異地就醫結算背景下醫保參保地差異對老年流動人口醫療資源利用的影響研究

白 蘭 顧 海

一、 引言

在人口老齡化和流動遷移快速發展的雙重推動下，老年人口的遷移成為各方關注的焦點之一。根據2016年和2018年國家衛健委發布的《中國流動人口發展報告》(1)國家衛生和計劃生育委員會：《中國流動人口發展報告2016》內容概要，《青春期健康》 2016年第22期。(2)國家衛生健康委員會流動人口服務管理:《中國流動人口發展報告2018》，北京：中國人口出版社, 2018年，第3-12頁。，我國流動人口結構發生新變化。雖然從2015年開始流動人口規模逐漸減少，2017年流動人口較2015年減少了253萬人。但一方面，流動到外地的務工人員適應了當地的生活，不愿回到出生地，流動人口的年齡結構正在逐漸老化，另一方面，我國從1978年到2013年實施獨生子女政策，目前外出務工的青壯年大都是獨生子女，導致更多老人選擇隨獨生子女外遷，我國流動模式也由一個人外出打工逐漸轉變為攜老帶幼的家庭式流動。老年流動人口的規模不斷增大，從2000年的503萬人增加至2015年的1304萬人，年均增長6.6%。未來老年人口遷移的趨勢還將延續。

相較于青年人，隨著年齡的增加和基礎疾病的增加，老年人的健康狀況更差。2019年《國務院關于實施健康中國行動的意見》中提到，超過1.8億老年人患有慢性病，患有一種及以上慢性病的比例高達75%，失能、部分失能老年人約4000萬。老年人健康狀況的脆弱性增加了其對醫療資源的需求(3)溫勇、宗占紅、舒星宇、周建芳、孫曉明、汝小美：《中老年人的健康狀況、健康服務的需求與提供——依據中西部5省12縣調查數據的分析》，《人口研究》2014年第5期。。Grossman健康需求理論認為增加醫療服務利用能夠提高健康水平(4)Grossman M . The Human Capital Model. Handbook of Health Economics, 2000, 1.，流動的不穩定性使老年人失去了原先的社會網絡，陌生的社會環境和服務網絡(5)總報告起草組、李志宏：《國家應對人口老齡化戰略研究總報告》，《老齡科學研究》2015年第3期。(6)陳寧、石人炳：《流動老人健康差異的實證研究》，《重慶社會科學》2017年第7期。，降低了老年人接受醫療服務的依從性。老年流動人口身體機能的減退、社會環境和角色的變化增加了自身的健康風險，老年流動人口的健康問題一直是健康領域的關注重點。

醫療保險能夠有效提高患者的醫療服務利用率(7)胡宏偉、張小燕、趙英麗：《社會醫療保險對老年人衛生服務利用的影響——基于傾向得分匹配的反事實估計》，《中國人口科學》2012第2期。，但是由于我國醫療保險統籌層次不高，依然存在地域分割、人群分立的特點，造成不同地區的醫療保險不能通用。改革開放以后，隨著流動人口的增加，我國已經開始關注到醫保異地就醫結算問題，2009年人社部印發《關于基本醫療保險異地就醫結算服務工作的意見》為我國醫保異地就醫報銷問題指明了方向，2014年兩會之后省內異地就醫直接結算進入初步探索階段，2015年在全國范圍內全面推開，到目前為止，異地就醫跨省結算政策仍在探索發展，長三角和珠三角地區跨省間異地就醫住院結算政策已經較為完善，但門診異地報銷制度仍在不斷發展。醫保結算政策的不完善、就醫習慣的影響都使流動人口相對于常駐人口，醫保受益性更差(8)周欽、劉國恩：《醫保受益性的戶籍差異——基于本地戶籍人口和流動人口的研究》，《南開經濟研究》2016年第1期。。本文基于2015年流動老年人衛生服務專題調查數據(CMDS)，擬采用傾向得分匹配法，探究醫療保險參保地差異對老年流動人口醫療資源利用的影響。第二部分將回顧相關文獻，并提出本研究的理論依據。第三部分將闡述數據來源及變量定義。第四部分，將以老年流動人口醫療資源利用情況為因變量，結合理論依據，利用反事實分析思路，探究醫療保險的作用機制。第五部分將按照地區、流動范圍對樣本進行分組，分別估計參保地差異對醫療資源利用的影響，通過進一步地探究對異地就醫直接結算政策的落實與改進提供思路。

二、文獻回顧及理論依據

關于醫療保險對老年人醫療服務利用的影響，早在1990年美國蘭德醫療保險實驗已經證明醫療保險對醫療服務利用的作用顯著(9)EVANS, R G, STODDART GL,“Producing health, consuming health care”, Social science and medicine, Vol. 31, No.12, 1990, pp.1347-1410.，在Anderson醫療服務利用模型(10)Aday L .A ., “Andersen R.M.A framework for the study of access to medical care ,Health Services Research”. No.9, 1974 ,p.208.中也不斷有學者將醫療保險的覆蓋率作為衛生服務的評價指標用于評價外部環境對個體醫療服務利用的影響(11)陳英耀、王立基、王華：《衛生服務可及性評價》，《中國衛生資源》2000年第6期。(12)鄭莉莉：《醫療保險改變了居民的就醫行為嗎?——來自我國CHNS的證據》，《財政研究》2017年第2期。。在此基礎上很多學者將研究對象聚焦在老年人口上，例如胡宏偉、孟穎穎與杜本峰等，其結果大相徑庭，一致認為社會醫療保險對醫療服務利用的作用在老年人口中也同樣適用。(13)胡宏偉、張小燕、趙英麗：《社會醫療保險對老年人衛生服務利用的影響——基于傾向得分匹配的反事實估計》，《中國人口科學》2012年第2期。(14)杜本峰、曹桂、許鋒：《流動老年人健康狀況及醫療服務利用影響因素分析》，《中國衛生政策研究》2018年第5期。(15)孟穎穎、韓俊強：《醫療保險制度對流動人口衛生服務利用的影響》，《中國人口科學》2019年第5期。

但到目前為止學術界關于醫療保險如何提高患者的醫療資源利用，滿足患者的就醫需求，并未達成一致。傳統保險理論觀點認為醫療保險具有補償效應。大部分學者與此觀點保持一致，并從理論和實證兩個方面證明醫保制度對減輕醫療負擔具有顯著作用，參加醫保人群的自付醫藥費用顯著低于非醫保人群(16)周欽、劉國恩：《健康沖擊:現行醫療保險制度究竟發揮了什么作用?》，《經濟評論》2014年第6期。(17)趙紹陽、臧文斌、尹慶雙：《醫療保障水平的福利效果》，《經濟研究》2015第8期。,保障待遇更高的城鎮醫保和公費醫療發揮的作用更加明顯(18)周欽、臧文斌、劉國恩：《醫療保障水平與中國家庭的醫療經濟風險》，《保險研究》2013年第7期。(19)劉國恩、蔡春光、李林：《中國老人醫療保障與醫療服務需求的實證分析》，《經濟研究》2011年第3期。，統籌層次更高的醫療保險降低疾病經濟負擔的效果越強(20)劉莉、林海波：《醫保一體化降低了健康狀況不佳城鄉居民的醫療負擔嗎?——基于分位數倍差法的分析》 ，《財經論叢》2018年第8期。，同時有醫保的老年人平均生存時間更長(21)黃楓、甘犁：《過度需求還是有效需求?——城鎮老人健康與醫療保險的實證分析》，《經濟研究》2010年第6期。，也有學者研究發現我國基本醫療保險并非一味地降低患者經濟負擔(22)景抗震、顧海：《基本醫療保險對患者醫療支出負擔的影響機理研究——來自省級層面2003-2014年面板數據的證據》，《學海》2019年第5期。，不同補償政策對醫療負擔的影響有所差別。(23)常雪、蘇群、周春芳：《新農合補償方案對農村中老年居民醫療負擔的影響》，《農村經濟》2019年第3期。(24)蔡雪妮、朱恒鵬：《醫療保障與醫療服務需求的關系研究——醫保待遇分費用段調整的政策效果評估》，《價格理論與實踐》2018年第2期。醫療服務價格的影響也并非一直有效，經濟條件更好的居民可能會放棄醫療保險，選擇自費就診。(25)李海明、徐顥毓：《醫保政策能否促進分級診療的實現:基于醫療需求行為的實證分析》，《經濟社會體制比較》2018年第1期。醫療保險可能通過增加醫療消費、提高居民健康意識，(26)于大川、吳玉鋒、趙小仕：《社會醫療保險對老年人醫療消費與健康的影響——制度效應評估與作用機制分析》，《金融經濟學研究》2019年第1期。保持良好的就醫習慣，促進參保者對醫療資源的合理利用。

很多學者已經針對醫療保險對流動人口的醫療服務利用進行了初步的探究，但結論并不一致，有些學者認為醫療保險能夠提高流動人口的醫療費用，(27)周蕾、朱照莉：《流動人口是否參加醫療保險對其醫療支出的影響研究》，《南京審計大學學報》2017年第4期。促使流動人口就醫，但是也有學者認為醫療保險的作用存在很強的異質性，城鎮醫保體系對流動人口有積極影響，但是新農合對流動人口的醫療服務利用沒有積極影響，目前我國城鎮職工醫保和城鄉居民醫保待遇仍存在較大差異，該文沒有對城鎮醫保體系進行細分，結論可能會受到高待遇醫保的影響。

我國基本醫保參保率達到95%以上，(28)《2019年全國醫療保障事業發展統計公報》http://www.nhsa.gov.cn/art/2020/6/24/art_7_3268.html.探究流動人口是否參保對其醫療資源利用的影響意義不大(29)周蕾、朱照莉：《流動人口是否參加醫療保險對其醫療支出的影響研究》，《南京審計大學學報》2017年第4期。。為此本文利用我國醫療保險存在地區分割的特點，按照參保地的差異將參加社會醫療保險的老年流動人口分成兩組，并分析醫保報銷受阻是否會造成老年流動人醫療資源利用差別，通過將影響醫保報銷難易程度的影響因素作為異質性分析的分組變量，對比分析我國異地就醫結算政策的實施效果，提出促進老年流動人口醫療資源利用的政策建議。與以往文獻相比，本文的貢獻體現在：(1)引入多維度醫療資源利用的衡量指標，包括生小病是否就醫、是否定期體檢和是否住院，彌補了已有文獻中僅從一個或者兩個角度探討醫保對參保人醫療服務利用的影響，使研究結果更加全面。(2)基于異地就醫結算政策引入了異質性分析，系統評估了在醫療保險參保地差異對老年流動人口醫療資源利用的具體效果差異，同時分析了我國異地就醫結算政策的實施效果。(3)選擇PSM方法進行實證研究，求得醫療保險參保地差異對老年流動人口醫療資源利用影響的“凈效應”。參保人個體特征會影響其參保地的決策，簡單利用OLS估計結果會導致估計偏誤。利用工具變量法必須找到與內生變量相關，與誤差項不相關的工具變量，在現有問卷中難以找到合適的工具變量。利用PSM既能有效控制了樣本的“自選擇”(Self selection)問題，也能解決樣本選擇偏誤(Sample selection bias)問題，使實證分析的結果更加準確和真實。

三、 數據來源、模型設定與變量定義

(一)數據來源

本文所用的個體數據來自2015年中國流動人口動態監測調查數據(CMDS)中老年流動人口服務調查專題，該數據庫采用了分層多階段隨機抽樣的方法。問卷中包括老年人醫療衛生服務狀況、社會經濟地位等信息，該數據庫樣本量大、具有一定代表性。為了盡可能的保留老年人口的樣本，本文首先對數據進行了重新編排，其中家戶中有多位老人的家庭按照老人的數量記做樣本量。將家戶數據轉變為以老年為樣本單位數據，獲得總樣本為12631，其中未參加社會醫療保險的老年流動人口占總樣本的7.78%，剔除該部分樣本，最終得到在本地參保和未在本地參保的老年流動人口共11648人。

(二)模型設定

本文的研究目標為參保人在本地參保后其對醫療資源利用程度的變化。一方面，在分析過程中，個體是否在本地參保會受到其個體特征的影響，并非隨機分布，這些因素也同時會對醫療資源的利用產生影響，參保地差異帶來的凈效益難以直接估計。另一方面，由于從現實數據中無法直接得到在本地參保人不在本地參保情況下對本地醫療資源利用情況，為了估計不同參保地的參保人對醫療資源的利用，可以利用反事實的分析方法，對兩組樣本進行估計。基于上述兩點問題，為了準確測量參保地差異帶來醫療資源利用的不同，選擇利用傾向得分匹配的方法既能夠消除由于樣本自選擇帶來的內生性問題，也能夠利用反事實的思想，通過估算在外地參保流動老年人在本地參保狀態下對醫療資源利用的情況，判斷參保地差異的凈效應。

傾向得分匹配法首先根據控制變量的特征計算每個樣本的傾向得分，用于估算出流動老年人口是否在本地參保的概率。然后將參保地不同的兩組樣本進行匹配，將在本地參保樣本的匹配對象的醫療資源利用情況作為其反事實的結果，對比分析反事實結果與事實情況下醫療資源利用情況，得到醫療保險參保地差異對醫療資源的利用情況。其中常用的匹配方法包括最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸、一對一匹配等。根據Rosenbaum &Rubin(1983)文獻(30)Rosenbaum PR, Rubin DB, “The central role of the propensity score in observational studies for causal effects”, Biometrika. Vol.70, 1983, pp.41-55.，我們可以利用以下公式估算平均處理效應：

ATTPSM=EP(X)|D=1{E[Y(1)|D=1,P(X)]-E[Y(0)|D=0,P(X)]}

其中，D為組別，當D為1時表示處理組即在本地參保，D為0時表示控制組即為不在本地參保；Y是被解釋變量表示老年流動人口對醫療資源的利用，X為控制變量的集合，其中包括個體特征、社會經濟地位情況、流動情況等。

(三)變量選擇

1.醫療衛生資源的利用狀況

本研究主要探討醫療保險對老年流動人口醫療資源利用的影響，其中被解釋變量主要反映老年人口的就醫、體檢和住院情況。選取調查問卷中的題目“平常生小病如何處理”定義變量生小病后是否看醫生。“過去一年是否參加社區衛生服務或中心組織的免費健康體檢”定義變量是否體檢。并根據“過去一年是否患有醫生診斷需要住院的病/傷”“是否住院”構造是否存在未滿足的健康需要變量。利用上述三個變量來衡量老年流動人口對醫療資源利用情況。根據調查數據發現，生小病時看醫生的人數占總樣本的45.48%，定期體檢的占總樣本的36.41%，存在未滿足的住院服務需要的老年流動人口占總樣本的17.73%。

2.分組變量和主要控制變量

由于我國醫療保險以行政區作為統籌單位，存在地區分割的現象。本文通過醫療保險參保地差異，考察醫療保險是否能夠降低老年流動人口就醫時的經濟負擔。因此，根據問題“在何處參加上述醫療保險”對參加社會醫療保險的樣本進行分組，將回答為在本地參保樣本賦值為1，在戶籍地或其他地參保樣本賦值為0。

為了得到更加準確的估計結果，本文在以往文獻的基礎上，增加了體現流動人口的特性的變量。主要控制變量除了老年流動人口的個體特征，如參保人的性別、年齡、民族、學歷、婚姻狀況等，還包含流動人口特征，如參保人的流動范圍、流動時長、流動原因，以及其經濟狀況、健康狀況、參加社會醫療保險種類(其中包括城鎮職工醫療保險、城鎮居民醫療保險、新型農村合作醫療保險、城鄉居民醫保)和就醫需要等。

四、 實證結果

(一)傾向得分估計

根據傾向得分匹配的計算步驟，首先應該以參保人是否在本地參保為被解釋變量，估計參保人在本地參保的概率。考慮到參保人是否在居住地參保與其自身的個體特征有一定的關系，同時也與其社會經濟地位、流動的原因以及健康狀況都緊密相關，將相關變量作為控制變量。根據影響老年流動人口在本地參保的因素構建一個logit模型，預測樣本個體在本地參保的概率得分，具體模型如下：

logit(treatedi=1)=β0+β1Xi+εi

其中， 表示參保地為居住地的老年流動人口，回歸后將對在本地參保的概率進行預測，為可能影響到老年流動人口在本地參保的控制變量集合，同時控制變量必須是外生的，即控制變量不會因為老年流動人口參保地變化而發生改變。

根據模型進行實證分析，利用stata13計算得到回歸結果如附表1所示，從協變量系數的P值來看，大部分變量對在本地參保具有顯著的影響。同時該模型的R2近似為0.175，說明模型的擬合優度較好。

附表1 協變量及其對參保地的影響

(二)匹配質量的統計檢驗

平衡性檢驗主要檢驗控制變量和傾向得分在處理組和控制組之間是否存在顯著差異，即，在條件外生假設下，處理組和控制組的所有協變量和傾向得分的分布沒有系統性差異。我們可以通過單個協變量的雙t分布檢驗及匹配前后標準化偏差減少的程度，以及R2、協變量聯合分布在匹配前后是否具有顯著差異的P值等指標完成平衡性檢驗。

從檢驗結果(附表2)可以看出，匹配后控制變量的偏差均有所改變，P值較大，表明處理組和控制組之間沒有顯著差異，協變量分布基本一致。同時從聯合檢驗的P值來看，傾向得分的聯合分布在兩組之間也是相同的，匹配上的處理組與控制組之間具有一致的分布，從統計意義上可以認為兩組樣本來自同一總體。

附表2 協變量匹配質量的檢驗

根據匹配后的結果做出共同取值范圍圖，從圖1中可以看出大多數觀測值均在共同取值范圍內(on support)，故在進行傾向得分匹配時僅會損失少量樣本。

圖1 共同取值范圍圖

(三)平均處理效應的估計結果

根據上述匹配質量檢驗的結果可知，處理組和控制組是基于同一個體是否在本地參保的兩種不同表現。所以從理論上只要比較兩組樣本對醫療資源利用的差別就可以判斷參保地差異對老年流動人口醫療資源利用的凈影響。本文試圖采用最近鄰匹配、半徑匹配、核匹配、局部線性回歸四種不同方法進行匹配，確保實證結果穩健。匹配結果如表1所示，無論選取何種匹配方法都能得到一致估計結果。

表1 平均處理效應結果

從表1中第(1)行和第(2)行可以看出，老年流動人口在本地參保的樣本對生小病時看醫生和定期體檢兩方面的利用概率要顯著高于在外地參保樣本。從表1中第(3)行可以看出，在未滿足的住院服務需要方面，本地參保患者未滿足住院需要更低，但是兩組樣本的平均處理效應結果并不顯著。

根據我國醫療保險的特征，不在本地參保的老年流動人口，獲得醫療保險報銷的難度遠大于在本地參保的參保人，該部分參保人能夠享受到經濟補償的難度更大，可能性更小。然而參保地差異會顯著影響到參保人生小病的處理方式以及定期體檢的決策，對住院需求產生的影響并不顯著。綜上本文認為醫療保險并未使參保人形成定期體檢、及時就醫的好習慣。住院服務的價格往往高于定期體檢和門診，老年流動人口對醫療服務的價格敏感，說明醫療保險會通過減輕經濟負擔的途徑影響到老年流動人口對醫療資源的利用。同時從老年流動人口對不同疾病嚴重程度的處理差異可以看出，對于老年流動人口來說，住院需求相對于生小病與體檢價格彈性更小，住院決策難以因為價格變化發生改變。

五、異質性分析

通過上述分析可以確定老年流動人口參保地差異會對其生小病時的就醫選擇和定期體檢產生影響，但基本不會影響到其住院決策。為了方便流動人口異地就醫，我國早在2014年頒布并鼓勵各地針對異地就醫進行直接結算。異地就醫結算政策下，醫療保險參保地差異會大幅減弱流動人口異地就醫的壁壘。有學者利用描述性統計和卡方檢驗針對這一政策進行了探討(31)劉璐嬋：《老年流動人口異地就醫:行為特征、支持體系與制度保障》，《人口與社會》2019年第1期。，但是2015年該政策還未完全落實，國家異地就醫結平臺并未建成，直至目前各地基本醫保政策待遇仍有較大差距，雖然大部分地區已經接入國家異地就醫結算平臺，但仍有很多醫保目錄中的報銷項目無法實現實時結算。為了摒除異地就醫政策落實情況對研究結果的影響，提高研究結論的合理性，本文通過異質性分析，比較不同險種、不同地區、不同流動范圍下的結果差異。本節將采取與前文相同的實證研究方法，對樣本進行分組，首先在各組內進行logit模型的分析，并對控制組和處理組進行平衡性檢驗、匹配效果檢驗，最后進行匹配。

(一)社會醫療保險的種類

由于不同社會醫療保險的參保條件和方式存在差別，保障待遇也有所不同，不同險種下參保者對醫療資源利用可能存在差異，本文將樣本分成城鎮職工醫療保險、新農合或城居保、城鄉居民醫療保險三類，分別探究醫保參保地差異對老年流動人口醫療資源利用的影響。

從匹配結果(表2)可以看出，城鎮職工醫療保險中是否在本地參保對其參加定期體檢的影響不顯著。城鎮職工醫療保險主要分為個人賬戶和統籌賬戶兩部分，參保人主要為有單位的職工。退休前城鎮職工醫療保險由企業和個人共同繳納，并按照固定比例劃撥到個人賬戶，退休后參保人雖不再繳納醫療保險，醫保基金以退休金為基準按固定比例劃撥到個人賬戶中，參保人個人賬戶的醫療基金相對穩定。同時國家勞動法規定的，必須對員工及單位退休員工提供定期健康檢查，這可能是造成參保地差異對城鎮職工醫療保險參保人定期體檢影響不顯著的另一原因。

(二)地區之間的差異

我國醫療資源分布不均勻，東部地區和西部地區的流動老人醫療資源的可及性差異明顯。我國在2015年初步推進異地就醫直接結算政策，但未在全國范圍內推廣，國家異地就醫結算系統直到2016年才正式上線。長三角和泛珠三角地區開展異地就醫直接結算工作較早，但各地執行的項目、 報銷標準、報銷方式各不相同，效果也可能有所差別。本文根據問卷中的地區分類將樣本分為東部地區、中部地區、西部地區、東北地區四個地區，探究不同地區間醫療保險參保地對老年流動人口醫療資源利用的影響是否存在差異，以判斷異地就醫直接結算政策是否會對估計結果產生影響。

從匹配結果(表2)來看東北地區的參保地差異對居民是否定期參加體檢的影響不顯著，其他地區均未有顯著差別，與政策實施程度相反，說明估計結果并未受到政策的影響，可能是由于地區醫療資源、生活觀念的不同造成東北地區老年流動人口在流動地依然保持相同的體檢習慣。也證實了2015年我國異地就醫直接結算政策才剛剛起步，效果并不明顯。從醫保對老年流動人口醫療資源利用的影響機制來看，老年流動人口需要該政策減輕其經濟負擔，提高對醫療資源的利用。

表2 異質性分析的平均處理效應

(三)流動范圍的差異

我國醫療保險建立之初大都以縣為統籌單位，隨著醫療保障體系的逐步完善，醫療保險的統籌層次也逐步提高，國家鼓勵有能力的地區逐步完成市級統籌，并積極推進省級統籌。統籌層次的提高將逐步打破醫保報銷的壁壘，流動人口流動范圍的差別會帶來其醫保報銷的差別，本文根據問卷中流動范圍的差別將樣本分為省際流動、省內流動和市內流動三種。

從匹配結果來看，三者之間沒有明顯差別。流入地無論是市內、省內還是省外，參保地差異都會造成老年流動人口對流動地醫療資源的利用。一方面說明2015年異地就醫直接結算政策的實施效果并不明顯。另一方面也說明各統籌區間的醫療保險隔閡仍然存在，跨統籌區就醫仍需要復雜的轉診流程，我國醫療保險的統籌層次還有待高。

六、研究結論及政策建議

本文基于中國流動人口動態監測調查數據，根據我國醫療保險地域分割的特點，將參保地差異作為醫療保險報銷難易的代理變量。利用傾向得分匹配探究醫療保險報銷差異對老年流動人口醫療資源利用情況的影響，得出以下結論：

第一，目前我國社會醫療保險覆蓋率穩定在95%以上(32)《2019年醫療保障事業發展統計快報》，http://www.gov.cn/guoqing/2020-03/30/content_5507506.htm。，但從調研數據可知我國老年流動人口參加社會醫療保險的人僅占總樣本的92.22%，與常駐人口仍有差距。我國流動老年人口對流入地醫療資源利用仍然不足，其中生小病時看醫生的人數占總樣本的45.48%，定期體檢的占總樣本的36.41%(33)《2019年醫療保障事業發展統計快報》，http://www.gov.cn/guoqing/2020-03/30/content_5507506.htm。，存在未滿足的住院服務需要的占總樣本的17.73%。

第二，實證結果顯示不同參保地的老年流動人口在小病就醫和定期體檢兩方面有顯著影響，但對住院需求的影響并不顯著。醫療保險能夠通過降低患者疾病經濟負擔促使參保人定期體檢，及時就醫。但不會使患者形成固定的就醫習慣，參保人對醫療資源的利用仍會受到價格的影響。但相對于生小病就醫與定期體檢，住院需求的價格彈性更小，更難以受到價格的影響。

第三，考慮到險種和異地就醫政策的影響，本文在此基礎上按照醫療保險的種類、地區、流動范圍進行分組，對實證結果進行了一系列異質性分析，發現不同險種的影響程度存在一定差異。其中城鎮職工醫療保險的保障待遇更好，該險種覆蓋的老年流動人口的定期體檢更難受到參保地差異的影響。東北地區老年流動人口的體檢決策更難以受到參保地差異的影響，這與我國異地就醫發展情況并不相符。流動范圍的不同不會造成醫療保險對老年流動人口醫療資源利用影響的差異。這兩點說明我國異地就醫直接結算政策的實施效果仍有很大的改進空間。

本文希望通過對醫療保險作用路徑的探究，給醫保待遇水平的調整提供參考意見，提高老年流動人口醫療資源利用頻率，改善其健康水平。為了促使參保人更好地利用醫療資源，基于本文研究結論，提出以下政策建議：

第一，關注弱勢群體，不斷完善社會醫療保險。流動老年人口的參保率低于社會醫療保險覆蓋率，一方面應該針對弱勢群體適度提高保障待遇，例如增加定點醫院的選擇數目、根據流入、流出兩地的醫療目錄標準擴大流動人口享有的報銷目錄等；另一方面，不斷完善醫療保險的轉移接續問題，利用信息技術簡化業務流程，提高經辦效率。

第二，適度調整門診與住院報銷比例，提高老年流動人口醫療資源利用率。醫療保險參保地差異主要對老年流動人口體檢和小病就醫產生顯著影響。科學合理的設置醫保報銷標準，提高門診和體檢的保障待遇，通過報銷政策的傾斜，促使老年流動人口定期體檢，在身體不適時及時就醫。同時應該加強對老年流動人口健康管理的宣傳教育，提高老年流動人口對醫療資源的利用率，促使老年流動人口實現疾病防治的關口前移，防止輕癥變成重癥。

第三，相較于城鄉居民醫保，參加城鎮職工醫療保險的老年流動人口的定期體檢更難受到參保地差異的影響。政府應該提高城鄉居民基本醫療保險保障待遇，盡量縮小保險待遇之間的差異，提高醫療保險的公平性。

第四，異地就醫直接結算政策是解決醫保隔閡，減少參保地差異造成醫療資源利用變化的重要政策，但從實證結果來看，該政策的作用并不明顯。這意味著異地就醫政策并未完全落實到位。應該繼續推進異地就醫直接結算政策，簡化患者轉診和報銷流程。參保地差異對小病就醫和體檢的影響更大，所以在制度設計時，為了更合理配置醫療資源可以將保障待遇向門診和體檢傾斜，促進老年流動人口及早預防、重視小病，起到提升居民健康水平的作用。

附錄：

不健康,生活可以自理116480.0930.2900.0001.0000.054-0.124生活不能自理116480.0130.1150.0001.000-0.006-0.296中部地區116480.1070.3100.0001.0000.922 -0.139西部地區116480.4230.4940.0001.0001.061 -0.107東北地區116480.1350.3420.0001.0001.070 -0.126_cons-0.702-0.675R20.175樣本量10692

收入未匹配-38.200-12.3900.000匹配上2.00094.8000.4900.622儲蓄及理財未匹配-2.000-0.6300.527匹配上0.000100.0000.0001.000離退休金/養老金未匹配-17.800-5.7300.000匹配上-4.00077.500-1.0200.309最低生活保障金未匹配-6.000-1.8500.064匹配上3.90035.9001.1600.246房租未匹配8.2003.4900.000匹配上-9.600-18.000-1.6300.104家庭其他成員未匹配5.0001.6500.099匹配上5.400-8.2001.3300.182其他來源未匹配4.6001.5600.119匹配上2.00056.2000.4800.628鍛煉時長在0到30分鐘之間未匹配8.2002.7500.006匹配上4.60043.6001.1300.259鍛煉時長在30到60分鐘之間未匹配-2.600-0.8500.393匹配上-8.000-202.800-1.9000.057鍛煉時長在60分鐘以上未匹配-3.000-0.9900.323匹配上-0.80072.200-0.2100.837在本地的朋友數未匹配11.2003.5700.000匹配上-6.40043.000-1.3400.180是否有慢病未匹配0.0000.0100.991匹配上6.800-20198.7001.7200.086城鄉居民醫保未匹配21.8008.2600.000匹配上-0.60097.300-0.1200.901城鎮居民醫保未匹配60.80025.7200.000匹配上4.40092.8000.8900.375城鎮職工醫保未匹配-20.100-6.2600.000匹配上-3.10084.400-0.8300.404公費醫療未匹配-7.400-2.1800.029匹配上0.000100.0000.0001.000健康檔案未匹配23.0007.2800.000匹配上-0.90096.000-0.2300.814基本健康未匹配6.5002.1500.031匹配上2.50062.2000.6100.544

不健康,生活可以自理未匹配6.7002.2900.022匹配上6.2007.5001.5300.126生活不能自理未匹配0.8000.2600.792匹配上0.000100.0000.0001.000中部地區未匹配-0.600-0.1900.846匹配上-7.800-1213.500-1.8500.065西部地區未匹配30.40010.0600.000匹配上2.50091.9000.6100.543東北地區未匹配19.2006.7800.000匹配上-0.90095.500-0.2000.842樣本(聯合檢驗)PsR2LRchi2p>chi2未匹配0.1731318.150匹配上0.01344.140.301