劉世愛(ài)，張奇林

（武漢大學(xué) 社會(huì)保障研究中心，武漢 430072）

一、引 言

醫(yī)療保險(xiǎn)在緩解醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面雖然已得到國(guó)際社會(huì)的廣泛認(rèn)可，但是在中國(guó)卻面臨著嚴(yán)峻的現(xiàn)實(shí)挑戰(zhàn)。盡管中國(guó)政府目前已建立起包括城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、大病醫(yī)療保險(xiǎn)和醫(yī)療救助在內(nèi)的覆蓋全民的多層次公共醫(yī)療保障制度，但是居民的因病返貧比例近年來(lái)卻不降反升，從2013年的42.2%增長(zhǎng)到2015年的44.1%①，社會(huì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)問(wèn)題凸顯。由此也引發(fā)了學(xué)者們的一系列思考：與未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭相比，醫(yī)療保險(xiǎn)能降低家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)嗎？醫(yī)療保險(xiǎn)在不同年齡段的家庭保障效果是否存在差異？不同醫(yī)療保險(xiǎn)計(jì)劃在緩解醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面是否存在差異？中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)為什么在緩解家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面作用甚微，制約其發(fā)揮作用的根源在哪里？科學(xué)地分析這些問(wèn)題將有助于完善當(dāng)前的醫(yī)療保障政策。

在所有人群當(dāng)中，中老年家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)顯得尤為突出。首先，“看病難、看病貴”的問(wèn)題主要集中在中老年家庭當(dāng)中［1］。已有研究表明，慢性病高發(fā)人群以45歲以上人群為主，其中45—55歲人群的慢性病占比最高［2］。從慢性病的人數(shù)和總負(fù)擔(dān)來(lái)說(shuō)，中國(guó)慢性病人數(shù)已高達(dá)2.6億，其引起的疾病負(fù)擔(dān)占總負(fù)擔(dān)的70%［3］。其次，醫(yī)療支出與家庭收入之間的嚴(yán)重錯(cuò)位［1］。一般而言，個(gè)體在中青年時(shí)期收入水平較高，此時(shí)的醫(yī)療支出相對(duì)較少，而在中老年時(shí)期收入水平開(kāi)始下降，醫(yī)療支出卻逐漸增加。這種醫(yī)療支出與家庭收入之間的錯(cuò)位現(xiàn)象，使得中老年家庭面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)更大，特別是在醫(yī)療保障不充分的地區(qū)，家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)問(wèn)題尤為突出。最后，人口老齡化對(duì)社會(huì)的影響巨大。數(shù)據(jù)顯示，到2030年，中國(guó)60歲以上的老年人占比將達(dá)到25%，老年人口總規(guī)模將達(dá)到3.6億［4］，最終將于2053年左右攀升至整個(gè)21世紀(jì)的峰值，約4.82億人［5］。人口老齡化的到來(lái)，必然會(huì)導(dǎo)致全社會(huì)的醫(yī)療需求進(jìn)一步增長(zhǎng)，進(jìn)而導(dǎo)致醫(yī)療價(jià)格上漲，整個(gè)社會(huì)都將面臨更大的健康風(fēng)險(xiǎn)與挑戰(zhàn)。

黨的十九大明確指出，中國(guó)特色社會(huì)主義新時(shí)代的主要矛盾是人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和發(fā)展不平衡不充分之間的矛盾。毫無(wú)疑問(wèn)，能夠“病有所醫(yī)”，不因經(jīng)濟(jì)原因而看不起病或者因病致貧，是新時(shí)代人們美好生活的基本需要。因此，關(guān)注中老年家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)問(wèn)題，對(duì)當(dāng)前老齡化過(guò)程中的醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)防范和健康中國(guó)戰(zhàn)略的有效實(shí)施具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

醫(yī)療負(fù)擔(dān)是指由于醫(yī)療費(fèi)用支出帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)損失［6］。但是對(duì)于如何界定經(jīng)濟(jì)損失學(xué)界卻一直沒(méi)有公認(rèn)和統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。有些學(xué)者直接以醫(yī)療費(fèi)用支出為依據(jù)［7］，也有學(xué)者將醫(yī)療負(fù)擔(dān)分為直接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和間接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)兩類，其中直接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)主要包括醫(yī)療服務(wù)的購(gòu)買(mǎi)（門(mén)診費(fèi)、住院費(fèi)及藥品費(fèi)等），間接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)主要是指因病而損失的機(jī)會(huì)成本，包括因疾病而導(dǎo)致工作時(shí)間減少帶來(lái)的現(xiàn)時(shí)收入損失及對(duì)未來(lái)有效工作時(shí)間的減少或工作能力降低所造成的經(jīng)濟(jì)福利的減少。由于間接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)具有較大的不確定性，實(shí)證分析中多以直接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)當(dāng)中的醫(yī)療服務(wù)購(gòu)買(mǎi)費(fèi)用進(jìn)行分析［8］。除此之外，部分學(xué)者認(rèn)為家庭實(shí)際醫(yī)療支出費(fèi)用并沒(méi)有考慮家庭的實(shí)際經(jīng)濟(jì)狀況，他們傾向于通過(guò)家庭醫(yī)療支出占家庭收入或家庭支出的比重變化來(lái)考察家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)問(wèn)題［9-10］。事實(shí)上這種單獨(dú)醫(yī)療支出的經(jīng)濟(jì)損失并不能完全反映家庭的實(shí)際醫(yī)療負(fù)擔(dān)，更為準(zhǔn)確的方式應(yīng)該是把因獲得醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)生的額外花費(fèi)也計(jì)算在內(nèi)，然而目前的絕大多數(shù)研究并沒(méi)有計(jì)算這部分非直接醫(yī)療支出，因而也就不能準(zhǔn)確反映出家庭的實(shí)際醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

關(guān)于醫(yī)療保險(xiǎn)與醫(yī)療負(fù)擔(dān)之間的關(guān)系研究已在多方面開(kāi)展，但是對(duì)于醫(yī)療保險(xiǎn)能否降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)卻一直存有爭(zhēng)議，概而言之共有兩種相互對(duì)立的觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)能夠降低個(gè)人和家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，它主要通過(guò)醫(yī)療消費(fèi)的價(jià)格補(bǔ)貼來(lái)減輕患者及其家庭的實(shí)際醫(yī)療負(fù)擔(dān)。Arrow指出醫(yī)療保險(xiǎn)能夠緩解醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)給個(gè)人和家庭帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)損失［11］。Grogger等發(fā)現(xiàn)，實(shí)施全民醫(yī)保后墨西哥的醫(yī)療負(fù)擔(dān)顯著下降［12］。劉國(guó)恩等人利用CLHLS的數(shù)據(jù)，通過(guò)建立樣本選擇模型、兩部模型和廣義線性模型，發(fā)現(xiàn)醫(yī)保制度可以顯著減輕家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)［13］。黃曉寧等利用OLS方法、張微宇等利用Logistic模型對(duì)中國(guó)新農(nóng)合的研究也得出了類似的結(jié)論［14-15］。周欽利用2007—2011年“國(guó)務(wù)院城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)評(píng)估”調(diào)查數(shù)據(jù)，得出當(dāng)前的醫(yī)療保險(xiǎn)制度明顯減輕了居民的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)［16］。但是另外一部分學(xué)者指出，醫(yī)療保險(xiǎn)并沒(méi)有減輕患者及其家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。歸納起來(lái)主要有三方面的理由，即醫(yī)療保險(xiǎn)可能會(huì)增加醫(yī)療服務(wù)需求、提升醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的期望以及引發(fā)過(guò)度醫(yī)療問(wèn)題，在報(bào)銷(xiāo)比例不變的情況下，實(shí)際醫(yī)療負(fù)擔(dān)并沒(méi)有降低。Wagstaff和Lindelow通過(guò)DID與匹配的方法發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)抑或是新農(nóng)合都增加了居民的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)［7，17］。Lei X 和 Lin W基于CHNS樣本，通過(guò)個(gè)體固定效應(yīng)模型、工具變量評(píng)估法和PSM-DID等方法，得出新農(nóng)合并沒(méi)有減少了醫(yī)療自付支出的結(jié)論［18］。胡宏偉等通過(guò)面板固定效應(yīng)Tobit模型的方法發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)了家庭絕對(duì)醫(yī)療支出和相對(duì)醫(yī)療支出的增長(zhǎng)［19］。程令國(guó)和張曄使用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CL-HLS）2005年和2008年兩期的數(shù)據(jù)，得出中國(guó)老年人的實(shí)際醫(yī)療支出和大病支出發(fā)生率并未顯著下降［20］。丁錦希等通過(guò)Tobit模型對(duì)新農(nóng)合的研究也發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合不能有效降低醫(yī)療費(fèi)用支出［21］。

在異質(zhì)性方面，當(dāng)前對(duì)于醫(yī)療負(fù)擔(dān)的研究，主要集中在老年人群體［22-23］、農(nóng)村群體［24-25］、慢性病群體［26］，也有少量的研究關(guān)注到少兒家庭［27］。針對(duì)中老年家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的研究還比較鮮見(jiàn)，雖然有少部分學(xué)者關(guān)注到中老年人［28］，但是研究的對(duì)象集中在個(gè)體層面，忽略了家庭才是承擔(dān)醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)的最終承擔(dān)單位，另外該研究使用的數(shù)據(jù)較舊，不能反映最新的醫(yī)改成效。

既往的研究對(duì)于認(rèn)識(shí)我國(guó)居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)狀況具有重要的價(jià)值和意義，但仍有必要進(jìn)一步拓展和優(yōu)化。首先，在醫(yī)療負(fù)擔(dān)的指標(biāo)確定上，本文將為了獲得醫(yī)療服務(wù)而支付的額外費(fèi)用也納入到醫(yī)療費(fèi)用支出當(dāng)中，分別從絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)和相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)兩個(gè)角度對(duì)家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)進(jìn)行評(píng)估，關(guān)于這種分類方式的現(xiàn)存文獻(xiàn)目前沒(méi)有看到；其次，在研究對(duì)象的選擇上，大部分研究沒(méi)有對(duì)快速激化的老齡化問(wèn)題引起足夠重視，本文將以中老年家庭為基本的分析對(duì)象；再次，目前關(guān)于不同醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目保障效果的比較分析還不多，本文將著重分析不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型之間的差異，特別是擁有不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型的家庭與無(wú)任何醫(yī)療保障家庭的對(duì)比，進(jìn)而評(píng)估醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)際作用，以豐富對(duì)當(dāng)前醫(yī)療保障效果的認(rèn)識(shí)；最后，在數(shù)據(jù)的使用上，本文用最新公布的2015年CHARLS數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以期反映最新的醫(yī)改成效。但由于部分家庭放棄治療，沒(méi)有醫(yī)療費(fèi)用支出，本文對(duì)這部分群體的醫(yī)療負(fù)擔(dān)依然沒(méi)有辦法進(jìn)行研究。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)定與模型選擇

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

CHARLS（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）是由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院主導(dǎo)實(shí)施的大型調(diào)查項(xiàng)目。該調(diào)查在設(shè)計(jì)上參考美國(guó)健康與養(yǎng)老調(diào)查和英國(guó)老年追蹤調(diào)查等并結(jié)合了中國(guó)具體國(guó)情，其調(diào)查對(duì)象以居住在一起的家戶為單位，涉及到受訪者及其配偶的人口學(xué)背景、健康和醫(yī)療保障情況、家戶的收入支出等信息，為研究醫(yī)療保障提供多方面數(shù)據(jù)。在抽取樣本時(shí)，采用三階段整群采樣方法。首先，從包含中國(guó)所有縣級(jí)單位的抽樣框架中隨機(jī)抽取150個(gè)縣級(jí)單位；其次，在每個(gè)縣級(jí)單位內(nèi)，PPS隨機(jī)選擇3個(gè)初級(jí)抽樣單位（PSU）農(nóng)村地區(qū)的行政村或城區(qū)的社區(qū)；最后，在每個(gè)PSU中，隨機(jī)選擇24個(gè)年齡在45歲或以上的成員，一旦確定調(diào)查對(duì)象后，其配偶（如果有的話）自動(dòng)納入到調(diào)查樣本當(dāng)中。2015年，受訪者遍布全國(guó)28個(gè)省，共計(jì)13299戶，21098人，在全國(guó)有比較好的代表性。本研究主要考察醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)中老年家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)狀況的影響效應(yīng)，刪除了年齡小于45歲的樣本和每年生活支出、食品支出、醫(yī)療費(fèi)用全為0的樣本以及家庭成員保險(xiǎn)類型不一致的樣本，最終選定9232戶家庭作為本文的分析對(duì)象。文章分析使用的軟件是Stata 15.0。

（二）變量設(shè)定

1.因變量

本文選取中老年人家庭自費(fèi)醫(yī)療費(fèi)用（絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)）及自費(fèi)醫(yī)療費(fèi)用占家庭可支付能力②的比值（相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)）兩個(gè)變量來(lái)反映醫(yī)療負(fù)擔(dān)，作為文章的因變量。目前雖然也有文章采用這兩個(gè)指標(biāo)來(lái)反映醫(yī)療負(fù)擔(dān)［29］，但是在統(tǒng)計(jì)醫(yī)療支出時(shí)沒(méi)有把獲取醫(yī)療服務(wù)需要支付的額外費(fèi)用計(jì)算在內(nèi)。本文的醫(yī)療支出在調(diào)查問(wèn)卷為GE010_6，包括了額外費(fèi)用如交通費(fèi)、營(yíng)養(yǎng)費(fèi)、家人陪護(hù)花費(fèi)等，因此能夠更加全面地反映家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)。由于家庭醫(yī)療費(fèi)用、家庭可支付能力呈現(xiàn)偏態(tài)分布，因此在回歸時(shí)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

2.自變量

選擇醫(yī)療保險(xiǎn)類型作為關(guān)鍵自變量，其中無(wú)保險(xiǎn)賦值為0，考慮到公費(fèi)醫(yī)療人數(shù)較少，與城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行合并賦值為1。2016年1月12日國(guó)務(wù)院印發(fā)《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見(jiàn)》，未來(lái)兩項(xiàng)制度必然并軌，本文將城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)與新農(nóng)合進(jìn)行合并，統(tǒng)一為城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)，賦值為2，最后將其他保險(xiǎn)及商業(yè)保險(xiǎn)統(tǒng)一合并為其他保險(xiǎn)。在進(jìn)行模型估計(jì)時(shí)，盡可能控制了其他家庭特征變量，具體包括家庭是否有高齡老人、居住方式、居住區(qū)域、居住地區(qū)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況、家庭人數(shù)、家庭成員有無(wú)門(mén)診、家庭成員有無(wú)慢性病、家庭成員有無(wú)殘疾及家庭成員有無(wú)住院行為。其中家庭成員有年齡大于等于75歲的賦值為1，否則賦值為0；居住方式將獨(dú)居賦值為0，與家人共同居住賦值為1；居住區(qū)域?qū)|部賦值為0，中部賦值為1，西部賦值為2；居住地區(qū)將城市賦值為0，將農(nóng)村賦值為1；家庭人數(shù)則依據(jù)家庭實(shí)際人數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。另外結(jié)合調(diào)查問(wèn)卷，分別從家庭成員有無(wú)殘障、家庭成員有無(wú)慢性病、家庭成員有無(wú)門(mén)診及家庭成員有無(wú)住院對(duì)家庭的醫(yī)療服務(wù)利用需求進(jìn)行考察，其中否定性回答全部賦值為0，肯定性回答全部賦值為1。

（三）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1為2015年CHARLS的描述性統(tǒng)計(jì)。從絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)來(lái)看，2015年中老年家庭的社會(huì)平均醫(yī)療費(fèi)用為4316元，相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)為0.225。在保險(xiǎn)類型當(dāng)中，依然有6%的家庭沒(méi)有任何醫(yī)療保險(xiǎn)，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)家庭的占比為10.8%，城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭最多，占比82.7%，其他保險(xiǎn)占比最少，總占比約為0.5%。從調(diào)查樣本的區(qū)域分布來(lái)看，27.1%的家庭分布在東部，35.6%的家庭分布在中部，其余的37.3%分布在西部。樣本家庭中患有慢性病的比例為73%，有殘障成員的家庭高達(dá)30%，樣本家庭的住院率和門(mén)診率分別為32%和21%。2013年第五次全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查（NHSS）顯示老年人的慢性病患病率為71.8%，住院率為17.9%［30］，由于本文以家庭為分析單位，所以數(shù)據(jù)稍微大一些。

（四）計(jì)量模型

在建立醫(yī)療負(fù)擔(dān)模型時(shí)，一個(gè)不可忽略的問(wèn)題是樣本選擇偏差。因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)中是否就醫(yī)往往受到個(gè)人健康狀況、醫(yī)療服務(wù)價(jià)格、經(jīng)濟(jì)條件和就醫(yī)便利程度等因素的影響而出現(xiàn)“有病不醫(yī)”現(xiàn)象，因此并不是每個(gè)家庭都有醫(yī)療支出，這也就是所謂的自我選擇問(wèn)題。為了修正這種因個(gè)體“自選擇”導(dǎo)致的選擇偏差問(wèn)題，Heckman提出了樣本選擇模型，它的核心思想是通過(guò)構(gòu)建工具變量逆米爾斯比率來(lái)修正可能的自我選擇帶來(lái)的偏誤［31］。我們把總醫(yī)療支出行為分為兩個(gè)連續(xù)的過(guò)程：一是在發(fā)生醫(yī)療需求時(shí)是否選擇就醫(yī)治療，二是就醫(yī)治療后發(fā)生的醫(yī)療費(fèi)用支出。因此，我們構(gòu)建了選擇模型和支出模型［23］。選擇模型刻畫(huà)了在有醫(yī)療需求時(shí)是否選擇就醫(yī)治療，支出模型在選擇模型的基礎(chǔ)上回歸分析總醫(yī)療費(fèi)用支出。

表1 變量的界定及描述性統(tǒng)計(jì)

選擇模型為Probit模型，設(shè)定為：

《普通高中數(shù)學(xué)課程標(biāo)準(zhǔn)(實(shí)驗(yàn))》強(qiáng)調(diào)：“數(shù)學(xué)教學(xué)要使學(xué)生通過(guò)不同形式的自主學(xué)習(xí)、探究活動(dòng)，體驗(yàn)數(shù)學(xué)發(fā)現(xiàn)和創(chuàng)造的歷程.”從數(shù)學(xué)學(xué)科特點(diǎn)出發(fā),根據(jù)不同的教學(xué)內(nèi)容,有效合理地組織學(xué)生開(kāi)展“探究教學(xué)”，是追求有效教學(xué)、構(gòu)建高效課堂的重要途徑.在目前課堂教學(xué)中，“探究教學(xué)”中探究的成分太少,有種“貼標(biāo)簽”的嫌疑.筆者認(rèn)為，數(shù)學(xué)課堂教學(xué)過(guò)程中的每一個(gè)環(huán)節(jié)都可以滲透探究的元素、探究方法、探究思想.我們應(yīng)力求讓探究成為數(shù)學(xué)課堂教學(xué)的常態(tài),應(yīng)善于把握課堂教學(xué)中的每一個(gè)探究機(jī)會(huì)和細(xì)節(jié)，使數(shù)學(xué)探究逐步成為學(xué)生學(xué)習(xí)的自覺(jué)行為乃至形成習(xí)慣,促進(jìn)學(xué)生思維充分、健康、全面發(fā)展.

其中Pi=1表示患病后選擇就醫(yī)治療，Xi為影響就醫(yī)的影響因素，δ0為常數(shù)項(xiàng)，δ1為解釋變量系數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。計(jì)算出每個(gè)觀測(cè)值的逆米爾斯比率［30］：

其中，yi為醫(yī)療支出，λi為根據(jù)（3）計(jì)算的逆米爾斯比率，如果逆米爾斯的系數(shù)顯著異于0，則說(shuō)明存在樣本選擇問(wèn)題，選擇Heckman模型處理樣本選擇問(wèn)題是合適的。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本文在實(shí)證研究過(guò)程中先分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，然后對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)進(jìn)行分析。在具體分析過(guò)程中，首先比較有無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)家庭之間醫(yī)療負(fù)擔(dān)的情況，然后分析不同的醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目相對(duì)無(wú)保險(xiǎn)家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)情況。

（一）醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的效果

1.對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

本文在模型的設(shè)置上，選擇模型比支出模型多了一個(gè)居住方式的變量，設(shè)置這個(gè)變量的主要目的是構(gòu)建工具變量逆米爾斯比率。表2為醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)中老年家庭醫(yī)療花費(fèi)總支出的Heckman模型估計(jì)結(jié)果。在支出模型當(dāng)中，就降低費(fèi)用的幅度而言，相比于沒(méi)有任何醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭，有保險(xiǎn)可以降低家庭約14%左右的醫(yī)療費(fèi)用，如果按照樣本的平均醫(yī)療費(fèi)用4316元來(lái)計(jì)算，可以平均降低總醫(yī)療費(fèi)用604元。從顯著性水平來(lái)看，只是在10%的水平上顯著，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)的效果有待加強(qiáng)，這一研究結(jié)果與其他學(xué)者的結(jié)論基本相同［15，24］?？傮w而言，家庭人數(shù)對(duì)醫(yī)療費(fèi)用支出有明顯的負(fù)向作用，家庭人數(shù)每多一人，醫(yī)療費(fèi)用大概減少3.3%，家庭成員之間的相互照料可以減少醫(yī)院費(fèi)用的支出。家庭中有年齡在75歲以上的老年人，在選擇模型里系數(shù)為負(fù)，在支出模型里系數(shù)為正，表明家庭中有高齡老人的醫(yī)療支出明顯高于沒(méi)有高齡老人的家庭，選擇模型不顯著的原因可能是由于支付能力受限，所以并沒(méi)有表現(xiàn)出在選擇模型上多于其他群體的中老年家庭。相比于居住在城市的家庭，居住在農(nóng)村的中老年家庭在選擇模型上要多17.9%，且非常顯著，但是在支出模型上并不顯著。居住在中、西部地區(qū)的家庭比居住在東部地區(qū)的家庭在選擇模型上分別多19.2%和19.7%，且都在1%的水平上顯著，但是在支出模型上并不顯著。一種可能的解釋是東部地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)狀況良好和觀念先進(jìn)，比較重視疾病的預(yù)防，平時(shí)得病的幾率較小，所以選擇就醫(yī)的比例較少；西部地區(qū)由于總體醫(yī)療條件和觀念落后，往往小病拖成大病，導(dǎo)致去醫(yī)院接受治療的機(jī)會(huì)增加。中、西部地區(qū)按照就醫(yī)比例來(lái)看，可以預(yù)期支出模型比較顯著，但是由于自身經(jīng)濟(jì)水平的限制，我們看到在支出模型當(dāng)中系數(shù)為負(fù)，并且結(jié)果也不顯著。中、西部地區(qū)中老年家庭的家庭支付能力要相對(duì)差一些，家庭可支付能力的限制導(dǎo)致其醫(yī)療支出并不是很多。筆者在調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)疾病超出家庭的支付能力后，患者往往會(huì)選擇放棄治療以避免拖累整個(gè)家庭，以防止人財(cái)兩空。家庭可支付能力在選擇模型和支出模型當(dāng)中都非常顯著，家庭經(jīng)濟(jì)條件越好越傾向于選擇就醫(yī)和支出醫(yī)療費(fèi)用。此外，家庭中有慢性病成員、殘障人員都會(huì)明顯增加就醫(yī)選擇和醫(yī)療費(fèi)用支出，門(mén)診和住院行為也會(huì)明顯增加家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，分別達(dá)到16.5%和86.5%，顯然住院行為是增加家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的最重要的變量。

2.對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

表2 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

表3醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

（二）不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的效果

1.不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

為了進(jìn)一步考察不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，我們以未參加醫(yī)療保險(xiǎn)組為參照組，把其他三類保險(xiǎn)全部納入到回歸模型中，回歸結(jié)果見(jiàn)表4。從表4可以看出，相較于無(wú)任何醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)要小7%，只是結(jié)果并不顯著?？赡艿脑蚴浅擎?zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)人群的平均醫(yī)療費(fèi)用比較高，從本文的調(diào)查數(shù)據(jù)可知，該群體醫(yī)療費(fèi)用約為無(wú)保險(xiǎn)群體的2倍。所以，盡管城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平較高，但是因?yàn)樵撊后w醫(yī)療花費(fèi)相對(duì)較高，所以緩解作用并不明顯，結(jié)果并不顯著。這個(gè)分析結(jié)果出人意料，保障水平高對(duì)降低絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的效果并不明顯。因此，對(duì)于城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)群體而言，因?yàn)槠溆休^高的醫(yī)療保障待遇，應(yīng)當(dāng)從供給和需求兩個(gè)方面加強(qiáng)道德風(fēng)險(xiǎn)的防范，努力控制醫(yī)療費(fèi)用的增長(zhǎng)，才能從根本上降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)。城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)家庭相較于無(wú)保險(xiǎn)家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)要少18%，且在5%的水平上顯著，如果以社會(huì)平均醫(yī)療費(fèi)用計(jì)算，大概可以降低777元，總體而言降幅還不是很多。其他保險(xiǎn)相對(duì)于無(wú)保險(xiǎn)人群醫(yī)療負(fù)擔(dān)并不顯著。

表4 不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

2.不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

接下來(lái)我們考察不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，同樣，以未參加醫(yī)療保險(xiǎn)組為參照組，把其他三類保險(xiǎn)全部納入到回歸模型當(dāng)中，回歸結(jié)果見(jiàn)表5。從表5可以看出，三類醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭的回歸系數(shù)都為負(fù)。其中城鎮(zhèn)職工降幅最大，可以降低7.5%，且在1%的水平上顯著；城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和其他保險(xiǎn)雖然系數(shù)在符號(hào)上也為負(fù)，但是并不顯著。說(shuō)明城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響無(wú)論是從降幅程度還是顯著性水平上來(lái)看，都高于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和其他醫(yī)療保險(xiǎn)，這一研究結(jié)果與周欽等學(xué)者的研究結(jié)論相似［16］。與絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)（表4）對(duì)比會(huì)發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)家庭的支出模型在絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)里并不顯著，但是在相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)里卻非常顯著。本文的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)家庭的醫(yī)療費(fèi)用在所有人群當(dāng)中最高，幾乎是其他人群的2倍，但是由于該類家庭總體收入水平較高，加之醫(yī)療補(bǔ)償比例較高，所以在絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)上并不明顯，但是在相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)上效果較為明顯。與之相對(duì)的是城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)家庭，該類家庭的支出模型在絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)上效果顯著，但是在相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)上并不明顯，其主要原因是其本身的家庭收入水平較低，雖然醫(yī)療保險(xiǎn)可以降低一部分醫(yī)療費(fèi)用，但是由于其本身的收入水平較低，加之醫(yī)療保障水平不高，所以在降低相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)上并不明顯。其他保險(xiǎn)在絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)里系數(shù)為正，但是在相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)里系數(shù)為負(fù)，且二者都不顯著。

表5 不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文以Heckman的樣本選擇模型為分析的模型，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步放松原來(lái)的假設(shè)，按照兩部模型進(jìn)行分析。本文的邏輯在于，如果用兩部模型進(jìn)行分析，關(guān)鍵變量有保險(xiǎn)的回歸系數(shù)依然沒(méi)有發(fā)生改變或者系數(shù)差異非常微小，則可以推定本文的分析結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。同樣按照本文的分析思路，首先考察醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，然后考察對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響。表6為醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的兩部模型分析結(jié)果，從表6可以看出，樣本選擇模型和兩部模型的關(guān)鍵差別在第二部分，樣本選擇模型的選擇模型與兩部模型當(dāng)中的第一部回歸結(jié)果類似。從第一部來(lái)看，有保險(xiǎn)的系數(shù)為0.270，表2的選擇模型對(duì)應(yīng)的系數(shù)為0.273，且二者都非常顯著；從第二部來(lái)看，兩者的回歸系數(shù)都為負(fù)，從系數(shù)來(lái)看，二者相差也不是很大，只是在顯著性水平上，表2在10%的水平上顯著，而在兩部模型當(dāng)中不顯著，其他系數(shù)都非常接近。

表6 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響（兩部模型）

就相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)而言，從選擇模型來(lái)看，表3有保險(xiǎn)的系數(shù)為0.324，表7的為0.333，且都非常顯著；從支出模型來(lái)看，表3有保險(xiǎn)的系數(shù)為-0.035，結(jié)果不顯著，表7的系數(shù)為-0.036，且在5%的水平上顯著?？傮w而言，二者系數(shù)幾乎沒(méi)有差別，只是在顯著性水平上稍有差異，其他系數(shù)基本類似，不再贅述。本文同樣對(duì)不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型的醫(yī)療負(fù)擔(dān)進(jìn)行分析，結(jié)論與上文基本保持一致，為了節(jié)約篇幅本文沒(méi)有展開(kāi)討論?？傊?，無(wú)論從絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)還是從相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的角度，都可以得出本文的分析結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與建議

本文利用CHARLS2015年數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)中老年人家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，通過(guò)使用樣本選擇模型，在克服樣本選擇偏誤的基礎(chǔ)上，得出如下研究結(jié)論：第一，我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)有緩解作用，但是對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)幾乎沒(méi)有緩解作用。相對(duì)于無(wú)任何保險(xiǎn)的人群而言，有保險(xiǎn)可以降低約14%的絕對(duì)醫(yī)療支出費(fèi)用，按照微觀數(shù)據(jù)的平均社會(huì)醫(yī)療費(fèi)用計(jì)算，可以減少604元，但只在10%的水平上顯著；相對(duì)于無(wú)任何保險(xiǎn)的人群而言，有保險(xiǎn)對(duì)降低相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)幾乎沒(méi)有影響。第二，從醫(yī)療保險(xiǎn)類型來(lái)看，各醫(yī)療保險(xiǎn)在降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面并不一致。從絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)來(lái)看，城鎮(zhèn)職工降幅較小，城鄉(xiāng)居民保險(xiǎn)可以降低約18%的絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)，其他保險(xiǎn)無(wú)顯著作用。從相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)來(lái)看，可以降低城鎮(zhèn)職工約7.5%的相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但是對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和其他保險(xiǎn)作用效果極其微小。

基于以上結(jié)論，我們給出如下政策建議：

首先，對(duì)于絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)而言，因?yàn)楦鞅ｋU(xiǎn)類型在緩解絕對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面的作用并不一致，可以分別采取分類管理的措施來(lái)進(jìn)一步提高醫(yī)療保障效果。對(duì)于城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)群體，應(yīng)該從供給和需求雙方管控，實(shí)現(xiàn)總體醫(yī)療費(fèi)用的回落，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)的目的。對(duì)于城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)群體，雖然醫(yī)療保險(xiǎn)可以降低其醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但是總體效果僅為18%，在收入水平限制的條件下，應(yīng)該進(jìn)一步提高其保障水平。對(duì)于特別貧困的人群，政府可以發(fā)放僅供其本人使用的免費(fèi)醫(yī)療券，促進(jìn)其基本醫(yī)療需求得到滿足；對(duì)于其他保險(xiǎn)來(lái)說(shuō)（主要是商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)），參保的人數(shù)相對(duì)較少，依然有較大的發(fā)展空間，商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)可以吸引一部分高收入群體加入，為其提供比較個(gè)性化的醫(yī)療保障服務(wù)，同時(shí)也避免富人擠占有限的醫(yī)療保障資源。

其次，對(duì)于相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)而言，應(yīng)該盡力縮小城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)之間的待遇差距。城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)由于其保障效果較好，基本上實(shí)現(xiàn)了制度內(nèi)的互濟(jì)，對(duì)降低相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)效果明顯。城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于降低相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)并不顯著，家庭的支付能力較弱可能是一個(gè)重要的原因。因此要逐步提高醫(yī)療保障水平，確保其正常生活不受影響。在目前的情況下，鑒于城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)群體總體收入相對(duì)較低，支付能力受限，可以考慮通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼來(lái)實(shí)現(xiàn)其與城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)的待遇差距，在此基礎(chǔ)上實(shí)現(xiàn)兩大制度的最終統(tǒng)一合并。

表7 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

注釋：

① 見(jiàn)國(guó)務(wù)部新聞辦公室2017年4月21日下午新聞發(fā)布會(huì)：突出重點(diǎn) 精準(zhǔn)施策 有效解決貧困人口因病致貧返貧：http：//www.scio.gov.cn/xwfbh/xwbfbh/wqfbh/35861/36544/zy36548/Document/1549211/1549211.htm.

② 所謂的家庭可支付能力是指家庭支出扣除生存性支出（食品消費(fèi)）后的有效收入。本文在計(jì)算相對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)時(shí)，分母使用的是家庭支出數(shù)據(jù)而不是家庭收入的數(shù)據(jù)。已有的研究顯示，在低收入和中等收入國(guó)家，大型調(diào)查數(shù)據(jù)經(jīng)常無(wú)法獲得有關(guān)家庭收入的信息或質(zhì)量很差，家庭消費(fèi)支出通常比收入更可取。（參考：Owen O’Donnell，Eddy van Doorslaer，Adam Wagstaff著：Analyzing Health Equity Using Household Survey Data：A Guide to Techniques and Their Implementation，World Bank出版社2008年版，816頁(yè)。