],我們根據受訪者在醫(yī)療保險參保類型上的選擇,僅保留參保類型為新農合和城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的兩組樣本。根據“意見”的印發(fā)時間,為確保研究結論的真實準確,剔除在2013年就已參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本,最終生成兩組虛擬變量:一組為政策虛擬變量(Treat),即2013年參加新農合且2018年參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本賦值為1,2013年和2018年均參加新農合的樣本賦值為0;另一組為時間虛擬變量(Time),政策實施前的樣本賦值為0,政策實施后的樣本賦值為1。本文的核心解釋變量為政策虛擬變量(Treat)和時間虛擬變量(Time)的交互項(DID)。

2.2.2 被解釋變量

本文的被解釋變量為農村居民的支出水平,具體使用生產支出[9]、生活支出、醫(yī)療支出[10]以及總支出來衡量。

第一,根據CHARLS問卷中問題“過去一年,您家為了農業(yè)生產和林業(yè)生產, 總共投入了多少錢?”和“過去一年,養(yǎng)這些牲畜及水產品一共花了多少錢?”衡量生產支出。第二,根據CHARLS問卷中問題“平均而言,您家一個月花費多少錢?”衡量生活支出。第三,根據CHARLS問卷中問題“過去一年,您家在醫(yī)療方面的消費支出,包括直接或間接。”衡量醫(yī)療支出。第四,以生產支出、生活支出以及醫(yī)療支出的加權來衡量農村居民的總支出。

2.2.3 控制變量

本文的控制變量包括年齡、性別、婚姻狀況和受教育程度。

2.2.4 中介變量

自評健康為本文的中介變量。由CHARLS問卷中問題“您認為您的健康狀況怎么樣”來獲取,按照受訪者對健康程度的回答從高到低逐次賦值,回答健康程度“很好”賦值為5、健康程度“好”賦值為4、健康程度“一般”賦值為3、健康程度“不好”賦值為2、健康程度“很不好”賦值為1。詳細變量描述性統(tǒng)計及賦值情況見表1。

表1 描述性統(tǒng)計及變量賦值情況

2.3 模型設定

居民醫(yī)保的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌過程,為本研究提供了一個良好的自然實驗條件,幫助我們來檢驗城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對農村居民支出水平的效應影響。基于此,本研究采用雙重差分法(DID)來評估該政策的效應影響。雙重差分模型不僅能減少內生性問題和自主選擇偏差對實證結果產生的影響,也能解決可能存在的遺漏偏差問題,實現“反事實”估計。具體DID基礎回歸模型形式如下:

Yit=β0+β1Treati+β2Treatt+β3Treati×Treatt+β4Controlit+εit

(1)

(1)式中,i表示個體,t表示時期,yit表示為農村居民個體i在t時期的支出水平;Treati在實驗組中時為1,在對照組中時為0;政策實施Treatt前為0,政策實施后為1;β3Treati×Treatt的交互項即為DID的政策效應結果;Controlit為控制變量;εit為隨機擾動項。

Yit=β0+β1Treatt×Treatt+β2Controlit+εit

(2)

Mit=θ0+θ1Treati×Treatt+θ2Controlit+εit

(3)

Yit+1=α0+α1Treati×Treatt+α2Mit+α3Controlit+εit

(4)

式(2)-(4)為中介效應檢驗模型,根據假設5,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌很可能因自評健康的中介作用影響農村居民的支出水平。為此,參考已有中介效應分析方法[11],檢驗自評健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策效應中所發(fā)揮的作用。

3 實證分析

3.1 基準回歸

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出影響的基準回歸結果如表2所示。雙重差分結果顯示,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌使得農村居民的生產支出降低了35.5%,并在1%的水平上通過了顯著性檢驗,這說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌并不能增加農村居民的生產支出,反而呈現為負向影響,對此,本文的假設1不成立。在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民支出的關系中,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民生活支出的影響系數為0.193,并在1%的水平上顯著,這說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著提高農村居民的生活支出,因此,假設2成立。醫(yī)療支出的影響系數為-0.137,并在5%水平上顯著,說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著減少農村居民的醫(yī)療支出,因此,本文的假設3成立。最后,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民總支出產生正向影響,影響系數為0.26,且在10%的水平上通過顯著性檢驗,說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著提高農村居民的總支出水平。對此,我們認為,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌在顯著提高農村居民生活支出的同時,降低了他們的醫(yī)療支出,這可能是因為城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌使得農村居民擁有更多的資金投入于非醫(yī)療支出,從而提升了其生活支出水平。此外,由于城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對農村居民的總支出起到正向影響效應,對此我們認為生活支出的提高效應大于生產支出和醫(yī)療支出的降低效應。總體來說,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過提供更廣泛的醫(yī)療服務、減少醫(yī)療費用支出,釋放了農村居民的消費潛力,從而提高了農村居民的總支出水平,改善了農村居民的生活質量,這與一些學者的研究結論相一致[12]。但城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策并未提高農村居民的生產支出,這可能是因為近些年來農村地區(qū)脫貧攻堅工作的影響以及國家對農業(yè)問題的高度重視,使農業(yè)生產獲得了更多政策傾斜,從而降低了農村居民的生產投入。

表2 基準回歸結果

在控制變量方面,大部分變量對農村居民支出產生顯著影響,且與相關研究結論基本一致。如年齡對生產支出、生活支出以及總支出產生負向顯著影響,即年齡越大支出越少。但年齡對醫(yī)療支出卻是正向顯著影響,符合趙文霞等學者的研究結論[13]。

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 安慰劑檢驗

農村居民在選擇參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保時,不僅會受到主觀意識的支配,還會受到諸多客觀因素的影響,即農村居民在選擇是否參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保時具有非隨機性,會造成選擇性偏差這一現象的出現,從而導致結論產生偏誤。為此,本文采用隨機抽樣的方式進行個體安慰劑檢驗。

隨機選擇參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的農村居民形成“偽”處理組。受城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌影響的農村居民在選取上具有隨機性,因此,在理論上可以認為城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌變量不會對農村居民支出變量產生顯著影響。如果“偽”處理變量的回歸系數遠離零點,那就意味著本文所設定的模型存在系統(tǒng)性偏差。因此,本文進行了500次重復隨機實驗,對模型進行檢驗,并繪制了估計系數的核密度函數圖,如圖1至圖4所示。結果顯示,估計值與正態(tài)分布曲線趨勢極為相像,且估計系數的平均值分布在零點附近,因此,隨機抽樣的結果表明“偽”處理中的農村居民支出不受城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的影響,即城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出的影響并不是偶然事件,進一步證實了研究結論具有較強的可靠性和真實性。

圖1 生產支出安慰劑檢 圖2 生活支出安慰劑檢驗

圖3 醫(yī)療支出安慰劑檢驗 圖4 總支出安慰劑檢驗

3.2.2 考慮通貨膨脹率之后的穩(wěn)健性檢驗結果

鑒于本文的被解釋變量涉及消費支出,本研究結合我國農村居民各項消費支出的實際增長指數,將基準年份設定為2013年,即農村居民消費指數、農村居民生產資料指數、農村居民生活支出指數以及農村居民醫(yī)療保健支出指數均設為100,并對2018年的各項支出進行平減,以此表示在刨除通貨膨脹后,農村居民各支出的實際水平。結果顯示(見表3),城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民的總支出和生活支出產生顯著的正向影響,對農村居民的生產支出和醫(yī)療支出產生顯著的負向影響,該結論與上述表2的基準回歸結果完全一致,可以說明本文實證結果具有穩(wěn)健性和可靠性。

表3 穩(wěn)健性檢驗

3.3 異質性分析

表4呈現了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出影響的異質性檢驗結果。Panel A將研究對象分為中年人(45≤Age<60)、老年人(Age≥60)兩個組別,結果顯示中年人的生產支出系數在1%水平上顯著為負,且生活支出系數在同水平上顯著為正,而在醫(yī)療支出方面,只有老年人的支出系數顯著,且系數為負。這說明,相對于老年人,中年人參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保更能降低生產支出以及提高生活支出;而相對于中年人,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌更能減少老年人的醫(yī)療支出。有研究認為,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌有助于降低居民的健康風險[14],使其更有信心與能力參與勞動力市場,從而提高他們的收入和支出水平。根據生命周期理論的分析,與中年人相比,老年人通常具有較低的收入水平、較低的消費意愿以及更高的儲蓄意愿,從而導致老年人的消費支出水平較低[15]。但隨年齡的不斷增長,健康折舊加速,老年人產生更迫切的醫(yī)療需求[16],從而誘致了更多的醫(yī)療支出,因此城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對老年人獲得醫(yī)療服務的邊際效益顯得更高[17]。Panel B按受教育情況將研究對象分為三個組別,總體來看,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對受過高等教育的農村居民的支出影響較為顯著,其中對生活支出和總支出產生正向影響,對生產支出產生負向影響,這可能是因為,高等教育為個人提供了更為豐富的財富積累和健康感知,從而使其能夠更充分地獲取和享有更優(yōu)質的衛(wèi)生醫(yī)療服務。此外,教育投資帶來的長期收益通常高于初始成本,亦可能帶來消費偏好的變化,表現出更高的支出傾向。

表4 異質性分析

3.4 中介效應檢驗

上文已分析城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民支出的關系,結果顯示城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民各項支出的影響系數均顯著,為本研究進一步探討自評健康是否在兩者的關系中發(fā)揮中介作用奠定了必要基礎。圖5為自評健康的中介作用圖,首先,結果顯示自評健康對生產支出的影響系數為0.001,未顯著,表明自評健康并未在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民的生產支出影響中發(fā)揮中介作用。其次,在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民生活支出之間,自評健康的影響系數為0.013,且在5%的水平上具有顯著性,說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民生活支出產生直接影響的同時,也會通過自評健康對其產生間接影響。再者,自評健康對農村居民醫(yī)療支出的影響系數為-0.047,且在1%的水平上顯著,并且在控制自評健康后,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民醫(yī)療支出的影響系數為-0.097,不顯著,故表明自評健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌減少農村居民醫(yī)療支出的過程中發(fā)揮完全中介作用。最后,自評健康對農村居民總支出的影響系數為0.047,且在5%的水平上顯著,表明自評健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民總支出之間具有中介效應。

圖5 自評健康的中介效應檢驗

根據上述結果顯示,自評健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對農村居民支出的影響中具有中介作用。這一中介效應可能源于自評健康的主觀性質,它反映了個體對自身健康狀況的認知和主觀感受,進而影響其醫(yī)療需求和就醫(yī)行為。具體而言,當農村居民認為自身健康狀況較差時,便會主動尋求醫(yī)療服務,從而導致醫(yī)療支出的增加。相反,當個體自評健康狀況較好時,他們便會減少對醫(yī)療服務的需求,從而降低了在醫(yī)療支出方面的經濟負擔。這種經濟負擔的減輕,推動了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對農村居民支出的影響,最終促進農村居民生活支出和總支出的增加。因此,假設5成立,即自評健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策與農村居民支出之間發(fā)揮中介作用,通過降低醫(yī)療支出來間接提高生活支出和總支出。

4 結論與建議

本文選取CHARLS 2013年和2018年兩期面板數據,實證檢驗了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對農村居民支出水平的影響。研究發(fā)現,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌雖未能直接提升農村居民的生產支出,卻在改善生活質量和減少醫(yī)療支出方面顯現出明顯的積極效應,通過減輕醫(yī)療負擔,使農村居民的可支配支出有所增加,從而提高了農村居民的生活支出和總支出。當引入自評健康這一中介變量后,自評健康水平在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農村居民支出的影響鏈路中起到了重要橋梁作用,尤其對醫(yī)療支出起到了完全中介作用?；诖?本文參考上述內容,提出以下幾點建議:

其一,加大城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌力度,釋放農村居民支出潛力。本研究發(fā)現,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌顯著提高了農村居民的生活支出和總支出,應進一步提高醫(yī)保的統(tǒng)籌層次,優(yōu)化和擴大醫(yī)保的報銷比例和報銷范圍,不斷降低農村居民的疾病風險,提高農村居民的非醫(yī)療支出意愿,釋放農村居民的支出潛力;并且在完善醫(yī)療保障制度頂層設計的同時,還需兼顧對農村弱勢群體的特殊醫(yī)療支持,讓農村居民充分共享我國的經濟發(fā)展成果。

其二,優(yōu)化城鄉(xiāng)醫(yī)保的頂層設計,實現醫(yī)療資源的合理配置。要進一步優(yōu)化城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌,關鍵在于通過一個合理健全的制度設計,對城鄉(xiāng)醫(yī)療資源實現有效配置。一是要接續(xù)推進全國統(tǒng)一醫(yī)保信息平臺的創(chuàng)新和完善,促進區(qū)域間的數據共通和服務共享,優(yōu)化醫(yī)療資源配置效率;二是推進中央與地方,地方與地方間的交互合作,形成一個垂直貫通、水平聯動的管理機制,推動府際間的醫(yī)療資源流動;三是加強對醫(yī)?；鸬谋O(jiān)督監(jiān)管,謹防資金挪用和騙保行為的發(fā)生,保障基金安全。通過優(yōu)化城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的制度設計,實現城鄉(xiāng)醫(yī)療資源的有效配置,促進城鄉(xiāng)醫(yī)保的有效統(tǒng)籌。

其三,增加農村居民的健康支持,提高農村居民的健康水平。提高農村居民的健康水平亟需從根本上去改善農村地區(qū)的公共衛(wèi)生條件和醫(yī)療服務質量,構建更具韌性的健康支持體系。一是在現有城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的基礎上,繼續(xù)優(yōu)化醫(yī)保的異地就醫(yī)和異地結算機制,提高農村居民的就醫(yī)便捷度;二是加大對農村居民的健康教育,使農村居民樹立更加積極的就醫(yī)觀念,幫助農村居民“有病早發(fā)現,得病早治療”[18];三是增加農村地區(qū)的公共衛(wèi)生資源供給,優(yōu)化農村地區(qū)的公共衛(wèi)生設施,改善農村地區(qū)的衛(wèi)生服務質量,提高農村居民的健康水平;四是進一步推進鄉(xiāng)村產業(yè)振興和生態(tài)振興,發(fā)展農村經濟,改善民居條件,促進健康水平的提高,增進農村居民的民生福祉。