我國城鄉醫療支出不公平的動態演進*
——基于1993-2011年CHNS數據的Oaxaca-Blinder分解

山東大學公共衛生學院(250012)　

李佳佳

【提　要】　目的　實證研究和分解城鄉醫療支出不公平的動態演進，兼論醫療保障制度改革的效果。方法　借鑒IOM(The US Institute of Medicine,美國醫學研究所)對于醫療保健不公平的定義，利用1993-2011年CHNS(China Health and Nutrition Survey,中國健康和營養調查)的混合截面數據，運用反事實分析下的Oaxaca-Blinder分解方法，測度城鄉醫療支出不公平的動態演進。結果　城鄉不公平大于均值觀察到的城鄉差異，城鄉不公平在2004-2011年呈現縮小趨勢，SES(Socioeconomic Status,社會經濟狀況)效應逐步減小，這與新農合制度對社會經濟狀況的平滑作用有關。結論　針對不同程度存在的城鄉不公平現象，仍需要進一步改革戶籍制度所帶來的城鄉社保待遇差距，縮小城鄉醫療不公平。

隨著經濟的持續快速增長與醫療衛生體制改革的不斷深化，我國城鄉人口的總體健康水平有了一定提升[1]，但醫療衛生領域的不平等現象卻依然存在，尤以城鄉之間的不平等最為明顯[2]。《中國衛生和計劃生育統計年鑒》[3]數據顯示，1990-2014年城鎮居民的人均醫療保健支出從25.7元上升至1305.6元，同期農村居民僅從19元上升至753.9元，城鄉醫療保健支出的比例從1.35:1上升至1.73:1，城鄉差異雖經歷了先上升后下降的趨勢，但仍顯著存在。事實上，在測度城鄉醫療保健利用不平等時，宏觀統計數字層面的比較無法剔除城鄉居民因健康水平不同所存在的固有差異。這部分固有差異所導致的城鄉不平等是無法通過制度改善的，也不應該視為不公平的范疇。那么，在城鄉醫療保健利用不平等中，哪些是制度能夠和應該改善的部分？在城鄉不平等的動態演進中，醫療保障制度改革真實的作用效果如何？考慮居民看病發生的實際醫療支出能夠從總體上獲得醫療服務狀況的信息，包括醫生診療費、醫院治療費、處方和非處方藥費以及非治療性費用等[4]，本文試圖從以醫療支出的城鄉不平等和實際的城鄉不公平為切入點，通過CHNS數據庫1993年到2011年的數據結合虛擬變量法與Oaxaca-Blinder分解方法，對以上問題進行研究。

資料和方法

1.數據來源

本文使用中國健康和營養調查(CHNS)數據集，數據覆蓋了中國黑龍江、遼寧、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、貴州、廣西9個省。目前已進行了9輪調查，分別是1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年，每次都有大于15000個樣本參與調查。本文主要考查的是醫療支出的城鄉不公平問題。我國由于社會保障、就業等二元制度的分割，在區分城鎮居民和農村居民時，戶籍比居住地點更具有代表性。由于CHNS在1993年之后的調查才有戶籍相關的信息，我們的分析主要用到1993-2011年7輪調查的數據。在刪除缺失值后，共計11 470個樣本。

2.計量模型

美國醫學研究所將兩類人群醫療支出的不公平定義為：不是由于可及性因素或臨床需求、偏好、適當干預等因素，而是由于種族或民族的差異帶來的醫療支出差異。這個定義認為合理的差異包括需要、偏好等，而其他因素(例如社會經濟狀況socioeconomic status，SES)所造成的則被認為是不合理的差異[5]。分析這一差異需要我們構造一種反事實的情況，即城鎮居民和農村居民擁有相同的健康狀況和偏好，但是在SES上不同。

基于此概念，我們將醫療支出hci的決定模型設定為如下形式：

hci=α+γψ(SESi)+δχ(hni)+θν(Pi)+εi

(1)

自變量包括醫療需要(hni)，社會經濟狀況(SESi)，偏好(Pi)這三類向量變量。其中，醫療需要則包括健康程度以及年齡、性別等人口學變量，社會經濟狀況包含收入、教育、醫療保險參保情況、地區等，εi為擾動項。

應用OLS(ordinary least squares)方法分別對城鎮居民和農村居民的醫療支出方程進行回歸，可以得到相應的回歸系數。

hcu=αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnu)+θuν(Pu)+εu

(2)

hcr=αr+γrψ(SESr)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr

(3)

其中，下標u代表城市，r代表農村。在此基礎上，我們借鑒Oaxaca-Blinder[6]分解方法，添加反事實假設：

dis=E(hci|U)-E(hci|RE=R,SES=R,hn=U,P=U)

(4)

前一項代表了城鎮居民醫療支出的均值，后一項代表了如果農村居民與城鎮居民有著同樣的醫療需要與就醫偏好，保持他們原有的社會經濟狀況與戶籍時，他們的醫療支出均值，這樣二者之差就是城鄉醫療支出的不公平。前一項是研究人員能直接觀測到的事實，而后一項是無法觀測到的現實中沒有的情形，需要通過一定的數學方法進行測算，故稱為“反事實”分析。

上述醫療支出城鄉不公平需要從城鄉差異中分解出來：

E(hcu)-E(hcr)

=E(hcu;SESu,hnu,Pu)-E(hcr;SESr,hnr,Pr)

=[E(hcu;SESu,hnu,Pu)-E(hcu;SESu,hnr,Pr)]……(A)

+[E(hcu;SESu,hnr,Pr)-E(hcr;SESu,hnr,Pr)]……(B)

+[E(hcr;SESu,hnr,Pr)-E(hcr;SESr,hnr,Pr)]……(C)

(5)

上式A部分代表城鄉居民因需要與偏好的不同而造成的醫療支出差異，我們稱之為稟賦效應；C部分代表城鄉居民因社會經濟狀況的不同而造成的醫療支出差異，我們稱之為SES效應；B部分表示，即便城鄉居民在社會經濟狀況、需求和偏好完全一致的情況下，仍然會因為回歸系數的不同而造成差異，我們稱之為戶籍效應。因此，A部分可以認為是合理的差異，而B+C則代表了不合理的差異，即本文界定的城鄉醫療支出的不公平現象。具體計算過程如下：

A=E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnu)+θuν(Pu)+εu]′-

E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnr)+θuν(Pr)+εu]

=αu+γuE[ψ(SESu)]′+δuE[χ(hnu)]′+θuE[ν(Pu)]′-αu-γuE[ψ(SESu)]′-δuE[χ(hnr)]′-θuE[ν(Pr)]′

=δu{E[χ(hnu)]′-E[χ(hnr)]′}+θu{E[ν(Pu)]′-E[ν(Pr)]′}

B=E[αu+γuψ(SESu)+δuχ(hnr)+θuν(Pr)+εu]′-E[αr+γrψ(SESu)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′

=(αu-αr)+(γu-γr)E[ψ(SESu)]′+(δu-δr)E[χ(hnr)]′+(θu-θr)E[ν(Pr)]′+(εu-εr)

C=E[αr+γrψ(SESu)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′-E[αr+γrψ(SESr)+δrχ(hnr)+θrν(Pr)+εr]′

=αr+γrE[ψ(SESu)]′+δrE[χ(hnr)]′+θrE[ν(Pr)]′+εr-αr-γrE[ψ(SESr)]′-δrE[χ(hnr)]′-θrE[ν(Pr)]′-εr

=γr{E[ψ(SESu)]′-E[ψ(SESr)]′}

(6)

根據以上計算過程，可將城鄉醫療支出差異中不合理的部分分解出來，得到本研究中所需要的醫療支出城鄉不公平的數據。為了保證不同年份城鄉差異的可比性，回歸方程中對醫療支出取對數，即得出的城鄉差異實際是城鄉醫療支出對數比。

結　　果

根據公式(6)，我們對每一年的城鄉醫療支出差異都進行Oaxaca-Blinder分解，觀察其變化趨勢。分解結果詳見表1及圖1(由于分年度城鄉醫療支出方程的回歸結果信息量較大，此處未將其放入正文，詳細結果可向作者索要)。

表1　Oaxaca-Blinder 分解結果

由表1可以發現，城鄉醫療支出差異在1993-2000年呈擴大趨勢，2004-2011則呈現縮小趨勢，并且在2006年后，農村居民的醫療支出均值高于城鎮居民。從分解結果來看，1997-2004年間，SES效應一直在城鄉差距中起到負向的效應，戶籍效應在總效應中的比例幾乎在每一年都超過了100%。這說明，實際上因戶籍帶來的城鄉不公平大于我們實際觀察到的城鄉差異，而我們統計數據中的均值，實際上是低估了城鄉不公平。所幸的是，在2006年后，也就是農村居民醫療支出大于城鎮居民的年份，除2009年外，戶籍效應起到了正向作用，而SES狀況則變為負向效應。這意味著2006年后，SES狀況成為農村醫療支出的負向因素，戶籍和農村居民的醫療需要則是促進其醫療支出的正向因素。從總體趨勢來看，城鄉不公平呈現縮小的趨勢。以上變化，與我國不斷完善新農合制度，提高農村居民醫療保障待遇，不斷完善三級醫療衛生網絡有很大關系。

圖1　城鄉不公平的演進趨勢

圖2　城鄉差異的效應分解

從圖1我們進一步觀察得出，2000年以后，城鄉差異、城鄉不公平都呈現明顯的下降趨勢。但這期間，城鄉不公平則一直大于我們從均值觀察到的城鄉差異。這說明，如果僅用醫療支出均值來判斷城鄉不公平，實際上是低估了不公平的程度。而在2011年，我們則是高估了城鄉不公平，從圖中我們可以明顯看出，2011年的城鄉差異主要是由于醫療需要和偏好引起的，即稟賦效應是造成城鄉差異的主要原因，這部分城鄉差異是合理的。從圖2中可以更詳細地看到這一點，總體上來說，SES效應加劇了由戶籍帶來的城鄉差異。

討論與建議

反事實分析下的Oaxaca-Blinder分解結果顯示，城鄉不公平一直大于我們從均值觀察到的城鄉差異。這說明，如果僅用醫療支出均值來判斷城鄉不公平，實際上是低估了不公平的程度。時間趨勢上，醫療支出的城鄉差異和城鄉不公平雖在1993-2000年間呈上升趨勢，但在2004-2011年呈現縮小趨勢。2004年后，SES效應在城鄉差異中的作用也有所減小，這與新農合制度對SES的平滑作用有關。

相應的政策含義是，新農合制度推行后，對縮小醫療支出上的城鄉不公平有顯著的促進作用，但由于戶籍和社會經濟狀況所帶來的城鄉不公平問題仍然存在。我們需要進一步改革戶籍制度所帶來的城鄉社保待遇差距，提高農村居民的社會經濟地位，建立普遍性的醫療保障制度，縮小城鄉差距。