章安琦 章耿 王晟昱

摘 要：城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度一體化是否促進了醫(yī)療服務(wù)利用公平性，目前還有待科學論證?；诎驳律t(yī)療服務(wù)利用行為模型，評估合并城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平性的影響，并檢驗補充醫(yī)療保險對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險相比之前城鄉(xiāng)居民二元基本醫(yī)療保險制度縮小了城鄉(xiāng)居民健康檢查項目數(shù)的差異，但擴大了不健康群體城鄉(xiāng)居民間住院治療的差異。（2） 對于身體不健康群體而言，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并更有利于城鎮(zhèn)居民住院治療，進而擴大了城鄉(xiāng)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差距。（3）補充醫(yī)療保險可以調(diào)節(jié)不同戶口性質(zhì)居民住院治療的差異性。因此，應(yīng)進一步普及補充醫(yī)療保險制度，促進建成制度統(tǒng)一、受益公平的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度體系。

關(guān)鍵詞：公平;醫(yī)療保險;城鄉(xiāng)居民;醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)

中圖分類號：F842;C939 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）02-0038-11

建立健全覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療保障制度是我國新醫(yī)改的主要目標之一。20 世紀90 年代以來，我國在全國范圍內(nèi)逐步建立了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險，為企業(yè)職工、農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)非就業(yè)居民提供了基本醫(yī)療保障。截至2021 年底，全國基本醫(yī)療保險參保人數(shù)136 297 萬人，參保率穩(wěn)定在95%以上。從參保人數(shù)上看，我國已經(jīng)建立了全民醫(yī)療保險制度，醫(yī)療保障改革取得了巨大成就。然而，由于城鄉(xiāng)雙部門模式體制和醫(yī)療資源的倒“金字塔”配置格局，城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療服務(wù)的公平性和可及性方面的不平衡日益加劇，在醫(yī)療服務(wù)利用方面的不平等現(xiàn)象愈發(fā)嚴重[1-4] 。從世界各國基本醫(yī)療保險制度發(fā)展過程來看，促進公民滿足基本醫(yī)療需求是制度目標，各國始終以公平性作為評價醫(yī)療保障的重要指標和基本準則[5] 。因此，解決城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用不公平問題具有非常重要的意義。

為解決城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用不公平，保證居民公平地享受健康權(quán)利，國家先后推出多項政策措施，不斷完善基本醫(yī)療保障體系。2009 年，《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》要求有條件的地區(qū)積極探索建立城鄉(xiāng)一體化的基本醫(yī)療保障體系。然而由于城鄉(xiāng)經(jīng)濟水平的差距，大部分地區(qū)采取的是一制多檔的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險模式，該模式直接延續(xù)了新型農(nóng)村合作醫(yī)療和以往城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的繳費和報銷標準，僅僅打破了城鄉(xiāng)居民選擇保險的邊界[6] 。一些經(jīng)濟發(fā)達、城鄉(xiāng)居民收入差距較小的地區(qū)，實行城鄉(xiāng)居民一級醫(yī)療保險模式，實行統(tǒng)一的繳費和報銷標準。個別地區(qū)進一步推進了城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的一體化。2016 年發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》要求各地合理確定城鄉(xiāng)統(tǒng)一的居民醫(yī)?；I資標準，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險個人繳費標準差距較大的地區(qū)，可采取差別繳費的辦法，利用2～3 年時間逐步過渡。國家醫(yī)療保障局和財政部《關(guān)于做好2019 年城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保障工作的通知》要求各地做好“六個統(tǒng)一”，即在覆蓋范圍、籌資政策、保障待遇、醫(yī)保目錄、定點管理、基金管理方面做到城鄉(xiāng)統(tǒng)一，并進一步要求統(tǒng)一經(jīng)辦服務(wù)和信息系統(tǒng)，確保統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度全面建立，實現(xiàn)保障更加公平的目標。黨的二十大再次強調(diào)推進健康中國建設(shè)，要求“把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置，完善促進人民健康政策”。以保障醫(yī)療服務(wù)利用公平性為目的的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度一體化是否促進了醫(yī)療服務(wù)利用公平性，目前還有待科學論證。

一、文獻回顧與研究思路

打破城鄉(xiāng)分割和提高城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)利用公平性是城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險統(tǒng)籌的重要目標[7] 。在案例研究方面，一些學者分別對我國某一地區(qū)城鄉(xiāng)統(tǒng)籌醫(yī)療保險實踐的主要舉措、特征、實施效果及存在的問題進行了介紹[8-11] 。在量化研究方面，劉小魯[3] 、申宇鵬[12] 發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對醫(yī)療服務(wù)利用水平?jīng)]有產(chǎn)生顯著影響，原因可能是城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險并未顯著縮小醫(yī)療保險實際補償率的城鄉(xiāng)差異。馬超等[13] 認為應(yīng)關(guān)注實質(zhì)公平，實質(zhì)公平相比無政策障礙城鄉(xiāng)居民醫(yī)保統(tǒng)籌模式，更有利于機會平等。朱鳳梅[14] 從戶籍改革角度分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非相比戶籍未變的城鄉(xiāng)居民住院醫(yī)療服務(wù)支出水平更低，門急診服務(wù)利用可能性更高。劉歡等[15] 從公共服務(wù)均等化視角入手，以中國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)基本醫(yī)療保險受益公平性對于不同收入群體存在顯著差異。引入醫(yī)療保健補償水平進行驗證，結(jié)果呈現(xiàn)出低收入群體在醫(yī)療保健方面具有顯著差異性，而這種差異性并未被商業(yè)醫(yī)療保險及社會醫(yī)療救助的補充作用所抵消，且醫(yī)療保健支出增多會降低個體住院等費用支出，而高收入群體具有更多的醫(yī)療保健支出，從而形成新的不公平[16] 。朱銘來等[17] 發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)換社會基本醫(yī)療保險類型使居民的住院和自付醫(yī)療費用顯著上升，在排除醫(yī)療需求自然釋放對醫(yī)療支出的影響后，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療機構(gòu)會誘導過度醫(yī)療。

城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險打破了制度壁壘，從制度上使農(nóng)村居民和城鎮(zhèn)居民能夠有平等的機會利用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，但并未使城鄉(xiāng)居民真正達到醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平。城鄉(xiāng)戶口差異如何影響居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用呢？ Andersen[18] 建立的醫(yī)療服務(wù)利用行為模型認為，一是傾向因素（predisposing），指疾病發(fā)生之前，有哪些特質(zhì)的人比較傾向使用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。城鄉(xiāng)、性別、年齡和婚姻狀況都會影響使用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)[19] 。二是能力因素（enabling），即個人獲得醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的能力。經(jīng)濟狀況、就醫(yī)方便程度會顯著影響農(nóng)村居民就醫(yī)選擇。這意味著，即使實施了城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)可及性也會偏低。一方面由于認知和選擇慣性，居民不會改變就醫(yī)行為;另一方面農(nóng)村居民由于距離醫(yī)療機構(gòu)遠可能會小病拖大病，由此增加住院治療的幾率，而不會增加預(yù)防性保健和門診治療[14] 。三是需要因素（need），即個體身體出現(xiàn)不適需要醫(yī)療保健時選擇就醫(yī)，慢性病、失能以及身體健康狀況都會影響個體的就醫(yī)需要。城市和農(nóng)村居民受長時間的二元經(jīng)濟影響，對就醫(yī)態(tài)度有所不同、需要有所不同。

發(fā)展完善補充醫(yī)療保險可以改善城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用上的不公平。本文的補充醫(yī)療保險采用CHARLS 問卷中的定義，相對于城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險而言，包括商業(yè)醫(yī)療保險、社會互助和社區(qū)醫(yī)療保險等多種形式。2021 年國家醫(yī)保局和財政部《關(guān)于建立醫(yī)療保障待遇清單制度的意見》的出臺，明確基本醫(yī)療保險待遇支付政策，包括住院、普通門診、門診慢特病，醫(yī)療費用的起付標準、支付比例和最高支付限額等基準待遇標準。在制度層面，我國城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險制度已經(jīng)實現(xiàn)統(tǒng)一，不同戶口性質(zhì)居民存在醫(yī)療服務(wù)利用差異需要通過其他方法來消除。同時，大病醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險可以促進城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)利用公平，提高弱勢群體的利用水平。2020 年《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》提出，到2030 年全面建成多支柱共同發(fā)展的醫(yī)療保障制度體系，保障病有所醫(yī)。本文認為參加補充醫(yī)療保險會促進城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)公平。

圖1 展示了本文寫作的邏輯思路。根據(jù)安德森醫(yī)療服務(wù)利用行為模型，傾向、能力、需要三類因素會影響人們的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差異。我國城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險二元分立的醫(yī)療保障體系擴大了居民間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差異。針對這個現(xiàn)象，政府整合城鄉(xiāng)醫(yī)療保險，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險來消除制度不公平并減小城鄉(xiāng)差異。本文評估合并城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平性的影響，并檢驗補充醫(yī)療保險對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平性的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

從基本醫(yī)療保險均等化制度設(shè)計入手，關(guān)注制度保障對城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用公平性的影響具有重要意義?；踞t(yī)療保險制度的均等化，主要是指在統(tǒng)籌區(qū)域內(nèi)，參保者參加相同的制度繳納相同保費，參保者的受益具有均等性，其中，最重要的應(yīng)是實現(xiàn)權(quán)利均等化。本文研究基本醫(yī)療保險的公平性，考察我國居民基本醫(yī)療保險制度改革是否有利于不同群體從制度中公平受益。強化對基本醫(yī)療保險公平性的評估，有助于進一步優(yōu)化制度設(shè)計?，F(xiàn)有文獻主要側(cè)重典型案例的介紹和統(tǒng)計描述，鮮有城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)利用差異改善情況的研究。

本文以中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過二元Logit 和OLS 方法研究不同戶口性質(zhì)參保城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險者利用醫(yī)療服務(wù)的差異，以及參加不同保險種類醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差異，使用雙重差分法（DID）檢驗合并城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險后醫(yī)療服務(wù)利用情況，最終檢驗補充醫(yī)療保險是否可以調(diào)節(jié)醫(yī)療服務(wù)利用公平性。本文與以往研究的不同在于：一是研究合并城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險背景下戶口不同可能對城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生影響，而非“是否參?！币约啊爸贫炔町悺钡膯栴};二是利用雙重差分法檢驗制度改革帶來的醫(yī)療服務(wù)使用變化;三是探索補充醫(yī)療保險可能對醫(yī)療服務(wù)利用差異帶來的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

（一）數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自北京大學國家發(fā)展研究院組織的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。該數(shù)據(jù)通過抽樣方式主要采集了中國中老年人家庭和個人的微觀數(shù)據(jù)。

由于2015 年后參加居民基本醫(yī)療保險的人較多，且城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險合并主要發(fā)生在2016 年以后，本文樣本的構(gòu)建使用了其中的2015 年與2018年全國追蹤調(diào)查。在醫(yī)療保險的相關(guān)問卷中詳細反映了城鄉(xiāng)統(tǒng)籌情況。根據(jù)CHARLS 問卷設(shè)置的說明，“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險”指“一些地區(qū)率先將城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險與新型農(nóng)村合作醫(yī)療合并，推行統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度”。本文刪除公共部門以及城鎮(zhèn)職工樣本，僅保留農(nóng)村和城鎮(zhèn)居民樣本，最終在主回歸中使用的有效樣本量為2 394 個。

（二）變量

1. 主要被解釋變量：城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生利用。本文使用是否住院作為醫(yī)療服務(wù)利用的一個指標，來分析居民面對大病的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用狀況。此外，體檢有利于及時發(fā)現(xiàn)病情、為醫(yī)治爭取寶貴時間已經(jīng)成為社會的共識，因此本文選取體檢項目數(shù)作為醫(yī)療服務(wù)利用的另一個指標來分析居民對健康預(yù)防、疾病診療的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用狀況。在是否接受住院治療中，將近一年內(nèi)未接受住院治療取值為0（hospital =0）、接受住院治療取值為1（hospital=1）;在檢查項目數(shù)中，將包括體格檢查、血常規(guī)、尿常規(guī)、肝功能、腎功能、血脂三項、空腹血糖、外科、內(nèi)科、五官科、心電圖、腹部B 超、胸部透視、男女專科等檢查項目數(shù)進行匯總。

2. 主要解釋變量：戶口性質(zhì)和保險類型。在戶口性質(zhì)中，將農(nóng)業(yè)戶口者取值為0（hukou = 0），表示農(nóng)村居民;非農(nóng)業(yè)戶口者取值為1（hukou = 1），表示城鎮(zhèn)居民。在保險類型中，將參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險者取值為0（insurance_s =0）， 參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險者取值為1（insurance_s =1）。

3. 其他解釋變量。根據(jù)安德森健康行為模型，個體的個人特征、能力因素、需要因素等影響個人健康并進一步影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用，此模型被廣泛用于相關(guān)研究中。在個人特征方面，隨著年齡增加，人均醫(yī)療支出逐步增加，城市相比農(nóng)村更多地使用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。此外，性別也會影響醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用。在能力因素方面，收入越高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用越多，且發(fā)現(xiàn)教育程度越高，衛(wèi)生服務(wù)利用越多。在需要因素方面，健康狀況越差醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用越多。由于醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)滿意度可能影響就醫(yī)，本文將此變量也作為需要因素方面的控制變量。綜上，個人特征選取性別（gender）、年齡（age）、婚姻狀況（marital）作為解釋變量，在能力因素方面選取受教育水平（edu） 、收入（income）、各社區(qū)人均收入（income_c）作為解釋變量，在需要因素方面選取自評健康（health）、是否喝酒（drink）、對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的滿意度（satisfied_lhcs）作為解釋變量。

4. 調(diào)節(jié)變量：是否有補充保險（insurance_b）。是否具有補充保險影響居民的看病花費進而影響其就醫(yī)選擇，因此將其作為調(diào)節(jié)變量。

由表1 描述性統(tǒng)計可知，全樣本是否接受住院治療的均值為0. 157，農(nóng)村樣本為0. 152，城鎮(zhèn)戶口樣本為0. 196。城鎮(zhèn)樣本選擇接受住院治療的均值顯著大于農(nóng)村樣本選擇接受住院治療的均值。在檢查數(shù)目上，全樣本均值為4. 265，農(nóng)村樣本均值為

4. 158，城鎮(zhèn)樣本均值為4. 943。城鎮(zhèn)樣本檢查項目的均值顯著大于農(nóng)村戶口樣本檢查項目的均值。

其他控制變量方面，戶口的均值為0. 135，CHARLS 問卷調(diào)查的農(nóng)村樣本量顯著多于城鎮(zhèn)樣本量。性別的均值為0. 455，說明男性和女性分布較為平均。年齡的均值為61. 754 歲，最小值18 歲，最大值97 歲，盡管CHARLS 為專業(yè)調(diào)查45 歲及以上中國中老年人家庭和個人的微觀數(shù)據(jù)，但是為了盡可能多的保留真實的樣本，我們保留所有樣本。全樣本中婚姻狀態(tài)的均值為0. 788，表明大多數(shù)人為已婚或者同居狀態(tài)，農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本差異不大。受教育年限的全樣本均值為4. 972 年，其中農(nóng)村樣本為4. 71 年、城鎮(zhèn)樣本為6. 461 年，城鎮(zhèn)樣本的受教育年限顯著高于農(nóng)村樣本受教育年限。全樣本中，是否飲酒的均值為0. 334，農(nóng)村樣本的均值略低于城鎮(zhèn)樣本均值。全樣本中對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)滿意度均值為3. 355，農(nóng)村樣本的均值略高于城鎮(zhèn)樣本均值。全樣本中居民個人收入的對數(shù)均值為5. 824，農(nóng)村樣本均值為5. 71，城鎮(zhèn)樣本均值為6. 676。全樣本中居民所在社區(qū)平均收入的對數(shù)均值為9. 044，農(nóng)村樣本均值為8. 953，城鎮(zhèn)樣本均值為9. 576。全樣本中居民健康狀況均值為2. 019，農(nóng)村樣本均值為2. 017，城鎮(zhèn)樣本均值為2. 007，兩者差異很小。

在調(diào)節(jié)變量中，全樣本是否有補充醫(yī)療保險樣本均值為0. 072，農(nóng)村樣本均值為0. 068，城鎮(zhèn)樣本均值為0. 088。

（三）實證方法

1. 二元Logit 回歸。由于住院治療是二分類變量，這里使用Logit 模型分析戶口差異對住院治療的影響，同理使用該模型分析社會基本醫(yī)療保險類別差異對住院治療的影響。假設(shè)Y = 1 即居民接受住院治療的概率為1，Y = 0 即居民不接受住院治療的概率為1-P，Logit 模型的具體形式如下：

其中， xit 為第t 個解釋變量， ωt 為相應(yīng)的回歸系數(shù)。ω0 表示回歸截距項。為了比較各解釋變量對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)使用影響大小，可將回歸系數(shù)ωt 進一步轉(zhuǎn)換[Exp（ ωt ）]為優(yōu)勢比（OR）。在匯總時，本文進一步地計算出Logit 模型的平均邊際效應(yīng)。

2. OLS 回歸。為檢驗戶口性質(zhì)對參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險者檢查醫(yī)療項目數(shù)的影響，以及社會基本醫(yī)療保險類別差異對檢查項目數(shù)的影響，本文使用OLS 模型分析，模型的具體形式如下：

三、實證結(jié)果

為了檢驗合并后參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的不同戶口性質(zhì)居民中醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用是否存在實質(zhì)性差異，本文使用Logit 回歸分析參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險者不同戶口性質(zhì)間住院治療差異，使用OLS 回歸分析參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險者不同戶口性質(zhì)間檢查項目數(shù)差異。

1. 分析不同戶口性質(zhì)居民住院治療的差異。表2 為使用Logit 回歸分析結(jié)果，系數(shù)為解釋變量的平均邊際效應(yīng)。表2 的（1）列為全樣本結(jié)果，（2）列為健康狀況差的樣本結(jié)果，（3）列為健康狀況一般的樣本結(jié)果，（4）列為健康狀況好的樣本結(jié)果。

由表2（1）列可知，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療概率高51. 7%，在0. 05 的水平上顯著。在控制變量上，不同性別、婚姻狀態(tài)、教育程度、飲酒狀況、對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的滿意度、社區(qū)層面的平均收入在住院治療方面無顯著差異;年齡越大越可能住院治療;收入高的個體更可能不住院治療，健康狀況好的人更可能住院治療。

由表2 第（2） ～（4）列可知，在健康狀況差的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療概率高76. 2%，在0. 01 的水平上顯著。在健康狀況一般的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療概率高15. 2%，但不顯著。在健康狀況好的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療概率高10. 9%，但不顯著。

2. 分析不同戶口性質(zhì)居民檢查項目的差異。由表3 第一列可知，城鎮(zhèn)居民檢查項目數(shù)比農(nóng)村居民低13. 5%，但不顯著。在控制變量上，不同性別、健康狀況對不同戶口居民檢查項目數(shù)無顯著影響;年齡越大越可能進行更多的健康項目檢查;在婚群體比非在婚群體進行更多的健康項目檢查;教育程度越高越可能進行更多的項目檢查;飲酒居民相比非飲酒居民進行更少的項目檢查;對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)越滿意越可能進行更多的項目檢查;個人收入越高越可能進行更多的項目檢查，社區(qū)人均收入越高越可能進行更多的項目檢查。

由表3（2） ～（4）列可知，在健康狀況差的樣本中，城鎮(zhèn)居民健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民健康項目檢查數(shù)高26. 5%，不顯著。在健康狀況一般的樣本中，城鎮(zhèn)居民健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民健康項目檢查數(shù)低67. 2%，不顯著。在健康狀況好的樣本中，城鎮(zhèn)居民健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民健康項目檢查數(shù)高54. 0%，不顯著。

四、進一步分析

本部分主要分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差異變化，以及如何縮小差異。首先分析2015 年和2018 年參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的居民在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用上的差異，并與參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險中城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的差異作對比。其次，分析居民從參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)變?yōu)槌青l(xiāng)居民基本醫(yī)療保險醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用變化，以及城鎮(zhèn)居民由參保城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒈３青l(xiāng)居民基本醫(yī)療保險后醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用變化。再次，本文以是否參加補充醫(yī)療保險為調(diào)節(jié)變量，檢驗補充醫(yī)療保險對城鄉(xiāng)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用差異的調(diào)節(jié)作用。最后，刪減小于45 歲的樣本，做穩(wěn)健性檢驗。

（一）新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險醫(yī)療服務(wù)使用差異

表4 為使用Logit 回歸的分析結(jié)果。（1） ～（4）列分別表示全樣本、健康狀況不好的樣本、健康狀況一般的樣本和健康狀況好的樣本。由表4 可知，2015 年和2018 年全樣本中，參保不同醫(yī)療保險種類住院治療情況有顯著差異，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的居民住院治療的概率要顯著高于參加新型農(nóng)村居民醫(yī)療保險者。但是在不同健康類別中，參加不同醫(yī)療保險種類，在住院治療方面沒有顯著差異。且2018 年相比2015 年，無論是全樣本還是各個分樣本中，參加不同醫(yī)療保險住院治療方面的差異都在變小。

將這里的結(jié)果與主回歸中的結(jié)果相比可以發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險合并之后，兩類居民間住院治療差異變大，尤其是對于健康狀況差的居民而言，農(nóng)業(yè)戶口居民在住院治療上變得更加不公平。表5 為使用OLS 回歸的分析結(jié)果，（1） ～（4）列分別表示全樣本、健康狀況不好的樣本、健康狀況一般的樣本和健康狀況好的樣本。由表5 可知，2015 年和2018 年全樣本中，參保不同醫(yī)療保險種類會顯著影響健康檢查項目數(shù)，參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險的居民健康檢查項目數(shù)要顯著高于參加新型農(nóng)村居民醫(yī)療保險者。2018 年相比2015 年，參加不同醫(yī)療保險對健康檢查項目數(shù)影響在變小，但依然顯著。在不同健康類別中，參加不同類型的醫(yī)療保險對不健康的居民檢查項目數(shù)影響差異小于健康一般群體和健康狀況好的群體，且總體上看，差異均較為顯著。

將這里的結(jié)果與主回歸中的結(jié)果相比可以發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險合并之后，城市居民和農(nóng)村居民之間健康檢查項目數(shù)的差異在變小，尤其是對于健康狀況好的居民而言，農(nóng)業(yè)戶口居民享受的檢查項目數(shù)和非農(nóng)業(yè)戶口居民相比差異在顯著縮小。這說明，農(nóng)業(yè)戶口居民和非農(nóng)業(yè)戶口居民在健康預(yù)防及診斷上享受的醫(yī)療服務(wù)更加公平。

（二） 新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險以及城鎮(zhèn)居民醫(yī)保轉(zhuǎn)變成城鄉(xiāng)居民醫(yī)保后醫(yī)療衛(wèi)生使用變化狀況

由表6（1） ～ （4）列可知對于不健康群體和健康狀況一般群體，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險提高了農(nóng)業(yè)戶口居民住院治療可能性，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險轉(zhuǎn)成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險也增加了非農(nóng)業(yè)戶口居民住院治療可能性，且城鎮(zhèn)居民相比農(nóng)村居民住院治療可能性增加的幅度更大。由表6（5） ～ （6）列可知健康一般的組別，從參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)為參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險減少了農(nóng)業(yè)戶口居民住院治療率，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險轉(zhuǎn)成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險增加了非農(nóng)業(yè)戶口居民住院治療率。總體來看，合并城鄉(xiāng)居民基本保險更有利于城鎮(zhèn)居民的住院治療，使城鄉(xiāng)居民間的住院差異變大。

由表7（1） ～（6）列可知對于不健康群體、健康一般群體和健康群體，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險提升了農(nóng)業(yè)戶口居民檢查項目數(shù)，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險轉(zhuǎn)成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險也增加了非農(nóng)業(yè)戶口居民檢查項目數(shù)。對于不健康和很健康群體，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保相比農(nóng)業(yè)戶口居民轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保更有利于檢查項目數(shù)的增加，即新制度更有利于城鎮(zhèn)居民。對于健康狀況一般的群體，農(nóng)業(yè)戶口居民轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險顯著提升了檢查項目數(shù)，城鎮(zhèn)居民轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險提升了項目檢查數(shù)，但不顯著，即新制度更有利于農(nóng)村居民。

（三）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文選取是否具有補充醫(yī)療保險作為調(diào)節(jié)變量進行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗，檢驗補充醫(yī)療保險是否可以調(diào)節(jié)伴隨著戶口不同而來的醫(yī)療服務(wù)利用差異。具體模型設(shè)置如下：

Health_use = α0 +α1hukou +α2M +α3hukou ×M +α4Xi +εi （5）

Health_use 表示被解釋變量，即醫(yī)療服務(wù)使用情況，α0 為常數(shù)項，hukou 表示戶口性質(zhì)，M 表示調(diào)節(jié)變量，hukou×M 表示調(diào)節(jié)變量與戶口的交乘項，其系數(shù)反映調(diào)節(jié)效應(yīng)情況， Xi 表示一系列的控制變量，εi 為隨機誤差。具體進行調(diào)節(jié)效應(yīng)分析時，將自變量和調(diào)節(jié)變量做中心化處理。

由表8 可知，補充醫(yī)療保險可以調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)居民住院治療差異，使城鄉(xiāng)居民住院治療更公平。但對健康檢查項目數(shù)差異的調(diào)節(jié)作用不顯著，即補充醫(yī)療保險不會造成城鄉(xiāng)居民間健康檢查項目數(shù)上新的不公平。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文刪除年齡小于45歲的樣本，對主回歸做穩(wěn)健性檢驗。

由表9 可知，刪除45 歲以下樣本后，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療可能性高42. 7%，在0. 05 的水平上顯著。根據(jù)表9（2） ～（4）列，在健康狀況差的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療可能性高82. 0%，在0. 01 的水平上顯著。在健康狀況一般的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療可能性高13. 7%，不顯著。在健康狀況好的樣本中，城鎮(zhèn)居民住院治療比農(nóng)村居民住院治療可能性高28. 4%，不顯著。結(jié)果與主回歸結(jié)果在顯著性水平上完全相同，在代表影響差異的系數(shù)上也十分接近，結(jié)果非常穩(wěn)健。

由表10（1）列可知，刪除45 歲以下樣本后，城鎮(zhèn)居民檢查項目數(shù)比農(nóng)村居民檢查項目低9. 8%，不顯著。根據(jù)表10（2）～（4）列，在健康狀況差的樣本中，城鎮(zhèn)居民接受健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民接受健康項目檢查數(shù)高34. 9%，不顯著。在健康狀況一般的樣本中，城鎮(zhèn)居民接受健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民接受健康項目檢查數(shù)低69. 8%，在0. 1 的水平上顯著。在健康狀況好的樣本中，城鎮(zhèn)居民接受健康項目檢查數(shù)比農(nóng)村居民接受健康項目檢查數(shù)高70. 9%，不顯著。結(jié)果與主回歸結(jié)果在顯著性水平上完全相同，在代表影響差異的系數(shù)上也較為接近，結(jié)果穩(wěn)健。

五、結(jié)論和啟示

本文基于2015 年與2018 年CHARLS 數(shù)據(jù)，采用 OLS 模型、Logit 模型、雙重差分模型以及調(diào)節(jié)效應(yīng)模型重點考察了合并城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險后戶口性質(zhì)與醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的關(guān)系，同時分組討論了不同健康群體的情況。在此基礎(chǔ)上分析了參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險居民間利用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的差異，以及參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的居民轉(zhuǎn)變?yōu)槌青l(xiāng)居民基本醫(yī)療保險后醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的變化，并尋找了可能調(diào)節(jié)不同戶口利用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)差異的因素。研究發(fā)現(xiàn)：在參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的人群中，城鎮(zhèn)居民利用住院治療顯著高于農(nóng)村居民，不健康群體中的這種差異更大。一方面，醫(yī)療水平較高的醫(yī)院一般分布在城鎮(zhèn)地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)往往很難針對大病進行有效的住院治療，這會增加農(nóng)村地區(qū)居民前往城市醫(yī)療機構(gòu)看病的路費、家屬隨同護理費以及較多的時間成本。所以城鎮(zhèn)居民利用住院治療會高于農(nóng)村居民。另一方面，農(nóng)村居民長久形成的“小病拖、大病扛、重病等著見閻王”的疾病觀念以及農(nóng)村居民相比城市居民收入更低等原因也影響了農(nóng)業(yè)居民比城鎮(zhèn)居民享受更多的住院治療。

參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險利用住院治療與參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保之間沒有顯著差異。合并后的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度相比城鄉(xiāng)二元醫(yī)療保險制度拉大了城鄉(xiāng)居民間住院治療的差異，尤其是對于不健康群體而言。使用雙重差分法進行檢驗發(fā)現(xiàn)，這種變化可能是由于對于身體不健康群體，從城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險帶來的住院治療增加遠大于由新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險帶來的住院治療增加。因此有必要通過補充保險等其他保障措施，使城鄉(xiāng)居民間的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平度更高。

參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的人群中，城鎮(zhèn)居民健康檢查項目數(shù)與農(nóng)村居民沒有顯著差異。從沒有合并城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險的樣本看，參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險健康檢查項目數(shù)顯著低于參加城居保的居民。使用雙重差分法進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，由新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險和由城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險轉(zhuǎn)為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險均增加了居民的檢查項目數(shù)，對于健康狀況一般的群體而言，對農(nóng)村居民的檢查項目數(shù)提升作用尤為顯著?？梢?，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度合并改變了農(nóng)村居民對于疾病的態(tài)度，使農(nóng)村居民更加積極地了解自己的身體健康狀況。我國城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度對于促進不同戶口性質(zhì)居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用公平效果顯著，需繼續(xù)促進城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險一體化改革。

補充醫(yī)療保險可以調(diào)節(jié)不同戶口居民住院治療的差異性。補充醫(yī)療保險中最重要的是大病醫(yī)療保險。大病保險對農(nóng)村居民更為有利，農(nóng)村居民報銷總費用比城鎮(zhèn)居民要高，農(nóng)村居民相比于城鎮(zhèn)居民價格彈性高，偏好花費少、報銷比例高的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)項目，這會降低農(nóng)村居民醫(yī)療衛(wèi)生費用。一些地方的大病保險為了能有效減輕農(nóng)村居民醫(yī)療負擔，設(shè)置“二次報銷”起付線、超額累計標準時會對農(nóng)村居民有傾斜（起付線農(nóng)村低于城鎮(zhèn)），這樣大病保險使更多農(nóng)村居民受益。農(nóng)村居民從補充醫(yī)療保險中受益更大，它調(diào)節(jié)了參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險的居民戶籍差異所造成的住院治療差異。

整體上，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險統(tǒng)籌促進了城鄉(xiāng)居民有更公平的看病機會，但使城鄉(xiāng)間不健康群體的住院治療差異擴大。上述發(fā)現(xiàn)有利于在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險公平視角下更加充分地認識到我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障的進步與不足，為構(gòu)建更加完善的醫(yī)療保障制度提供可靠的依據(jù)。本文建議，在城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度一體化的基礎(chǔ)上，大力普及補充醫(yī)療保險制度，構(gòu)建多層次醫(yī)療保障體系，重點建設(shè)老年人長期護理制度、大病醫(yī)療保障制度和醫(yī)療服務(wù)體系，推動建立制度統(tǒng)一、待遇公平的居民基本醫(yī)療保險制度。

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責任編輯：張 然