城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策、居民健康及其健康不平等研究

鄭 超 王新軍 孫 強(qiáng)

一、引言

隨著我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生政策的改革和發(fā)展，社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)已成為保障人民健康的重大民生制度安排。目前，我國(guó)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度基本實(shí)現(xiàn)了全民覆蓋。然而，由于我國(guó)城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)體制的存在和城鄉(xiāng)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)政策的不同，形成了條塊分割明顯的三大社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度①三大社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度包括：城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱城職保)、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱城居保)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱新農(nóng)合)。(以下簡(jiǎn)稱三大醫(yī)保制度)。三大醫(yī)保制度在籌資標(biāo)準(zhǔn)、保障水平和報(bào)銷政策等方面均存在較大差距，這造成了城鄉(xiāng)、區(qū)域和不同社會(huì)群體之間醫(yī)療服務(wù)利用不平衡、醫(yī)保受益不均等的矛盾。目前，盡管三大醫(yī)保制度基本實(shí)現(xiàn)了全民覆蓋，但其發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題仍有待進(jìn)一步解決。值得注意的是，當(dāng)前，新冠肺炎疫情防控中也暴露出社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)存在異地就醫(yī)、異地結(jié)算和醫(yī)保支付困難等方面的棘手問(wèn)題，這背后的重要原因在于三大醫(yī)保制度統(tǒng)籌層次過(guò)低。因此，我國(guó)亟需以此次防控新冠疫情為契機(jī)，深化醫(yī)保制度創(chuàng)新，加快提高社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)統(tǒng)籌層次，逐步解決醫(yī)保制度發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題。

我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)制度覆蓋率和報(bào)銷水平的不斷提升大幅釋放了居民的醫(yī)療支出?？焖僭鲩L(zhǎng)的醫(yī)療支出是否能夠顯著促進(jìn)人民健康水平提升成為衡量醫(yī)療保險(xiǎn)制度運(yùn)行效果的關(guān)鍵指標(biāo)。因此，評(píng)估醫(yī)保政策對(duì)居民健康的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。2016年1 月，國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》，明確指出要整合城居保和新農(nóng)合兩項(xiàng)醫(yī)保制度，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度(簡(jiǎn)稱城鄉(xiāng)居民醫(yī)保)①詳見《國(guó)務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》(國(guó)發(fā)〔2016〕3 號(hào))。。實(shí)施城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民公平享有醫(yī)保權(quán)益和建立更加公平、更可持續(xù)的醫(yī)療保障制度的必然要求。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的實(shí)施效果受到政府和社會(huì)的廣泛關(guān)注。因此，本文旨在研究城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效，并嘗試檢驗(yàn)其健康績(jī)效的影響機(jī)制，探討城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策是否有利于居民健康均等化。

本文基于2015—2018 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用雙重差分模型評(píng)估了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效及其作用渠道。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有：(1)率先從醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平變化的角度，評(píng)估了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康及健康不平等的影響，即醫(yī)療保險(xiǎn)的集約邊際效應(yīng)，并檢驗(yàn)了其健康績(jī)效背后的傳導(dǎo)機(jī)理。(2)鑒于參加統(tǒng)籌后的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)屬于自愿行為，本文充分利用城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策變化帶來(lái)的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”條件，并采用雙差分模型有效解決逆向選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，可以正確識(shí)別城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策與居民健康之間的因果效應(yīng)。(3)從城鄉(xiāng)、地區(qū)、年齡組、教育水平的四個(gè)不同維度探究了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的異質(zhì)性特征，這有助于推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化建設(shè)，為精準(zhǔn)制定差異化醫(yī)保統(tǒng)籌政策提供了有益參考。

二、文獻(xiàn)綜述

識(shí)別醫(yī)療保險(xiǎn)與健康之間的因果關(guān)系受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注和討論。大量國(guó)外文獻(xiàn)研究了參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民健康的影響，即廣延邊際效應(yīng)(Extensive Margin)。與之對(duì)應(yīng)，部分文獻(xiàn)也探討了醫(yī)療保障水平變化對(duì)居民健康的影響，即集約邊際效應(yīng)(Intensive Margin)。比如大量文獻(xiàn)研究了美國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)與健康之間的因果關(guān)系。其中，較多文獻(xiàn)探討了美國(guó)老年人醫(yī)療保險(xiǎn)(Medicare)和醫(yī)療補(bǔ)助保險(xiǎn)(Medicaid)的健康效應(yīng)(Card 等，2008；Chandra 等，2010；Miller 等，2013；McInerney 等，2017；Finkelstein等，2018)。例如，F(xiàn)inkelstein 和McKnight(2008)發(fā)現(xiàn)美國(guó)老年人醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提升了老年人醫(yī)療服務(wù)利用水平，并改善了其自評(píng)健康狀況。Card 等(2009)發(fā)現(xiàn)美國(guó)老年人醫(yī)療保險(xiǎn)使得老年患者的7 天死亡率顯著下降了約1 個(gè)百分點(diǎn)。Finkelstein 等(2012)發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)與自評(píng)健康狀況的全面改善顯著相關(guān)，平均改善了0.2 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。Sommers 等(2014、2017)發(fā)現(xiàn)美國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)(ACA)改革政策顯著降低了死亡率和改善了自評(píng)健康狀況。Graves 等(2020)與Borgschulte 和Vogler(2020)發(fā)現(xiàn)美國(guó)醫(yī)療補(bǔ)助保險(xiǎn)覆蓋率的提升顯著降低了死亡率。其他國(guó)家的相關(guān)研究較少，Gruber 等(2014)發(fā)現(xiàn)泰國(guó)的醫(yī)療保險(xiǎn)改革政策顯著降低了低收入群體的嬰兒死亡率。Pfutze(2014)發(fā)現(xiàn)墨西哥醫(yī)療保險(xiǎn)政策使嬰兒死亡率顯著降低約千分之五。以上文獻(xiàn)主要探討了醫(yī)療保險(xiǎn)影響健康的廣延邊際效應(yīng)。與之對(duì)應(yīng)，國(guó)外部分文獻(xiàn)探討了醫(yī)療保險(xiǎn)影響健康的集約邊際效應(yīng)。例如著名的蘭德公司設(shè)計(jì)了一個(gè)隨機(jī)試驗(yàn)，研究醫(yī)療保障水平不同對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用和健康的影響。蘭德實(shí)驗(yàn)的結(jié)果表明，雖然醫(yī)療保障水平高低能夠顯著影響個(gè)人醫(yī)療服務(wù)利用水平，但是醫(yī)療保障水平的變化對(duì)健康結(jié)果沒有產(chǎn)生顯著影響(Manning 等，1984；Newhouse，2004)。Nishi 等(2012)發(fā)現(xiàn)日本降低醫(yī)療費(fèi)用分擔(dān)比例顯著減少了老年人自付醫(yī)療支出并顯著提升了其健康水平。然而，Shigeoka(2014)發(fā)現(xiàn)降低患者成本分擔(dān)對(duì)老年人健康(比如死亡率、自評(píng)健康等)沒有產(chǎn)生顯著影響。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)大多研究是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)健康的影響。綜合來(lái)看，參加醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提升了居民醫(yī)療服務(wù)利用水平，減輕了醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)，改善了居民健康狀況，緩解了“看病難(貴)”“因病致(返)貧”問(wèn)題，顯著增加了國(guó)民福祉(程令國(guó)和張曄，2012；王新軍和鄭超，2014；Cheng 等，2015)。然而，值得指出的是，周欽等(2016)發(fā)現(xiàn)城居保加劇了居民健康不公平。金雙華等(2020)發(fā)現(xiàn)健康較差群體的醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷水平更低，得出我國(guó)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)存在較大的受益不公平問(wèn)題。在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)現(xiàn)全民覆蓋的基礎(chǔ)上，未來(lái)醫(yī)保政策的深化改革將集中在調(diào)整醫(yī)療保障水平、提高統(tǒng)籌層次、促進(jìn)公平和創(chuàng)新治理能力增強(qiáng)等方面，目標(biāo)在于解決醫(yī)保制度發(fā)展不平衡不充分問(wèn)題。目前，較少文獻(xiàn)涉及醫(yī)療保障水平變化對(duì)健康的集約邊際影響。比如趙紹陽(yáng)等(2015)利用某城市的城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌改革作為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，分析了醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平變化對(duì)居民醫(yī)療服務(wù)利用的影響。王貞等(2019)使用斷點(diǎn)回歸方法研究了城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平提升對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響。沓鈺淇等(2020)發(fā)現(xiàn)保障水平的提高顯著提高了醫(yī)療服務(wù)利用水平，但對(duì)死亡率等健康指標(biāo)沒有顯著影響。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外探討醫(yī)療保險(xiǎn)廣延邊際效應(yīng)的文獻(xiàn)已經(jīng)十分豐富，但是國(guó)內(nèi)探討醫(yī)療保險(xiǎn)集約邊際效應(yīng)的文獻(xiàn)稀少。其中，更是鮮有文獻(xiàn)涉及醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)健康影響的集約邊際效應(yīng)。因此，本文基于我國(guó)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策改革對(duì)居民健康的影響和微觀數(shù)據(jù)，探討了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的集約邊際效應(yīng)，這有助于彌補(bǔ)相關(guān)文獻(xiàn)的不足。

三、理論框架和實(shí)證策略

（一）理論框架

為給后文評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效提供理論層面的支撐，本文先在健康經(jīng)濟(jì)學(xué)范疇內(nèi)進(jìn)行理論探討。在經(jīng)典的Grossman 健康需求理論模型中，將健康作為耐用資本存量，健康水平變化受到健康初始稟賦、健康投資和健康折舊三個(gè)因素的共同驅(qū)動(dòng)。本文借鑒Grossman(1972)構(gòu)建的健康資本理論模型和Leibowitz(2004)提出的健康生產(chǎn)擴(kuò)展模型分析影響個(gè)體健康的因素。以Grossman 健康資本理論模型為基礎(chǔ)，不僅可以有效避免在實(shí)證分析中控制變量選擇的隨意性，而且也對(duì)各個(gè)變量的影響方向有明確的理論期望。在偏好、收入和健康生產(chǎn)函數(shù)形式給定的前提下，理性個(gè)體通過(guò)選擇各期健康投資和其他商品的組合，最終實(shí)現(xiàn)終身效用最大化。具體健康資本累積方程如下：

在式(1)中，t 時(shí)期健康資本的變化(Δ Ht)是由健康投資和健康折舊兩個(gè)要素共同決定的，健康投資受預(yù)算約束和健康生產(chǎn)效率的影響；Ht是在t 時(shí)期健康的存量，Ht?1是在 t-1時(shí)期健康的存量；It是在t 時(shí)期對(duì)健康的投資；δt是在第t 時(shí)期的健康折舊率，影響δt的因素包括年齡、收入、教育等。

從理論上講，因?yàn)槌青l(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策遵循“待遇就高不就低，范圍就寬不就窄”的原則執(zhí)行，那么該政策就是提高了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平，即通過(guò)調(diào)整起付線、封頂線、籌資機(jī)制、報(bào)銷比率和支付方式等措施降低了居民醫(yī)療服務(wù)利用成本。本質(zhì)上，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策降低了居民醫(yī)療服務(wù)利用價(jià)格，放松了收入預(yù)算約束，提高了居民的就醫(yī)可及性，從而釋放了更多的醫(yī)療服務(wù)需求，應(yīng)該有利于促進(jìn)其健康水平提升，但同時(shí)也帶來(lái)了道德風(fēng)險(xiǎn)，即降低了不健康生活行為的成本，這就會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生負(fù)向影響(Cutler 等，2010；Baicker 和Finkelstein，2011；Sommers 等，2017)。總體來(lái)看，大部分文獻(xiàn)一致表明醫(yī)療保險(xiǎn)是影響居民健康的重要因素，但并不是健康生產(chǎn)中影響健康最重要的因素，畢竟健康包括生理和精神等多個(gè)維度，既受到長(zhǎng)期積累的影響，也有短期因素的干擾(Levy 和Meltzer，2008；李華和俞衛(wèi)，2013)。比如Chetty 等(2016)強(qiáng)調(diào)健康行為是影響健康的重要因素之一，在有些方面，不良健康行為造成的健康傷害要高于醫(yī)療服務(wù)治療干預(yù)的效果。鑒于此，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策能否有效改善居民健康狀況還需要展開科學(xué)的實(shí)證研究。

從以上理論可知，健康投資主要受到收入預(yù)算約束和健康生產(chǎn)效率的影響。寬松的收入預(yù)算約束有利于增加健康投入，較高的健康生產(chǎn)效率有利于提高健康產(chǎn)出。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策降低了醫(yī)療服務(wù)利用價(jià)格，使得自付醫(yī)療成本有所削減，從而放松了個(gè)人收入預(yù)算約束。較高的收入有利于提供營(yíng)養(yǎng)更均衡合理的飲食，從而有利于改善居民身心健康狀況。因此，我們認(rèn)為，在提高保障水平的情況下，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策可能通過(guò)提升居民醫(yī)療服務(wù)利用水平、直接降低醫(yī)療支出成本和增加健康投資等渠道影響居民健康。

（二）實(shí)證策略

本文主要研究我國(guó)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策與居民健康之間的因果效應(yīng)(Causal Effect)，即評(píng)估該政策實(shí)施后的健康績(jī)效。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策是一個(gè)由政府主導(dǎo)的外生因素，這就在該政策實(shí)施前后構(gòu)成了一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。在CHARLS 數(shù)據(jù)中，將實(shí)驗(yàn)組設(shè)定為2015 年基期已經(jīng)參加城居?；蛐罗r(nóng)合的居民，其在實(shí)驗(yàn)期選擇參加統(tǒng)籌的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保；與之對(duì)應(yīng)，控制組是指在2015 年基期已經(jīng)參加城居?；蛐罗r(nóng)合的居民，但其在實(shí)驗(yàn)期間沒有參加統(tǒng)籌的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保。在隨機(jī)實(shí)驗(yàn)中，居民進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組和控制組是完全隨機(jī)的，可以直接計(jì)算兩組之間健康指標(biāo)均值之差。然而，現(xiàn)實(shí)環(huán)境中影響居民健康狀況的因素復(fù)雜多樣，可能存在不可觀測(cè)的個(gè)體特征，其與是否進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組相關(guān)聯(lián)，此時(shí)如果簡(jiǎn)單地對(duì)比實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的均值差異，就會(huì)受到時(shí)間趨勢(shì)和不可觀測(cè)特征的共同驅(qū)動(dòng)，那么就只能獲得有偏估計(jì)。鑒于以上分析，本文使用雙重差分法(簡(jiǎn)稱DID)來(lái)解決模型內(nèi)生性問(wèn)題，并評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效。本文在以上理論模型分析的基礎(chǔ)上，將模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i 表示居民，t 表示時(shí)期，Yit是因變量，即居民i 在第t 期的健康指標(biāo)。DIDit是核心解釋變量，其系數(shù)β1的經(jīng)濟(jì)含義是城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康的影響程度。T reatmenti是分組虛擬變量，如果i 屬于實(shí)驗(yàn)組，則定義 Treatmenti=1；否則，i 屬于控制組，則 Treatmenti=0。P ostt是時(shí)期虛擬變量，如果i 處于城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌實(shí)施后的實(shí)驗(yàn)期(2018 年)，則設(shè)定 Postt=1；否則，設(shè)定 Postt=0。εit是擾動(dòng)項(xiàng)。分組虛擬變量Treatmenti的系數(shù)β2代表實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的差異，指的是即使現(xiàn)實(shí)中沒有實(shí)施城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策，其也會(huì)存在此差異。時(shí)期虛擬變量 Postt的系數(shù)β3代表實(shí)驗(yàn)前后兩期本身的差異，指的是即使現(xiàn)實(shí)中沒有實(shí)施城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策，也會(huì)存在共同的時(shí)間趨勢(shì)。從上述模型中可知，DID 方法同時(shí)控制了分組效應(yīng)(Treatmenti)與時(shí)間效應(yīng)(Postt)，從而可以得到更加干凈的處理效應(yīng)。對(duì)于控制變量Xit的選取，依據(jù)Grossman健康資本需求理論和相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行選取，具體選擇的控制變量如后文所示。

四、數(shù)據(jù)來(lái)源、變量選取及變量描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(簡(jiǎn)稱CHARLS)。CHARLS 包含了45 歲及以上中老年居民和家庭的信息數(shù)據(jù)。本文使用最新公布的2015—2018 年CHARLS 兩期數(shù)據(jù)。為了把城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)健康影響的集約邊際效應(yīng)從其他醫(yī)療保險(xiǎn)中精確分離出來(lái)，我們進(jìn)行了如下篩選：首先，排除數(shù)據(jù)中未參保個(gè)體和參加城職保的個(gè)體；其次，排除了參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的個(gè)體；最后，排除了無(wú)法識(shí)別參保狀態(tài)和變量數(shù)據(jù)缺失的數(shù)據(jù)。經(jīng)過(guò)以上篩選過(guò)程，形成了一個(gè)兩期面板數(shù)據(jù)。最終的樣本量包含29100 個(gè)，其中實(shí)驗(yàn)組、控制組樣本量分別是4424 個(gè)、24676 個(gè)。

（二）變量選取

1.健康測(cè)量

本文最關(guān)心的因變量是健康，健康是一個(gè)多維的綜合性指標(biāo)，既包括主觀健康，也包括客觀健康。參考已有經(jīng)典文獻(xiàn)，本文主要使用自評(píng)健康(Self-Reported Health)作為刻畫健康狀況的指標(biāo)。對(duì)于自評(píng)健康，該指標(biāo)在健康經(jīng)濟(jì)學(xué)中已被廣大國(guó)內(nèi)外學(xué)者所使用，能夠體現(xiàn)居民身體在生理、心理、認(rèn)知和外界環(huán)境等方面的多維度信息，并能夠形成對(duì)自身健康的綜合評(píng)價(jià)結(jié)果(Finkelstein 等，2009；李華和俞衛(wèi)，2013；Humphreys等，2014)。由此可知，自評(píng)健康的內(nèi)涵和世界衛(wèi)生組織對(duì)“健康”的定義“健康不僅僅是不生病或不衰弱，而且還是身體的、精神的和社會(huì)的完好狀態(tài)”相統(tǒng)一。當(dāng)然，為了更加全面地評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策與健康之間的因果效應(yīng)，需要增加心理健康和客觀健康指標(biāo)來(lái)全面測(cè)度健康狀況。其指標(biāo)設(shè)定如下。

第一，對(duì)于自評(píng)健康狀況，根據(jù)CHARLS 中的提問(wèn)“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)行設(shè)定，把自評(píng)健康(Self_Health)按照五個(gè)選項(xiàng)“很不好、不好、一般、好、很好”順序賦值為1～5。

第二，對(duì)于心理健康狀況，選取流調(diào)中心抑郁量表(簡(jiǎn)稱CES-D)，其已被學(xué)者們廣泛用于測(cè)量心理抑郁狀況(Andersen 等，1994；李濤等，2018；鄭超和王新軍，2020)。根據(jù)CHARLS 中抑郁量表給出的十個(gè)問(wèn)題計(jì)算CES-D 得分①在CHARLS 中，抑郁量表包含的10 道題是有關(guān)被調(diào)查者上一周的感覺及行為情況：1.因小事而煩惱；2.很難集中精力；3.感到情緒低落；4.做任何事都很費(fèi)勁；5.對(duì)未來(lái)充滿希望；6.感到害怕；7.睡眠不好；8.感到孤獨(dú)；9.很愉快；10.無(wú)法繼續(xù)生活。答案有四個(gè)選項(xiàng)：A.很少或者根本沒有(＜1 天)，B.不太多(1～2 天)，C.有時(shí)或者說(shuō)有一半的時(shí)間(3～4 天)，D.大多數(shù)的時(shí)間(5～7 天)。把第5 題和第9 題的答案選項(xiàng)依次賦值為3、2、1、0，剩余的8 道題的答案依次賦值為0、1、2、3。，將十個(gè)問(wèn)題加總獲得CES-D 得分，該得分越大，表示居民的抑郁程度越嚴(yán)重。

第三，對(duì)于客觀健康狀況，借鑒程令國(guó)和張曄(2012)的做法，主要選取受訪者的認(rèn)知功能(MMSE)②本文也選取了日常生活自理能力(ADL)和器具性生活自理能力(IADL)兩個(gè)客觀健康衡量指標(biāo)進(jìn)行回歸，其結(jié)果與使用認(rèn)知功能(MMSE)的回歸結(jié)果基本保持一致。。在CHARLS 問(wèn)卷中，簡(jiǎn)易精神狀態(tài)量表(MMSE)包括11 個(gè)問(wèn)題，賦值每一項(xiàng)目為0 或1，然后將其加總得到MMSE 得分，該分值越大，表示認(rèn)知水平越高。

第四，對(duì)于健康不平等狀況，采用由個(gè)人自評(píng)健康測(cè)度的相對(duì)剝奪指數(shù)來(lái)刻畫健康不平等。依據(jù)相對(duì)剝奪理論，在一個(gè)群組內(nèi)，如果居民健康水平越低，健康劣勢(shì)就越大，遭受的健康相對(duì)剝奪程度就越高，即健康不平等水平越高。根據(jù)Kakwani(1984)對(duì)Kakwani 相對(duì)剝奪指數(shù)(簡(jiǎn)稱RD)的定義，假設(shè)Y 代表一個(gè)參照群組，樣本量為n，對(duì)居民的自評(píng)健康水平進(jìn)行排序，得到總體自評(píng)健康分布為向量 Y=(y1,y2,y3,… ,yn?1,yn)，其中。因此，第i 個(gè)居民 yi與第j 個(gè)人相比較，第i 個(gè)居民的健康相對(duì)剝奪指數(shù) RD (yj,yi)表示為：

在式(5)的基礎(chǔ)上，可以將第i 個(gè)居民 yi受到的平均相對(duì)剝奪 RD (y,yi)表示為：

其中，μY是參照群組Y 中n 個(gè)所有樣本的自評(píng)健康均值，是參照群組Y 中居民自評(píng)健康超過(guò) yi樣本的數(shù)量，是參照群組Y 中居民自評(píng)健康超過(guò) yi樣本的自評(píng)健康均值。

2.控制變量

本文從以下五個(gè)層面選取控制變量：第一，個(gè)體特征主要包括性別、年齡、婚姻、收入、受教育水平、子女?dāng)?shù)目等；第二，個(gè)人健康行為習(xí)慣主要包括是否抽煙、是否鍛煉身體①在CHARLS 中，對(duì)于問(wèn)題“通常每周有沒有至少持續(xù)做以下三項(xiàng)活動(dòng)十分鐘？包括耗費(fèi)體力的激烈活動(dòng)(如快速騎車)、中等強(qiáng)度的體力活動(dòng)(如打太極拳)、輕度體力活動(dòng)(如走路)”，如果至少有一項(xiàng)回答“是”，表示有鍛煉行為，否則，視為不鍛煉。、是否喝酒等；第三，家庭衛(wèi)生環(huán)境用家庭衛(wèi)生整潔程度來(lái)表示②根據(jù)CHARLS 中對(duì)“這戶人家的室內(nèi)整潔度如何”問(wèn)題的回答設(shè)定家庭衛(wèi)生整潔程度。；第四，醫(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)質(zhì)量和就醫(yī)成本用醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療水平滿意度指標(biāo)來(lái)表示③根據(jù)CHARLS 中對(duì)“您對(duì)本地醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量、成本和方便程度滿意嗎”問(wèn)題的回答來(lái)設(shè)定醫(yī)療服務(wù)滿意度。；第五，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展層面主要包括東部中部西部地區(qū)以及城鄉(xiāng)和省份差異等。各變量的具體定義詳見表1。

表1 變量定義和設(shè)定

（三）變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

在表2 中，第(1)列和第(2)列分別報(bào)告了實(shí)驗(yàn)組和控制組在基期2015 年城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施之前的統(tǒng)計(jì)結(jié)果；第(4)列和第(5)列分別報(bào)告了實(shí)驗(yàn)組和控制組在實(shí)驗(yàn)期2018 年城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施之后的統(tǒng)計(jì)結(jié)果；第(3)列和第(6)列是控制組和實(shí)驗(yàn)組之間各變量差異的t 檢驗(yàn)結(jié)果；第(7)列是全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

首先，從健康指標(biāo)來(lái)看，自評(píng)健康的全樣本均值為3.0419，這表明大部分中老年人的自評(píng)健康水平為一般以上。在基期2015 年，實(shí)驗(yàn)組和控制組自評(píng)健康并不存在顯著差異；在實(shí)驗(yàn)期，實(shí)驗(yàn)組的自評(píng)健康在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著優(yōu)于控制組。CES-D 得分在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間均存在顯著差異，實(shí)驗(yàn)組的CES-D 得分顯著低于控制組得分。雖然認(rèn)知功能(MMSE)在基期2015 年的實(shí)驗(yàn)組與控制組之間在5%水平上存在顯著差異，但是在實(shí)驗(yàn)期，實(shí)驗(yàn)組的認(rèn)知功能水平顯著高于控制組的認(rèn)知功能水平，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。對(duì)于衡量健康不平等的相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)，在基期2015 年實(shí)驗(yàn)組和控制組之間不存在顯著差異；在實(shí)驗(yàn)期，實(shí)驗(yàn)組的相對(duì)剝奪指數(shù)顯著低于控制組，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。老年人在政策變動(dòng)前后，大部分健康指標(biāo)隨著年齡增長(zhǎng)逐步變差，但是城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得實(shí)驗(yàn)組的健康優(yōu)勢(shì)有所增加。

其次，在各個(gè)控制變量方面，大部分控制變量在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間并不存在顯著差異。雖然少部分變量比如收入水平、子女?dāng)?shù)目等在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間存在顯著差異，但是這些差異在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施前后沒有發(fā)生明顯變化。

五、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的總體評(píng)估

根據(jù)以上理論分析和實(shí)證策略，本文匯報(bào)了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康影響的回歸結(jié)果，具體如表3 所示。其中，模型(1)～模型(4)分別表示使用雙重差分方法對(duì)自評(píng)健康、心理健康、客觀健康和健康不平等指標(biāo)的回歸結(jié)果。

在表3 的模型(1)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得居民自評(píng)健康得分上升了0.1261 分，相當(dāng)于0.1252 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差偏移，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著促進(jìn)了居民自評(píng)健康水平的提升。在模型(2)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得CES-D得分顯著降低了0.3128 分，相當(dāng)于0.0478 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差偏移，并且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策改善了居民心理健康狀況。其可能的原因是城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得醫(yī)保報(bào)銷比例提高和保障范圍擴(kuò)大，有效緩解了居民的就醫(yī)治療壓力和醫(yī)療支出的經(jīng)濟(jì)壓力，進(jìn)而降低其產(chǎn)生心理抑郁的可能性。在模型(3)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得居民MMSE 得分顯著增加了0.2658 分，相當(dāng)于0.0819 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差偏移，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著改善了居民客觀認(rèn)知狀況。對(duì)于健康不平等而言，在模型(4)中可以發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著下降了5.32 個(gè)百分點(diǎn)，該結(jié)果表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策可能通過(guò)提高居民醫(yī)療服務(wù)利用受益公平性，進(jìn)而有助于縮小居民健康不平等差距。在短期內(nèi)，雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策改善居民健康的幅度相對(duì)有限，但是該政策顯著改善了居民健康狀況和縮小了居民健康不平等差距，因此該項(xiàng)惠民醫(yī)保政策具有顯著的健康績(jī)效。鑒于健康是一個(gè)長(zhǎng)期的資本存量(Grossman，1972)，本文認(rèn)為在長(zhǎng)期視角下，這項(xiàng)促進(jìn)公共衛(wèi)生服務(wù)均等化的城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策將發(fā)揮更大的健康績(jī)效，有助于“健康中國(guó)”的建設(shè)。

根據(jù)回歸結(jié)果，表3 中的各個(gè)控制變量基本都符合健康經(jīng)濟(jì)學(xué)理論預(yù)期。從個(gè)體特征來(lái)看，年齡、性別、婚姻狀況、受教育水平、收入水平、健康行為、子女?dāng)?shù)目等對(duì)居民健康產(chǎn)生了顯著影響。其中，年齡對(duì)健康產(chǎn)生了負(fù)向影響，因?yàn)殡S著年齡增長(zhǎng)，健康折舊加速，從而隨著年齡增長(zhǎng)，健康狀況趨差。男性比女性更健康，已婚有配偶有利于改善健康狀況。受教育水平是提升健康投資效率的重要因素，受教育水平顯著提高了健康水平。收入是影響健康投資的重要約束因素，回歸結(jié)果表明，收入與健康之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，收入和健康之間存在相互促進(jìn)的循環(huán)作用。在個(gè)人日常健康行為中，規(guī)律鍛煉有助于提升健康水平。子女?dāng)?shù)目與健康之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這可能是由于在資源一定的情況下，子女?dāng)?shù)目越多，平均每位家庭成員獲得的資源越少，父母經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)越重，從而使得健康越差。家庭衛(wèi)生環(huán)境越整潔，越有利于健康。醫(yī)療機(jī)構(gòu)診療水平滿意度越高，健康水平越高，主要是因?yàn)獒t(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)質(zhì)量的提升和就醫(yī)成本的降低有利于提升居民服務(wù)利用水平，從而有助于提升其健康水平。一般而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，擁有更加優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源和衛(wèi)生服務(wù)，越有利于保障居民健康。與此同時(shí)，實(shí)證結(jié)果也驗(yàn)證了該預(yù)期結(jié)論，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的城鎮(zhèn)和東部地區(qū)的居民健康水平更高。

表3 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的回歸結(jié)果

鑒于本文實(shí)證數(shù)據(jù)是兩期面板數(shù)據(jù)，使用DID 方法需要檢驗(yàn)控制變量的均值在實(shí)驗(yàn)組和控制組之間是否平衡①限于篇幅，此處未匯報(bào)檢驗(yàn)回歸結(jié)果，如有需要可聯(lián)系作者獲取。。控制變量的均值在實(shí)驗(yàn)組與控制組之間并不存在統(tǒng)計(jì)

上的顯著差異，均通過(guò)了均值t 檢驗(yàn)。因此，本文使用DID 方法估計(jì)的回歸結(jié)果是可信的。

（二）城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的異質(zhì)性分析

深入探討城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的異質(zhì)性特征有助于精準(zhǔn)制定差異化對(duì)策。本文從以下四個(gè)維度識(shí)別城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的異質(zhì)性。第一，由于處于生命周期不同階段時(shí)，個(gè)人醫(yī)療服務(wù)利用水平和健康狀況等特征存在顯著差異，有必要分年齡段探究該政策的異質(zhì)性特征；第二，由于受教育水平不同，居民的收入水平及健康投入效率等都會(huì)存在顯著差異，因而我們按照受教育水平不同分樣本進(jìn)行研究；第三，由于城鎮(zhèn)和農(nóng)村分別運(yùn)行城居保和新農(nóng)合兩項(xiàng)醫(yī)保制度，要驗(yàn)證城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)城鄉(xiāng)居民健康績(jī)效的影響是否存在顯著差異，還需要分城鄉(xiāng)樣本進(jìn)行探究；第四，由于東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療資源存在明顯差距，有必要按照地區(qū)不同識(shí)別城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的異質(zhì)性。表5 匯報(bào)了異質(zhì)性回歸結(jié)果。

對(duì)于表4 Panel A，按照年齡進(jìn)行分組，具體在年齡65 歲處分為低齡組(Age＜65歲)和高齡組(Age≥65 歲)。在高齡組中，DID 估計(jì)量的系數(shù)明顯大于低齡組，這表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)高齡組居民的健康績(jī)效高于低齡組該績(jī)效。這可能是由于高齡組居民醫(yī)療服務(wù)利用水平高于低齡組居民醫(yī)療服務(wù)利用水平，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)提升保障水平而大幅提高了高齡組居民的醫(yī)療服務(wù)利用水平，高齡組醫(yī)保受益更大，進(jìn)而對(duì)高齡組自評(píng)健康的影響更大。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策更加有利于改善低齡組的心理健康(CES_D)狀況，對(duì)高齡組的影響并不顯著。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著提升了高齡組的客觀認(rèn)知水平(MMSE)，但是對(duì)低齡組客觀認(rèn)知水平的影響并不顯著。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著降低了高齡組的相對(duì)剝奪指數(shù)RD，減少了約11.41 個(gè)百分點(diǎn)，并且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但是對(duì)低齡組并沒有產(chǎn)生顯著影響?？傮w來(lái)看，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效更加有利于高齡組老年人，這有利于提高處于更加弱勢(shì)地位的高齡老年人群體的健康福利水平。

對(duì)于表4 Panel B，按照受教育水平進(jìn)行分組，具體分為受教育水平較低組(初中以下，Education＝0)和受教育水平較高組(初中及以上，Education＝1)。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著提升了受教育水平較低組的自評(píng)健康水平，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)受教育水平較高組的自評(píng)健康產(chǎn)生了正向影響，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。與之類似，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著提升了受教育水平較低組的客觀認(rèn)知水平(MMSE)，但對(duì)受教育水平較高組客觀認(rèn)知水平?jīng)]有產(chǎn)生顯著影響。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著降低了受教育水平較低組的相對(duì)剝奪指數(shù)RD，減少了約8.5 個(gè)百分點(diǎn)，并且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但是對(duì)受教育水平較高組沒有產(chǎn)生顯著影響?？傮w來(lái)看，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效更加有利于受教育水平較低組。通常，相比受教育水平更高的居民，受教育水平較低居民的社會(huì)資源更少，收入水平更低，獲取醫(yī)療服務(wù)資源時(shí)處于弱勢(shì)地位，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策有助于提升該群體的健康福利水平。

對(duì)于表4 Panel C，按照城鄉(xiāng)進(jìn)行分組，具體分為農(nóng)村組(Urban＝0)和城鎮(zhèn)組(Urban＝1)。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著促進(jìn)了農(nóng)村居民自評(píng)健康水平的提升，并且在1%水平上顯著，但是對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)影響并不顯著。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民的心理健康(CES_D)和客觀健康指標(biāo)(MMSE)均產(chǎn)生了顯著改善作用，但是對(duì)城鎮(zhèn)居民的心理健康和客觀健康指標(biāo)的影響較小。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著降低了農(nóng)村居民的相對(duì)剝奪指數(shù)RD，減少了約9.16 個(gè)百分點(diǎn)，并且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，但是對(duì)城鎮(zhèn)組并沒有產(chǎn)生顯著影響?？梢钥闯觯青l(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)農(nóng)村居民的影響更大。一直以來(lái)，城鎮(zhèn)地區(qū)的醫(yī)療資源、基本公共衛(wèi)生設(shè)施、醫(yī)療保障水平等均優(yōu)于農(nóng)村地區(qū)，城鄉(xiāng)之間醫(yī)療服務(wù)利用不平衡、受益不均等的問(wèn)題突出。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的初衷也在于緩解城鄉(xiāng)之間醫(yī)療服務(wù)利用不平衡、受益不均等以及健康不平等的矛盾，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民公平享有基本醫(yī)療保險(xiǎn)權(quán)益，并促進(jìn)健康均等化。因此，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策運(yùn)行初期已經(jīng)促進(jìn)了基本公共衛(wèi)生服務(wù)的均等化建設(shè)和縮小城鄉(xiāng)之間的健康不平等差距，較好地實(shí)現(xiàn)了政策目標(biāo)。

對(duì)于表4 Panel D，按照地區(qū)進(jìn)行分組，具體分為西部地區(qū)(District＝0)、中部地區(qū)(District＝1)和東部地區(qū)(District＝2)。整體來(lái)看，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)西部、中部、東部三個(gè)不同地區(qū)居民健康的差異化影響并不明顯。然而，西部地區(qū)和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后，醫(yī)療保障水平較低。國(guó)家財(cái)政需要加大對(duì)西部和中部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生的支持力度，推進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源擴(kuò)容和地區(qū)合理均衡布局，逐步縮小各個(gè)地區(qū)之間醫(yī)療保障發(fā)展不均等的差距，推進(jìn)我國(guó)基本公共衛(wèi)生服務(wù)的均等化建設(shè)，緩解地區(qū)之間發(fā)展不均衡的矛盾。

表4 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)不同群體健康績(jī)效影響的回歸結(jié)果

綜上分析，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效在不同年齡、不同受教育水平和城鄉(xiāng)之間存在顯著的異質(zhì)性特征。其中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)年齡較高、受教育水平較低、農(nóng)村地區(qū)居民的健康績(jī)效影響更加顯著，并顯著縮小了其健康不平等差距。從以上異質(zhì)性分析的結(jié)論可知，雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施時(shí)間較短，但是已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了顯著的健康績(jī)效，精準(zhǔn)提升了弱勢(shì)群體的健康水平，促進(jìn)了我國(guó)新時(shí)期醫(yī)療保障體系的均等化建設(shè)。

（三）城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文通過(guò)利用雙重差分方法考察了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民自評(píng)健康、心理健康、客觀健康和健康不平等指標(biāo)的影響，表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策具有顯著的健康績(jī)效。在此，為了驗(yàn)證以上結(jié)論的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步選取雙重差分傾向得分匹配方法(簡(jiǎn)記DID-PSM)、安慰劑檢驗(yàn)方法(Placebo Test)和變換健康指標(biāo)分類三種方式進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.使用DID-PSM 研究城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效

該方法可以通過(guò)傾向得分匹配(PSM)控制樣本在可觀測(cè)特征上的偏差。具體而言，我們使用上文相關(guān)控制變量進(jìn)行傾向得分匹配，最近鄰匹配方法的匹配結(jié)果顯示Logit 回歸結(jié)果擬合程度較好(LRchi 2=1243.85，P =0.0 00)，該結(jié)果表明數(shù)據(jù)匹配質(zhì)量較好。這使得控制組和實(shí)驗(yàn)組在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施之前盡可能沒有顯著差異，以減少城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施時(shí)居民選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。如表5 所示，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)自評(píng)健康、心理健康(CES_D)、客觀認(rèn)知水平(MMSE)和健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)等健康指標(biāo)的影響結(jié)果與表3 保持一致。因此，該實(shí)證結(jié)果表明上文估計(jì)得到城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策具有顯著健康績(jī)效的結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

表5 基于DID-PSM方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.使用安慰劑檢驗(yàn)方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文已經(jīng)采用DID 方法和DID-PSM 方法評(píng)估了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效，這兩種政策評(píng)估方法均可以有效控制可觀測(cè)特征。然而，其無(wú)法完全剔除城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)健康的影響是否受到其他不可觀測(cè)特征的共同驅(qū)動(dòng)作用。對(duì)此，我們利用安慰劑檢驗(yàn)方法排除隨時(shí)間改變的異質(zhì)性特征引起的估計(jì)偏差。安慰劑檢驗(yàn)的路徑為：通過(guò)使用實(shí)驗(yàn)組包含的2013 年CHARLS 受訪個(gè)體(2212 人)作為安慰劑檢驗(yàn)的實(shí)驗(yàn)組，同時(shí)將剩余的2013—2015 年CHARLS 數(shù)據(jù)中的個(gè)體作為對(duì)應(yīng)的控制組，從而重新形成一組面板數(shù)據(jù)。進(jìn)一步，我們使用上文的DID 方法重新評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效。第一，假如上文中城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效是由隨時(shí)間而改變的異質(zhì)性因素所驅(qū)動(dòng)的，那么這種健康績(jī)效應(yīng)該會(huì)持續(xù)存在，因而在安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果中應(yīng)該得到類似的健康績(jī)效。第二，假如在安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果中看不到城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效，那么說(shuō)明隨時(shí)間改變的異質(zhì)性影響存在的可能性很低。其回歸結(jié)果如表6所示。在表6 的模型(1)～模型(4)中，對(duì)于自評(píng)健康、心理健康(CES_D)、客觀認(rèn)知水平(MMSE)和健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)而言，利用新構(gòu)造的安慰劑檢驗(yàn)數(shù)據(jù)評(píng)估的結(jié)果均不具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性。與此同時(shí)，少數(shù)交互項(xiàng)DID 估計(jì)系數(shù)的正負(fù)情況與表3 相異。根據(jù)安慰劑檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，可以判定城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策的健康績(jī)效并不是遺漏的隨時(shí)間改變的異質(zhì)性因素所帶來(lái)的影響。因此，安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)論進(jìn)一步支持了表3 回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

3.變換健康指標(biāo)分類進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上結(jié)果的穩(wěn)健性，將自評(píng)健康分為二值虛擬變量進(jìn)行回歸分析。將自評(píng)健康分為二值變量的處理方式在健康經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中已被廣泛采用(程令國(guó)和張曄，2012；潘杰等，2013)。第一種方式，將自評(píng)健康為“很不好、不好、一般”三個(gè)狀態(tài)設(shè)置為自評(píng)健康狀況差(Self_Health_a＝0)，與之對(duì)應(yīng)，把“好、很好”兩個(gè)狀態(tài)設(shè)置為自評(píng)健康狀況好(Self_Health_a＝1)；第二種方式，將自評(píng)健康為“很不好、不好”兩個(gè)狀態(tài)設(shè)置為自評(píng)健康狀況差(Self_Health_b＝0)，與之對(duì)應(yīng)，把“一般、好、很好”三個(gè)狀態(tài)設(shè)置為自評(píng)健康狀況好(Self_Health_b＝1)。其回歸結(jié)果如表7 所示，模型(1)是將自評(píng)健康看作連續(xù)變量回歸的結(jié)果，模型(2)和模型(3)是將自評(píng)健康看作二值虛擬變量的回歸結(jié)果。從表7 模型(1)～模型(3)中可以發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策均產(chǎn)生了顯著的健康績(jī)效，這與上文表3 的回歸結(jié)果保持一致，進(jìn)一步支持了上文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)自評(píng)健康影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

六、城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的作用機(jī)制

醫(yī)療保險(xiǎn)可以通過(guò)降低就醫(yī)成本、提高居民醫(yī)療服務(wù)利用水平或增強(qiáng)居民的健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)等方式，促進(jìn)參保居民健康水平的提升(Card 等，2009；Finkelstein 等，2012；Dunn 和Shapiro，2019)。已有文獻(xiàn)較好地分析了醫(yī)療保險(xiǎn)影響健康的中介渠道，為本文分析作用機(jī)制提供了有益參考。本文將在上文理論分析的基礎(chǔ)上，從多個(gè)中介變量詳細(xì)檢驗(yàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的作用機(jī)制，為呈現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的作用渠道提供新的證據(jù)。

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策在提高保障水平的前提下，其可能主要通過(guò)提升居民醫(yī)療服務(wù)利用水平、直接降低醫(yī)療支出成本和增加健康投資等作用渠道影響居民健康水平。本文主要選取門診醫(yī)療支出自付比例和住院醫(yī)療支出自付比例代表醫(yī)療服務(wù)利用水平及醫(yī)療負(fù)擔(dān)作為中介渠道變量；選取家庭醫(yī)療保健支出、是否體檢代表居民健康投資和健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)作為中介渠道變量。本文借鑒Hayes(2009)識(shí)別作用機(jī)制的方式，構(gòu)建中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行作用渠道分析。其回歸方程如下：

根據(jù)式(7)至式(9)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序依次為：第一步，在基準(zhǔn)模型方程(7)中，估計(jì)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康的影響，要求在系數(shù)β1顯著的基礎(chǔ)上，方可進(jìn)行下一步檢驗(yàn)；第二步，在方程(8)中，將中介變量作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，如果核心解釋變量交互項(xiàng)DID 的系數(shù)γ1不顯著則停止分析；第三步，在方程(9)中，把中介變量和城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策均納入模型進(jìn)行回歸分析。在方程(8)和方程(9)中，M 為中介變量，主要包括門診醫(yī)療支出自付比例(Oop_Outpatient)、住院醫(yī)療支出自付比例(Oop_Inpatient)、醫(yī)療保健支出的對(duì)數(shù)(Ln_Med)、體檢(Exam_Physical)四個(gè)中介渠道變量。以自評(píng)健康為例，系數(shù)β1顯著為正，如果η1和η2均顯著為正且η1減小，則說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)該中介變量發(fā)揮了部分中介效應(yīng)；如果η1顯著為正而η2顯著為負(fù)且η1增大，則說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)該中介變量發(fā)揮了部分中介效應(yīng)；如果η1不顯著而η2顯著，則說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)該中介變量發(fā)揮了完全中介效應(yīng)。

上文實(shí)證結(jié)果已經(jīng)表明，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策具有顯著的健康績(jī)效。鑒于此，本文依據(jù)方程(8)分析城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)各個(gè)中介變量的影響，回歸結(jié)果如表8 所示。在表8 模型(1)中，雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策降低了居民門診醫(yī)療支出自付比例，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。在表8 模型(2)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策使得居民住院醫(yī)療支出自付比例顯著下降了5.41 個(gè)百分點(diǎn)，并且在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。在表8 模型(3)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)醫(yī)療保健支出沒有產(chǎn)生顯著影響。在表8 模型(4)中，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著提升了居民體檢概率，并且在10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，這表明該政策顯著增強(qiáng)了居民健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)。因此，我們把住院醫(yī)療支出自付比例和體檢兩個(gè)指標(biāo)作為下一步檢驗(yàn)的中介變量。

表8 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)中介變量的影響結(jié)果

表9 匯報(bào)了中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，本文選取了自評(píng)健康(Self_Health)、心理健康(CES_D)、客觀健康(MMSE)和健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)作為被解釋變量進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。表9 模型(1)中，住院醫(yī)療支出自付比例(Oop_Inpatient)顯著降低了居民自評(píng)健康水平，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)不再顯著，這說(shuō)明住院醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)越重越不利于居民健康。表9 模型(2)中，體檢(Exam_Physical)顯著提升了居民自評(píng)健康水平，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)比基準(zhǔn)回歸該值有所減小。表9 模型(3)中，住院醫(yī)療支出自付比例(Oop_Inpatient)顯著提升了居民心理抑郁程度，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)不再顯著，這說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)提高醫(yī)保報(bào)銷比例顯著減輕了居民經(jīng)濟(jì)生活壓力，改善了其心理健康狀況。表9 模型(4)中，體檢(Exam_Physical)顯著降低了居民心理抑郁程度，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)比基準(zhǔn)回歸該值有所增大。表9 模型(5)中，住院醫(yī)療支出自付比例(Oop_Inpatient)顯著降低了居民客觀認(rèn)知水平，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)不再顯著。表9 模型(6)中，體檢(Exam_Physical)顯著提升了居民客觀認(rèn)知水平，且交互項(xiàng)DID的系數(shù)比基準(zhǔn)回歸該值有所減小。表 9 模型(7)中，住院醫(yī)療支出自付比例(Oop_Inpatient)提升了健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)，但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。在表9 模型(8)中，體檢(Exam_Physical)顯著降低了健康相對(duì)剝奪指數(shù)(RD)，且交互項(xiàng)DID 的系數(shù)比基準(zhǔn)回歸該值有所增大。

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

綜上所述，經(jīng)過(guò)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)降低住院醫(yī)療支出自付比例和提升體檢概率兩個(gè)渠道提升了健康績(jī)效。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)提高保障水平直接降低了居民醫(yī)療服務(wù)利用的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)水平，同時(shí)增加了健康體檢預(yù)防措施，增強(qiáng)了居民健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)，從而有效改善了居民健康狀況。

七、結(jié)論和建議

本文基于2015—2018 年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)兩期數(shù)據(jù)，利用雙重差分方法(DID)評(píng)估了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)居民健康及其健康不平等的影響，并探討了其作用機(jī)制及其異質(zhì)性影響，得到了下述結(jié)論。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策具有顯著的健康績(jī)效，顯著提升了居民的自評(píng)健康、心理健康和客觀健康水平；城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策顯著降低了Kakwani 健康相對(duì)剝奪指數(shù)，即有利于縮小居民健康不平等差距；城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)年齡較高、受教育水平較低、農(nóng)村地區(qū)居民的健康績(jī)效提升更加顯著，并顯著縮小其健康不平等差距，精準(zhǔn)提升了弱勢(shì)群體的健康水平，有助于解決我國(guó)醫(yī)療保障發(fā)展不平衡不充分的問(wèn)題；同時(shí)，我們利用中介效應(yīng)模型分析了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策健康績(jī)效的作用機(jī)制，得出城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌通過(guò)降低居民醫(yī)療支出自付比例和增強(qiáng)居民健康風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)而顯著促進(jìn)了居民健康水平提升的結(jié)論。因此，雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施時(shí)間較短，但是已經(jīng)顯著提升了健康績(jī)效，較好地實(shí)現(xiàn)了政策旨在保障城鄉(xiāng)居民公平享有基本醫(yī)療保險(xiǎn)權(quán)益、促進(jìn)社會(huì)公平正義、增進(jìn)人民福利的初衷。

基于以上研究結(jié)論，提出以下建議。第一，提升城鄉(xiāng)社會(huì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)統(tǒng)籌層次，分階段實(shí)現(xiàn)市級(jí)、省級(jí)、全國(guó)統(tǒng)籌，強(qiáng)化醫(yī)保制度公平，逐步建立覆蓋全民統(tǒng)一的社會(huì)醫(yī)保制度，讓人民都能享有公平醫(yī)療機(jī)會(huì)，促進(jìn)全民健康平等。在加快推進(jìn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌過(guò)程中，要深化醫(yī)保制度創(chuàng)新，以新發(fā)展理念解決醫(yī)療保障發(fā)展不平衡不充分的問(wèn)題，要讓統(tǒng)籌后的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度引領(lǐng)醫(yī)療資源優(yōu)化配置，降低醫(yī)患雙方的道德風(fēng)險(xiǎn)。讓人民能公平享有同等醫(yī)保待遇，以逐步降低長(zhǎng)期累積的健康不公平程度，助力“健康中國(guó)”戰(zhàn)略的實(shí)施。第二，建立救助對(duì)象及時(shí)精準(zhǔn)識(shí)別機(jī)制，要重點(diǎn)識(shí)別特困人群、高齡老年人、殘疾人、低收入農(nóng)村居民等，這些人屬于經(jīng)濟(jì)和健康弱勢(shì)群體，需要加大對(duì)這些弱勢(shì)群體的政策支持力度。逐步加強(qiáng)基層公共衛(wèi)生設(shè)施建設(shè)，推動(dòng)醫(yī)療健康資源和財(cái)政資金向農(nóng)村和中西部地區(qū)傾斜，緩解城鄉(xiāng)、地區(qū)之間發(fā)展不平衡的矛盾。第三，在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策實(shí)施過(guò)程中，需要科學(xué)提升醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平，倡導(dǎo)健康生活方式。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)提高就醫(yī)治療概率、降低醫(yī)療支出自付比例和改變健康行為等方式來(lái)增大健康績(jī)效。因此，需要適當(dāng)降低就醫(yī)門檻和增加基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量并提升其質(zhì)量，讓人民得到及時(shí)有益的治療，避免出現(xiàn)“小病拖大病”醫(yī)療事件。同時(shí)，倡導(dǎo)開展健康體檢、健康管理或者體育健身等活動(dòng)，逐步培育以預(yù)防為中心的健康觀念。