林晨蕾，羅佳麗

（福建農(nóng)林大學公共管理與法學院，福建 福州 350002）

我國人口老齡化“城鄉(xiāng)倒置”現(xiàn)象日趨嚴重，農(nóng)村中老年人作為就診需求最重要的群體，引導常見病患者下沉基層就診（即“就近就醫(yī)”），有助于提升醫(yī)療服務(wù)利用率，減少其“外出就醫(yī)”的間接醫(yī)療費用，推動區(qū)域間醫(yī)療資源合理有序流動，是醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域可持續(xù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，更是實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興和“健康中國”不可繞過的問題[1-2]。黨的二十大報告和《“健康中國2030”規(guī)劃綱要》指出，要繼續(xù)加強中國基本醫(yī)療衛(wèi)生制度建設(shè)，完善城鄉(xiāng)醫(yī)療保障體系，為患者就近就醫(yī)創(chuàng)造條件。雖然差異化的醫(yī)療保險報銷比例設(shè)計能穩(wěn)健提高基層就診傾向，然而，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險（以下簡稱“新農(nóng)合”）統(tǒng)籌層次較低導致基金共濟能力較弱，保障水平明顯低于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險（以下簡稱“城居?！保?。分級價格補償所產(chǎn)生的政策效應(yīng)均不足抵消城鄉(xiāng)差異等引發(fā)的就醫(yī)向上集中態(tài)勢[3]。為打破醫(yī)療保障的戶籍分割，促進城鄉(xiāng)居民公平享有醫(yī)療保障權(quán)利，自2008年以來，我國多個地區(qū)相繼開展了整合新農(nóng)合和城居保兩項制度（以下簡稱“城鄉(xiāng)醫(yī)保整合”）的改革試點，且在黨的十九大后，改革在全國范圍內(nèi)得到迅速推廣。改革后的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險縮小甚至抹平了城鄉(xiāng)醫(yī)保待遇差距，補償機制更加合理，制度公平性大大增強。因此，在城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的背景下，如何提高農(nóng)村中老年人基層就診率是一個值得深入研究和思考的命題。

學界對醫(yī)療保險制度與居民就醫(yī)行為之間的關(guān)系展開廣泛討論。有研究指出，個體的就醫(yī)行為可能會因個人資源約束條件的改善而隨之改變[4-6]。醫(yī)療保險顯著提高了居民醫(yī)療服務(wù)利用率，減輕了居民的醫(yī)療負擔[7-9]，同時醫(yī)療保險對醫(yī)療費用的影響存在健康差異[10]。然而，一個健全的醫(yī)療保險制度，其功能不能僅限于被動地為農(nóng)村居民的醫(yī)療支出埋單，而應(yīng)從更加積極的角度，合理引導農(nóng)村居民的就醫(yī)行為[11]。

現(xiàn)有研究基于不同數(shù)據(jù)和方法，圍繞醫(yī)療保險對就診機構(gòu)選擇的影響展開有益探討，結(jié)論尚存一定分歧。有研究指出，醫(yī)保補償?shù)膬r格調(diào)節(jié)作用還不足以改變當前多數(shù)人對城市醫(yī)院的偏好[12-13]。新農(nóng)合傾向于基層醫(yī)療機構(gòu)的報銷政策調(diào)整，對引導農(nóng)村患者選擇基層就診的效果并不顯著[14-15]。醫(yī)保政策干預能夠緩解三甲醫(yī)院的“虹吸效應(yīng)”，可以有效引導價格敏感的患者向基層醫(yī)療機構(gòu)分流[16-18]，但這種價格調(diào)節(jié)作用受醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的影響[19]。

隨著城鄉(xiāng)統(tǒng)一的社會基本醫(yī)療保險制度在全國范圍內(nèi)逐步建立，學者們已將關(guān)注重點逐漸聚焦于城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的福利效應(yīng)。有研究表明，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合具有顯著的健康績效[20]，且對遭受大病健康沖擊的居民具有顯著的扶貧效果[21]。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌層次、保障水平等變化對化解健康與醫(yī)療服務(wù)利用不平等方面發(fā)揮重要作用[22-23]。

綜上，現(xiàn)有研究成果為本文理解城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人基層就診行為的影響提供了重要思路，但仍然存在可以拓展的空間。一是以往的相關(guān)研究大多將中老年人看成同質(zhì)性群體，缺乏內(nèi)部細致的健康分類與比較。城鄉(xiāng)醫(yī)保整合究竟能否促進農(nóng)村中老年人選擇基層就診不能一概而論。這里有必要區(qū)分兩種情況，一種是健康狀況良好的中老年人，原本基層醫(yī)療機構(gòu)就可以滿足其治療需求，但實際上去了大醫(yī)院就醫(yī)。這屬于醫(yī)療資源未得到有效利用。另一種是健康狀況較差的中老年人希望能到城市醫(yī)院就診，但由于各種客觀原因?qū)е滤麄冊诨鶎俞t(yī)療機構(gòu)治療。這反映了醫(yī)療服務(wù)得不到充分利用。二是我國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險雖采取“保基本”與“保大病”相結(jié)合，可門診統(tǒng)籌與住院統(tǒng)籌政策不同，那么對待中老年門診與住院患者就近就醫(yī)問題也應(yīng)有所區(qū)分。已有文獻在一定程度上忽視了門診和住院的差異，研究的普適性有待探討。

鑒于此，本文基于健康差異的分析視角，利用2013—2018年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）數(shù)據(jù)，首先，采用身體功能、認知能力和心理健康指標綜合測評農(nóng)村中老年人健康水平，并在此基礎(chǔ)上通過K-均值聚類方法進行聚類分析。其次，對健康分類結(jié)果、城鄉(xiāng)醫(yī)保整合情況與不同健康狀況農(nóng)村中老年人基層就診行為進行統(tǒng)計分析，準確把握當前農(nóng)村中老年門診與住院患者就診選擇的現(xiàn)實狀況與特征。最后，運用多時點雙重差分模型和工具變量法，從門診與住院兩個方面系統(tǒng)地分析城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人基層就診行為的影響，并探討其健康的異質(zhì)性，以期為持續(xù)完善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度，實現(xiàn)有效合理的醫(yī)療服務(wù)供給提供決策參考。

1 理論分析與研究假說

1.1 城鄉(xiāng)醫(yī)保整合與農(nóng)村中老年人就診選擇

大量研究證明，醫(yī)療保險顯著影響參保人的醫(yī)療需求[24-26]。這是因為，醫(yī)療保險改變了參保人面臨的醫(yī)療服務(wù)“價格”。醫(yī)療保險針對不同等級醫(yī)療機構(gòu)實行分級報銷制度，這種類似價格歧視的定價策略在理論上應(yīng)當能夠引導患者合理選擇就診機構(gòu)[27]。同時，醫(yī)療保險保障水平的變動將可能改變參保人的就診偏好[28]。在農(nóng)村，相對弱勢的中老年群體對醫(yī)療服務(wù)價格更敏感，制度的整合更加凸顯分級價格補償?shù)牟町?，對其基層就診的驅(qū)動效應(yīng)或許更顯著。

事實上，對農(nóng)村居民就診選擇有顯著影響并不在于是否參加醫(yī)療保險，而在于醫(yī)療保險補償機制是否合理[11]。與新農(nóng)合相比，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合給予基層醫(yī)療機構(gòu)更多傾斜。第一，該制度通過降低基層醫(yī)療機構(gòu)起付線，拉開一二三級醫(yī)療機構(gòu)報銷比例，基層醫(yī)療機構(gòu)在價格補償方面更具有優(yōu)勢。第二，該制度遵循“繳費就低、待遇就高、目錄就寬”的原則，不僅將門診統(tǒng)籌全面覆蓋到農(nóng)村居民，提升了農(nóng)村居民在統(tǒng)籌范圍內(nèi)就醫(yī)的補償待遇；還統(tǒng)一醫(yī)保目錄，擴大藥品和醫(yī)療服務(wù)項目的報銷范圍，強化基層醫(yī)療機構(gòu)提供農(nóng)村基本醫(yī)療服務(wù)的責任。第三，該制度縱向提高統(tǒng)籌層次，橫向推進城鄉(xiāng)融合，搭建基層和上級醫(yī)院交流的平臺，提升基層醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)水平，通過簽約方式讓基層醫(yī)生與農(nóng)村居民建立起穩(wěn)定的服務(wù)關(guān)系，改善農(nóng)村居民的基層就醫(yī)體驗。可以預期，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合可能將在基層優(yōu)先解決的有效就醫(yī)需求吸引過來。

此外，為減輕參保群眾門診醫(yī)藥費用負擔，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險取消原家庭賬戶制度，實行門診統(tǒng)籌制度。門診統(tǒng)籌與住院統(tǒng)籌存在三個方面區(qū)別：1）需求彈性方面。需求彈性大是醫(yī)療服務(wù)的一個重要特點。相較于住院服務(wù)，門診服務(wù)需求彈性更大。門診統(tǒng)籌制度的實施甚至會對住院服務(wù)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[29]，從而農(nóng)戶在做門診決策時會更多考慮就診機構(gòu)的區(qū)位因素。2）定點醫(yī)療機構(gòu)方面。門診統(tǒng)籌局限于在基層醫(yī)療機構(gòu)發(fā)生的門診醫(yī)療支出，而住院統(tǒng)籌淡化了對農(nóng)戶參保與就醫(yī)賠付的地域限制。3）價格補償方面。門診統(tǒng)籌與住院統(tǒng)籌都采取年度最高支付限額制，但門診統(tǒng)籌起付線較低甚至為零，可能刺激農(nóng)村中老年群體進一步釋放其門診需求。因此，本文認為城鄉(xiāng)醫(yī)保整合有助于引導農(nóng)村中老年人選擇基層就診。相對于住院患者，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年門診患者基層就診的引導效果更好。

前景理論和心理賬戶理論常用來解釋個體的決策行為，前景理論基于“有限理性”的研究假設(shè)正視了主觀和心理因素在個體決策過程中所起到的影響作用。患者面臨就診機構(gòu)選擇決策時，首先根據(jù)自身的健康狀況對即將發(fā)生行為的預期價值做出判斷，然后結(jié)合自身的經(jīng)歷、體驗以及對現(xiàn)有條件的認知，最后做出相應(yīng)的就診決策。其中，個體的健康狀況會顯著影響其就醫(yī)行為[4]。因此，關(guān)于農(nóng)村中老年人就診機構(gòu)決策問題，不同健康水平的患者或許會有不同的選擇。那么，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合是否可以有效影響農(nóng)村中老年患者就近就醫(yī)，其關(guān)鍵在于，與醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的差別相比較，價格的差異有多重要？

當患者身體痊愈帶來的滿足感足以抵消患者因醫(yī)療支出帶來的收入損失痛苦感，此時期望前景值為正，患者心理賬戶中對收益的感知價值超越損失的感知價值。這意味著此類患者對自身健康狀況改善的關(guān)注度將超過醫(yī)療保險價格補償，對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量的要求更高。長期以來，我國優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源主要集中于城市，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合在一定程度擴大了農(nóng)戶的醫(yī)療資源可及范圍?；颊邔】祷謴偷钠谕翟礁撸絻A向選擇高級別醫(yī)院就診。這類患者多為疾病程度較重、“相對不健康”的老人。與此相反，當患者恢復健康的滿足感不足以消除患者因醫(yī)療支出帶來的收入損失痛苦感，此時期望前景值為負。這類患者對醫(yī)療費用支出而造成的收入損失更為敏感，對整合前后醫(yī)療保險補償政策的變化也更為關(guān)注，患病后就近就醫(yī)的意愿更強。這類患者多為患病程度較輕、“相對健康”的老人。因此，本文認為城鄉(xiāng)醫(yī)保整合有助于促進優(yōu)良健康狀況的農(nóng)村中老年人選擇基層就診，同時顯著弱化不健康的農(nóng)村中老年人選擇基層就診的傾向。

1.2 城鄉(xiāng)醫(yī)保整合模式與農(nóng)村中老年人就診選擇

在具體實踐中，各地區(qū)考慮到本地城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡的情況，主要采用“一檔制”和“多檔制”兩種整合模式。一檔制是將全體城鄉(xiāng)居民納入一個統(tǒng)一的制度，在籌資與待遇設(shè)計上實行城鄉(xiāng)統(tǒng)一標準；多檔制是將全體城鄉(xiāng)居民納入一個統(tǒng)一的制度，但實行差別化籌資、待遇多檔位，并允許參保人根據(jù)自身醫(yī)療需求和繳費能力自主選擇參保檔次，參保人將面臨參保成本和補償收益的權(quán)衡。不同的整合模式或許會導致就診機構(gòu)引導作用的差異。事實證明，參合更高檔次醫(yī)療保險對健康有顯著促進效應(yīng)[30]，當患者對健康恢復的期望值越高，選擇高檔次醫(yī)療保險的意愿越強，到城市醫(yī)院尋求治療的概率越高。一檔制則規(guī)定了城鄉(xiāng)統(tǒng)一的較高水平的賠付比例，尤其是加強對基層醫(yī)療機構(gòu)的傾斜力度，降低了農(nóng)村中老年群體收入水平對其醫(yī)療服務(wù)利用的約束，因此，理論上講，相較于“有差別的統(tǒng)一”的多檔制，一檔制將可能對促進農(nóng)村中老年人選擇基層就診發(fā)揮更大的作用。因此，本文認為與多檔制整合模式相比，一檔制整合模式促進農(nóng)村中老年人選擇基層就診的效果更顯著。

2 研究設(shè)計

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要涉及兩個部分，其一是中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。該數(shù)據(jù)涵蓋150個縣級單位、450個村級單位，采用了多階段抽樣方法，收集了45歲及以上中老年個體及其家庭的高質(zhì)量信息，截至2018年，其樣本已覆蓋1.24萬戶家庭中的1.9萬名受訪者，是全國性、多學科的大型微觀數(shù)據(jù)庫。本文主要選用2013年、2015年和2018年三期CHARLS全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，主要基于幾個方面考慮：1）該數(shù)據(jù)包含身體功能、認知能力和心理健康等健康指標，以及門診與住院就診選擇等醫(yī)療信息；2）本研究重點是分析不同健康狀況中老年人基層就診行為的區(qū)別，CHARLS的調(diào)查對象主要為45歲及以上的中老年群體，有助于對農(nóng)村中老年人的健康狀況進行明顯區(qū)分；3）追蹤數(shù)據(jù)有助于考察不同健康狀況中老年群體基層就診行為的動態(tài)變化趨勢。

其二是城鄉(xiāng)醫(yī)保整合實施情況和宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)。為了與微觀數(shù)據(jù)匹配，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合實施情況數(shù)據(jù)來源于地方政府官網(wǎng)發(fā)布的實施辦法，宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自對應(yīng)年份的各地級市統(tǒng)計年鑒和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

根據(jù)研究需要，本文還對匹配后的數(shù)據(jù)進行處理：一是按照戶籍狀況保留農(nóng)村居民樣本以檢驗城鄉(xiāng)醫(yī)保整合與農(nóng)村中老年人就診選擇的關(guān)系；二是為了準確評估城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的影響，本文僅保留新農(nóng)合、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險的參保個體；三是目前門診統(tǒng)籌保障方式大致為門診大病統(tǒng)籌、門診小額補貼和普通門診費用統(tǒng)籌三種，其中普通門診費用統(tǒng)籌是全國各地普遍實施的門診統(tǒng)籌方式[29]。因此，本文的門診統(tǒng)籌是指普通門診費用統(tǒng)籌。為了精準識別普通門診費用統(tǒng)籌的政策效果，門診患者僅保留普通門診患者樣本。剔除存在缺失觀測值的樣本后，本文最終得到有效樣本6931個，其中門診樣本4339個，住院樣本2592個。

2.2 聚類分析法

聚類分析法屬于研究分類問題的一種統(tǒng)計分析方法，是將樣本按照“親疏程度”的標準自動劃分為相對同質(zhì)的群組。系統(tǒng)聚類和K-均值聚類兩種方法是常用的聚類分析法。系統(tǒng)聚類方法雖然放松對變量的要求，所使用的變量可以是分類變量或連續(xù)變量，但當樣本量太大時，可能出現(xiàn)將樣本分出許多小類的問題，分類數(shù)量較難確定[31-32]。而K-均值聚類方法要求變量必須為連續(xù)變量，且需預先明確樣本的分類數(shù)量?；诒狙芯繑?shù)據(jù)的特點與聚類方法的優(yōu)劣，本文將采用K-均值聚類方法對農(nóng)村中老年人健康狀況進行測評，并在此基礎(chǔ)上進行聚類分析，具體步驟如下：

1）選取健康指標?？紤]到患者在就醫(yī)時面臨身體康復與心理負擔雙重壓力，本文采用三類健康指標衡量農(nóng)村中老年人的健康狀態(tài)。一是身體功能指標。關(guān)于身體功能，CHARLS問卷中向被訪者詢問日常生活活動能力（ADL，Activities of Daily Life）和工具性日常生活活動能力（IADL，Instrumental Activities of Daily Life）兩類問題。ADL是對中老年人基本生活自理能力的測量，涵蓋吃飯、穿衣、洗澡等六項能力，分值范圍為0～18，得分越高表示個體日常生活活動能力越強；IADL是測試中老年人從事社會活動的日常生活能力，涵蓋做家務(wù)、做飯、買東西等六項能力，分值范圍為0～18，分值越高意味個體工具性日常生活活動能力越強。二是認知能力指標，結(jié)合CHARLS問卷中的相關(guān)問題，通過國際通用的簡易精神狀態(tài)檢查量表（MMSE，Mini-Mental State Examination）測算出認知能力綜合得分。量表總分范圍為0～30，測試內(nèi)容涵蓋記憶力、計算力、回憶力、語言能力等，得分越高表明中老年人認知能力越強。三是心理健康指標，通過簡易抑郁量表（CES-D）測量，本文基于中老年人的量表填答內(nèi)容計算其抑郁得分，分值范圍為0～30，得分越高意味著出現(xiàn)該現(xiàn)象的頻率越低，心理健康程度越高。

2）聚類分析。為了確定最佳分類數(shù)量，同時又考慮到實際研究中健康分類不宜過多，本文嘗試將全樣本的聚類個數(shù)設(shè)定為三個和四個，并進行對比。不難發(fā)現(xiàn)，將健康等級分為三類，4個健康指標的聚類中心值均逐級遞減，但如果劃分為四類，4個健康指標的聚類中心值并不同時呈現(xiàn)遞減或遞增規(guī)律（表1），與常理相悖。因此，本文將農(nóng)村中老年人劃分為三類健康群體。

表1 最終聚類中心結(jié)果Table 1 Final cluster center: three clusters

2.3 模型設(shè)定

本文擬采用雙重差分模型評估城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人基層就診行為的影響。雙重差分模型的識別策略為，通過比較政策試點的實驗組和對照組，構(gòu)建反映政策效果的雙重差分估計量。由于各樣本地區(qū)進入政策試點的時間有所不同，這意味著傳統(tǒng)雙重差分模型不再適用。而多時點雙重差分模型則適用于政策實施并不發(fā)生在某一時點，而是先有試點再逐步推廣的漸進過程[33-34]。本文參照已有研究[34-36]建立模型為：

式中：i、c和t分別表示農(nóng)村中老年個體、戶籍地和調(diào)查年份。Dict是本文關(guān)注的結(jié)果變量，其中包括患者選擇門診與住院基層醫(yī)療機構(gòu)就診的概率。URHict表示城鄉(xiāng)醫(yī)保整合試點情況的虛擬變量，Xict表示控制變量，γc表示不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)，δt表示調(diào)查年份固定效應(yīng)，γc×δt表示地區(qū)與時間的交互固定項，εict表示隨機擾動。

采用上述方法進行識別時依賴于兩個假定條件的成立：一是反事實假設(shè)。即樣本地區(qū)是否實施城鄉(xiāng)醫(yī)保整合并不會對整合政策實施之前患者的基層就診行為產(chǎn)生顯著影響。也就是說，沒有實施制度改革，實驗組與對照組的農(nóng)村中老年人就近就醫(yī)偏好應(yīng)該不存在系統(tǒng)差異。二是隨機性假設(shè)。實踐中，優(yōu)先整合的地區(qū)往往經(jīng)濟實力更強，城鄉(xiāng)差距更小，基層醫(yī)療服務(wù)資源更為充足，若不剔除非政策因素的影響，將無法精準捕捉到城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的真實政策效應(yīng)。

一方面，由于數(shù)據(jù)局限，無法對樣本就近就醫(yī)的共同時間趨勢進行檢驗。本文借鑒相關(guān)研究[37-38]，將2013年和2015年兩期作為反事實檢驗的考察期，以構(gòu)造假想的處理組與對照組，具體做法為：在（1）式中引入新的變量“整合組”，樣本地區(qū)在2013年和2015年均未實施整合，而在2018年實施整合，此時該變量為1，否則為0。另一方面，本文參考已有研究[37-38]的做法，在（1）式中加入滯后一期的地方宏觀經(jīng)濟變量，即公共財政預算收入和地區(qū)人均生產(chǎn)總值，以放松整合實施隨機性的假設(shè)。

2.4 變量選取

1）被解釋變量：基層醫(yī)療機構(gòu)就診選擇。本文模型選擇中老年患者“是否選擇基層醫(yī)療機構(gòu)就診”進行刻畫，包括門診和住院兩個維度。該變量來自CHARLS問卷中針對受訪者“過去一個月，您最近一次去了哪種醫(yī)療機構(gòu)就診？”和“過去一年中，您最后一次接受住院治療所在的醫(yī)療機構(gòu)的類型是什么？”的調(diào)查。CHARLS羅列了綜合醫(yī)院、中醫(yī)院、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、衛(wèi)生服務(wù)站等9類醫(yī)療機構(gòu)。國家第五次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查指出，基層醫(yī)療機構(gòu)包括社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心、站，衛(wèi)生院，村衛(wèi)生所及診所；醫(yī)院包括綜合醫(yī)院、中醫(yī)醫(yī)院等。因此，本文農(nóng)村基層醫(yī)療機構(gòu)包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、村診所或私人診所。如果農(nóng)村中老年受訪者最近一次門診選擇鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、村診所或私人診所就醫(yī)，則該變量取值為1，否則取值為0。同理，如果農(nóng)村中老年受訪者最近一次住院選擇鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院治療，則該變量取值為1，否則取值為0。樣本中有86.26%的門診患者過去一個月去該門診機構(gòu)就診1～3次，75.79%的住院患者過去一年只接受一次住院治療，這表明選取門診和住院基層就診選擇的指標能夠反映個體就醫(yī)行為的一般規(guī)律，研究結(jié)果具有一般性和推廣性。

2）核心解釋變量：城鄉(xiāng)醫(yī)保整合。本文依據(jù)各地方政府發(fā)布關(guān)于城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的正式文件，以此衡量受訪者戶籍所在地是否實施城鄉(xiāng)醫(yī)保整合。若受訪者戶籍所在地早于調(diào)查年份Y實施了城鄉(xiāng)醫(yī)保整合改革，則該變量賦值為1；若晚于調(diào)查年份Y，則賦值為0。

3）控制變量。本文基于Andersen模型和數(shù)據(jù)的可得性，設(shè)置傾向要素、需要要素和使能要素三類控制變量。傾向要素涵蓋年齡、性別、婚姻狀態(tài)、受教育水平、家庭規(guī)模等；需要要素涵蓋中老年人健康水平，包括健康等級、否患有慢性病等指標；使能要素涵蓋收入、醫(yī)療服務(wù)可及性（人均醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量、人均醫(yī)療技術(shù)人員數(shù)量）等。

4）宏觀經(jīng)濟變量：公共財政預算收入和人均地區(qū)生產(chǎn)總值。城鄉(xiāng)醫(yī)保整合后的基金缺口需要財政資金來彌補[3]。因此，選擇滯后一期的“公共財政預算收入”和“地區(qū)人均生產(chǎn)總值”作為地區(qū)宏觀經(jīng)濟變量，進一步檢驗基準模型結(jié)果的可靠性。

5）工具變量：戶籍地市轄區(qū)人口比重。為更有效解決內(nèi)生性問題，本文選擇“戶籍地市轄區(qū)人口比重”作為工具變量進行兩階段估計。市轄區(qū)人口比重反映了原先兩類參保人群的相對規(guī)模，意味著實施整合所面臨的財政資金缺口的大小[3]。若市轄區(qū)人口比重越高，城居保參保規(guī)模越大，制度整合帶來的資金缺口越小，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合則越易于推行，從而符合工具變量的相關(guān)性。另外，戶籍地市轄區(qū)人口比重反映的是城市參保情況，與當期農(nóng)村中老年人就診選擇沒有必然的直接聯(lián)系，符合外生性原則。故該變量能夠滿足工具變量有效性的兩個條件。上述具體變量名稱及定義見表2。

表2 變量定義及其描述性統(tǒng)計Table 2 Definitions and descriptive statistics of variables

3 結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)村中老年人健康分類分析

總體上，同一健康等級門診患者的不同健康指標均值都比住院患者高，另外門診與住院的中老年患者隨著健康等級由低到高，其4個健康指標均值同時顯現(xiàn)依次遞減（表3）。這也再次證明采用K-均值聚類方法進行分類較為合理。考慮到個體就醫(yī)行為不僅與綜合健康狀況密切相關(guān)，還取決于疾病情況。根據(jù)問卷信息，本文將健康分類結(jié)果與慢性病數(shù)量進行對比發(fā)現(xiàn)，無論門診還是住院樣本，隨著健康等級由低到高，無慢性病患者的樣本占比逐漸遞減，患有一種及以上慢性病患者的樣本占比呈現(xiàn)遞增規(guī)律（表3）。這說明采用該分類方法能夠較為真實反映不同健康群體中老年人的身體狀況，同時也印證了上述觀點。

表3 門診與住院中老年人健康分類結(jié)果Table 3 Health classification results of middle aged and elderly outpatients and inpatients

3.2 城鄉(xiāng)醫(yī)保整合與農(nóng)村中老年人就診選擇分析

統(tǒng)計分析表明，樣本中農(nóng)村中老年人戶籍地實施城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的比例達42.6%（表2）。已有文獻統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，截至2013年底，全國共累計有16.35%的地區(qū)實施了城鄉(xiāng)醫(yī)保整合；2015年提升至22.96%；2018年已有超過80%的地區(qū)實施了城鄉(xiāng)醫(yī)保整合，三年整合比例均值為39.77%[38]。兩個統(tǒng)計結(jié)果基本相當，再次證明樣本具有全國代表性。

就醫(yī)機構(gòu)選擇總體而言，樣本地區(qū)農(nóng)村中老年門診患者基層就診比例為63.2%，住院患者基層就診比例為44.3%（表2），表明樣本中門診患者就近就醫(yī)的比例高于住院患者。2013—2108年門診患者基層就診的比重呈逐年遞減趨勢，住院患者基層就診的比重則平穩(wěn)上升（圖1）?？赡艿脑驗?，一方面，門診是針對疾病的初步診斷，是患者進行后續(xù)治療重要的參照依據(jù)。相對于青年人，中老患病群體病因更為復雜，基礎(chǔ)病患者逐漸增多，樣本中有80.2%的農(nóng)村中老年人患有慢性?。ū?），導致該類門診患者傾向“舍近求遠”追求精準治療。另一方面，“十三五”和健康扶貧期間，各地扎實推進“強基層”建設(shè)，不斷加大人財物的保障力度，基層醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)尤其是鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的服務(wù)能力持續(xù)增強，住院人次有所提升。

圖1 門診與住院患者選擇基層就診占比Fig. 1 Proportion of outpatients and inpatients selecting primary health care institution services

門診和住院樣本中，2013年健康等級III患者基層就診比重高于健康等級I或健康等級II患者，但2015年和2018年健康等級III患者基層就診比重均低于健康等級I和健康等級II患者（圖1），這說明隨著時間的推移，不同健康狀況患者的就醫(yī)選擇趨于理性。就城鄉(xiāng)醫(yī)保整合而言，無論是門診還是住院，整合地區(qū)患者基層就診的比例均高于未整合地區(qū)（表4），揭示了城鄉(xiāng)醫(yī)保整合可能促進農(nóng)村中老年患者就近就醫(yī)。由此可見，分析城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人基層就診行為的影響并探討二者之間的健康差異極其重要。

表4 整合與未整合地區(qū)基層就診占比（%）Table 4 Proportion of selecting primary health care institution services in integrated and unintegrated regions

3.3 城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人基層就診行為的影響分析

基準回歸結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合在1%統(tǒng)計水平上顯著，且系數(shù)都為正（表5）。這表明，與未整合地區(qū)相比，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合能夠有效促進農(nóng)村中老年群體就近就醫(yī)。如前文所述，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合形成具有顯著差異的階梯化報銷比例制度，強化基層醫(yī)療機構(gòu)提供基本醫(yī)療服務(wù)的主體責任，增強基層醫(yī)療服務(wù)體系的需求吸引能力，進而對引導農(nóng)村中老年人基層就診產(chǎn)生積極的作用。

表5 基準回歸結(jié)果Table 5 Baseline regression results

相對于住院患者，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年門診患者就近選擇基層就診產(chǎn)生更大程度的促進效果，本文認為可能的原因在于，整合后的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險實行門診統(tǒng)籌與住院統(tǒng)籌相結(jié)合。住院統(tǒng)籌實行逐級調(diào)整的價格補貼政策，而門診統(tǒng)籌則遵循“非1即0”的報銷原則，城鄉(xiāng)居民只有到簽約選定的定點基層醫(yī)療機構(gòu)就醫(yī)，方可享受門診醫(yī)保待遇。這種絕對的支付差距更能引起門診患者的重視，增強農(nóng)村中老年人基層就診的意識。

控制變量中，傾向要素方面，隨著年齡的增長，農(nóng)村中老年門診患者選擇基層就診的概率越高。年齡越大，老人行動能力普遍較弱，面臨門診小病的診療時更青睞于就近治療。與女性相比，農(nóng)村男性中老年門診患者就近就醫(yī)的概率明顯更低，主要因為男性外出務(wù)工概率與社會參與度更高。受教育年限越長，農(nóng)村中老年人選擇基層就診傾向越低，原因是農(nóng)村中老年人文化水平越高，其健康意識越強，對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量要求更高。已婚、家庭規(guī)模越大的農(nóng)村中老年住院患者就近就醫(yī)的概率越低，這是由于家庭人口數(shù)量越多，陪護病患的時間和成效越有保證，從而顯著弱化其選擇基層就診的意愿。需要要素方面，與健康等級I患者相比，健康等級II門診患者選擇基層就診的概率明顯更高，健康等級III住院患者選擇基層就診的概率明顯更低，說明農(nóng)村中老年患者的就診選擇或許存在健康差異。此外，慢性病門診患者選擇基層就診的概率比非慢性患者更低。與普通疾病不同，慢性病需要長期規(guī)范的診療與護理，鑒于疾病的特殊性，慢性病患者更偏好選擇高級別醫(yī)院就診。使能要素方面，農(nóng)民中老年家庭人均年收入水平顯著降低了他們就近就醫(yī)的概率，因為收入越高對醫(yī)療服務(wù)價格越不敏感。每千人醫(yī)療技術(shù)人員數(shù)量對農(nóng)村中老年門診患者選擇基層就診有顯著的正向影響?；鶎俞t(yī)療衛(wèi)生人力資源越豐裕的地區(qū)，能為患者提供更為豐富的醫(yī)療服務(wù)，提升其就近就醫(yī)的傾向。

3.4 穩(wěn)健性檢驗分析

1）反事實與隨機性檢驗。反事實檢驗。由于樣本地區(qū)在2013年和2015年尚未實施城鄉(xiāng)醫(yī)保整合，那么城鄉(xiāng)醫(yī)保整合在這一期間不應(yīng)該對該地區(qū)患者的基層就診行為產(chǎn)生顯著的影響。估計結(jié)果顯示，在戶籍地尚未實施整合的時期，日后成為城鄉(xiāng)醫(yī)保整合試點的地區(qū)與非試點地區(qū)之間的農(nóng)村中老年人的基層就診行為沒有顯著差異（表6），反事實假設(shè)基本得到滿足。隨機性檢驗。在基準模型中加入滯后一期的地方宏觀經(jīng)濟變量后的回歸結(jié)果顯示，模型在控制地區(qū)宏觀層面可觀測因素后，估計結(jié)果與基準模型基本一致（表6）。

表6 反事實與隨機性檢驗Table 6 Counterfactual and randomness testing

2）工具變量法。除上述方法外，本文將進一步采用工具變量法消除可能存在的內(nèi)生性偏誤。為確保工具變量選取的有效性，本文進行弱工具變量檢驗，結(jié)果顯示，門診與住院樣本的Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計值分別為250.837和77.501，均大于10%偏誤下的臨界值16.38，表明用戶籍地市轄區(qū)人口比重作為工具變量不存在弱工具變量問題。

本文的內(nèi)生變量“城鄉(xiāng)醫(yī)保整合”為二值變量，因此擬采用擴展回歸模型（ERM）進行工具變量法回歸，估計結(jié)果表明，從第一階段回歸結(jié)果可以看出，戶籍地市轄區(qū)人口比重系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著（表7），表明戶籍地市轄區(qū)人口比重對城鄉(xiāng)醫(yī)保整合有顯著影響。在第二階段回歸結(jié)果中，校正內(nèi)生性偏誤后，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合仍對農(nóng)村中老年人基層就診行為有顯著的正向影響，再次印證了本文實證分析結(jié)果的穩(wěn)健性。且相較于基準模型，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的回歸系數(shù)進一步擴大，意味著內(nèi)生性問題低估了城鄉(xiāng)醫(yī)保整合促進農(nóng)村中老年人選擇基層就診的作用。

表7 工具變量法：ERM模型檢驗Table 7 Instrumental variable method: the ERM model test

3.5 基于健康分類的異質(zhì)性分析

門診患者樣本的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，健康等級I與健康等級II的樣本中城鄉(xiāng)醫(yī)保整合變量的系數(shù)均為正（表8），表明城鄉(xiāng)醫(yī)保整合有助于提升優(yōu)良健康狀況（即健康與中等健康）患者選擇基層就診的概率，但對不健康患者就近就醫(yī)的影響不顯著，這與預期相符?？赡艿脑蚴?，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合將刺激農(nóng)村中老年人釋放更多門診需求，那些原本傾向自我診療的優(yōu)良健康患者在價格補貼驅(qū)動和“非1即0”報銷原則的規(guī)定下提高其就近接受規(guī)范治療的概率；不健康患者對醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量要求更高，在整合地區(qū)，門診統(tǒng)籌對定點醫(yī)療機構(gòu)的嚴格限制導致醫(yī)保政策對這類患者就醫(yī)選擇的作用不大。

表8 基于健康差異的基層就診行為分析Table 8 Analysis of selecting primary health care institution services base on health differences

住院樣本的回歸結(jié)果顯示，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對健康等級II患者基層就診選擇有顯著的正向影響，對健康等級III患者基層就診選擇的影響是顯著為負（表8）。但城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對健康等級I患者基層就診選擇的影響并不顯著，與預期不相符?？赡艿慕忉尀椋合鄬ζ渌颊?，健康等級I患者對醫(yī)療費用支出而造成的收入損失更為敏感，整合地區(qū)的醫(yī)?；鹬Ц恫o改變對基層醫(yī)療機構(gòu)的偏向性設(shè)定，這類患者選擇基層醫(yī)療機構(gòu)就診的偏好應(yīng)該不變或者變化趨勢相同。健康等級II患者屬于“中間”群體，在就診選擇過程中，價格因素和醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量因素的決策權(quán)重差異或許不大。整合后的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險進一步拉開分級價格補貼差距，給予基層醫(yī)療機構(gòu)的高補貼有效彌補醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量方面的差距，從而促使這類患者更傾向就近就醫(yī)。健康等級III住院患者首先考慮的問題是疾病能否被有效治愈或治愈概率有多大。因此，在就醫(yī)決策過程中，醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量因素的決策權(quán)重較大。城鄉(xiāng)醫(yī)保整合擴大了醫(yī)療資源的可及范圍，簡化了異地就醫(yī)面臨的繁瑣程序，弱化這部分患者選擇基層就診的偏好。

3.6 進一步討論

為加深對城鄉(xiāng)醫(yī)保整合與農(nóng)村中老年人就診選擇之間關(guān)系的認識，本文進一步考察城鄉(xiāng)醫(yī)保整合影響農(nóng)村中老年人就診選擇的時間效應(yīng)以及探究不同整合模式對農(nóng)村中老年人就診選擇影響的差異。

1）城鄉(xiāng)醫(yī)保整合影響農(nóng)村中老年人就診選擇的時間效應(yīng)。城鄉(xiāng)醫(yī)保政策實施時間的長短對農(nóng)村中老年人就診選擇的作用程度可能不同?？紤]到國家戰(zhàn)略規(guī)劃大多以5年為一周期，因此，本文的“實施時間”變量選取5年為考察周期。若某地區(qū)在調(diào)查年份Y當年實施整合城鄉(xiāng)醫(yī)保改革，該變量取值為1，在調(diào)查年份Y已經(jīng)實施整合改革第N年，則取值為N，在調(diào)查年份Y還未實施整合改革，則取值為0。總體而言，在實施改革后的每一年，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年門診患者基層就診行為的影響顯著為正（表9），且促進效果逐漸增強。但對農(nóng)村中老年住院患者就近就醫(yī)的引導作用在整合政策實施后的第3年才開始顯現(xiàn)，并在隨后的年份中逐年遞增。這或許是因為門診主要針對常見病患者，使用頻率高，政策效果立竿見影，而住院主要針對急重病患者，使用次數(shù)較少，政策效果具有一定滯后性。

表9 時間效應(yīng)Table 9 Time effects

健康差異的視角下，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合在政策實施后的大部分年限內(nèi)對健康等級I和健康等級II門診患者、健康等級II住院患者選擇基層就診產(chǎn)生顯著的促進作用；城鄉(xiāng)醫(yī)保整合顯著抑制健康等級III患者就近就醫(yī)的傾向，但該政策效果在整合政策實施后的第4年才開始顯現(xiàn)；在實施改革后，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對健康等級III門診患者和健康等級I住院患者幾乎無顯著影響（表9）。這再次說明，隨著時間推移，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人就診行為的影響同樣存在健康差異。其中可能的原因是，相對于其他健康等級群體，優(yōu)良健康狀況患者對價格更為敏感，改革的實施對這部分群體更具有吸引力，短期內(nèi)更容易顯現(xiàn)政策效果。

2）整合模式對農(nóng)村中老年人就診選擇的影響。結(jié)合正式文件中提及的整合方案，本文將整合模式設(shè)置為“未整合、一檔制、多檔制”三個分類變量。并基于健康的差異，分樣本考察不同整合模式促進農(nóng)村中老年人就近就醫(yī)作用的異質(zhì)性。總體而言，相較于未整合，兩種整合模式對農(nóng)村中老年門診患者基層就診均產(chǎn)生顯著的促進效果，但一檔制整合模式對農(nóng)村中老年住院患者就近就醫(yī)的作用方向與多檔制整合模式相反（表10）。對此的解釋為：一般情況下，門診就醫(yī)和住院就醫(yī)屬于不同層次的就醫(yī)行為，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險補償?shù)恼咭膊幌嗤ｉT診患者對醫(yī)療服務(wù)水平要求較低，疊加上門診統(tǒng)籌限制性規(guī)定的影響，所以兩種整合模式均對促進門診患者選擇基層就診發(fā)揮了有效作用。住院患者則需要更高水平的醫(yī)療服務(wù)來修復其健康損耗，多檔制整合模式的優(yōu)勢在于允許參保人根據(jù)自身健康狀況選擇合適的繳費補償檔次，住院患者由于患病較嚴重更偏向參加較高的檔次，選擇到城市醫(yī)院就診的概率也相應(yīng)提高。

表10 整合模式對基層就診行為的影響Table 10 Impacts of the integration model on the behaviors of selecting primary health care institution services

分樣本中，相較于未整合，一檔制整合模式對健康等級I、健康等級II門診患者與健康等級II住院患者選擇基層就診均具有顯著正向影響；多檔整合模式對健康等級II門診患者選擇基層就診的影響顯著為正，但對健康等級II、健康等級III住院患者選擇基層就診的影響顯著為負；兩種整合模式對健康等級III門診患者與健康等級I住院患者均無顯著影響（表10），這一結(jié)果也驗證了前文的研究結(jié)論。究其原因可能為：一檔制下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險實現(xiàn)真正意義上的城鄉(xiāng)統(tǒng)一，提高了基層醫(yī)療機構(gòu)報銷比例，降低了患者的報銷與就醫(yī)成本，對促進優(yōu)良健康狀況患者就近就醫(yī)發(fā)揮了更大作用。而多檔制下，醫(yī)?；饘Ω邫n次參保者的支付比例更偏向高級別的醫(yī)療機構(gòu)，導致健康狀況欠佳的住院患者選擇基層就診的傾向顯著降低。

綜上，相較于多檔制整合模式，一檔制整合模式促進農(nóng)村中老年人選擇基層就診的作用更顯著。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

研究表明，農(nóng)村中老年人選擇基層就診的比例仍有較大的提升空間。城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年患者選擇基層就診具有顯著正向影響，其中“非1即0”的門診統(tǒng)籌原則對門診患者的引導效果更好，該結(jié)果經(jīng)過反事實、隨機性和工具變量法檢驗后仍然成立。因而，在推動城鄉(xiāng)醫(yī)保整合過程中需要注重分級價格補償機制的完善，提升基層醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)能力尤其是住院服務(wù)質(zhì)量。城鄉(xiāng)醫(yī)保整合有效提升優(yōu)良健康狀況門診患者與中等健康的住院患者就近就醫(yī)的傾向，在一定程度抑制不健康的住院患者就近就醫(yī)的意愿。但其對健康等級I住院患者基層就診的影響并不顯著，雖在意料之外，卻在情理之中。這印證了提高農(nóng)村中老年人的基層就診率需要針對不同健康狀況的患者完善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險制度設(shè)計。

隨著時間的推移，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年門診患者基層就診行為的促進效果優(yōu)于住院患者，對優(yōu)良健康狀態(tài)患者的政策效果優(yōu)于其他健康等級群體。兩種整合模式均對農(nóng)村中老年患者選擇基層就診產(chǎn)生顯著的正向作用，但多檔制允許參保人自愿選擇繳費補償檔次，一定程度上強化住院患者選擇到城市醫(yī)院就診的意愿。此外，一檔制是真正意義上的城鄉(xiāng)統(tǒng)一，對促進優(yōu)良健康狀況患者就近就醫(yī)發(fā)揮了更大作用，降低了患者的報銷與就醫(yī)成本。而相較于一檔制，多檔制整合程度較低，是城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的過渡性方案，其對高檔次參保者的支付比例更偏向高級別的醫(yī)療機構(gòu)，導致健康狀況欠佳的住院患者選擇基層就診的傾向顯著降低。因此，在整合新農(nóng)合和城居保的過渡階段，針對這部分群體應(yīng)予以更多關(guān)注與扶持。

本文主要圍繞整合與否、整合模式對基層就診行為的影響效果展開剖析。在城鄉(xiāng)醫(yī)保整合的過程中，由于各地經(jīng)濟發(fā)展水平存在差距，導致各地基金統(tǒng)籌層次、保障水平的不同，這是否對農(nóng)村中老年人的就診選擇產(chǎn)生影響，后續(xù)研究還需圍繞這些問題進行深入討論，進而不斷豐富研究結(jié)論。

4.2 政策建議

基于上述分析，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合對農(nóng)村中老年人選擇基層就診發(fā)揮著不可忽視的引導作用，為更好促進農(nóng)村居民理性就醫(yī)，本文提出以下政策建議：

1）針對不同健康群體，細化城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險的補償政策。一方面，門診統(tǒng)籌具有較高的政策效益，建議有條件的地區(qū)繼續(xù)提高門診保障水平，針對基層就診行為采用無封頂線或高封頂線模式，增強基層醫(yī)療機構(gòu)的價格優(yōu)勢，繼續(xù)提高健康狀態(tài)優(yōu)良門診患者基層就診率，同時將不健康的門診患者盡可能留在基層；另一方面，降低基層醫(yī)療機構(gòu)住院報銷起付線，提高住院報銷比例，進一步拉開一二三級醫(yī)院的價格補償差距，引導相對健康患者就近就醫(yī)。而重大疾病的報銷比例可適當向城市醫(yī)院傾斜。從而保障城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險能夠滿足不同健康群體的需求。

2）提升農(nóng)村基層醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量，促進農(nóng)村居民就近就醫(yī)。以實施鄉(xiāng)村建設(shè)行動為契機，加大對鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、村衛(wèi)生所（室）的軟硬件投入力度，逐步形成醫(yī)療大數(shù)據(jù)信息化共享平臺，促進醫(yī)療資源共享和醫(yī)療資源下沉，推動農(nóng)村基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力持續(xù)改進和提檔升級，切實滿足不同健康群體的醫(yī)療需求。

3）逐步推進城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險一體化進程。相對于多檔制，一檔制整合模式更符合醫(yī)療服務(wù)均等化的要求。各地應(yīng)充分考慮本地城鄉(xiāng)經(jīng)濟差距、人口結(jié)構(gòu)、居民差異化醫(yī)療需求等因素，因地制宜，分階段、有步驟地落實一檔制城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度。例如，在整合的過渡階段，多檔制可以適當給予醫(yī)療可及性相對較差群體尤其是健康劣勢群體一些保費減免，促進基本醫(yī)療服務(wù)公平可及。待城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展差距有所縮小，醫(yī)療資源配置公平程度提高后，逐步統(tǒng)一醫(yī)保統(tǒng)籌檔次并提高醫(yī)保統(tǒng)籌層次。