參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響
——基于CHARLS 2015數(shù)據(jù)的實證分析

楊仕鵬, 鄢洪濤

(湘潭大學(xué)公共管理學(xué)院,湖南 湘潭 411105)

醫(yī)療保險作為一種疾病風(fēng)險分?jǐn)倷C(jī)制，對維護(hù)和改善農(nóng)村居民健康具有重要意義。但醫(yī)療保險領(lǐng)域存在的道德風(fēng)險和信息不對稱會扭曲醫(yī)療服務(wù)供需雙方的行為，在刺激醫(yī)療支出不合理增長的同時可能并未帶來相應(yīng)的健康改善[1]；同時，醫(yī)療保險雖然能夠通過提高居民就醫(yī)的財務(wù)可及性來促進(jìn)居民的醫(yī)療服務(wù)利用，但醫(yī)療服務(wù)利用對健康的影響弱于環(huán)境、基因、收入等因素的影響，且這種影響存在邊際效應(yīng)遞減，最終甚至可能會產(chǎn)生負(fù)向影響[2-3]。因此，研究參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響及其影響程度，可以為醫(yī)療保險制度改革提供借鑒，從而進(jìn)一步改善農(nóng)村居民的健康狀況。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)綜述

學(xué)界已有大量關(guān)于參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康影響的研究，但不同研究所得出的結(jié)論存在較大分歧。持積極態(tài)度的學(xué)者認(rèn)為參加醫(yī)療保險有助于提升農(nóng)村居民的健康水平。如Wagstaff和Lei等研究指出，參加新農(nóng)合能夠產(chǎn)生顯著的健康收益，對緩解中國農(nóng)村居民“因病致貧、因病返貧”問題具有重要意義[4-5]；程令國等基于2005年和2008年的中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合顯著降低了農(nóng)村居民日?；顒幽芰κ軗p的概率，一定程度上提高了農(nóng)村居民的認(rèn)知功能[6]；黃曉寧等采用最小二乘法和邏輯回歸分析方法展開研究，發(fā)現(xiàn)參加新農(nóng)合能夠增強(qiáng)農(nóng)村居民的日?；顒幽芰?，減小農(nóng)村居民過去4周的生病概率[7]。持消極態(tài)度的學(xué)者則認(rèn)為參加醫(yī)療保險未能提升農(nóng)村居民的健康水平。如Chen等基于2006年中國農(nóng)業(yè)普查數(shù)據(jù)展開研究，未發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合提高農(nóng)村兒童健康水平的證據(jù)[8]；劉曉婷基于2010年浙江省城鄉(xiāng)老年人口生活狀況調(diào)查數(shù)據(jù)展開研究，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合參保者比其他保險項目參保者呈現(xiàn)出更低的自評健康水平[9]；左雯婕等基于2004年和2009年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查中關(guān)于農(nóng)村成人門診的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對農(nóng)村居民的健康水平無顯著改善作用，老年人群的自評健康甚至顯著下降了18.4%[10]；鄒薇等基于1997年、2000年、2004年和2006年的中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)隨著新農(nóng)合的實施，農(nóng)村居民健康水平反而出現(xiàn)了變差的趨勢[11]。

通過系統(tǒng)梳理發(fā)現(xiàn)，學(xué)界既有研究尚未就參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響達(dá)成一致結(jié)論，其原因可能在于：(1)不同研究所選取的健康度量指標(biāo)不同。部分學(xué)者采用健康體重指數(shù)和年齡別身高Z評分作為健康的度量指標(biāo)，但該類指標(biāo)難以全面地反映個體的健康狀況；部分學(xué)者采用自評健康作為健康的度量指標(biāo)，雖該指標(biāo)因與個體的實際健康狀況高度相關(guān)且數(shù)據(jù)獲取成本較低而被廣泛使用，但自評健康是隨意性較大的主觀性指標(biāo)，若研究中僅使用該指標(biāo)反映個體的健康狀況一定程度上會影響研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。(2)內(nèi)生性問題和選擇性偏誤導(dǎo)致估計結(jié)果產(chǎn)生偏誤。農(nóng)村居民是否參加醫(yī)療保險并非隨機(jī)決定的，存在自選擇或被選擇的效應(yīng)，因此調(diào)查所獲取的樣本數(shù)據(jù)若不符合隨機(jī)分配原則，則使用普通線性回歸模型不能準(zhǔn)確地推斷出參加醫(yī)療保險與農(nóng)村居民健康之間的真實因果關(guān)系；同時，影響農(nóng)村居民健康的混雜變量較多，混雜變量與核心解釋變量之間可能存在相關(guān)性，將混雜變量未加控制地納入普通線性回歸模型很有可能會產(chǎn)生共線性問題。鑒于此，本研究基于2015年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法來重新檢視參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響，對促進(jìn)醫(yī)療保險健康保障功能的發(fā)揮具有一定的借鑒意義。

(二)研究假設(shè)

本研究選取日常活動能力、認(rèn)知能力、自評健康作為農(nóng)村居民健康的表征指標(biāo)，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的表征指標(biāo)的影響或作用方式可能存在差異。

1.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民日?；顒幽芰Φ挠绊懪c研究假設(shè)。參加醫(yī)療保險可以增強(qiáng)農(nóng)村居民抵御健康沖擊的風(fēng)險承受能力，從而影響農(nóng)村居民的儲蓄行為、消費(fèi)行為和健康行為。具體體現(xiàn)在：參加醫(yī)療保險在一定程度上降低了農(nóng)村居民的預(yù)防性儲蓄動機(jī)，促使農(nóng)村居民將更多的收入用于更多數(shù)量和更高質(zhì)量的食品消費(fèi)和醫(yī)療保健消費(fèi)，有利于提高農(nóng)村居民的身體機(jī)能；同時，醫(yī)療保險中的健康知識宣傳和預(yù)防性保健項目等逐步提高了農(nóng)村居民對健康重要性和自身健康問題的認(rèn)知，促使農(nóng)村居民主動調(diào)整健康行為，從而對其日?；顒幽芰Ξa(chǎn)生正向影響。鑒于此，本研究提出假設(shè)H1：參加醫(yī)療保險顯著提升了農(nóng)村居民的日?；顒幽芰?。

2.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民認(rèn)知能力的影響與研究假設(shè)。醫(yī)療保險通過對醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的費(fèi)用進(jìn)行償付降低了農(nóng)村居民看病就醫(yī)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，有助于進(jìn)一步提高農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)利用率。具體體現(xiàn)在：健康檢查等預(yù)防性醫(yī)療服務(wù)利用率的提升有利于及時排查出尚在潛伏期的疾病，使農(nóng)村居民的認(rèn)知能力免受這些疾病帶來的負(fù)面影響；同時，醫(yī)療保險更好地解決了農(nóng)村居民“有病不醫(yī)”甚至“久病不醫(yī)”的問題，降低了某些疾病對農(nóng)村居民認(rèn)知能力的負(fù)面影響。鑒于此，本研究提出假設(shè)H2：參加醫(yī)療保險顯著提升了農(nóng)村居民的認(rèn)知能力。

3.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民自評健康的影響與研究假設(shè)。農(nóng)村居民自評健康作為一種主觀性指標(biāo)，是農(nóng)村居民在客觀健康的基礎(chǔ)上對自身健康作出的綜合性評估，而農(nóng)村居民的客觀健康在醫(yī)療保險的干預(yù)下可能會有一定程度的改善，因此農(nóng)村居民的自評健康會隨著客觀健康的改善而不斷提高。同時，參加醫(yī)療保險可提升農(nóng)村居民應(yīng)對健康沖擊的信心，使農(nóng)村居民對自身健康保持樂觀的態(tài)度。鑒于此，本研究提出假設(shè)H3：參加醫(yī)療保險顯著提升了農(nóng)村居民的自評健康。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來自于中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study, CHARLS)。中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查由北京大學(xué)國家發(fā)展研究院主持，是一項針對中國45歲及以上中老年人家庭和個人的微觀調(diào)查。全國基線調(diào)查于2011年開展，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，1.24萬戶家庭中的2.3萬名受訪者。調(diào)查樣本之后每2～3年追蹤一次。調(diào)查內(nèi)容主要包括家庭狀況、健康狀況和功能、醫(yī)療保健和保險、工作、退休和養(yǎng)老金、收入、消費(fèi)、資產(chǎn)、住房等方面的信息，調(diào)查數(shù)據(jù)被廣泛應(yīng)用于醫(yī)療保險、健康狀況等方面的研究。本研究采用2017年中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查對外發(fā)布的第二次追訪數(shù)據(jù)。由于研究對象為農(nóng)村居民，將城鎮(zhèn)居民等其他樣本整理剔除后，共獲得樣本8 258個，包括處理組樣本7 539個和控制組樣本719個。

(二)計量模型

傾向得分匹配法通過傾向得分來消除處理組和控制組之間的混雜變量，從而模擬隨機(jī)實驗過程，目的在于通過創(chuàng)造自然實驗的條件來消除樣本可能存在的異質(zhì)性和選擇性偏誤。傾向得分匹配法的核心思想是借助傾向得分找到一組與參加醫(yī)療保險農(nóng)村居民的資源稟賦特征相似而又未參加醫(yī)療保險的農(nóng)村居民，然后對兩組農(nóng)村居民的健康狀況進(jìn)行比較。由于兩組樣本的資源稟賦特征相似，因此，兩組樣本的健康差異可以解釋為醫(yī)療保險的貢獻(xiàn)，即參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響。傾向得分匹配法的實施步驟具體如下：

1.估計傾向得分。根據(jù)Rosenbaum和Rubin的定義，傾向得分是全樣本內(nèi)個體在特定條件下接受實驗的條件概率[12]。假設(shè)個體i是否參加醫(yī)療保險是由可觀測因素決定的，采用Logit模型對其選擇參加醫(yī)療保險的概率(傾向得分)進(jìn)行估計。構(gòu)建如下模型：

P(Xi)=P(Di=1|X=Xi)

(1)

其中,Xi表示影響農(nóng)村居民i參加醫(yī)療保險的特征變量，包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、吸煙、喝酒、身體鍛煉、家庭人均年收入和家庭規(guī)模等。Di表示農(nóng)村居民i參加醫(yī)療保險的情況。當(dāng)農(nóng)村居民選擇參加醫(yī)療保險時,D的取值為1；反之，則取值為0。

2.檢驗匹配效果。傾向得分匹配法是否適用取決于是否滿足平衡性檢驗和共同支撐檢驗。其中，平衡性檢驗是應(yīng)用傾向得分匹配法需要滿足的首要條件，平衡性檢驗主要考察處理組和控制組樣本特征在匹配以后是否還存在系統(tǒng)差異；共同支撐檢驗的目的則在于確保絕大部分處理組和控制組樣本能夠找到匹配對象。

3.進(jìn)行傾向得分匹配。在通過平衡性檢驗和共同支撐檢驗以后，進(jìn)一步根據(jù)計算得出的傾向得分，將處理組(D=1)中的每一個樣本與控制組(D=0)進(jìn)行匹配。為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究采用最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法等3種不同類型的匹配方法進(jìn)行樣本匹配。如果不同的匹配方法所得出的估計結(jié)果均相似，則判定估計結(jié)果穩(wěn)健可靠[13]。

4.計算平均處理效應(yīng)。處理組和控制組的樣本在經(jīng)過匹配以后，可以被認(rèn)為已經(jīng)解決了樣本選擇偏誤問題。這意味著本研究使用處理后的數(shù)據(jù)可獲得參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康影響的一致、無偏的平均處理效應(yīng)。具體計算公式為：

(2)

(三)變量設(shè)置

根據(jù)研究目的將變量分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計具體詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。被解釋變量為農(nóng)村居民健康，具體選取日?；顒幽芰?、認(rèn)知能力和自評健康等3個指標(biāo)進(jìn)行表征。其中，日?；顒幽芰Πㄊ覂?nèi)外移動、肢體活動、穿衣、洗澡、吃飯、起床、如廁、家務(wù)、做飯、購物、打電話、吃藥、管錢等13項基本活動能力。若農(nóng)村居民能獨(dú)立完成上述13項基本活動，則視其日?；顒幽芰ν旰茫x值為1；反之，則視其日?；顒幽芰τ袚p，賦值為0。認(rèn)知能力包括時間感知能力、季節(jié)感知能力、計算能力、圖像感知能力、記憶能力等5個方面。若農(nóng)村居民上述5個方面能力全部完好，則視其認(rèn)知能力完好，賦值為1；反之，則視其認(rèn)知能力有損，賦值為0。自評健康通過CHARLS問卷中“您認(rèn)為您的健康狀況怎樣？是很好、好、一般、不好，還是很不好？”進(jìn)行測量。具體將不好和很不好合并為差，賦值為0；將一般賦值為1；將很好和好合并為好，賦值為2。日?；顒幽芰Φ木禐?.443，表明農(nóng)村居民的日?；顒幽芰橛袚p；認(rèn)知能力的均值為0.163，表明農(nóng)村居民的認(rèn)知能力為有損；自評健康的均值為0.947，表明農(nóng)村居民的自評健康為一般。

2.核心解釋變量。核心解釋變量為參加醫(yī)療保險。本研究選用CHARLS問卷中“您本人目前是否參加了以下醫(yī)療保險(可多選)”進(jìn)行測量。將農(nóng)村居民至少參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險、醫(yī)療救助、商業(yè)醫(yī)療保險和其他醫(yī)療保險中的任意一項賦值為1；反之，則賦值為0。參加醫(yī)療保險的均值為0.913，表明91.3%的農(nóng)村居民參加了醫(yī)療保險，農(nóng)村居民醫(yī)療保險的參保率較高。

3.控制變量。為避免其他混淆因素對最終估計結(jié)果的干擾，本研究將影響農(nóng)村居民健康的混淆因素作為控制變量加以控制?；诩扔醒芯亢虲HARLS數(shù)據(jù)，共選取年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、吸煙、喝酒、身體鍛煉、家庭人均年收入、家庭規(guī)模等9個控制變量。其中，年齡的均值為60.478歲，表明農(nóng)村居民的年齡普遍較大，以老年人為主；性別的均值為0.454，表明農(nóng)村居民的性別比例較為均衡，但女性多于男性；受教育程度的均值為2.368，表明農(nóng)村居民的受教育程度不高，以未讀完小學(xué)為主；婚姻狀況的均值為0.792，表明農(nóng)村居民的婚姻大多處于在婚狀態(tài)；吸煙的均值為0.112，表明農(nóng)村居民多數(shù)不吸煙；喝酒的均值為0.333，表明農(nóng)村居民多數(shù)不喝酒；身體鍛煉的均值為0.886，表明農(nóng)村居民多數(shù)有進(jìn)行身體鍛煉；家庭人均年收入的均值為5 897.777元，表明農(nóng)村居民的收入不高；家庭規(guī)模的均值為2.494人，表明農(nóng)村居民的家庭規(guī)模以2～3人為主，家庭規(guī)模較小。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

為了運(yùn)用傾向得分匹配法估計參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康影響的平均處理效應(yīng)，以是否參加醫(yī)療保險為依據(jù)將樣本分為處理組和控制組。處理組和控制組各變量的描述性統(tǒng)計詳見表2。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

由表2可知，日常活動能力的處理組均值為0.448，控制組均值為0.388，表明控制組的日?；顒幽芰π∮谔幚斫M；日?；顒幽芰Φ奶幚斫M標(biāo)準(zhǔn)差為0.006，控制組標(biāo)準(zhǔn)差為0.018，表明樣本具有較好的代表性，且處理組日?；顒幽芰Φ牟町愋∮诳刂平M。認(rèn)知能力的處理組均值為0.168，控制組均值為0.113，表明控制組的認(rèn)知能力小于處理組；認(rèn)知能力的處理組標(biāo)準(zhǔn)差為0.004，控制組標(biāo)準(zhǔn)差為0.012，表明樣本具有較好的代表性，且處理組認(rèn)知能力的差異小于控制組。自評健康的處理組均值為0.947，控制組均值為0.942，表明控制組的自評健康比處理組差；自評健康的處理組標(biāo)準(zhǔn)差為0.008，控制組標(biāo)準(zhǔn)差為0.028，表明樣本具有較好的代表性，且處理組自評健康的差異小于控制組。可見，農(nóng)村居民的心理和社會適應(yīng)等方面的隱性健康遠(yuǎn)遠(yuǎn)弱于其身體和主觀方面的顯性健康。

同時，控制變量方面，年齡的處理組均值為60.258歲，控制組均值為62.779歲，表明農(nóng)村老齡居民更傾向于不參加醫(yī)療保險；性別的處理組均值為0.459，控制組均值為0.409，表明農(nóng)村男性居民更傾向于參加醫(yī)療保險；受教育程度的處理組均值為2.128，控制組均值為2.391，表明受教育程度越低的農(nóng)村居民越傾向于參加醫(yī)療保險；婚姻狀況的處理組均值為0.804，控制組均值為0.659，表明在婚的農(nóng)村居民更傾向于參加醫(yī)療保險；吸煙的處理組均值為0.111，控制組均值為0.123，表明不吸煙的農(nóng)村居民更傾向于參加醫(yī)療保險；喝酒的處理組均值為0.333，控制組均值為0.337，表明不喝酒的農(nóng)村居民更傾向于參加醫(yī)療保險；身體鍛煉的處理組均值為0.890，控制組均值為0.869，表明注重身體鍛煉的農(nóng)村居民更傾向于參加醫(yī)療保險；家庭人均年收入的處理組均值為6 046.315元，控制組均值為4 340.302元，表明家庭人均年收入越高的農(nóng)村居民越傾向于參加醫(yī)療保險；家庭規(guī)模的處理組均值為2.511人，控制組均值為2.318人，表明家庭規(guī)模越大的農(nóng)村居民越傾向于參加醫(yī)療保險。

(二)傾向得分估計

估計傾向得分的目的在于輔助后續(xù)步驟產(chǎn)生平衡樣本[14]，本研究采用Logit模型估計傾向得分。被解釋變量為參加醫(yī)療保險，解釋變量為農(nóng)村居民參加醫(yī)療保險的影響因素，包括年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、吸煙、喝酒、身體鍛煉、家庭人均年收入和家庭規(guī)模。Logit模型估計得到卡方統(tǒng)計量為99.32,P為0.000，表明模型中加入的控制變量對農(nóng)村居民參加醫(yī)療保險具有較強(qiáng)的解釋力。

(三)匹配效果檢驗

為確保傾向得分匹配結(jié)果具有較高的可信度，應(yīng)進(jìn)一步對模型進(jìn)行平衡性檢驗和共同支撐檢驗。平衡性檢驗的目的在于檢驗處理組和控制組樣本特征在經(jīng)過傾向得分匹配之后是否存在顯著的系統(tǒng)性差異。模型總體擬合優(yōu)度檢驗結(jié)果顯示，經(jīng)過匹配后，偽R2由0.020降至0.001，表明控制變量經(jīng)過匹配后幾乎無法再為估計平均處理效應(yīng)提供新的信息；卡方檢驗統(tǒng)計量由99.63降至13.40，卡方檢驗統(tǒng)計量的P由0.000上升至0.146，表明模型總體上不存在顯著差異，擬合情況良好。同時，本研究對各控制變量進(jìn)行平衡性檢驗。由表3可知，匹配前，控制變量偏差最高達(dá)到33.2%；匹配后，控制變量偏差均控制在5%以內(nèi)?？梢姡ヅ溆行颂幚斫M和控制組樣本的個體特征差異，匹配效果良好。共同支撐檢驗的目的在于確保多數(shù)處理組樣本都可以在控制組中找到與之匹配的對象。控制組719個樣本全部進(jìn)入匹配，處理組7 539個樣本中僅有40個樣本因未找到與之匹配的控制組樣本而被剔除，表明處理組和控制組樣本在很大程度上存在共同取值范圍，通過了共同支撐檢驗。

表3 全樣本匹配前后控制變量的平衡性檢驗結(jié)果

(四)實證結(jié)果分析

在對全樣本的處理組和對照組進(jìn)行配對后，進(jìn)一步估計參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響(即全樣本傾向得分匹配法的平均處理效應(yīng))，具體估計結(jié)果如表4所示。

表4 參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康影響的平均處理效應(yīng)

1.日常活動能力方面。匹配前，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民日?；顒幽芰哂酗@著的改善作用，參加醫(yī)療保險能使農(nóng)村居民日?；顒幽芰橥旰玫母怕侍嵘?0%；匹配后，最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為-0.002、-0.007、0.007，均未通過顯著性檢驗，表明在排除其他混淆因素影響和消除農(nóng)村居民參加醫(yī)療保險的選擇性偏誤后，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民日?；顒幽芰τ绊懖伙@著。這主要是緣于：(1)以基本醫(yī)療保險為主體的農(nóng)村醫(yī)療保險遵循“全覆蓋、?；?、多層次、可持續(xù)”的基本方針，主要目標(biāo)在于滿足農(nóng)村居民的基本醫(yī)療服務(wù)需求，保障范圍有著明確、嚴(yán)格的限制，且保障水平不高，這導(dǎo)致農(nóng)村居民日?；顒幽芰Ω纳扑璧娜粘１＝?、病后康復(fù)、長期護(hù)理等服務(wù)項目所產(chǎn)生的費(fèi)用無法得到農(nóng)村醫(yī)療保險的有效償付。(2)商業(yè)醫(yī)療保險雖然在社會醫(yī)療保險的基礎(chǔ)上進(jìn)行補(bǔ)充性保障，但其保障水平和保障范圍還有待進(jìn)一步提升。如商業(yè)醫(yī)療保險產(chǎn)品中對農(nóng)村居民日?；顒幽芰哂蟹e極影響的長期醫(yī)療保險、護(hù)理保險、健康管理保險等保險產(chǎn)品種類較少。鑒于此，假設(shè)H1不成立，即參加醫(yī)療保險不能顯著提升農(nóng)村居民的日常活動能力。

2.認(rèn)知能力方面。匹配前，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民認(rèn)知能力具有顯著的改善作用，參加醫(yī)療保險能使農(nóng)村居民認(rèn)知能力為完好的概率提高5.5%；匹配后，最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為0.033、0.032、0.040，均通過顯著性檢驗，表明在排除其他混淆因素影響和消除農(nóng)村居民參加醫(yī)療保險的選擇性偏誤后，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民認(rèn)知能力影響顯著，可促使農(nóng)村居民認(rèn)知能力完好的可能性顯著提高3.2%～4.0%。這可能是緣于：(1)參加醫(yī)療保險可以通過分擔(dān)疾病帶來的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險來釋放醫(yī)療服務(wù)需求，從而有效提升農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)利用率。而醫(yī)療服務(wù)利用率的提升使得可能導(dǎo)致農(nóng)村居民認(rèn)知能力受損的健康隱患被及時發(fā)現(xiàn)和排除,且更多數(shù)量和更高質(zhì)量的醫(yī)療服務(wù)使得農(nóng)村居民患腦血管疾病、糖尿病等可能導(dǎo)致認(rèn)知功能障礙的疾病得到有效控制。(2)參加醫(yī)療保險可以增強(qiáng)農(nóng)村居民的疾病風(fēng)險應(yīng)對能力，提高農(nóng)村居民抵御疾病風(fēng)險的信心，進(jìn)而緩解疾病風(fēng)險帶來的精神緊張和心理壓力對農(nóng)村居民認(rèn)知能力的負(fù)面影響。鑒于此，假設(shè)H2成立，即參加醫(yī)療保險顯著提升了農(nóng)村居民的認(rèn)知能力。

3.自評健康方面。匹配前，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民自評健康不具有顯著的改善作用；匹配后，最近鄰匹配法、半徑匹配法和核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為-0.049、-0.049、-0.037，均未通過顯著性檢驗，表明在排除其他混淆因素影響和消除農(nóng)村居民參加醫(yī)療保險的選擇性偏誤后，參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民自評健康的影響不顯著。這可能是緣于：(1)本研究樣本的年齡均在45歲以上，這個年齡段農(nóng)村居民的健康狀況正處于隨著年齡增長而逐漸下降的階段，而日益提升的生活質(zhì)量促使其對自身健康提出了更高的要求。這種現(xiàn)實健康狀況與主觀健康預(yù)期之間的差距對農(nóng)村居民自評健康具有負(fù)向影響，而醫(yī)療保險因保障水平有限，無法有效彌合農(nóng)村居民現(xiàn)實健康狀況與主觀健康預(yù)期之間的差距。(2)醫(yī)療保險制度雖已建立并逐步完善，但要最大限度地發(fā)揮其健康績效，還需醫(yī)療服務(wù)體系和藥品供應(yīng)保障體系的協(xié)同配合。而實際的醫(yī)療服務(wù)供給改革和醫(yī)藥服務(wù)供給改革滯后于醫(yī)療保險改革，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)能力偏低、藥品供應(yīng)保障能力不足等，限制了醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的積極作用。鑒于此，假設(shè)H3不成立，即參加醫(yī)療保險不能顯著提升農(nóng)村居民的自評健康。

四、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

基于CHARLS 2015數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配法實證分析參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響，得出以下結(jié)論：

1.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民日常活動能力影響不顯著。最近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為-0.002、-0.007、0.007，均未通過顯著性檢驗。

2.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民認(rèn)知能力具有顯著的正向影響。最近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為0.033、0.032、0.040，均通過顯著性檢驗。

3.參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民自評健康影響不顯著。最近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法估計的凈效應(yīng)分別為-0.049、-0.049、-0.037，均未通過顯著性檢驗。

(二)對策

參加醫(yī)療保險有助于提升農(nóng)村居民健康水平，應(yīng)進(jìn)一步提升社會醫(yī)療保險保障水平、擴(kuò)大社會醫(yī)療保險保障范圍、促進(jìn)商業(yè)醫(yī)療保險有序發(fā)展、推進(jìn)“三醫(yī)”高效協(xié)同聯(lián)動等，以充分發(fā)揮醫(yī)療保險的健康保障功能，從而進(jìn)一步提升參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的正向影響。

1.提升社會醫(yī)療保險保障水平。為增強(qiáng)醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的正向影響，應(yīng)通過多渠道提升社會醫(yī)療保險保障水平。具體而言：(1)強(qiáng)化對社會醫(yī)療保險的財政補(bǔ)貼力度。在明確中央財政承擔(dān)籌資責(zé)任和省級財政承擔(dān)地方政府配套資金主要責(zé)任的基礎(chǔ)上，各級政府應(yīng)根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口規(guī)模和財政收入制定差異化的財政補(bǔ)貼方案，確保各地區(qū)的醫(yī)療保險基金可持續(xù)發(fā)展，為提升社會醫(yī)療保險保障水平奠定基礎(chǔ)。(2)提高社會醫(yī)療保險基金的統(tǒng)籌層次。政府相關(guān)部門應(yīng)逐步推動社會醫(yī)療保險向省級統(tǒng)籌和全國統(tǒng)籌邁進(jìn)，逐步提高社會醫(yī)療保險的償付水平，使社會醫(yī)療保險基金能夠在更大程度上緩解農(nóng)村居民的健康風(fēng)險，進(jìn)一步強(qiáng)化其對農(nóng)村居民健康的保障功能。

2.擴(kuò)大社會醫(yī)療保險保障范圍。為適應(yīng)農(nóng)村人口老齡化加速和疾病譜變化等新趨勢，應(yīng)合理擴(kuò)大社會醫(yī)療保險保障范圍。具體而言：政府相關(guān)部門應(yīng)根據(jù)現(xiàn)實情況的變化來動態(tài)調(diào)整基本醫(yī)療保險的三大目錄，即基本醫(yī)療保險藥品目錄、診療項目目錄和醫(yī)療服務(wù)設(shè)施標(biāo)準(zhǔn)，以最大程度地滿足農(nóng)村居民提升健康水平的需要；應(yīng)基于既有的社會醫(yī)療保險制度，針對性地擴(kuò)大對農(nóng)村老年人口、失能人口等困難群體的保障范圍，以滿足其特殊性的保障需求，進(jìn)一步強(qiáng)化醫(yī)療保險的健康保障作用；應(yīng)結(jié)合實際情況適當(dāng)調(diào)整大病保險的醫(yī)療費(fèi)用范圍，即根據(jù)疾病的嚴(yán)重程度、治療難度、治療費(fèi)用等合理確定大病保險的保障范圍，應(yīng)將大病保險的合規(guī)醫(yī)療費(fèi)用界定在基本醫(yī)療保險三大目錄規(guī)定范圍之內(nèi)，以確保大病患者的健康得到有效保障。

3.促進(jìn)商業(yè)醫(yī)療保險有序發(fā)展。商業(yè)醫(yī)療保險作為社會醫(yī)療保險的有益補(bǔ)充，在農(nóng)村還有較大的發(fā)展空間，應(yīng)積極發(fā)揮商業(yè)醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的正向作用。具體而言：政府應(yīng)引導(dǎo)商業(yè)醫(yī)療保險對社會醫(yī)療保險進(jìn)行有益補(bǔ)充，鼓勵其積極研發(fā)長期醫(yī)療保險、護(hù)理保險、健康管理保險等與社會醫(yī)療保險互補(bǔ)的保險產(chǎn)品，以滿足農(nóng)村居民更高水平、更多樣化的醫(yī)療保障需求[15]；商業(yè)醫(yī)療保險機(jī)構(gòu)應(yīng)積極運(yùn)用大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代信息技術(shù)，著力提高數(shù)據(jù)挖掘、數(shù)據(jù)分析和數(shù)據(jù)應(yīng)用能力，進(jìn)一步研發(fā)符合農(nóng)村居民需求的商業(yè)醫(yī)療保險產(chǎn)品；農(nóng)村居民應(yīng)進(jìn)一步提升自身的保險保障意識，結(jié)合自身需求購買相應(yīng)的商業(yè)醫(yī)療保險產(chǎn)品，以進(jìn)一步強(qiáng)化自身抵御健康沖擊的風(fēng)險承受能力。

4.推進(jìn)“三醫(yī)”高效協(xié)同聯(lián)動。為增強(qiáng)醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的正向影響，應(yīng)推進(jìn)醫(yī)療保險、醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)藥供給(即“三醫(yī)”)的高效協(xié)同聯(lián)動，以提高農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生系統(tǒng)的整體協(xié)調(diào)性。具體而言：(1)優(yōu)化基層醫(yī)療服務(wù)能力。通過多元舉措進(jìn)一步提升農(nóng)村基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力，如通過人才引進(jìn)、定向培養(yǎng)、在崗培訓(xùn)、退休返聘等多元化的渠道提升農(nóng)村基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的人才隊伍質(zhì)量；通過強(qiáng)化縣域內(nèi)緊密型醫(yī)療聯(lián)合體的建設(shè)，更好地發(fā)揮以縣級醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)為龍頭，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院為主體，村衛(wèi)生室為基礎(chǔ)的農(nóng)村三級醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)的作用，從而有效提升農(nóng)村居民就醫(yī)的時間可及性和空間可及性。(2)完善藥品供應(yīng)保障體系。政府相關(guān)部門應(yīng)結(jié)合農(nóng)村基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)和農(nóng)村居民的藥物使用需求，緊扣療效確切、價格適中、毒副反應(yīng)較低的標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)一步完善《國家基本藥物目錄》和《國家基本醫(yī)療保險藥品目錄》，使得遴選的藥物更好地符合農(nóng)村居民的實際需求；同時，進(jìn)一步建立健全農(nóng)村藥品供應(yīng)保障綜合管理平臺，實時監(jiān)測藥品供需動態(tài)信息，確保農(nóng)村居民需要的常用藥、救命藥、罕見藥的正常供應(yīng)。

(三)不足與展望

本研究存在以下不足有待未來進(jìn)一步完善，具體體現(xiàn)在3個方面：(1)本研究選取的數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查，該調(diào)查的主要對象為45歲及以上中老年及其家庭，研究結(jié)論僅反映了參加醫(yī)療保險對45歲及以上中老年農(nóng)村居民健康的影響。未來可選取調(diào)查對象更加全面的數(shù)據(jù)展開研究，以使研究結(jié)論更具有代表性。(2)本研究基于截面數(shù)據(jù)展開實證分析，無法反映一段時期內(nèi)參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響。未來將進(jìn)一步基于多年的面板數(shù)據(jù)展開實證分析，以更科學(xué)地評估參加醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康的影響。(3)本研究使用傾向得分匹配法消除樣本可能存在的異質(zhì)性和選擇性偏誤，但無法控制由不隨時間改變和不可觀測的因素引起的偏誤。未來可考慮使用雙重差分法等進(jìn)行分析，以使估計結(jié)果更為準(zhǔn)確。