中国基本医疗保险、户籍差异与新生儿健康——以上海市为例①

唐迪 蔡娇丽 高向东 方中书

（1.上海健康医学院，上海 201318；2.上海市第一妇婴保健院，上海 201204；3.华东师范大学，上海 200062；4.北京交通大学，北京 100044）

1 引言

新生儿健康是健康中国的基石，党的十八届五中全会制定了《“健康中国2030”规划纲要》，明确提出新生儿出生缺陷和不良出生结局已成为新时期妇幼健康的新挑战，并指出中国新生儿健康状况存在明显的城乡和区域差异，要切实提高母婴保障，促进新生儿健康。根据《中国流动人口发展报告2018》数据显示，截至2017 年底，全国流动人口总量为2.44 亿人。随着城镇化进程的加速,流动人口新生儿健康状况堪忧、流动孕产妇死亡率较高等已成为当前中国加速发展过程中的突出问题，引起了社会各界的广泛关注。

基本医疗保险作为建设“健康中国”最重要的制度保障，对提升新生儿健康水平具有显著的推动作用。但相较于户籍人口，中国现存的城乡二元经济体制导致的医疗保障的失衡现象极可能造成新生儿健康水平的户籍差异。随着我国流动人口数量的日益增多，医疗保险能否改善流动人口新生儿健康状况、降低新生儿健康水平的户籍差异应成为社会关注的重要问题。因此，评估基本医疗保险对该群体新生儿健康的实际效果，有针对性地提出提升流动人口新生儿健康水平的对策建议，有利于破解中国“二元化”经济体制的桎梏，促进母婴健康并提升社会经济发展水平，兼具重大的理论意义与实践意义。

国外学者对医疗保险促进新生儿健康方面做了详尽的研究，国外经验表明医疗保险对新生儿健康具有重要促进作用。反观国内现状，目前对此领域的研究尚不多见。要科学精确地评估中国基本医疗保险、户籍差异与新生儿健康的关系可能存在两方面困境：一方面，医疗保险存在“选择性”问题，即高风险者更倾向于选择参加医疗保险，因而致使参加医疗保险的群体整体患疾病的可能性增高。另一方面，目前中国户籍人口与流动人口之间的社会经济地位差异依然明显，流动人口参保前的个体“异质性”也可能造成潜在的混淆性偏差，最终评估限制了结论的形成。有鉴于此，本文利用上海市第一妇婴保健院2013 年1 月至2018 年12 月（150,848 例）孕产妇及新生儿的病历数据。采用倍差法以及倾向性分值匹配与倍差法结合的方法，尽可能在剔除医疗保险“选择性”及人口“异质性”偏误后，分析中国基本医疗保险、户籍差异与新生儿健康的关系，以填补该研究领域的空白。

本文结构安排如下：第二部分介绍了理论以及对现有文献的结论进行了论述; 第三部分对本文中的研究数据和计量方法进行了简要概述；第四部分实证考察了中国基本医疗保险、户籍差异与新生儿健康的关系，最后部分是本文的结论和建议。

2 理论和文献综述

2.1 孕妇拥有医疗保险可以显著提升其新生健康水平

国外学者对医疗保险促进新生儿健康做了较多研究。欧美国家研究发现，美国医疗改革通过扩大医疗保险资格降低了新生儿死亡率和低体重儿的发生率；加拿大研究表明，加拿大的国民保险计划显著的提升了新生儿健康水平[1]；亚洲国家对此领域也有研究，其中，就泰国的医疗保险对新生儿的影响进行的研究，结果表明实施医疗保险和增加医疗补助对新生儿健康具有显著促进作用[3]。总而言之，国外研究证明：医疗保险主要通过增加医疗服务利用率，来提高孕妇的分娩医学认知，进而促进其合理分娩，以提升婴儿质量。

国内学者关于医疗保险与新生儿健康的研究较少。关于医疗保险对健康的影响研究方面，研究对象主要为成年人及老年人，尤其是老年人，鲜有文献将新生儿单独列出进行考察。根据笔者对相关论文数据库资源的检索，国内仅有一篇作了相关研究。唐迪等采用倾向性评分法，探讨了医疗保险对新生儿健康的因果作用，研究发现中国现行的基本医疗保险显著的提升了新生儿健康水平，且对流动人口新生儿的作用更大[3]。

2.2 户籍人口与流动人口的医疗保险受益性存在差异

周钦等[4]发现，中国现行的医疗保险受益水平存在户籍差异，流动人口的健康收益率低于本地户籍人口。城乡二元经济体制限制了流动人口获得社会保险、城市福利的机会，流动人口的“异质性”造成了流动人口和本地居民之间的差异。张保华等[5]研究结果表明流动人口孕期产期教育明显低于户籍人口。相较于户籍人口，现存的城乡二元经济体制导致的医疗保障的失衡现象，极有可能会造成新生儿在健康水平方面的户籍差异。唐迪等[6]研究表明流动人口孕妇生产的新生儿健康状况远差于上海本地人口，当前中国的基本医疗保险对流动孕产人群的保障水平仍显不足。杜本峰等[7]认为，由于流动人口女性处于更为弱势的地位，致使其在传染病和孕妇保健方面远低于本地的人口。

2.3 人口“异质性”：实证研究中的困境

从医疗保险“选择性”方面来看。当前，国外学界对医疗保险的健康效应仍存在着两个方面的争议：一方面，部分学者认为，由于医疗保险具有“逆向选择性”效应，将致使疾病高风险人群更有可能参加保险计划；另一方面，现有理论认为风险厌恶人群倾向于参加更多的保险，同时尽量降低风险发生的可能性，即“正向选择性”。就人口“异质性”而言。人群不同的迁移状态将致使其健康状况迥异。“健康移民效应”尽管移民者往往处于较低的社会经济地位，但他们的健康状况却往往优于当地居民[8]。由于移民是一个有选择的过程，即移民的“自选性”，而健康的人群有着更多的迁移机会[9]。上述医疗保险的“选择性”问题以及流动人口的“异质性”极可能造成实证研究中评估不正确。国内外学者使用倾向性评分法（PSM）、工具变量法（IV）、倍差法(DID)等反事实因果推断的计量方法来解决此类问题[10]。

3 研究数据、模型设定与变量选取

3.1 研究数据

本文利用上海市第一妇婴保健院2013 年1 月至2018 年12 月共计150,864 例的孕产妇及出生人口病历数据，该数据除了包含新生儿结局变量，还囊括孕妇的社会人口学方面变量，包括孕妇的年龄、户籍（上海本地人口或流动人口）、职业（是否有工作或其他）、婚姻状态（是否已婚或其他）、民族（是否为汉族或其他）和国籍（是否为中国国籍或其他）；孕妇健康方面的变量，包括孕妇的怀孕胎次、生产产次、怀孕孕周、是否高危妊娠、母体诊断、是否为危重产妇、生产方式（剖腹产或是顺产）、是否通过人工辅助生殖技术怀孕、是否经历抢救、是否有梅毒阳性、母亲血型等；孕妇其他因素方面的变量，包括住院天数、总费用、入院方式等。该数据中，样本参保率为62%，参保人数94,255 人，未参保人数56,609 人；上海本地人口92,860 人，流动人口58,004。约40%的孕产妇为流动人口。鉴于本文仅研究中国基本医疗保险的影响，因此，本文剔除了其他参加商业或社区其他保险的人群16 人，最终本文的样本量为150,848 人。

上海市第一妇婴保健院为上海最大的三级甲等妇幼保健专科医院之一，近几年来，年分娩量超过3 万人次，位列全国第一。该院的病历信息健全、数据详尽且无遗漏变量，尽可能确保研究结果的无偏和一致。上海作为全国最大的人口净流入城市，在医疗保险改革方面也一直处于全国领先地位，使之成为理想的研究地区。

3.2 模型设定

3.2.1 倍差法(DID)。本文主要研究不同户籍状态的医疗保险参保者在新生儿健康水平方面的差异。因此，如何识别医疗保险对不同户籍人口影响的差异即成为本研究的关键点。本文借鉴倍差法（difference-in-differences）的研究思路，将不同户籍与是否参保的交互项作为研究的关键解释变量，对新生儿健康水平的影响作用进行回归分析。具体公式如下：

其中，Infant Healthi 为本文的因变量新生儿健康。为了更加稳健地估计医疗保险对新生儿健康的影响，本文选取了国际上公认的六项项新生儿健康指标作为因变量，该六项指标分别为：新生儿出生时的体重（克）、低体重儿（出生体重小于2500 克）、极低体重儿（出生体重小于1500克）、低阿普加评分（小于7 分）、早产儿（孕周小于37 周）以及新生儿诊断。Migi为户籍差异变量，赋值=1 为流动人口，赋值=0 为上海本地人口；Insi为参保状态变量，赋值=1 为参加医疗保险，赋值=0 为未参保；α3即医疗保险和户籍的交互项，为本文关键解释变量，即参保后新生儿健康水平的户籍差异；Xi和Hi作为本文的控制变量，分别控制了孕产妇的社会人口学和健康状况因素。其中，孕产妇的社会人口学因素包括年龄、户籍、职业、婚姻状态、民族和国籍；健康因素包括胎次、产次、分娩方式以及是否高危妊娠。

3.2.2 匹配倍差法(MDID)。如上文所述，一方面，对不同户籍人口参加医疗保险差异的研究极可能受到人口“选择性”和“异质性”偏差的影响。另一方面，医疗保险的“逆向选择”的问题也可能导致研究结果的偏误。国外学者解决此问题的主要计量方法为工具变量法（IV）和倾向性匹配法（PSM）[11]。前者由于通常情况下很难找到完美的工具变量，而倾向性评分匹配法更适用于本研究类型的大样本量研究，该方法是由Rosenbaum & Rubin 提出并用于最大可能解决非随机试验的样本选择性偏差（Selecting Bias）和混淆偏误（Confounding Bias）[12]。因此，本研究在倍差法的基础上，将其与倾向性评分匹配法（PSM）结合，即匹配倍差法（MDID），以消除人口选择性及潜在混淆因素后，评估不同户籍人口参加医疗保险对新生儿健康水平的影响效应。

具体而言，该方法分为两部，第一步，采用Probit 模型估算倾向性得分，以便在数据集中识别出与孕妇户籍差异的社会人口学和健康状况的特征，即将公式（1）中的Xi 和Hi 作为协变量，进而将确定的协变量值相似的个体分组在一起，以评估户籍状态的独立影响，从而控制户籍差异可能导致的“选择性”和潜在混淆因素。第二步，对配对完成后的样本再用倍差法（DID）计算医疗保险和户籍的交互项，进而得到医疗保险对新生儿健康的平均影响效应(ATT)。

3.3 变量选取

3.3.1 关键解释变量。通过大量的国内外文献梳理，本文将医疗保险作为核心自变量，以二分变量是否参加基本医疗保险作为测量的关键变量。2016 年1 月1 日，上海市城乡居民基本医疗保险制度正式实施，允许未参加其他基本医疗保险险种的上海本地居民参加该基本医疗保险。至此，上海市的基本医疗保险由两种基本医疗保险构成，即城镇职工基本医疗保险和城乡居民基本医疗保险。有鉴于此，本研究中的核心自变量，即孕妇是否参加基本医疗保险的定义为只要参加了城镇职工基本医疗保险或者城乡居民基本医疗保险两种基本医疗保险中的任何一种，就将其认定为参加了基本医疗保险。参保取值为“1”，不参保取值为“0”。

3.3.2.因变量。为更稳健地估计医疗保险对新生儿健康的影响，本文在大量检索国外该领域文献后，选取了国际上公认的六项标准作为六个因变量：新生儿体重、低体重儿、极低体重儿、阿普加评分、早产儿以及新生儿诊断。本文的六个因变量也兼顾了稳健性检验。

（1）新生儿体重：是指新生儿出生时的体重。其中，新生儿体重为四个变量中唯一的连续变量，其余变量均为二分变量。

（2）低体重儿：新生儿出生时，其出生体重小于2500 克（1=出生体重小于2500 克，其他=0）。

（3）极低体重儿：新生儿出生时，其出生体重小于1500 克（1=出生体重小于1500 克，其他=0）。

（4）阿普加（Apgar）评分小于7 分：新生儿出生后5 分钟内，儿科医生或助产士根据该新生儿的身体状况进行评估，阿普加Apgar 评分小于7 分的新生儿考虑患有轻度窒息的可能（Apgar评分小于7 分的新生儿=1，其他=0）。

（5) 早产儿：定义为出生时孕周小于37 周的新生儿（1=出生时孕周小于37 周，其他=0）。

（6) 新生儿诊断：根据国际疾病分类（ICD-10）编码（1= 任何被诊断为异常的新生儿，其他=0），新生儿异常诊断包括胎儿疾病、新生儿畸形、新生儿疾病以及其他疾病，诸如巨大儿、多指、隐睾症、新生儿肺炎、新生儿ABO 溶血、新生儿免疫异常等新生儿疾病。

3.3.3 其他控制变量。经前期文献检索发现，性别、年龄、婚姻状况等都会对健康产生影响。因此，本文所涉及的研究都控制了孕妇的社会人口学变量、孕妇自身健康相关变量以及孕期健康行为的变量。

（1）社会人口学变量：包括孕妇的年龄、户籍（1=上海本地人口；0=外来人口）、职业（1=有职业；0= 无业）、婚姻状态（1=已婚；0= 其他）、民族（1= 汉族；0= 其他）、国籍（1=中国；0= 其他）和分娩年份。

（2）健康因素变量：包括胎次、产次、孕周、以及分娩方式（1=剖腹产；0=顺产）。年龄、胎次、产次、孕周为连续变量，户籍、职业、婚姻状态、民族、国籍、分娩方式以及是否高危妊娠为二分变量。

（3）健康行为变量：包括是否患有妊娠期糖尿病、妊娠高血压和贫血。这是二分变量，即（1=产妇孕期有妊娠糖尿病、妊娠高血压或贫血三种情况之一；否则=0）、是否高危妊娠（1=高危产妇；0= 其他）以及是否有妊娠并发症（1= 产妇发生了妊娠并发症；0= 其他）。

根据笔者文献检索，国外学者Dave 使用了是否患有妊娠期糖尿病、妊娠高血压和贫血作为指标以评估孕妇健康行为方式的变化[13]，因为妊娠期糖尿病可能会反映肥胖的趋势；妊娠高血压可能会反映不健康的饮食；贫血可能会反映铁的摄入量不足。此外，本研究还增加了两个指标：高危妊娠和妊娠并发症。高危妊娠是指母亲或婴儿更可能出现怀孕期间的健康问题，包括医疗风险和罹患主要的医学和外科疾病，如慢性高血压、心脏疾病、胃肠道疾病、癌症、艾滋病、性病等，以及产科风险和健康例胎儿不良结果的风险增加，如多个妊娠、子宫内的胎儿死亡等。妊娠并发症是指在妊娠期间或分娩时诊断出并发症的情况。因此，孕妇健康行为有三个指标：（1）任何导致妊娠糖尿病、妊娠高血压或贫血的情况（1=产妇孕期有妊娠糖尿病、妊娠高血压或贫血三种情况之一；否则=0）；（2）高危妊娠（1=高危产妇；0=其他）；（3）妊娠并发症（1=产妇发生了妊娠并发症；0=其他）。

4 实证结果

4.1 描述性统计

表1 为本文涉及的所有变量的描述性统计。本文研究期间有样本量为N=150848，且该分析样本被分为两个相互排斥的组：即母亲参加中国基本医疗保险的活产婴儿（N=94247），以及那些母亲未参加任何保险的活产婴儿，这些家庭自行承担了所有孕期的费用（N=56601）。因为进入上海从事一定职业的流动人口可能获得上海市的城镇职业基本医疗保险，所以流动人口具有代表性。本文所选取样本的职业（employed）、民族（ethnic status）、国籍（nationality）、户 籍（m ig r a n t status）、婚姻状况（marriage status）、参加医保状况（with insurance）、是否为剖宫产（c-section）、高危因素（high-risk pregnancy）、妊娠并发症（pregnancy complications）和健康行为即是否患有妊娠期糖尿病、妊娠高血压和贫血（any condition gestational diabetes, hypertension, anemia）均为二分变量（binary variable），即一名有工作的孕妇，其民族为汉族、拥有中国国籍和上海本地户口、已婚、并参加了中国基本医疗保险、且其生育时的分娩方式为剖宫产，同时其也是高危产妇并且发生妊娠并发症，且至少患有妊娠期糖尿病、妊娠高血压和贫血其中一种疾病的均编码为1，其余取值为0。

表1 变量定义和样本基本描述统计

表1 的A 组显示了产妇的个体特征。本研究样本的母亲平均年龄为30.72 岁，大多数人（62%的样本）都参加了医疗保险；几乎所有的母亲（94%）都有工作（兼职、自由职业或自营职业的妇女也包括在就业群体中）；绝大多数（99%）的女性已婚，其中大多数（99%）是汉族人；56%的孕产妇含有高危因素；超过41%的产妇进行了剖腹产。就户籍状态而言，约40%的孕产妇为流动人口。

本研究所运用的医疗记录数据包含了一系列的出生结果测量。表1 中的B 组分别给出了六种出生结局的描述性统计。该样本的平均出生体重为3296 克；2.4%的新生儿出生体重低（出生体重小于2500 克）；约0.3%的新生儿出生体重很低（出生体重小于1500 克）；超过0.4%的新生儿阿普加评分较低（低于7 分）；约3.04%的新生儿为早产（孕周小于37 周）。在出生时健康状况异常方面，约有11.1%的新生儿出生时被新生儿科医生诊断为健康状况异常。

本样本还包含有关产妇产前健康的信息。表1 的C 组显示了妊娠并发症、高危妊娠以及产科医生在妊娠或分娩期间诊断的三种情况（妊娠糖尿病、妊娠高血压或贫血）的汇总统计数据。约有55.6%的女性经历过高危妊娠，该百分比的大小看似很高，但高危妊娠的诊断是囊括了任何时期的怀孕和过去的病史和产科史，因此，还需要考虑数据采集的范围条件和诊断评估的时间。近14.7%的母亲在怀孕期间或分娩时被诊断出妊娠并发症；大约11.1%的女性被诊断为妊娠糖尿病、妊娠高血压或贫血三种情况之一。

4.2 倍差法（DID）回归结果（见表2）

表2 对于新生儿体重（克）、低体重儿（出生体重小于2500 克）、极低体重儿（出生体重小于1500 克）、低普阿氏评分（小于7 分）、早产儿（孕周小于37 周）以及新生儿诊断六项新生儿健康指标进行倍差法（DID）回归分析，所有模型都控制了表1 中的产妇人口学基本特征及健康状况因素。回归结果显示，六项新生儿结局指标均表明参保和户籍的交互项系数呈显著的正相关，反映出在同样参保的情况下，流动人口的新生儿体重相对上海本地人口增加了54.2 克。

相同的，早产儿指标也显示，参保和户籍的交互项系数亦显著正相关，流动人口的新生儿发生早产儿的可能性比上海本地人口要高2.9%，而参保后流动人口的新生儿发生早产儿的可能性相对本地人口低3.7%。低体重儿指标同样显示，参保后流动人口的新生儿发生低体重儿的可能性相对本地人口低3.1%。极低体重儿指标同样显示，参保后流动人口的新生儿发生极低体重儿的可能性相对本地人口低0.9%。阿普加评分指标的参保和户籍的交互项系数亦显著正相关，即参保后流动人口的新生儿发生低阿普加评分（评分低于7 分）可能性相对本地人口低0.6%。最后一项指标即新生儿诊断也显示同样的结果，参保后流动人口的新生儿诊断异常可能性相对本地人口低2.5%。

表2 倍差法回归模型结果

值得注意的是，六项指标均显示，流动人口的新生儿健康水平均显著低于上海本地人口，说明该群体的健康状况相对较差，反映出流动人口的异质性和自选性，即流动人口相对较差的社会经济地位和相对较低的医疗服务利用率可能导致潜在的健康水平差异，也进一步说明流动人口的“自选性”可能导致倍差法高估了基本医疗保险对新生儿健康受益的户籍差异。因此，为了确保研究结论的科学合理，需要进一步运用匹配倍差法模型进行分样本估计。

4.3 匹配倍差法（MDID）回归结果

表3 对新生儿体重（克）、低体重儿（出生体重小于2500 克）、极低体重儿（出生体重小于1500 克）、低阿普加评分（小于7 分）、早产儿（孕周小于37 周）以及新生儿诊断六项新生儿健康进行匹配倍差法（MDID）回归分析，所有模型都控制了表1 中的产妇人口学基本特征以及健康状况因素，匹配倍差法回归结果如表3 显示，回归结果与倍差法回归结果（表2）基本相近。回归结果表明，六项因变量均显示流动人口的新生儿健康状况明显低于本地人口。而在同样参保的情况下，流动人口新生儿的医保受益性显著高于上海本地人口。具体而言，在未参保情况下，流动人口新生儿出生体重比本地人口低了31.014 克，而在同样参保情况下，流动人口新生儿的体重增加了45.87；同样，早产儿指标中流动人口和户籍的交互项系数也显示，相同参保情况下流动人口新生儿发生早产儿的可能性降低了2.5%；低体重儿指标也表明，相同参保情况下流动人口新生儿发生早产儿的可能性降低了3.1%；极低体重儿指标也显示了相近的结果，相同参保情况下流动人口新生儿发生早产儿的可能性降低了2.5%；从低阿普加评分指标情况来看，相同参保情况下流动人口发生低阿普加评分的可能性相对于本地人口降低了0.7%；最后，在新生儿诊断方面，相同参保情况下流动人口发生新生儿异常诊断的可能性相对本地人口降低了0.4%。综上所述，在采用匹配倍差法尽可能地消除流动人口的“选择性”统计偏差后，本文的回归结果与上文使用倍差法的结果相近，更一步证明了本文研究结果的稳定性。

4.4 不同性别新生儿分析

本部分的研究方法继续采用倍差法的研究思路，将不同户籍与是否参保的交互项作为研究的关键解释变量，对不同新生儿性别分层进行分析。表4A 和表4B 分别为倍差法模型对不同性别细分的回归结果。结果表明，在细分不同性别后，参保流动人口新生儿的健康受益水平无论在新生儿体重还是其他五项指标上依旧呈显著正相关，进一步肯定了本文倍差法和匹配倍差法的结果。

表3 匹配倍差法回归模型结果

具体而言，表4A 为倍差法模型按不同性别分别对新生儿出生体重（克）、出现早产儿（孕周小于37 周）的可能性以及出现低体重儿（出生体重小于2500 克）新生儿的可能性这三个因变量的回归结果。回归结果表明，参保后流动人口男性新生儿体重增长了54.746 克，女性新生儿相比男性略高，为56.176 克。参保后流动人口男性新生儿出现早产儿的概率降低了3.3%，同样的女性新生儿出现早产儿的概率相比男性略低，早产儿可能性降低了4%。相似的，在低体重儿方面，参保后流动人口男性新生儿出现低体重儿的可能性降低了2.9%，参保后流动人口女性新生儿出现低体重儿的可能性降低了3.4%。

表4B 为倍差法模型按不同性别分别对极低体重儿（出生体重小于1500 克）的可能性、低阿普加评分（评分小于7）以及出现新生儿异常疾病的概率这三个因变量的回归结果。回归结果表明，参保后流动人口男性新生儿出现低体重儿的可能性降低了0.8%，参保后流动人口女性新生儿出现低体重儿的可能性降低了0.9%。在低阿普加评分方面，参保后流动人口男性新生儿出现低阿普加评分的可能性降低了0.6%，参保后流动人口女性新生儿出现低阿普加评分的可能性也降低了0.6%。新生儿疾病的回归结果也基本一致，即参保后流动人口男性新生儿出现新生儿疾病的可能性降低了2.7%，参保后流动人口女性新生儿出现新生儿疾病的可能性降低了2.3%。以上所有结果都在0.01 水平上显著。上述回归结果表明，除了女性新生儿在新生儿诊断这一指标上的受益性小于男性外，其他五个因变量结果均表明参保后流动人口的女性新生儿健康受益水平略大于男性新生儿。

表4A 倍差法模型分新生儿性别回归结果（一）

4.5 不同产次分析

由于不同产次可能对新生儿出生健康结局的影响不同，本文进一步对按不同产次进行分层分析，继续采用倍差法将产次分为初次生产和多于一胎生产两组进行回归。因变量仍使用上文的六项新生儿健康结局指标，即新生儿出生体重（克）、出现早产儿（孕周小于37 周）的可能性以及出现低体重儿（出生体重小于2500 克）新生儿的可能性、极低体重儿（出生体重小于1500 克）的可能性、低阿普加评分（评分小于7）以及出现新生儿异常疾病的概率。表5A 和表5B 分别为倍差法模型对不同产次细分的回归结果。按照不同产次细分后，六项新生儿结局指标结果一致表明，参保后流动人口新生儿的健康受益水平与六项新生儿结局指标均呈显著正相关，与上文相同。

表5A 显示了三个因变量的回归结果，即新生儿出生体重（克）、出现早产儿（孕周小于37 周）的可能性以及出现低体重儿（出生体重小于2500 克）新生儿的可能性。具体而言，参加医疗保险和户籍状况的交互项系数显示，参保后初次生产的流动产妇其新生儿体重新生儿增加了53.872克，而多次生产的流动产妇其新生儿体重增加了45.654 克。同样的，参保后初次生产的流动产妇其新生儿发生早产儿的可能性降低了3.7%，而多次生产的流动产妇其新生儿发生早产儿的可能性降低了3.2%。低体重儿指标方面也显示了相似的结果，参保后初次生产的流动产妇其新生儿成为低体重儿的可能性降低了3.3%，而多次生产的流动产妇其新生儿成为低体重儿的可能性降低了2.2%。

表4B 倍差法模型分新生儿性别回归结果（二）

表5B 显示了其余三个因变量的回归结果，即极低体重儿（出生体重小于1500 克）的可能性、低阿普加评分（评分小于7）以及出现新生儿异常疾病的概率，回归结果也与表2 相似。具体而言，参保后初次生产的流动产妇其新生儿成为极低体重儿的可能性降低了0.9%，而多次生产的流动产妇其新生儿成为极低体重儿的可能性也降低了0.9%。在低阿普加评分方面，初次生产的流动产妇其新生儿出现低阿普加评分的概率降低了0.7%，多次生产的流动产妇其新生儿出现低阿普加评分的概率降低了0.3%，但在统计学上无意义（p=0.159）。对新生儿疾病的指标回归结果表明，参保后初次生产的流动产妇其新生儿发生疾病的可能性降低了2.5%，而多次生产的流动产妇其新生儿发生疾病的可能性则降低了2.4%。上述结果表明，初次生产的流动人口参加基本医疗保险的健康受益性大于多次生产的流动人口。

4.6 中国基本医疗保险对新生儿健康影响的机制分析

国外理论认为，医疗保险可以通过改变孕妇的孕期健康行为以影响新生儿健康。然而，鲜有文献针对该作用机制进行实证检验。根据笔者文献检索后发现，Dave 等首次使用了孕期是否患有糖尿病、妊娠高血压指标以及是否贫血作为孕产妇健康行为指标来评估医疗保险对孕期行为影响。该研究表明，医疗保险可以改变孕期健康行为[14]。因此，本文同样以是否为高危孕妇、是否出现妊娠并发症、是否患妊娠糖尿病、妊娠高血压及妊娠期贫血中的任何一种疾病三项指标作为因变量。同时，本文还增加了高危妊娠和妊娠并发症两个指标，共计使用三个因变量，采用Probit 回归模型以检验此机制，其边际效应（Margin Effect）如表6 所示。表6 第1 栏表明参加基本医疗保险降低了2.9% 妊娠并发症发生率。在高危妊娠方面，参加基本医疗保险降低了6.1% 发生高危妊娠的可能性。同时，参加基本医疗保险也降低了4.3%发生妊娠糖尿病、妊娠高血压、贫血三种疾病的可能性。上述结果表明，参加基本医疗保险会降低孕期不良行为发生的可能性。

表5A 倍差法模型分不同产次回归结果（一）

表5B 倍差法模型分不同产次回归结果（二）

4.7 稳健性检验

为了尽可能避免本研究的结论受到遗漏变量等问题的影响，笔者在研究过程中，综合采用了以下三个方面的处理方法，以确保本研究结果的稳健与可信：其一，本文选取了国际上公认的新生儿体重和阿氏评分两项标准作为本文的两个因变量进行研究。其二，本文综合运用了两种计量经济学回归模型进行分析研究：在运用倍差法（DID）回归模型的基础上，进而使用倾向性评分匹配倍差法（MDID）排除了孕产妇个人健康和参保状态的不可观测因素。其三，本文进一步对新生儿性别和产次进行细分，结果依旧显著，进一步验证了本研究结果的稳健性与可信性。

5 结论与建议

5.1 主要研究结论

中国新生儿健康状况存在明显的城乡和区域差异。而中国城乡“二元”经济体制导致的医疗保障失衡现象极有可能会造成新生儿在健康水平方面的户籍差异。本文借助上海市第一妇婴保健院2013 年1 月至2018 年12 月（150,848 例）孕产妇及新生儿的病历数据, 采用倍差法以及倾向性分值匹配与倍差法结合的方法，基于人口“异质性”的角度，探讨新生儿基本医疗保险受益性的户籍差异。考察了新生儿体重、低体重儿、极低体重儿、阿普加评分、早产儿以及新生儿诊断的六项指标后，本文结果表明参加城镇基本医疗保险对流动人口的新生儿健康水平有显著且重要影响，主要有以下四个结论：

表6 参加基本医疗保险与孕产妇三种健康行为指标的Probit 回归结果

第一，流动人口孕妇参保率低于本地户籍人口,且流动人口的新生儿健康状况相对较差。这与中国城乡二元制度的现状相符。主要由于中国现存的城乡二元制度可能抑制了流动人口对正规医疗资源的选择，流动人口存在“没有参保和间断参保”的困境。而现有研究表明，缺乏城镇医疗保险可能是造成流动人口与本地城镇居民之间健康不平等的一个关键因素[15-16]。

第二，流动人口新生儿的健康状况远比本地城镇居民的健康状况差。该结论与先前文献的研究结果相似[17]。“健康中国”战略明确指出，中国新生儿健康状况存在明显的城乡和区域差异，这是政府部门和学术界需要重点关注的一个现实问题[18]。究其原因，主要由于我国当前的基本医疗保险存在城乡差异的积弊，人口流动的异质性导致了目前基本医疗保险的受益水平呈现出显著的户籍差异，使该群体的新生儿健康状况远远低于本地户籍人口新生儿。

第三，对于参保后人群的研究发现，参保后流动人口新生儿的医保受益性明显高于本地人口，表明流动人口一旦拥有了基本医疗保险，该群体新生儿健康状况可能会显著改善，此结果更加验证了医疗保障对流动人口群体的重要性。本文通过对新生儿进一步就性别和产次细分后，发现流动人口女性新生儿的参保受益性略大于男性，孕产妇初次生产的新生儿比二胎以上生产的新生儿更健康。可能的原因为，不同性别新生儿在不同孕期的成熟状态可能不同，因此，更有必要在今后的研究中分不同孕周期对胎儿的健康进行探讨。而多次生产的新生儿即二胎以上的新生儿的健康状况略低于初次生产的新生儿，是由于中国原本实施的是独生子女政策，在该政策下许多产妇往往选择剖宫产而忽略二次剖宫产的风险因为其只能生产一次。而随着“全面二孩”政策开放，高龄产妇增加叠加初次剖宫产导致的疤痕子宫问题，可能导致了二胎的新生儿健康比一胎生产的新生儿较差。

第四，本文通过对基本医疗保险对新生儿健康影响的作用机理的进一步检验后发现，中国基本医疗保险与孕期健康行为的改善有关。具体而言，参加基本医疗保险显著降低了3%的妊娠并发症的发生率，并降低了3.2% 高危妊娠的发生率，还降低了4.5%的妊娠糖尿病、妊娠高血压、贫血三种情况发生的可能性，进而增加了新生儿体重，降低了低体重儿、极低体重儿、早产儿和出生缺陷的发生率。本文对基本医疗保险影响新生儿作用机制的研究结论与国外理论一致，即基本医疗保险通过提高孕期医疗服务利用，以及改善孕妇的健康行为的发生，以提升新生儿健康水平。因此，本文建议推进医疗保险“预防优先”的理念，以控制事前道德风险，扩大基本医疗保险的预防作用。使新生儿健康由传统的“保生存”转向全方位的“促健康”中。

5.2 对策建议

上述结论表明，我国新生儿健康呈现户籍差异，流动孕产妇参保率低，流动人口的新生儿健康水平低于上海本地人口，但该群体新生儿的医保受益性要显著大于本地人口，该结果表明医疗保障对流动人群的重要性。为此，本文建议如下：

第一，提高医疗保险政策实施的“精准性”。要精准覆盖到各个群体，消除医疗保障制度的地区和城乡差异，破解流动人口“医保不适用”的积弊，精准保障流动孕产妇的健康需求，以解决保障对象被边缘化的问题。

第二，应改变现有基本医疗保险在顶层设计上“同质性”，对不同保障对象的报销比例给予合理区别，适当对弱势群体尤其是流动孕产妇给予倾斜性支持，以满足不同群体的健康需求，实现社会效益的最大化。

第三，加强重视健康导向、预防优先、质量至上的理念。不仅要加大对疾病发生之前的预防投入，增加婚前检查和孕前检查等项目，以减少事后补偿。同时，对孕期健康行为进行有针对性地宣传和科普教育，以控制事前道德风险，扩大医疗保险基金的预防作用。

总体而言，国内关于此领域的研究尚不多见，本文可能是首篇研究此问题的文章。本文发现中国现行的基本医疗保险促进了新生儿的健康水平，且能部分化解新生儿健康水平上的户籍差异，突出了医疗保障对居民尤其是对流动人口群体的重要性。因此，中国基本医疗保险应适度对流动孕产妇进行倾斜支持，并加强其产前健康教育，为流动人口孕产妇提供正规的医疗保健和产前健康教育，以提升该群体的新生儿健康状况。政府部门也有必要进一步破解户籍制度的桎梏，以市场为导向促进人口的自由流动。