周新發(fā) 石安其琛

摘 要：采用中國家庭追蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Survey， CFPS）的數(shù)據(jù)，考察了“報(bào)銷收入”效應(yīng)和“消費(fèi)促進(jìn)”效應(yīng)的作用下農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷水平對于參保家庭的醫(yī)療減負(fù)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：隨著國家醫(yī)保補(bǔ)貼政策的力度進(jìn)一步增強(qiáng)和報(bào)銷比例的提升，基本醫(yī)療保險(xiǎn)有利于降低參保農(nóng)村居民家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，尤其是包含老年人和成員健康差的弱勢家庭。進(jìn)一步地，對不同收入水平的家庭進(jìn)行異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，低收入群體在就醫(yī)中限于預(yù)算約束限制從農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)中實(shí)際受益不如中高收入群體，新農(nóng)合存在一定程度的“親富人”效應(yīng)。

關(guān)鍵詞： 基本醫(yī)療保險(xiǎn);就醫(yī)負(fù)擔(dān);報(bào)銷水平;“親富人”效應(yīng)

中圖分類號：F840.6?? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2021）05-0050-07

一、引 言

新中國成立以來尤其改革開放四十多年來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成就，經(jīng)濟(jì)總量已經(jīng)位居世界第二，目前我國已經(jīng)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展階段。但在國民健康建設(shè)方面，重大疾病對健康和家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的沖擊風(fēng)險(xiǎn)仍然存在。醫(yī)療保險(xiǎn)作為一種統(tǒng)籌共濟(jì)的制度，其制度設(shè)計(jì)的初衷是為了緩解居民部分經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，促進(jìn)居民“有病可醫(yī)”。2003年我國開始試點(diǎn)新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度，新型農(nóng)村合作基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度在解決“看病貴”問題上發(fā)揮了重要作用。但農(nóng)村中醫(yī)療費(fèi)用相對較高而醫(yī)療保障水平相對較低的現(xiàn)象仍然存在，導(dǎo)致參保居民容易遭受健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊，甚至由于災(zāi)難性醫(yī)療支出導(dǎo)致家庭生活陷入困境。而醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例與參保群眾的醫(yī)療負(fù)擔(dān)直接相關(guān)，相比城市職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城市居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)，農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例明顯偏低，這也是導(dǎo)致我國基本醫(yī)療保險(xiǎn)不平等的制度性原因。為解決保障水平低的問題，2016年新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)與城市居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)合并，建立城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，這有利于提升醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平。然而，由于收入水平的差距導(dǎo)致支付能力的差異，國家加大醫(yī)保政策的投入不一定能夠真正投射到亟需的低收入群體。針對這一問題的研究對于目前我國城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)現(xiàn)并軌后仍然有著重要的學(xué)術(shù)價(jià)值和政策意義。

理論界認(rèn)為，高額的醫(yī)療費(fèi)用會(huì)增加家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，甚至給家庭造成沉重負(fù)擔(dān)[1，2]，而通過醫(yī)療消費(fèi)的價(jià)格補(bǔ)貼機(jī)制，醫(yī)療保險(xiǎn)可以緩釋被保險(xiǎn)人的家庭經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)[3]。此外，通過醫(yī)療保險(xiǎn)還能改善參保成員的家庭經(jīng)濟(jì)狀況[4]?；诖?，隨著醫(yī)保政策的推進(jìn)，很多學(xué)者圍繞新農(nóng)合經(jīng)濟(jì)效應(yīng)這一話題進(jìn)行了研究。有些學(xué)者通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)對參保居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)有所減輕并改善了健康狀況[5]。但也有研究認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)對參保居民的改善不夠明顯[6]。還有一些學(xué)者提出了醫(yī)療消費(fèi)不平等問題，認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)對醫(yī)療資源不平等問題改善有限[7-11]。從上述研究可以看到，醫(yī)療保險(xiǎn)對于減輕居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的可能性是存在的，但觀點(diǎn)不一致，甚至相沖突[12-14]。而當(dāng)我國居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率超過96%以上時(shí)，越來越多的學(xué)者呼吁提高基本醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例和藥品覆蓋范圍[15]，但基于實(shí)際報(bào)銷比例對醫(yī)療保險(xiǎn)賠付水平對被保險(xiǎn)人醫(yī)療負(fù)擔(dān)的整體影響以及不同收入水平的異質(zhì)性的研究很少[16]。

鑒于此，本文采用中國家庭追蹤調(diào)查（Chinese Family Panel Survey，簡稱CFPS）2010年和2014年數(shù)據(jù)，分析了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度保障水平對參保居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，并通過其滯后效應(yīng)進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn);進(jìn)一步地，還通過不同收入家庭的異質(zhì)性研究評估了醫(yī)療保險(xiǎn)政策對參保居民的減負(fù)效果。

二、理論模型與研究假設(shè)

醫(yī)療保險(xiǎn)對于參保居民的醫(yī)療消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生兩個(gè)方面的影響：一方面是由于醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷機(jī)制減少了參?；颊叩尼t(yī)療支出，等于變相地使得患者可以通過醫(yī)療保險(xiǎn)獲得補(bǔ)償收入，可以當(dāng)作一種“補(bǔ)償報(bào)銷收入”;另一方面，由于醫(yī)療保險(xiǎn)的共付比例機(jī)制可以減輕參保群體的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，這樣有利于激發(fā)患者的醫(yī)療消費(fèi)需求，從而導(dǎo)致醫(yī)療消費(fèi)需求得到釋放，可以視為一種“消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)”[17]。從總的醫(yī)療消費(fèi)支出來講，“補(bǔ)償報(bào)銷收入”效應(yīng)有利于減少醫(yī)療消費(fèi)支持，從而減輕患者的醫(yī)療負(fù)擔(dān);而“消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)”因?yàn)榇碳ち酸t(yī)療消費(fèi)需求，會(huì)導(dǎo)致總的醫(yī)療消費(fèi)支出的增加。醫(yī)療保險(xiǎn)對參保居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的最終影響，則取決于二者的平衡。

C.H=P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]? （1）

max U（H，I）

s.t. P.HX.H=C.H

B.H=C.H/I

其中，C.H表示醫(yī)療消費(fèi)支出變量，P.H（R）表示醫(yī)療消費(fèi)價(jià)格變量，H表示個(gè)體健康變量，I表示家庭收入變量，X.H[（P.H（R），H，I）]表示醫(yī)療需求數(shù)量變量，與醫(yī)療服務(wù)價(jià)格、健康程度和家庭收入有關(guān)。另外，假定個(gè)體的效用與健康和收入相關(guān)，并且在收入預(yù)算約束下實(shí)現(xiàn)自身效用的最大化。假定B.H表示醫(yī)療負(fù)擔(dān)，用醫(yī)療消費(fèi)支出占家庭收入的比來衡量，則有

B.H=P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]/I

對R求一階導(dǎo)數(shù)得

B.HR=[P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]+

P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.HR]/I。

隨著醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷水平提升，則會(huì)引起醫(yī)療消費(fèi)支出的實(shí)際價(jià)格下降，即P.H（R）R<0。而由于醫(yī)療服務(wù)是正常品，隨著價(jià)格下降，那么個(gè)體對醫(yī)療服務(wù)的需求就會(huì)增加，則有X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）>0。若對式（6）進(jìn)行分段，則前面的“報(bào)銷補(bǔ)償收入”效應(yīng)=P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I的符號為負(fù);后面的“消費(fèi)促進(jìn)”效應(yīng)=P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.HRI的符號為負(fù);整體效應(yīng)的正負(fù)，則取決于個(gè)體醫(yī)療消費(fèi)支出對收入的彈性。具體地講，對于高收入人群而言，由于其不受預(yù)算約束，因此他們的醫(yī)療需求對價(jià)格不敏感，則有

0

P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]<1

適當(dāng)變形，得

0

X.H[P.H（R），H，I]

左右同乘P.H（R）R×1I，得

X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）I<

P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I

可以看出，對于高收入群體而言，其“報(bào)銷收入”效應(yīng)大于“消費(fèi)促進(jìn)”效應(yīng)[18]，則其醫(yī)療負(fù)擔(dān)對醫(yī)療服務(wù)價(jià)格的導(dǎo)數(shù)B.HR為負(fù)，即隨著醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例的提升，醫(yī)療支出的負(fù)擔(dān)下降了;相反，對于受預(yù)算約束的低收入群體，由于這部分人的醫(yī)療消費(fèi)需求對醫(yī)療價(jià)格非常敏感，則有

X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]>1

通過適當(dāng)變形得

P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）RI>

P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I

即“消費(fèi)促進(jìn)”效應(yīng)大于“報(bào)銷收入”效應(yīng)。那么，醫(yī)療負(fù)擔(dān)對醫(yī)療服務(wù)價(jià)格的導(dǎo)數(shù)B.HR為正，即隨著醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例的提升，總的醫(yī)療支出的負(fù)擔(dān)反而上升了。

根據(jù)以上理論模型和推導(dǎo)結(jié)論，提出以下研究假說：（1）總體而言，隨著醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例的提升，農(nóng)村居民的就醫(yī)負(fù)擔(dān)可以得到緩解;（2）就低收入群體而言，醫(yī)療保險(xiǎn)可以一定程度上減輕這部分人的醫(yī)療負(fù)擔(dān);（3）：從收入異質(zhì)性視角來看，農(nóng)村居民就醫(yī)負(fù)擔(dān)隨著報(bào)銷比例提升的變化與其收入水平相關(guān);假如醫(yī)療服務(wù)是正常品，由于高收入群體不受收入預(yù)算約束，那么醫(yī)療保險(xiǎn)就可能具有“親富人”效應(yīng)。在以下的實(shí)證中，先后對以上假說進(jìn)行驗(yàn)證：首先，農(nóng)村參保居民的醫(yī)療支出隨著報(bào)銷比例變化而變化的情形;其次，考慮到收入異質(zhì)性，不同收入水平的人受益程度會(huì)有很大差異，再次，探討不同收入家庭對于報(bào)銷比例的提升的敏感性情形;最后，通過尋求被解釋變量和核心解釋變量的替代變量來做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，采用被解釋變量的滯后一期變量作回歸以消除聯(lián)立因果引起的內(nèi)生性問題。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

鑒于個(gè)體在受到健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)，一般抵御疾病風(fēng)險(xiǎn)的單位都是家庭，本文研究的新農(nóng)合的保障水平對于農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響以家庭作為單位。由于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)是對家庭經(jīng)濟(jì)、個(gè)體人口特征、健康狀況、收入狀況、社會(huì)保障等的全面調(diào)查，且該數(shù)據(jù)覆蓋全國25個(gè)省/市/自治區(qū)涵蓋個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的信息，代表性強(qiáng)，數(shù)據(jù)質(zhì)量高，能夠較好地反映我國近年來經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展變遷。本文采取中國家庭追蹤調(diào)查CFPS數(shù)據(jù)樣本是2010年和2014年家庭面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括家庭成員關(guān)系信息、家庭經(jīng)濟(jì)信息和家庭醫(yī)療保障信息等內(nèi)容，幾個(gè)部分獨(dú)立而又相互聯(lián)系，集中探討新農(nóng)合對參保居民的保障效果。為了剔除逆向選擇的影響，在參與醫(yī)療保險(xiǎn)的問題中只保留其成員全部參加“農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)”或部分參加“農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)”的家庭;然后以家庭為單位將家庭成員數(shù)據(jù)、家庭經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)、村鎮(zhèn)數(shù)據(jù)與個(gè)體數(shù)據(jù)對接，主要選取僅參加新農(nóng)合和任何保險(xiǎn)都未參加的家庭（剔除參加了其他醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭），并且剔除家庭人均收入小于0的異常值，最終得到的有效樣本數(shù)據(jù)12176份，6088個(gè)家庭樣本，并將數(shù)據(jù)整理為平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）變量設(shè)置與統(tǒng)計(jì)性描述

文章希望通過實(shí)證研究檢驗(yàn)新農(nóng)合對參保居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響。根據(jù)世界衛(wèi)生組織（2012）報(bào)告的觀點(diǎn)，醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)可以用醫(yī)療支出占家庭消費(fèi)總支出的比例來衡量，當(dāng)家庭總消費(fèi)數(shù)據(jù)有限時(shí)，可以采用家庭收入作為替代變量。在被解釋變量和核心解釋變量的構(gòu)造和選取方面，進(jìn)行以下界定：首先，在實(shí)證回歸中，采用家庭醫(yī)療支出作為被解釋變量醫(yī)療負(fù)擔(dān)的替代變量;在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，則選取自付醫(yī)療支出和自付比例作為被解釋變量。其次，選取醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)際報(bào)銷比例作為核心解釋變量，并以“年度醫(yī)保報(bào)銷額/醫(yī)療支出”作為計(jì)算實(shí)際報(bào)銷比例的方法。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，則選擇實(shí)際報(bào)銷金額作為核心解釋變量，并且對該變量取對數(shù)處理：log（醫(yī)保補(bǔ)償金額+1）。另外，在解決內(nèi)生性問題上，采用實(shí)際報(bào)銷比例和實(shí)際報(bào)銷金額的滯后一期數(shù)值作為解釋變量，來驗(yàn)證其對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響。再次，在控制變量的選取方面，參考Grossman（1972）健康生產(chǎn)函數(shù)[19]，主要選取以下變量：家庭人口規(guī)模、年齡、受教育程度、自評健康、男性成員占比、是否有黨員等，這些不同特征對參保居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的減輕與否有重要影響。在實(shí)證部分采用的變量以及統(tǒng)計(jì)性描述如表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）報(bào)銷比例對家庭實(shí)際醫(yī)療支出的影響

首先，為衡量醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例對家庭實(shí)際醫(yī)療支出的影響，建立家庭實(shí)際醫(yī)療支出對于報(bào)銷比例回歸的模型：

ln housemedical.it=α.it+β.ihbxblnew.it+γX.it+

μ.i+ε.it （2）

其中，左邊因變量ln housemedical是對家庭實(shí)際醫(yī)療消費(fèi)支出變量取對數(shù)，右邊解釋變量hbxblnew是新農(nóng)合保險(xiǎn)的家庭報(bào)銷比例，X是控制變量。表2為報(bào)銷比例對醫(yī)療支出影響的回歸結(jié)果，其中第（1）列為基準(zhǔn)模型，第（2）列、第（3）列、第（4）列、第（5）列、第（6）列、第（7）列分別為不斷增加控制變量回歸的結(jié)果。

從以上回歸結(jié)果來看，報(bào)銷比例對參保家庭的醫(yī)療花費(fèi)有顯著的負(fù)向影響。即使隨著控制變量的不斷增加，報(bào)銷比例對醫(yī)療花費(fèi)支出依然存在顯著的影響，從表2中第（7）列中可以看出，當(dāng)實(shí)際報(bào)銷比例增加1個(gè)百分點(diǎn)，家庭用于醫(yī)療費(fèi)用的支出額減少約0.17個(gè)①百分點(diǎn)。從控制變量對被解釋變量的影響來看，首先，家庭人均年收入對于農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)參保家庭的醫(yī)療花費(fèi)存在正面的影響;其次，家庭人口數(shù)量對醫(yī)療支出也存在非常顯著的影響，人數(shù)越多，增加了患病的風(fēng)險(xiǎn)數(shù)量，醫(yī)療花費(fèi)的支出也將產(chǎn)生正面的影響;再次，老年人對家庭醫(yī)療的花費(fèi)支出影響較大，因?yàn)槔夏耆嗽庥鼋】碉L(fēng)險(xiǎn)沖擊的概率高于年輕人，尤其是老年人慢性病頻發(fā)大大增加了家庭醫(yī)療支出的可能性;另外，自評健康較差也預(yù)示著疾病風(fēng)險(xiǎn)的增加，將可能導(dǎo)致更大的醫(yī)療支出概率;最后，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對該地區(qū)居民的家庭醫(yī)療支出有顯著的正效應(yīng)。

總體而言，農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷水平越高，參?；颊攉@得的共付比例就越低，就越能從醫(yī)療保險(xiǎn)中獲益更多，從而大大減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)，這也體現(xiàn)了醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷補(bǔ)償效應(yīng)。不過，由于不同收入群體對醫(yī)療保險(xiǎn)價(jià)格的敏感性差異，導(dǎo)致醫(yī)療保險(xiǎn)消費(fèi)效應(yīng)存在差異。因此，醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷補(bǔ)償效應(yīng)與消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)孰大孰小，需要通過不同人群的醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例分配來探討。

（二）醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷利用的異質(zhì)性問題

進(jìn)一步地，本文分析收入對醫(yī)療報(bào)銷利用的異質(zhì)性問題：將CFPS數(shù)據(jù)中家庭按照其人均凈年收入分位數(shù)fincome_per，將樣本家庭分成4組，分別從收入低到高由dumbinslowest（低收入組），dumbinslower（較低收入組），dumbinshigher（較高收入組），dumbinshighest（高收入組）表示，為了消除多重共線性，去掉其中一個(gè)表示較低收入組變量dumbinslower，同時(shí)加入收入組別與實(shí)際報(bào)銷比例的交叉項(xiàng)（即低收入組、較高收入組和高收入組分別與實(shí)際報(bào)銷比例的交叉項(xiàng)dumbinslowest×bxbl、dumbinshigher×bxbl、dumbinshighest×bxbl），對于醫(yī)療負(fù)擔(dān)的收入異質(zhì)性，實(shí)證結(jié)果如表3所示。

ln zifumed.it=α.it+σ.itbxbl+

δ.itln fincome_per+μ.itdumbinslowest+

γ.itdumbinshigher+η.itdumbinshighest+

β.itdumbinslowestbxbl+θ.itdumbinshigherbxbl+

λ.itdumbinshighestbxbl+ε.it （3）

表3通過對收入變量進(jìn)行分組，以分析不同收入水平下醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷的差異性。其中，第（1）-（3）列回歸探討醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例對自付金額的影響;第（4）-（6）列回歸則探討醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例對醫(yī)療總花費(fèi)的影響。

分析居民醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例對不同收入水平下的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的差異性。研究發(fā)現(xiàn)隨著居民醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)施，實(shí)際報(bào)銷比例的增加，對于高收入家庭則促進(jìn)了醫(yī)療的消費(fèi)，進(jìn)而獲得更多的醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)償金額;而對于低收入群體而言，受收入預(yù)算線約束，即使有更高的報(bào)銷比例，但是自付門檻仍然超出了這部分群體的收入水平，從而抑制了其從醫(yī)療保險(xiǎn)獲得更多的報(bào)銷補(bǔ)償，這部分群體并沒有從醫(yī)療保險(xiǎn)政策中獲取更多的補(bǔ)償。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前面通過將總的醫(yī)療費(fèi)用支出作為被解釋變量來探討醫(yī)療報(bào)銷比例對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，通過尋求被解釋變量的替代變量來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用自付金額和自付比例作為醫(yī)療負(fù)擔(dān)的代理變量來進(jìn)一步驗(yàn)證醫(yī)療報(bào)銷比例對自付金額和自付比例的影響。同時(shí)，為了解決內(nèi)生性問題，采用滯后一期報(bào)銷比例和當(dāng)期醫(yī)療負(fù)擔(dān)作為回歸的自變量和因變量，這樣就可以解決當(dāng)期報(bào)銷比例與保險(xiǎn)花費(fèi)的內(nèi)生性問題。具體地，采用2010年的報(bào)銷比例變量和報(bào)銷金額變量、2014年的報(bào)銷比例變量和報(bào)銷金額變量，對2014年的自付比例和自付金額變量進(jìn)行回歸，具體回歸方程為

Y.it=α.0+α.1X.it+α.2β.i+μ.i+ε.it （4）

其中，Y.it為參保新農(nóng)合的自付金額變量或自付比例變量;i是參保個(gè)體，t是時(shí)間;X.it是與時(shí)間和個(gè)體相關(guān)的控制變量;β.i為解釋變量報(bào)銷金額（取對數(shù)+1）變量或報(bào)銷比例變量，以及滯后一期的報(bào)銷金額變量和報(bào)銷比例變量;μ.i是只隨個(gè)體i變化而不受時(shí)間影響的個(gè)體固定效應(yīng);ε.it為擾動(dòng)項(xiàng)。表4是穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果。

通過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果，可以看到，在采用自付金額和自付比例作為衡量醫(yī)療負(fù)擔(dān)的替代變量時(shí)，解釋變量報(bào)銷比例對被解釋變量自付金額變量和自付比例變量都呈現(xiàn)顯著的負(fù)面影響，這說明隨著報(bào)銷比例的增加，自付金額逐步降低，自付比例也下降。具體地，表4中第（1）列是當(dāng)期報(bào)銷比例對當(dāng)期自付金額的影響;第（2）列是滯后一期報(bào)銷比例對當(dāng)期自付金額的影響;第（3）列則是當(dāng)期報(bào)銷金額對當(dāng)期自付比例的影響;第（4）列則是滯后一期報(bào)銷金額（對數(shù)值）對自付比例的影響。特別地，通過對比當(dāng)期自付金額和自付比例，將滯后一期的報(bào)銷比例與當(dāng)期自付比例進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)報(bào)銷比例與自付金額和比例存在此消彼長的關(guān)系，并且剔除了當(dāng)期的影響，這增加了說服力，提升了實(shí)證結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與政策建議

本文針對農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)，采用CFPS數(shù)據(jù)2010年和2014年的數(shù)據(jù)實(shí)證分析了醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例的提升對于農(nóng)村居民家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，可以得出以下結(jié)論：第一，總體而言，提升醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷比例有利于降低參保居民的自付比例，減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)。同時(shí)，提高報(bào)銷比例有利于提升參保群體獲得醫(yī)療消費(fèi)的能力，有利于實(shí)現(xiàn)“有病可醫(yī)”。第二，異質(zhì)性分析顯示，對于高收入群體而言，醫(yī)療保險(xiǎn)的消費(fèi)促進(jìn)效應(yīng)大于報(bào)銷補(bǔ)償效應(yīng)。而對于低收入群體而言，在醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例和范圍一定的情況下，家庭收入預(yù)算一定程度上抑制了醫(yī)療消費(fèi)。

關(guān)于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的進(jìn)一步完善方面，本文基于實(shí)證研究結(jié)果提出以下政策建議：首先，中央政府要進(jìn)一步加大對基本醫(yī)療保險(xiǎn)的財(cái)政資金補(bǔ)貼投入力度，各級政府也要加大配套資金投入，保證基本醫(yī)療保險(xiǎn)基金的可持續(xù)發(fā)展。其次，要進(jìn)一步完善基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷制度和報(bào)銷流程，尤其是想辦法解決城鎮(zhèn)老年居民的異地報(bào)銷問題，更大程度上惠及更多的參保群眾。再次，需要進(jìn)一步加大宣傳城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和大病保險(xiǎn)政策，提升低收入群體獲取報(bào)銷的能力，提升醫(yī)療保險(xiǎn)對這部分群體的受惠程度，增強(qiáng)醫(yī)療保險(xiǎn)的“親貧困”效應(yīng)。

注釋：

① e-1.7821≈0.17。

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（責(zé)任編輯：厲 亞）

The Heterogeneity of Medical Insurance to Reduce

the Medical Burden of Rural Residents' Families：

Empirical Evidence from CFPS Data

ZHOU Xinfa1，2， SHI Anqichen3

（1. Regional Economic and Green Development Institute， Hunan Academy of Social Sciences，

Changsha，Hunan 410003，China; 2. School of Economics， Peking University， Beijing 100871，China;

3. School of Insurance， Shanghai Lixin College of Accounting and Finance， Shanghai 201209， China）

Abstract：Based on the data of Chinese family Panel Survey （CFPS）， this paper investigates the effect of reimbursement income and consumption promotion on the medical burden of rural residents' basic medical insurance. The results show that with further strengthening of the national medical insurance subsidy policy and the increase of reimbursement proportion， it is conducive to reduce the medical burden of rural residents' basic medical insurance families， especially the vulnerable families including the elderly and members with poor health. Furthermore， the heterogeneity analysis of families with different income levels shows that the low-income group is limited to the budget constraints， and the actual benefit from the basic medical insurance of rural residents is not as good as the middle and high-income groups. The new rural cooperative medical system has a certain degree of "pro-rich" effect.

Key words：basic medical insurance; medical burden; reimbursement level; "pro-rich" effect

收稿日期： 2021-04-10; 修回日期： 2021-07-19

基金項(xiàng)目： ?教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目（18YJC790239）、國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（19BGL203）、第62批博士后基金（2018M192094）

作者簡介： 周新發(fā)（1981—），男，湖南衡陽人，湖南省社會(huì)科學(xué)院助理研究員，北京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士后，哈佛大學(xué)訪問學(xué)者，研究方向：醫(yī)療保險(xiǎn);石安其琛（1990—），女，博士，通訊作者，上海立信會(huì)計(jì)金融學(xué)院保險(xiǎn)學(xué)院講師，研究方向：社會(huì)保障。