劉 娜,吳 翼

(湘潭大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411105)

一、引言與文獻(xiàn)

改革開放后，市場經(jīng)濟(jì)的長足發(fā)展使我國傳統(tǒng)醫(yī)療保險(xiǎn)體系逐漸喪失原有經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和組織依托，建立新型社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度成為順應(yīng)時(shí)代需要的必然選擇。在黨和政府“三縱三橫”*“三縱”指城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度、新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度。此三種制度為國家組織實(shí)施的社會(huì)保險(xiǎn)制度，是基本醫(yī)療保障體系的主體部分，位居“三橫”的中間一層。另外“兩橫”的“底橫”為針對(duì)困難群眾的城鄉(xiāng)醫(yī)療救助制度和社會(huì)慈善捐助，“頂橫”則是針對(duì)群眾更高醫(yī)療需求的補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)健康保險(xiǎn)。規(guī)劃設(shè)計(jì)下，1998年我國城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)開始建立，2003年新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)著手試點(diǎn)，2005年醫(yī)療救助制度建設(shè)逐步展開，2007年城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)啟動(dòng)試點(diǎn)。截止2011年底，我國城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合參保人數(shù)合計(jì)超過13億人，覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的建立標(biāo)志著我國全民醫(yī)保體系的確立。近年來，在廣覆蓋的基礎(chǔ)上我國城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合的政府補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)仍在逐步提高，城鄉(xiāng)居民大病醫(yī)保、疾病應(yīng)急救助制度不斷完善，三類居民醫(yī)療保險(xiǎn)體制的合并建設(shè)也正在積極推進(jìn)中。通過系列制度改革，我國醫(yī)療保險(xiǎn)體系已趨于成熟，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌指日可待。

醫(yī)療保險(xiǎn)是通過保險(xiǎn)體系對(duì)所有參保人健康醫(yī)療支出進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)的制度設(shè)計(jì)。作為政府主導(dǎo)、建立在團(tuán)結(jié)互助基礎(chǔ)上的社會(huì)共濟(jì)制度，基本醫(yī)療保險(xiǎn)本質(zhì)上就是一種收入再分配關(guān)系(權(quán)衡，2006[1]53；李亞青，2014[2]59)。其制度設(shè)計(jì)實(shí)現(xiàn)了健康者與患病者、年輕者和年老者之間的收入再分配。同時(shí)，其準(zhǔn)公共品屬性和政府財(cái)政對(duì)弱勢者給予的救助補(bǔ)貼，實(shí)質(zhì)上反映了貧困者和富裕者、弱勢階層和優(yōu)勢階層之間的收入再分配。然而，學(xué)者們近年來的相關(guān)研究顯示，我國衛(wèi)生籌資總體上反而加劇了收入不平等，表現(xiàn)出親富人的再分配效應(yīng)。其中，農(nóng)村衛(wèi)生籌資親富人的再分配程度高于城市，農(nóng)村衛(wèi)生籌資的累退程度大于城市，但農(nóng)村衛(wèi)生籌資的水平不平等小于城市(解堊，2010[3]42-43)。文獻(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)分別進(jìn)行的考察顯示，各項(xiàng)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的收入分配效應(yīng)存在差異效果。齊良書對(duì)我國新型農(nóng)村合作醫(yī)療的減貧、增收及再分配效果進(jìn)行的評(píng)估表明，新農(nóng)合不僅具有顯著的減貧效果，而且有利于促進(jìn)農(nóng)民增收、縮小農(nóng)村內(nèi)部收入差距(齊良書，2011[4]49)。譚曉婷和鐘甫寧則探查了新農(nóng)合不同補(bǔ)償模式的收入分配效應(yīng)，研究結(jié)果顯示，新農(nóng)合的補(bǔ)償更傾向于患病群體，且低收入群體獲得的補(bǔ)償是高于高收入群體的；然而，對(duì)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)的考察卻發(fā)現(xiàn)二者不同程度地存在著“逆向再分配”現(xiàn)象(譚曉婷、鐘甫寧，2010[5]93-94)。利用廣東M、D 兩市醫(yī)療保險(xiǎn)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行的研究，李亞青發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)存在著明顯的“逆向再分配”，且大城市及發(fā)達(dá)地區(qū)“逆向再分配”程度比小城市或欠發(fā)達(dá)地區(qū)更大，在職群體“逆向再分配”程度比非在職群體表現(xiàn)得更為突出(李亞青，2014[2]74-75)。臧文斌等人進(jìn)一步分析了城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民總消費(fèi)以及醫(yī)療、教育、日常生活等各項(xiàng)消費(fèi)的影響，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民在參保之后家庭年平均非醫(yī)療消費(fèi)額會(huì)顯著增加，其中受影響最大的是日常生活及其他開支，此外教育開支也受到影響，但住房開支和醫(yī)療開支沒有顯著變化(臧文斌、趙紹陽、劉國恩，2012[6]69-71)。

上述文獻(xiàn)已對(duì)我國系列醫(yī)療保險(xiǎn)制度的收入再分配效應(yīng)進(jìn)行了深入研究，但幾乎都是以個(gè)人為單位展開探討的。眾所周知，中國是深受“家”文化影響的國度，家戶是社會(huì)的細(xì)胞，亦是中國歷史上承載各項(xiàng)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、法律活動(dòng)的基礎(chǔ)單位(鄧偉志，劉達(dá)臨，1982[7]62；周子良，2010[8]28-29)，考察中國經(jīng)濟(jì)問題忽略家庭層面必將是有失偏頗的。事實(shí)上，在中國普遍以家庭為單位統(tǒng)一預(yù)算和支出的行事慣例下，某位家庭成員從某種醫(yī)療保險(xiǎn)制度中獲得的補(bǔ)償往往對(duì)執(zhí)行統(tǒng)一消費(fèi)預(yù)算的整個(gè)家庭都存在事實(shí)上的“增收效應(yīng)”。正是出于此種考慮，在城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)以個(gè)人為單位參保的同時(shí)，我國新農(nóng)合也實(shí)行了以家庭為單位參保的原則。無獨(dú)有偶，江蘇省鎮(zhèn)江市2009年便開始嘗試將醫(yī)保個(gè)人賬戶向家庭賬戶過渡，新政允許城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)參保人員使用個(gè)人二級(jí)賬戶資金為自己或家人繳納保費(fèi)、支付醫(yī)療費(fèi)用、抵沖個(gè)人支付、參加健康維護(hù)等。幾乎同時(shí)，我國2010年已開始倡導(dǎo)家庭醫(yī)生制度*我國在2011年7月出臺(tái)的《國務(wù)院關(guān)于建立全科醫(yī)生制度的指導(dǎo)意見》中，明確指出了健全以全科團(tuán)隊(duì)為基礎(chǔ)的社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)模式，建立家庭醫(yī)生制度，逐步實(shí)施基層首診、分級(jí)診療。隨后，上海市長寧區(qū)開展了“全科醫(yī)師執(zhí)業(yè)方式和服務(wù)模式改革”的試點(diǎn)工作。2016年6月6日，國家衛(wèi)計(jì)委發(fā)布《關(guān)于印發(fā)推進(jìn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)指導(dǎo)意見的通知》，要求到2017年，家庭醫(yī)生簽約服務(wù)覆蓋率達(dá)到30%以上，重點(diǎn)人群簽約服務(wù)覆蓋率達(dá)到60%以上。根據(jù)《通知》要求，截止到年底前，我國將在200個(gè)公立醫(yī)院試點(diǎn)家庭醫(yī)生簽約服務(wù)。，該制度一旦全面建立，必將引發(fā)診療方式的重大轉(zhuǎn)變，伴隨而來的是醫(yī)保支付模式的變革，甚至是整個(gè)醫(yī)療保險(xiǎn)保障體制的變遷。那么，我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革究竟會(huì)對(duì)家庭間收入分配產(chǎn)生怎樣的影響？這對(duì)政府制定收入調(diào)控政策有何積極意義？本文擬嘗試將分析視角從個(gè)人層面提升到家庭層面，深入考察醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)我國家庭之間收入再分配的影響。文章接下來的部分安排如下：第二部分是模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明，第三部分為描述統(tǒng)計(jì)與實(shí)證分析，第四部分為結(jié)論部分。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

鑒于“家文化”對(duì)我國居民行為決策的深刻影響，本文將嘗試從家庭層面剖析我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的收入分配效應(yīng)。我們擬重點(diǎn)關(guān)注兩個(gè)基本問題：第一，我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)家庭之間的收入分配究竟產(chǎn)生了怎樣的影響？第二，隨著醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的推進(jìn)，我國家庭間收入分配效應(yīng)呈現(xiàn)著怎樣的動(dòng)態(tài)變化？我們的研究特點(diǎn)是：(1)將政府主導(dǎo)的各項(xiàng)醫(yī)保制度打包，從更為宏觀的視角綜合考察系列醫(yī)保制度改革對(duì)家庭收入配置的總體作用；(2)樣本考察期間擬設(shè)定自新世紀(jì)之初至今，囊括主要醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革節(jié)點(diǎn)*城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)改革始于1998年，農(nóng)村新型合作醫(yī)療保險(xiǎn)改革始于2003年，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)改革始于2007年。，超越十年的考察期將有利于更好地展示醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)我國家庭收入配置影響的動(dòng)態(tài)變化。

本文將借鑒齊良書規(guī)避自選擇效應(yīng)的回歸方法(齊良書，2011[4]37)，將“是否參保”虛擬變量引入我國醫(yī)保制度改革收入分配效應(yīng)研究。為滿足政策評(píng)價(jià)的需要，我們將商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)等其他醫(yī)保排除在外，以國家統(tǒng)一實(shí)施的城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)及公費(fèi)醫(yī)療改革為考察對(duì)象(以下所有醫(yī)療保險(xiǎn)收入分配效應(yīng)分析均僅限于此四類醫(yī)保)。若家庭成員中有人參與了以上四種醫(yī)保中的一種，便設(shè)定該家庭“已參?！?“新農(nóng)合”要求以家庭為單位參保，這并不會(huì)對(duì)此變量的統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)確性產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響。。秉承文獻(xiàn)做法并尊重中國國情，家庭特征、外部特征及年份虛擬變量等被納入家庭收入估計(jì)函數(shù)。據(jù)此，可建立計(jì)量模型如下：

lnYij=α+βcanbaoij+γ1Hij+γ2Iij+γ3Zij+year+εij

(1)

其中, lnYij為對(duì)數(shù)形式的家庭總收入(i為不同家庭；j為不同年份。所有收入數(shù)據(jù)已進(jìn)行價(jià)格平減，調(diào)整到2011年水平)；canbaoij為家庭“是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)”的虛擬變量；Hij是家庭人口構(gòu)成變量，包含家庭總?cè)丝跀?shù)及其平方項(xiàng)；Iij是戶主人力資本特征系列變量，囊括戶主性別、戶主年齡及其平方項(xiàng)、戶主受教育年限*健康狀況無疑會(huì)對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的參保行為產(chǎn)生重要影響。但CHNS樣本數(shù)據(jù)中“戶主健康狀況”變量數(shù)值缺損十分嚴(yán)重，因此我們未對(duì)戶主健康狀況加以控制。；Zij為樣本家庭外部制度和環(huán)境特征變量，含所在村或社區(qū)代碼、所在省份、城鄉(xiāng)地區(qū)；year是年份虛擬變量；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。由此，“是否參?！睂?duì)家庭總收入的影響將集中表現(xiàn)在等式(1)的系數(shù)β上。

本文擬采用由北卡羅萊納大學(xué)卡羅萊納州人口中心和中國疾控中心營養(yǎng)與食品安全所合作采集的中國家庭營養(yǎng)健康調(diào)查(China Health and Nutrition Survey)數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)始于1988年，涵蓋遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州等我國中、東、西部9省(自治區(qū))的城市和農(nóng)村地區(qū)，大約3～4年展開一輪回訪調(diào)查，現(xiàn)已公布包含2011年在內(nèi)的共9期數(shù)據(jù)。CHNS入戶調(diào)查采集了十分詳實(shí)的收入和醫(yī)保相關(guān)信息，為本文研究的開展提供了可靠的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。在對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)、人口、參保及外部特征進(jìn)行匹配后，2000、2004、2006、2009、2011年5期混合截面數(shù)據(jù)共有有效樣本5 591個(gè)家庭。因?qū)ξ覈盗嗅t(yī)療保險(xiǎn)制度改革展開綜合效果動(dòng)態(tài)評(píng)估，Difference in Difference(DID)方法在此并不適用。由于被解釋變量“家庭總收入”是連續(xù)變量，我們將直接利用最小二乘法(OLS)考察“是否參?！睂?duì)家庭之間收入分配的影響。因居民參?？赡艽嬖谧赃x擇效應(yīng)引起結(jié)果偏誤，我們將參照賈男、馬俊龍(2015)[9]82的做法，采用“社區(qū)參保家庭占比”作為家庭“是否參?！钡墓ぞ咦兞?IV)展開2SLS實(shí)證分析。

三、描述統(tǒng)計(jì)與實(shí)證分析

家庭“是否參?！笔俏覀兛疾斓闹攸c(diǎn)，所以首先對(duì)樣本家庭參與的各類醫(yī)保險(xiǎn)種及總體醫(yī)保參保率展開描述統(tǒng)計(jì)。如前述界定，只要家庭中有成員參與了城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)和公費(fèi)醫(yī)療四類當(dāng)中的任意一種，則設(shè)定該家庭已參保，即“是否參?！碧摂M變量為1，否則為0。

圖1是橫跨5期(超過10年)5 591個(gè)樣本家庭醫(yī)療保險(xiǎn)總體參保率的變化示意圖，可以看出，與近年來全國醫(yī)療保險(xiǎn)總體參保率上升趨勢相一致，樣本家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)總體參保率亦呈逐年上升的趨勢，在2009年、2011年還實(shí)現(xiàn)了跳躍式增長*需要特別說明的是，CHNS數(shù)據(jù)歷次入戶調(diào)查均涉及醫(yī)療保險(xiǎn)相關(guān)內(nèi)容，但在2009、2011最新兩次調(diào)查中將醫(yī)保調(diào)查問卷進(jìn)行了調(diào)整，闡述上將農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)更新為“新農(nóng)?！保⒚鞔_了“城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)”和“城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)”。調(diào)查上的調(diào)整和新農(nóng)保及城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)改革在全國全面鋪開使得2009、2011樣本家庭參保率有明顯的提升。；城鄉(xiāng)數(shù)據(jù)對(duì)比顯示，2004至2006年間城鎮(zhèn)和農(nóng)村總體參保率呈現(xiàn)了上下交替：2000至2004年區(qū)間內(nèi)城鎮(zhèn)家庭參保率明顯高于農(nóng)村家庭，而2006年以后則是農(nóng)村家庭參與率高于城鎮(zhèn)家庭。這一趨勢折射出始于2003年的新農(nóng)合改革及始于2007年的城居保改革對(duì)家庭醫(yī)療保險(xiǎn)總體參保率的影響。隨著各類醫(yī)療保險(xiǎn)的全面鋪開，2009、2011年家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參保率有了明顯的提升，城鄉(xiāng)差異也開始顯著收斂，截至2011年已無明顯差別。

圖2進(jìn)一步展示了5個(gè)調(diào)查年份中城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)及公費(fèi)醫(yī)療的樣本家庭參保率變化。其中，改革所針對(duì)的公費(fèi)醫(yī)療參保率呈顯著下降趨勢，而城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)等新興醫(yī)療保險(xiǎn)參保率均呈逐年上升趨勢，這和圖1所展示的家庭總體參保率近年來的快速增長趨勢相一致。幾近“全面覆蓋”的家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參保率無疑對(duì)居民分散醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)起到了積極作用，然而，家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參保率的快速提升會(huì)不會(huì)對(duì)家庭之間的收入分配產(chǎn)生影響呢？

表1數(shù)據(jù)顯示，隨著參保家庭數(shù)目的增加，2000年到2011年樣本家庭總收入水平也呈現(xiàn)了大幅提升?？傮w而言，參保家庭比未參保家庭總收入更高。這很可能是參保行為使參保家庭在面臨醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)時(shí)能夠減少醫(yī)療支出，相當(dāng)于提高了家庭可支配收入，同時(shí)保障的存在可能使參保家庭傾向于承擔(dān)更大風(fēng)險(xiǎn)，敢于通過風(fēng)險(xiǎn)投資博取更大收益。但數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)也暗示，醫(yī)療保險(xiǎn)的自愿參保原則可能在客觀上吸收更多高收入家庭參與醫(yī)保。家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參保率的逐步提升究竟會(huì)對(duì)我國家庭之間的收入分配起到何種影響，這還有待嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶?shí)證分析。

備注：上圖僅標(biāo)注出總體參保比率數(shù)據(jù)值，此參保率包含公費(fèi)醫(yī)療、農(nóng)村合作醫(yī)保、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保四種保險(xiǎn)在內(nèi)，即每個(gè)家庭只要參保四中保險(xiǎn)中的一種，即記總參保率為參保。

表1 樣本家庭醫(yī)療保險(xiǎn)參保與家庭收入動(dòng)態(tài)變化

年份已參加醫(yī)保未參加醫(yī)保家庭數(shù)百分比家庭總收入家庭數(shù)百分比家庭總收入20002600．2314085．158710．778178．7220042640．2618582．387580．7413927．520063370．3716879．665730．6317674．5820099910．9430610．76620．0621676．61201114390．9850345．81360．0243173．91合計(jì)32910．5626100．7623000．4420926．26

備注：以上收入數(shù)據(jù)均按照CPI指數(shù)調(diào)整到2011年水平。

表2是基于式(1)展開的實(shí)證分析結(jié)果。第一列為不含“已參?！弊兞繒r(shí)，系列控制變量對(duì)家庭總收入影響的OLS回歸結(jié)果，第二列則增加了“已參?！弊兞?，第三列展示的是以“社區(qū)參保家庭占比”為“家庭是否參?！钡墓ぞ咦兞窟M(jìn)行的2SLS回歸結(jié)果?？梢钥吹?，加入“已參?！弊兞亢螅瑹o論是否采用工具變量R2都從0.408上升到0.414，這證實(shí)家庭是否有成員參與四類醫(yī)保對(duì)家庭總收入水平確實(shí)存在影響。就“社區(qū)參保家庭占比”和“家庭是否參保”展開的一階段OLS回歸結(jié)果展示見表3。分析表明，工具變量“社區(qū)參保家庭占比”在99.2%相關(guān)度上解釋了原變量“家庭是否參?！保以?%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。一階段回歸中F值為1 231.07、R2為0.761 2、P值為0.000 0，其中Cragg-Donald Wald F值為5 997.598，顯著大于10。這表明“社區(qū)參保家庭占比”是“家庭是否參?！绷己玫墓ぞ咦兞?。若無特別說明，本節(jié)后續(xù)回歸都將采用2SLS分析，IV一階回歸F值及R2將在結(jié)果表中給出。綜合上述分析，全樣本回歸分析表明：家庭成員參與政府主導(dǎo)的四類醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭總收入確有顯著的提升作用，其綜合影響達(dá)到23.1%。

表2 參與醫(yī)保對(duì)家庭總收入的影響(全樣本)

備注：***、*分別表示在1%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

表3 參與醫(yī)保對(duì)家庭總收入的影響(2SLS一階段回歸)

續(xù)表

備注：***、*分別表示在1%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

然而，我們所考察的四類醫(yī)保制度在參保方式、繳費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)、保險(xiǎn)待遇等方面存在較大差異。為剖析不同參保類型對(duì)家庭收入分配可能產(chǎn)生的異質(zhì)影響，我們區(qū)分四類醫(yī)保展開了進(jìn)一步的分析，2SLS回歸結(jié)果如表4所示?？缭绞甑木C合分析顯示，公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對(duì)家庭總收入水平都存在著1%統(tǒng)計(jì)水平上的顯著影響，其影響程度分別為32.3%、23.5%和13%。然而，農(nóng)村合作醫(yī)療卻沒有對(duì)家庭總收入水平產(chǎn)生顯著影響。結(jié)合圖2展示的分險(xiǎn)種家庭醫(yī)保參保比率動(dòng)態(tài)變化可知，新農(nóng)合家庭參保率直至2009年和2011年才快速上漲。而相對(duì)其他醫(yī)保制度，新農(nóng)合在保障范圍和水平上都是相對(duì)較低的(王麗麗、孫淑云，2016[10]125)，加之農(nóng)民工群體在新農(nóng)合報(bào)銷上有諸多限制，其程序不夠便利(秦雪征、周建波、辛奕、莊晨，2014[11]65；賈男、馬俊龍，2015[9]89)，這很可能使新農(nóng)合在實(shí)際使用率上打折扣。對(duì)公費(fèi)醫(yī)療而言，雖然十年間的參保率有些許下降，但基于公費(fèi)醫(yī)療在參保群體上的限制以及相對(duì)寬泛的保障范圍和較高的保障水平，其對(duì)家庭收入的影響效果位列四類醫(yī)保之首是可以理解的。但是，十二五規(guī)劃伊始全國各地已開始逐步取消公費(fèi)醫(yī)療制度，公費(fèi)醫(yī)療行將退出歷史舞臺(tái)，其對(duì)我國家庭收入不平等的影響也將逐步消失(曾金冬，2012[12]6)。而處在中位的城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)則發(fā)揮著相對(duì)穩(wěn)健的收入補(bǔ)償效應(yīng)，隨著參與率的逐步提升，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)在提升城鎮(zhèn)家庭收入水平上將起到越來越重要的作用。綜合而言，我國在農(nóng)村地區(qū)實(shí)行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度在農(nóng)民參保權(quán)益、醫(yī)保承保水平等方面仍亟待提高，應(yīng)著重解決新農(nóng)合制度改革中存在的現(xiàn)實(shí)困難和問題，使農(nóng)民便利地享受新農(nóng)合的制度保障。

表4 參與不同的四類醫(yī)保對(duì)家庭總收入的影響：2SLS回歸

備注：***、*分別表示在1%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。上述區(qū)分四類醫(yī)保的回歸分析中，“家庭是否參保”(已參保)變量均使用相應(yīng)醫(yī)保類型的“社區(qū)參保家庭占比”作為工具變量。例如：“已參保公費(fèi)醫(yī)療”變量采用了“社區(qū)參加公費(fèi)醫(yī)療家庭占比”為工具變量。

相對(duì)于綜合影響效果，筆者其實(shí)更關(guān)注“是否參?！痹?個(gè)調(diào)查年份(2000年到2011年)間對(duì)提升家庭總收入水平作用效果的動(dòng)態(tài)差異。表5顯示，2000年到2011年間“是否參保”對(duì)提升家庭總收入存在著統(tǒng)計(jì)顯著性和絕對(duì)數(shù)值大小上的雙重“U”型影響。2006年之前，參與醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭總收入水平的影響是顯著遞減的，此時(shí)期城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革持續(xù)進(jìn)行，公費(fèi)醫(yī)療在醫(yī)療保險(xiǎn)體系中所占比重銳減，新農(nóng)保開始逐步實(shí)施。在我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革新老體系交替的關(guān)鍵階段里，“是否參保”對(duì)家庭總收入的提升作用受到了一定影響。而隨著始于2007年的城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革等的全面鋪開，政府主導(dǎo)的系列醫(yī)療保險(xiǎn)迅速實(shí)現(xiàn)高覆蓋，使其對(duì)家庭總收入的提升作用迅速回升。依據(jù)表6中不同收入組及其城鄉(xiāng)差異可以進(jìn)一步探知，我國醫(yī)療保險(xiǎn)體系的收入轉(zhuǎn)移效應(yīng)主要集中在低收入家庭，且邊際上對(duì)農(nóng)村家庭的影響大于城鎮(zhèn)家庭。這表明，持續(xù)推進(jìn)的系列醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)緩解我國嚴(yán)峻的收入差距具有積極的調(diào)節(jié)作用。

表5 參與醫(yī)保對(duì)家庭總收入的影響：2SLS回歸(5個(gè)調(diào)查年份)

備注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

在家庭收入2SLS回歸基礎(chǔ)之上，我們擬采用G·Field分解技術(shù)*Field Gary S.Accounting for Income Inequality and Its Change: A New Method, with Application to the Distribution of Earnings in the United States[R].Working Paper,2002(10).就醫(yī)療保險(xiǎn)參保行為對(duì)家庭之間的收入差距可能產(chǎn)生的影響展開進(jìn)一步探討。我們將重點(diǎn)考察“是否參保”對(duì)家庭收入不平等的影響程度，同時(shí)基于戶主數(shù)據(jù)考察受教育年限的影響，以檢驗(yàn)分析的穩(wěn)健性。

表6 參與醫(yī)保對(duì)家庭總收入的影響：2SLS回歸(不同收入組及城鄉(xiāng)差異)

備注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

表7展示了基于G·Field分解的我國家庭收入基尼系數(shù)動(dòng)態(tài)變化。第一行第二列到第六列分別展示了“是否參?！睂?duì)當(dāng)期基尼系數(shù)的解釋份額，即2000年、2004年、2006年、2009年和2011年，“是否參?！睂?duì)家庭之間收入不平等的貢獻(xiàn)程度分別為5.54%、1.18%、-0.1%、0.13%和0.23%。這呈現(xiàn)出與前述區(qū)分年份的2SLS回歸相一致的“U”型變化。特別注意的是，2006年“是否參?！睂?duì)家庭收入不平等的貢獻(xiàn)出現(xiàn)了負(fù)值，即在2006年“是否參?！睂?duì)縮小我國家庭之間的收入差距產(chǎn)生了積極影響。但是，其他年份“是否參?！睂?duì)家庭收入不平等卻存在著或多或少的正向貢獻(xiàn)。數(shù)值上看，2006年以前，以公費(fèi)醫(yī)療為代表的原有醫(yī)療保險(xiǎn)體系對(duì)家庭收入不平等的貢獻(xiàn)較大，改革以后的新醫(yī)療保險(xiǎn)體系則側(cè)重“廣覆蓋”，對(duì)收入不平等起到了積極的緩解作用。然而，隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的推進(jìn)，在2009年和2011年“是否參?！睂?duì)收入不平等的貢獻(xiàn)中又反負(fù)為正，數(shù)值上雖然極小，但卻顯現(xiàn)在收入差距擴(kuò)大上逐步增加的貢獻(xiàn)度，這一現(xiàn)象值得高度關(guān)注；表7第一行第七列到第十列則展示了“是否參?！睂?duì)不同時(shí)期基尼系數(shù)變動(dòng)的解釋份額?？梢钥吹剑笆欠駞⒈！睂?duì)四時(shí)期收入差距變動(dòng)的影響也展現(xiàn)出“U”型變化。00～04時(shí)期是醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的初期，“是否參保”對(duì)縮小收入差距發(fā)揮了積極作用，這有可能受益于對(duì)公費(fèi)醫(yī)療這種存在嚴(yán)格參保范圍限定制度的廢黜。但在04～06時(shí)期，我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革處在破舊立新的關(guān)鍵階段，改革自身引發(fā)的不穩(wěn)定和變革一定程度上導(dǎo)致了收入不平等的產(chǎn)生。隨著新農(nóng)合、城居保等制度的逐步建立，我國新型醫(yī)療保險(xiǎn)體系初現(xiàn)端倪，其對(duì)收入不平等產(chǎn)生的抑制作用越來越強(qiáng)。由此我們看到， “是否參保”對(duì)收入差距的正向貢獻(xiàn)在04～06時(shí)期、06～09時(shí)期逐步減緩，直至09～11時(shí)期顯現(xiàn)出縮小收入差距的良好效果。隨著全民醫(yī)保體系的全面建立及對(duì)醫(yī)療保障支持力度的不斷增強(qiáng)，我們有理由期待全新的醫(yī)保體系在縮小我國收入差距上發(fā)揮更有效的作用。

表7 我國家庭總收入基尼系數(shù)變動(dòng)分解：G·Field分解* 因本文側(cè)重于對(duì)我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度體系進(jìn)行綜合考察，區(qū)分四類醫(yī)保制度的家庭收入差距G·Field分解分析將在后續(xù)的分項(xiàng)研究中陸續(xù)展開。

備注：S為相關(guān)變量對(duì)總體收入不平等的解釋份額，π為各變量對(duì)不同時(shí)期收入差距變動(dòng)的解釋。

為考察上述分析的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步觀察“戶主受教育年限”的影響。表7 第二行展示了“戶主受教育年限”對(duì)家庭收入不平等的解釋份額。戶主受教育年限對(duì)當(dāng)期基尼系數(shù)的解釋度(第二列到第六列)均為正值，且數(shù)值上有小幅波動(dòng)，這說明總體上戶主受教育年限存在拉大當(dāng)期收入差距的作用。從不同時(shí)期基尼系數(shù)變化的貢獻(xiàn)度來看，戶主受教育年限的貢獻(xiàn)存在由正轉(zhuǎn)負(fù)的變化趨勢，即戶主受教育年限對(duì)家庭間跨期收入不平等的作用由拉大收入差距轉(zhuǎn)變?yōu)榭s小收入差距。上述討論結(jié)果和羅楚亮與王亞柯利用CHIPS數(shù)據(jù)對(duì)我國1995—2007年收入不平等因素分析結(jié)果(羅楚亮、王亞柯，2012[13]77)趨勢上是完全一致的，因此，本部分基于G·Field分解技術(shù)就家庭是否參與醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭收入差距的影響分析是可以置信的。

四、結(jié)論

利用CHNS2000到2011年5期混合截面數(shù)據(jù)，本文考察了我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)家庭間收入分配的動(dòng)態(tài)影響。2SLS全樣本回歸顯示，家庭成員醫(yī)保參保行為(含政府主導(dǎo)的醫(yī)療保險(xiǎn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)及公費(fèi)醫(yī)療四類醫(yī)療保險(xiǎn))對(duì)其家庭總收入水平產(chǎn)生了顯著的正向影響，其中公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保作用效果逐次降低。這表明，風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制使我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度體系總體上具備良好的家庭收入再分配調(diào)節(jié)功能。2000到2011年動(dòng)態(tài)分期考察進(jìn)一步顯示，“是否參保”對(duì)家庭總收入存在從統(tǒng)計(jì)顯著性到絕對(duì)數(shù)值上的“U”型影響。這說明，醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革進(jìn)程本身對(duì)其家庭收入調(diào)節(jié)作用產(chǎn)生了一定負(fù)向影響。區(qū)分不同收入組及城鄉(xiāng)差異的回歸結(jié)果進(jìn)一步表明，我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度體系的收入補(bǔ)償效應(yīng)主要集中于低收入家庭，且對(duì)農(nóng)村家庭的影響高于城鎮(zhèn)家庭。在農(nóng)村地區(qū)內(nèi)部收入差距持續(xù)高于城鎮(zhèn)地區(qū)內(nèi)部的現(xiàn)實(shí)背景下，持續(xù)推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革必將有利于緩解我國嚴(yán)峻的收入差距形勢；基于G·Field分解技術(shù)的研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，2006年以前以有嚴(yán)格參保范圍限定的公費(fèi)醫(yī)療制度為代表的老醫(yī)保體系對(duì)家庭收入不平等的貢獻(xiàn)程度較大。改革后的新醫(yī)療保險(xiǎn)體系對(duì)緩解我國收入不平等起到了積極作用，然而隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的逐步推進(jìn)，是否參保在2009年和2011年對(duì)收入不平等的貢獻(xiàn)再次反負(fù)為正，且顯現(xiàn)出在收入差距擴(kuò)張上逐步增大的貢獻(xiàn)率，這一現(xiàn)象值得高度重視。受到數(shù)據(jù)基礎(chǔ)的嚴(yán)格限制，我們無法采用DID等分析方法對(duì)“是否參?！钡募彝シ峙湫?yīng)展開綜合考察，但本文仍不失為是從家庭層面探討我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革收入再分配效應(yīng)的一次嘗試?？缙谟馐甑木C合考察明確證實(shí)，我國系列醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民家庭收入具有顯著的提升作用，這對(duì)我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的進(jìn)一步推進(jìn)亦具有重要的政策參考價(jià)值。

基于前述新農(nóng)合制度的家庭收入分配效應(yīng)分析，我們建議：(1)應(yīng)全面實(shí)施強(qiáng)制參保，謹(jǐn)防醫(yī)保收入補(bǔ)償效應(yīng)拉大收入差距。研究表明，我國近十年來的醫(yī)保制度改革并未展現(xiàn)出對(duì)收入差距顯著、一致的收斂作用。這不排除是大部分醫(yī)保制度實(shí)施“自愿參?！?我國現(xiàn)有醫(yī)保參保制度中除城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)要求強(qiáng)制參保外，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)均實(shí)施自愿參保。給投保人過大“自選擇”空間，造成高收入家庭更多享受制度福利卻“遺漏”抗風(fēng)險(xiǎn)能力較低的低收入家庭，形成事實(shí)上拉大收入差距的效果。因此，即使在全國醫(yī)療保險(xiǎn)具有較高參與率的現(xiàn)實(shí)背景下，也應(yīng)考慮實(shí)施全面強(qiáng)制參保。(2)快速高效地推進(jìn)醫(yī)保制度改革，把改革進(jìn)程的負(fù)效應(yīng)降到最低。研究表明，十年來我國醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革具有總體上顯著的家庭收入轉(zhuǎn)移效應(yīng)，但伴隨醫(yī)保改革進(jìn)程，此收入轉(zhuǎn)移效應(yīng)呈U型動(dòng)態(tài)變化?？梢?，醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革進(jìn)程本身對(duì)改革的收入分配效應(yīng)是有負(fù)向影響的。因此，政府應(yīng)快速推進(jìn)改革進(jìn)程，努力將改革本身的負(fù)效應(yīng)降到最低。(3)鑒于不同醫(yī)保制度對(duì)家庭收入水平存在異質(zhì)影響，改革的推進(jìn)應(yīng)有所側(cè)重和適度傾斜。應(yīng)通過穩(wěn)定參保率、逐步提高保障范圍和水平進(jìn)一步鞏固并擴(kuò)大城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)揮的穩(wěn)健的收入補(bǔ)償效應(yīng)。著重解決新型農(nóng)村合作醫(yī)療推進(jìn)中存在的現(xiàn)實(shí)困難和問題，在農(nóng)民參保權(quán)益、醫(yī)保承保水平等方面加大投入，使農(nóng)民便利地享受新農(nóng)合制度的保障。(4)鑒于傳統(tǒng)家文化對(duì)國人行為決策的深刻影響，在制定和實(shí)施包括醫(yī)療保險(xiǎn)在內(nèi)的各項(xiàng)制度、政策時(shí)應(yīng)考慮從家庭層面展開預(yù)判和評(píng)估，提高政策的針對(duì)性和有效性。

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