中国医疗保险的地区差异及其对就医行为的影响*
牛建林 齐亚强
内容提要:中国社会医疗保险在经历快速扩张后,于2010年左右实现了对全国城乡各地区的制度性全面覆盖。在这一背景下,各地居民实际拥有的医疗保险资源是否还存在突出差异?医疗保险资源是否会影响各地居民的医疗服务利用行为以及有病不医现象的严重程度?围绕这些问题,文章以中老年人群为例,利用全国性抽样调查数据进行了实证分析。研究发现,2011年,全国约有7%的中老年人没有任何医疗保险。未参保人群既包括社会经济资源相对匮乏者,也包括健康状况较好、预期医疗需求较低的个人。总体而言,医疗保险提高了参保人利用医疗服务的可能性;但不同医保项目的效应强度存在显著差异。新农合与城镇居民医保项目的促进作用相对较小,城镇职工医疗保险的效应明显更大,与商业医保的效应强度接近。值得一提的是,各地居民有病不医的现象主要取决于个人健康状况,医疗保险资源对有病不医现象的直接影响相当有限。研究认为,现阶段社会医疗保险项目的统筹层次较低,这在各地医疗卫生资源分布不均衡的现实背景下,极有可能制约医疗保险资源对于缓减看病贵、有病不医问题的实际效应,并在客观上增加保险的运行和管理成本。鉴于此,进一步改革医疗保险应当提高保险统筹层次,正视医疗卫生资源的分布差异,促进医有所保目标的真正实现。
关键词:医疗保险、制度性全覆盖、医疗服务利用、有病不医、地区差异
一、引言
二十一世纪初以来,中国医疗保险体系发展迅速,在短短几年的时间内实现了社会医疗保险制度对城乡各地区的全面覆盖。现行社会医疗保险制度对城乡居民、不同在业类型的人群设立不同的医疗保险,主要包括新型农村合作医疗保险、城镇居民基本医疗保险和城镇职工医疗保险三大项目。其中,新型农村合作医疗保险项目(也即“新农合”)以农村户籍人口为保险设计的目标人群;该项目于2003年起试行,此后快速扩展,到2010年已基本实现对中国农村地区的全面覆盖。城镇居民基本医疗保险(即“居民医保”)是针对城镇地区不在业的成年人、学生、儿童和老年人设立的基本社会医疗保险项目,该项目于2007年起试行,截至2010年也已从试点之初的79个城市扩展到全国所有城镇地区。新农合和城镇居民医保项目的快速发展,与上世纪末改革成型的城镇职工医疗保险项目(即“职工医保”)一道,最终形成了覆盖全国城乡地区的社会医疗保险体系,为城乡居民医有所保提供了基本的制度保障。
与保险制度的具体设计相关,现阶段,我国社会医疗保险体系内部存在重要的差异。首先,三大医疗保险项目之间制度壁垒森严,保险的具体特征和保障水平迥异,这从根本上决定了这些医疗保险类型实际对应资源的差异。其次,现行的医疗保险体系主要在县市级统筹、实施属地管理的原则。地方财政转移支付是社会医疗保险项目(特别是新农合和城镇居民医保)融资的重要来源,这样,各地经济发展水平的高低在很大程度上影响着当地医疗保险的融资水平及其具体管理规定。同一医疗保险项目,其保险范围、保费水平、起付线与封顶线、报销方式等制度设计往往因地区而异(Chen和Jin,2012;Li和Zhang,2013;Lin等,2009;周丽贤,2013)。医疗保险体系的这些内在差异,直接影响着各地居民实际医疗保险资源的分布,在社会医疗保险资源总量仍相对有限的背景下,这些内在差异极有可能对各地居民的就医行为产生直接影响,进而对医疗保险的改革成效、以及全社会范围内实现“病有所医”和“医有所保”产生不利影响[①]。鉴于此,考察我国城乡及各地区居民医疗保险资源的差异、探讨其对医疗服务利用不平衡的潜在效应,不仅是进一步发展和完善我国医疗保险制度的必然要求,而且对促进城乡居民整体健康状况的改善具有现实意义。
然而,现实中我国医疗保险体系处于快速发展变化中,这在客观上为系统检验医疗保险体系的内在差异及其潜在影响增加了困难。迄今为止,系统考察我国各地区城乡居民医疗保险差异的研究还比较少见。尽管有研究发现,我国医疗保险存在突出的城乡及地区差异(如Li和Zhang,2013;赵忠,2005);但这些研究主要基于个别地区的局域性调查,因而难以有效揭示现阶段我国城乡、以及各地区居民医疗保险资源的实际差异。此外,现有不少研究关注医疗保险对医疗服务利用的影响。不过,由于考察范围以及时期可比性的限制,目前这类研究中还存在明显的矛盾与不一致(具体内容将在下文介绍),研究发现缺乏定论。鉴于此,本文拟在医疗保险制度实现全面覆盖的新形势下,运用全国性抽样调查数据系统考察以下研究问题:1)社会医疗保险制度全面覆盖后,我国各地居民实际拥有的医疗保险资源是否还存在差异?2)医疗保险资源是否、以及如何影响个人的医疗服务利用行为?3)医疗保险资源是否有助于缓减“有病不医”的现象?对于这些问题的回答,将为探讨现阶段医疗保险的改革方向、促进卫生资源的有效利用和居民健康状况的改善提供实证参考。
二、文献回顾
我国社会医疗保险体系的发展进程,吸引了学术界和社会各界的广泛关注;过去十年间,学术界涌现了不少关于医疗保险及其健康效应的研究(Brown和Theoharides, 2009; Chen和Jin, 2012; Li和Zhang, 2013; Shi和Zhang, 2013; World Bank, 2009; Yi et al., 2009;程颖,2010;韩华为,2010;胡宏伟、张小燕、赵英丽,2012;黄枫、甘犁,2010;赖国毅,2012;刘国恩、蔡春光、李林,2011)。按照这些研究关注的具体内容,可以大致划分为以下几类:
第一,医疗保险对个人医疗服务利用行为的影响。这类研究或关注是否参保对医疗服务利用的影响,或对比不同医疗保险项目效应的差异。不过,现有这类研究成果主要基于局域性调查资料,且考察的时点主要集中在2010年以前;其研究结论仍存在明显的矛盾与不一致。例如,Shi和Zhang(2013)利用2008年浙江和甘肃两省的抽样调查数据分析发现,新农合并未改善参保人的医疗服务利用状况。与未参保者相比,新农合参保人有病不去看门诊的可能性显著更高(另见Li和Zhang,2013)。不过,也有研究认为新农合提高了参保人对预防性医疗服务的利用(Lei和Lin,2009;Wagstaff等,2009)。Li和Zhang(2013)研究发现,在经济发展水平较高的浙江省,城镇职工医疗保险提高了参保人对门诊服务的利用;但在经济发展水平较低的甘肃省,城镇职工医疗保险仅提高了参保人的住院率。刘国恩等(2011)利用2005年中国老年健康长寿调查数据对比了不同医疗保险项目的效应大小,研究发现,总体而言,医疗保险制度提高了参保老人的及时就医行为(类似结论另见韩华为,2010;赖国毅,2012),但不同医疗保险项目的作用强度差异明显。类似地,胡宏伟等(2012)利用2011年“中国城乡居家养老服务”调查数据分析指出,社会医疗保险有利于增加老年人的医疗服务利用水平。不过,赵忠(2005)则发现,医疗保险仅提高了城镇参保老人的及时就医率,对农村老人则无显著影响。
第二,医疗保险对降低个人及社会医疗负担的影响。目前,这类研究考察了医疗保险资源对参保者个人、家庭、以及公共医疗支出的不同影响。不过,囿于各研究考察的地域和时间可比性较差,目前这类研究的结论也不尽一致。例如,Li和Zhang(2013)对浙江省调查数据的研究发现,城镇职工医疗保险有助于降低参保人的医疗支出。刘国恩等(2011)的研究也发现,医疗保险资源减轻了参保人的家庭医疗负担。与之相对,赵忠(2005)的研究则得出了相反的结论,该研究认为,医疗保险增加了参保人的个人医疗支出(类似观点另见胡宏伟,2012;赖国毅,2012)。黄枫和甘犁(2010)利用2002-2005年中国老年人健康长寿影响因素调查数据研究发现,医疗保险降低了城镇参保老人自付的医疗支出,但增加了医疗总支出。
第三,医疗保险对健康和死亡风险的影响。与上述两类研究相比,目前这类研究的发现较为一致。这些研究大多认为,医疗保险有助于改善参保人的健康状况、降低其死亡风险(如黄枫和甘犁,2010)。尽管如此,有研究对相应健康效应的真实性提出了质疑。例如,Chen和Jin(2012)指出,医疗保险的健康效应极有可能反映了一种统计假象——在新农合项目试行以来,各县市推行相应保险项目的早晚在很大程度上取决于当地的经济发展状况,较早推行新农合的地区往往是经济发展程度较高的地区,这些地区的死亡率也往往更低。控制这种选择性偏差后,新农合覆盖情况对人口死亡率的影响不再显著。
综上所述,现有关于我国社会医疗保险的研究从不同角度考察了医疗保险项目的效应,在一定程度上揭示了我国社会医疗保险制度的城乡及地区差异。这些研究发现为了解和评估快速发展的医疗保险制度提供了重要信息。然而,囿于考察时期和地域范围的限制,现有研究对于理解当前我国社会医疗保险资源的差异及其潜在效应仍存在一定的局限:
1)关于医疗保险对医疗服务利用的效应,现有研究中存在明显的矛盾与不一致,研究发现缺乏定论。目前相关研究基于不同时点(多数为2010年以前)、不同地区的调查,受医疗保险发展进程以及地区差异的叠加影响,这些研究发现混淆了医疗保险制度的发展阶段、地区社会经济条件以及政策执行情况等多重因素的综合效应;一定程度上限制了各研究发现之间的可比性,导致相关结论互相矛盾。
2)我国各地区开始推行医疗保险制度的早晚并不满足随机性假定,这对于评估医疗保险覆盖状况的健康效应可能产生重要的系统性偏误,进而引发推断失真的风险。2010年以前,我国社会医疗保险制度处于快速扩展阶段,各地推行医疗保险制度的早晚在很大程度上依赖于当地的社会经济发展状况。较早推行医疗保险的地区,社会经济发展水平往往较高,这种内在选择性有可能导致对医疗保险效应的评估产生不同程度的偏差(Chen和Jin,2012)。类似的选择性偏差也可能出现在个人层次,即个人是否参保可能因其社会经济状况及预期健康风险等特征而不同;从医疗保险制度开始推行到其不断扩展的过程中,这些选择性效应在不同程度上持续存在,由此导致的偏差极可能影响研究结论的有效性。因而,在医疗保险制度实现全面覆盖后,随着地区及个人层次参保选择性偏差的消弭或下降,有必要重新检验医疗保险的相应效应。
3)目前很少有研究系统考察全国城乡以及各地区居民医疗保险资源的实际差异。现有基于局域性调查的研究发现能否反映其他地区的特征,尚有待系统科学的检验。考虑到我国医疗保险制度的快速发展变化,在医疗保险制度实现全面覆盖的新形势下,系统检验医疗保险的地区差异及其影响,也是更新相应领域的知识、更好地认识和评估医疗保险改革绩效的必然要求。
三、研究设计、数据与方法
(一)研究设计
本研究考察现阶段我国城乡及各地区居民医疗保险资源的差异,检验其对个人就医行为、有病不医现象的潜在影响,从而探讨近年来社会医疗保险制度改革对实现病有所保、缓减“有病不医”现象的实际效应。
与我国现行社会医疗保险的制度设计相适应,个人医疗保险资源的差异大致反映在以下三个逐次递进的层次:1)是否参保,2)参保类型,以及3)保险的具体特征。其中,“是否参保”测度个人有无社会医疗保险,是个人层次医疗保险资源的最基本度量。在参保自愿的原则下,“是否参保”往往是个人基于自身的社会经济特征、健康状况和潜在医疗需求等因素而决策的结果。因此,已参保者和尚未参保者可能存在系统性差异[②](Chen和Jin,2012;胡宏伟等,2012)。不过,随着医疗保险覆盖率的提高,这种选择性及其潜在影响往往逐步下降;这为系统检验医疗保险资源对个人医疗服务利用行为的影响、降低参保行为的自我选择性可能导致的偏差提供了契机。
相对于“是否参保”的决策,在我国现行的社会医疗保险体系中,“参保类型”和“保险的具体特征”外生于个人选择,主要由医疗保险制度和地方管理规定来设定。根据现行医疗保险制度,农村居民适用的社会医疗保险项目为新农合[③],城镇职工医疗保险和城镇居民医疗保险项目分别适用于城镇职工、城镇非从业居民(包括不在业的成年人、学生、儿童和老人)[④]。保险的具体特征一方面取决于相应的制度设计,另一方面也受各地对医保项目的具体实施及管理状况的影响(Zhong,2011;周丽贤,2013)。如前所述,我国社会医疗保险实施的属地融资和管理原则意味着,各地区、城乡居民实际拥有的医疗保险资源极有可能存在群组集聚特征;这一特征与社会经济发展及医疗卫生资源分布的地区不平衡现状共同作用,极有可能导致就医行为和“有病不医”现象的地区差异。
鉴于此,本文针对各地区医疗保险资源、医疗服务利用状况的潜在群组效应,通过拟合分层模型来系统检验现行医疗保险对各地居民医疗服务利用行为以及需求满足状况的影响。本研究考察的问题具体包括:1)医疗保险实现制度性全覆盖以来,我国各地区居民的医疗保险资源特征及其差异如何? 2)医疗保险资源是否(以及如何)影响各地居民对医疗服务的利用行为?3)城乡及各地区居民医疗保险资源的差异是否会影响其医疗需求的满足状况?各地“有病不医”现象的差异及影响机制如何?
(二)数据来源
本文使用的数据包括国家统计局公开发布的县市级统计资料和2011年全国健康与养老追踪调查项目的个人及社区调查数据(CHARLS2011)。CHARLS2011针对全国45岁及以上的中老年人群、采用多阶段分层概率抽样设计,最终调查的样本为来自150个县市、450个村/居级社区的约17500人。在个人层面,CHARLS收集了被访者的主要人口与社会经济特征、健康状况、医疗保健与保险、工作经历、收入等方面丰富的数据资料,本文主要选用被访者的人口与社会经济特征、健康状况、医疗保险资源、医疗服务利用状况等信息进行分析。在社区层次,该调查收集了社区自然环境、社会经济特征、医疗保险项目等信息。表1和表2分别展示了本文使用数据中个人层次的主要社会人口特征、健康状况与医疗保险资源,以及社区和县市级层次主要自然条件、社会经济、卫生资源与保险特征。
表1:被访者的主要社会人口特征、健康状况与医疗保险资源(%)
农村 | 城镇 | ||||
男 (N=5080) | 女 (N=5151) | 男 (N=3303) | 女 (N=3640) | ||
年龄组 | |||||
45~54岁 | 34.67 | 37.47 | 36.69 | 38.38 | |
55~64岁 | 37.68 | 36.94 | 36.75 | 35.49 | |
65~74岁 | 19.70 | 16.97 | 18.23 | 17.09 | |
75+岁 | 7.95 | 8.62 | 8.33 | 9.04 | |
受教育程度 | |||||
文盲 | 16.75 | 51.56 | 7.25 | 26.88 | |
小学 | 48.69 | 34.77 | 36.89 | 33.69 | |
初中 | 24.53 | 10.94 | 28.94 | 21.20 | |
高中及以上 | 10.03 | 2.72 | 26.91 | 18.22 | |
婚姻状况 | |||||
在婚 | 89.07 | 84.18 | 92.79 | 82.11 | |
不在婚 | 10.93 | 15.82 | 7.21 | 17.89 | |
近一个月的身体疼痛 | |||||
无疼痛 | 69.64 | 56.32 | 80.13 | 69.02 | |
轻微疼痛 | 7.50 | 9.89 | 6.44 | 8.64 | |
中度疼痛 | 10.76 | 15.56 | 6.93 | 12.13 | |
严重疼痛 | 12.10 | 18.22 | 6.50 | 10.21 | |
慢性病数a | 1.30 | 1.48 | 1.38 | 1.45 | |
自评健康为差/很差 | 29.46 | 38.76 | 20.67 | 26.04 | |
有残疾 | 21.93 | 19.30 | 15.17 | 13.27 | |
医疗保险 | |||||
无医疗保险 | 5.43 | 5.57 | 7.76 | 9.03 | |
新农合b | 86.52 | 91.43 | 45.09 | 49.76 | |
城镇职工医保 | 3.13 | 0.35 | 28.24 | 22.08 | |
城镇居民医保 | 1.90 | 1.43 | 10.13 | 13.16 | |
其他医保 | 3.01 | 1.22 | 8.78 | 5.97 |
资料来源:CHARLS2011;
a慢性病包括:高血压、血脂异常、糖尿病或血糖升高、癌症等恶性肿瘤、慢性肺部疾患、肝脏疾病、心脏病、中风、肾脏疾病、胃部疾病或消化系统疾病、情感及精神方面问题、与记忆相关的疾病、关节炎或风湿病、以及哮喘。
b仅有新农合,不包括在新农合以外还参加了其他医疗保险的被访者。
表1显示,调查样本中,城镇被访者所占比例低于农村,女性比例略高于男性。无论城乡,被访者的年龄主要集中在45~64岁之间,65岁及以上被访者所占比例不足三分之一。多数被访者的受教育程度为小学或以下;不过,城乡均有一定比例的被访者接受过高中或以上教育,相应比例以农村女性最低(2.7%)、城镇男性最高(26.9%)。在调查时点,八成以上的被访者已婚有偶;女性有配偶的比例低于男性,这一性别差异在城镇被访者中明显更大。被访者的健康状况显示,在调查前一个月内,约有2~4成的被访者经历了不同程度的身体疼痛,农村被访者汇报有身体疼痛的比例高于城镇,女性高于男性。类似地,女性被访者自报的慢性病数量平均高于男性、自报一般健康状况为差或很差的比例也高于男性,但其汇报有残疾的比例显著低于男性。不论城乡,超过90%的被访者至少拥有一种医疗保险,农村地区有医疗保险的被访者占比高于城镇。从医疗保险的类型来看,不论在城镇或农村,新农合均是现阶段对人群覆盖最广的医疗保险项目。分析样本中,仅有新农合的被访者占比在农村地区接近90%、在城镇地区也接近五成。这些分布特征反映了在大规模的人口流动与快速城镇化过程中,医疗保险制度的改革相对滞后的现状。现行医疗保险项目的相互分割状况可能在客观上增加保险项目的日常管理和运行成本,带来管理难题。
表2:调查地区2011年主要自然、社会经济、卫生资源与医疗保险特征
均值 | 最小值 | 最大值 | 四分位点 | |||
第一四分位 | 中位数 | 第三四分位 | ||||
县市级特征(N=150) | ||||||
人均GDP(万元) | 3.1 | 0.6 | 9.4 | 1.6 | 2.6 | 3.7 |
每万人拥有的病床数(张) | 35.7 | 15.9 | 62.8 | 27.7 | 34.7 | 42.3 |
社区(村/居级)特征(N=450) | ||||||
高原或山地 | 0.25 | 0 | 1 | |||
主要道路为土路 | 0.19 | 0 | 1 | |||
辖区医院数量 | 1.29 | 0 | 6 | 1 | 1 | 2 |
开始实施医疗保险的年份 | 2006 | 2003 | 2010 | 2005 | 2007 | 2008 |
医保年费a(元) | ||||||
新农合 | 57 | 0 | 260 | 30 | 30 | 30 |
居民医保 | 311.3 | 0 | 3672 | 30 | 140 | 220 |
数据来源:县市级特征来源于国家统计局国民经济综合统计司编《中国区域经济统计年鉴2011》,中国统计出版社,2012;村/居级特征来源于CHARLS2011社区调查数据。
a社区样本中医保年费未缺失的样本为488,其中339个社区提供了新农合项目的年费信息,130个提供了城镇居民医保的年费信息;35个社区既有新农合项目又有城镇居民医保项目。
表2显示,调查地区的经济与医疗卫生资源差异明显。在县市级层次,人均GDP水平由0.6万元到9.4万元不等,极值比超过15;每万人拥有的病床数最少不足16张,最多则超过60张。从各社区的地貌等特征来看,约有25%的社区所在地为高原或山地,19%的被访社区主要道路为土路。各社区的卫生资源和医疗保险项目也存在明显差异,多数社区所辖的医院数量不超过1个,但也有社区的医院数量多达6个。这些社区开始推行社会医疗保险的时间从2003年到2010年不等,调查地区中约有一半的社区在2007年之前开始推行社会医疗保险。医疗保险项目对保险年费水平的实际执行情况显示,年费最低的社区参保人仅需缴纳0元,最高则可达数百(新农合)或数千元(居民医保)。与新农合相比,城镇居民医保的保险年费在各社区间差异更大。
(三)变量与研究方法
利用上述数据,本文围绕上文提出的三个研究问题分别构建了结果变量。首先,针对现阶段各地居民医疗保险资源的差异,本文着重考察个人是否有医疗保险,即以“未参保状态”为相应的因变量(具体定义和测度见表3)。选取这一变量的主要原因在于:1)个人是否拥有医疗保险是测度其医疗保险资源的最基本指标,也是医疗保险资源其他层次差异(如“参保类型”和“保险的具体特征”)的前提和基础。2)个人是否参保受个人决策的直接影响,相比之下,医疗保险资源的其他差异外生于个人决策,主要取决于制度的设计和执行。因而,本文重点考察“未参保状态”的差异及其影响机制,这也更有助于理解在医疗保险制度全面覆盖的背景下,制约我国真正实现全民医保的关键所在。
表3:核心变量的定义、测量及分布特征
变量名 | 定义及测量 | 均值 |
未参保状态 | 您目前是否没有参加任一医疗保险(包括新型农村合作医疗保险、城镇职工医疗保险/公费医疗、城镇居民医疗保险/城乡居民医疗保险、医疗救助、商业医疗保险或其他医疗保险)?【0=否,1=是】 | 6.7% |
医疗服务利用 | ||
门诊服务 | 过去一个月里,您是否去医疗机构看过门诊或者接受过上门医疗服务?【0=无,1=有】 | 19.1% |
住院服务 | 过去一年内,您住过院吗?【0=未住过,1=住过】 | 9.2% |
常规体检 | 过去两年内,是否进行过常规体检?【0=没有,1=有】 | 44.9% |
自我治疗 | 过去一个月,您是否有过以下自我治疗,包括1)自己买非处方西药、2)自己买处方西药、3)用传统中草药或者传统方法治疗、4)吃维生素/补品/保健品、5)使用保健设备、以及6)其他?【0=没有,1=有】 | 48.3% |
医疗需求满足状况 | ||
未满足的门诊需求 | 过去一个月,您有没有生病未看门诊或未接受上门医疗服务的情况?【0=没有(没有生病或生病后接受了门诊治疗),1=有】 | 7.1% |
未满足的住院需求 | 过去一年,是否有医生说您应该住院而没有住院的情况?【0=没有,1=有】 | 4.4% |
慢性病未治疗情况 | 自报的慢性病患中是否有未进行治疗的情?【0=没有,1=至少有一种慢性病未进行治疗】 | 35.9% |
其次,针对各地居民的医疗服务利用行为,本文综合门诊、住院、常规体检以及自我治疗等不同性质、不同类型的医疗服务,分别构建“门诊服务利用”、“住院服务利用”、“常规体检”、“自我治疗”四个变量。这些变量能够较为综合地测度个人对医疗服务的利用状况。
最后,本文对医疗需求满足状况的测度,使用“未满足的门诊需求”、“未满足的住院需求”、“慢性病未治疗情况”三个变量,以反映面对不同类型的医疗需求时出现“有病不医”的情况。
此外,本文关注医疗保险资源对各地居民医疗服务利用和需求满足状况的影响。在这些分析中,本文根据CHARLS2011调查对个人医疗保险信息的收集情况,以有无保险和主要参保类型来界定和测度核心自变量“医疗保险资源”[⑤]。该变量的具体取值包括:0=无医疗保险,1=仅有新农合,2=城镇职工医保,3=城镇居民医保,4=其他医保,变量的分布特征可参见上文表1。
根据因变量的量化特征(如表3所示),本文拟合的分层模型选用logit连接函数。模型着重分解和解释因变量在个人、社区和县市三个层次的变异情况。根据已有的理论和实证研究发现(如Cameron et al.,1988;刘国恩等,2011等),个人的参保行为、医疗服务利用或医疗需求满足状况可能受个人和地区其他社会经济和环境因素的影响。为了控制这些因素对本文因变量的竞争性解释,本文拟合的模型考虑了相应的控制变量。具体而言,本文对参保行为的拟合考虑了被访者的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、健康特征、居住地等因素,以及所在社区和县市的社会经济发展状况、医疗保险资源特征。对于医疗服务利用行为以及需求满足状况的分析,本文重点考察“医疗保险资源”的影响,与此同时,模型中控制了被访者的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、健康特征、居住地类型,社区的自然条件、医院数量,以及县市级层次的人均GDP和病床数量。
四、主要研究发现
(一)医疗保险制度全面覆盖的背景下,无医保人群的特征
利用上述CHARLS2011调查数据,本文首先考察了调查时点分析样本中医疗保险资源的基本特征。如上文所示,分析样本中约有6.7%的被访者没有任何医疗保险(见表3);其中,女性无医保的比例高于男性,城镇地区高于农村(如表1所示)。对“未参保状态”拟合多层无条件logit模型,结果表明,因变量的变化呈现显著的群组集聚效应。也即,由于各地区在社会经济、医疗卫生等方面发展不平衡,各地居民的参保情况呈现重要的系统差异,分层模型是考察相应差异的有效工具。
为系统检验不同因素对参保状况的影响,本文对“未参保状态”拟合了包含个人及地区(包括县市和社区)主要解释变量的多层logit模型,结果见表4。由表4可见,在考虑了模型中其他因素的影响后,被访者的“未参保状态”不存在显著的性别差异;不过,个人的年龄、受教育程度、婚姻状况、收入等社会经济特征对“未参保状态”仍具有显著的独立影响。
表4:各地居民“未参保状态”影响机制的多层logit模型拟合结果(对数发生比)
系数 | 标准误 | |
女性(参照组:男性) | -0.08 | 0.07 |
年龄组(参照组:45~54岁) | ||
55~64岁 | -0.25** | 0.08 |
65~74岁 | -0.26* | 0.10 |
75岁及以上 | -0.02 | 0.13 |
受教育程度(参照组:文盲) | ||
小学/私塾 | -0.24** | 0.09 |
初中 | -0.45*** | 0.11 |
高中及以上 | -0.66*** | 0.13 |
不在婚(参照组:在婚) | 0.63*** | 0.09 |
慢性病数 | -0.11*** | 0.03 |
家庭收入(参照组:0.5万元以下) | ||
0.5~1万元 | -0.13 | 0.12 |
1~3万元 | -0.11 | 0.11 |
3万元及以上 | -0.30 | 0.15 |
收入缺失 | 0.30*** | 0.08 |
居住地为城镇(参照组:农村) | 0.50*** | 0.09 |
社区开始实施医疗保险的年份 | 0.09*** | 0.03 |
地区人均生产总值(万元) | 0.01 | 0.05 |
注:上表所示模型为多层随机截距效应模型,除表中所列变量外,模型中还控制了被访者的身体疼痛感、自评一般健康、残疾状况、所在地区(东/中/西),这些变量均不显著;为节省篇幅,相应变量未显示。
受变量缺失值的影响,模型实际使用的有效样本量为:个人层次16181,社区层次426,县级层次147。
***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05。
1. 个人的参保决策因其资源和预期医疗需求等特征而异,但参保选择性总体较小
模型结果显示,在其他特征可比的情况下,受教育程度较低、无配偶的被访者未参加医疗保险的可能性显著更高;年龄较大(如55~64岁、65~74岁)、慢性病较多的被访者,未参保的可能性则显著更低。这些结果从不同角度揭示了个人资源和预期医疗需求对参保决策的重要影响。一方面,个人经济或社会资源可能影响其参保决策。与受教育程度较低者相比,受教育程度较高的被访者个人资源平均更多,对健康和医疗保障也更为重视,因而其不参加医疗保险的可能性显著较低。类似地,与没有配偶的被访者相比,有配偶者的家庭支持往往更多,这些因素能够促进个人对医疗保障的重视。另一方面,个人的参保决策也可能因预期医疗需求而呈现差异。可预见的医疗需求越多(如慢性病较多),被访者参加医疗保险的可能性越高(Arrow,1963)。
综合上述结果可以推断,在医疗保险制度实现全面覆盖的当下,个人参保决策的选择性已相对较小。少数未参保的人群中,既有资源相对匮乏者,也有健康状况较好、预期医疗需求较低者。表4的模型结果也显示,在控制其他因素的影响后,家庭收入的高低对被访者参保决策的净影响较小,仅家庭收入信息缺失的被访者未参保的发生比显著较高,揭示了收入信息缺失发生的非随机性以及相应人群参保行为的特殊性。关于这一人群的具体特征及其参保行为,有待后续研究进一步探讨。
2. 参保行为在城乡及地区间差异明显,城镇居民无医保现象更为多见
不同地区及城乡居民之间,未参保的现象存在重要的差异。平均而言,城镇居民未参加医疗保险的可能性显著高于农村居民;较晚开始推行医疗保险制度的地区,其居民未参加医疗保险的可能性显著更高,反映了医疗保险项目的发展存在一定的路径依赖现象。一个地区从开始推行医疗保险项目到实现全面覆盖需要逐步发展和扩散,在此过程中,当地的社会经济基础、管理模式均有可能对其扩散进程产生影响。
在考虑了模型中其他因素的影响后,地区人均生产总值的高低与当地居民的参保可能性不存在显著关系。这一结果表明,随着医疗保险制度在全国城乡地区实现全面覆盖,地区的经济发展状况对医疗保险实际覆盖率的影响已不再显著。不过,受城乡医疗保险项目设计的系统性差异、以及各项目间制度壁垒的影响,城乡居民的实际医疗保险覆盖情况仍存在重要差异。现阶段,城镇居民无医疗保险的现象更为多见,可能的解释有,其一,与新农合相比,城镇居民医疗保险的年费较高,这可能在一定程度上抑制潜在参保对象的参保意愿和行为;其二,城镇地区外来人口较多,在现行医疗保险制度实施属地管理的背景下,这些非本地户籍的城镇常住人口更有可能因制度障碍或实际报销等困难而“选择”不参加医疗保险。
(二)医疗保险资源对各地居民医疗服务利用行为的影响
如上所述,现阶段,我国各地仍有少数居民未参加任何医疗保险项目。医疗保险资源的缺失是否会制约个人对医疗服务的利用?此外,有医疗保险的人群中,不同类型的医疗保险资源是否、以及如何影响参保人的医疗服务利用状况?为了系统检验相应效应,本文分别对“门诊服务”、“住院服务”、“常规体检”和“自我治疗”四个测度医疗服务利用状况的因变量拟合了多层logit模型,结果如表5所示。
表5:医疗服务利用状况的多层logit随机截距效应模型拟合结果(对数发生比)
门诊服务 | 住院服务 | 常规体检 | 自我治疗 | ||||||||
系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | ||||
医疗保险(参照组:新农合) | |||||||||||
城镇职工医保 | 0.10 | 0.10 | 0.35** | 0.12 | 0.42*** | 0.08 | 0.34*** | 0.08 | |||
城镇居民医保 | -0.08 | 0.12 | -0.16 | 0.15 | -0.03 | 0.09 | 0.16 | 0.09 | |||
其他医保 | 0.09 | 0.12 | 0.39** | 0.14 | 0.31** | 0.10 | 0.25* | 0.10 | |||
无医保 | -0.32** | 0.10 | -0.71*** | 0.16 | -0.40*** | 0.08 | -0.17* | 0.08 | |||
疼痛感(参照组:无) | |||||||||||
轻微疼痛 | 0.47*** | 0.07 | 0.05 | 0.10 | -0.04 | 0.07 | 0.37*** | 0.07 | |||
中等程度疼痛 | 0.36*** | 0.07 | 0.03 | 0.09 | -0.08 | 0.06 | 0.44*** | 0.06 | |||
严重疼痛 | 0.55*** | 0.07 | 0.01 | 0.09 | -0.11 | 0.06 | 0.53*** | 0.06 | |||
慢性病数 | 0.24*** | 0.02 | 0.25*** | 0.02 | 0.18*** | 0.01 | 0.34*** | 0.02 | |||
自评健康差/很差 | 0.76*** | 0.05 | 0.94*** | 0.07 | 0.08 | 0.05 | 0.45*** | 0.04 | |||
有残疾 | -0.10 | 0.06 | 0.03 | 0.07 | -0.06 | 0.05 | -0.05 | 0.05 | |||
女性(参照组:男性) | 0.24*** | 0.05 | -0.10 | 0.06 | 0.26*** | 0.04 | 0.11 | 0.04 | |||
年龄组(参照组:45~54岁) | |||||||||||
55~64岁 | -0.02 | 0.05 | 0.17* | 0.08 | 0.09 | 0.05 | 0.10* | 0.04 | |||
65~74岁 | 0.05 | 0.07 | 0.43*** | 0.09 | 0.41*** | 0.06 | 0.23*** | 0.06 | |||
75岁及以上 | 0.08 | 0.09 | 0.74*** | 0.12 | 0.33*** | 0.08 | 0.34** | 0.08 | |||
受教育程度(参照组:文盲) | |||||||||||
小学/私塾 | 0.15** | 0.06 | 0.09 | 0.08 | 0.19*** | 0.05 | 0.21*** | 0.05 | |||
初中 | 0.09 | 0.08 | 0.12 | 0.10 | 0.25*** | 0.06 | 0.30*** | 0.06 | |||
高中及以上 | 0.15 | 0.09 | -0.001 | 0.13 | 0.51*** | 0.08 | 0.22** | 0.08 | |||
不在婚(参照组:在婚) | 0.06 | 0.07 | -0.15 | 0.09 | -0.13* | 0.06 | -0.06 | 0.06 | |||
居住地为城镇 | -0.07 | 0.08 | 0.24** | 0.09 | -0.05 | 0.10 | 0.14 | 0.08 | |||
社区地貌为山区/高原 | -0.21* | 0.10 | 0.03 | 0.09 | -0.15 | 0.14 | -0.11 | 0.10 | |||
社区所辖医院数量 | 0.03 | 0.04 | -0.05 | 0.04 | 0.11* | 0.05 | 0.05 | 0.04 | |||
县市每万人拥有病床数 | -0.01* | 0.01 | 0.01 | 0.01 | -0.01 | 0.01 | 0.02** | 0.01 | |||
地区(参照组:东部) | |||||||||||
中部 | -0.03 | 0.14 | 0.15 | 0.11 | 0.25 | 0.23 | -0.09 | 0.14 | |||
西部 | 0.02 | 0.15 | 0.39** | 0.12 | 0.22 | 0.25 | 0.24 | 0.15 | |||
样本量 | |||||||||||
个人层次 | 16050 | 16037 | 16050 | 15970 | |||||||
社区 | 426 | 426 | 426 | 426 | |||||||
县市 | 147 | 147 | 147 | 147 |
注:除表中所列变量外,上述模型还控制了被访者的家庭收入、社区主要道路特征、医疗保险项目开始年份、县级人均GDP。这些变量均不显著,为节省篇幅,表中未显示。各因变量在县市级和社区均有显著的群组效应。***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05。
1. 医疗保险资源对个人医疗服务利用行为具有重要的独立效应
表5的模型结果显示,个人医疗保险资源对其医疗服务利用行为具有重要的独立影响。在控制模型中健康状况及其他特征的影响后,无医疗保险的被访者利用各类医疗服务的发生比显著更低。与新农合参保人相比,无医疗保险的被访者在过去一个月利用门诊服务的发生比约相当于前者的73%(=exp(-0.32)),在过去一年内住院、过去两年内有过常规体检、过去一个月进行过自我治疗的发生比分别约为新农合参保人的49%(=exp(-0.71))、67%(=exp(-0.40))和84%(=exp(-0.17))。
就有医疗保险的人群而言,不同类型的保险资源也对参保人的医疗服务利用行为具有重要的作用。模型结果显示,与新农合参保人相比,城镇职工医保与其他医保(如商业医疗保险)的参保人利用住院服务、常规体检、以及进行自我治疗的发生比均显著更高;不过,这些医疗保险的参保人对门诊服务的利用行为与新农合参保人无显著差异。相比之下,城镇居民医疗保险的参保人与新农合参保人对各类医疗服务的利用均不存在显著差异。这一结果与以往的部分研究发现相吻合(如刘国恩等,2011;赖国毅,2012),反映了我国现行各大医疗保险项目的制度设计存在的重要差异。相对于人口覆盖比例较大的新农合和城镇居民医保,城镇职工医疗保险明显提高了参保人对门诊以外的其他医疗服务的利用,其效应的强度与商业等医疗保险相近。
2. 医疗服务利用行为因个人的健康状况、社会经济特征而异
在本文考虑的控制变量中,个人健康状况对其医疗服务利用行为具有突出的影响。感觉有身体疼痛的被访者利用门诊服务的发生比显著较高,进行自我治疗的可能性也明显更高;但身体疼痛感对被访者住院服务利用、常规体检的行为无显著影响。慢性病种类越多,被访者利用各类医疗服务的发生比均显著增加;自评一般健康状况差的被访者,利用各类医疗服务(常规体检除外)的发生比也显著较高。相比之下,有无残疾对医疗服务利用行为不存在显著的独立影响。这些结果印证了健康状况较差的被访者更可能利用医疗服务的一般规律。
在控制了模型中其他因素的效应后,女性被访者利用门诊服务和进行常规体检的发生比显著高于男性,反映了男女两性在健康意识、观念和态度等方面的平均差异(韩华为,2010)。与较为年轻的被访者相比,年龄较大者住院、接受常规体检和进行自我治疗的可能性均显著更高。受教育程度较高的被访者利用门诊服务、接受常规体检和进行自我治疗的发生比也显著高于受教育程度较低者,但其利用住院服务的可能性与后者的差异并不显著。此外,婚姻状况对被访者的医疗服务利用行为也有一定影响,不在婚的被访者进行常规体检的发生比显著低于已婚有偶的被访者。
3. 城乡及各地区居民医疗服务的利用行为存在突出差异
在控制模型中其他因素的影响后,城镇地区的被访者住院的发生比显著高于农村地区被访者,但分析样本中城乡居民对其他医疗服务的利用状况差异并不显著。
各地区的自然条件、卫生资源、以及医疗保险实施情况对其居民医疗服务利用状况也存在独立影响。平均而言,山区和高原地区的被访者利用门诊服务的发生比显著低于其他地区(包括平原、盆地和丘陵)的居民;不过,这些被访者对住院及其他医疗服务利用的情况不存在显著差异。平均而言,社区所辖医院数量越多的地区,其居民进行常规体检的发生比越高;西部地区的居民利用住院服务的发生比显著高于东部地区被访者,中部地区则与东部地区无显著差异。在控制模型中其他因素的影响后,地区经济发展水平对各地居民医疗服务利用行为的作用并不显著。
(三)医疗保险资源对缓减“有病不医”现象的潜在效应
为进一步了解各地居民“有病不医”的现象,探讨医疗保险资源的潜在影响,本文对“未满足门诊需求”、“未满足住院需求”和“未治疗慢性病”三个医疗需求满足状况的变量分别拟合了类似的多层logit模型。表6展示了相应模型的拟合结果。
表6:医疗需求满足状况的多层logit随机截距效应模型拟合结果(对数发生比)
未满足门诊需求 | 未满足住院需求 | 未治疗慢性病 | ||||||
系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | 系数 | 标准误 | |||
医疗保险(参照组:新农合) | ||||||||
城镇职工医保 | 0.14 | 0.15 | 0.21 | 0.19 | 0.08 | 0.09 | ||
城镇居民医保 | 0.14 | 0.17 | 0.01 | 0.22 | -0.03 | 0.10 | ||
其他医保 | 0.07 | 0.20 | -0.001 | 0.25 | 0.04 | 0.11 | ||
无医保 | -0.08 | 0.14 | 0.03 | 0.18 | 0.18* | 0.09 | ||
疼痛感(参照组:无) | ||||||||
轻微疼痛 | 0.53*** | 0.11 | 0.64*** | 0.15 | -0.11 | 0.08 | ||
中等程度疼痛 | 0.48*** | 0.10 | 0.79*** | 0.12 | -0.18** | 0.07 | ||
严重疼痛 | 0.75*** | 0.09 | 1.04*** | 0.12 | -0.27*** | 0.07 | ||
慢性病数 | 0.13*** | 0.02 | 0.31*** | 0.03 | 1.05*** | 0.02 | ||
自评健康差/很差 | 0.32*** | 0.08 | 1.03*** | 0.10 | -0.48*** | 0.05 | ||
有残疾 | 0.33*** | 0.08 | 0.24* | 0.10 | 0.06 | 0.06 | ||
女性 | -0.002 | 0.07 | -0.16 | 0.09 | -0.17*** | 0.04 | ||
年龄组(参照组:45~54岁) | ||||||||
55~64岁 | 0.03 | 0.08 | 0.08 | 0.11 | -0.16** | 0.05 | ||
65~74岁 | 0.02 | 0.10 | -0.01 | 0.13 | -0.26*** | 0.06 | ||
75岁及以上 | 0.07 | 0.14 | -0.10 | 0.19 | -0.39*** | 0.09 | ||
受教育程度(参照组:文盲) | ||||||||
小学/私塾 | -0.04 | 0.09 | -0.05 | 0.11 | -0.11* | 0.05 | ||
初中 | 0.05 | 0.11 | 0.25 | 0.14 | -0.11 | 0.07 | ||
高中及以上 | 0.09 | 0.15 | 0.21 | 0.18 | -0.04 | 0.09 | ||
不在婚(参照组:在婚) | 0.15 | 0.10 | 0.19 | 0.13 | 0.09 | 0.06 | ||
县市每万人拥有病床数 | -0.01 | 0.01 | 0.02** | 0.01 | -0.005 | 0.01 | ||
地区(参照组:东部) | ||||||||
中部 | 0.25 | 0.20 | 0.13 | 0.18 | 0.22 | 0.14 | ||
西部 | 0.68** | 0.21 | 0.18 | 0.20 | -0.19 | 0.15 | ||
样本量 | ||||||||
个人层次 | 16048 | 14830 | 16050 | |||||
社区 | 426 | 426 | 426 | |||||
县市 | 147 | 147 | 147 |
注:除表中所列变量外,上述关于未满足医疗服务需求的模型还控制了被访者的家庭收入、居住地类型,社区主要道路特征、地貌特征、医疗保险项目开始年份、医院数量,以及县级人均GDP。这些变量均不显著,为节省篇幅,表中未显示。
***p<0.001,**p<0.01,*p<0.05。
1. 是否有医保对个人有病不医的发生情况仍有一定的影响
由表6可见,在控制模型中其他因素的影响后,医疗保险资源对被访者医疗需求满足状况的影响相对较小。就本文考察的医疗服务满足状况的指标而言,是否有医疗保险仅对慢性病治疗情况有显著影响。由模型系数估算,在其他特征可比的情况下,没有医疗保险的被访者有慢性病未治疗的发生比约相当于新农合参保人的1.2(=exp(0.18))倍。不过,对于门诊及住院需求的满足情况,是否有医保已不存在显著影响。此外,在控制模型中其他因素的影响后,不同类型医疗保险的参保人有病不医的发生情况也不存在显著差异。结合上文关于医疗服务利用行为的分析结果,这些发现表明,至少对本文考察的中老年人群而言,不同类型的医疗保险资源对个人利用医疗服务的行为仍有较为重要的影响,但相应影响并没有进一步导致个人在面对病患时的就医差异,有病不医的现象与医疗保险类型并不存在直接的关系。
2. 个人的健康特征直接影响其医疗需求的满足情况
表6的模型结果显示,在本文考察的所有解释变量中,健康状况对被访者有病不医现象具有最显著的直接影响。在控制模型中其他因素的作用后,慢性病数量越多,被访者各类医疗需求未满足的发生比显著更高。类似地,有身体疼痛、疼痛感越严重的被访者越有可能汇报未满足的门诊和住院服务需求;自评一般健康状况较差、身体有残疾的被访者,门诊和住院服务需求未满足的发生比也显著更高。不过值得注意的是,身体有较严重的疼痛感、自评一般健康状况较差的被访者,存在慢性病未予治疗的可能性显著较低。综合这些结果可以推断,被访者能够感知的疼痛和不适往往会提高其对慢性病患治疗的重视;但病患较多、症状严重的被访者医疗需求往往更多,也更可能存在有病不去看门诊、或需要住院而实际并未住院的经历。
与健康状况相比,本文考虑的社会经济特征等控制变量对医疗需求满足状况的影响明显较小,且主要反映在慢性病的治疗情况中。在考虑了模型中其他因素的影响后,女性、年龄较大、受教育程度较高(仅“小学”相对于“文盲”的差异显著)的被访者,有未治疗的慢性病的发生比显著较低。其他个人社会经济特征对医疗需求的满足情况则无显著影响。
3. 各地区居民的医疗需求满足状况并不直接受制于当地的医疗资源
在考虑了模型中其他因素的影响后,城乡居民汇报的医疗需求满足状况不存在显著差异。此外,被访者所在地区的自然条件、社会经济特征和医疗资源等因素对本文所考察的医疗需求满足状况的影响也不显著。
值得一提的是,被访者所在县市每万人拥有的病床数越多,其住院需求未满足的发生比越高。可能的解释有:其一,医疗资源丰富的地区往往是人口相对集中的大城市,由于现实中各地医疗资源、特别是优质医疗资源分布极不均衡,拥有优质医疗资源的大城市在为当地居民提供医疗服务的同时,往往也面临着外来人口的就医需求。这在客观上可能加剧大城市医疗资源的相对紧缺程度,当地居民的就医需求可能因此而受到挤压。其二,医疗资源相对丰富的地区(如大城市),其居民对卫生服务的利用水平平均较高,更有可能了解个人的病患、重视健康需求,这也可能在客观上提高其未满足的医疗需求。此外,西部地区的被访者存在门诊需求未满足的发生比显著高于东部地区,相比之下,中部地区则与东部无显著差异。
五、总结与讨论
本文利用CHARLS2011全国抽样调查数据以及相应社会统计资料,考察了在社会医疗保险制度实现全面覆盖的背景下,我国各地区居民医疗保险资源的实际差异及其对个人医疗服务利用行为和医疗需求满足状况的影响。本研究的主要结论有:
1)现阶段,尽管社会医疗保险制度已经实现对我国城乡地区的全面覆盖,各地仍有不同比例的居民未参加任一医疗保险项目。以本文考察的中老年人群为例,2011年,全国大约7%的人没有任何医疗保险,相应未参保比例在城乡及地区之间存在重要差异。究其原因,现行医疗保险项目实施自愿参保原则,这就使得是否参保成为个人在客观制度规定、资源禀赋和需求约束下进行的理性抉择。本研究发现,随着医疗保险项目的快速扩张,目前个人参保决策的自我选择性影响已较为有限。未参保人群既包括社会经济资源相对匮乏的弱势群体,也包括健康状况较好、预期医疗需求较低的个体。
2)我国城乡及各地区居民实际医疗保险资源的差异,也突出地反映在医疗保险的类型中。受制度设计和属地管理原则的影响,各医疗保险项目之间壁垒森严,且同一保险项目的具体特征存在明显的地区差异。这些因素导致现阶段我国各地居民实际拥有的医疗保险资源存在重要差异,并在客观上加剧了医疗服务利用行为和有病不医现象的地区不平衡性。
3)医疗保险资源有助于提高个人对医疗服务的利用行为,但不同医疗保险项目的促进效应强度不同。现阶段,新农合与城镇居民医保项目对参保人医疗服务利用行为的促进作用相对较小,且二者差异不大;与之相比,城镇职工医疗保险和商业医保等项目的促进作用明显更大。这反映了目前新农合与城镇居民医保项目保障水平较低的现实;受其保险范围、报销水平较低的客观限制,新农合与城镇居民医保对参保人的医疗服务利用行为作用相对较小。
4)现阶段,各地居民的医疗需求满足状况受个人医疗保险资源的直接影响较小。在考虑了个人的健康及社会经济特征的影响后,不同类型的医疗保险对参保人的医疗需求满足情况不再有显著影响;个人医疗服务需求满足情况的差异更多地取决于健康状况的差异。平均而言,健康状况较差者更倾向于利用医疗服务、同时也更有可能存在未满足的医疗需求。
5)随着医疗保险在各地区的快速扩张,地区社会经济以及公共卫生资源对其居民医疗服务利用行为和需求满足状况的直接影响已微乎其微。然而,医疗服务利用状况在地区层次仍存在重要的未观测的异质性。这些异质性极有可能通过医疗保险的具体管理和实施的不同,进一步影响各地居民医疗服务利用状况、乃至人口健康发展的平衡性。
基于上述研究结论,本文认为,我国现行的社会医疗保险总体上改善了参保人对医疗服务的利用状况,对于缓减近二十年来困扰我国人口与卫生事业发展的“看病贵”、“有病不医”等问题具有积极作用。不过,不容忽视,现阶段我国城乡及各地区居民的医疗服务利用以及需求满足状况存在明显的不平衡性,这一现状已成为制约人口健康发展和卫生资源高效利用的重大现实问题。城乡及各地区医疗卫生资源配置失衡,特别是优质医疗资源过度集中于少数大城市,这从根本上导致现阶段民众对医疗服务的利用和需求满足状况不会完全受制于地方性的医疗卫生资源,异地就医现象已成为市场经济条件下各地医疗卫生资源配置失衡的必然产物。在这一客观形势下,实施县市级统筹、属地管理、限制或降低异地就医费用报销的医疗保险制度规定,往往不能真正对各地居民的就医行为起到引导作用。相反,相应制度安排极有可能增加医疗保险的管理成本、导致新的有病不医现象,并阻碍全社会“病有所保”目标的真正实现。
基于以上分析,本文认为,未来进一步改革和完善医疗保险至少应当考虑以下方面:1)提高医疗保险的统筹层次,2)降低并逐步消除不同医保项目之间的制度壁垒,3)逐步提高医疗保险的保障水平。此外,改革医疗保险制度,也应当正视医疗卫生资源配置的地区差异,通过医疗卫生体系的配套改革与发展,促进医疗卫生资源的高效利用以及各地居民健康状况的整体改善。
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Regional Disparity in China's Medical Insurance System and Its Implication on Health Service Use
NIU Jian-lin QI Ya-qiang
Abstract: China's medical insurance system has achieved an institutional full coverage nationwide by 2010. Whether this milestone achievement has eliminated the imbalance in medical insurance resource distribution among regions and individuals? Does medical insurance make a difference in individuals' health service use and unmet medical needs? To address these questions, we conduct a multilevel analysis to investigate the regional and individual differences in the healthcare practices with data collected from the national sample survey of CHARLS2011. We find that, in spite of the institutional full coverage, around seven percent individuals remain uninsured in 2011 when the population aged 45 and above is concerned. The uninsured individuals either have limited socioeconomic resources, or are healthy at the moment and thus have lower expected medical needs. Medical insurance resources promote individuals' health service use significantly, but they do not make a big difference in individuals' unmet medical needs. The promotion effects on health service use also differ across the insurance programs, with the New Rural Cooperative Medical Scheme and the Urban Resident Medical Insurance showing comparable but lower impacts as compared with the Urban Employee Medical Insurance. This study concludes that it is vital to level up the pooling and administrative level of the present social medical insurance programs in order to achieve actual full insurance coverage and better protection for its targeted population.
Keywords: Health Insurance, Institutional Full Coverage, Health Service Use, Unmet Medical Needs, Regional Disparity
(责任编辑:谢桂华)
*本研究是国家社会科学基金项目“转型期社会分层对国民健康的影响及其后果研究”(13BSH016)的阶段性成果。
作者简介:牛建林,中国社会科学院人口与劳动经济研究所,副研究员,主要研究方向:教育与健康、人口流动、定量分析方法及应用;齐亚强,中国人民大学社会与人口学院,副教授,主要研究方向:社会分层与流动、健康社会学、定量分析方法与应用。
[①]2003年全国健康调查结果显示,46%的农村居民有病不医,而其中40%的人表示医疗费用是阻碍其就医的主要原因(Yip和Hsiao,2009)。
[②]参保行为的内在选择性在不同社会背景下具有一定的普遍性,其具体效应强度与方向可能因社会环境、医疗保险的发展阶段等因素而有所不同。在社会医疗保险发展之初,社会经济地位较高的个体(或家庭)往往更有能力缴纳保险费,其参保的可能性相对较高,由此可能出现参保行为与社会经济地位相关的正向选择性;相反,如果社会经济地位较高的个体由于其健康状况相对较好、疾病风险较低,实际参保的动力和可能性平均更低,其结果可能是参保行为存在与健康状况相关的负向选择性。
[③]参见2002年《中共中央国务院关于进一步加强农村卫生工作的决定》中发(2002)13号,http://www.gov.cn/gongbao/content/2002/content_61818.htm。
[④]具体规定可参见2007年《国务院关于开展城镇居民基本医疗保险试点的指导意见》国发(2007)20号,http://www.gov.cn/zwgk/2007-07/24/content_695118.htm。
[⑤] 该变量包含了是否参保和参保类型的信息,但未对保险的具体特征进一步细化测度。其主要原因在于,“保险的具体特征”往往与各地对保险制度的执行以及项目管理情况有关,包含了未观测或难以观测的信息,因而,现有的经验测度较为有限。鉴于此,本研究暂不直接考察“保险的具体特征”及其影响,相关的研究将留待后续研究进一步完善。