李明橋

(貴州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴州 貴陽 550025)

一、引言及文獻回顧

值得一提的是城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合為居民提供了統(tǒng)一的基本醫(yī)療服務(wù)，但這并不能滿足居民多樣化的醫(yī)療服務(wù)需求，故國務(wù)院于2009年4月頒布的《關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》中明確提出多樣化醫(yī)療救助和商業(yè)醫(yī)療保險作為基本醫(yī)療保障制度的補充，滿足居民多樣化醫(yī)療服務(wù)需求(劉宏，2012)。因此，現(xiàn)有醫(yī)療保障體系下出現(xiàn)了居民多重參保行為，這種行為是指居民既參加基本醫(yī)療保險又參加商業(yè)保險，即同一時間參加了多種醫(yī)療保險的行為。

國外關(guān)于多重參保行為的研究主要是老年人群的補充醫(yī)療保險(Medigap)，一方面是由于醫(yī)療資源主要花費在老年群體之上，例如在2005年，占美國人口15%的65歲以上老人醫(yī)療花費占總費用比例為36%；另一方面，現(xiàn)階段發(fā)達國家(美國)限制醫(yī)療費用上漲趨勢主要通過提高參保居民在基本醫(yī)療保險(Medicare)制度下的醫(yī)療費用自付比例，這一措施使得居民更加積極參加補充醫(yī)療保險制度。Fang(2008)研究發(fā)現(xiàn)美國補充醫(yī)療保險存在“正向選擇”(Advantageous Selection)行為?！罢蜻x擇”是指居民越健康越愿意參加補充醫(yī)療保險，導(dǎo)致“正向選擇”的因素主要是由居民收入、教育水平、預(yù)期壽命和認知能力構(gòu)成且認知能力的作用最強。Keane(2016)研究發(fā)現(xiàn)補充醫(yī)療保險逆向選擇較小，而道德風(fēng)險不但導(dǎo)致醫(yī)療費用上升24%，而且主要發(fā)生在相對健康的群體。Chandra(2010)研究了美國補充醫(yī)療保險降低醫(yī)?；痖T診費用報銷比例對醫(yī)保基金支出費用的影響，研究發(fā)現(xiàn)：一方面，這一政策措施雖然降低了醫(yī)?；痖T診醫(yī)療費用；另一方面，參保居民因門診報銷比例下降而不愿及時就診，導(dǎo)致住院治療人數(shù)增加，醫(yī)?；鹱≡横t(yī)療費用上升，但這主要由基本醫(yī)療保險基金支付，補充醫(yī)療保險基金分攤比例較小。

雖然國內(nèi)鮮有關(guān)于居民多重參保行為的研究，但是一些研究成果與多重參保行為密切相關(guān)：其一，關(guān)于補充醫(yī)療保險的研究。基本醫(yī)療保險制度規(guī)定有一定的支付范圍和支付限額，除此之外醫(yī)療費用由參保居民承擔，為了降低參保居民醫(yī)療費用的金融風(fēng)險而出臺了補充醫(yī)療保險制度。如果參加基本醫(yī)療保險的居民也參加了補充醫(yī)療保險，那么居民就存在多重參保行為。較早研究補充醫(yī)療保險的文獻(陳滔，2001)發(fā)現(xiàn)，職工補充醫(yī)療保險有效地降低了參保居民疾病沖擊的金融風(fēng)險。王靜曦(2015)研究了補充醫(yī)療保險分散大病金融風(fēng)險的程度，研究發(fā)現(xiàn)補充醫(yī)療保險承擔了較高比例的醫(yī)療費用，參加補充醫(yī)療保險的大病醫(yī)療負擔較低。臧文斌(2014)研究了影響居民參加大病醫(yī)療保險的因素，研究發(fā)現(xiàn)居民年齡越大、具有慢性病等因素導(dǎo)致參加大病醫(yī)療保險概率更高。薄海(2015)研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)補充醫(yī)療保險存在較弱的逆向選擇問題。其二，關(guān)于新農(nóng)合與商業(yè)醫(yī)療保險關(guān)系的研究。馮卓(2013)研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合較高參保率背景之下，健康風(fēng)險越高的農(nóng)戶越傾向于參加商業(yè)醫(yī)療保險，即健康風(fēng)險較高的農(nóng)戶既參加新農(nóng)合又參加商業(yè)醫(yī)療保險，這表明農(nóng)戶存在多重參保行為。許榮(2013)研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合與商業(yè)醫(yī)療保險由替代關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)榛パa關(guān)系，這也意味著農(nóng)戶出現(xiàn)多重參保行為。

由此可知，現(xiàn)有文獻或多或少涉及了多重參保行為，但是缺乏關(guān)于多重參保行為的直接研究。一方面，中國不但處于人口老齡化社會，而且人口老齡化趨勢還在加快，與此同時女性預(yù)期壽命高于男性。另一方面，通過實證分析發(fā)現(xiàn)男性多重參保行為并沒有顯著影響醫(yī)保基金支出費用，所以本文研究對象為老年女性。在此背景之下研究老年女性多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響，為控制醫(yī)?；鹬С鲑M用上漲趨勢提供意見和建議，這有助于降低醫(yī)?；鸢踩\行的潛在風(fēng)險。然而，現(xiàn)有文獻缺乏這方面的研究，因此本文試圖研究老年女性多重參保行為如何影響醫(yī)?；鹬С鲑M用。

二、分析框架與研究方法

(一)老年女性多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的路徑分析

國內(nèi)文獻研究表明參加醫(yī)療保險的居民具有事前道德風(fēng)險、事后道德風(fēng)險和逆向選擇行為，而這些行為都引起醫(yī)療費用上升，從而導(dǎo)致醫(yī)療保險基金支出費用增加。例如，彭曉博(2014)基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)參加新農(nóng)合的農(nóng)戶存在事前道德風(fēng)險問題，也就是說因為參加新農(nóng)合而導(dǎo)致了不健康的生活方式，從而提高了參保農(nóng)戶發(fā)病率。黃楓(2012)研究發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險引起較為嚴重的事后道德風(fēng)險，即是說參保職工傾向于過多消費醫(yī)療服務(wù)。臧文斌(2012)研究發(fā)現(xiàn)，在未被城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險覆蓋的城鎮(zhèn)居民之中，健康狀況較差的個體更傾向于參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險，這表明城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險存在逆向選擇問題。

圖1 路徑分析圖

在現(xiàn)有文獻研究基礎(chǔ)之上，老年女性多重參保行為可能通過三個路徑影響醫(yī)?；鹬С鲑M用。路徑之一，多重參保老年女性存在正向選擇還是逆向選擇行為，從而對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響?，F(xiàn)有文獻研究逆向選擇問題時主要通過研究參保居民與非參保居民之間健康狀況的差異，從而判斷是否存在逆向選擇行為。而當居民存在多重參保行為時，判斷多重參保居民健康狀況好壞的參照對象應(yīng)該是單一參保居民(即只參加一種醫(yī)療保險的居民)。這是因為一方面基本醫(yī)療保險體系實現(xiàn)了全民覆蓋，另一方面居民是在參加第一種醫(yī)療保險之后，才會考慮是否參加其它醫(yī)療保險，所以選擇單一參保居民作為多重參保居民的參照對象更為合理。當居民健康狀況越差參加第一種醫(yī)療保險的意愿就越強，所以影響居民參加第一種醫(yī)療保險的決定因素是健康狀況，因此參加第一種醫(yī)療保險容易存在逆向選擇問題。參加第一種醫(yī)療保險之后，影響居民選擇其它醫(yī)療保險的因素除了健康因素，還有認知水平、教育程度等其它因素(Fang，2008)，因此居民多重參保既可能是逆向選擇也可能是正向選擇行為。當居民多重參保是逆向選擇行為時，就會引起醫(yī)療費用上升從而提高了醫(yī)保基金支出費用；而當居民多重參保是正向選擇行為時，就會降低醫(yī)療費用從而減少了醫(yī)?；鹬С鲑M用。路徑之二，多重參保老年女性事前道德風(fēng)險對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響。多重參保行為會降低醫(yī)療費用負擔，容易誘導(dǎo)居民形成不健康的生活方式從而提高了發(fā)病率，最終增加醫(yī)保基金支出費用。路徑之三，多重參保老年女性事后道德風(fēng)險對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響。多重參保行為提高了醫(yī)療費用報銷比例，從而降低了醫(yī)療服務(wù)邊際成本，這促使居民消費更多的醫(yī)療服務(wù)，這三條影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的路徑如圖1所示。

與此類似，在D. 3,3,60的文本當中，委托人作出的追認使得由概括的受委任人所達成的和解對其發(fā)生效力。從這些例子中，大概可以得出如下結(jié)論：虛假代理人的行為，在沒有追認的情況下不影響權(quán)利人，于是法律關(guān)系只是在無權(quán)代理人和締約第三人之間發(fā)生，后者因而可以行使其契約訴權(quán)，要求對方承擔責任。

綜上所述，如果女性多重參保是逆向選擇行為時，那么逆向選擇和道德風(fēng)險共同提高了醫(yī)保基金支出費用；如果女性多重參保是正向選擇行為，那么正向選擇降低醫(yī)?；鹬С鲑M用的同時，道德風(fēng)險提高了醫(yī)?；鹬С鲑M用，醫(yī)?；鹬С鲑M用是上升還是下降取決于是正向選擇還是道德風(fēng)險發(fā)揮主導(dǎo)作用。

根據(jù)計量經(jīng)濟學(xué)政策估計方法可把老年女性多重參保行為分為處理組和控制組兩個群體，處理組是指由單一參保轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘀貐⒈５呐匀后w，控制組是指單一參保的女性群體。因此，研究老年女性多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響可分為兩個部分：其一，處理組多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響，也就是說女性由單一參保轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘀貐⒈Ｖ髮︶t(yī)保基金支出費用的影響；其二，控制組多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響，也就是說為單一參保的女性如果轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘀貐⒈Ｖ髮︶t(yī)?；鹬С鲑M用的影響。

數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)決定了政策估計所使用的估計方法，若已知政策前的事前組(Pretreatment group)和政策后的處理組(Treatment group)、控制組(Control group)的變量值，則可用倍差法(Difference-in-Difference，DID)的方法進行估計。就本文而言，如果采用倍差法估計多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響，那么樣本損耗(Sample attrition)較大，估計結(jié)果可信度較低。為了避免大樣本損耗問題，本文用政策后處理組和控制組數(shù)據(jù)進行因果效應(yīng)估計，即ATE(Average-Treatment-effect)的方法進行政策實施的因果效應(yīng)估計。ATE的方法可以是參數(shù)估計的形式(Rosenbaum and Rubin,1985),也可以是非參數(shù)估計的形式，例如基于事前變量(Prement-variable)為基礎(chǔ)的配對估計方法 (Abadie and Imbens,2002)、基于傾向值(Propensity-score)為基礎(chǔ)的配對估計方法。非參數(shù)估計無需對模型函數(shù)形式進行設(shè)定，從而避免了因模型函數(shù)的錯誤設(shè)定而導(dǎo)致的估計偏誤。

(二)識別多重參保老年女性(處理組)醫(yī)療保險選擇行為的估計方法

只有識別出老年女性多重參保行為是正向選擇還是逆向選擇，才能判斷出醫(yī)?；鹬С鲑M用的變化情況。通過式(1)至式(3)估計方程來識別多重參保女性醫(yī)療選擇行為，其中，Expensei、Xi和healthi分別表示女性i的醫(yī)療費用、影響醫(yī)療費用的控制變量，以及衡量健康的變量，女性越健康則healthi取值越大。Treatgroupi表示女性i是否具有多重參保行為的虛擬變量，當女性同一時期具有兩個以上醫(yī)療保險時該變量取值為1，否則為0。

Expensei=β0+β1Treatgroupi+β2healthi+β3Xi+μi

(1)

healthi=κ0+κ1Treatgroupi+κ2Xi+υi

(2)

Expensei=(β0+β2κ0)+(β1+β2κ1)Treatgroupi+(β3+β2κ2)+(υi+β2υi)

(3)

如果女性多重參保是逆向選擇行為，那么式(2)的估計系數(shù)k1取值就為負數(shù)，這表明多重參保女性健康狀況更差；如果女性多重參保是正向選擇行為，那么式(2)的估計系數(shù)k1就為正數(shù)，這表明多重參保女性健康狀況更好。女性越健康醫(yī)療費用就越低，因此估計系數(shù)β2取值應(yīng)為負數(shù)。由此可知，只需要估計出式(1)和式(3)，通過比較這兩式虛擬變量Treatgroupi的系數(shù)估計值則能判斷多重參保的選擇行為。當估計系數(shù)β1大于估計系數(shù)β1+β2k1時，推出k1大于0，這表明女性多重參保是正向選擇行為。反之，當估計系數(shù)β1小于估計系數(shù)β1+β2k1時，推出k1小于0，這表明女性多重參保是逆向選擇行為。值得一提的是不能直接估計方程式(2)得出估計系數(shù)k1的取值，因為式(2)沒有經(jīng)濟學(xué)含義所以難以找到相應(yīng)的控制變量，那么Treatgroupi的系數(shù)估計值就是有偏誤的，而式(1)和式(3)則可以根據(jù)Grossman的健康需求理論加入相應(yīng)控制變量。根據(jù)上述方法識別出了處理組的醫(yī)療保險選擇行為，那么控制組的醫(yī)療保險選擇行為就完全相反。比如說，如果多重參保女性存在正向選擇行為，表明女性越健康越愿意參加多種醫(yī)療保險，那么始終單一參保女性的健康狀況就更差，如果這些女性選擇參加多種醫(yī)療保險則存在逆向選擇行為。

(三)估計老年女性多重參保行為影響醫(yī)保基金支出費用的方法

本文采用傾向值配對(Propensity Score Matching)方法估計處理組和控制組多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響。結(jié)合研究需要和傾向值配對原理：首先，采用logit或probit模型估計出女性參加多重醫(yī)療保險的傾向值(概率)，具體估計方程為P(Treatgroup=1|X)=P(X)，其中協(xié)變量(Covariate Variables)X表示影響女性是否參加多個醫(yī)療保險的因素。選取協(xié)變量X必須滿足配對估計條件獨立性假設(shè)(Conditional Independence Assumption)，也就是說給定協(xié)變量X條件下，女性醫(yī)療費用與是否參加多重醫(yī)療保險相互獨立，這是配對估計無偏性的前提條件。其次，根據(jù)傾向值把處理組和控制組女性進行匹配。匹配的方法有最近配對法(Nearest Neighbor Matching)、半徑配對法(Radium Matching)以及核配對方法(Kernel Matching)等，本文采用核配對方法進行匹配，以保證結(jié)論穩(wěn)健性同時匯報了最近配對法的估計結(jié)果。最后根據(jù)匹配結(jié)果分別估計出處理組和控制組多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響。具體估計方法如式(4)至式(7)所示，其中，Exp表示醫(yī)?；鹬Ц兜尼t(yī)療費用，EXP1i和EXP0i分別表示多重參保女性和單一參保女性醫(yī)保報銷的醫(yī)療費用。式(5)的ATT表示處理組多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的程度，即是說女性由單一參保轉(zhuǎn)變?yōu)槎嘀貐⒈Ｓ绊戓t(yī)保基金支出費用的程度，在條件獨立性假設(shè)成立基礎(chǔ)之上，式(5)可變?yōu)槭?6)，然后可以根據(jù)式(6)進行估計。同理式(7)ATC表示控制組多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的程度，即是說始終參加一種醫(yī)療保險的女性，如果轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒓佣喾N醫(yī)療保險影響醫(yī)保基金支出費用的程度。

P(X)=Pr(Treatgroup=1|X)

(4)

ATT=E(Exp1i-Exp0i|Treatgroupi=1)=E[E(Exp1i-Exp0i|Treatgroupi=1,P(Xi))]

(5)

ATT=E[E(Exp1i|Treatgroupi=1,P(Xi))-E(Exp0i|Treatgroupi=1,P(Xi))|Treatgroupi=1]

(6)

ATC=E[E(Exp1i|Treatgroupi=0,P(Xi))-E(Exp0i|Treatgroupi=1,P(Xi))|Treatgroupi=0]

(7)

三、數(shù)據(jù)來源與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本描述

數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)發(fā)展研究院主持的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey, CHARLS)，CHARLS旨在收集中老年居民家庭和個人信息的微觀數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)內(nèi)容包括：個人基本情況、健康狀況、醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療保險等方面信息，而這些信息為本文研究提供了數(shù)據(jù)支持，因此，本文利用該數(shù)據(jù)進行實證分析。CHARLS數(shù)據(jù)分為2011年和2013年的全國追蹤調(diào)查、2008年和2012年的浙江和甘肅兩省追蹤調(diào)查，以及2014年關(guān)于生命歷程的全國追蹤調(diào)查。因為2014年數(shù)據(jù)不滿足本文研究需要，所以就數(shù)據(jù)實效性而言，本文選取2013年CHARLS關(guān)于老年女性的數(shù)據(jù)進行研究。

本文女性多重參保行為是指同一時間參加多種醫(yī)療保險的行為，而CHARLS設(shè)置的問題“您本人是否參加以下醫(yī)療保險？(可多選)”，可用該問題識別女性是否具有多重參保行為。根據(jù)CHARLS作出了居民參加醫(yī)療保險種類的分布圖，如圖2所示：其一，現(xiàn)階段參加多重醫(yī)療保險人數(shù)較少。參加兩種以上醫(yī)療保險人數(shù)為651人，占參保人數(shù)比例為3.8%，女性為300人，占女性參保人數(shù)比例為3.4%。值得一提的是，隨著中國經(jīng)濟持續(xù)增長，居民對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求會不斷提高，多重參保人數(shù)只會有增不減，因此，在多重參保人數(shù)規(guī)模還沒有擴大基礎(chǔ)之上，研究多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響，有助于提前應(yīng)對居民多重參保行為，防止醫(yī)保基金支出費用快速上漲。其二，居民多重參保行為主要表現(xiàn)為參加兩種醫(yī)療保險。例如，參加兩種醫(yī)療保險人數(shù)為613人，占多重參保人數(shù)比例為94.1%，其中女性為289人，占女性多重參保人數(shù)比例為96.3%。其三，就參加兩種醫(yī)療保險人口分布而言，基本醫(yī)療保險并不能滿足居民多樣性醫(yī)療服務(wù)需求。如表1所示，無論是總體還是女性樣本，在參加基本醫(yī)療保險基礎(chǔ)之上，居民還通過個人購買商業(yè)醫(yī)療保險進一步降低醫(yī)療負擔。例如，既參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險又參加個人商業(yè)醫(yī)療保險、既參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險又參加個人商業(yè)醫(yī)療保險、既參加新農(nóng)合又參加個人商業(yè)醫(yī)療保險人數(shù)分別為83人、26人和200人，其中女性分別為48人、17人和111人。其四，參加新農(nóng)合的居民更愿意參加其它醫(yī)療保險。例如，參加新農(nóng)合之后再參加另一種醫(yī)療保險的人數(shù)為364人，占參加兩種醫(yī)療保險人數(shù)比例為59.38%，其中女性人數(shù)為175人，占參加兩種醫(yī)療保險女性人數(shù)為60.55%。其五，基本醫(yī)療保險存在重復(fù)參保的問題。例如，既參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險又參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的人數(shù)為15人，既參加城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險又參加新農(nóng)合的人數(shù)為31人。

圖2 居民參加醫(yī)保種類的人口分布圖

注：圖中橫坐標數(shù)值表示居民參加醫(yī)療保險的種類。

就參保女性健康及醫(yī)療消費而言，如表2所示：首先，多重參保女性健康狀況更好，這表明多重參保女性很可能存在正向選擇行為?？傮w中只參加一種醫(yī)療保險的居民發(fā)病率為10.78%，其中女性為11.73%，而參加多種醫(yī)療保險的居民發(fā)病率為0.464%，女性為0.48%，前者發(fā)病率為后者的23.23倍，女性為24.43倍。發(fā)病率能反映居民健康狀況，多重參保女性較低的發(fā)病率表明該群體健康狀況優(yōu)于單一參保女性。其次，雖然多重參保居民發(fā)病率遠遠低于單一參保居民，但是兩者之間就診次數(shù)的差異較小，表明多重參保居民更愿意消費醫(yī)療服務(wù)?？傮w樣本中單一參保居民就診次數(shù)為2.28次，女性為2.31次，而多重參保居民的就診次數(shù)為2.4次，女性為2.19次，前者就診次數(shù)為后者的0.95倍，女性為1.05倍，相對于較大差異的發(fā)病率而言，多重參保居民更愿意消費醫(yī)療服務(wù)。最后，就多重參保女性而言，醫(yī)?；鸬尼t(yī)療費用絕對負擔較小、相對負擔較大。醫(yī)保基金支付多重參保女性的人均醫(yī)療費用為199元，而這一醫(yī)療費用單一參保女性為268元。醫(yī)?；鸱謸嘀貐⒈Ｅ葬t(yī)療費用比例(30%)大于單一參保女性分擔比例(25%)，這表明醫(yī)保基金分擔多重參保老年女性醫(yī)療費用絕對量較小，相對量較大。

表1 參加兩種醫(yī)療保險的人口分布圖

注：表中代碼1至10代表醫(yī)保類型，具體為：1=城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險；2=城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險；3=新型農(nóng)村合作醫(yī)療；4=城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(城居保和新農(nóng)合的合并)；5=公費醫(yī)療；6.醫(yī)療救助；7=商業(yè)醫(yī)療保險(單位購買)；8=商業(yè)醫(yī)療保險(個人購買)；9=城鎮(zhèn)無業(yè)居民大病醫(yī)療保險；10=其他醫(yī)療保險。

表2 參保老年女性健康及醫(yī)療消費情況表

注：表中指標來源于CHARLS數(shù)據(jù)，根據(jù)居民一個月內(nèi)生病人數(shù)除以總?cè)藬?shù)而算出發(fā)病率，就診次數(shù)是指居民一個月內(nèi)看病的次數(shù)，醫(yī)療費用單位為元。

(二)變量選取

變量選取包括因變量和自變量的選取。就估計女性多重參保的醫(yī)療保險選擇行為而言，本文采用CHARLS數(shù)據(jù)中一個月的醫(yī)療費用作為醫(yī)療費用的變量，結(jié)合國內(nèi)文獻和本文研究需要選取相應(yīng)的控制變量，如表3所示：首先，女性存在較高醫(yī)療費用融資風(fēng)險。一個月人均醫(yī)療費用不但高達1057元，而且人均醫(yī)療費用標準離差高達3593元，甚至最高醫(yī)療費用為68622元，這表明女性存在較高的醫(yī)療費用融資風(fēng)險。其次，本文采用主客觀健康指標衡量健康狀況。主觀健康狀況表明女性自感健康狀況(均值2.896)小于一般水平(3)，這說明女性自感健康狀況偏差，客觀健康狀況表明老年女性殘疾比例較高(12%)，患有癌癥比例較低(1.4%)。最后，研究對象主要是農(nóng)業(yè)戶口的漢族女性，女性為農(nóng)業(yè)戶口或者漢族的比例分別為78.8%和91.3%。

表3 老年女性變量描述性統(tǒng)計

注：自感健康狀況分為五個等級，依次為：1=很不好；2=不好；3=一般；4=好；5=很好。虛擬變量賦值為：1=是，0=否。本文以女性法定退休年齡55歲作為判斷女性是否為老年人的依據(jù)。

就估計女性多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用而言，因變量為醫(yī)保基金負擔的醫(yī)療費用。選取協(xié)變量要滿足配對估計的條件獨立性假設(shè)，也就是說給定選取的協(xié)變量，女性醫(yī)療費用與多重參保行為相互獨立。Fang(2008)研究發(fā)現(xiàn)年齡、健康水平、認知能力以及教育水平既影響多重參保行為又影響醫(yī)療費用，因此，本文選取這些變量作為配對估計的協(xié)變量。其一，就健康變量而言，本文包括主客觀健康變量，如表4所示處理組自感健康狀況(3.13)優(yōu)于控制組(2.88)，這表明多重參保女性自感健康狀況比單一參保女性更好。客觀健康變量指標中多重參保女性患慢性病比例(19%)和癌癥比例(2%)高于單一參保女性，而殘疾比例(10.3%)更低，但是無論是哪個客觀健康變量指標，處理組和控制組兩者之間沒有顯著性差異。其二，就認知能力而言，根據(jù)CHARLS認知的調(diào)查數(shù)據(jù)，結(jié)合現(xiàn)有文獻研究方法，本文把受訪者關(guān)于記憶力和計算能力的相應(yīng)數(shù)據(jù)提取出來，通過主成分分析法得出衡量認知能力的變量，該變量數(shù)值越大表明認知能力越強，如表4所示，多重參保女性認知能力(0.277)顯著高于單一參保女性。其三，就教育水平而言，根據(jù)CHARLS數(shù)據(jù)分為9個等級，雖然多重參保女性平均教育水平(3.55)高于單一參保女性(2.75)，但是兩者之間沒有顯著差異。

表4 多重參保與單一參保老年女性健康及醫(yī)保支出醫(yī)療費用對比表

注：教育水平分為9個等級，依次為：1=文盲；2=未讀完小學(xué)，但能夠讀寫；3=私塾；4=小學(xué)畢業(yè)；5=初中畢業(yè)；6=高中畢業(yè)；7=中專畢業(yè)；8=大專畢業(yè)；9=本科畢業(yè)。虛擬變量賦值為：1=是，0=否。括號內(nèi)為標準差。

四、實證結(jié)果與分析

(一)老年女性多重參保是否存在正向選擇的實證分析

根據(jù)式(1)和式(3)，結(jié)合表3中的變量并且運用最小二乘法估計多重參保女性醫(yī)療保險選擇行為的實證結(jié)果，如表5所示：其一，女性健康狀況對醫(yī)療費用的解釋能力較強。例如，對沒有包括健康自變量的式(3)進行估計時得出較小的調(diào)整R方(0.002063)，這表明自變量對因變量的解釋能力較弱。當估計方程式(1)加入自感健康狀況變量時，調(diào)整的R方上升為0.03961，當進一步加入客觀健康變量(是否殘疾、是否患有癌癥)時，調(diào)整的R方變?yōu)?.128，這表明健康對醫(yī)療費用的解釋能力較強。其二，女性多重參保是正向選擇行為，也就是說女性越健康越愿意參加多種醫(yī)療保險。如表5所示，當估計方程中沒有健康自變量時，無論是式(3)的哪個實證結(jié)果，是否參加兩種及以上醫(yī)療保險的系數(shù)估計值(-343.5、-331.4和-351.4)都在5%或者10%的置信水平上顯著小于0，這些系數(shù)估計值就是(3)式參數(shù)(β1+β2k1)的具體取值，因此β1+β2k1顯著小于0。當包括健康自變量時，無論是(1)式的哪個實證結(jié)果，雖然是否參加兩種及以上醫(yī)療保險的系數(shù)估計值(-62.16和-420.1)小于0，但是這兩個系數(shù)估計值并不顯著，表明當控制健康狀況之后，是否參加多種醫(yī)療保險對老年女性醫(yī)療費用沒有顯著影響。這些估計系數(shù)值就是式(1)中參數(shù)β1的具體取值，因此不能拒絕β1=0的原假設(shè)。綜上所述，β1+β2k1顯著小于β1，推出k1顯著大于0，說明多重參保女性存在正向選擇行為，也就是說女性越健康越愿意參加多種醫(yī)療保險。

表5 多重參保老年女性醫(yī)保選取行為實證結(jié)果表

注：因變量為老年女性一個月的醫(yī)療費用。本文醫(yī)療費用并沒有取對數(shù)形式，是因為只是關(guān)注估計系數(shù)是正數(shù)還是負數(shù)，以及系數(shù)的顯著性，即使取對數(shù)形式也不會改變估計系數(shù)的正負性和顯著性?！?”、“**”和“***”分別表示10%、5%和1%的置信水平。

圖3 處理組協(xié)變量平穩(wěn)性檢驗

圖4 控制組協(xié)變量平穩(wěn)性檢驗

(二)老年女性多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的實證分析

由上文分析可知，女性多重參保行為分為處理組和控制組多重參保行為。處理組多重參保行為是指女性由參加一種醫(yī)療保險轉(zhuǎn)變?yōu)閰⒓佣喾N醫(yī)療保險的行為，而控制組多重參保行為是指始終參加一種醫(yī)療保險的女性，如果變?yōu)閰⒓佣喾N醫(yī)療保險的行為。因此，女性多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響，分為處理組和控制組多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響。

根據(jù)式(6)和式(7)，結(jié)合表4的變量并且運用核配對估計法分別估計了處理組和控制組多重參保行為對醫(yī)保基金支出費用的影響。采用核配對方法進行估計不但要滿足條件獨立性假設(shè)，而且還要滿足協(xié)變量平穩(wěn)性(Covariate balance)條件，協(xié)變量平穩(wěn)性是指給定協(xié)變量條件下，處理組和控制組配對估計的傾向值處于同分布狀態(tài)，滿足協(xié)變量平穩(wěn)性條件就意味著配對估計準確性較高。本文分別匯報了處理組和控制組多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的協(xié)變量平穩(wěn)性檢驗圖。其一，就估計處理組多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用而言，如圖3所示，配對前處理組和控制組傾向值分布差異較大，處理組分布更加離散，配對后兩組分布比較一致，這說明配對估計準確性較高。其二，就估計控制組多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用而言，如圖4所示，配對前兩組傾向值分布不一致，控制組分布更加離散，配對后兩組分布趨于一致，但是傾向值分布一致性不如圖3的分布一致性高，這表明控制組配對估計準確性也較好，但是不如處理組配對估計準確性高。

處理組和控制組多重參保行為影響醫(yī)保基金支出費用的實證結(jié)果如表6所示：首先，配對估計結(jié)果相對穩(wěn)健。無論是核配對估計還是最近配對估計，系數(shù)估計值之間差異較小，并且這兩種估計方法的系數(shù)估計值沒有顯著差異，表明實證結(jié)果相對穩(wěn)健。其次，處理組多重參保行為沒有顯著影響醫(yī)?；鹬С鲑M用。雖然核配對法(ATT= -649)和最近配對法(ATT= -679)的系數(shù)估計值都小于0但是并不顯著，表明處理組多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用沒有顯著影響。這由于兩方面原因：一方面，本文分析發(fā)現(xiàn)處理組多重參保行為存在正向選擇，即是說女性越健康越愿意參加多種醫(yī)療保險，正向選擇行為降低了醫(yī)療費用從而減少了醫(yī)?；鹬С鲑M用；另一方面，多重參保行為提高了女性醫(yī)療報銷比例，引起道德風(fēng)險問題，從而增加了醫(yī)保基金支出費用，正向選擇與道德風(fēng)險相互抵消使得醫(yī)?；鹬С鲑M用沒有顯著變化。值得一提的是，雖然醫(yī)?；鹬С鲑M用變化不明顯，但是正向選擇與道德風(fēng)險并存表明女性越健康醫(yī)療消費越多，更健康女性很可能存在過度醫(yī)療消費問題。最后，控制組多重參保行為引起醫(yī)?；鹬С鲑M用顯著上升。核配對法表明控制組多重參保行為引起醫(yī)?；鹬С鲈黾?80元，增幅高達67.16%(=180/268)。這是由于兩方面原因：一方面，現(xiàn)階段只參加一種醫(yī)療保險的女性健康狀況更差，如果這些女性參加多種醫(yī)療保險，那么會引起逆向選擇行為從而增加了醫(yī)?；鹬С鲑M用，另一方面，多重參保提高了醫(yī)療費用報銷比例，引起女性醫(yī)療消費的道德風(fēng)險問題，從而提高了醫(yī)保基金支出費用。逆向選擇與道德風(fēng)險共同作用推高了醫(yī)?；鹬С鲑M用。

表6 老年女性多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的實證結(jié)果

注：為了估計系數(shù)顯著性更加穩(wěn)健，穩(wěn)健標準誤采用Bootstrap重復(fù)500次得到的，雖然本文采用核配對法分別估計處理中ATT和控制組ATC的多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響，但是為了探測不同配對估計方法的系數(shù)估計值是否具有顯著性差異，本文還運用了最近配對法進行估計。“**”表示置信水平在5%以上。

五、結(jié)論與評述

國務(wù)院《關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》中明確提出多樣化醫(yī)療救助和商業(yè)醫(yī)療保險作為基本醫(yī)療保險制度補充之后，逐漸出現(xiàn)了居民參加兩種及以上醫(yī)療保險的多重參保行為。在此背景之下，本文研究了老年女性多重參保行為對醫(yī)?；鹬С鲑M用的影響。

研究發(fā)現(xiàn)：首先，老年女性多重參保行為主要表現(xiàn)為參加兩種醫(yī)療保險，也就是說在參加基本醫(yī)療保險(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)的基礎(chǔ)之上，通過個人購買商業(yè)醫(yī)療保險參加第2種醫(yī)療保險。其次，多重參保老年女性存在正向選擇行為，這意味著女性越健康越愿意參加多種醫(yī)療保險。再次，多重參保老年女性沒有顯著提高醫(yī)保基金支出費用。一方面，多重參保老年女性正向選擇行為降低了醫(yī)?；鹬С鲑M用，另一方面，多重參保引起醫(yī)療消費道德風(fēng)險問題，從而提高了醫(yī)?；鹬С鲑M用。正向選擇和道德風(fēng)險相互作用，使得女性多重參保行為沒有顯著提高醫(yī)保基金支出費用。最后，現(xiàn)階段只參加一種醫(yī)療保險的老年女性如果變?yōu)閰⒓佣喾N醫(yī)療保險，那么醫(yī)?；鹬С鲑M用會大幅上升。這些女性相對于多重參保女性而言健康狀況更差，如果這些女性參加多種醫(yī)療保險會導(dǎo)致逆向選擇和道德風(fēng)險問題，從而引起醫(yī)保基金支出費用增幅高達67.16%。

我國多重醫(yī)療保險制度體系三支柱是指基本醫(yī)療保險，企業(yè)或地區(qū)性的補充醫(yī)療保險和商業(yè)醫(yī)療保險，基本醫(yī)療保險只提供最基本的保障，個人在此基礎(chǔ)上根據(jù)經(jīng)濟能力與實際需求參加補充保險和購買商業(yè)保險，分散基本醫(yī)療保險覆蓋之外的醫(yī)療支出風(fēng)險。三支柱保障體系本身就是鼓勵社會醫(yī)療保險的參保人，通過補充保險和商業(yè)保險，繼續(xù)分散個人風(fēng)險。本文研究發(fā)現(xiàn)政府鼓勵居民參加多種醫(yī)療保險，現(xiàn)階段表現(xiàn)為參加多種醫(yī)療保險的老年女性不但人口比例較低，而且健康狀況更好從而使得醫(yī)?；鹬С鲑M用沒有顯著變化。如果多重參保老年女性人數(shù)不斷上升，那么多重參保女性平均健康狀況隨之下降，與此同時多重參保引發(fā)的道德風(fēng)險問題會大幅提高醫(yī)保基金支出費用。大幅上漲的醫(yī)?；鹬С鲑M用由合理和不合理兩部分構(gòu)成，其中合理部分是指多重參保女性比例上升引起平均健康狀況下降從而提高了醫(yī)?；鹬С鲑M用，這也是政府鼓勵居民參加多重醫(yī)療保險降低醫(yī)療費用支出風(fēng)險的初衷，不合理部分是指因為多重參保引發(fā)過多消費醫(yī)療服務(wù)的道德風(fēng)險問題，從而提高了醫(yī)保基金支出費用。因此，政府一方面要鼓勵居民參加多種醫(yī)療保險降低居民醫(yī)療費用支出風(fēng)險，另一方面要對多重參保者醫(yī)療消費進行嚴格監(jiān)管，杜絕不合理的醫(yī)療消費。

值得一提的是，不同基本醫(yī)療保險類型，如城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和新農(nóng)村合作醫(yī)療，醫(yī)保報銷政策不同，報銷比例存在很大差異，因此不同基本醫(yī)療保險類型下老年女性多重參保行為影響醫(yī)?；鹬С鲑M用的程度可能不同。由于本文數(shù)據(jù)的局限性，不能進一步分析在不同基本醫(yī)療保險類型下多重參保對醫(yī)保基金支出費用的影響，這是本文的不足之處，也是有待進一步研究的方向。