城乡居民基本医疗保险省级统筹对我国居民医疗费用支出和健康状况的影响

甘晓成，姚 娇，蔡瑶瑶

1新疆大学政治与公共管理学院，新疆乌鲁木齐，830046；2新疆大学国家安全研究省部共建协同创新中心，新疆乌鲁木齐，830046；3 北京航空航天大学社会保障研究中心，北京，100190

党的二十大报告明确提出,要扩大社会保险覆盖面,健全基本养老、基本医疗保险筹资和待遇调整机制,推动基本医疗保险、失业保险、工伤保险省级统筹。这意味以省为单位的医保统筹将成为未来医保改革的重要目标。根据2020年2月25日发布的《中共中央 国务院关于深化医疗保障制度改革的意见》,城乡居民基本医疗保险省级统筹是指医疗保险在省域内通过实行“六统一”的管理模式(统一政策覆盖范围、统一筹资机制、统一保障待遇、统一支付方式、统一基金管理、统一信息系统),保障医保基金安全运行。2022年,国家医保局会同财政部、税务总局发布了《关于做好2022年城乡居民基本医疗保障工作的通知》,强调要按照政策统一规范、基金调剂平衡、完善分级管理、强化预算考核、提升管理服务的水平,稳步推进城乡居民基本医疗保险省级统筹。城乡居民基本医疗保险是统筹城乡协调发展,缩小城乡居民医疗支出差距,提高医疗服务利用率,改善居民健康水平的重要制度[1],是缓解因病致贫、因病返贫的有效路径[2]。相较于城镇职工基本医疗保险,城乡居民基本医疗保险的基金结余较少,参保群体间的互助共济能力更弱,这不仅不利于“大数法则”效应的发挥,相反可能会带来逆向调节问题[3]。通过提高统筹层次提升城乡居民医保的基金共济能力与缓解医保基金失衡迫在眉睫。

目前学者们主要是从医疗费用支出和居民健康等方面对医疗保险省级统筹政策效果进行评价。在医疗费用支出方面,部分学者认为医保省级统筹降低了市县级政府医保基金的监管力度,放纵参保人不合理使用医疗资源,导致门诊费用和住院费用显著上涨,自付费用增加[2-3];也有学者认为受医保控费机制的影响,统筹层次的提高短期内对医疗费用支出没有影响[4-5]。在健康影响方面,大部分学者认为统筹层次的提高会引导居民合理使用医疗服务,促进身体状况的改善[6-7];但也有学者认为省级统筹虽然提高了个体对医疗服务的利用,却未显著改善健康水平[8]。由此可见,关于基本医疗保险统筹层次提高是否会降低居民医疗费用支出和改善他们的健康状况学者们还未达成共识。在医疗保险的政策效应方面,仍有以下几个问题值得进一步研究:在研究对象方面,很少有学者将城乡居民基本医疗保险省级统筹、医疗费用支出和健康状况纳入同一个框架分析;在研究方法方面,鲜有运用渐进双重差分法来研究城乡居民医保省级统筹对于居民医疗费用和健康状况的政策净效应。因此,鉴于城乡居民基本医疗保险参保群体的脆弱性与制度的风险性等多方因素,本研究从以下两个方面进行深入探究。①以城乡居民基本医疗保险为研究对象,实证分析医疗费用支出和健康状况变化情况。②为了避免因为遗漏变量和逆向因果关系产生的内生性问题,运用渐进双重差分法验证城乡居民基本医疗保险对医疗费用和健康状况的影响,以期为城乡居民医保省级统筹的深入推进提供进一步参考。

1 资料来源与方法

1.1 资料来源

数据主要来源于2016、2018和2020年中国家庭追踪调查(China family panel studies,CFPS)数据库,该数据由北京大学中国社会科学调查中心于2010年,在全国25个省/市/自治区正式实施基线调查,2016年覆盖了全国31个省级行政区(不含港、澳、台),目前更新到2020年[9]。本研究使用CFPS数据,主要出于3方面考虑。①CFPS是追踪数据,调查对象稳定,所获得的研究数据相对可靠。②该数据从2016年开始涵盖了全国31个省级行政区,研究样本更加全面。③CFPS提供了城乡居民基本医疗保险参与情况、医疗费用、人口学变量、收入水平和健康状况等相关指标数据。根据研究对象选取参加城乡居民基本医疗保险个体,再将非平衡面板数据转化为平衡面板数据,共获得2847个样本观测值。

1.2 研究方法

由于各地区实现省级统筹的时间存在差异,为了评估城乡居民基本医疗保险省级统筹对医疗费用支出和健康状况净影响,根据已有文献的研究[10],采用渐进双重差分法,将全部样本分为两组,第一组是已经实现省级统筹的处理组,第二组是还未实现省级统筹的控制组,根据政策实施前后时间进行第一次差分得到变化量,可以消除个体不随时间变化的异质性,再对两组变化量进行第二次差分来消除个体随时间、宏观经济、其他政策和随机干扰因素变化的增量,最终得到政策的净效应[11],构建如下模型。

ln(yimt)=β0+β1Policyimt+φXimt+μm+θt+εimt

(1)

其中,i、m、t分别代表居民、省份和时间,被解释变量ln(yimt)表示在m省份的个体i第t年医疗费用支出的对数,核心解释变量Policyimt含义为如果个体i所在的省份m在第t年实现了城乡居民基本医疗保险省级统筹,那么在t年及之后的年份中Policyimt取值为1,否则为0,β1为核心解释变量的系数,即处理组前后变化与控制组前后变化差,若测算后β1为正值且P<0.05,那么说明城乡居民基本医疗保险省级统筹显著增加了医疗费用支出;若β1为负值且P<0.05,说明城乡居民基本医疗保险省级统筹显著降低了医疗费用支出。Ximt为控制变量组,包括人口学变量、社会经济变量和健康变量等,φ为控制变量的估计系数。μm表示省份固定效应,θt表示时间固定效应,εimt表示随机扰动项,β0为常数项。

基准回归结果稳健的前提条件是未参加省级统筹的控制组和参加省级统筹实验组在省级统筹前医疗费用变化满足平行趋势假设,故采用事件研究法验证,研究政策的动态效应,构建模型(2)。

(2)

Dkimt表示各省实现省级统筹的虚拟变量,假设个体i所在的省份m实施省级统筹的时间为si年,令k=t-si,当k=-2或0时,Dkimt=0;k=2或4时,Dkimt=1。αk是系数,通过观察系数变化来判断政策前后医疗费用支出的变化趋势。

居民的参保行为并非随机形成,而是会受到其他因素的影响,为了克服选择性偏差带来的内生性问题[12],得到更加准确的政策净效应,本研究使用了PSM-DID方法,运用最近相邻匹配,将实现省级统筹的省份作为处理组,还未实现的作为控制组,对生成的匹配结果再进行差分,构建模型(3)。

(3)

为了进一步研究城乡居民医疗保险省级统筹对健康状况的影响,以自评健康和健康变化为被解释变量、是否实现省级统筹为解释变量,加入控制变量,构建模型(4)。

Healthimt=α0+α1Policyimt+δWimt+μm+θt+εimt

(4)

被解释变量Healthimt表示在m省份的个体i第t年的健康情况,选择问卷中的自评健康和健康变化情况衡量。Wimt为控制变量包括人口学变量、社会经济变量,其他变量含义与模型(1)相同。

1.3 变量选取

1.3.1 被解释变量。被解释变量为居民的各项医疗费用支出,根据李锐等学者的研究[13],选择住院费用、门诊费用和个人自费来衡量医疗费用支出。在问卷中分别对应:过去12个月,包含已报销和预计可报销的部分,住院总共花费的金额;由于伤病总共还花费的金额;自家直接支付的金额。为了消除数据异方差问题,对3种医疗费用数据取对数和缩尾处理。

1.3.2 解释变量。解释变量为城乡居民基本医疗保险是否实现省级统筹。根据各省(自治区、直辖市)公布的城乡居民基本医疗保险省级统筹政策文件中政策实施时间与问卷统计时间做对比,若该政策实施时间早于问卷调查时间,将当年及之后年份的变量均赋值为1(若在下半年实施省级统筹政策,当年赋值为0,下一年及其以后年份赋值为1),若没有实现省级统筹则将变量赋值为0。

1.3.3 控制变量。为避免遗漏变量,参照张鑫和赵苑达的研究[6],选取了人口学变量:年龄、性别、户口状况、受教育程度、婚姻状况,社会经济状况:收入水平,健康变量:自评健康和健康变化情况作为控制变量纳入模型。具体设定如下:年龄由填调查问卷的时间减去受访者出生年月得到;性别:女=1,男=2;户口状况:农业=1,非农业=0;受教育水平:文盲/半文盲=0、小学=1、初中=2、高中(包括中专、技校和职高)=3、本科(包括大专)=4、研究生(硕士、博士)=5;婚姻状况:未婚、离婚、丧偶=1,同居、有配偶(在婚)=2;收入水平取过去12个月税后月收入的对数(已退休的视每月领取的养老保险金为月收入);将自评健康状况由好到坏设为1-5档;健康状况变化情况选择问卷中:觉得自己的健康状况和一年前比较,更好=1,没有变化=2,更差=3。

2 结果

2.1 研究对象基本情况

在筛选的2847个样本中,男性有1393人(48.93%),女性有1454人(51.07%)。学历是文盲/半文盲的人近1/2,约1460人,小学的有785人(27.57%),初中和高中的人有599人(21.04%),本科/大专的仅有3人(0.11%)。婚姻状况为在婚的有1233人(43.31%),不在婚的有1614人(56.69%)。月收入的中位数为1005元,较大四分位数为2002元,大于10000元的仅有146人(5.1%)。城乡居民住院费用、门诊费用和自付费用的均值分别为2053元、1698元和2367元,最大值分别为4万、2万和3万元。在自评健康方面,健康状况一般及其以上的有2014人(71.09%),不健康的有823人(28.91%)。与上一年相比健康变化情况方面,没有变化或变得更好的有1485人(52.16%),变得更差的有1362人(47.84%)。

2.2 城乡居民基本医疗保险省级统筹对医疗费用支出的影响

使用公式1分析城乡居民医保省级统筹对住院费用、门诊费用和自付费用的影响,如表1所示,模型1-6都加入了时间固定效应和省份固定效应。模型1、3、5是没有加入控制变量的基准回归结果,模型2、4、6加入了控制变量的基准回归结果。在住院费用方面,加入控制变量回归系数为-0.589,P<0.01,该政策在1%的显著性水平上降低了住院费用。在门诊费用方面,回归系数为-1.321,P<0.01,无论是否加入控制变量,该政策均在1%的显著性水平上降低了门诊费用。在自付费用方面,加入控制变量后回归系数为1.975,P<0.01,该政策在1%的显著性水平上增加了居民的自付费用。

表1 城乡居民基本医疗保险省级统筹对医疗费用支出的回归模型

2.3 城乡居民基本医疗保险省级统筹对医疗费用支出影响的稳健性

2.3.1 平行趋势与动态效应检验。图1、图2、图3分别表示省级统筹前后住院费用,门诊费用、自付费用的政策动态效应。横轴中0表示政策实施当年,-2表示政策实施前2年,2和4表示政策实施2年后和4年后。图1-3显示在政策实施前两年置信区(95%)间都经过0,平行趋势假设成立,控制组和实验组在省级统筹前无差异。实现城乡居民医保省级统筹后,置信区间经过系数等于0的水平线,表明政策效应滞后。从政策动态效应来看,住院费用在政策实施当期升高但系数为负,在第2、第4年系数逐渐为正,说明省级统筹几年后住院费用呈现出先下降再上升的趋势;门诊费用在政策实施当年和第2年都呈现下降的趋势,在第4年开始上升;自付费用在政策实施当年和第2年都有显著的下降趋势,在第4年开始上升。

图1 住院费用政策前后平行趋势检验情况

图2 门诊费用政策前后平行趋势检验情况

图3 自付费用政策前后平行趋势检验情况

2.3.2 倾向得分匹配。匹配结果显示共有2240个样本在共同支撑域内,为了确保匹配结果的可靠性,本研究进行了平衡性检验,以住院费用为例(其他变量类似),结果如图4显示,所有变量的标准化偏差在匹配之后均缩小到10%以内,说明匹配后处理组和控制组之间样本差异基本消除,匹配效果较好。用匹配后的结果进行双重差分发现,省级统筹对于住院费用和门诊费用的回归系数分别为-0.632和-1.038,P<0.05,说明该政策的实施与居民的住院费用和门诊费用支出呈现负相关关系,与基准回归结果基本符合。这一政策对于自付费用的回归系数为1.911,0.05

图4 PSM平衡性检验的变量标准差偏差情况

表2 PSM-DID估计结果

2.4 城乡居民基本医疗保险省级统筹对健康状况的影响

如表3所示,实现省级统筹的样本自评健康和健康变化的回归系数分别为-1.559和-0.495,P<0.01,城乡居民医保省级统筹对于居民自评健康和健康状况在1%的显著性水平上呈现负相关关系。

表3 城乡居民基本医疗保险省级统筹对健康状况的影响

3 讨论

3.1 城乡居民基本医疗保险省级统筹降低了居民的门诊费用和住院费用

结果显示,省级统筹政策实施降低了居民的门诊费用,出现这一结果可能有以下2个原因。①统一全省门诊大病病种,扩大了门诊大病保障范围,打破了以往条块分割的局面[14],这不仅提高了经济欠发达地区居民的门诊报销比例,也减轻了异地就医人群医疗费用负担,促进了制度的公平性和普惠性[15]。②实现医保基金在更大范围内的共济,为药品谈判提供了更好的制度环境,降低了准入目录的药品价格,患者的门诊费用负担明显减轻[16]。

实施城乡居民基本医疗保险省级统筹后居民的住院费用下降,这一结论可以从两个方面解释。①政策实施提升了门诊待遇水平,激励轻症患者先到门诊就医,减少了逐利动机下定点医疗机构的“挂床住院”“分解住院”等现象,减少了住院费用支出[17]。②建立了全省统一的考核评价机制,把待遇支付、控费管理和基金监管等执行情况纳入绩效考核评价体系,落实了各个主体的监督责任,有效控制各分统筹区居民住院费用上涨[8]。因此要持续推进城乡居民基本医疗保险省级统筹,缓解居民的医疗费用支出负担,同时强化下级部门的管理监督职责,预防过度使用医疗资源的风险[18]。

从国际经验看,提高医保的统筹层次有两种方法,第一种是合并风险池以实现基金的统收统支;第二种是在风险池内引入风险调剂机制[19]。德国在2002年医保基金风险结构均等化方案改革经验说明短期内扩大基金风险池比提高效率发挥的作用更大,但随着时间的推移,这种优势将被抵消,还可能使得债务和缴款率螺旋式上升,最终导致增长基金“崩溃”[20],也就是说基金池并非越大越好,应该在统筹层次提高带来的收益和道德风险带来的损失之间找到平衡[21]。我国各省可以基于经济发展水平和医疗保险基金使用情况,借鉴国际成熟经验,设计适合本省的省级统筹政策。

3.2 城乡居民基本医疗保险省级统筹政策实施4年后自付费用、门诊费用和住院费用支出可能会升高

从政策动态效应来看,自付费用和门诊费用在政策实施当年有下降趋势,在政策实施4年后门诊费用、住院费用和自付费用均有显著上升趋势。委托代理理论认为由于信息不充分(包括医疗领域),委托人(居民)无法做出判断时会把决策权交给代理人(医疗机构)[22],而医疗机构为获得更多报销金额,会将更多的门诊转化为住院,增加居民住院费用支出。门诊费用有上升趋势的原因可能是随着异地就医限制打破[23],激发了居民的就医需求,各分统筹区居民向医疗资源更加丰富的地方流动,门诊费用支出增加。自付费用的变化趋势可能是由于诊疗目录和报销政策在省级层面统一使得以前市级统筹不能报销的费用,实现省级统筹后可以报销,但也会使得原本不需要到更高级别医院患者倾向于选择医疗资源优质的地区[24],导致自付费用迅速增加。黄小君等对海南省实施省级统筹后的医保基金模拟运行,也发现若保持现有政策5年不变,随着医疗需求增加和医疗费用不断上涨,医保基金将会出现当期收不抵支的风险[25]。因此要引导居民合理就医,继续完善医保基金的监管和支付机制,明确政府间医疗保障事权、基金征缴和支出责任[23]。

3.3 城乡居民基本医疗保险省级统筹显著改善了居民的健康状况

结果发现,城乡居民基本医疗保险省级统筹提升了居民的自评健康。自评健康基于个体对自身生理和心理全方位的认识,它的提升意味着居民无论是身体健康还是心理健康都从该政策受益。这一结果与以往的研究结果类似[5],也符合“价值医疗”关注的医疗开支带来的医疗效果提升精神[26]。《“健康中国2030”规划纲要》是新中国成立以来首次在国家层面提出的健康领域中长期战略规划,提出要把健康摆在优先发展的战略地位,将促进健康的理念融入公共政策制定实施的全过程[27],城乡居民医保省级统筹政策作为完善健康保障的重要手段,实现了居民健康的目的。这一研究结论也符合Grossman的健康需求理论[28],该理论认为城乡居民医保省级统筹对居民健康状况的影响取决于健康投资(可以扩展为政策实施带来更好的医保待遇)和健康损耗的相对变化,作用路径包括两点。①省级统筹实现了“六统一”,扩大了医保报销范围,城乡居民享受到医疗服务水平提高,促进积极就医,健康状况得到了改善[29]。②住院费用和门诊费用支出减少,居民的住院意愿提升,减少了患病后不就诊的行为,降低了对健康的损耗[30],这两点都对健康状况产生了正向的影响。因此,城乡居民基本医疗保险省级统筹有助于引导居民有效就医,增加患者及时就医的概率,缓解医疗服务利用的不平等,促进健康水平的提高。