楊賜然，張璐，孫奕萱，任俊名，何雪，滕彩霞，王瑞，劉韻緒，羅銀，崔丹,2△

(1.武漢大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，湖北 武漢 430071；2.武漢大學(xué)全球健康研究中心)

醫(yī)療保障是解除人民疾病后顧之憂、促進全民健康素質(zhì)提升的主要社會保障制度安排[1]，是健康中國建設(shè)不可或缺的重要組成部分[2]，必須在新時期毫不動搖地加以鞏固和發(fā)展。2021年9月，國務(wù)院辦公廳印發(fā)了《“十四五”全民醫(yī)療保障規(guī)劃》，進一步指出“加快建設(shè)覆蓋全民、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、公平統(tǒng)一、可持續(xù)的多層次醫(yī)療保障體系，努力為人民群眾提供全方位全周期的醫(yī)療保障，不斷提升人民群眾的獲得感、幸福感、安全感”。無論是從政策目標定位還是政策整體設(shè)計都不難看出，醫(yī)療保障體系的每一步前進都深刻折射出國家整體層面對實現(xiàn)社會公平和促進民生福祉的價值追求。

但回到政策實踐現(xiàn)實中來看，中國醫(yī)療保障事業(yè)的發(fā)展是否能夠改變?nèi)嗣袢罕妼ι鐣w公平程度的認知？又能否真正提升民生滿意度？以及這三者之間是否構(gòu)成一定的作用機制？城鄉(xiāng)居民在接受不同水平的醫(yī)療保障服務(wù)下是否呈現(xiàn)出相應(yīng)的感知差異？對這些問題的追問和探究，一方面有利于回到“以人民為中心”的站位上審視我國醫(yī)療保障水平同民生福祉追求之間的匹配情況，另一方面又有助于從城鄉(xiāng)差異視角出發(fā)理清人民群眾的社會公平感知在前兩者之間所發(fā)揮的作用?；诖?，本文利用2019年中國社會狀況綜合調(diào)查(Chinese Social Survey，簡稱CSS)數(shù)據(jù)，就醫(yī)療保障水平、人民群眾的社會公平感知與生活滿意度的相互關(guān)系和影響機制展開探討，并試圖為完善和優(yōu)化相關(guān)政策提出合理建議。

1 理論梳理與研究假設(shè)

1.1 醫(yī)療保障水平與民生滿意度

醫(yī)療保障作為一種提供疾病風(fēng)險費用保障的社會互助機制[3]，明顯降低了個體醫(yī)療經(jīng)濟負擔，滿足了個人基本的醫(yī)療服務(wù)需求[4]，能夠相應(yīng)降低居民由攀比效應(yīng)所帶來的幸福損失和生活上的后顧之憂，有利于促進幸福感的提升[5，6]。從實證研究的角度來看，已有研究雖未直接聚焦于考察醫(yī)療保障水平同民生滿意度的作用關(guān)系，但部分研究范疇較為接近的學(xué)術(shù)產(chǎn)出發(fā)現(xiàn)社會保險[7，8]和基本醫(yī)療保險[9，10]的參與能夠顯著提升居民的幸福感。因此，基于已有的直接定性討論和相關(guān)量化實證成果，本文提出第一個研究假設(shè)：

H1：醫(yī)療保障水平對民生滿意度具有正向影響。

1.2 醫(yī)療保障水平與社會公平感知

周紹杰等人指出公共服務(wù)(特別是醫(yī)療和教育領(lǐng)域)能夠通過緩解收入分配不公平影響和提升個體人力資本促進居民社會公平感知的提升[11]。醫(yī)療保障作為政府面向人民群眾所提供的一種公共服務(wù)，緩解了個體所受到的醫(yī)療經(jīng)濟沖擊[12]，有力保障和改善了民生，即一方面在客觀上促進了社會的公平性建設(shè)[13]，另一方面也提高了個體主觀上的社會公平性感知。當然，也有少數(shù)研究針對醫(yī)療保險對居民社會公平感知的影響進行了實證檢驗[14]，也證實了已有觀點。綜合已有研究可知，學(xué)界在看待醫(yī)療保障能否改善居民社會公平感知上大多持正面觀點。基于此，本文提出第二個研究假設(shè)：

H2：醫(yī)療保障水平對社會公平感知具有正向影響。

1.3 社會公平感知與民生滿意度

不患寡而患不均。社會公平正義自古以來一直是民生滿意的重要評價標尺之一。在我國經(jīng)濟社會建設(shè)過程中，地域發(fā)展、收入分配、機會獲取等方面的不公平問題影響居民的社會公平感知和對自身生活滿意度的評價[15]。目前相關(guān)研究針對二者關(guān)系所進行的實證分析取得的結(jié)論較為一致，認為社會公平感知能夠正向影響民生滿意度和居民幸福感[16，17]，當個體對自我獲得處境存在公平認知時，將顯著提升獲得感[18]?；谇叭说睦碚摲治龊脱芯砍晒?，本文提出第三個研究假設(shè)：

H3：社會公平感知對民生滿意度具有正向影響。

2 資料與方法

2.1 資料來源

本研究的數(shù)據(jù)來自于2019年中國社會狀況調(diào)查(Chinese Social Survey，簡稱CSS)。該調(diào)查采用PPS概率抽樣和入戶問卷訪問方式，覆蓋了全國31個省(自治區(qū)、直轄市)149個市(縣、區(qū))的596個村居，共納入11000余個城鄉(xiāng)家庭，回收有效問卷10283份。根據(jù)研究主題，剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失和含無效回答的樣本后，共保留了8151個觀測值。

2.2 變量選取

本文的被解釋變量為民生滿意度，相應(yīng)的測量題項為“總體來說，您對生活的滿意度為？”，由受訪者給出1至10的正向評分，其是受訪者對生活各方面情況進行綜合考慮之后所做出的總體評價[19]，能夠很好表征個體的獲得感和幸福感。中介變量為社會公平感知，相應(yīng)的測量題項為“總體來說，您對現(xiàn)在社會公平公正情況的評價是？”，由受訪者給出1至10的正向評分，反映出受訪者立足于多維社會現(xiàn)狀所形成的對社會整體公平性情況的主觀感受。核心解釋變量為醫(yī)療保障水平，由于醫(yī)療保障作為一種公共服務(wù)，具體分配到不同個體的數(shù)量和質(zhì)量難以判斷，而居民對于經(jīng)由自身或他人客觀經(jīng)驗所得出的醫(yī)療保障滿意度評價則能夠較好地對其加以表征，相應(yīng)的測量題項為“您對政府向老百姓提供的醫(yī)療保障狀況的評價為？”，同樣由受訪者給出1至10的正面評分。同時，為了盡量避免計量模型中可能出現(xiàn)的遺漏變量問題，本文通過對相關(guān)文獻的梳理和變量設(shè)置的借鑒，分別對個體特征變量、家庭特征變量和社會融入變量等進行了控制，限于文章篇幅，相關(guān)變量及其測量不再贅述，詳見表1。值得注意的是，因為2019年的CSS并未單獨就受訪者身體健康狀況進行訪問，而身體健康狀況顯然同民生滿意度存在相關(guān)性，所以本文選擇以家庭人均醫(yī)療支出作為其代理變量，以控制自我健康或者家人健康狀況對個體生活滿意度的影響。此外，為了增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和緩解異方差問題所可能導(dǎo)致的估計偏差，本文對部分變量進行了自然對數(shù)轉(zhuǎn)換和量綱調(diào)整。

表1 變量選擇與測量

2.3 研究方法與模型設(shè)定

為了驗證上述假設(shè)，本文構(gòu)建了一個聯(lián)立方程組，分階段依次進行OLS和Ordered Probit回歸，以保證計量結(jié)果的穩(wěn)健性；其次借用Bootstrap方法和KHB方法對社會公平感知在醫(yī)療保障水平和民生滿意度之間的中介效應(yīng)進行識別和顯著性檢驗；最后對計量結(jié)果展開異質(zhì)性分析，分別探討城鄉(xiāng)樣本的效應(yīng)差異。

在模型選擇上，由于被解釋變量民生滿意度(Satisfac)、中介變量(Justice)和核心解釋變量(Medicare)均由受訪者從1至10進行評分，在一定程度上可以將其視為連續(xù)變量加以處理，且Ordered Probit模型所估計的系數(shù)不如OLS方法直觀，所以本文主要采取OLS方法進行模型估計。但為了保證估計的穩(wěn)健性，本文輔助使用Ordered Probit模型進行對比。具體的嵌套模型設(shè)置如下：

(1)

(2)

(3)

其中，Satisfaci為式1和式3的被解釋變量，表示第i個居民的生活滿意度，Justicei分別為式2和式3的被解釋變量和中介變量，表示第i個居民的社會公平感知，Medicarei為本文關(guān)注的核心解釋變量，表示醫(yī)療保障水平；Controlij為個體層面的控制變量向量；為了盡量避免回歸過程中可能出現(xiàn)的遺漏重要解釋變量問題，本文在模型中分別控制了城鄉(xiāng)固定效應(yīng)φk和省份固定效應(yīng)τl；εi為個體層面的擾動項。

此外，需要說明的是，在將主要關(guān)心的各變量納入模型前，考慮到變量之間可能存在的多重共線性問題，本文先對各變量進行帶有穩(wěn)健標準誤的混合回歸，并計算方差膨脹因子(VIF)，在不納入年齡平方項這一變量的前提下，最大VIF為2.21(Edu)，平均VIF為1.33，遠小于10，故本研究中的多重共線性問題在可接受范圍內(nèi)。

3 研究結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 基準回歸估計

模型1至模型3分別報告了前述三個計量方程的OLS估計結(jié)果。可以看出，醫(yī)療保障水平對民生滿意度和社會公平感知具有顯著的正向影響，醫(yī)療保障水平每提升一個單位，能分別促進民生滿意度和社會公平感知提升0.118和0.260個單位；在模型3中，同時加入核心解釋變量和中介變量后，醫(yī)療保障水平對民生滿意度的影響受到一定的削弱，相應(yīng)的作用系數(shù)下降至0.072，且社會公平感知對民生滿意度表現(xiàn)出顯著正向作用，即社會公平感知每提升一個單位能夠引發(fā)民生滿意度提升0.175個單位。至此，從直觀的逐步回歸系數(shù)判別規(guī)則可以容易看出，社會公平感知變量具有一定的中介效應(yīng)；但為了可靠性起見，后文將對此加以進一步檢驗。

從其他控制變量的回歸結(jié)果來看，年齡與社會公平感知、民生滿意度均存在倒U型關(guān)系；政治面貌、婚姻狀況、家庭總收入、家庭關(guān)系、社會階層、社會交往和文娛參與都顯著正向影響民生滿意度，其中婚姻狀況、家庭關(guān)系、社會階層、社會交往和文娛參與對社會公平感知的提升也具有顯著的積極作用；而家庭收支情況和家庭人均醫(yī)療支出對民生滿意度則存在顯著的負向影響。上述估計結(jié)果同理論預(yù)期和現(xiàn)實情況基本吻合。

3.3 中介效應(yīng)檢驗

本文采用Bootstrap方法對上述嵌套模型的OLS逐步回歸結(jié)果進行中介效應(yīng)檢驗，重復(fù)自助抽樣數(shù)設(shè)置為2000次，估計結(jié)果印證了前述直觀判斷。社會公平感知的中介效應(yīng)顯著不為0，同時直接效應(yīng)和總效應(yīng)依舊顯著，對應(yīng)的中介效應(yīng)占比達到38.57%，屬于部分中介類型。至此，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3均得到驗證。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了保證計量結(jié)果的穩(wěn)健性，本文輔助使用了Ordered Probit模型進行對比估計，并在表3的模型4至模型6中報告了相應(yīng)的分階段估計結(jié)果。從模型估計的系數(shù)符號和顯著性情況來看，同OLS估計結(jié)果高度一致。同時，本文在表4中針對Ordered Probit模型所進行的非線性方程中介效應(yīng)KHB檢驗結(jié)果同Bootstrap檢驗十分接近。以上表明本文的逐步回歸結(jié)果和中介效應(yīng)檢驗具有一定的穩(wěn)健性。

表3 OLS與Ordered Probit分階段回歸結(jié)果

表4 中介效應(yīng)檢驗

3.5 異質(zhì)性分析

從表5中的分樣本回歸估計結(jié)果可以看出，醫(yī)療保障水平對城鎮(zhèn)居民民生滿意度的影響相較于農(nóng)村居民更為強烈，而對城鎮(zhèn)居民社會公平感知的影響則弱于對農(nóng)村居民社會公平感知的影響。同時，結(jié)合表4中分樣本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，農(nóng)村居民的社會公平感知在醫(yī)療保障水平和民生滿意度之間的中介效應(yīng)占比明顯高于城鎮(zhèn)居民，達到41.63%。可見，城鎮(zhèn)居民較容易接受到高質(zhì)量的醫(yī)療保障服務(wù)，民生滿意度的直接提升較為明顯；而在經(jīng)濟社會發(fā)展較為落后的農(nóng)村地區(qū)，醫(yī)療保障則能夠更好發(fā)揮收入二次分配的福利效用，提升農(nóng)村居民的社會公平感知，進而較多地作用于民生滿意度的增加。

表5 城鄉(xiāng)分樣本OLS回歸結(jié)果

在其他控制變量系數(shù)大小及顯著性水平方面，城鄉(xiāng)分樣本回歸結(jié)果都表現(xiàn)出一定的差異性，特別是家庭人均醫(yī)療衛(wèi)生支出，城鎮(zhèn)樣本回歸結(jié)果表明前者對民生滿意度的影響并不明顯；但在農(nóng)村樣本回歸結(jié)果中前者對民生滿意度則表現(xiàn)出高度顯著的負向影響，這也恰好說明了相對于城鎮(zhèn)居民而言，醫(yī)療衛(wèi)生費用支出較為容易造成農(nóng)村居民的經(jīng)濟負擔，帶來民生滿意度的明顯降低。

4 討論

4.1 醫(yī)療保障水平和民生滿意度間存在雙重作用路徑

由前述的模型估計和效應(yīng)檢驗結(jié)果可知，醫(yī)療保障水平除了能夠直接顯著正向影響民生滿意度之外，還通過改善居民的社會公平感知間接地促進民生滿意度的提升。具體而言，醫(yī)療保障水平每提升一個單位，能夠帶來0.072個單位的民生滿意度的增加，同時能夠通過促進社會公平感知的提升連帶引起0.045個單位的民生滿意度的增加，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)占比分別為61.43%和38.57%，且這兩種影響效應(yīng)均在1%的水平上顯著。可見，醫(yī)療保障無論是從政策意義還是從實踐歸依，都深刻反映出其內(nèi)在的對社會公平的根本追求，能夠雙向促進民生福祉的持續(xù)提升。

4.2 社會公平感知的中介效應(yīng)表現(xiàn)出一定的城鄉(xiāng)區(qū)分

通過對城鄉(xiāng)分樣本的異質(zhì)性分析可以發(fā)現(xiàn)，居民社會公平感知的中介效應(yīng)存在較為明顯的城鄉(xiāng)分異，社會公平感知在城鎮(zhèn)樣本中所表現(xiàn)出的中介效應(yīng)占比為31.16%，而在農(nóng)村樣本中相應(yīng)的中介效應(yīng)占比達到41.63%。這也直接說明了，醫(yī)療保障的收入調(diào)節(jié)作用可以更容易為生活于農(nóng)村的弱勢人群所感知，能夠在更大程度上緩解農(nóng)村居民因其他社會不公平不公正現(xiàn)象所帶來的相對剝削感，改善其對社會公平性的評價。反觀城鎮(zhèn)居民，因更容易獲得更好的生活條件和更多的發(fā)展機會，所以社會公平感知的中介效應(yīng)在一定程度上出現(xiàn)弱化。

5 政策建議

5.1 進一步鞏固和提升醫(yī)療保障水平

目前，我國已建成全世界最大、覆蓋全民的基本醫(yī)療保障網(wǎng)。但在新的發(fā)展時期上，如何把這張網(wǎng)織得更精密和更牢靠，則成為下一步醫(yī)療保障建設(shè)工作的重中之重。各地方和各部門要面向“十四五”，從著眼于彌合現(xiàn)階段醫(yī)療保障供給側(cè)和需求側(cè)之間的潛在鴻溝出發(fā)，在貫徹醫(yī)療保障專項規(guī)劃過程中不斷創(chuàng)新體制機制建設(shè)和工作方式方法，精確識別問題，精準解決癥結(jié)，通過多種渠道和運用多種手段推進建設(shè)高水平的醫(yī)療保障體系，持續(xù)提供高質(zhì)量的醫(yī)療保障服務(wù)，不斷加強高效能的醫(yī)療保障治理，讓醫(yī)療保障充分發(fā)揮助推器、調(diào)節(jié)器和穩(wěn)定器功能，使其在增進民生福祉、促進社會公平和維護社會和諧上發(fā)揮更大作用。

5.2 統(tǒng)籌做好醫(yī)療保障資源城鄉(xiāng)分配

要著力解決好醫(yī)療保障資源在城鄉(xiāng)之間分配的不均衡問題，逐步消除城鄉(xiāng)之間的保障待遇差異和醫(yī)療服務(wù)資源配比失衡。在保證醫(yī)?；鸢踩涂沙掷m(xù)的前提下，利用大數(shù)據(jù)和信息化手段動態(tài)監(jiān)測和識別經(jīng)濟困難群體和社會弱勢群體的疾病診斷和就醫(yī)需求，進一步推進報銷政策、救助政策向其發(fā)生實質(zhì)性傾斜，著力提升醫(yī)療保障體系、服務(wù)和治理的公平性；加強在農(nóng)村地區(qū)和邊遠地區(qū)的醫(yī)療保障政策宣傳力度，讓群眾多了解多掌握醫(yī)療保障政策信息，既引導(dǎo)其做到合理有序有度接受醫(yī)療，又要減少騙保等道德風(fēng)險的出現(xiàn)，為真正有實際就醫(yī)需要和難以承受高額醫(yī)療負擔的人群實現(xiàn)定向救助，在滿足患病人群生存需要的基礎(chǔ)上促進個體公平感和民生滿意度的提升。