農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入差距的影響

周 強(qiáng) 張全紅 蔡智全

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖北 武漢 430205；3.中國地質(zhì)大學(xué)(武漢) 珠寶學(xué)院， 湖北 武漢 430074)

一、引言

習(xí)近平總書記多次強(qiáng)調(diào)了“著力解決人民群眾看病難、看病貴，基本醫(yī)療衛(wèi)生資源均衡配置等問題”。同時(shí)，黨的十九大報(bào)告指出，人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾已成為當(dāng)前我國社會(huì)的主要矛盾，這傳遞出了時(shí)代發(fā)展節(jié)奏與脈搏的變化——更加注重公平與平等的發(fā)展。農(nóng)村地區(qū)發(fā)展不平衡不充分問題最突出[1]，而收入差距不斷擴(kuò)大是農(nóng)村發(fā)展不平衡不充分的集中體現(xiàn)。目前，農(nóng)村基本建立起了“人人醫(yī)?！钡娜采w醫(yī)療保險(xiǎn)制度和保障體系，這不僅為農(nóng)村提供了較高的醫(yī)療服務(wù)供給，而且構(gòu)成了我國農(nóng)村再分配機(jī)制的重要組成部分[2]。農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度(農(nóng)村醫(yī)保)的收入再分配功能主要從宏觀和微觀兩個(gè)層面發(fā)揮作用。在宏觀層面，從中央到鄉(xiāng)鎮(zhèn)各級(jí)政府不斷加大對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保障的財(cái)政投入、撥款，其預(yù)算資金主要從一般稅收中列支，通過財(cái)政轉(zhuǎn)移支付實(shí)現(xiàn)了收入再分配。從微觀層面來看，農(nóng)村醫(yī)保主要在融資和給付過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)國民收入再分配的功能[3]。相關(guān)研究認(rèn)為，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)患病個(gè)體的醫(yī)療費(fèi)用進(jìn)行報(bào)銷補(bǔ)償，而不同個(gè)體對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求和支付能力存在差異，差異化的醫(yī)療服務(wù)利用可以產(chǎn)生收入再分配作用[4]?？梢?，醫(yī)療保險(xiǎn)制度不僅通過分散疾病收入損失，在患病的參保家庭和不患病的參保家庭之間進(jìn)行財(cái)富再分配，降低居民的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，而且在對(duì)不同收入水平家庭籌資和報(bào)銷給付過程中實(shí)現(xiàn)收入再分配。為此，如何量化評(píng)估農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入差距的影響顯得十分重要。

在2003年以前，中國農(nóng)村基本醫(yī)療保障范圍和覆蓋面較窄，醫(yī)療保障制度改革重點(diǎn)以城市居民的勞保醫(yī)療、公費(fèi)醫(yī)療保險(xiǎn)改革為主，農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療保障水平基本處于“真空”狀態(tài)[5]。截至2002年底，農(nóng)村地區(qū)合作醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋率僅為9.5%，有近80%的農(nóng)村居民沒有獲得任何的醫(yī)療保障①。為了解決農(nóng)村居民醫(yī)療無保障問題，中共中央、國務(wù)院于2003年1月正式發(fā)布了《關(guān)于建設(shè)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度意見的通知》，大力號(hào)召在農(nóng)村地區(qū)推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革。2003年開始的新型農(nóng)村合作醫(yī)療改革(新農(nóng)合)，采取在各省(市、區(qū))選擇2～3個(gè)縣作為先行試點(diǎn)后再逐步推廣，并最終實(shí)現(xiàn)全覆蓋的改革模式。在這一過程中，中央要求各級(jí)政府加大對(duì)改革地區(qū)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)費(fèi)用的財(cái)政投入力度，不斷提高醫(yī)療保障范圍和比例。截至2008年底，受到農(nóng)村醫(yī)療改革影響的人口達(dá)到8.15億人，醫(yī)療保險(xiǎn)參合率超過91%②，農(nóng)村人口醫(yī)療保障基本實(shí)現(xiàn)全覆蓋，籌資基金金額大幅增加，到2010年基本達(dá)到了農(nóng)村居民人人享有初級(jí)衛(wèi)生保健的目標(biāo)。但與此同時(shí)，農(nóng)村醫(yī)療保障的籌資和補(bǔ)償水平還比較低，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生資源相對(duì)缺乏，各地區(qū)財(cái)政醫(yī)療衛(wèi)生支出能力相差較大，導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)出現(xiàn)了“看病難、就醫(yī)貴”的醫(yī)療服務(wù)可及性受限的問題[6]。為了提高農(nóng)村低收入家庭看病就醫(yī)保障水平，同時(shí)解決農(nóng)民工外出務(wù)工和農(nóng)村人口市民化過程中面臨的重復(fù)參保、異地報(bào)銷困難等現(xiàn)實(shí)問題，促進(jìn)居民基本醫(yī)療服務(wù)均等化，從2016年開始，政府取消了原先農(nóng)村與城市分割化的醫(yī)療管理制度，將農(nóng)村新農(nóng)合與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(城居保)整合為統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)。整合后的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村新農(nóng)合和城市醫(yī)保在管理上進(jìn)行了統(tǒng)籌與整合，提高了統(tǒng)籌層次，但整合后的農(nóng)村醫(yī)保在保障機(jī)制、籌資機(jī)制和報(bào)銷原則等制度條件方面并未發(fā)生根本性的改變，所以本研究將2003年以后的農(nóng)村醫(yī)保統(tǒng)一界定為新型合作醫(yī)療階段，作為本文醫(yī)療保險(xiǎn)制度的評(píng)估對(duì)象，而將2003年以前的時(shí)期稱為傳統(tǒng)合作醫(yī)療階段。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，已有大量有關(guān)農(nóng)村醫(yī)保對(duì)個(gè)體健康、醫(yī)療支出等方面影響的研究成果。相關(guān)研究認(rèn)為，農(nóng)村醫(yī)保提高了居民非醫(yī)藥類的消費(fèi)支出[7]，并且醫(yī)療保險(xiǎn)制度在改善居民健康狀態(tài)的同時(shí)，增加了居民長期的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)[8][9]。也有研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)代際醫(yī)療支出具有顯著的擠出效應(yīng)[10]。此外，部分研究圍繞醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體的受益公平性問題展開分析，但研究結(jié)論存在一些爭議。一方面，解堊研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村的醫(yī)療保險(xiǎn)制度在“低保費(fèi)、高共付率”模式下，合作醫(yī)療受益分布存在不公平現(xiàn)象[11]。另一方面，譚曉婷和鐘甫寧、李永友等研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)發(fā)生醫(yī)療支出群體的受益公平性有正向的影響[12][13]。姚奕等使用CFPS2010年數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，我國基本醫(yī)療保險(xiǎn)住院服務(wù)和醫(yī)保報(bào)銷水平存在與收入相關(guān)的不公平特征，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的公平程度較高，而農(nóng)村居民醫(yī)保受益公平性較差[14]。除此之外，另一類研究成果側(cè)重考察城鎮(zhèn)地區(qū)城居保的受益公平性與再分配作用。潘杰等、周欽等采用國務(wù)院城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)評(píng)估調(diào)查2007～2011年的混合截面數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了城鎮(zhèn)居民參保個(gè)人的受益公平性和健康不平等[15][4]。黃薇基于URBMI試點(diǎn)數(shù)據(jù)，分析了大病沖擊下城居保對(duì)不同階層收入的影響[16]。金雙華等使用2013年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了不同醫(yī)保類型和不同收入群體醫(yī)保的受益情況，發(fā)現(xiàn)中國基本醫(yī)保制度的收入再分配效應(yīng)為負(fù)[17]。

不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要側(cè)重于分析農(nóng)村醫(yī)保的健康績效或醫(yī)療支出減緩的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，或考察城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷對(duì)不同收入居民的受益公平性，但現(xiàn)有研究采用的數(shù)據(jù)多為單個(gè)年份或短期的非跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上得到的相關(guān)研究結(jié)果具有短期效應(yīng)特征。比較而言，定量評(píng)估農(nóng)村醫(yī)保的收入再分配效應(yīng)的研究甚少，評(píng)估其長期政策效應(yīng)的研究成果更是罕見。為此，本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上做了如下貢獻(xiàn)：第一，本文采用長期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，重點(diǎn)探討了農(nóng)村醫(yī)保從試點(diǎn)到全覆蓋過程中的動(dòng)態(tài)收入再分配效應(yīng)，一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究采用單個(gè)年份或短期非跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析政策效應(yīng)的不足；第二，比較分析了農(nóng)村患病居民的門診與住院消費(fèi)需求的變化差異，揭示了個(gè)體醫(yī)療消費(fèi)行為的變動(dòng)信息，從而發(fā)掘農(nóng)村醫(yī)保對(duì)低收入居民形成的“隱形剝奪”渠道與作用方向；第三，研究方法上，針對(duì)農(nóng)村醫(yī)保從試點(diǎn)到推廣的漸進(jìn)時(shí)序性特點(diǎn)，采用符合評(píng)估漸進(jìn)性政策沖擊的多期雙重差分(Multi-period difference-in-difference，M-DID)方法，有效克服了傳統(tǒng)雙重差分(DID)方法評(píng)估此類問題時(shí)導(dǎo)致的潛在異質(zhì)性和有偏的政策效應(yīng)問題，為量化評(píng)估農(nóng)村醫(yī)保的政策效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、實(shí)證模型、數(shù)據(jù)來源與變量說明

(一)M-DID模型與分析思路

從2003年開始的農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革可視為一項(xiàng)政策“準(zhǔn)試驗(yàn)”，這項(xiàng)改革具有兩種效應(yīng)：一是由醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)前后變化而形成的“時(shí)間效應(yīng)”，二是各地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)推廣引起的“處理效應(yīng)”，從而滿足了傳統(tǒng)DID方法評(píng)估政策效應(yīng)的“準(zhǔn)試驗(yàn)”特征。然而，2003年農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革在推行過程中采取的是“先行試點(diǎn)、逐步推廣”的漸進(jìn)模式，存在一個(gè)漸進(jìn)的時(shí)序過程，被“處理”的時(shí)間節(jié)點(diǎn)存在先后差異，違背了傳統(tǒng)DID方法對(duì)政策時(shí)間要求為“同時(shí)性”的假設(shè)。鑒于此，本文借鑒Wang、郭峰和熊瑞祥等在研究中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)分批次設(shè)立和城商行成立時(shí)采用的漸進(jìn)性差分方法與思路，選取了能有效克服政策實(shí)施非同時(shí)性問題的M-DID方法[18][19]。與特定時(shí)間上的DID分析方法不同的是，M-DID模型中不再有統(tǒng)一的政策實(shí)施年份，而是允許每個(gè)地區(qū)都有單獨(dú)的實(shí)施年份，這更加符合政策逐步推廣的現(xiàn)實(shí)。具體的模型設(shè)定如下：

Yst=α+γ1reformst+βkXst+βtcyearst+δtinc2003*year+φs+ct+εst

(1)

Yist=α+γ2reformst+βkXist+φi+ct+εist

(2)

式(1)和式(2)中，下標(biāo)i表示家庭，s表示縣，t表示年份，k表示變量個(gè)數(shù)。變量reformst表示t時(shí)期s縣是否展開試點(diǎn)了醫(yī)療保險(xiǎn)制度，已試點(diǎn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度則reformst=1，否則reformst=0。農(nóng)村醫(yī)保主要以縣為單位，縣級(jí)地方政府進(jìn)行資金統(tǒng)籌，所以在分析醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入差距的影響時(shí)，采用了以縣級(jí)為單位的數(shù)據(jù)樣本。式(1)中被解釋變量Yst表示t時(shí)期s縣的居民收入差距指標(biāo)，本文采用既有研究中常用的基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、收入分位數(shù)中第95分位數(shù)與第5分位數(shù)的比率和第75分位數(shù)與第25分位數(shù)的比率等作為收入差距的衡量指標(biāo)。此外，本文允許各縣擁有不同的初始稟賦和不同的線性增長趨勢，從而在模型中增加了2003年縣級(jí)農(nóng)村人均純收入與每個(gè)縣的時(shí)間趨勢變量的交互項(xiàng)(inc2003*year)作為控制變量。為了能有效克服政策實(shí)施非同時(shí)性導(dǎo)致的政策持續(xù)時(shí)間異質(zhì)性，本文定義變量cyearst為s縣已推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度的時(shí)長，控制了各縣的初始稟賦和隨時(shí)間變化的不可觀測趨勢。如果樣本觀察時(shí)期t大于該縣推行的具體年份(用cs表示)，即t>cs，則cyearst=t-cs，否則cyearst=0。

在分析醫(yī)療保險(xiǎn)制度的微觀作用機(jī)理部分，結(jié)合醫(yī)療保險(xiǎn)制度受益對(duì)象精細(xì)化到戶的特征，本文則從微觀居民視角展開討論。式(2)中Yist表示t時(shí)期s縣i家庭的被解釋變量，包括家庭收入、額外醫(yī)療支出費(fèi)用、住院費(fèi)用、門診費(fèi)用、住院服務(wù)需求和住院報(bào)銷比例等變量。系數(shù)γ是我們關(guān)注的政策效應(yīng)，反映了醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)被解釋變量的平均影響。式(1)和式(2)中的Xst和Xist分別為縣級(jí)層面和家庭層面的控制變量，φs和φi分別表示縣級(jí)層面和家庭層面的固定效應(yīng)，ct表示時(shí)間固定效應(yīng)，εst和εist分別包含了縣級(jí)層面和家庭層面不可觀測的其他因素。

此外，為了分析農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距的動(dòng)態(tài)影響，本文在標(biāo)準(zhǔn)回歸模型中嵌入系列持續(xù)時(shí)間虛擬變量，即：

(3)

式(3)中，Dst為時(shí)間虛擬變量，D-j=1表示醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)前的第j年，D+j=1表示醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)后的第j年，否則取值為0。需要說明的是，本文排除了醫(yī)療保險(xiǎn)制度確立的當(dāng)年效應(yīng)，Xst為縣級(jí)層面的控制變量，As和Bt分別為縣級(jí)和年份固定效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)來源及處理

本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1991～2015年的數(shù)據(jù)，該調(diào)查從社區(qū)、家庭和個(gè)體等多個(gè)層面進(jìn)行了多階段隨機(jī)抽樣，并對(duì)上個(gè)調(diào)查年度的家庭進(jìn)行長期跟蹤。本研究一是對(duì)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和穩(wěn)定性要求較高，需要對(duì)同一家庭進(jìn)行連續(xù)跟蹤分析，研究信息需要涵蓋家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)、收入、教育、工作、家庭規(guī)模等多個(gè)維度，以及有關(guān)居民所在地區(qū)方面的社會(huì)服務(wù)、城鎮(zhèn)化等信息；二是對(duì)樣本調(diào)查周期有較高要求，需要涵蓋農(nóng)村醫(yī)保從試點(diǎn)到推廣的全部時(shí)期。鑒于此，本文選取了CHNS1991～2015年間的9個(gè)年度調(diào)查數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理方面，本文的分析對(duì)象為農(nóng)村，所以直接刪除了城市樣本，且刪除了2011年才新增的北京、上海和重慶樣本③。并且，對(duì)所有的貨幣指標(biāo)數(shù)據(jù)，均剔除了價(jià)格因素的影響，并直接刪除了居民收入數(shù)據(jù)為負(fù)的樣本。按照以上數(shù)據(jù)清洗與處理方式，最終獲得1991～2015年間的縣級(jí)樣本312個(gè)，家庭樣本20412戶。

(三)變量說明與描述性統(tǒng)計(jì)分析

為了全面衡量縣域居民的收入差距，本文選取了基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)、收入分位數(shù)中第95分位數(shù)與第5分位數(shù)的比率以及第75分位數(shù)與第25分位數(shù)的比率(詳見表1)共5項(xiàng)指標(biāo)作為收入差距的替代變量。在分析農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距的影響時(shí)，控制變量選取了來自縣級(jí)層面的城鎮(zhèn)化率、整體住房條件、交通便捷性、環(huán)境衛(wèi)生和社會(huì)服務(wù)化水平等因素。在分析微觀作用機(jī)理時(shí)，為了控制個(gè)體異質(zhì)性對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文分別對(duì)個(gè)體成員特征(以家庭戶主為代表)、家庭特征、家庭所在社區(qū)(村)狀況等多個(gè)維度的信息進(jìn)行控制。個(gè)體層面特征涉及家庭戶主的受教育程度、戶主性別、戶主年齡、戶主是否外出務(wù)工等人口學(xué)信息，家庭層面特征包括表征家庭成員結(jié)構(gòu)的贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)系數(shù)和女性成員的比重等(詳見表2)。

表1 收入差距指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

表2 控制變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)(全樣本)

三、實(shí)證結(jié)果

(一)農(nóng)村醫(yī)保對(duì)收入差距的影響

根據(jù)模型(1)，我們分析了農(nóng)村醫(yī)保對(duì)收入差距的影響。表3的回歸結(jié)果顯示，農(nóng)村醫(yī)保明顯擴(kuò)大了地區(qū)內(nèi)居民的收入差距。從衡量收入差距的5項(xiàng)主要指標(biāo)來看，醫(yī)療保險(xiǎn)制度造成居民收入差距擴(kuò)大了近2.7～8個(gè)百分點(diǎn)，且結(jié)果比較穩(wěn)健。農(nóng)村醫(yī)保作為基本公共服務(wù)體系的重要組成部分，在改善農(nóng)村地區(qū)基本醫(yī)療服務(wù)可及性的同時(shí)，并沒有起到縮小居民收入差距的作用。另外，除本文關(guān)注的醫(yī)療保險(xiǎn)制度外，城市化水平等因素也促使居民收入差距擴(kuò)大。相比而言，社會(huì)服務(wù)、交通便捷性等基本公共服務(wù)完善能顯著降低居民收入差距。

表3 醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)收入差距的影響

(二)農(nóng)村醫(yī)保的長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)

為了探尋農(nóng)村醫(yī)保對(duì)收入差距的影響是否存在長期效應(yīng)，本文通過模型(3)研究農(nóng)村醫(yī)保的“年齡”對(duì)居民收入差距的影響。圖1顯示，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施前并不存在顯著的擴(kuò)大或縮小居民收入差距的效應(yīng)，醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施前居民收入差距圍繞均值0呈規(guī)律性上下波動(dòng)，表現(xiàn)出比較平穩(wěn)的發(fā)展趨勢，說明本文的處理組與控制組之間不存在明顯的系統(tǒng)性差異。

圖1 農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距(基尼系數(shù))的動(dòng)態(tài)影響效應(yīng)

相比醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革前，改革后的農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng)，且這種影響水平隨著農(nóng)村醫(yī)保推行時(shí)間的增加而提高。具體而言，農(nóng)村醫(yī)保建立后的前5年間，其對(duì)收入差距的影響顯著為正，但系數(shù)的置信區(qū)間圍繞0波動(dòng)，說明農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距的影響較小。隨著推行時(shí)間的繼續(xù)增加，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)收入差距的正向效應(yīng)也增加了，且在第7年達(dá)到最大，此后長期保持較大的收入差距擴(kuò)大效應(yīng)。綜合而言，農(nóng)村醫(yī)保的短期效應(yīng)不明顯，而長期中顯著擴(kuò)大了居民的收入差距，且在實(shí)施7年后政策效應(yīng)更明顯，其原因可能為：農(nóng)村醫(yī)保從2003年開始試點(diǎn)并逐步全面推廣，到2009年才實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)全覆蓋。從2003年到2009年，正好經(jīng)歷了6年左右，2010年為農(nóng)村醫(yī)改的第7年。現(xiàn)實(shí)中，農(nóng)村醫(yī)保全覆蓋后，為了提高農(nóng)村居民就醫(yī)保障水平，醫(yī)療保險(xiǎn)制度明確提出了以“廣覆蓋、保基本、可持續(xù)”的實(shí)施原則，從重點(diǎn)保障大病到逐步向門診小病延伸，且增加了政府的衛(wèi)生投入和公共財(cái)政補(bǔ)償力度，即形成了“補(bǔ)需方”的投入機(jī)制導(dǎo)向，改變了長期以來政府為醫(yī)療服務(wù)供給方提供經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)摹把a(bǔ)供方”模式[12][20]。為此，本文認(rèn)為，農(nóng)村醫(yī)保全覆蓋后，“補(bǔ)需方”的保障機(jī)制徹底釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療需求，使醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷補(bǔ)償利益直接影響患病居民，從而產(chǎn)生了顯著的收入差距擴(kuò)大效應(yīng)。

具體而言，農(nóng)村醫(yī)保中的籌資與報(bào)銷補(bǔ)償兩個(gè)環(huán)節(jié)直接影響居民醫(yī)療消費(fèi)支出與報(bào)銷補(bǔ)償收入，相關(guān)制度要求居民參與“醫(yī)療保險(xiǎn)”的人均籌資標(biāo)準(zhǔn)不斷提高，各級(jí)政府對(duì)參保個(gè)人的補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)從最初的人均不到10元，增加到了2015年的380元/人和2016年的420元/人，個(gè)人繳費(fèi)部分也增加到了人均180元左右(全國平均水平)。一方面是按照人頭定額籌資的保障機(jī)制，另一方面高收入群體與低收入群體保費(fèi)的邊際支付能力存在差異，由此無差別化的定額繳費(fèi)設(shè)計(jì)使低收入群體承擔(dān)了與其繳費(fèi)能力相比更高的繳費(fèi)義務(wù)，即低收入群體的邊際繳費(fèi)傾向更高，呈現(xiàn)出繳費(fèi)機(jī)制的累退性。對(duì)于低收入居民來說，不斷增加的繳費(fèi)額要擠出一定程度的基本生活費(fèi)用；對(duì)于高收入居民來說，繳費(fèi)對(duì)基本生活沒有任何影響。與此同時(shí)，雖然政府對(duì)個(gè)人補(bǔ)貼部分的轉(zhuǎn)移支付不斷增加，但2009～2014年間，農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用支出(自付部分)年均增長20.9%④，低收入居民的醫(yī)療支出增長速度超過了同期農(nóng)村人均可支配收入的增長速度?？梢姡焖偕蠞q的醫(yī)療費(fèi)用和累退性的繳費(fèi)機(jī)制等多重因素，長期而言對(duì)農(nóng)村低收入群體依然是一個(gè)沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，增加了低收入群體醫(yī)療支出的邊際成本，進(jìn)而形成了“隱形”的低收入群體“補(bǔ)貼”高收入群體的逆向再分配“倒掛”現(xiàn)象，從而擴(kuò)大了居民收入差距。

四、微觀作用機(jī)制分析

(一)農(nóng)村醫(yī)保的收入分位數(shù)效應(yīng)

為了探析農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)不同收入群體的再分配效應(yīng)及作用方向，我們估計(jì)了不同收入分位數(shù)下農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入的影響，其中，被解釋變量為相應(yīng)分位數(shù)組居民收入的對(duì)數(shù)。圖2給出了每間隔5個(gè)收入分位數(shù)組的19個(gè)回歸估計(jì)結(jié)果⑤。結(jié)果顯示，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)不同收入組居民的收入產(chǎn)生了差異化影響，對(duì)第1分位數(shù)到第22分位數(shù)收入組居民的收入影響不顯著。此外，除了第53分位數(shù)和第98分位數(shù)收入組居民的回歸估計(jì)結(jié)果不顯著外，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)高收入組和第23分位數(shù)以上中等收入組居民均產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用，并且對(duì)高收入組居民的影響更大，即醫(yī)療保險(xiǎn)制度主要有利于地區(qū)內(nèi)高收入居民的收入提升，而對(duì)低收入居民的增收效應(yīng)不明顯，由此居民收入差距擴(kuò)大了。這一研究結(jié)論，進(jìn)一步論證了上文分析發(fā)現(xiàn)的“可能存在低收入群體補(bǔ)貼高收入群體的逆向再分配”問題。

圖2 農(nóng)村醫(yī)保對(duì)不同分位數(shù)組居民收入的影響

(二)異質(zhì)性醫(yī)療消費(fèi)選擇效應(yīng)

事實(shí)上，既有研究基本忽視了農(nóng)村醫(yī)保對(duì)異質(zhì)性居民醫(yī)療消費(fèi)選擇變化影響的差異，而將農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民的收入或醫(yī)療補(bǔ)償?shù)挠绊懸暈橥|(zhì)的，從而引起了相關(guān)研究結(jié)論的爭議。鑒于此，本文進(jìn)一步探析因收入水平差異引致的居民醫(yī)療服務(wù)需求異質(zhì)性問題。表4為農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)前后不同收入組患病居民選擇門診與住院服務(wù)的分布。結(jié)果顯示，相應(yīng)收入組患病居民選擇門診服務(wù)的比重均高于住院服務(wù)，這符合當(dāng)前醫(yī)療消費(fèi)的現(xiàn)實(shí)。然而，從門診需求來看，中下25%和最低25%收入組居民在醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)后的消費(fèi)需求分別下降了0.118和0.255，而中上25%和最高25%收入組居民在醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)后的消費(fèi)需求呈明顯上升趨勢，尤其是最高25%收入組居民的門診需求增加了0.301。從住院需求變動(dòng)可知，最低25%收入組居民的住院需求呈下降趨勢，而其余收入組居民的住院需求呈增長趨勢，最高25%收入組居民的住院需求增加了近0.041?？梢?，農(nóng)村醫(yī)保試點(diǎn)后，最低25%收入組居民的門診與住院需求占比呈明顯的下降趨勢，而中高收入組居民的門診與住院需求占比均上升了，尤其是高收入組居民的增長幅度較大。這可能是因?yàn)閷?duì)低收入居民而言，看病就醫(yī)的經(jīng)濟(jì)門檻相對(duì)較高，低收入組居民患病后選擇住院治療的比例相對(duì)較小，且在醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革后并未得到大幅改善。對(duì)于中高收入組居民而言，隨著其收入水平的提高，加之醫(yī)療保險(xiǎn)制度帶來的醫(yī)療服務(wù)可及性增加，其對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的潛在需求被激發(fā)，這種潛在的醫(yī)療需求是中高收入組居民追求額外的醫(yī)療保健服務(wù)或高質(zhì)量醫(yī)療服務(wù)的釋放。并且，醫(yī)療支出補(bǔ)償機(jī)制對(duì)中高收入組患病居民的住院邊際支出補(bǔ)償呈遞增效應(yīng)，引致中高收入居民尤其是高收入居民產(chǎn)生了“過度醫(yī)療”現(xiàn)象，從而形成了這部分居民對(duì)醫(yī)療需求的遞增趨勢。

表4 不同收入組居民的醫(yī)療需求變動(dòng)

為了探析醫(yī)療保險(xiǎn)制度釋放的醫(yī)療需求，揭示醫(yī)療保險(xiǎn)制度的收益從長期來看是否惠及低收入居民，本文進(jìn)一步從居民患病后額外醫(yī)療支出費(fèi)用、住院和門診需求及其治療費(fèi)用等多個(gè)方面展開分析。需要說明的是，由于CHNS中有關(guān)居民看病就醫(yī)支出費(fèi)用、住院或門診情況的變量，主要是對(duì)過去四周(一個(gè)月)的反映，且患病居民占總樣本的比例較低，所以調(diào)查樣本數(shù)據(jù)中有關(guān)這方面的指標(biāo)產(chǎn)生了較多缺失值或無效回答。本文按照數(shù)據(jù)清洗原則，將缺失值直接刪除，使得清洗后的數(shù)據(jù)樣本大幅減少，但由于被調(diào)查對(duì)象是否患病和就醫(yī)行為都具有隨機(jī)性，所以清洗后的樣本數(shù)據(jù)不會(huì)對(duì)總體研究結(jié)論產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。

表5結(jié)果顯示，農(nóng)村醫(yī)保顯著提高了居民住院和門診等方面的醫(yī)療費(fèi)用，同時(shí)還提高了居民額外的醫(yī)療支出費(fèi)用，增加了醫(yī)療衛(wèi)生保障方面的支出費(fèi)用。一方面由于農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生體系的不斷完善，患病居民尋求正規(guī)醫(yī)院就醫(yī)的占比隨之上升，增加了對(duì)健康需求的額外治療費(fèi)用；另一方面農(nóng)村醫(yī)保使農(nóng)村居民釋放出除基本門診外的潛在醫(yī)療需求，從而增加了居民醫(yī)療消費(fèi)的總支出水平。這意味著，醫(yī)療消費(fèi)需求的增加對(duì)邊際支付能力相對(duì)較弱的低收入群體而言，醫(yī)療健康方面的支出費(fèi)用占總收入的比重增加了，從而加重了低收入群體的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)。

表5 醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民醫(yī)療支出的影響

從農(nóng)村醫(yī)保對(duì)不同收入組居民的影響來看(表6)，農(nóng)村醫(yī)保顯著增加了最高25%收入組居民的額外治療費(fèi)用和住院需求，且顯著提高了中上25%和最高25%收入組居民的住院報(bào)銷比例?？梢?，高收入組居民是醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革的獲益者，他們不僅獲取了更多的醫(yī)療服務(wù)，而且醫(yī)療費(fèi)用的相對(duì)支付比例降低了。相比之下，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)中低收入組居民和最低25%收入組居民的住院需求及其報(bào)銷比例的影響均不顯著，這部分居民在醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革中的獲益不明顯。

表6 醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)不同收入組居民醫(yī)療支出和報(bào)銷比例的影響

可見，農(nóng)村醫(yī)保的收入再分配調(diào)節(jié)機(jī)制主要通過對(duì)不同收入組居民的支付能力和報(bào)銷補(bǔ)償產(chǎn)生影響。相同條件下，高收入患病居民能通過住院報(bào)銷補(bǔ)償機(jī)制減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)，增加健康績效，而低收入居民存在“大病小治”的傾向，患病后選擇門診或非住院治療的可能性更大，失去了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)住院報(bào)銷補(bǔ)償調(diào)節(jié)機(jī)制中的再分配利益，更多的醫(yī)療補(bǔ)償資金被高收入患病居民所享受。高收入患病居民因獲得報(bào)銷補(bǔ)償收益，其實(shí)際醫(yī)療價(jià)格增幅相對(duì)較低，而低收入患病居民因無法獲得醫(yī)療補(bǔ)償收益，其面對(duì)的實(shí)際醫(yī)療價(jià)格相對(duì)增幅較大。由此，農(nóng)村醫(yī)保“反向”篩選了高收入患病居民獲得更多醫(yī)療補(bǔ)償利益，而“漏損”了低收入患病居民享受醫(yī)療報(bào)銷補(bǔ)償?shù)臋C(jī)會(huì)，導(dǎo)致低收入居民在醫(yī)療服務(wù)需求上遭受更深的剝奪，形成了醫(yī)療改革后低收入者“補(bǔ)貼”高收入者的“倒掛”現(xiàn)象，農(nóng)村醫(yī)保并未起到正向的收入再分配作用。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

M-DID估計(jì)是否能夠得到無偏估計(jì)和一致估計(jì)，取決于模型識(shí)別假定是否成立或有效，所以我們采用安慰劑檢驗(yàn)(placebo test)與工具變量法(IV)分別對(duì)模型假設(shè)前提、回歸結(jié)果穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。此外，在異質(zhì)性家庭醫(yī)療需求選擇差異分析中，由于清洗之后的樣本可能產(chǎn)生選擇性偏誤，會(huì)存在一定程度的高估或低估回歸結(jié)果的情況，為此，本文選取Heckman兩步法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)試點(diǎn)前的共同趨勢檢驗(yàn)

采用M-DID估計(jì)前，理論上需滿足先進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)地區(qū)與后進(jìn)行(或沒進(jìn)行)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)地區(qū)在試點(diǎn)前的發(fā)展趨勢理論上不存在系統(tǒng)性差異，或者即便存在差異，處理組與控制組地區(qū)的發(fā)展趨勢是一致的。只有滿足兩者發(fā)展趨勢的一致性，我們才可以將后進(jìn)行(或沒進(jìn)行)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)地區(qū)視為先進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)地區(qū)合適的控制組。圖3描述了處理組與控制組試點(diǎn)前不同調(diào)查年度收入差距的變動(dòng)趨勢。不難發(fā)現(xiàn)，處理組與控制組的收入差距在政策試點(diǎn)前的變動(dòng)趨勢基本一致，兩者之間不存在明顯的系統(tǒng)性差異，采用M-DID估計(jì)的結(jié)果是有效的。

圖3 處理組與控制組在試點(diǎn)前的共同趨勢檢驗(yàn)

(二)M-DID有效性及安慰劑檢驗(yàn)

如果有未觀測到的與本文被解釋變量相關(guān)的因素影響到了樣本縣是否推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革，那么沒有推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革或推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革較晚的地區(qū)就不能作為M-DID的控制組。對(duì)此，本文采用“反事實(shí)”分析法來檢驗(yàn)上述假設(shè)。本文借鑒劉瑞明和趙仁杰構(gòu)建的“假想的反事實(shí)”方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，即通過構(gòu)造假想的處理組與控制組重新估計(jì)回歸方程來判定本文分析結(jié)果的穩(wěn)健性[21]。如果在“假想的反事實(shí)”下處理效應(yīng)是不顯著的，那就表明在沒有推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度時(shí)處理組與控制組的收入差距變動(dòng)不存在系統(tǒng)性差異，從而間接驗(yàn)證了本文分析結(jié)果的有效性與穩(wěn)健性。具體而言，由于農(nóng)村醫(yī)保實(shí)行的是家庭繳費(fèi)、集體扶持和政府資助相結(jié)合的籌資機(jī)制，籌資有一個(gè)最低標(biāo)準(zhǔn)，其中除家庭繳費(fèi)部分外，絕大部分保費(fèi)由縣(市)財(cái)政進(jìn)行補(bǔ)貼。可見，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)越可能推行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革。因此，本文試圖通過地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來構(gòu)建醫(yī)療保險(xiǎn)制度的“反事實(shí)”，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高于樣本均值水平的地區(qū)劃分為處理組，反之則為控制組。由表7回歸結(jié)果可知，在假想的“反事實(shí)”下，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)收入差距的影響不顯著。因此，可以排除虛假處理效應(yīng)問題，表明本文的估計(jì)結(jié)果十分穩(wěn)健。

表7 假想的“反事實(shí)”估計(jì)結(jié)果

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

為了盡可能消除因遺漏變量或樣本選擇等問題帶來的有偏估計(jì)，本文進(jìn)一步采用工具變量(IV)方法檢驗(yàn)M-DID估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。本文借鑒彭曉博和秦雪征等對(duì)IV的選取思路，將樣本縣當(dāng)年是否進(jìn)行了醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)與試點(diǎn)后該地區(qū)改革進(jìn)程的乘積作為醫(yī)療保險(xiǎn)制度的工具變量[22]。實(shí)踐中，很難觀察到地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的進(jìn)程，本文進(jìn)一步借鑒Liu等的研究思路，將樣本縣醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)后的合作醫(yī)療參保比例作為醫(yī)療保險(xiǎn)制度進(jìn)程的替代變量[23]。這意味著，本文將樣本縣當(dāng)年是否進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)與試點(diǎn)后該地區(qū)合作醫(yī)療的參保比例的乘積作為醫(yī)療保險(xiǎn)制度的IV。一方面IV與醫(yī)療保險(xiǎn)制度是否試點(diǎn)相關(guān)，即滿足相關(guān)性；另一方面IV只通過影響該地區(qū)參保家庭的醫(yī)療需求這個(gè)唯一途徑起作用，即滿足外生性⑥。

盡管沒有精確的方法來驗(yàn)證IV的外生性，但本文盡可能地排除IV可能通過其他渠道影響樣本收入差距，并采取間接驗(yàn)證方法來對(duì)IV的外生性進(jìn)行檢驗(yàn)，即針對(duì)尚未進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革試點(diǎn)的地區(qū)，分析IV對(duì)該地區(qū)的影響。由于該地區(qū)沒有進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)，所以該樣本縣合作醫(yī)療的參保比例就為0，除非可能存在共同影響醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)和家庭所在地區(qū)收入差距的不可觀測因素，否則IV就不太可能對(duì)該地區(qū)居民的收入差距產(chǎn)生影響。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，加入IV后的基礎(chǔ)回歸中，IV的系數(shù)并不顯著，這間接支持了本文所選IV滿足外生性的假設(shè)。為此，通過IV方法盡可能克服潛在內(nèi)生性后的回歸結(jié)果顯示(表8)，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民收入差距產(chǎn)生了顯著的正向影響，即擴(kuò)大了農(nóng)村居民收入差距，這與M-DID方法的估計(jì)結(jié)果一致，再次證實(shí)了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：IV估計(jì)(2SLS)結(jié)果

(四)Heckman兩步法檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)樣本清洗后可能存在自選擇的內(nèi)生性問題，本文使用Heckman兩階段模型研究醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)患病居民異質(zhì)性醫(yī)療服務(wù)選擇行為的影響。其中，選擇方程使用的被解釋變量為：患病后正規(guī)就醫(yī)=1，其他(沒有患病或患病后非正規(guī)就醫(yī))=0。Heckman選擇方程中引入兩個(gè)工具變量刻畫醫(yī)療需求與醫(yī)療供給對(duì)居民患病后醫(yī)療服務(wù)選擇決策的影響：居民所在縣合作醫(yī)療的參保比例與居民所在縣的市場化程度。Heckman回歸結(jié)果(表9)顯示，門診費(fèi)用模型中的逆米爾斯比率不顯著，說明門診需求與醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)與否不存在選擇性偏誤，這符合現(xiàn)實(shí)情況。因?yàn)榫用袼诘厥欠駥?shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民患病后是否去門診就醫(yī)的影響很小，且農(nóng)村醫(yī)保主要通過籌資與住院費(fèi)用的報(bào)銷補(bǔ)償起作用。另外，患病后選擇住院治療、醫(yī)療總支出費(fèi)用、住院支出費(fèi)用和額外醫(yī)療支出費(fèi)用等模型中的逆米爾斯比率均顯著，這表明以上模型存在選擇性偏誤，但考慮了樣本選擇問題后農(nóng)村醫(yī)保的估計(jì)系數(shù)同樣顯著，所以存在一定的樣本選擇性并不影響本文研究結(jié)論的穩(wěn)定性，對(duì)本文最終的研究結(jié)論也沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：Heckman兩步法估計(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文借助CHNS1991～2015年動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用M-DID方法實(shí)證考察了農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革對(duì)居民收入差距的影響，同時(shí)，進(jìn)一步詮釋了農(nóng)村醫(yī)保產(chǎn)生短期效應(yīng)與長期效應(yīng)差異的原因。研究發(fā)現(xiàn)：第一，農(nóng)村醫(yī)保顯著擴(kuò)大了居民收入差距，對(duì)居民收入產(chǎn)生了明顯的逆向再分配作用。醫(yī)療保險(xiǎn)制度補(bǔ)償機(jī)制的本質(zhì)是政府對(duì)患病居民的一種“特殊”的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移，這種轉(zhuǎn)移支付是在患病就醫(yī)居民與非患病(或患病后沒有就醫(yī))居民間進(jìn)行的再分配轉(zhuǎn)移，故醫(yī)療保險(xiǎn)制度通過間接的收入效應(yīng)影響居民收入分布，進(jìn)而影響居民收入差距。第二，農(nóng)村醫(yī)保的收入再分配調(diào)節(jié)機(jī)制主要通過其保費(fèi)繳納機(jī)制的累退性和報(bào)銷補(bǔ)償?shù)睦圻M(jìn)性起作用，增加了高收入居民的額外醫(yī)療支出費(fèi)用、住院需求及住院報(bào)銷比例，而對(duì)中低收入和最低25%收入居民的影響不顯著。其結(jié)果是，農(nóng)村醫(yī)保在長期內(nèi)通過使高收入居民獲益更多而低收入居民獲益更少的傳導(dǎo)渠道產(chǎn)生逆向調(diào)節(jié)作用，造成低收入居民在醫(yī)療保險(xiǎn)制度中遭受了“隱形剝奪”，形成了低收入居民“補(bǔ)貼”高收入居民的“倒掛”效應(yīng)，進(jìn)而擴(kuò)大了居民收入差距。第三，除了直接的報(bào)銷補(bǔ)償差異外，農(nóng)村醫(yī)保對(duì)居民差異化的增收效應(yīng)也導(dǎo)致收入差距擴(kuò)大。農(nóng)村醫(yī)保對(duì)地區(qū)內(nèi)第22分位數(shù)及以下收入組居民收入的影響不顯著，但顯著促進(jìn)了中高收入組居民的收入提高。此外，我們認(rèn)為，如果僅考慮醫(yī)療保險(xiǎn)制度政策的短期沖擊，即采用傳統(tǒng)的DID方法評(píng)估政策效應(yīng)(兩期數(shù)據(jù))，容易忽視醫(yī)療保險(xiǎn)制度試點(diǎn)的持續(xù)時(shí)間效應(yīng)。短期內(nèi)由于醫(yī)療服務(wù)可及性增加，醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入差距的影響較弱。而隨著醫(yī)療保險(xiǎn)制度推行時(shí)間的增加，政策效應(yīng)導(dǎo)致異質(zhì)性居民的醫(yī)療消費(fèi)選擇發(fā)生了明顯變化，長期中更多利益流向了中高收入群體，從而擴(kuò)大了居民收入差距。

基于以上研究結(jié)論，為了減弱農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的逆向再分配效應(yīng)，農(nóng)村醫(yī)保政策可在以下方面進(jìn)行完善：第一，新時(shí)代鄉(xiāng)村振興中醫(yī)療保險(xiǎn)制度的設(shè)計(jì)完善，需在考慮低收入群體醫(yī)療支付能力的基礎(chǔ)上，優(yōu)化繳費(fèi)分?jǐn)倷C(jī)制，調(diào)整保費(fèi)補(bǔ)貼政策和醫(yī)療保障基金賬戶結(jié)構(gòu)，兼顧不同收入群體的醫(yī)療需求，有效發(fā)揮醫(yī)療保險(xiǎn)制度的濟(jì)貧與再分配效應(yīng)。第二，本文認(rèn)為，農(nóng)村地區(qū)在精準(zhǔn)扶貧政策執(zhí)行期間，對(duì)全國低收入貧困家庭建立起了非常完善、精準(zhǔn)的建檔立卡管理系統(tǒng)，收集、整理了低收入貧困家庭在收入、教育和醫(yī)療等方面的大量基礎(chǔ)信息，在轉(zhuǎn)入鄉(xiāng)村振興發(fā)展階段，仍然可以繼續(xù)沿用脫貧家庭的建檔立卡相關(guān)信息，將其直接并入醫(yī)療保險(xiǎn)信息采集系統(tǒng)，充分實(shí)現(xiàn)農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的數(shù)字化管理，從而根據(jù)低收入居民的收入水平實(shí)施差異化醫(yī)療補(bǔ)貼政策，將醫(yī)療補(bǔ)貼利益向低收入群體傾斜。第三，在全面推進(jìn)健康鄉(xiāng)村建設(shè)過程中，應(yīng)著力提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生供給能力、拓展資金籌措渠道，進(jìn)一步健全農(nóng)村以基本醫(yī)療保險(xiǎn)為主體、多種形式健康保險(xiǎn)為補(bǔ)充的醫(yī)療保障體系建設(shè)，且加大對(duì)低收入居民的保障范圍和補(bǔ)償力度，切實(shí)保障農(nóng)村人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于衛(wèi)生部衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中心：《第三次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查分析報(bào)告》，表2-1-15，第16頁。

②參合數(shù)據(jù)來源于各年度《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》，經(jīng)搜集整理獲得。

③CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)所選樣本在1997年后有9個(gè)省份(區(qū))，每個(gè)省(區(qū))包括4個(gè)縣，每年有36個(gè)縣級(jí)層面的長期跟蹤樣本。其中，CHNS數(shù)據(jù)在1997年以前分布于8個(gè)省份，1997年用黑龍江(1997年遼寧未參加調(diào)查)替代遼寧，1997年以后則將黑龍江和遼寧一起納入調(diào)查，增加到了9個(gè)省份；2000年以前該數(shù)據(jù)每年大約涉及3500個(gè)家庭，總共約15000個(gè)個(gè)體數(shù)據(jù)，2000年以(包括2000年)調(diào)整為每年約4400個(gè)家庭數(shù)據(jù)(不包括2011年新增的北京、上海和重慶)。

④數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局：http://www.stats.gov.cn/，經(jīng)作者整理后測算獲得。由于有關(guān)農(nóng)村人均衛(wèi)生費(fèi)用支出數(shù)據(jù)只更新到2014年，所以僅測算了2009～2014年人均衛(wèi)生費(fèi)用支出增長率數(shù)據(jù)。相比而言，全國與城市人均衛(wèi)生費(fèi)用支出年均增長率分別為14.8%和11.5%。

⑤本文采取了式(1)中未包括控制變量的簡約模型，對(duì)收入在第1分位數(shù)至第99分位數(shù)分布的情況做了估計(jì)，且所有模型均包括家庭和年份固定效應(yīng)。但是，限于篇幅，本文僅羅列了每隔5個(gè)分位數(shù)組的回歸估計(jì)系數(shù)值及其顯著性。

⑥本文采用Staiger和Stock的方法進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，F(xiàn)值大于10可以認(rèn)為IV估計(jì)的相對(duì)誤差較小，基本排除弱工具變量的問題[24]。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在控制其他外生變量的情況下，所選IV與醫(yī)療保險(xiǎn)制度之間呈正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，雖然Shea’s partial R2的統(tǒng)計(jì)值為0.1117，但I(xiàn)V的F統(tǒng)計(jì)量超過了10%水平誤差容忍的臨界值2818.81，意味著本文使用的IV大概率通過了弱工具變量檢驗(yàn)。