粟文杰

摘要：文章采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2015年和2018年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，使用雙重差分法評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的政策效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)增加了農(nóng)村居民的非醫(yī)療消費(fèi)支出，緩解了醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但對(duì)于農(nóng)村居民的災(zāi)難性醫(yī)療支出的緩解作用不顯著；通過中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌主要通過提升農(nóng)村居民的健康水平來減輕家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，促進(jìn)家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出的增長。

關(guān)鍵詞：城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌；醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)；雙重差分法；中介效應(yīng)檢驗(yàn)

一、引言

我國雖然在現(xiàn)行的標(biāo)準(zhǔn)下消除了絕對(duì)貧困，但由于疾病風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，以及慢性病、大病以及重病產(chǎn)生的高額醫(yī)療費(fèi)用，處于貧困邊緣以及中低收入群體因病致（返）貧的風(fēng)險(xiǎn)仍然存在。新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)難以縮小收入相對(duì)差距和抵御農(nóng)村居民重大疾病的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，截至 2019年10月，全國共有30個(gè)省份發(fā)布了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度整合的方案，評(píng)估制度整合效果已具備一定實(shí)踐基礎(chǔ)。2020年12月16日中共中央、國務(wù)院提出《關(guān)于實(shí)現(xiàn)鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的意見》，明確了醫(yī)療保險(xiǎn)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接的具體舉措，在此背景下研究城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)于農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響有助于為調(diào)整醫(yī)保扶貧政策，健全防范化解因病致（返）貧的長效機(jī)制提供更具指導(dǎo)意義的現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，大多學(xué)者都認(rèn)為碎片化和城鄉(xiāng)二元分治會(huì)導(dǎo)致不公平，建立在戶籍制度上的醫(yī)保制度固化了城鄉(xiāng)和地區(qū)之間的差異，城鄉(xiāng)之間差異化的籌資水平和政府補(bǔ)助能力影響了待遇享受的公平，主要包括醫(yī)療服務(wù)利用可及性差異導(dǎo)致的健康不平等以及醫(yī)療保險(xiǎn)“親富人”和“逆向收入再分配”導(dǎo)致的受益不公平。為了使醫(yī)療保障更加公平可持續(xù)，推動(dòng)醫(yī)療資源合理配置，整合城鄉(xiāng)醫(yī)療保障制度已經(jīng)成為中國基本醫(yī)療保障制度的發(fā)展趨勢(shì)。目前大多數(shù)研究都肯定了統(tǒng)籌醫(yī)保在縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)利用和健康不平等方面的作用，馬超（2017）基于Roemer 機(jī)會(huì)平等理論得出城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌顯著緩解了城鄉(xiāng)居民在醫(yī)療服務(wù)利用和健康水平上的機(jī)會(huì)不平等，同時(shí)還緩解了由于戶籍體制給農(nóng)村流動(dòng)人口帶來的醫(yī)療服務(wù)利用的機(jī)會(huì)不均等，李華（2021）也認(rèn)為城鄉(xiāng)醫(yī)保整合顯著降低了中低消費(fèi)和健康較差的弱勢(shì)群體的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

可見以往文獻(xiàn)著重于評(píng)估醫(yī)保統(tǒng)籌政策在縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)利用和健康不平等方面的政策效果。本文將城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)相聯(lián)系，評(píng)估城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的政策效應(yīng)，以期為改善城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策、建立長效醫(yī)保扶貧機(jī)制和提升農(nóng)村居民健康水平提供理論依據(jù)。

三、實(shí)證模型、變量及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

本研究使用的是中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2015年和2018年全國追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。由于個(gè)人的醫(yī)療服務(wù)利用與消費(fèi)是以家庭為單位的人口、社會(huì)和經(jīng)濟(jì)特征的函數(shù)，因此本文使用家庭作為研究個(gè)體。雖然城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌于2008年就已經(jīng)開始試點(diǎn)，但大規(guī)模的試點(diǎn)是在2016年《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》出臺(tái)之后，因此，本文定義“實(shí)驗(yàn)組”為2015年參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)且2018年參加合并后的城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本，“對(duì)照組”為2016年前后均參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本，最終得到兩期總計(jì)10102個(gè)家庭樣本，其中實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組樣本分別為1346個(gè)和8756個(gè)。

城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)整合可以看作是一次“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，從而進(jìn)行政策效果評(píng)估。近年來，雙重差分法作為一個(gè)重要的評(píng)估政策效應(yīng)的方法受到國內(nèi)學(xué)者的重視，該方法能較好地控制一部分內(nèi)生性問題。本文構(gòu)建雙重差分模型如下：

yit=β0+β1treatt*timei+β2treat+β3timei+β4Xit+εit（1）

式（1）中yit表示i個(gè)體第t年的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)；treat為實(shí)驗(yàn)組虛擬變量，2015年參加新農(nóng)合且2018年參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本賦值為1，2015年和2018年均參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本賦值為0；time為政策期虛擬變量，以2015年為基期，賦值為0，2018年為政策期，賦值為1；treatt*timei為交互項(xiàng)，其系數(shù)β1為政策的凈效應(yīng)（DID）；Xit表示一系列控制變量，εit代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)是建立在醫(yī)療服務(wù)利用的基礎(chǔ)之上，為了準(zhǔn)確得出政策的凈效應(yīng)，本文先用全樣本分析城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村家庭醫(yī)療服務(wù)利用的影響，然后使用產(chǎn)生過醫(yī)療服務(wù)利用的農(nóng)村家庭樣本進(jìn)行醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)于緩解醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的政策效果研究。利用Gragg“兩部分模型”（two-part model）進(jìn)行建模，首先設(shè)置虛擬變量d（醫(yī)療服務(wù)利用），即家庭年醫(yī)療支出大于0的記為d=1，無醫(yī)療消費(fèi)記為d=0，此時(shí)關(guān)于y的兩部分模型為：

f（y|treat*time）=P（d=0|treat*time） 若y=0

P（d=1|treat*time）f（y|d=1，treat*time） 若y=0（2）

第一部分醫(yī)療服務(wù)利用使用全樣本及l(fā)ogit模型進(jìn)行估計(jì)，第二階段則使用d=1（發(fā)生醫(yī)療支出的家庭）的樣本根據(jù)被解釋變量的類型進(jìn)行建模。

（二）變量說明及描述性統(tǒng)計(jì)

1. 因變量

醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)是指因?yàn)榧膊〗o家庭所帶來的直接或間接經(jīng)濟(jì)損失，本文主要研究疾病所帶來的直接經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，主要包括家庭全年醫(yī)療費(fèi)用、非醫(yī)療消費(fèi)支出、醫(yī)療負(fù)擔(dān)和災(zāi)難性醫(yī)療支出。醫(yī)療服務(wù)利用使用家庭本年度是否產(chǎn)生過醫(yī)療支出來測(cè)度；家庭醫(yī)療費(fèi)用是扣除醫(yī)保報(bào)銷部分的自付醫(yī)療費(fèi)用，是評(píng)估醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的基礎(chǔ)；趙邵陽（2010）的研究指出疾病風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著減少家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出，除非醫(yī)療保險(xiǎn)能夠?qū)膊_擊進(jìn)行完全保險(xiǎn)，因此本文用家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出來反映統(tǒng)籌醫(yī)保保障能力變化；醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)很大程度上跟家庭的支付能力有關(guān)，當(dāng)發(fā)生醫(yī)療支出時(shí)，為了平滑醫(yī)療消費(fèi)給家庭帶來的經(jīng)濟(jì)沖擊，家庭成員可能會(huì)縮減其他消費(fèi)支出，但對(duì)食品支出的影響較小，本文用自付醫(yī)療費(fèi)用占家庭非食品消費(fèi)支出的比重來衡量家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)；當(dāng)一個(gè)家庭年度醫(yī)療衛(wèi)生支出達(dá)到家庭年非食品消費(fèi)支出和家庭年收入的40%及以上即認(rèn)為發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出（WHO，2003），因此本文以家庭自付醫(yī)療支出占家庭非食品消費(fèi)支出的40%作為災(zāi)難性醫(yī)療支出的界定標(biāo)準(zhǔn)，并且使用家庭自付醫(yī)療支出占家庭收入的40%做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2. 控制變量

根據(jù)以往的研究及安德森醫(yī)療服務(wù)利用模型，本文選擇的控制變量主要包括家庭特征、健康狀況、環(huán)境因素和隔代照料。

家庭特征包括家庭人數(shù)和家庭年收入。家庭人數(shù)越多可能產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用就越高，同時(shí)也意味著有更多的收入來源；家庭收入能反映家庭醫(yī)療服務(wù)消費(fèi)的支付能力。

健康狀況主要用慢性病、殘疾和生活自理能力來衡量。健康狀況決定了醫(yī)療服務(wù)利用，是影響醫(yī)療支出的關(guān)鍵因素，健康狀況還會(huì)通過影響個(gè)人的工作能力從而對(duì)收入產(chǎn)生影響。

環(huán)境因素包括家中是否有自來水、互聯(lián)網(wǎng)利用情況和房屋內(nèi)的整潔程度。家庭飲用水來源會(huì)對(duì)人體的健康產(chǎn)生影響；互聯(lián)網(wǎng)可以通過緩解負(fù)面情緒、傳播健康知識(shí)和影響醫(yī)患信任對(duì)個(gè)人的健康和醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生影響，房屋內(nèi)的整潔程度一定程度上反映了個(gè)體的健康習(xí)慣，環(huán)境惡劣往往容易滋生細(xì)菌從而對(duì)健康產(chǎn)生影響。

隔代照料是老年人對(duì)自己孫子女的日常照料，唐齊鳴（2014）的研究指出老齡人口的撫養(yǎng)系數(shù)會(huì)顯著影響家庭的醫(yī)療保健支出，老年人在進(jìn)行隔代照料時(shí)會(huì)關(guān)注孫子女和自身的健康狀況。此外，本文將按照東中西部地區(qū)劃分設(shè)置類別虛擬變量以控制地區(qū)效應(yīng)。上述變量的具體定義及描述性統(tǒng)計(jì)見表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)影響的回歸結(jié)果分析

表2模型1中城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)家庭醫(yī)療服務(wù)利用的影響不顯著，城鄉(xiāng)醫(yī)保整合后并不會(huì)增加農(nóng)村居民看病的概率。從模型2可以看到醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出的影響并不顯著，但這并不能否定城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民的減負(fù)效果，醫(yī)療支出還受到醫(yī)療服務(wù)利用率的影響，兩者共同作用導(dǎo)致醫(yī)療支出并不會(huì)顯著降低。模型3中醫(yī)保統(tǒng)籌的系數(shù)顯著為正，說明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌降低了農(nóng)村居民疾病風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)了農(nóng)村居民的健康，增加了農(nóng)村家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出，與馬超（2017）研究結(jié)論相一致。模型4和模型5結(jié)果表明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌雖然顯著降低了農(nóng)村居民的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，但并不能降低其發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌并不能解決新農(nóng)合未能解決的問題。正如馬超（2021）的研究，要減低農(nóng)村居民發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)，補(bǔ)償其收入的作用要大于補(bǔ)償其醫(yī)保，較多貧困邊緣群體只要發(fā)生了醫(yī)療支出就極有可能陷入貧困，只有增加了低收入群體的收入才能真正解決因病致（返）貧問題。

控制變量方面，家庭成員越多就可能會(huì)有更多的收入來源，家庭年收入越高，家庭面臨疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的可能性就會(huì)越??；衡量健康狀況的三個(gè)變量均通過了顯著性檢驗(yàn)，健康狀況是影響家庭疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的重要因素；“家中是否有自來水”“家中是否能夠?qū)拵暇W(wǎng)”和“房屋的整潔程度”對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用和醫(yī)療支出的影響并不顯著，但對(duì)其他三個(gè)因變量通過了顯著性檢驗(yàn)，這可能是環(huán)境因素主要是通過影響居民的健康來影響居民的醫(yī)療支出和醫(yī)療負(fù)擔(dān)；隔代照料會(huì)增加家庭消費(fèi)支出，包括醫(yī)療支出與非醫(yī)療支出，并且降低家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)和災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率，主要是因?yàn)樾枰舸樟系睦夏耆私】禒顩r更好；西部地區(qū)與東部地區(qū)相比更容易發(fā)生醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，醫(yī)療負(fù)擔(dān)和因病致（返）貧的概率都更高，這反映了東中西部地區(qū)的醫(yī)療公共服務(wù)存在較大的地區(qū)不平等。

（二）城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌影響農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)機(jī)制分析

根據(jù)表3的回歸結(jié)果推測(cè)出城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的影響路徑可能是通過增加農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用率，提高農(nóng)村居民的健康水平，降低疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，從而增加農(nóng)村居民的非醫(yī)療消費(fèi)支出，減輕了醫(yī)療負(fù)擔(dān)。由于CHARLS數(shù)據(jù)中沒有關(guān)于家庭醫(yī)療服務(wù)利用的相關(guān)題設(shè)，為了對(duì)醫(yī)保統(tǒng)籌影響農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)制進(jìn)行分析，本文利用訪員對(duì)家庭其他成員的健康評(píng)價(jià)以及受訪者的健康自評(píng)構(gòu)造家庭成員平均健康水平，將其作為中介變量進(jìn)行檢驗(yàn)，其為1～5的連續(xù)型變量，均值為3.175。檢驗(yàn)中介效應(yīng)最常見的方法是Baron和Kenny的逐步檢驗(yàn)法，其步驟如下：

Y=a0+dDID+a1treat+a2time+X+ε（3）

M=b0+eDID+b1treat+b2time+X+ε（4）

Y=c0+fDID+gM+c1treat+c2time+X+ε（5）

式（3）是檢驗(yàn)d對(duì)Y的總效應(yīng)，即城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響效應(yīng)，雖然上文表3已經(jīng)對(duì)總效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，但在構(gòu)造家庭成員平均健康水平變量時(shí)損失了部分樣本，因此下面會(huì)再次對(duì)式（3）進(jìn)行檢驗(yàn)。式（4）是城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)中介變量（家庭健康水平）的影響效應(yīng)，式（5）表示控制中介變量后醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響效應(yīng)。依次對(duì)上式進(jìn)行檢驗(yàn)，如果系數(shù)d、e、g全都顯著則中介效應(yīng)成立，如果f也顯著則認(rèn)為存在部分中介效應(yīng)。

如表3所示，逐步檢驗(yàn)法的每一步的系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，式（4）的回歸結(jié)果顯示城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌顯著提升了農(nóng)村居民的健康水平；式（5）的回歸結(jié)果顯示在加入家庭成員健康水平之后醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的影響效應(yīng)仍然顯著，家庭成員健康水平也在1%的水平上顯著，故部分中介效應(yīng)成立，城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌提升了農(nóng)村居民的健康水平，從而減輕了農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，促進(jìn)了家庭非醫(yī)療消費(fèi)支出的增長。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在家庭樣本中隨機(jī)選擇與原數(shù)據(jù)每一期處理組等量樣本552個(gè)構(gòu)造“偽處理變量”，將新生成的處理變量與政策期變量生成新的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸，將此方法重復(fù)500次最終得到安慰劑檢驗(yàn)的核密度函數(shù)圖。結(jié)果如圖1所示。

圖中“偽處理組”的估計(jì)系數(shù)與真實(shí)的估計(jì)系數(shù)不在一個(gè)水平分布，并且“偽處理組”的p值大都分布在0以上，表明上文得到的估計(jì)結(jié)果并不是隨機(jī)得到的，而是受到了醫(yī)保統(tǒng)籌政策的影響，估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。除此之外，本文還使用家庭自付醫(yī)療支出占家庭收入的40%構(gòu)造災(zāi)難性醫(yī)療支出變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果T值為-0.28，仍然沒能通過顯著性檢驗(yàn)，表明醫(yī)保統(tǒng)籌政策不能夠降低農(nóng)村家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)的概率。

五、結(jié)論與啟示

本文的基礎(chǔ)回歸結(jié)果表明：城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施后促進(jìn)了農(nóng)村居民的非醫(yī)療消費(fèi)支出的增長，顯著降低了農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，但并不能緩解農(nóng)村居民陷入災(zāi)難性醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)；機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)主要是通過增加農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用，提升農(nóng)村居民健康水平來減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)，促進(jìn)消費(fèi)。

以上研究結(jié)論帶來的啟示主要有：城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌提升了農(nóng)村居民健康水平，減輕了醫(yī)療負(fù)擔(dān)，要加快在全國推行城鄉(xiāng)統(tǒng)一的醫(yī)療保險(xiǎn)制度，提高城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的統(tǒng)籌層次；此外，鑒于城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)在防止低收入群體陷入災(zāi)難性醫(yī)療支出方面的羸弱性，應(yīng)加強(qiáng)醫(yī)療救助的銜接工作，實(shí)行參保農(nóng)民差異化的繳費(fèi)資助政策，建立農(nóng)村貧困邊緣和低收入群體動(dòng)態(tài)瞄準(zhǔn)機(jī)制和常態(tài)化補(bǔ)償機(jī)制，強(qiáng)化以農(nóng)民增收為主的相關(guān)配套政策，提高農(nóng)村低收入群體的養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋率，發(fā)揮養(yǎng)老金在緩解農(nóng)村居民災(zāi)難性醫(yī)療支出方面的作用；完善大病補(bǔ)充保險(xiǎn)制度，大病保險(xiǎn)對(duì)低收入群體實(shí)行傾斜性支付，降低農(nóng)村居民大病保險(xiǎn)的起付線并逐步取消封頂線，發(fā)揮大病保險(xiǎn)在減少家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的顯著作用。

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（作者單位：中南民族大學(xué)公共管理學(xué)院）