城鎮職工基本醫療保險制度的受益公平性
——基于面板門檻模型的研究

周 延 顧 鑫 華東師范大學經濟與管理學院

一、引言

黨的二十大報告指出，要在“病有所醫、老有所養”上持續用力。我國于1998年開始實施城鎮職工基本醫療保險制度（城鎮職工醫保）始，2003年試點新型農村合作醫療（新農合），2007年開展城鎮居民醫療保險制度（城鎮居民醫保）。截至2022 年底，基本醫療保險參保人數達134592 萬人，覆蓋全國95%以上的人群。基本醫療保險制度的設計關乎每個人的切身利益，公平受益乃這一制度長效健康發展的關鍵。2021 年4 月，《國務院辦公廳關于建立健全職工基本醫療保險門診共濟保障機制的指導意見》出臺，各地于近兩年陸續啟動職工門診共濟保障制度改革。職工門診共濟保障制度雖然更契合互助共濟、風險共擔的保險本質，但由于減少了個人賬戶劃入金額而產生了諸多質疑甚至反對之聲。基本醫療保險制度改革的受益公平性又一次成為熱議的焦點。

公平受益是基本醫療保險制度設計時須首先遵循的基本原則，即不同收入階層遵守相同的繳費和報銷制度，并具有享受醫療服務的同等權利。然而，不公平受益卻是各國公共醫療服務普遍存在的問題，主要體現在彌補低收入階層醫療服務不足、高收入階層是基本醫療保險制度的主要受益者等，這顯然與基本醫療保險制度建立的初衷相悖。如何完善基本醫療保險制度才能更好地體現公平受益性？大量的實證研究從減輕醫療負擔、促進健康和增加收入的視角，深入探討基本醫療保險補償的公平性、參加基本醫療保險對健康狀況影響的公平性及基本醫療保險是否能使弱勢群體受益等問題，雖然得到了大量有意義的研究成果，但仍眾說紛紜。

基于此，本文利用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，以收入為基準劃分人群，為避免人為劃分收入區間造成結果有偏差，采用門檻模型進行估計，運用兩部分模型和Heckman兩階段模型解決醫療費用有大量零值導致的正效應偏差問題，從減輕醫療負擔、促進健康和增加收入三個維度考察城鎮職工基本醫療保險受益公平性，以期為進一步實施基本醫療保險制度改革提供新的思路。

研究發現，城鎮職工基本醫療保險在減輕醫療負擔方面體現了受益公平性，但在促進健康和增加收入方面的公平性有待提高。究其原因，主要是低收入人群受經濟約束，醫療需求并未因為保險而得到完全釋放。據此，本文提出實行累進報銷率的建議，引導人們合理利用醫療資源，促進社會公平。

二、數據與模型

（一）數據來源

本文利用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，該調查覆蓋中國28個省、自治區、直轄市，調查對象主要是45歲以上人群。本文對參加城鎮職工醫保和未參加任何醫療保險的樣本進行分析，剔除缺漏值和非正常觀察值后，對連續變量進行1%的縮尾處理，最終確定平衡面板數據共1995個，相關變量詳見表1。

（二）模型與變量

1.門檻模型

學者的已有研究成果表明，基本醫療保險對不同經濟狀況家庭的影響存在異質性，但人為劃分經濟狀況區間有可能造成結果有偏差，本文利用Hansen 提出的固定效應門檻面板模型，以嚴格的統計推斷法對門檻值進行參數估計與假設檢驗。

公式（1）和公式（2）分別是單一門檻和雙重門檻的模型，單一門檻模型是用一個門檻值將門檻變量分為兩個區間；雙重門檻模型是兩個門檻值將門檻變量分為三個區間，區間的差異表現為各系數不同。其中，qit為門檻變量，代表家庭經濟狀況，用家庭人均支出度量；γ是待估計的門檻值；1(·)表示指示函數，括號里的條件成立則取值為1，否則取0；yit是因變量，即家庭人均醫療支出、家庭人均收入和自評健康狀況；μi表示個體固定效應；χt表示時間固定效應；xit是關鍵解釋變量，即是否參加城鎮職工醫保的二元變量；Xkit代表控制變量。城鎮職工醫保覆蓋所有用人單位，是為補償勞動者因疾病造成經濟損失而建立的制度，個人無權選擇是否參加，但有權選擇是否參加工作，因此，在模型中加入控制變量（見表1），并控制了時間固定效應。

2.兩部分模型

兩部分模型允許用單獨的機制確定是否發生醫療支出以及發生的數額，估計結果更穩健。設定兩部分模型如下：

公式（3）和公式（4）列舉了單門檻模型的情況，雙門檻模型與之類似。假定εit～N（0,1），ξit～N（0,σξ2），cov（εit,ξit）=0。

3.Heckman兩階段模型

家庭人均醫療支出有大量的零值，可能是因為確實未發生醫療費用，也可能是因為需要支出醫療費用而選擇不治療。對前者來說，如果保證是否參與決策是隨機分配，那么不存在偏差；對后者來說，即使在隨機試驗中，也無法對正數效應賦予因果解釋。另外，因為被調查者往往隱藏真實收入，收入可能被低估。被選擇的樣本可能無法代替總體，會出現選擇性偏誤，于是本文使用Heckman兩階段模型進行估計，控制變量的選擇與兩部分模型相同。

（三）描述性統計分析

將家庭人均醫療支出分為五組，表2為參保和未參保樣本在不同組的均值。可以看出，參保和未參保群體的家庭人均醫療支出相差不大。圖1描述了不同支出組的家庭人均醫療支出情況，未參保樣本的家庭人均醫療支出明顯高于參保樣本。雖然參保和未參保群體的家庭人均醫療支出隨經濟狀況改善不斷增長，但增長的幅度仍有差異。總體來說，未參保樣本的家庭人均醫療支出增長幅度更大，人均支出最低（第1組，即人均支出最低的20%）和次低階層（第2組，即人均支出次低的20%）之間、中等（第3組）和次高階層（第4組）之間尤甚，這說明經濟狀況不同可能會造成基本醫療保險對醫療支出產生影響。

?表2 五組家庭人均醫療支出均值

圖2是不同支出組的家庭人均收入變化情況，參保和未參保者的家庭人均收入差異與經濟狀況有關，在經濟狀況不好的組，未參保者的家庭人均收入高于參保者的家庭人均收入，而在經濟狀況好的組，情況相反。圖3所示的人均支出分組與自評健康狀況的關系與圖2類似，在經濟狀況不好的組，未參保者的自評健康狀況好于參保者。這可能是逆向選擇的結果，也可能是基本醫療保險對收入和自評健康的影響具有經濟狀況的門檻效應。根據城鎮職工醫保參保條件和屬性，前者的可能性較小，后者的可能性有待進一步驗證。

?圖1 不同支出組的家庭人均醫療支出情況

?圖2 不同支出組的家庭人均收入變化情況

?圖3 不同支出組的平均自評健康狀況

三、實證分析結果

（一）從減負維度考察基本醫療保險制度受益公平性

在進行門檻回歸之前，需要確定是否存在門檻效應及門檻變量的門檻個數。如表3 第（1）列所示，對家庭人均醫療支出影響的單一門檻和雙重門檻均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，三重門檻的顯著性略低。表4 的第（1）列給出了經濟狀況的門檻值和置信區間，單一門檻值為家庭人均醫療支出8600元，置信區間較窄，雙重門檻值尤其是三重門檻值的置信區間跨度較大。為了盡可能細分不同經濟狀況下基本醫療保險對醫療負擔的影響，本文選擇三重門檻模型。

分析結果如表5所示，將家庭經濟狀況（q）分為四個區間，城鎮職工醫保在不同收入區間對家庭人均醫療支出的影響有顯著差異。隨著經濟狀況的改善，城鎮職工醫保對家庭人均醫療支出的影響由負轉為正，且經濟狀況越好，負向影響越弱或正向影響越強。具體來講，在家庭人均醫療支出低于1906 元時（低收入），城鎮職工醫保使家庭人均醫療支出減少724.3元，并在1%顯著性水平下顯著。當家庭人均醫療支出介于1906元和5649元之間時（中低收入），參加城鎮職工醫保使家庭醫療人均支出顯著減少169.7元。當家庭人均醫療支出水平高于9756 元時（高收入），城鎮職工醫保使家庭人均醫療支出增長2757元。可以看出，在減輕醫療負擔方面，城鎮職工醫保制度保障了低收入階層的利益。

為了得到更穩健的估計結果，本文進一步使用兩部分模型和Heckman兩階段模型進行考察，結果如表6所示。第（1）列和第（2）列給出了兩部分模型的估計結果，其中第（1）列是城鎮職工醫保對參保者“發生醫療支出”可能性的估計。結果顯示，參加城鎮職工醫保使低收入家庭發生醫療支出的概率降低，使中低收入、中等收入和高收入家庭發生醫療支出的概率增加，改變了其有病不醫的狀況；且隨著收入的增加，發生醫療支出的概率增加更多。第（2）列給出了在“醫療支出為正”的情況下，城鎮職工醫保對參保者的家庭人均醫療支出的影響。結果顯示，城鎮職工醫保使低收入家庭人均醫療支出顯著減少1135.7 元，使中低收入家庭人均醫療支出顯著減少343.8 元。與表5給出的結果類似，當家庭人均收入大于5649元時，醫保對家庭人均醫療支出有顯著正向影響。對高收入家庭而言，城鎮職工醫保使其家庭人均醫療支出增加超過4000 元，說明高收入家庭對城鎮職工醫保比較敏感。第（3）列和第（4）列給出了Heckman兩階段模型的估計結果，與兩部分模型的結果相比，其估計系數偏小，顯著性水平差別不大。結果相近的原因是逆米爾斯比率不顯著，說明拒絕存在選擇性偏差的原假設。

?表5 城鎮職工醫保對醫療支出影響的門檻效應回歸結果

兩部分模型、Heckman兩階段模型與門檻效應回歸結果對不同經濟狀況家庭的人均醫療支出影響方向一致，估計系數大小略有差異，但不影響結論。

（二）從增加收入維度考察基本醫療保險的受益公平性

本文分別以收入的水平值和對數值作為被解釋變量，研究城鎮職工醫保政策的增加收入效果。門檻效應的檢驗結果如表3第（2）和第（3）列所示，當用收入的水平值作為被解釋變量時，單一門檻、雙重門檻和三重門檻模型均通過10%顯著性水平的顯著性檢驗，而用收入的對數值作為被解釋變量時，只有單一門檻模型通過10%顯著性水平的顯著性檢驗。表4第（2）和第（3）列門檻值和置信區間的結果顯示，以收入水平值作為研究對象時，三重門檻值593.7元與雙重門檻值的第一重門檻值238.8 元接近，且顯著性水平低，于是不考慮有第三重門檻。就雙重門檻來說，第一重門檻值內的樣本量只有203 個，相對較少，且第二重門檻值與單一門檻值接近。于是，本文只考慮單一門檻。

將家庭經濟狀況（q）分為兩個區間，表7 左列顯示了以收入的水平值為研究對象的估計結果，城鎮職工醫保使經濟狀況較好（q＞6333.1）的參保者的家庭人均收入顯著增加1921元，對經濟狀況較差（q＜=6333.1）的參保者的家庭人均收入影響不顯著。當被解釋變量為收入的對數值時（表7 右列），不改變研究結論，城鎮職工醫保使經濟狀況較好的家庭（q＞6107.9）收入增加18.2%，在10%顯著性水平下顯著。結果表明，參加城鎮職工醫保對家庭人均收入的影響在不同經濟狀況家庭間存在較大差異，體現了較為嚴重的受益不公平，城鎮職工醫保的主要受益群體是經濟狀況較好的家庭。

（三）從促進健康維度考察基本醫療保險的受益公平性

健康績效門檻效應的檢驗結果如表3第（4）列所示，單一門檻和雙重門檻分別在10%和5%顯著性水平下顯著，表8給出了基本醫療保險對自評健康狀況影響的門檻值及置信區間，根據顯著性和95%置信區間的跨度，本文選擇雙重門檻模型。回歸結果由表9給出，當家庭人均醫療支出大于1814元和小于650元時，參加醫保使自評健康狀況“好”的概率分別顯著上升5.4%和4%。當家庭人均醫療支出介于650元和1814元之間時，基本醫療保險政策對自評健康狀況有負向影響。

（四）結果討論與可能的解釋

綜上所述，本文發現，城鎮職工基本醫療保險顯著減輕了低收入家庭（q＜1906）和中低收入家庭（1906＜q＜5649）的醫療負擔，但并未減少中等收入家庭（5649＜q＜9756）和高收入家庭（q＞9756）的醫療支出；使經濟狀況較好的（中等收入及以上）家庭（q＞6333.1）的人均收入增加，而對經濟狀況較差（中等收入以下）家庭的收入影響不顯著；使中低及以上收入家庭（q＞1814）的參保者自評健康狀況改善。下文對上述發現作一些討論和解釋。

?表6 城鎮職工醫保對醫療費用影響門檻效應結果的進一步考察

首先，就減輕醫療負擔而言，城鎮職工醫保的受益群體是經濟狀況較差的家庭。本文給出幾種可能的解釋。第一，不同經濟狀況家庭對醫療機構的選擇不同。經濟狀況好的家庭在就醫時可能傾向于選擇三甲醫院，掛專家門診號或特需門診號，報銷比例較低；而經濟狀況較差的家庭可能優先選擇報銷比例更高的社區醫院或醫保所屬地的醫院就醫。第二，不同經濟狀況家庭對醫療設施的選擇不同。經濟狀況好的家庭更在意醫養環境，會傾向于選擇配套設施齊全但不在醫保范圍內的VIP 病房；而經濟狀況較差的家庭更在乎成本，可能傾向于選擇在醫保范圍內能夠報銷的普通病房，節省部分住院費。在用藥方面，術后的鎮痛泵及一些進口藥等均不在醫保報銷范圍內，患者可以根據需要選擇使用與否，經濟狀況較好的家庭會考慮治療的舒適度等其他因素。第三，不同經濟狀況的家庭對醫療服務的需求不同。本文用受訪者“上個月去醫院就醫的次數”和“過去一年住院的次數”來衡量受訪者醫療服務利用情況。如表10所示，城鎮職工醫療保險對受訪者月就醫次數和年住院次數的影響隨家庭經濟狀況的不同而有差異，并未使低收入家庭增加醫療服務利用率，但使經濟狀況好的家庭顯著增加月就醫次數和年住院次數。醫療服務價格的下降不能被其需求的快速上升所抵消，導致經濟狀況較好的家庭并未減少醫療支出。

其次，就促進健康狀況而言，城鎮職工醫保使中低及以上水平收入群體受益。原因可能是此類人群參加城鎮職工醫保，增加了對醫療服務的利用率（如表10所示），不僅使疾病得到及時醫治，而且就醫次數增加會豐富獲得養生和保健知識的渠道，有利于健康行為的規范。城鎮職工醫保對中低收入人群醫療服務需求的影響不顯著，但也改善了其自評健康狀況，原因可能是參保者有了醫療保障，心理有了安慰或依賴，主觀認為自己健康狀況良好。

最后，就增加收入的作用而言，城鎮職工醫保的受益者是中等及以上水平收入群體。原因可能是此類人群參加城鎮職工醫保，增加了對醫療服務的利用率（如表10所示），雖未減少醫療支出，但健康狀況改善，勞動供給效率增加，使收入顯著增加。而中等以下收入群體并未因為參加城鎮職工醫保而增加醫療需求，甚至減少了住院次數。參保需要繳納一定的保費，保費支出擠出了低收入群體本可以用于醫療服務的資金，使其無法及時就醫，健康狀況難以改善，因此對收入的影響不顯著。

?表10 城鎮職工醫保對醫療服務需求影響的固定效應回歸結果

四、穩健性檢驗

“因病致貧、因病返貧”問題使得包含醫療支出的家庭人均支出難以代表真正的家庭經濟狀況，本文用家庭人均總支出減去人均醫療支出作為門檻變量進行穩健性檢驗。表11和表12分別給出了城鎮職工醫保對醫療支出、收入和健康影響的門檻效應的自抽樣檢驗和門檻值。從表12可以看出，城鎮職工醫保對收入的門檻值與表4所示的結果差別很小，取單一門檻模型的門檻值分別為6700元和6333元進行穩健性檢驗。根據表11的檢驗結果，對醫療支出的影響選擇三重門檻模型，門檻值分別為734.8元、1905.9元和6700元，與表4的結果略有差異。于是進行門檻效應結果估計（見表13），仍能夠得出城鎮職工醫保減輕經濟狀況較差家庭醫療負擔、增加經濟狀況較好家庭醫療支出的結論。表11第（3）列表明，以除醫療支出外的家庭支出衡量經濟狀況作為門檻變量時，城鎮職工醫保對自評健康狀況的門檻效應并不存在。用家庭人均支出作為門檻變量，城鎮職工醫保對自評健康狀況的影響有門檻效應，是由于人均總支出中包含了醫療支出，這意味著城鎮職工醫保對自評健康狀況的影響只與醫療支出有關，與醫療支出外的其他支出無關。

?表11 對醫療支出、收入和自評健康狀況影響的門檻效應的自抽樣的穩健性檢驗

五、結論和政策建議

本文使用中國健康與養老追蹤調查（CHARLS）數據，利用門檻面板模型考察了城鎮職工醫保制度的受益公平性，不僅估計了城鎮職工醫保對收入影響的門檻效應，還研究了其對醫療負擔和健康狀況在不同經濟狀況下的影響，并利用兩部分模型和Heckman兩階段模型解決醫療支出有大量零值問題。結果發現，城鎮職工醫保在減輕醫療負擔方面體現了受益公平性特征，在促進健康和增加收入方面，各收入階層的受益差距較大。具體來說，第一，城鎮職工醫保使經濟狀況較好的人群健康狀況改善，收入增加，但并未減輕其醫療負擔；第二，對于經濟狀況較差的家庭，城鎮職工醫保能夠有效減輕其醫療負擔，但對其收入的影響不顯著，并未改善低收入家庭參保者的自評健康狀況；第三，城鎮職工醫保對自評健康狀況的影響與醫療支出有關，與醫療支出外的其他支出無關。

?表13 城鎮職工醫保對醫療支出影響的門檻效應穩健性檢驗結果

城鎮職工醫保的推行時間最早，制度比較成熟，切實保障了職工的醫療需求，在減輕經濟狀況較差家庭的醫療負擔方面，符合制度建立的宗旨，但未改善其收入狀況，對收入的影響呈上行趨勢，但未能實現醫療保險制度的受益公平性，且經濟狀況較差的參保者對醫療服務的需求并未因為參加保險而得到激勵。鑒于此，本文認為城鎮職工醫保應從以下幾個方面進行完善：

第一，在經濟狀況較差時，城鎮職工醫保使醫療支出減少，且未因為醫療價格降低釋放醫療需求，這一階段不需要考慮其道德風險，而應激勵此類群體及時就醫，釋放醫療需求。在制度的構建上，可以加大對低收入群體的醫療救助，也可以提高其報銷比例或降低起付線，促進其充分利用醫療資源，這也正是近兩年頗受爭議的職工門診共濟保障制度改革努力的目標。此外，在財力許可的情況下，最有效的方式是對低收入人群進行醫保保費的直接補貼，減輕其繳費負擔。

第二，對于經濟狀況較好的群體，城鎮職工醫保使其醫療支出增加，因為參保促進醫療服務需求增加，對此類群體的制度設計應避免醫療資源的浪費。具體做法可以參考累進稅率的做法，實行累進報銷率。累進稅率是根據應納稅金額分等級規定遞增的多級稅率，而累進報銷率是根據醫療費用分等級規定遞減的多級報銷率。這既能引導人們合理利用醫療資源，又能促進社會公平。

第三，繼續擴大城鎮職工醫保的保障范圍，實現制度的運行目標，滿足更多人的醫療需求。具體而言，可以提高社區服務的質量，增加社區服務醫生數量或增加社區服務網點，保障社區醫院醫療服務質量，讓人滿為患的“大醫院”可以分流一些病人至社區醫院就醫。另外，社區可以推行醫療保健問題免費咨詢公益活動，讓低收入群體在特定日期享受免費醫療咨詢服務，便于疾病預防和及時發現，鼓勵及早就醫。