城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响研究——基于健康差异的分析视角

林晨蕾，罗佳丽

（福建农林大学公共管理与法学院，福建 福州 350002）

我国人口老龄化“城乡倒置”现象日趋严重，农村中老年人作为就诊需求最重要的群体，引导常见病患者下沉基层就诊（即“就近就医”），有助于提升医疗服务利用率，减少其“外出就医”的间接医疗费用，推动区域间医疗资源合理有序流动，是医疗卫生领域可持续发展的重要环节，更是实现乡村振兴和“健康中国”不可绕过的问题[1-2]。党的二十大报告和《“健康中国2030”规划纲要》指出，要继续加强中国基本医疗卫生制度建设，完善城乡医疗保障体系，为患者就近就医创造条件。虽然差异化的医疗保险报销比例设计能稳健提高基层就诊倾向，然而，新型农村合作医疗保险（以下简称“新农合”）统筹层次较低导致基金共济能力较弱，保障水平明显低于城镇居民医疗保险（以下简称“城居保”）。分级价格补偿所产生的政策效应均不足抵消城乡差异等引发的就医向上集中态势[3]。为打破医疗保障的户籍分割，促进城乡居民公平享有医疗保障权利，自2008年以来，我国多个地区相继开展了整合新农合和城居保两项制度（以下简称“城乡医保整合”）的改革试点，且在党的十九大后，改革在全国范围内得到迅速推广。改革后的城乡居民医疗保险缩小甚至抹平了城乡医保待遇差距，补偿机制更加合理，制度公平性大大增强。因此，在城乡医保整合的背景下，如何提高农村中老年人基层就诊率是一个值得深入研究和思考的命题。

学界对医疗保险制度与居民就医行为之间的关系展开广泛讨论。有研究指出，个体的就医行为可能会因个人资源约束条件的改善而随之改变[4-6]。医疗保险显著提高了居民医疗服务利用率，减轻了居民的医疗负担[7-9]，同时医疗保险对医疗费用的影响存在健康差异[10]。然而，一个健全的医疗保险制度，其功能不能仅限于被动地为农村居民的医疗支出埋单，而应从更加积极的角度，合理引导农村居民的就医行为[11]。

现有研究基于不同数据和方法，围绕医疗保险对就诊机构选择的影响展开有益探讨，结论尚存一定分歧。有研究指出，医保补偿的价格调节作用还不足以改变当前多数人对城市医院的偏好[12-13]。新农合倾向于基层医疗机构的报销政策调整，对引导农村患者选择基层就诊的效果并不显著[14-15]。医保政策干预能够缓解三甲医院的“虹吸效应”，可以有效引导价格敏感的患者向基层医疗机构分流[16-18]，但这种价格调节作用受医疗服务质量的影响[19]。

随着城乡统一的社会基本医疗保险制度在全国范围内逐步建立，学者们已将关注重点逐渐聚焦于城乡医保整合的福利效应。有研究表明，城乡医保整合具有显著的健康绩效[20]，且对遭受大病健康冲击的居民具有显著的扶贫效果[21]。城乡医保统筹层次、保障水平等变化对化解健康与医疗服务利用不平等方面发挥重要作用[22-23]。

综上，现有研究成果为本文理解城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响提供了重要思路，但仍然存在可以拓展的空间。一是以往的相关研究大多将中老年人看成同质性群体，缺乏内部细致的健康分类与比较。城乡医保整合究竟能否促进农村中老年人选择基层就诊不能一概而论。这里有必要区分两种情况，一种是健康状况良好的中老年人，原本基层医疗机构就可以满足其治疗需求，但实际上去了大医院就医。这属于医疗资源未得到有效利用。另一种是健康状况较差的中老年人希望能到城市医院就诊，但由于各种客观原因导致他们在基层医疗机构治疗。这反映了医疗服务得不到充分利用。二是我国城乡居民医疗保险虽采取“保基本”与“保大病”相结合，可门诊统筹与住院统筹政策不同，那么对待中老年门诊与住院患者就近就医问题也应有所区分。已有文献在一定程度上忽视了门诊和住院的差异，研究的普适性有待探讨。

鉴于此，本文基于健康差异的分析视角，利用2013—2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据，首先，采用身体功能、认知能力和心理健康指标综合测评农村中老年人健康水平，并在此基础上通过K-均值聚类方法进行聚类分析。其次，对健康分类结果、城乡医保整合情况与不同健康状况农村中老年人基层就诊行为进行统计分析，准确把握当前农村中老年门诊与住院患者就诊选择的现实状况与特征。最后，运用多时点双重差分模型和工具变量法，从门诊与住院两个方面系统地分析城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响，并探讨其健康的异质性，以期为持续完善城乡居民医疗保险制度，实现有效合理的医疗服务供给提供决策参考。

1 理论分析与研究假说

1.1 城乡医保整合与农村中老年人就诊选择

大量研究证明，医疗保险显著影响参保人的医疗需求[24-26]。这是因为，医疗保险改变了参保人面临的医疗服务“价格”。医疗保险针对不同等级医疗机构实行分级报销制度，这种类似价格歧视的定价策略在理论上应当能够引导患者合理选择就诊机构[27]。同时，医疗保险保障水平的变动将可能改变参保人的就诊偏好[28]。在农村，相对弱势的中老年群体对医疗服务价格更敏感，制度的整合更加凸显分级价格补偿的差异，对其基层就诊的驱动效应或许更显著。

事实上，对农村居民就诊选择有显著影响并不在于是否参加医疗保险，而在于医疗保险补偿机制是否合理[11]。与新农合相比，城乡医保整合给予基层医疗机构更多倾斜。第一，该制度通过降低基层医疗机构起付线，拉开一二三级医疗机构报销比例，基层医疗机构在价格补偿方面更具有优势。第二，该制度遵循“缴费就低、待遇就高、目录就宽”的原则，不仅将门诊统筹全面覆盖到农村居民，提升了农村居民在统筹范围内就医的补偿待遇；还统一医保目录，扩大药品和医疗服务项目的报销范围，强化基层医疗机构提供农村基本医疗服务的责任。第三，该制度纵向提高统筹层次，横向推进城乡融合，搭建基层和上级医院交流的平台，提升基层医疗机构的服务水平，通过签约方式让基层医生与农村居民建立起稳定的服务关系，改善农村居民的基层就医体验。可以预期，城乡医保整合可能将在基层优先解决的有效就医需求吸引过来。

此外，为减轻参保群众门诊医药费用负担，城乡居民医疗保险取消原家庭账户制度，实行门诊统筹制度。门诊统筹与住院统筹存在三个方面区别：1）需求弹性方面。需求弹性大是医疗服务的一个重要特点。相较于住院服务，门诊服务需求弹性更大。门诊统筹制度的实施甚至会对住院服务产生“挤出效应”[29]，从而农户在做门诊决策时会更多考虑就诊机构的区位因素。2）定点医疗机构方面。门诊统筹局限于在基层医疗机构发生的门诊医疗支出，而住院统筹淡化了对农户参保与就医赔付的地域限制。3）价格补偿方面。门诊统筹与住院统筹都采取年度最高支付限额制，但门诊统筹起付线较低甚至为零，可能刺激农村中老年群体进一步释放其门诊需求。因此，本文认为城乡医保整合有助于引导农村中老年人选择基层就诊。相对于住院患者，城乡医保整合对农村中老年门诊患者基层就诊的引导效果更好。

前景理论和心理账户理论常用来解释个体的决策行为，前景理论基于“有限理性”的研究假设正视了主观和心理因素在个体决策过程中所起到的影响作用。患者面临就诊机构选择决策时，首先根据自身的健康状况对即将发生行为的预期价值做出判断，然后结合自身的经历、体验以及对现有条件的认知，最后做出相应的就诊决策。其中，个体的健康状况会显著影响其就医行为[4]。因此，关于农村中老年人就诊机构决策问题，不同健康水平的患者或许会有不同的选择。那么，城乡医保整合是否可以有效影响农村中老年患者就近就医，其关键在于，与医疗服务质量的差别相比较，价格的差异有多重要？

当患者身体痊愈带来的满足感足以抵消患者因医疗支出带来的收入损失痛苦感，此时期望前景值为正，患者心理账户中对收益的感知价值超越损失的感知价值。这意味着此类患者对自身健康状况改善的关注度将超过医疗保险价格补偿，对医疗服务质量的要求更高。长期以来，我国优质医疗资源主要集中于城市，城乡医保整合在一定程度扩大了农户的医疗资源可及范围。患者对健康恢复的期望值越高，越倾向选择高级别医院就诊。这类患者多为疾病程度较重、“相对不健康”的老人。与此相反，当患者恢复健康的满足感不足以消除患者因医疗支出带来的收入损失痛苦感，此时期望前景值为负。这类患者对医疗费用支出而造成的收入损失更为敏感，对整合前后医疗保险补偿政策的变化也更为关注，患病后就近就医的意愿更强。这类患者多为患病程度较轻、“相对健康”的老人。因此，本文认为城乡医保整合有助于促进优良健康状况的农村中老年人选择基层就诊，同时显著弱化不健康的农村中老年人选择基层就诊的倾向。

1.2 城乡医保整合模式与农村中老年人就诊选择

在具体实践中，各地区考虑到本地城乡发展不平衡的情况，主要采用“一档制”和“多档制”两种整合模式。一档制是将全体城乡居民纳入一个统一的制度，在筹资与待遇设计上实行城乡统一标准；多档制是将全体城乡居民纳入一个统一的制度，但实行差别化筹资、待遇多档位，并允许参保人根据自身医疗需求和缴费能力自主选择参保档次，参保人将面临参保成本和补偿收益的权衡。不同的整合模式或许会导致就诊机构引导作用的差异。事实证明，参合更高档次医疗保险对健康有显著促进效应[30]，当患者对健康恢复的期望值越高，选择高档次医疗保险的意愿越强，到城市医院寻求治疗的概率越高。一档制则规定了城乡统一的较高水平的赔付比例，尤其是加强对基层医疗机构的倾斜力度，降低了农村中老年群体收入水平对其医疗服务利用的约束，因此，理论上讲，相较于“有差别的统一”的多档制，一档制将可能对促进农村中老年人选择基层就诊发挥更大的作用。因此，本文认为与多档制整合模式相比，一档制整合模式促进农村中老年人选择基层就诊的效果更显著。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文使用的数据主要涉及两个部分，其一是中国健康与养老追踪调查（CHARLS）。该数据涵盖150个县级单位、450个村级单位，采用了多阶段抽样方法，收集了45岁及以上中老年个体及其家庭的高质量信息，截至2018年，其样本已覆盖1.24万户家庭中的1.9万名受访者，是全国性、多学科的大型微观数据库。本文主要选用2013年、2015年和2018年三期CHARLS全国基线调查数据，主要基于几个方面考虑：1）该数据包含身体功能、认知能力和心理健康等健康指标，以及门诊与住院就诊选择等医疗信息；2）本研究重点是分析不同健康状况中老年人基层就诊行为的区别，CHARLS的调查对象主要为45岁及以上的中老年群体，有助于对农村中老年人的健康状况进行明显区分；3）追踪数据有助于考察不同健康状况中老年群体基层就诊行为的动态变化趋势。

其二是城乡医保整合实施情况和宏观经济数据。为了与微观数据匹配，城乡医保整合实施情况数据来源于地方政府官网发布的实施办法，宏观统计数据来自对应年份的各地级市统计年鉴和《中国城市统计年鉴》。

根据研究需要，本文还对匹配后的数据进行处理：一是按照户籍状况保留农村居民样本以检验城乡医保整合与农村中老年人就诊选择的关系；二是为了准确评估城乡医保整合的影响，本文仅保留新农合、城乡居民医疗保险的参保个体；三是目前门诊统筹保障方式大致为门诊大病统筹、门诊小额补贴和普通门诊费用统筹三种，其中普通门诊费用统筹是全国各地普遍实施的门诊统筹方式[29]。因此，本文的门诊统筹是指普通门诊费用统筹。为了精准识别普通门诊费用统筹的政策效果，门诊患者仅保留普通门诊患者样本。剔除存在缺失观测值的样本后，本文最终得到有效样本6931个，其中门诊样本4339个，住院样本2592个。

2.2 聚类分析法

聚类分析法属于研究分类问题的一种统计分析方法，是将样本按照“亲疏程度”的标准自动划分为相对同质的群组。系统聚类和K-均值聚类两种方法是常用的聚类分析法。系统聚类方法虽然放松对变量的要求，所使用的变量可以是分类变量或连续变量，但当样本量太大时，可能出现将样本分出许多小类的问题，分类数量较难确定[31-32]。而K-均值聚类方法要求变量必须为连续变量，且需预先明确样本的分类数量。基于本研究数据的特点与聚类方法的优劣，本文将采用K-均值聚类方法对农村中老年人健康状况进行测评，并在此基础上进行聚类分析，具体步骤如下：

1）选取健康指标。考虑到患者在就医时面临身体康复与心理负担双重压力，本文采用三类健康指标衡量农村中老年人的健康状态。一是身体功能指标。关于身体功能，CHARLS问卷中向被访者询问日常生活活动能力（ADL，Activities of Daily Life）和工具性日常生活活动能力（IADL，Instrumental Activities of Daily Life）两类问题。ADL是对中老年人基本生活自理能力的测量，涵盖吃饭、穿衣、洗澡等六项能力，分值范围为0～18，得分越高表示个体日常生活活动能力越强；IADL是测试中老年人从事社会活动的日常生活能力，涵盖做家务、做饭、买东西等六项能力，分值范围为0～18，分值越高意味个体工具性日常生活活动能力越强。二是认知能力指标，结合CHARLS问卷中的相关问题，通过国际通用的简易精神状态检查量表（MMSE，Mini-Mental State Examination）测算出认知能力综合得分。量表总分范围为0～30，测试内容涵盖记忆力、计算力、回忆力、语言能力等，得分越高表明中老年人认知能力越强。三是心理健康指标，通过简易抑郁量表（CES-D）测量，本文基于中老年人的量表填答内容计算其抑郁得分，分值范围为0～30，得分越高意味着出现该现象的频率越低，心理健康程度越高。

2）聚类分析。为了确定最佳分类数量，同时又考虑到实际研究中健康分类不宜过多，本文尝试将全样本的聚类个数设定为三个和四个，并进行对比。不难发现，将健康等级分为三类，4个健康指标的聚类中心值均逐级递减，但如果划分为四类，4个健康指标的聚类中心值并不同时呈现递减或递增规律（表1），与常理相悖。因此，本文将农村中老年人划分为三类健康群体。

表1 最终聚类中心结果Table 1 Final cluster center: three clusters

2.3 模型设定

本文拟采用双重差分模型评估城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响。双重差分模型的识别策略为，通过比较政策试点的实验组和对照组，构建反映政策效果的双重差分估计量。由于各样本地区进入政策试点的时间有所不同，这意味着传统双重差分模型不再适用。而多时点双重差分模型则适用于政策实施并不发生在某一时点，而是先有试点再逐步推广的渐进过程[33-34]。本文参照已有研究[34-36]建立模型为：

式中：i、c和t分别表示农村中老年个体、户籍地和调查年份。Dict是本文关注的结果变量，其中包括患者选择门诊与住院基层医疗机构就诊的概率。URHict表示城乡医保整合试点情况的虚拟变量，Xict表示控制变量，γc表示不随时间变化的地区固定效应，δt表示调查年份固定效应，γc×δt表示地区与时间的交互固定项，εict表示随机扰动。

采用上述方法进行识别时依赖于两个假定条件的成立：一是反事实假设。即样本地区是否实施城乡医保整合并不会对整合政策实施之前患者的基层就诊行为产生显著影响。也就是说，没有实施制度改革，实验组与对照组的农村中老年人就近就医偏好应该不存在系统差异。二是随机性假设。实践中，优先整合的地区往往经济实力更强，城乡差距更小，基层医疗服务资源更为充足，若不剔除非政策因素的影响，将无法精准捕捉到城乡医保整合的真实政策效应。

一方面，由于数据局限，无法对样本就近就医的共同时间趋势进行检验。本文借鉴相关研究[37-38]，将2013年和2015年两期作为反事实检验的考察期，以构造假想的处理组与对照组，具体做法为：在（1）式中引入新的变量“整合组”，样本地区在2013年和2015年均未实施整合，而在2018年实施整合，此时该变量为1，否则为0。另一方面，本文参考已有研究[37-38]的做法，在（1）式中加入滞后一期的地方宏观经济变量，即公共财政预算收入和地区人均生产总值，以放松整合实施随机性的假设。

2.4 变量选取

1）被解释变量：基层医疗机构就诊选择。本文模型选择中老年患者“是否选择基层医疗机构就诊”进行刻画，包括门诊和住院两个维度。该变量来自CHARLS问卷中针对受访者“过去一个月，您最近一次去了哪种医疗机构就诊？”和“过去一年中，您最后一次接受住院治疗所在的医疗机构的类型是什么？”的调查。CHARLS罗列了综合医院、中医院、乡镇卫生院、卫生服务站等9类医疗机构。国家第五次卫生服务调查指出，基层医疗机构包括社区卫生服务中心、站，卫生院，村卫生所及诊所；医院包括综合医院、中医医院等。因此，本文农村基层医疗机构包括乡镇卫生院、村诊所或私人诊所。如果农村中老年受访者最近一次门诊选择乡镇卫生院、村诊所或私人诊所就医，则该变量取值为1，否则取值为0。同理，如果农村中老年受访者最近一次住院选择乡镇卫生院治疗，则该变量取值为1，否则取值为0。样本中有86.26%的门诊患者过去一个月去该门诊机构就诊1～3次，75.79%的住院患者过去一年只接受一次住院治疗，这表明选取门诊和住院基层就诊选择的指标能够反映个体就医行为的一般规律，研究结果具有一般性和推广性。

2）核心解释变量：城乡医保整合。本文依据各地方政府发布关于城乡医保整合的正式文件，以此衡量受访者户籍所在地是否实施城乡医保整合。若受访者户籍所在地早于调查年份Y实施了城乡医保整合改革，则该变量赋值为1；若晚于调查年份Y，则赋值为0。

3）控制变量。本文基于Andersen模型和数据的可得性，设置倾向要素、需要要素和使能要素三类控制变量。倾向要素涵盖年龄、性别、婚姻状态、受教育水平、家庭规模等；需要要素涵盖中老年人健康水平，包括健康等级、否患有慢性病等指标；使能要素涵盖收入、医疗服务可及性（人均医疗机构数量、人均医疗技术人员数量）等。

4）宏观经济变量：公共财政预算收入和人均地区生产总值。城乡医保整合后的基金缺口需要财政资金来弥补[3]。因此，选择滞后一期的“公共财政预算收入”和“地区人均生产总值”作为地区宏观经济变量，进一步检验基准模型结果的可靠性。

5）工具变量：户籍地市辖区人口比重。为更有效解决内生性问题，本文选择“户籍地市辖区人口比重”作为工具变量进行两阶段估计。市辖区人口比重反映了原先两类参保人群的相对规模，意味着实施整合所面临的财政资金缺口的大小[3]。若市辖区人口比重越高，城居保参保规模越大，制度整合带来的资金缺口越小，城乡医保整合则越易于推行，从而符合工具变量的相关性。另外，户籍地市辖区人口比重反映的是城市参保情况，与当期农村中老年人就诊选择没有必然的直接联系，符合外生性原则。故该变量能够满足工具变量有效性的两个条件。上述具体变量名称及定义见表2。

表2 变量定义及其描述性统计Table 2 Definitions and descriptive statistics of variables

3 结果与分析

3.1 农村中老年人健康分类分析

总体上，同一健康等级门诊患者的不同健康指标均值都比住院患者高，另外门诊与住院的中老年患者随着健康等级由低到高，其4个健康指标均值同时显现依次递减（表3）。这也再次证明采用K-均值聚类方法进行分类较为合理。考虑到个体就医行为不仅与综合健康状况密切相关，还取决于疾病情况。根据问卷信息，本文将健康分类结果与慢性病数量进行对比发现，无论门诊还是住院样本，随着健康等级由低到高，无慢性病患者的样本占比逐渐递减，患有一种及以上慢性病患者的样本占比呈现递增规律（表3）。这说明采用该分类方法能够较为真实反映不同健康群体中老年人的身体状况，同时也印证了上述观点。

表3 门诊与住院中老年人健康分类结果Table 3 Health classification results of middle aged and elderly outpatients and inpatients

3.2 城乡医保整合与农村中老年人就诊选择分析

统计分析表明，样本中农村中老年人户籍地实施城乡医保整合的比例达42.6%（表2）。已有文献统计发现，截至2013年底，全国共累计有16.35%的地区实施了城乡医保整合；2015年提升至22.96%；2018年已有超过80%的地区实施了城乡医保整合，三年整合比例均值为39.77%[38]。两个统计结果基本相当，再次证明样本具有全国代表性。

就医机构选择总体而言，样本地区农村中老年门诊患者基层就诊比例为63.2%，住院患者基层就诊比例为44.3%（表2），表明样本中门诊患者就近就医的比例高于住院患者。2013—2108年门诊患者基层就诊的比重呈逐年递减趋势，住院患者基层就诊的比重则平稳上升（图1）。可能的原因为，一方面，门诊是针对疾病的初步诊断，是患者进行后续治疗重要的参照依据。相对于青年人，中老患病群体病因更为复杂，基础病患者逐渐增多，样本中有80.2%的农村中老年人患有慢性病（表2），导致该类门诊患者倾向“舍近求远”追求精准治疗。另一方面，“十三五”和健康扶贫期间，各地扎实推进“强基层”建设，不断加大人财物的保障力度，基层医疗卫生机构尤其是乡镇卫生院的服务能力持续增强，住院人次有所提升。

图1 门诊与住院患者选择基层就诊占比Fig. 1 Proportion of outpatients and inpatients selecting primary health care institution services

门诊和住院样本中，2013年健康等级III患者基层就诊比重高于健康等级I或健康等级II患者，但2015年和2018年健康等级III患者基层就诊比重均低于健康等级I和健康等级II患者（图1），这说明随着时间的推移，不同健康状况患者的就医选择趋于理性。就城乡医保整合而言，无论是门诊还是住院，整合地区患者基层就诊的比例均高于未整合地区（表4），揭示了城乡医保整合可能促进农村中老年患者就近就医。由此可见，分析城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响并探讨二者之间的健康差异极其重要。

表4 整合与未整合地区基层就诊占比（%）Table 4 Proportion of selecting primary health care institution services in integrated and unintegrated regions

3.3 城乡医保整合对农村中老年人基层就诊行为的影响分析

基准回归结果显示，城乡医保整合在1%统计水平上显著，且系数都为正（表5）。这表明，与未整合地区相比，城乡医保整合能够有效促进农村中老年群体就近就医。如前文所述，城乡医保整合形成具有显著差异的阶梯化报销比例制度，强化基层医疗机构提供基本医疗服务的主体责任，增强基层医疗服务体系的需求吸引能力，进而对引导农村中老年人基层就诊产生积极的作用。

表5 基准回归结果Table 5 Baseline regression results

相对于住院患者，城乡医保整合对农村中老年门诊患者就近选择基层就诊产生更大程度的促进效果，本文认为可能的原因在于，整合后的城乡居民医疗保险实行门诊统筹与住院统筹相结合。住院统筹实行逐级调整的价格补贴政策，而门诊统筹则遵循“非1即0”的报销原则，城乡居民只有到签约选定的定点基层医疗机构就医，方可享受门诊医保待遇。这种绝对的支付差距更能引起门诊患者的重视，增强农村中老年人基层就诊的意识。

控制变量中，倾向要素方面，随着年龄的增长，农村中老年门诊患者选择基层就诊的概率越高。年龄越大，老人行动能力普遍较弱，面临门诊小病的诊疗时更青睐于就近治疗。与女性相比，农村男性中老年门诊患者就近就医的概率明显更低，主要因为男性外出务工概率与社会参与度更高。受教育年限越长，农村中老年人选择基层就诊倾向越低，原因是农村中老年人文化水平越高，其健康意识越强，对医疗服务质量要求更高。已婚、家庭规模越大的农村中老年住院患者就近就医的概率越低，这是由于家庭人口数量越多，陪护病患的时间和成效越有保证，从而显著弱化其选择基层就诊的意愿。需要要素方面，与健康等级I患者相比，健康等级II门诊患者选择基层就诊的概率明显更高，健康等级III住院患者选择基层就诊的概率明显更低，说明农村中老年患者的就诊选择或许存在健康差异。此外，慢性病门诊患者选择基层就诊的概率比非慢性患者更低。与普通疾病不同，慢性病需要长期规范的诊疗与护理，鉴于疾病的特殊性，慢性病患者更偏好选择高级别医院就诊。使能要素方面，农民中老年家庭人均年收入水平显著降低了他们就近就医的概率，因为收入越高对医疗服务价格越不敏感。每千人医疗技术人员数量对农村中老年门诊患者选择基层就诊有显著的正向影响。基层医疗卫生人力资源越丰裕的地区，能为患者提供更为丰富的医疗服务，提升其就近就医的倾向。

3.4 稳健性检验分析

1）反事实与随机性检验。反事实检验。由于样本地区在2013年和2015年尚未实施城乡医保整合，那么城乡医保整合在这一期间不应该对该地区患者的基层就诊行为产生显著的影响。估计结果显示，在户籍地尚未实施整合的时期，日后成为城乡医保整合试点的地区与非试点地区之间的农村中老年人的基层就诊行为没有显著差异（表6），反事实假设基本得到满足。随机性检验。在基准模型中加入滞后一期的地方宏观经济变量后的回归结果显示，模型在控制地区宏观层面可观测因素后，估计结果与基准模型基本一致（表6）。

表6 反事实与随机性检验Table 6 Counterfactual and randomness testing

2）工具变量法。除上述方法外，本文将进一步采用工具变量法消除可能存在的内生性偏误。为确保工具变量选取的有效性，本文进行弱工具变量检验，结果显示，门诊与住院样本的Cragg-Donald Wald F统计值分别为250.837和77.501，均大于10%偏误下的临界值16.38，表明用户籍地市辖区人口比重作为工具变量不存在弱工具变量问题。

本文的内生变量“城乡医保整合”为二值变量，因此拟采用扩展回归模型（ERM）进行工具变量法回归，估计结果表明，从第一阶段回归结果可以看出，户籍地市辖区人口比重系数为正，且在1%的水平上显著（表7），表明户籍地市辖区人口比重对城乡医保整合有显著影响。在第二阶段回归结果中，校正内生性偏误后，城乡医保整合仍对农村中老年人基层就诊行为有显著的正向影响，再次印证了本文实证分析结果的稳健性。且相较于基准模型，城乡医保整合的回归系数进一步扩大，意味着内生性问题低估了城乡医保整合促进农村中老年人选择基层就诊的作用。

表7 工具变量法：ERM模型检验Table 7 Instrumental variable method: the ERM model test

3.5 基于健康分类的异质性分析

门诊患者样本的回归结果可以发现，健康等级I与健康等级II的样本中城乡医保整合变量的系数均为正（表8），表明城乡医保整合有助于提升优良健康状况（即健康与中等健康）患者选择基层就诊的概率，但对不健康患者就近就医的影响不显著，这与预期相符。可能的原因是，城乡医保整合将刺激农村中老年人释放更多门诊需求，那些原本倾向自我诊疗的优良健康患者在价格补贴驱动和“非1即0”报销原则的规定下提高其就近接受规范治疗的概率；不健康患者对医疗服务质量要求更高，在整合地区，门诊统筹对定点医疗机构的严格限制导致医保政策对这类患者就医选择的作用不大。

表8 基于健康差异的基层就诊行为分析Table 8 Analysis of selecting primary health care institution services base on health differences

住院样本的回归结果显示，城乡医保整合对健康等级II患者基层就诊选择有显著的正向影响，对健康等级III患者基层就诊选择的影响是显著为负（表8）。但城乡医保整合对健康等级I患者基层就诊选择的影响并不显著，与预期不相符。可能的解释为：相对其他患者，健康等级I患者对医疗费用支出而造成的收入损失更为敏感，整合地区的医保基金支付并无改变对基层医疗机构的偏向性设定，这类患者选择基层医疗机构就诊的偏好应该不变或者变化趋势相同。健康等级II患者属于“中间”群体，在就诊选择过程中，价格因素和医疗服务质量因素的决策权重差异或许不大。整合后的城乡居民医疗保险进一步拉开分级价格补贴差距，给予基层医疗机构的高补贴有效弥补医疗服务质量方面的差距，从而促使这类患者更倾向就近就医。健康等级III住院患者首先考虑的问题是疾病能否被有效治愈或治愈概率有多大。因此，在就医决策过程中，医疗服务质量因素的决策权重较大。城乡医保整合扩大了医疗资源的可及范围，简化了异地就医面临的繁琐程序，弱化这部分患者选择基层就诊的偏好。

3.6 进一步讨论

为加深对城乡医保整合与农村中老年人就诊选择之间关系的认识，本文进一步考察城乡医保整合影响农村中老年人就诊选择的时间效应以及探究不同整合模式对农村中老年人就诊选择影响的差异。

1）城乡医保整合影响农村中老年人就诊选择的时间效应。城乡医保政策实施时间的长短对农村中老年人就诊选择的作用程度可能不同。考虑到国家战略规划大多以5年为一周期，因此，本文的“实施时间”变量选取5年为考察周期。若某地区在调查年份Y当年实施整合城乡医保改革，该变量取值为1，在调查年份Y已经实施整合改革第N年，则取值为N，在调查年份Y还未实施整合改革，则取值为0。总体而言，在实施改革后的每一年，城乡医保整合对农村中老年门诊患者基层就诊行为的影响显著为正（表9），且促进效果逐渐增强。但对农村中老年住院患者就近就医的引导作用在整合政策实施后的第3年才开始显现，并在随后的年份中逐年递增。这或许是因为门诊主要针对常见病患者，使用频率高，政策效果立竿见影，而住院主要针对急重病患者，使用次数较少，政策效果具有一定滞后性。

表9 时间效应Table 9 Time effects

健康差异的视角下，城乡医保整合在政策实施后的大部分年限内对健康等级I和健康等级II门诊患者、健康等级II住院患者选择基层就诊产生显著的促进作用；城乡医保整合显著抑制健康等级III患者就近就医的倾向，但该政策效果在整合政策实施后的第4年才开始显现；在实施改革后，城乡医保整合对健康等级III门诊患者和健康等级I住院患者几乎无显著影响（表9）。这再次说明，随着时间推移，城乡医保整合对农村中老年人就诊行为的影响同样存在健康差异。其中可能的原因是，相对于其他健康等级群体，优良健康状况患者对价格更为敏感，改革的实施对这部分群体更具有吸引力，短期内更容易显现政策效果。

2）整合模式对农村中老年人就诊选择的影响。结合正式文件中提及的整合方案，本文将整合模式设置为“未整合、一档制、多档制”三个分类变量。并基于健康的差异，分样本考察不同整合模式促进农村中老年人就近就医作用的异质性。总体而言，相较于未整合，两种整合模式对农村中老年门诊患者基层就诊均产生显著的促进效果，但一档制整合模式对农村中老年住院患者就近就医的作用方向与多档制整合模式相反（表10）。对此的解释为：一般情况下，门诊就医和住院就医属于不同层次的就医行为，城乡居民医疗保险补偿的政策也不相同。门诊患者对医疗服务水平要求较低，叠加上门诊统筹限制性规定的影响，所以两种整合模式均对促进门诊患者选择基层就诊发挥了有效作用。住院患者则需要更高水平的医疗服务来修复其健康损耗，多档制整合模式的优势在于允许参保人根据自身健康状况选择合适的缴费补偿档次，住院患者由于患病较严重更偏向参加较高的档次，选择到城市医院就诊的概率也相应提高。

表10 整合模式对基层就诊行为的影响Table 10 Impacts of the integration model on the behaviors of selecting primary health care institution services

分样本中，相较于未整合，一档制整合模式对健康等级I、健康等级II门诊患者与健康等级II住院患者选择基层就诊均具有显著正向影响；多档整合模式对健康等级II门诊患者选择基层就诊的影响显著为正，但对健康等级II、健康等级III住院患者选择基层就诊的影响显著为负；两种整合模式对健康等级III门诊患者与健康等级I住院患者均无显著影响（表10），这一结果也验证了前文的研究结论。究其原因可能为：一档制下，城乡居民医疗保险实现真正意义上的城乡统一，提高了基层医疗机构报销比例，降低了患者的报销与就医成本，对促进优良健康状况患者就近就医发挥了更大作用。而多档制下，医保基金对高档次参保者的支付比例更偏向高级别的医疗机构，导致健康状况欠佳的住院患者选择基层就诊的倾向显著降低。

综上，相较于多档制整合模式，一档制整合模式促进农村中老年人选择基层就诊的作用更显著。

4 结论与政策建议

4.1 结论

研究表明，农村中老年人选择基层就诊的比例仍有较大的提升空间。城乡医保整合对农村中老年患者选择基层就诊具有显著正向影响，其中“非1即0”的门诊统筹原则对门诊患者的引导效果更好，该结果经过反事实、随机性和工具变量法检验后仍然成立。因而，在推动城乡医保整合过程中需要注重分级价格补偿机制的完善，提升基层医疗机构的服务能力尤其是住院服务质量。城乡医保整合有效提升优良健康状况门诊患者与中等健康的住院患者就近就医的倾向，在一定程度抑制不健康的住院患者就近就医的意愿。但其对健康等级I住院患者基层就诊的影响并不显著，虽在意料之外，却在情理之中。这印证了提高农村中老年人的基层就诊率需要针对不同健康状况的患者完善城乡居民医疗保险制度设计。

随着时间的推移，城乡医保整合对农村中老年门诊患者基层就诊行为的促进效果优于住院患者，对优良健康状态患者的政策效果优于其他健康等级群体。两种整合模式均对农村中老年患者选择基层就诊产生显著的正向作用，但多档制允许参保人自愿选择缴费补偿档次，一定程度上强化住院患者选择到城市医院就诊的意愿。此外，一档制是真正意义上的城乡统一，对促进优良健康状况患者就近就医发挥了更大作用，降低了患者的报销与就医成本。而相较于一档制，多档制整合程度较低，是城乡医保整合的过渡性方案，其对高档次参保者的支付比例更偏向高级别的医疗机构，导致健康状况欠佳的住院患者选择基层就诊的倾向显著降低。因此，在整合新农合和城居保的过渡阶段，针对这部分群体应予以更多关注与扶持。

本文主要围绕整合与否、整合模式对基层就诊行为的影响效果展开剖析。在城乡医保整合的过程中，由于各地经济发展水平存在差距，导致各地基金统筹层次、保障水平的不同，这是否对农村中老年人的就诊选择产生影响，后续研究还需围绕这些问题进行深入讨论，进而不断丰富研究结论。

4.2 政策建议

基于上述分析，城乡医保整合对农村中老年人选择基层就诊发挥着不可忽视的引导作用，为更好促进农村居民理性就医，本文提出以下政策建议：

1）针对不同健康群体，细化城乡居民医疗保险的补偿政策。一方面，门诊统筹具有较高的政策效益，建议有条件的地区继续提高门诊保障水平，针对基层就诊行为采用无封顶线或高封顶线模式，增强基层医疗机构的价格优势，继续提高健康状态优良门诊患者基层就诊率，同时将不健康的门诊患者尽可能留在基层；另一方面，降低基层医疗机构住院报销起付线，提高住院报销比例，进一步拉开一二三级医院的价格补偿差距，引导相对健康患者就近就医。而重大疾病的报销比例可适当向城市医院倾斜。从而保障城乡居民医疗保险能够满足不同健康群体的需求。

2）提升农村基层医疗服务质量，促进农村居民就近就医。以实施乡村建设行动为契机，加大对乡镇卫生院、村卫生所（室）的软硬件投入力度，逐步形成医疗大数据信息化共享平台，促进医疗资源共享和医疗资源下沉，推动农村基层医疗卫生服务能力持续改进和提档升级，切实满足不同健康群体的医疗需求。

3）逐步推进城乡居民医疗保险一体化进程。相对于多档制，一档制整合模式更符合医疗服务均等化的要求。各地应充分考虑本地城乡经济差距、人口结构、居民差异化医疗需求等因素，因地制宜，分阶段、有步骤地落实一档制城乡居民医保制度。例如，在整合的过渡阶段，多档制可以适当给予医疗可及性相对较差群体尤其是健康劣势群体一些保费减免，促进基本医疗服务公平可及。待城乡经济发展差距有所缩小，医疗资源配置公平程度提高后，逐步统一医保统筹档次并提高医保统筹层次。