共同富裕视域下全民医保的再分配效应研究

顾 昕，惠 文

(1.浙江大学 社会治理研究院，浙江 杭州 310058；2.浙江大学 民生保障与公共治理研究中心，浙江 杭州 310058；3.浙江大学 公共管理学院，浙江 杭州 310058)

一、引 言

党的二十大报告明确指出，中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，实现全体人民共同富裕是中国式现代化的本质要求之一。健全再分配调节机制是完善分配制度的重要内容，社会保障是再分配的重要手段，也是扎实推进共同富裕的基础性制度安排。从新时代推进全体人民共同富裕的实践要求来看，社会保障进入高质量发展阶段，关键问题之一是强化其再分配功能，使之成为更加公平的社会风险分摊制度[1]，这也是党的二十大报告对完善分配制度和健全社会保障体系的重要要求。医疗保险(以下简称“医保”)是社会保障制度的重要组成部分，充分发挥医保的再分配效应对实现全体人民共同富裕具有重要意义。

医保的再分配效应主要体现为两个方面：一方面是高额医疗费用经济风险的分摊；另一方面是医疗支出负向再分配效应的降低。因病致贫被公认为主要的贫困决定因素[2]，也是实现共同富裕的最大阻碍因素之一，因而医保体系能否通过报销或补偿模式的完善，有效遏制患病民众家庭因高额医疗支出导致收入或财富锐减甚至因病致贫[3]，是医保高质量发展的关键。与此同时，健康不平等与收入不平等具有某种相关性[4]，健康状况不佳往往与贫困或低收入相伴，这导致贫困群体或低收入群体的医疗支出相对较高；换言之，医疗支出本身就具有负向再分配效应，会拉大低收入群体与中高收入群体之间的贫富差距。提升医保体系的纵向公平，即强化其有利于低收入群体的再分配功能，降低医疗支出本身的负向再分配效应，对于助力共同富裕的实现有重要意义。

中国自2003年开始陆续推进基本医疗保险制度建设，到2012年基本医疗保险制度实现全覆盖，全民医保基本实现。这意味着医保在医疗费用风险分摊的意义上实现了基本的横向公平，即居民的医疗费用风险都能得到一定分摊。但是，对于中国全民医保在促进纵向公平上到底发挥了什么样的作用，既有研究并未得出一致结论。尤其重要的是，由于医疗支出本身呈现纵向不公平，医保给付是否能降低医疗支出产生的负向再分配效应，成为研究的焦点。

自党的十八大以来，中国全民医保取得突破性进展，整体保障水平不断提高，促进公平并助力共同富裕的改革举措不断推出。例如，2016年启动整合城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗两项制度，建立统一的城乡居民基本医疗保险制度。但是，既有医保再分配效应文献对2013年以后全国代表性数据的分析极少，也极少通过跨时分析考察医保再分配效应的变化情况。

综上所述，本文可能的边际贡献如下：第一，本文采用具有全国代表性的中国家庭金融调查(CHFS)2013年和2019年数据，分析全民医保时代医保再分配效应及其跨时变化。新冠肺炎疫情的暴发对医疗服务的正常运行造成冲击，导致2020—2022年诊疗服务、住院服务量和医疗机构业务收入较2019年都有所下降，将2019年数据纳入分析有助于透视现状。第二，本文采用多种不平等测度及其分解方法分析了全民医保再分配效应、成因和发生机制。第三，鉴于中国医保主要存在三种基本医疗保险制度，(1)当然，在这三种医保制度之外还有商业健康保险，但由于其参保者人数、筹资和给付水平的占比较低，本文暂不纳入分析。即公费医疗、城镇职工基本医疗保险(以下简称“职工医保”)、城乡居民基本医疗保险(以下简称“居民医保”)，本文通过对三种制度的横向比较，考察医保制度间再分配效应的异质性及其变化。第四，本文从改善再分配效应的视角对全民医保体系高质量发展的政策加以模拟，使医保对共同富裕的助力建立在经验研究的基础之上。

二、文献综述

(一)国外关于收入不平等、健康不平等与医保再分配效应的研究

国外有关再分配效应研究集中考察税收和社会政策(包括社会保障)对收入不平等的影响[5-6]，而关于医保再分配效应的研究是后一类研究的一部分。许多再分配效应的分析思路以及测度方法源于税收研究，而且对于社会政策再分配效应的分析也常常以税收为比较标杆。

关于医保再分配效应的分析，关注点可主要分为筹资和给付两个方面。医保筹资往往嵌入在福利国家筹资的整体体制之中，而不同类型的福利制度影响着福利国家筹资的整体再分配效应，医保筹资与之相顺应。医保本身是否能成为一种再分配政策工具，在很大程度上取决于其嵌入于何种福利体制，如基于税收还是基于社会保险，以及福利体制的筹资本身是否具有累进性[7]。有鉴于此，国外文献基本上并不单独分析医保筹资的再分配效应，而是将这个问题嵌入在对社会保障再分配效应的研究之中[8]。就给付而言，医保也不同于其他社会转移项目。医保给付(或从受益人角度来看，即医疗支出补偿或报销)基于实际医疗费用，实际医疗费用则与受益人的医疗服务需求有关，理论上与受益人及其家庭的收入水平无关，而其他社会转移支付项目无论从理论还是实际操作来看都与受益人及其家庭的收入水平有关。更为重要的是，医保给付的实际操作只能同医疗费用挂钩，无法考虑到患者家庭的收入情况，这在理论上难以成为一种再分配的工具。因此，有关医保再分配效应集中在筹资分析之上[9-10]。

按常理判断，在一个具有相当规模的群体中，个体患病与否、患病种类及其医疗费用多寡具有随机性，与其社会经济状况无关，而医保给付在制度设计和实际操作上难以实现济贫性。事实上，在几乎所有实现了全民医保的发达国家以及不少发展中国家中，公立医保的给付规则对所有参保者来说都是一样的，因而对医保给付的再分配效应进行分析乍看起来没有多大意义。这一点可以解释在国外文献中，对医保给付再分配效应的专门研究近乎是缺失的。

但是，这种常理判断至少会屏蔽一件重要的事情，即由于种种原因，医疗支出本身的不平等具有负向再分配效应，而医保降低这一效应的功能究竟有多强仍值得研究。在个体层面上，患病和医疗费用发生固然具有随机性，但在群体层面上并非如此。以营养卫生条件、教育水平、医疗服务可及性和社会生活质量等因素为中介，收入不平等与健康不平等具有相关性[4]，两者之间极有可能互为因果。大量经验研究证实了“健康—收入分层”现象[11]，即个体健康水平随收入水平的提高而提高[12]。2015年诺贝尔经济学奖得主Deaton[13]揭示，由于创新技术或产品的市场价格高昂，低收入群体实际上难以平等快速地享受到健康进步的成果。Deaton担忧的是，健康不平等的重要因素之一是医疗卫生健康领域的科技成果分享不均，但正如市场力量推动的经济增长并不一定能带来降低收入不平等的涓滴效应一样，科技驱动的健康进步成果也不一定能对健康不平等产生涓滴效应。如果没有保障水平较高的全民医保体系，或者医保体系对科技进步成果的覆盖速度较慢，那么低收入者被迫为技术进步付出相对较高的医疗费用而得不到补偿的纵向不公现象是颇为常见的。因此，考察医保给付是否具有降低医疗支出负向再分配效应的功能以消解Deaton的担忧，无论在学术还是在实践中，都是有意义的。

(二)国内关于医保再分配效应的研究

尽管中国医保在实现全民覆盖上取得举世瞩目的成就，但由于制度结构的差异性和行政管理的地方性，中国医保呈现碎片化，致使参保缴费和给付结构的规则在不同地区、不同身份的群体之间千差万别，导致制度失调和运转不良[14]。体现在医保筹资和给付上的差别，会对既有收入不平等产生进一步再分配效应，因而医保再分配效应在国内学术界成为一个研究课题，这是中国学者对社会保障再分配效应作出的一份贡献。这一贡献的学术意义和现实意义在共同富裕视域下更为真切。

中国医保的筹资存在着累退性，基于对筹资规则的分析即可透视这一点。有关中国医保再分配效应的英文论文，都集中分析筹资公平性[15-17]。有关中国医保再分配效应的中文论文绝大多数并不以筹资为重点，为数不多的医保筹资方面的实证分析不出意外地证明了大家公认的判断，也能为这一判断增添一些有信息量的细节[18-19]。

医保给付或报销的再分配效应看起来较为复杂，因而相关研究众多。部分研究将医保报销视为一种转移性收入，采用不同的方法对各种不同的数据加以分析，发现这一转移性收入缩小了收入不平等，因而认定医保有正向再分配效应[20-21]，当然，这种正向再分配效应在医保体系发展早期微不足道[22]。但更多文献却得出了相反的结论，即医保对收入具有负向再分配效应。

既有研究结论看起来莫衷一是，但其实并非不一致。表面上莫衷一是的根源在于不同文献在分析对象和结论表述上缺乏有效的对话和印证。这体现在很多实证研究的文献综述一般停留在对既有文献结论的简单罗列，缺乏对其中不一致地方的具体分析。具体而言，产生上述分歧的原因有如下两点：

一是在再分配效应的界定和分析对象上存在差异。如前所述，将医保报销视为一种转移性收入，分析纳入这笔收入前后收入不平等的状况，会得出医保报销有正向再分配效应的结论，而考察医保报销后患者自付对初始收入分配产生的影响，则会得出相反的结论[23-24]。其实这两个乍看起来相反的结论并非不一致，因为前者所分析的再分配效应仅就医保报销前后的影响而言，而后者则是比较医保报销后最终状态与医疗支出发生前初始状态，并发现医疗支出本身扩大了收入不平等，而医保报销降低了医疗支出的负向再分配效应。说到底，是医疗支出具有严重的负向再分配效应，而医保报销则具有正向再分配效应，只不过后者的正向效应不足以逆转前者的负向效应而已。可惜的是，很多采用定量研究方法的论文在定性陈述上往往不考究，常常把医疗支出以及医保补偿后的自付部分所造成的负向再分配效应归结于医保给付，也未察觉自身研究发现与既有研究成果看起来相左但其实一致之处，导致不同论文出现自说自话的情形。

二是使用的数据差别较大，有的研究基于某一省份的数据，如辽宁[18]、陕西[21]、广东[25]、江苏[26]和山东[27]，有的基于不同的全国微观家庭调查数据，如中国健康与营养调查(CHNS)1989—2006年的数据[22]、中国家庭收入调查(CHIP)2013 年数据[19]和中国家庭金融调查(CHFS)2013年数据[23-24]。数据不同，所研究的时间段不同，结论看起来莫衷一是，但其实其基本发现是一致的，即医保报销能降低医疗支出推高的收入不平等，在此环节有一定的正向再分配效应，但却不足以在最终收入和初始收入之间逆转医疗支出所带来的负向再分配效应。

值得注意的是，既有文献大多采用中国全民医保实现之前或之初(即2013年以前)的数据进行分析，只有两篇文献分别涉及2014年和2018年的数据。因此，既有研究未能系统考察全民医保体系建立之后的医保再分配效应，也没有对时间跨度较大的变化加以考察。本文将对此加以弥补。

三、测度方法、数据来源与样本选择

(一)测度方法

1.不平等测度指标

本文使用多种指标来测度不平等，这些指标包括基尼系数、集中指数和阿特金森指数，其计算公式在各种不平等分析的手册以及众多文献中均有展示，本文不再赘述，仅概述其内涵和功能。

基尼系数是不平等的一般刻画，但无法就不平等性相似的情况(如洛伦兹曲线相交)对不平等性加以比较，更无法对不公平性加以判断。集中指数可表明分配不平等偏向哪一类社会经济群体，若偏向弱势群体，集中指数为负；反之，为正。阿特金森指数是一种基于社会福利函数构造的不平等测度指标，其功能是可以根据不同价值观体现出来的不平等厌恶度给出不平等性测度值，即“你告诉我社会对不平等的厌恶有多强，我就告诉你不平等的统计值”[28]。

基尼系数从表象上避开了社会福利分析，但社会福利函数是隐含在其指标推导之中的。但阿特金森指数融入价值判断的更为综合的测度指标，将社会福利函数显性化，明示其测度指标的公平观。在测算阿特金森指数时，我们需要对不平等厌恶参数ε取值：ε≥0，取值为0，意味着我们是在测度不平等是否符合自由至上主义公平观；取值为0.5—1，基本上可视为自由主义公平观下的测度；取值为1—2，基本上可视为平等主义公平观下的测度；取值高于2，基本上可视为绝对平均主义(即均贫富)公平观下的测度。在社会公平以及社会政策研究中，非常重要的罗尔斯主义公平观(即有利于最弱势者的不平等是公平的)属于自由平等主义，尽管无法映射为一个特定的ε值，但基本上可以在1上下取值。阿特金森指数测度结果在0—1之间，越低表示按照特定公平观的纵向不公平性越弱，越高表示纵向不公平性越强。实际上，ε值超过2的测度基本上没有必要，因为基于绝对平均主义公平观，现实存在的不平等均是极其不公平的，阿特金森指数均接近1，数值上微小的差异在定性判断上没有意义。常用软件提供ε值为0.5、1和2的阿特金森指数测算。

2.再分配效应的测度

当某种支付(如本文所关注的医疗支出和医保报销)发生之后，其前后的基尼系数之差被作为该项支付再分配效应的度量。具体计算公式为：RE=Gx-Gx-p，其中，Gx和Gx-p分别为支付前和支付后的基尼系数。RE为负，表示收入不平等程度有所扩大，即产生负向再分配效应；RE为正，则表示收入不平等程度缩小，即产生正向再分配效应[29]。

3.累进性分析

任何一种支付(无论是支出还是补偿)都会对既有的收入不平等产生影响，而其具有累进性还是累退性对于其再分配效应的重要性不言而喻。Kakwani[30]开发的税收累进性计算公式为：P=C-G，其中，P为税收累进性指数(P指数)，C为税收的集中指数，G为税前收入的基尼系数。后来，P指数被命名为Kakwani指数(以下简称“K指数”)，被广泛用于测度任何一种支付的累进性或累退性。K指数值区间为(-1，1)，如果为负，说明此项支付具有累退性；如果为正，说明此项支付具有累进性。

4.再分配效应的分解

Kakwani[31]发展了一套方法，可把整体再分配效应分解为两个子效应，即横向公平效应和纵向公平效应。在此基础上，Aronson等[32]进行了完善，将再分配效应分解为三个子效应，即纵向公平(又称纵向再分配)效应、横向公平效应和再排序效应，后来这种分解方法被简称为AJL法或AJL分解。其公式为：RE=V-H-R，其中，V为纵向公平效应，反映了某项支付给不同收入群体之间不平等性带来的改变；H为横向公平效应，反映了某项支付给同一收入群体之间的不平等性带来的改变；R为再排序效应，反映了由于某项支付导致排序变化给既有不平等性带来的改变。为了更加直观地比较V、H和R的大小，可以将其分别除以RE，即可得到各自相对份额 V100、H100和R100。

纵向公平效应的计算公式为：V=[g/(1-g)]K，其中，g为平均支付率(即支付与收入之比)，K为K指数。由于K指数或正或负，V值亦如此，正值代表纵向不平等性减弱，即产生正向再分配效应，相应地，V100大于1，负值则相反，相应地，V100小于1。

再排序效应反映了医疗支出(或医保报销)前后收入排序变动情况。其具体计算公式如下：R=Gx-p-Cx-p，其中，Gx-p为医疗支出后(或医保报销后)收入的基尼系数，Cx-p为按照医疗支出前(或医保报销前)收入排序的医疗支出后(或医保报销后)的集中指数。如果R=0，表示医疗支出后或医保报销后排序没有发生变化，如果R>0，表示排序发生了变化。

世界银行在2008年出版的一份利用家庭调查数据分析健康公平的技术指南中对AJL再分配效应分解法进行了推荐[29]，本文将使用这种方法分析中国全民医保再分配效应。

(二)数据来源与样本选择

1.数据来源

本文分析基于西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心组织管理的中国家庭金融调查(China Household Finance Survey，CHFS)2013年和2019年两轮数据。该调查旨在收集有关家庭金融微观层次的相关信息，包括人口统计学特征、资产与负债、保险与社会保障、支出与收入等内容，该数据具有较好的全国代表性，能够较好地满足本文研究的需要。CHFS是一个追踪性调查，2011年是基线调查，每两年追踪一次，截至目前已经进行了6轮调查，公开发布了2011年、2013年、2015年、2017年和2019年5轮的数据。2021年的数据尚未公开；即便公开可供使用，由于新冠肺炎疫情的影响对医疗支出可能造成非正常干扰，不利于进行跨时比较。

本文采用CHFS2013年和2019年数据，出于两个原因：一方面，2013年数据可作为中国实现全民医保后第一年的基线数据，而2019年数据反映的是全民医保体系有所巩固之后的情况；另一方面，仅有2013年和2019年的调查询问了整年度医疗支出和医保报销金额，可进行同口径跨时比较，其他各轮的这方面数据不具有可比性。

2.样本选择

CHFS2013年数据涵盖29个省份、262个区县和1 048个村(居)委会，共采集了28 141户家庭和97 906个家庭成员信息。CHFS2019年数据涵盖29个省份、343个区县和1 360个村(居)委会，最终收集了34 643户家庭和107 008个家庭成员信息。两轮调查数据均具有全国及省级代表性。从上述数据的统计分析结果可以看出，样本中贫困者(低保户)比例较高，这一方面其实是几乎所有家庭调查数据的普遍特征，举世皆然；另一方面有利于我们透视所分析问题对减贫和纵向公平的影响。经济学界众所周知的是，迪顿的一个贡献就是发现了家庭调查数据的这一特征，并深度利用这类数据研究降低不平等的各种公共干预。

收入不平等是本文的核心变量。在核算收入不平等时，本文沿用李实等[19]的做法，以个人为单位进行分析，这是因为中国是以个人为单位参加医保，同一个家庭的不同成员可能参加不同种类的医保。按照国际上通行的核算方法，收入包括工资性收入、经营性收入、财产性收入和转移性收入，但不包括医保报销收入，而医保报销是本文所研究的特定支付。此外，本文2013年和2019年跨时比较在核算收入时对统计口径进行了统一。虽然由于统计口径和抽样等原因，采用CHFS数据测算的基尼系数相对高于其他数据，但这并不妨碍本文对医保再分配效应的研究，因为本文将医保看做一种特殊的支付，旨在分析该支付对基尼系数的影响，初始基尼系数的高低不是关注的重点。

本文主要分析公费医疗、职工医保和居民医保的再分配效应，因而剔除了不属于上述三类参保者的个体。由于2013年调查在询问社会保障部分时排除了在校学生，为便于纵向比较，本文剔除了2019年在校学生样本。同时，本文剔除了关键变量缺失和可支配收入不为正的个体。不同医保类型的样本分布具体情况如表1所示。

表1 不同医保类型的样本分布具体情况

四、全民医保再分配效应的经验分析

全民医保再分配效应主要体现在医疗支出和医保报销两个环节。本文将医疗支出发生前的初始时间段设为0，将医疗支出发生后的时间段设为1，将医保报销后的时间段设为2。将医疗支出发生前的基尼系数记为G0，将医疗支出发生后的基尼系数记为G1，将医保报销发生后的基尼系数记为G2。继而，就本文所考察的支付，根据所选取时段的不同，可得到RE1-0、RE2-1和RE2-0，下文分别考察医疗支出再分配效应、医保报销对医疗支出再分配效应的修正(以下简称为“医保报销再分配效应”)和医保最终再分配效应。

(一)医疗支出再分配效应及其分解

1. 医疗支出再分配效应

表2给出了医疗支出再分配效应的结果。从表2可以看出：医疗支出再分配效应RE1-0均为负值，说明医疗支出扩大了收入不平等；与2013年相比，2019年再分配效应值有所上升，说明医疗支出带来的不平等程度有所提高；通过三种制度间的比较可以发现，2013年居民医保参保者医疗支出负向再分配效应值最高，其次是职工医保，最后是公费医疗；而2019年，这种负向再分配效应在职工医保、公费医疗和居民医保参保者中的差别很小了。

表2 医疗支出再分配效应

2.医疗支出再分配效应的分解

表3给出了医疗支出再分配效应的分解结果。从表3可以看出：K指数为负值，因而纵向公平效应也为负值，说明医疗支出本身具有累退性，扩大了不同收入群体的不平等；医疗支出再分配效应中纵向公平效应占比最高，其次是再排序效应，横向公平效应最低，说明医疗支出再分配效应以加剧纵向不平等为主；与2013年相比，2019年医疗支出负向再分配效应的增强主要源自再排序效应的增强。其主要原因在于，两个年份相比，医疗费用的平均上涨速度(13.52%)高于初始收入的上涨速度(9.89%)，导致医疗支出占收入的比率上升，容易使收入排序产生变动；2013年负向再分配效应在居民医保参保者中最高，其主要原因在于居民医保纵向公平效应最高，为-0.0260，而职工医保和公费医疗的纵向公平效应较低且接近，分别为-0.0220和-0.0219，而2019年医疗支出纵向公平效应不仅在居民医保参保者中降低了，并且不再是最高，而且居民医保再排序效应的增强幅度远低于公费医疗和职工医保。

表3 医疗支出再分配效应的分解

医疗支出负向再分配效应在不同医保制度的参保者中发生了变化，尤其是居民医保参保者医疗支出对其收入排序的影响相对不那么高，可能的原因是其医疗支出增速低于职工医保和公费医疗参保者。比较2013年和2019年，居民医保参保者年均医疗支出增速仅为11.72%，而职工医保和公费医疗参保者分别为15.52%和30.33%。此外，在2019年，医疗支出再分配效应中分解出来的三项子效应，在职工医保中全部上升，其中再排序效应剧增；在公费医疗中，有两个子效应上升，纵向公平效应持平；而在居民医保中，纵向公平效应下降，另外两个子效应有小幅上升。这说明职工医保参保者在医疗支出这一环节可能蒙受了多重不公，从而加剧了其医疗支出对收入不平等的负面影响。

健康因素是医疗支出负向再分配效应的最重要影响因素，这主要是因为健康不平等与收入不平等的相关性。在CHFS中，自评健康分为5档，即非常好、好、一般、不好和非常不好。本文将自评健康改为健康和不健康两分法，同时应用于健康不平等描述性统计。表4给出不同收入组别自评健康分布情况。从表4可以看出，中低收入组和低收入组中自我感觉不健康的占比较高，而且低收入群体的不健康状况最甚。这印证了前述既有文献关于健康不平等导致医疗支出纵向不公平或“健康—收入分层”的结论。2013年和2019年不健康集中指数均为负，分别为-0.2291和-0.2176，表明自评不健康状况的分布向收入偏低者倾斜。特别值得说明的是，本文依据2013年和2019年全国城乡低保线加以衡量，确认低保户都在低收入组，而低保边缘户(以低保线的150%为衡量)则在低收入组和中低收入组中。

表4 不同收入组别自评健康分布情况 单位：%

(二)医保报销再分配效应及其分解

1.医保报销再分配效应

表5给出了医保报销再分配效应的结果。从表5可以看出：医保报销再分配效应RE2-1均为正值，说明医保报销后收入不平等程度有所下降；与2013年相比，2019年医保报销再分配效应有所上升，说明医保报销降低收入不平等的能力随着医保体系的改革在增强；通过三种制度间的比较可以发现，公费医疗在医保报销环节产生的正向再分配效应最高，职工医保次之，居民医保最低。

表5 医保报销再分配效应

2.医保报销再分配效应的分解

表6给出了医保报销再分配效应的分解结果。从表6可以看出：K指数为负值，说明医保报销具有累退性，但与医疗支出相反，医保报销是给予参保者一定补偿，累退性说明低收入群体所获报销额占其收入的比重相对较高，因而医保报销有缩小纵向不平等的效果；纵向公平效应占比最高，说明医保报销主要缩小了纵向不平等；与2013年相比，2019年医保报销正向再分配效应增强主要是因为再排序效应的增强。

表6 医保报销再分配效应的分解

(三)医保最终再分配效应及其分解

1.医保最终再分配效应

医保最终再分配效应本质上反映了医保报销后即医疗自付支出对初始状态的影响。表7给出了医保最终再分配效应。从表7可以看出：医保最终再分配效应RE2-0均为负值，说明医疗自付支出后收入不平等扩大了；与2013年相比，2019年全民医保最终再分配效应绝对值有所上升，说明医疗自付扩大收入不平等的幅度在增强；通过三种制度间的比较可以看出，居民医保参保者医保最终再分配效应绝对值最高，职工医保次之，公费医疗最低。

表7 医保最终再分配效应

2.医保最终再分配效应的分解

表8给出了医保最终再分配效应的分解结果。从表8可以看出：K指数均为负值，因而纵向公平效应也均为负值，说明医疗自付具有累退性，扩大了既有的收入不平等；再分配效应中纵向公平效应占比最高，其次是再排序效应占比，横向公平效应占比不仅最低，而且2013年和2019年的变化不大；与2013年相比，2019年最终负向再分配效应增强的主要贡献来自于再排序效应的增强，而且其增强幅度在三类医保参保者当中差别不大。

医疗自付支出对收入排序的影响变大，这与医保实际报销率不高有关。表9给出了人均医疗支出及报销率情况。从表9可以看出，与2013年相比，2019年全样本参保者报销率有所下降，这主要是职工医保报销率出现大幅度下降所拖累，而公费医疗和居民医保的报销率尽管有所上升，但幅度不大。也就是说，职工医保参保者在2019年接受医疗服务时相比2013年自付比重更高，按常理推断，应该是在临床实践中体现为自费项目使用偏多。

五、进一步讨论与政策调整模拟

基于以上经验研究，本文有三项基本发现：第一，医疗支出具有负向再分配效应，即部分居民看病治病导致收入不平等扩大，这种负向再分配效应在2019年略强于2013年。第二，医保报销在一定程度上降低了医疗支出对收入的负向再分配效应，而且由于报销水平的提高，2019年降低医疗支出对收入负向再分配效应的力度略强于2013年。第三，医保最终还是扩大了收入不平等，说明全民医保的再分配功能还有很大的提升空间。

这三项基本发现与既有同主题文献的发现基本上是一致的，只不过既有文献对其发现的表述存在着不一致和不准确之处。一些文献基于对第二环节的分析，确定医保报销有降低收入不平等之效，进而认定医保体系具有正向再分配效应；另一些文献则基于对第三环节的分析，确定医疗自付后收入不平等扩大了，进而断定医保具有负向再分配效应。前一类文献的分析有失完整性，而后一类文献对其发现的陈述则有失准确性。

认定医保具有负向再分配效应和医保没有正向再分配效应，乍看起来是一回事，实则不然。本文的全环节分析显示，真正产生负向再分配效应的是医疗支出，其根源在于医疗支出本身具有严重的不平等性和不公平性，贫困或低收入群体的医疗支出会拉大既有的收入不平等，前文给出的再分配效应及其分解以及K指数均印证了这一点。表10给出了补充性但更为直观的分析，其中基尼系数显示，医疗支出不平等性在2013年和2019年都很高，且2019年更高；其中阿特金森指数显示，即便从接近自由主义公平观(ε= 0.5)来看，医疗支出也略显不公平(高于0.3300)，从接近罗尔斯主义或平等主义公平观(ε=1)来看，医疗支出的不公平性更是非常显著，而且不公平性在2019年高于2013年。基于绝对平均主义公平观的阿特金森指数(ε=2)也在表10中展示以供参考，其数值都在0.9000上下，均属于极端不公平范畴，小数点之差不构成实质性的定性差别。在医保报销完成后，患者自付的不平等性和不公平性尽管基本上均小于医疗支出，但其本身均依然很高。这显示出前述的Deaton的担忧，即如果医保保障水平不高，那么低收入者就只能以相对较高的收入占比承受医学科技进步所带来的高医疗费用，是中国全民医保体系高质量发展应该关注的问题。

表10 医保报销前医疗支出和医保报销后医疗自付的不平等测度

对样本群体健康不平等的进一步考察表明，医疗支出的不平等和不公平源于低收入群体和中低收入群体的不健康水平相对较高，且收入越低，不健康可能性越高。因此，真正导致负向再分配效应的是健康不平等和医疗支出，而不是医保体系，下文给出的一些细节进一步强化了这一结论，但医保体系未能充分发挥其降低这种负向再分配效应的作用也是事实，如何改善值得细究。

上述研究发现可概括为：由于健康不平等，医疗支出呈现不平等，致使收入不平等加重；由于报销水平提高有限，医保降低医疗支出负向再分配效应的功能未能完全发挥。基于此，笔者可推断出，要使得全民医保体系充分发挥出其再分配功能，需要双管齐下，即普惠性提高医保保障水平和选择性强化医疗救助。一方面，推进医保体系的去碎片化，并在整合不同类型医保给付结构的基础上逐步提高保障水平(即降低医疗自付比)，将有助于降低收入再排序所引致的负向再分配效应，也可消除前述的Deaton的担忧；另一方面，选择性强化医疗救助，提升整个医保体系的“亲贫性”，将低保户和低保边缘户的医疗自付率在普遍降低的基础上进一步降低，从而实质性地减弱因健康不平等和医疗支出不平等给低收入群体的家庭收入所带来的纵向不公平性。这两个方面是医保体系高质量发展助力共同富裕的重中之重。

基于上述考量，本文基于2019年数据，就6种可能的医保给付政策调整，对医保体系最终再分配效应加以测算。其中3种模拟医保一体化且医保报销水平分三档渐进式提高，另外3种在全体参保者享受80%医保报销率的基础上模拟针对低保户和低保边缘户不同强化的二次救助，基于2019年数据不同政策调整模拟下医保最终再分配效应的测算结果如表11所示。

表11 基于2019年数据不同政策调整模拟下医保最终再分配效应

从上述政策调整模拟中笔者还可以得出强化全民医保再分配效应的一些技术性政策建议。第一，努力将医保支付水平提高到医疗费用80%的高保障水平，能够极大提升医保体系的公平性，而“全民免费医疗”舆情中实质性民意期盼正在于获得80%的医疗保障水平，尽管“全民免费医疗”的舆情存在着很多专业性或技术性缺漏。第二，在推动医保给付水平普遍提高的同时，选择性地强化医疗救助的减贫效应能使医保体系的再分配功能得到提升。尤其是将低保边缘户纳入到医疗救助保障范围，要比医疗救助水平仅在低保户中提高要好，能使整个医保体系产生“亲贫”效应。同时，政策模拟还表明，医疗救助在强化民生兜底功能的同时没有必要保障过度，如对低保户和低保边缘户的保障水平达到90%即可，没有必要追求准全额(95%)甚至全额医疗费用补偿；这种追求不会使医保体系的公平性有实质性的提高，保障过度反而还会诱发道德风险。

六、研究结论与政策建议

医疗保障体系最重要的功能是降低参保者医疗支出对其个人收入或家庭收入的冲击，对共同富裕的追求形成保护性支撑，这一再分配效应主要通过医保体系的给付来实现。自2013年以来，中国进入了全民医保时代，居民医疗支出所引致的财务风险均能得到一定程度的化解，这有助于共同富裕，但仅此还远远不够，更重要的是医保再分配效应是否能有效发挥以助力共同富裕。

本文首次对全民医保实现之后较长时期跨度的医保再分配效应进行分析。与仅仅分析全民医保实现之前或实现前后年份的既有文献相比，本文在医疗支出再分配效应、医保报销再分配效应和医保最终再分配效应方面有如下边际性新发现。

就医疗支出再分配效应而言，第一，医疗支出本身具有严重的不平等性和不公平性，且具有负向再分配效应，这种负向再分配效应在2019年强于2013年。第二，从再分配效应的分解来看，医疗支出以加剧纵向不平等为主，即主要扩大不同收入群体间的不平等，而“健康—收入分层”是造成这种纵向不平等的重要原因，即收入越低者，往往健康情况越差，医疗支出占其收入的比重反而越高，这造成医疗支出具有明显的累退性。第三，但从动态来看，2019年医疗支出再分配效应增强则主要是源于再排序效应的增强，再排序效应增强主要是因为医疗支出的增幅远远高于收入增幅，从而使得医疗支出对收入排序的冲击更强。

就医保报销再分配效应而言，第一，医保报销降低了医疗支出推高的不平等，具有正向再分配效应，这种正向再分配效应在2019年强于2013年，这表明全民医保实现之后，随着保障水平的提高，医保体系降低医疗支出负向再分配效应的功能有所增强。第二，医保报销的正向再分配效应主要降低了纵向不平等，医保报销具有累退性，缩小了不同收入群体间的不平等。第三，公费医疗的正向再分配效应最强，职工医保其次，居民医保最弱，这表明不同制度间报销水平的差异导致了医保报销再分配效应的不平等，也显示提高报销水平，尤其是将居民医保的保障水平提高并且与公费医疗和职工医保一体化，能进一步增强医保报销的正向再分配效应。

就医保最终再分配效应而言，第一，医保最终具有负向再分配效应，即医保报销后的医疗自付部分最终扩大了原始收入的不平等程度，这表明尽管医保报销环节降低了医疗支出扩大的不平等，但未能扭转这种不平等局面，可见医疗支出是医保最终具有负向再分配效应的根源，且医疗自付的负向再分配效应在2019年强于2013年。第二，医疗自付主要扩大了纵向不平等，医疗自付严重不平等且具有累退性，一定程度上印证了Deaton的担忧，即低收入群体只能以相对较高的收入占比承受医学科技进步所带来的高医疗费用。第三，公费医疗的负向再分配效应最弱，职工医保的负向再分配效应居中，居民医保的负向再分配效应最强。

本文的经验分析和政策模拟表明，中国政府目前正在推进的全民医保高质量发展是有学理基础和经验支撑的。2021年11月19日，《国务院办公厅关于健全重特大疾病医疗保险和救助制度的意见》(国办发〔2021〕42号)发布，要求各地政府聚焦减轻困难群众重特大疾病医疗费用负担，建立健全防范和化解因病致贫返贫长效机制，强化基本医保、大病保险、医疗救助三重制度的综合保障，但也对防范保障过度予以提醒。强化基本医保的制度保障体现了政府的主导作用，大病保险中商业健康保险的参与体现了政府与市场的协作，而该文件提出鼓励慈善组织和其他社会组织设立大病救助项目以发挥补充救助作用的构想，体现了政府与社会的互动。基于本文政策模拟的发现，针对低保户和低保边缘户医疗支出最后10%的精准性补偿，恰恰是社会慈善组织大有可为的空间，让社会慈善三次分配功能在医保领域也得到发挥，以助力共同富裕的实现。

整合医保、社会救助、慈善帮扶以实施综合保障的政府行动，是减轻困难群众和大病患者医疗费用负担、防范因病致贫返贫、筑牢民生保障底线、保障共同富裕成果的重要举措。在此过程中，推动政府、市场与社会多方主体的协作互动、共同参与，是社会治理理念在医疗保障领域落地的体现，是医保再分配功能制度化的保障，是全民医保体系高质量发展助力共同富裕的关键所在[33]，也是完善分配制度、健全社会保障体系和推进健康中国建设的重要举措。