許玲麗，龔 關(guān)，周亞虹

（1.上海大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，上海200444；2.上海財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，上海200433）

一、引 言

改革開放以來，我國衛(wèi)生費用呈不斷增長的趨勢，特別是從20世紀(jì)90年代開始更是快速上升，全國衛(wèi)生支出從1990年的747億元猛增到2000年的4587億元，十年增長了6倍多，2011年預(yù)計達到22496億元。①衛(wèi)生費用主要包括個人現(xiàn)金支出和非個人現(xiàn)金支出兩部分，后者主要包括政府預(yù)算衛(wèi)生支出和社會衛(wèi)生支出（主要為社會醫(yī)療保險）。圖1給出了1993-2010年我國各項衛(wèi)生費用及其變動情況。從中可以看到，個人現(xiàn)金支出和非個人現(xiàn)金支出都呈上升趨勢。其中，1996-2005年，個人現(xiàn)金支出快速增長，高于非個人現(xiàn)金支出；直到2006年，個人現(xiàn)金支出占總支出的比重下降至49%，2010年進一步下降至35%，而包含社會醫(yī)療保險在內(nèi)的非個人現(xiàn)金支出占比則超過了50%?？梢姡鐣t(yī)療保險和政府相關(guān)部門對衛(wèi)生費用的分擔(dān)作用不斷增強。

圖1 1993-2010年各項衛(wèi)生費用及其變動情況

醫(yī)療費用是衛(wèi)生費用的主要組成部分。醫(yī)療費用的多寡與健康狀況密不可分，大幅健康波動將產(chǎn)生巨額醫(yī)療支出。在不同年齡段的人群中，老年人無疑是疾病的高發(fā)群體，因而面臨較高的醫(yī)療支出風(fēng)險。目前，我國的社會醫(yī)療保險主要采取“統(tǒng)籌基金”和“個人賬戶”相結(jié)合的形式，“統(tǒng)賬”結(jié)合在理論上具有小病自保、大病統(tǒng)籌的特征，即社會醫(yī)療保險及相關(guān)政策能夠在一定程度上分擔(dān)居民醫(yī)療支出風(fēng)險，尤其是大病支出風(fēng)險。許玲麗（2011）實證研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金發(fā)揮了互助共濟的功能，平均來看分擔(dān)了近一半的居民終生醫(yī)療費用。那么當(dāng)老年居民健康發(fā)生波動時，統(tǒng)籌基金要面臨多大的醫(yī)療支出風(fēng)險及能夠在多大程度上分擔(dān)居民的醫(yī)療支出風(fēng)險呢？本文利用江蘇省昆山市2005-2007年的微觀數(shù)據(jù)研究城鎮(zhèn)老年居民健康波動產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險，并分析醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金的風(fēng)險分擔(dān)作用。本文所說的醫(yī)療保險為城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險。

二、文獻回顧

國外一些研究文獻考察了巨大的健康波動產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險，發(fā)現(xiàn)個人死亡前的醫(yī)療支出非常多（Lubitz和Riley，1993；Hoover等，2002；McGarry和Schoeni，2005），生命最后一年中超過1／3的支出發(fā)生在最后一個月（McGarry和Skinner，2008）。可見，巨大的健康波動產(chǎn)生了非常高的醫(yī)療支出風(fēng)險。此外，Smith（1999、2005）、Coile（2004）、Lindelow和 Wagstaff（2005）等以某些疾病發(fā)生或自我健康評價變化來反映健康波動，發(fā)現(xiàn)健康波動導(dǎo)致自負(fù)醫(yī)療支出的增加。

由于數(shù)據(jù)方面的原因，國內(nèi)對健康波動產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險的研究相當(dāng)缺乏。羅楚亮（2006，2007）僅認(rèn)識到居民可能面臨健康風(fēng)險，封進和李珍珍（2009）則對農(nóng)村居民的醫(yī)療保障制度進行了評價。關(guān)于醫(yī)療保險統(tǒng)籌支付的分擔(dān)作用，姚仲玲等（1996）利用1995年北京西城區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，在發(fā)生大病支出的人群中，統(tǒng)籌支付額占總費用的62.37%；Yi等（2005）研究發(fā)現(xiàn)，1999年鎮(zhèn)江市社會統(tǒng)籌支付占總體醫(yī)療支出的27%。與上述針對特定年份的研究不同，許玲麗（2011）考察了統(tǒng)籌基金對個人終生醫(yī)療支出的分擔(dān)作用，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)籌支付占個人終生醫(yī)療支出的48%。而對于我國醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金對健康波動產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險的分擔(dān)作用，相關(guān)研究則甚少。

從研究方法看，現(xiàn)有文獻一般利用隨機動態(tài)模型來預(yù)測醫(yī)療支出，而且大多采用ECM（Error Component Model）。French和Jones（2004）指出，ECM非常適用于短期面板數(shù)據(jù)且不需要做出分布假設(shè)。利用動態(tài)模型研究健康波動與醫(yī)療支出風(fēng)險的代表性文獻主要有Feenberg和Skinner（1994）、Hubbard等（1995）以及French和Jones（2004），它們都是基于美國數(shù)據(jù)的分析。其中，F(xiàn)eenberg和Skinner（1994）及French和Jones（2004）都認(rèn)為醫(yī)療支出符合ARMA（1，1）過程，Hubbard等（1995）則將醫(yī)療支出設(shè)定為 AR（1）過程。

Feenberg和Skinner（1994）利用SSML（Smoothed Simulated Maximum Likelihood）方法估計模型參數(shù)，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出具有很強的持續(xù)性：65歲時自負(fù)醫(yī)療支出增加1美元，貼現(xiàn)后的未來自負(fù)支出將增加2.65美元。French和Jones（2004）則采用OLS與MD（Minimum Distance）方法估計醫(yī)療支出動態(tài)模型，通過預(yù)測64歲人群的未來醫(yī)療支出發(fā)現(xiàn)，65歲時發(fā)生的健康波動將使0.1%的家庭面臨至少12.5萬美元（現(xiàn)值）的額外醫(yī)療費用。這些針對美國的研究幾乎都是圍繞自負(fù)醫(yī)療支出展開的。本文基于我國職工基本醫(yī)療保險制度，研究健康波動對總體、個人自負(fù)和統(tǒng)籌支付三個方面醫(yī)療支出的影響。

三、數(shù)據(jù)與醫(yī)療支出動態(tài)模型

（一）數(shù)據(jù)與變量描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來自江蘇省昆山市人力資源和社會保障局。昆山市在全國百強市（縣）排名中多次居于榜首，無論從經(jīng)濟還是社會保障事業(yè)發(fā)展來看都可作為全國的典型代表。昆山市從1997年開始實行職工基本醫(yī)療保險，2000年在全市范圍內(nèi)推行，目前已實現(xiàn)醫(yī)療保險（職工基本醫(yī)療保險、居民醫(yī)療保險和農(nóng)村合作醫(yī)療保險）對昆山戶籍居民的全覆蓋。

為了更好地研究老年居民的醫(yī)療支出特征，我們將年齡小于50歲（以2005年為基準(zhǔn)）的個體剔除，余下1543個。同時，為了準(zhǔn)確了解醫(yī)療支出的動態(tài)特征，我們以半年為單位，將2005-2007年分成6個時段，最終樣本量為9258。其中，約32%的樣本醫(yī)療支出為0，為了不丟失其中包含的數(shù)據(jù)信息，令其醫(yī)療支出等于1。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計值。從中可以看到，醫(yī)療支出半年均值約為2315元，個人賬戶資金半年均值約為327元，樣本中男性比例為59%，65歲及以上的占41%。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）醫(yī)療支出動態(tài)模型②

居民醫(yī)療支出可以在一定程度上反映個人健康狀況。假設(shè)Ψit代表個體i在時期t的健康狀況，hcit代表個體i在時期t的對數(shù)醫(yī)療支出，則有：

其中，μi表示難以觀測但不隨時間變動的個體特征，Xit表示可觀測的個體特征。假設(shè)E（Ψit）＝0，E（μi）＝0，E（Xit）＝X，將（1）式在各元素均值處一階泰勒展開有：

其中，gj（j＝1，2，3）表示g對第j個元素的一階偏導(dǎo)數(shù)表示個體i的持久性健康狀況。由（2）式可知，醫(yī)療支出受到可觀測的個體特征Xit、不可觀測的持久性個體特征以及健康狀況三部分的影響。令fi表示（2）式中第二項，代表固定效應(yīng)；vit表示（2）式中第三項，代表健康狀況變動引起的醫(yī)療支出。因此，（2）式可以表示為如下ECM：

我們將vit分成了ait和uit兩部分，其中ait是持續(xù)性因子（Persistent Com-ponent），即具有傳遞性的健康因子，可以使用一個L階自回歸（AR（L））過程來表示；uit是暫時性因子（Transitory Component），是引起健康波動的一些瞬間、意外的沖擊，可以使用一個一階移動平均（MA（1））過程來表示。對數(shù)醫(yī)療支出方程即（3）式的殘差項為Rit＝fi+vit。在第四部分我們將通過χ2檢驗確定最能代表城鎮(zhèn)居民醫(yī)療支出特征的ARMA模型。假設(shè)（3）式-（6）式中等式右邊所有元素相互正交，殘差項中所有元素的均值為0且同方差，則有：

由（3）式-（7）式，我們可以得到殘差項Rit的方差協(xié)方差（假設(shè)L＝3）：③

對上述模型我們分兩步進行參數(shù)估計：第一步，采用面板數(shù)據(jù)估計方法估計（3）式中的參數(shù)；第二步，根據(jù)第一步的估計結(jié)果計算殘差項的方差協(xié)方差矩陣，然后采用 MD（Minimum Distance）方法估計（8）式-（10）式中的參數(shù)。

四、醫(yī)療支出動態(tài)模型設(shè)定

（一）面板數(shù)據(jù)參數(shù)估計

根據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，我們對（3）式進行面板隨機效應(yīng)估計，結(jié)果見表2，表中還給出了OLS估計結(jié)果。由于隨機效應(yīng)估計能夠控制不可觀測的個體特征，兩種方法得到的估計值相差不大，但隨機效應(yīng)估計比OLS估計更加有效，所以我們以隨機效應(yīng)參數(shù)估計值作為下文醫(yī)療支出模擬的基礎(chǔ)?；陔S機效應(yīng)參數(shù)估計結(jié)果，我們計算得到殘差估計值＝hcit-Xit′t＝1，2，…，6）。表3上三角部分（包括對角線）和下三角部分分別給出了六個連續(xù)時段殘差項的方差協(xié)方差矩陣和相關(guān)系數(shù)。④從中可以看到，時段1與時段2到時段6殘差項的相關(guān)性逐漸減弱，時段1與時段5殘差項的相關(guān)系數(shù)已小于0．1。

表2 面板數(shù)據(jù)參數(shù)估計

表3 2005-2007年6個連續(xù)時段殘差項的方差協(xié)方差矩陣和相關(guān)系數(shù)

（二）ECM參數(shù)估計

基于表3殘差項的方差協(xié)方差矩陣，我們得到21個矩條件，以此進行MD估計。表4給出了6個不同ECM的參數(shù)估計結(jié)果。模型（1）假設(shè)暫時性因子中φ＝0，影響健康的持續(xù)性因子ait是一個AR（1）過程；模型（2）在模型（1）基礎(chǔ)上，對φ不做約束；模型（3）和模型（5）分別假設(shè)ait是一個 AR（2）和AR（3）過程，而且φ＝0；模型（4）和模型（6）分別在模型（3）和模型（5）基礎(chǔ)上，對φ不做約束。借鑒Gustavsson（2007）、Zhao（2007）及 Myck等（2008），我們采用等權(quán)MD估計各模型參數(shù)。從χ2統(tǒng)計值看，模型（1）-模型（4）無法很好地擬合實際數(shù)據(jù)，模型（5）和模型（6）則分別在62.5%和60%的顯著性水平上不會被拒絕。因此，模型（5）即AR（3）模型能夠更好地擬合實際數(shù)據(jù)。從模型（5）估計結(jié)果可以看到，滯后一期、二期和三期的持續(xù)性因子系數(shù)分別為0.5、0.131和0.1。下面我們基于模型（5）對老年居民終生醫(yī)療費用和醫(yī)療支出風(fēng)險進行預(yù)測。

表4 ECM參數(shù)估計

五、醫(yī)療支出風(fēng)險預(yù)測與醫(yī)療保險風(fēng)險分擔(dān)

（一）醫(yī)療支出風(fēng)險預(yù)測方法

通過對醫(yī)療支出數(shù)據(jù)的分析，我們發(fā)現(xiàn)可以使用正態(tài)分布近似地擬合對數(shù)醫(yī)療支出。因此，本文假設(shè)醫(yī)療支出橫截面數(shù)據(jù)服從對數(shù)正態(tài)分布。由French和Jones（2004）可知，此時ECM的隨機擾動項服從正態(tài)分布。由此，我們可以利用表4設(shè)定的對數(shù)醫(yī)療支出動態(tài)模型和殘差項分布對老年居民醫(yī)療支出進行預(yù)測，具體步驟如下：第一步，基于樣本數(shù)據(jù)中64.5歲居民特征的統(tǒng)計分布，隨機生成10000個人64.5歲時的相關(guān)信息。樣本數(shù)據(jù)中個人帳戶資金每年實際增長率約為1%，因而本文假設(shè)未來醫(yī)療保險個人帳戶資金每年實際增長率也為1%。第二步，基于表4中模型（5）的參數(shù)估計值，隨機生成fi、ai63、ai63.5、ai64以及由（11）式-（14）式得到每個人未來40年的實際醫(yī)療支出。第三步，令中一個或兩個元素為0，即假設(shè)65歲時沒有發(fā)生健康波動，重新計算每個人未來40年的實際醫(yī)療支出。上述兩個醫(yī)療支出序列的差異即為65歲時發(fā)生的健康波動對醫(yī)療支出的影響。⑥

（二）醫(yī)療支出風(fēng)險與醫(yī)療保險風(fēng)險分擔(dān)

表5給出了65歲時影響健康的持續(xù)性因子波動（ε65）及持續(xù)性因子和暫時性因子共同波動（ε65+u65）產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險。⑧對于參加社會醫(yī)療保險的居民來說，其醫(yī)療支出主要由兩大部分組成：一部分是個人自負(fù)，包括現(xiàn)金和個人帳戶支付；另一部分是統(tǒng)籌支付，包括社會統(tǒng)籌基金和大病基金支付。我們分別研究健康波動對總體、個人自負(fù)（除個人帳戶支付）和統(tǒng)籌支付三個方面醫(yī)療支出的影響，⑨其中健康波動對統(tǒng)籌支付的影響反映了社會醫(yī)療保險的風(fēng)險分擔(dān)作用。

從總體醫(yī)療支出看：（1）65歲和終生醫(yī)療支出風(fēng)險主要由影響健康的持續(xù)性因子波動所致。65歲時持續(xù)性因子波動及持續(xù)性因子和暫時性因子共同波動導(dǎo)致終生醫(yī)療支出標(biāo)準(zhǔn)差分別為51791元和53507元，兩者相差不大。（2）健康波動可能使一部分人面臨大病支出風(fēng)險。65歲時發(fā)生的健康波動（ε65+u65）使0.1%的人在未來面臨至少約506580元的醫(yī)療支出風(fēng)險。（3）如果65歲時發(fā)生的健康波動使65歲醫(yī)療支出增加1元，那么終生醫(yī)療支出將增加2.13元。

從個人自負(fù)醫(yī)療支出看：（1）與總體醫(yī)療支出相同，65歲和終生個體自負(fù)醫(yī)療支出風(fēng)險主要由持續(xù)性因子波動所致。（2）當(dāng)健康波動使一部分人面臨大病支出風(fēng)險時，個人自負(fù)支出風(fēng)險遠(yuǎn)小于總體支出風(fēng)險。例如，65歲時發(fā)生的健康波動使1%的人在未來面臨至少約9373元的個人自負(fù)支出風(fēng)險，約占總體醫(yī)療支出風(fēng)險的4%；0.1%的人在未來面臨至少約15807元的個人自負(fù)支出風(fēng)險，僅為總體醫(yī)療支出風(fēng)險的3%。

從統(tǒng)籌支付醫(yī)療支出看：（1）65歲和終生統(tǒng)籌支付風(fēng)險也主要由持續(xù)性因子波動所致。65歲時持續(xù)性因子波動及持續(xù)性因子和暫時性因子共同波動導(dǎo)致65歲統(tǒng)籌支付標(biāo)準(zhǔn)差分別為17480元和19244元，兩者相差不大。（2）當(dāng)健康波動使一部分人面臨大病支出風(fēng)險時，統(tǒng)籌支付風(fēng)險占總體支出風(fēng)險的絕大部分。例如，65歲時發(fā)生的健康波動使醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金在未來面臨為醫(yī)療支出最多的1%和0.1%的人分別支付至少約169370元和281060元的風(fēng)險，占總體支出風(fēng)險的77%和55%。

表5 健康波動對醫(yī)療支出的影響

由上述分析我們可以得到：（1）健康波動會產(chǎn)生醫(yī)療支出風(fēng)險，這一風(fēng)險主要由影響健康的持續(xù)性因子波動所致。對于參加職工基本醫(yī)療保險的居民來說，一部分醫(yī)療支出風(fēng)險由個人自己承擔(dān)，另一部分則由醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金承擔(dān)。（2）個人自負(fù)支出風(fēng)險相對而言并不大。例如，65歲時發(fā)生的健康波動使個人自負(fù)最多的1%的人在未來面臨的個人最低支付額僅為總體醫(yī)療支出的4%左右。（3）與個人自負(fù)不同，職工基本醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金承擔(dān)了絕大部分由居民健康波動產(chǎn)生的醫(yī)療支出風(fēng)險。例如，醫(yī)療支出最多的1%的人需要額外承擔(dān)由健康波動產(chǎn)生的至少21萬元的醫(yī)療費用，而統(tǒng)籌基金需要承擔(dān)的不低于16萬元。許玲麗（2011）研究發(fā)現(xiàn)，在沒有發(fā)生隨機健康波動的情況下，統(tǒng)籌支付承擔(dān)居民終生醫(yī)療支出的48%。根據(jù)本文研究結(jié)果，一旦居民在老年發(fā)生隨機健康波動，社會醫(yī)療保險將充分發(fā)揮大病統(tǒng)籌功能，即統(tǒng)籌支付對大額醫(yī)療支出的風(fēng)險分擔(dān)作用更加突出，統(tǒng)籌基金對醫(yī)療支出風(fēng)險的分擔(dān)比例可高達77%。

六、結(jié)論與啟示

本文研究了城鎮(zhèn)老年居民隨機健康波動對醫(yī)療支出的影響，并分析了醫(yī)療保險統(tǒng)籌支付的風(fēng)險分擔(dān)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）健康波動會產(chǎn)生醫(yī)療支出風(fēng)險，這一風(fēng)險主要由影響健康的持續(xù)性因子波動所致；對于參加職工基本醫(yī)療保險的居民來說，統(tǒng)籌基金同樣面臨支付風(fēng)險。（2）健康波動產(chǎn)生的大病支出風(fēng)險絕大部分由職工基本醫(yī)療保險統(tǒng)籌基金承擔(dān)，個人自負(fù)支出風(fēng)險則相對較小。

2010年，我國65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋戎匾堰_8.9%，我國正步入老齡化社會。根據(jù)本文研究結(jié)論，隨著人口老齡化，整個社會的疾病費用負(fù)擔(dān)會逐漸加重。因此，要進一步充實社會醫(yī)療保險，特別是需要承擔(dān)絕大部分大病支出風(fēng)險的統(tǒng)籌基金。此外，對于我國“看病難、看病貴”的問題，除了堅持不懈地改革醫(yī)療衛(wèi)生體系、降低醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)與藥物價格外，進一步做實和壯大社會統(tǒng)籌基金與大病基金也能夠緩解這一問題。

當(dāng)然，本文研究存在一定局限性。昆山市僅能代表經(jīng)濟社會發(fā)展較迅速、水平較高的城市和地區(qū)，對于欠發(fā)達地區(qū)醫(yī)療保險政策的評價，需要采集新的數(shù)據(jù)。這是我們的下一個研究目標(biāo)。

注釋：

①參見衛(wèi)生部統(tǒng)計信息中心：《2011年我國衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》。

②參見Feenberg和Skinner（1994）、French和Jones（2004）及許玲麗等（2011）。

④時段1-時段6分別代表2005年上半年、2005年下半年、2006年上半年、2006年下半年、2007年上半年以及2007年下半年。

⑤現(xiàn)有的矩條件無法估計模型（6）中的所有參數(shù)，鑒于模型（1）—模型（5）中的估計值大多為0.001，我們令模型（6）中的等于0.001，再估計其他參數(shù)。

⑦生存概率S來自中國人壽保險業(yè)經(jīng)驗生命表（2000-2003），可參見《關(guān)于頒布〈中國人壽保險業(yè)經(jīng)驗生命表（2000-2003）〉的通知》。

⑧與上文定義不同，這里ε65和u65的下標(biāo)指一年而非半年。

⑨基于醫(yī)療保險待遇細(xì)則（參見http：／／www.ks.gov.cn／zfxxgk／nr.jsp？id＝7351＆itemid＝4254），我們分別計算得到居民現(xiàn)金支付、個人賬戶支付、社會統(tǒng)籌基金支付以及大病基金支付醫(yī)療支出。

⑩我們對終生醫(yī)療支出差異進行排序，99%和99.9%分別表示99%和99.9%分位點的數(shù)值。

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