陸 草

(武漢大學(xué)社會(huì)保障研究中心,湖北 武漢 430072)

黨的十九大報(bào)告提出“全面建成覆蓋全民、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、權(quán)責(zé)清晰、保障適度、可持續(xù)的多層次社會(huì)保障體系”[1]。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的多層次社會(huì)保障體系建設(shè)需要醫(yī)療保障體系的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展，而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)是醫(yī)療保障體系的重要組成部分，因此，應(yīng)積極推動(dòng)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。但我國商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的發(fā)展相對滯后。2016年，我國商業(yè)健康保險(xiǎn)保費(fèi)收入僅占國內(nèi)生產(chǎn)總值的0.54%，商業(yè)健康保險(xiǎn)的賠付支出僅占衛(wèi)生總費(fèi)用的2.16%，未能有效降低人們的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)[2-4]。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)是商業(yè)健康保險(xiǎn)的主要險(xiǎn)種，商業(yè)健康保險(xiǎn)發(fā)展的緩慢一定程度上也反映了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展滯后的現(xiàn)狀?！?013第五次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查分析報(bào)告》顯示，2013年城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率為6.9%[5]，與2008年基本持平,這一定程度上反映了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展緩慢的問題。同時(shí)，我國商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的城鄉(xiāng)差距日益擴(kuò)大，2008年城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率均為6.9%，到2013年城鎮(zhèn)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率上升到7.7%，而農(nóng)村居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率則下降到6.1%[5]，這不利于商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。因此，研究城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響因素，并進(jìn)行相應(yīng)的對策探索，有助于推進(jìn)我國商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，學(xué)界往往將商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)健康保險(xiǎn)混用，將商業(yè)健康保險(xiǎn)的相關(guān)數(shù)據(jù)直接用于商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。但二者是一種包含關(guān)系，商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)主要是補(bǔ)償醫(yī)療費(fèi)用，是商業(yè)健康保險(xiǎn)的險(xiǎn)種之一和重要組成部分；而商業(yè)健康保險(xiǎn)還涵蓋疾病保險(xiǎn)、失能保險(xiǎn)和護(hù)理保險(xiǎn)。鑒于此，將商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)定義為：個(gè)人在健康的時(shí)候用少量的錢購買保險(xiǎn)，當(dāng)其生病或受傷時(shí)，保險(xiǎn)公司按照合同約定的比例支付其醫(yī)療費(fèi)用，使個(gè)人減少高額的醫(yī)療費(fèi)用支出[6]。關(guān)于商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素的研究，學(xué)界主要從政府政策、個(gè)人特征和社會(huì)環(huán)境、保險(xiǎn)公司等3個(gè)角度進(jìn)行考察。

1.政府政策角度。該角度側(cè)重于研究政府提供的基本醫(yī)療保險(xiǎn)和相關(guān)管理措施對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響。瞿棟等用似不相關(guān)二維probit模型分析2006年微觀橫截面數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)參保新型農(nóng)村合作醫(yī)療對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保有促進(jìn)作用[7]；許榮等采用DID分析方法，并構(gòu)建probit模型分析2004—2009年的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)新型農(nóng)村合作醫(yī)療與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)存在先替代后互補(bǔ)的關(guān)系[8]；袁正等運(yùn)用Logit模型分析1989—2009年的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，得出新型農(nóng)村合作醫(yī)療參保對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保存在擠出效應(yīng)的結(jié)論[9]；岳茂良研究指出道德風(fēng)險(xiǎn)和惡性競爭的存在需要政府對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行監(jiān)管，政府的監(jiān)管力度影響民眾的信任度，進(jìn)而對民眾參保選擇產(chǎn)生影響[10]；賈洪波研究發(fā)現(xiàn)政府在補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)管理上存在法律法規(guī)制度供給不到位和過多干預(yù)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)具體運(yùn)營的角色錯(cuò)位等問題，這主要是緣于補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)的關(guān)系混淆，進(jìn)而影響了人們的參保選擇[11]。

2.個(gè)人特征和社會(huì)環(huán)境角度。該角度側(cè)重于研究個(gè)人主觀因素、家庭特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響。Cameron等依據(jù)效用最大化理論構(gòu)建醫(yī)療保險(xiǎn)需求模型，得出消費(fèi)者的個(gè)體行為、偏好、自評健康狀況和社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況影響其參保選擇的結(jié)論[12]；董明媛等構(gòu)建Logit模型分析實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)性別影響參保選擇，女性相較于男性更可能參保[13]；王瑩等采用多元Logistic回歸模型分析分層抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)大學(xué)生對參保必要性的認(rèn)知和評價(jià)顯著影響其參保行為[14]；Nguyen等以越南學(xué)生(6～20歲)為研究對象，分析越南國家健康調(diào)查數(shù)據(jù)，得出家庭收入、女性主導(dǎo)的家庭與參保行為正相關(guān)的結(jié)論[15]。

3.保險(xiǎn)公司角度。該角度側(cè)重于研究商業(yè)保險(xiǎn)公司的經(jīng)營管理對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響。董明媛等構(gòu)建Logit模型分析實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)公司的管理運(yùn)營正向影響參保選擇[13]；賈洪波對調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行二分類Logistic分析，發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)公司允許參保者選擇醫(yī)務(wù)人員、承擔(dān)參保者門診后的自付費(fèi)用，以及為參保者提供健康教育的信息等，會(huì)影響人們的參保選擇[16]；勞動(dòng)和社會(huì)保障部勞動(dòng)科學(xué)研究所課題組分析四川省職工補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)商業(yè)保險(xiǎn)公司的公信力、支付能力，以及收取的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)數(shù)額等影響職工的參保選擇[17]；陳文指出商業(yè)保險(xiǎn)公司通過鑒別或分級收費(fèi)方式控制風(fēng)險(xiǎn)，致使存在健康問題的消費(fèi)者面臨高額保費(fèi)進(jìn)而影響他們的參保選擇[18]。

縱觀學(xué)界對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素的研究，發(fā)現(xiàn)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)受政府政策、個(gè)人特征和社會(huì)環(huán)境，以及保險(xiǎn)公司等影響。而隨著年齡的增長，城鄉(xiāng)居民發(fā)生醫(yī)療費(fèi)用巨額支出的風(fēng)險(xiǎn)逐漸加大，醫(yī)療保險(xiǎn)保障和養(yǎng)老保險(xiǎn)保障的聯(lián)系日益緊密，基本養(yǎng)老保險(xiǎn)和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)會(huì)對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)產(chǎn)生影響；且我國正處于全面建成小康社會(huì)的攻堅(jiān)時(shí)期，須充分發(fā)揮商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)降低城鄉(xiāng)居民尤其是農(nóng)村居民因病致貧和因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的積極作用。因此，本研究在既有研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建二元Logistic回歸模型分別考察農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響因素，并進(jìn)行相應(yīng)的對策探索，以期推動(dòng)我國商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自2015年中國綜合社會(huì)調(diào)查(China General Social Survey, CGSS)。CGSS全面而廣泛地收集了在中國大陸進(jìn)行的各類抽樣調(diào)查的原始數(shù)據(jù)及相關(guān)資料，其中，2010、2011、2013和2015年的調(diào)查問卷涉及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保情況，尤其是2011年以來，商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保率的城鄉(xiāng)差距呈現(xiàn)逐漸擴(kuò)大的趨勢。CGSS 2015采用多階分層抽樣的方法，共涉及28個(gè)省(市、區(qū))的478個(gè)村，調(diào)查樣本在地理、人口、經(jīng)濟(jì)等因素上差異較大，數(shù)據(jù)具有代表性。本研究采用CGSS 2015數(shù)據(jù)中戶口登記狀況為農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口的個(gè)案，得到實(shí)際可用樣本2680個(gè)。其中，農(nóng)村居民1461人，城鎮(zhèn)居民1219人；城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的參保率為14.96%，農(nóng)村居民參保率為9.72%，城鎮(zhèn)居民參保率為21.25%。

(二)變量選擇

根據(jù)研究目的將變量分為自變量和因變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)具體如表1所示。

表1 各變量賦值及描述統(tǒng)計(jì)表

注：所有數(shù)據(jù)已進(jìn)行缺失值處理

1.自變量?；卺t(yī)療保險(xiǎn)需求理論，借鑒已有的研究并結(jié)合城鄉(xiāng)居民的特點(diǎn)，本研究從個(gè)體特征、家庭特征、參保狀況等3個(gè)方面構(gòu)建了15個(gè)子指標(biāo)作為自變量。(1)個(gè)體特征方面。性別的均值為0.56，其中，農(nóng)村居民的均值為0.57，城鎮(zhèn)居民的均值為0.54，說明整體上男性占樣本量的多數(shù)；年齡對數(shù)的均值為1.63，標(biāo)準(zhǔn)差為0.104，說明受訪者年齡分布相近；民族的均值為1.07，其中，農(nóng)村居民的均值為1.07，城鎮(zhèn)居民的均值為1.08，說明受訪者的民族以漢族為主；居住地區(qū)的均值為1.81，標(biāo)準(zhǔn)差為1.185，說明受訪者的居住地區(qū)差異較大；受教育程度的均值為2.55，標(biāo)準(zhǔn)差為1.105，說明受訪者的受教育程度差異較大，其中，農(nóng)村居民的均值為2.12，城鎮(zhèn)居民的均值為3.06，說明城鎮(zhèn)居民的受教育程度高于農(nóng)村居民；職業(yè)類型的均值為2.72，標(biāo)準(zhǔn)差為1.027，說明受訪者的職業(yè)類型差異較大；健康狀況的均值為2.97，接近于比較健康，說明多數(shù)受訪者的健康狀況介于一般和比較健康之間。(2)家庭特征方面?；橐鰻顩r的均值為1.07，接近于已婚，說明多數(shù)受訪者的婚姻狀況介于已婚和離異之間；兒女?dāng)?shù)量的均值為0.71，其中，農(nóng)村居民的均值為0.81，城鎮(zhèn)居民的均值為0.60，說明農(nóng)村居民的兒女?dāng)?shù)量多于城鎮(zhèn)居民；家庭總收入對數(shù)的均值為4.51，標(biāo)準(zhǔn)差為0.398，說明受訪者的家庭總收入差異較小；家庭小汽車的均值為0.29，其中，農(nóng)村居民的均值為0.24，城鎮(zhèn)居民的均值為0.35，說明相較于農(nóng)村居民，較多的城鎮(zhèn)居民擁有家庭小汽車；家庭房產(chǎn)數(shù)量的均值為1.15，說明多數(shù)受訪者擁有1套家庭房產(chǎn)。(3)參保狀況方面?；攫B(yǎng)老保險(xiǎn)的均值為0.74，其中，農(nóng)村居民的均值為0.68，城鎮(zhèn)居民的均值為0.81，說明城鎮(zhèn)居民相較于農(nóng)村居民更多參加基本養(yǎng)老保險(xiǎn)；基本醫(yī)療保險(xiǎn)的均值為0.92，說明多數(shù)受訪者參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)；商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的均值為0.10，其中，農(nóng)村居民的均值為0.06，城鎮(zhèn)居民的均值為0.16，說明參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的整體人數(shù)較少，且城鄉(xiāng)差異較大。

2.因變量。因變量為商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，包括參加和沒有參加兩種情況。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的均值為0.15，說明受訪者參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的人數(shù)較少。其中，農(nóng)村居民的均值為0.10，城鎮(zhèn)居民的均值為0.21，說明城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保狀況差異較大。

(三)模型設(shè)定

本研究的因變量商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)為二分類變量，且研究重點(diǎn)是城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素的差異，因此，采用二元Logistic回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，將回歸方程設(shè)定為：

(1)

其中,p表示城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn), 1-p表示城鄉(xiāng)居民沒有參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn);Xn表示城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的影響因素,n表示自變量的個(gè)數(shù);β0表示常數(shù)項(xiàng),βn表示自變量的回歸系數(shù)，反映城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保意愿的方向和程度。在自變量中，年齡、兒女?dāng)?shù)量、家庭總收入、家庭房產(chǎn)數(shù)量為連續(xù)變量，將年齡的對數(shù)、兒女?dāng)?shù)量、家庭總收入的對數(shù)和家庭房產(chǎn)數(shù)量直接引入模型；性別、民族、居住地區(qū)、受教育程度、職業(yè)類型、健康狀況、婚姻狀況、家庭小汽車、基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、基本醫(yī)療保險(xiǎn)、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)為分類變量，分別以女性、其它、西部地區(qū)、文盲、其它、很不健康、未婚或同居、沒有、沒有參加、沒有參加、沒有參加為參照類，虛擬后引入回歸模型。因變量則直接引入回歸模型。模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和實(shí)證分析統(tǒng)一運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件完成。

三、實(shí)證分析

在進(jìn)行二元Logistic回歸分析前，運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件分析變量的方差膨脹因子，得到的數(shù)值均小于2，自變量之間沒有相關(guān)關(guān)系，因此，進(jìn)一步進(jìn)行回歸分析。運(yùn)用向前逐步回歸法和似然比檢驗(yàn)法使各變量逐步進(jìn)入方程(進(jìn)入的標(biāo)準(zhǔn)為P小于0.05，剔除的標(biāo)準(zhǔn)為P大于0.10)，篩選出自變量，最終得到城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響因素。

(一)城鄉(xiāng)居民

1.二元Logistic回歸模型檢驗(yàn)。對建立的二元Logistic回歸模型進(jìn)行模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。其中，模型系數(shù)綜合檢驗(yàn)得出X2為960.112,P值為0.00(小于0.05)，說明模型總體有意義。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)得到的P值為0.067，大于給定的5%的顯著性水平，說明模型的擬合優(yōu)度較好。

2.二元Logistic回歸結(jié)果。依據(jù)模型表達(dá)式，運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件對城鄉(xiāng)居民樣本進(jìn)行二元Logistic向前逐步回歸分析(表2)。共有受教育程度、婚姻狀況、家庭總收入、家庭小汽車、家庭房產(chǎn)數(shù)量和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)等6個(gè)自變量進(jìn)入方程。其中，受教育程度、家庭總收入、家庭小汽車、家庭房產(chǎn)數(shù)量和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響顯著；婚姻狀況對城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響部分顯著。

表2 城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素二元Logistic回歸結(jié)果Table 2 Binary logistic regression results of influencing factors of urban and rural residents′ participation in commercial medical insurance

注：**、***分別表示自變量在5%、1%的水平上顯著

(1)受教育程度顯著負(fù)向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。小學(xué)、初中、高中、大專及以上分別在5%、1%、1%、1%的水平上顯著負(fù)向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于文盲，受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上的城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較小。小學(xué)、初中、高中、大專及以上的優(yōu)勢比分別為0.150、0.402、0.473和0.587，表明受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上的城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄苑謩e是受教育程度為文盲的城鄉(xiāng)居民的0.150、0.402、0.473和0.587倍。這可能是緣于人們對保險(xiǎn)的認(rèn)知和認(rèn)可度會(huì)影響其參保選擇，受教育程度為文盲的城鄉(xiāng)居民易受保險(xiǎn)公司宣傳影響，對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)可度較高，從而提高了他們的參?？赡苄?；而隨著受教育程度的提高，城鄉(xiāng)居民對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)知更加全面，不易受保險(xiǎn)公司宣傳影響，從而降低了他們的參?？赡苄?。

(2)婚姻狀況部分顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。婚姻狀況中僅已婚在5%的水平上顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于未婚或同居，已婚城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較大。已婚的優(yōu)勢比為8.016，表明已婚城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保可能性是未婚或同居城鄉(xiāng)居民的8.016倍。這可能是緣于未婚或同居的城鄉(xiāng)居民較為年輕，對疾病風(fēng)險(xiǎn)帶來的高額醫(yī)療費(fèi)用支出感知較為遲鈍，而已婚城鄉(xiāng)居民更能感知疾病風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的沉重負(fù)擔(dān)，更傾向于通過商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保來預(yù)防潛在的醫(yī)療費(fèi)用增長風(fēng)險(xiǎn)。離異和喪偶對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著，但離異和喪偶的優(yōu)勢比分別為2.453和1.469，表明離異和喪偶的城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄苑謩e是未婚或同居城鄉(xiāng)居民的2.453倍和1.469倍。這可能是緣于城鄉(xiāng)居民在經(jīng)歷婚姻后，生活壓力的加大和風(fēng)險(xiǎn)意識的增強(qiáng)提高了他們對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)可度和接受度。

(3)家庭總收入、家庭小汽車和家庭房產(chǎn)數(shù)量顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。家庭總收入在1%的水平上顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保；家庭小汽車和家庭房產(chǎn)數(shù)量均在5%的水平上顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。這主要是緣于城鄉(xiāng)居民在擁有較多的家庭總收入、家庭小汽車和一定數(shù)量的家庭房產(chǎn)后，他們的基本需求已得到滿足，更有條件去關(guān)注自身的生命價(jià)值需求，進(jìn)而追求更高層次的健康保障，從而提高了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的可能性。

(4)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在1%的水平上顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于沒有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)居民，參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較大。商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的優(yōu)勢比為76.935，表明參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允菦]有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)居民的76.935倍。這主要是緣于參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)居民具有較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)防范意識，對商業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品的接受度較高，相較于未參保者更有可能參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。

(二)農(nóng)村居民

1.二元Logistic回歸模型檢驗(yàn)。對建立的二元Logistic回歸模型進(jìn)行模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。其中，模型系數(shù)綜合檢驗(yàn)得到X2為385.007,P值為0.00(小于0.05)，說明模型總體有意義。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)得到的P值為0.834，大于給定的5%的顯著性水平，說明模型的擬合優(yōu)度較好。

2.二元Logistic回歸結(jié)果。依據(jù)模型表達(dá)式，運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件對農(nóng)村居民樣本進(jìn)行二元Logistic向前逐步回歸分析(表3)。共有居住地區(qū)、受教育程度和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)等3個(gè)自變量進(jìn)入方程。其中，居住地區(qū)對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響部分顯著；受教育程度和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響顯著。

表3 農(nóng)村居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素二元Logistic回歸結(jié)果Table 3 Binary logistic regression results of influencing factors of rural residents′ participation in commercial medical insurance

注：**、***分別表示自變量在5%、1%的水平上顯著

(1)居住地區(qū)部分顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。中部地區(qū)和東部地區(qū)均在5%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于西部地區(qū)，中部地區(qū)和東部地區(qū)的農(nóng)村居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較小。中部地區(qū)和東部地區(qū)的優(yōu)勢比分別為0.448和0.438，表明中部地區(qū)和東部地區(qū)的農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保可能性分別是西部地區(qū)農(nóng)村居民的0.448倍和0.438倍。這可能是緣于中部地區(qū)和東部地區(qū)農(nóng)村健康狀況較差的人口所占比重較大，存在較高的道德風(fēng)險(xiǎn)，保險(xiǎn)公司基于控制風(fēng)險(xiǎn)的目的進(jìn)行銷售區(qū)域的風(fēng)險(xiǎn)選擇，通過商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)條款的設(shè)計(jì)將風(fēng)險(xiǎn)較高的農(nóng)村居民排除在保障范圍之外，從而降低了中部地區(qū)和東部地區(qū)農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄?。東北地區(qū)對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著，但東北地區(qū)的優(yōu)勢比為0.570，表明東北地區(qū)農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允俏鞑康貐^(qū)農(nóng)村居民的0.570倍。

(2)受教育程度顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。小學(xué)、初中、高中、大專及以上分別在5%、1%、1%、1%的水平上顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于文盲，受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上的農(nóng)村居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較小。小學(xué)、初中、高中、大專及以上的優(yōu)勢比分別為0.057、0.227、0.326、0.338，表明受教育程度為小學(xué)、初中、高中、大專及以上的農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保可能性分別是受教育程度為文盲的農(nóng)村居民的0.057、0.227、0.326和0.338倍。這可能是緣于農(nóng)村居民存在巨額醫(yī)療費(fèi)用較少發(fā)生的僥幸心理，較多持有依賴子女和國家抵御疾病風(fēng)險(xiǎn)的觀念，受教育程度的提高未顯著增強(qiáng)農(nóng)村居民的自我保障意識，農(nóng)村居民對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)可度和接受度仍然較低。

(3)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著正向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于沒有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民，參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較大。參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的優(yōu)勢比為196.987，表明參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允菦]有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的農(nóng)村居民的196.987倍。這主要是緣于參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)提高了農(nóng)村居民對商業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品的接受度，增強(qiáng)了農(nóng)村居民的保險(xiǎn)意識，從而有效提高了他們的參?？赡苄浴?/p>

(三)城鎮(zhèn)居民

1.二元Logistic回歸模型檢驗(yàn)。對建立的二元Logistic回歸模型進(jìn)行模型擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。其中，模型系數(shù)綜合檢驗(yàn)得到X2為508.704,P值為0.00(小于0.05)，說明模型總體有意義。Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)得到的P值為0.059，大于給定的5%的顯著性水平，說明模型的擬合優(yōu)度較好。

2.二元Logistic回歸結(jié)果。依據(jù)模型表達(dá)式，運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件對城鎮(zhèn)居民樣本進(jìn)行二元Logistic向前逐步回歸分析(表4)。共有婚姻狀況、家庭總收入、家庭小汽車和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)等4個(gè)自變量進(jìn)入方程。其中，婚姻狀況對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響部分顯著；家庭總收入、家庭小汽車和商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響顯著。

(1)婚姻狀況部分顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保?；橐鰻顩r中僅已婚在5%的水平上顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于未婚或同居，已婚城鎮(zhèn)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性較大。已婚的優(yōu)勢比為9.456，表明已婚城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允俏椿榛蛲映擎?zhèn)居民的9.456倍。離異和喪偶對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著，但離異和喪偶的優(yōu)勢比分別為2.156和1.097，表明離異和喪偶的城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄苑謩e是未婚或同居城鎮(zhèn)居民的2.156倍和1.097倍。這主要是緣于城鎮(zhèn)居民在經(jīng)歷婚姻后，生活壓力的加大和風(fēng)險(xiǎn)意識的增強(qiáng)提高了他們對商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)可度和接受度。

表4 城鎮(zhèn)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素二元Logistic回歸結(jié)果Table 4 Binary logistic regression results of influencing factors of urban residents′ participation in commercial medical insurance

注：**、***分別表示自變量在5%、1%的水平上顯著

(2)家庭總收入、家庭小汽車顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。家庭總收入、家庭小汽車分別在1%、5%的水平上顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。家庭總收入的優(yōu)勢比是3.862，表明家庭總收入較高的城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允羌彝タ偸杖胼^低的城鎮(zhèn)居民的3.862倍。這主要是緣于城鎮(zhèn)居民只有繳納保費(fèi)才能參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和獲得保險(xiǎn)賠付，家庭總收入較高的城鎮(zhèn)居民更具備參保的經(jīng)濟(jì)條件，相較于家庭總收入較低的城鎮(zhèn)居民更有可能參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。家庭小汽車的優(yōu)勢比為1.587，表明有家庭小汽車的城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允菦]有家庭小汽車的城鎮(zhèn)居民的1.587倍。這主要是緣于擁有家庭小汽車表明城鎮(zhèn)居民的經(jīng)濟(jì)狀況較好，基本生活需求得到滿足，更有條件去關(guān)注和追求健康保障，從而提高了城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的可能性。

(3)商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)在1%的水平上顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，表明相較于沒有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民，參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性更大。商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的優(yōu)勢比為54.338，表明參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參?？赡苄允菦]有參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民的54.338倍。這主要是緣于參加商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)的城鎮(zhèn)居民具有較高的風(fēng)險(xiǎn)防范意識，對商業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品的認(rèn)可度和接受度較高，相較于未參保者更有可能參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。

四、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

本研究基于城鄉(xiāng)差異的視角，以商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)為研究對象，分析個(gè)體特征、家庭特征和參保狀況對城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保選擇的影響，并進(jìn)一步將參保群體進(jìn)行細(xì)分，利用二元Logistic回歸模型，運(yùn)用向前逐步回歸法和似然比檢驗(yàn)法實(shí)證分析農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響因素，得出以下結(jié)論。

1.商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素的城鄉(xiāng)整體情況。受教育程度顯著負(fù)向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保；婚姻狀況部分顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保；家庭總收入、家庭小汽車、家庭房產(chǎn)數(shù)量、商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著正向影響城鄉(xiāng)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保。

2.商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響因素的城鄉(xiāng)差異。從城鄉(xiāng)差異來看，居住地區(qū)部分顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，但對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著；受教育程度顯著負(fù)向影響農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，但對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著；婚姻狀況部分顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，但對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著；家庭總收入和家庭小汽車顯著正向影響城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，但對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保影響不顯著；商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)顯著正向影響農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保，但對農(nóng)村居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響程度顯著高于對城鎮(zhèn)居民的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響程度。

(二)對策

商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展對城鄉(xiāng)統(tǒng)籌的多層次醫(yī)療保障體系建設(shè)具有重要意義。結(jié)合我國城鄉(xiāng)居民商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保的影響因素，提出以下3點(diǎn)對策，以期推動(dòng)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展。

1.改善醫(yī)療服務(wù)條件，宣傳醫(yī)療保障知識。一方面，改善醫(yī)療服務(wù)條件。政府應(yīng)加強(qiáng)對農(nóng)村尤其是中部地區(qū)農(nóng)村基本醫(yī)療服務(wù)設(shè)施的投入，滿足農(nóng)村居民的基本醫(yī)療保障需求[19]；繼續(xù)推進(jìn)分級診療，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民共享優(yōu)質(zhì)醫(yī)療衛(wèi)生資源，切實(shí)改善城鄉(xiāng)居民的健康狀況，有效減少商業(yè)保險(xiǎn)公司的風(fēng)險(xiǎn)選擇行為。另一方面，宣傳醫(yī)療保障知識。通過調(diào)整健康教育方式，將商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)知識納入健康教育，利用街道和社區(qū)宣傳和普及健康教育知識，引導(dǎo)城鄉(xiāng)居民正確理解商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的功能和意義[20]，增強(qiáng)城鄉(xiāng)居民的風(fēng)險(xiǎn)防范意識和商業(yè)醫(yī)療保障觀念。

2.拓寬居民增收渠道，實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)稅收優(yōu)惠。一方面，拓寬居民增收渠道。積極拓展城鄉(xiāng)居民的就業(yè)渠道，鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)為員工購買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，在增加城鄉(xiāng)居民收入的同時(shí)，有效擴(kuò)大商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋面[21]。另一方面，實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)稅收優(yōu)惠。對于城鄉(xiāng)居民，政府可采取商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)稅收優(yōu)惠政策，對城鄉(xiāng)居民參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)繳納的保費(fèi)進(jìn)行個(gè)人所得稅稅前扣除，以降低城鄉(xiāng)居民參保的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)；對于商業(yè)保險(xiǎn)公司，政府應(yīng)采取稅收減免、政策優(yōu)惠和醫(yī)藥衛(wèi)生體制配套改革等措施來促進(jìn)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)產(chǎn)品的開發(fā)，以有效滿足城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療保障需求。

3.挖掘潛在參保對象，推進(jìn)商業(yè)保險(xiǎn)公司參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)管理。一方面，挖掘潛在參保對象。商業(yè)保險(xiǎn)公司應(yīng)繼續(xù)發(fā)展商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)，注重從已有的商業(yè)養(yǎng)老保險(xiǎn)參保者中挖掘潛在的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)參保對象，進(jìn)而提高目標(biāo)群體的瞄準(zhǔn)度和業(yè)務(wù)拓展的針對性。另一方面，推進(jìn)商業(yè)保險(xiǎn)公司參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)管理。政府應(yīng)鼓勵(lì)商業(yè)保險(xiǎn)公司參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)的管理，充分發(fā)揮商業(yè)保險(xiǎn)公司的專業(yè)優(yōu)勢，有效提高管理服務(wù)的質(zhì)量；而商業(yè)保險(xiǎn)公司也可借此積累客戶資源，進(jìn)一步開發(fā)和推廣與基本醫(yī)療保險(xiǎn)相銜接的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)業(yè)務(wù)，促進(jìn)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)和基本醫(yī)療保險(xiǎn)的協(xié)同發(fā)展。