王新軍，鄭 超

（山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100）

一、引 言

2012年，我國(guó)老年人口數(shù)量已達(dá)到1.94億，老齡化水平已達(dá)到14.3%。①數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)老齡事業(yè)發(fā)展報(bào)告（2013）》?，F(xiàn)階段，我國(guó)老齡人口比例的不斷上升是不可逆轉(zhuǎn)的趨勢(shì)，特別是我國(guó)高齡人群比例不斷上升。在我國(guó)人口老齡化和高齡化嚴(yán)峻的情況下，易受疾病困擾的老年人群體的醫(yī)療服務(wù)需求較大，老年人醫(yī)療支出占我國(guó)總醫(yī)療支出的比例不斷上升，老年人家庭“因病致貧”和“因病返貧”的現(xiàn)象頻現(xiàn)。醫(yī)療保險(xiǎn)制度作為我國(guó)公共衛(wèi)生醫(yī)療和社會(huì)保障的重要組成部分，對(duì)老年人群的醫(yī)療支出和健康的影響已經(jīng)成為社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)。因此，研究我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人群的醫(yī)療支出、醫(yī)療服務(wù)利用狀況、家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)和健康狀況的影響，能夠?yàn)樵O(shè)計(jì)更加健全有效的醫(yī)療保險(xiǎn)制度提供決策參考。

作為影響健康的重要因素，醫(yī)療保險(xiǎn)設(shè)計(jì)的目標(biāo)是促進(jìn)人民健康、提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性和增加醫(yī)療服務(wù)的公平性。醫(yī)療保險(xiǎn)在一定程度上降低了醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的相對(duì)價(jià)格，進(jìn)而釋放了老年人的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求，從而增加醫(yī)療衛(wèi)生支出。但是這種醫(yī)療支出的增加是否緣于合理的醫(yī)療服務(wù)需求的增加，是否促進(jìn)了老年人的健康水平和減輕了其家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，目前尚無(wú)定論。醫(yī)療保險(xiǎn)讓老年人在使用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)時(shí)面臨一個(gè)較低的邊際成本，增加了衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)利用；但是醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的增加可能是由道德風(fēng)險(xiǎn)引起的，從而導(dǎo)致我國(guó)醫(yī)療資源的浪費(fèi)。因此，醫(yī)療保險(xiǎn)是否能夠有效促進(jìn)健康成為衡量醫(yī)療保險(xiǎn)目標(biāo)的重要指標(biāo)。

本文從影響老年人健康和醫(yī)療消費(fèi)行為的因素出發(fā)，在Grossman（1972）醫(yī)療需求的理論基礎(chǔ)上，使用“中國(guó)老年人健康影響因素跟蹤調(diào)查”（CLHLS）2008－2011年兩期面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用樣本選擇模型和兩部模型，在控制老年人醫(yī)療支出中存在的內(nèi)生性和樣本選擇偏誤的情況下，評(píng)估了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)老年人的醫(yī)療支出和家庭醫(yī)療費(fèi)用自付比重的影響，同時(shí)利用排序模型評(píng)估了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人健康水平的影響。研究發(fā)現(xiàn)：醫(yī)療保險(xiǎn)顯著促進(jìn)了老年人的醫(yī)療服務(wù)利用水平，與無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)老年人相比，有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人的醫(yī)療費(fèi)用總支出增加了40.3%，即享有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人的醫(yī)療總支出增加了1 160元。具體來(lái)說(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)使城鎮(zhèn)和農(nóng)村具有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人的醫(yī)療支出分別增加了1 480元和806元；醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提高了老年人的及時(shí)就醫(yī)概率，但是城鎮(zhèn)老年人及時(shí)就醫(yī)率明顯高于農(nóng)村老年人；醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響存在顯著的城鄉(xiāng)和地區(qū)差異，存在醫(yī)療服務(wù)利用的不平等性；由于有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人能夠獲得更加充分的醫(yī)療服務(wù)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人的健康狀況有明顯的促進(jìn)作用，醫(yī)療支出的增加顯著改善了參保老年人的健康狀況；醫(yī)療保險(xiǎn)也顯著降低了老年人的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，家庭自負(fù)比重降低了33.3%，且醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)降低率顯著高于農(nóng)村家庭。

二、文獻(xiàn)回顧

國(guó)外許多學(xué)者就醫(yī)療保險(xiǎn)與醫(yī)療費(fèi)用和健康狀況的因果關(guān)系展開(kāi)了大量研究。有證據(jù)表明醫(yī)療保險(xiǎn)能夠減少個(gè)人和家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)（Miller等，2009）。Hackman等（2012）運(yùn)用工具變量實(shí)證分析了醫(yī)療保險(xiǎn)中存在的逆向選擇問(wèn)題。與此類似，Bolhaar等（2012）利用面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了醫(yī)療保險(xiǎn)中存在的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。有充足證據(jù)表明由于醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)減少自付醫(yī)療支出，從而促使消費(fèi)者的醫(yī)療服務(wù)需求增加（Marquis和Phelps，1987；McCall等，1991；Card等，2007；Finkelstein等，2012）。Finkelstein和 McKnight（2008）對(duì)美國(guó)65歲以上老年人群醫(yī)療服務(wù)的研究表明，醫(yī)療保險(xiǎn)（Medicare）覆蓋率的增長(zhǎng)引起更多的醫(yī)療服務(wù)利用、更好的自評(píng)健康水平和較低的醫(yī)療自付支出，但是對(duì)降低死亡率卻沒(méi)有顯著影響。但也有研究表明醫(yī)療保險(xiǎn)并沒(méi)有顯著降低老年人家庭自付醫(yī)療費(fèi)用開(kāi)支比例和因醫(yī)療費(fèi)用開(kāi)支返貧的概率（Wagstaff等，2009；Sun等，2010）。在醫(yī)療保險(xiǎn)影響健康的研究中，大量研究表明醫(yī)療保險(xiǎn)能夠提高就醫(yī)的財(cái)務(wù)可及性，并對(duì)健康產(chǎn)生重要影響。對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)與醫(yī)療服務(wù)利用以及醫(yī)療服務(wù)利用與健康水平之間的關(guān)系，RAND醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)驗(yàn)的研究表明，醫(yī)療保險(xiǎn)明顯提高了參保人群的服務(wù)利用（Manning等，1987）。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)關(guān)于醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民健康和醫(yī)療支出影響的研究有限。黃楓和吳純杰（2009）利用中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，借助工具變量法解決了模型的內(nèi)生性問(wèn)題，研究發(fā)現(xiàn)，與無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)老人相比，享有醫(yī)療保險(xiǎn)的老人三年間隔的死亡概率降低了25.3%。黃楓和甘犁（2010）研究了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)老人健康死亡率的影響，研究顯示，醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)了居民的健康水平。Chou等（2011）、Keng和Sheu（2013）的研究發(fā)現(xiàn)，臺(tái)灣的醫(yī)療保險(xiǎn)制度降低了嬰兒死亡率，但是并沒(méi)有顯著降低老年人的死亡率。白重恩等（2012）使用差分的方法（DID）和固定效應(yīng)模型（FE）分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)的影響，認(rèn)為隨著我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率的提高，醫(yī)療服務(wù)的利用率也明顯提高，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)的正向影響在收入較低或健康狀況較差的家庭中更強(qiáng)。封進(jìn)和余央央（2007）利用中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）1997年和2000年農(nóng)村的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，擁有醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)顯著改善農(nóng)村居民的健康狀況。然而，胡宏偉和劉國(guó)恩（2012）利用傾向匹配和雙重差分相結(jié)合的方法對(duì)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的作用進(jìn)行評(píng)估，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)沒(méi)有顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民的健康，但是顯著促進(jìn)了老年人和低收入人群的衛(wèi)生服務(wù)利用。解堊（2009）利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了中國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的公平目標(biāo)的偏離程度，研究發(fā)現(xiàn)高收入人群的健康狀況更好，利用了更多的醫(yī)療服務(wù)，醫(yī)療保險(xiǎn)擴(kuò)大了醫(yī)療服務(wù)利用的不平等。臧文斌等（2012）利用城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)評(píng)估調(diào)查2007年和2008年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了我國(guó)城鎮(zhèn)居民和職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)中的逆向選擇問(wèn)題，實(shí)證結(jié)果表明了逆向選擇的存在，即在未被城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋的城鎮(zhèn)人群中，健康狀況較差的個(gè)體更傾向于參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療。

由上文獻(xiàn)可見(jiàn)，不同的研究采用不同的方法評(píng)估了各種醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療支出和健康的影響。針對(duì)我國(guó)日益嚴(yán)峻的老齡化趨勢(shì)，老年人群已成為一個(gè)不可忽視的群體，老年人群體的醫(yī)療開(kāi)支和醫(yī)療服務(wù)需求必然不斷上升，因此加強(qiáng)對(duì)我國(guó)老年人群的健康和醫(yī)療需求的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義；但是，多數(shù)研究屬于定性分析，而缺乏實(shí)證研究。關(guān)于醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭醫(yī)療支出和負(fù)擔(dān)影響的研究中，現(xiàn)有文獻(xiàn)調(diào)查研究的樣本較少，不能全面反映醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)我國(guó)家庭醫(yī)療支出和醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，其中醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人醫(yī)療支出和健康影響的研究更少；并且，研究結(jié)果沒(méi)有得到統(tǒng)一的結(jié)論。目前我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)各個(gè)年齡段人群影響研究的文獻(xiàn)有限，特別是醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人醫(yī)療支出與健康的影響研究更是幾乎處于空白狀態(tài)。本文利用“中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查”（CLHLS）2008－2011年兩期的面板數(shù)據(jù)研究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人醫(yī)療支出與健康的影響。本文重點(diǎn)回答以下三個(gè)問(wèn)題：第一，目前我國(guó)的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)老年人群體醫(yī)療支出和醫(yī)療服務(wù)利用的影響如何；第二，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響怎樣；第三，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度在促進(jìn)醫(yī)療支出的同時(shí)是否促進(jìn)了老年人的健康狀況。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型選取。

1.兩部模型。兩部模型在RAND實(shí)驗(yàn)中被用來(lái)研究醫(yī)療服務(wù)和醫(yī)療支出之后被大量用于研究老年醫(yī)療服務(wù)研究（Duan等，1984）。由于CLHLS樣本中存在大量的零醫(yī)療費(fèi)用支出，這樣就破壞了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的假設(shè)，從而產(chǎn)生有偏估計(jì)；因此本文在分析老年人家庭醫(yī)療費(fèi)用支出時(shí)，依據(jù)Duan等（1983）提出的兩部模型進(jìn)行研究。在給定外生協(xié)變量x的情況下，兩部模型為：

首先，對(duì)第一部分Pr（y＞0）使用probit模型或者Logit模型估計(jì)老年人是否有醫(yī)療支出，第二部分E（y｜y＞0，x）使用線性回歸模型進(jìn)行非零醫(yī)療支出估計(jì)。

2.樣本選擇模型。由于被解釋變量醫(yī)療費(fèi)用支出與醫(yī)療服務(wù)價(jià)格、就醫(yī)便利程度等變量相關(guān)，這些因素可能使老年人的醫(yī)療費(fèi)用總支出為0。老年人根據(jù)自身的經(jīng)濟(jì)狀況、就醫(yī)便利程度和醫(yī)療價(jià)格而選擇在發(fā)生醫(yī)療需求時(shí)并不就醫(yī)，即“自我選擇”（self selection）問(wèn)題。這種樣本選擇問(wèn)題將導(dǎo)致“選擇性偏差”（selection bias），模型的內(nèi)生性無(wú)法控制。對(duì)于這種類型的數(shù)據(jù)，Heckman（1979）提出樣本選擇模型來(lái)處理這種選擇性偏差。我們把老年人的總醫(yī)療支出行為分為兩個(gè)連續(xù)的過(guò)程：一是老年人在發(fā)生醫(yī)療需求時(shí)是否選擇就醫(yī)治療，二是老年人決定進(jìn)行就醫(yī)治療后發(fā)生的醫(yī)療費(fèi)用支出。因此，我們將得到兩個(gè)方程：選擇方程刻畫了老年人在有醫(yī)療需求時(shí)是否選擇就醫(yī)治療；支出方程在選擇方程的基礎(chǔ)上回歸分析老年人的總醫(yī)療費(fèi)用支出。假設(shè)老年人醫(yī)療支出的回歸模型為logyi＝xi′β＋εi，其中醫(yī)療支出yi是否能夠被觀測(cè)到取決于二值變量zi。當(dāng)zi＝1時(shí)，醫(yī)療支出yi被觀測(cè)到，否則yi不能被觀測(cè)到，即選擇方程決定了生病老年人是否選擇就醫(yī)，如果就醫(yī)則可以觀測(cè)到老年人的總醫(yī)療支出，否則老年人的醫(yī)療支出為0。決定二值變量zi的回歸方程為zi＊＝w′iγ＋μi，其中zi＊為不可觀測(cè)的潛變量。當(dāng)zi＊＞0時(shí)，zi＝1；當(dāng)zi＊≤0時(shí)，zi＝0。μi服從正態(tài)分布，則zi為Probit模型。具體形式為：

其中，wi表示相關(guān)的解釋變量，即影響老年人決定是否有醫(yī)療支出的因素。

可觀測(cè)樣本的條件期望為：

其中，隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εi和μi服從二維正態(tài)分布，并且E（εi）＝E（μi）＝0，Probit擾動(dòng)項(xiàng)σμ標(biāo)準(zhǔn)化為1，相關(guān)系數(shù)為ρ，λ（·）為反米爾斯比率（IMR）函數(shù)。由于在Heckman的兩步法估計(jì)中，第一步選擇方程中的誤差被代入第二步醫(yī)療支出方程中，因此本文選擇最大似然法（MLE）進(jìn)行估計(jì)，并且MLE可以使用似然比檢驗(yàn)是否存在樣本選擇偏差。

3.排序模型（orderedprobit）。健康的度量常用的指標(biāo)有自評(píng)健康。①這一指標(biāo)是基于CLHLS問(wèn)卷調(diào)查中“您覺(jué)得現(xiàn)在您的身體健康狀況怎么樣”的回答。自我健康評(píng)價(jià)是一個(gè)精確、客觀的健康測(cè)量方法，在社會(huì)科學(xué)領(lǐng)域中被廣泛使用，可以給出可靠的生理健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)（Mellor和Milyo，2002；趙紹陽(yáng)等，2013）把該指標(biāo)分為5個(gè)等級(jí)，從1到5分別表示非常好、好、一般、差和非常差。由于自評(píng)健康為離散有序指標(biāo)，因此本文使用orderedprobit計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。

考慮到我國(guó)各個(gè)地區(qū)和省內(nèi)經(jīng)濟(jì)水平的差異性，對(duì)東、中、西部地區(qū)之間差異進(jìn)行了比較分析。另外，我國(guó)的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度存在明顯的城鄉(xiāng)差異性，因此本文也對(duì)老年人的醫(yī)療服務(wù)利用進(jìn)行了城鄉(xiāng)差異分析。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量定義。中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS），這是一項(xiàng)關(guān)于人口研究的長(zhǎng)期微觀面板數(shù)據(jù)調(diào)查項(xiàng)目，在全國(guó)范圍內(nèi)23個(gè)省（市、自治區(qū)）分別進(jìn)行了追蹤調(diào)查。該項(xiàng)目采用多階段分層抽樣方法，隨機(jī)抽取了一半的縣、市或地區(qū)進(jìn)行入戶問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)研內(nèi)容比較豐富，主要包括老年人的健康狀況與生活質(zhì)量狀況的自我評(píng)價(jià)、認(rèn)知和行動(dòng)能力、居住模式、經(jīng)濟(jì)來(lái)源、醫(yī)療保障、健康行為、家庭結(jié)構(gòu)以及人口社會(huì)經(jīng)濟(jì)學(xué)特征等指標(biāo)。因此，CLHLS是針對(duì)目標(biāo)群體為我國(guó)老年人群的代表性調(diào)查數(shù)據(jù)，能夠充分反映我國(guó)老年人的醫(yī)療狀況和健康狀況。

本文使用了最新的中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）2008－2011年兩期的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包含12 821個(gè)樣本，在調(diào)查期間去世和失去聯(lián)系的老人分別有4 190人（占樣本總量的32.68%）和2 376人（占樣本總量的18.53%），其中，存活到2011－2012調(diào)查年度被跟蹤調(diào)查的個(gè)體為6 255人。排除無(wú)法識(shí)別保險(xiǎn)狀態(tài)的203個(gè)觀測(cè)個(gè)體和醫(yī)療支出信息缺失的672個(gè)觀測(cè)個(gè)體，本研究最終使用的樣本包括5 380個(gè)受訪老年人。

本文的被解釋變量包括老年人的醫(yī)療總支出、家庭自付醫(yī)療支出、自付比重、患病后能否及時(shí)就醫(yī)和自評(píng)健康。表1給出了相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由于老年人的醫(yī)療支出總費(fèi)用和自付醫(yī)療支出呈現(xiàn)偏態(tài)分布，因此對(duì)醫(yī)療總支出和家庭自付醫(yī)療支出進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，并且對(duì)收入也進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。老年人醫(yī)療總支出和家庭自付醫(yī)療支出均值分別為2 878元和1 671元；并且，城鎮(zhèn)老年人的醫(yī)療總支出顯著高于農(nóng)村老年人。此外，從數(shù)據(jù)中我們可以觀測(cè)到，隨著年齡的增長(zhǎng)，老年人的自評(píng)健康狀況越來(lái)越差。

本文的重要解釋變量為“醫(yī)療保險(xiǎn)”，該變量為啞變量。老年人具有某種社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)（城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、合作醫(yī)療保險(xiǎn)或城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)），即醫(yī)療費(fèi)用主要由社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)支付賦值為1，而老年人醫(yī)療費(fèi)用主要由自己、配偶或子女等支付賦值為0。在進(jìn)行計(jì)量模型估計(jì)時(shí)，我們盡可能控制了其他變量，包括：人口學(xué)特征（性別、年齡、教育年限、婚姻狀況、患有慢性病數(shù)和民族等）、家庭結(jié)構(gòu)（子女?dāng)?shù)目）和社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件（家庭人均收入）等，但是模型中仍可能存在遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，使得估計(jì)結(jié)果有偏。因此，本文使用面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)控制不可觀測(cè)的個(gè)人特征的影響，選取Heckman樣本選擇模型和兩部模型，該模型既考慮了被解釋變量醫(yī)療支出的特點(diǎn)，同時(shí)也考慮了個(gè)體不可觀測(cè)異質(zhì)性的影響；從而有效地控制模型的內(nèi)生性或者遺漏變量問(wèn)題。

在CLHLS調(diào)查詢問(wèn)中，調(diào)查了老年人日常生活自理活動(dòng)（activities of daily living，ADLs）指標(biāo)，用來(lái)表示老年人的客觀健康狀況，其中包括按國(guó)際通用量表，詢問(wèn)老人在吃飯、穿衣、洗澡、室內(nèi)活動(dòng)、自己去廁所和隨后自我清洗以及控制大小便等6項(xiàng)日常生活自理能力狀況。本文參照國(guó)際通行定義，如果老人在上述6項(xiàng)日常生活自理活動(dòng)中，有一項(xiàng)或更多項(xiàng)需要他人幫助，則被認(rèn)為是生活自理能力殘障，即存在日常生活能力限制（ADL），并賦值為1，6項(xiàng)日常生活自理都不需要幫助則賦值為0。從表1可知，樣本中老年人存在日常生活自理能力限制的比例為53.3%。

表1 變量的定義和統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證結(jié)果與分析

表2中第2列和第3列為沒(méi)有加入自評(píng)健康指標(biāo)的Heckman模型1的估計(jì)結(jié)果，第4列和第5列是加入自評(píng)健康（Sah）指標(biāo)的Heckman模型2的估計(jì)結(jié)果。從第5列支出方程的回歸結(jié)果可見(jiàn)，與自評(píng)健康狀況最差的老年人群相比，自評(píng)健康狀況為非常好的老年人群醫(yī)療花費(fèi)總支出顯著降低52.1%，自評(píng)健康狀況好的下降48.5%，自評(píng)健康狀況為一般的下降34.6%，自評(píng)健康差的下降7.3%。這說(shuō)明老年人的健康狀況顯著影響老年人的醫(yī)療支出。在第2列和第4列選擇方程中，老年人的居住模式作為反映老年人醫(yī)療服務(wù)可及性的解釋變量；與獨(dú)居的老年人相比較，與家庭成員一起居住的老年人在發(fā)生醫(yī)療服務(wù)需求時(shí)更可能受到及時(shí)照料，外出進(jìn)行就醫(yī)也更方便。在Heckman模型中，似然比檢驗(yàn)顯示老年人醫(yī)療支出估計(jì)模型應(yīng)該使用樣本選擇模型。可以看出，有日常生活自理能力限制（ADL）的老年人比沒(méi)有日常生活能力限制的老年人的醫(yī)療花費(fèi)總支出顯著提高11.4%；年齡（Age）的影響系數(shù)在支出方程中顯著為正，并且年齡平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明年齡與老年人醫(yī)療費(fèi)用總支出的關(guān)系是倒U形關(guān)系，即隨著老年人年齡的增長(zhǎng)，醫(yī)療費(fèi)用總支出呈現(xiàn)出先增長(zhǎng)后下降的趨勢(shì)；老年人患有慢性病數(shù)目的增加顯著提高了老年人的醫(yī)療費(fèi)用總支出；近兩年患有重大疾?。⊿dise）的老年人醫(yī)療費(fèi)用總支出顯著高于未患有重大疾病的老年人；教育水平與老人醫(yī)療費(fèi)用支出呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，可能是由于隨著教育水平的提高，老年人的醫(yī)療健康需求意識(shí)更強(qiáng)，因此老年人受教育年限的增加導(dǎo)致更高的醫(yī)療支出；隨著老年人家庭人均收入的不斷增加，醫(yī)療支出也顯著增加。從表2的支出方程中可以看出，老年人的醫(yī)療花費(fèi)總支出存在明顯的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)老年人的醫(yī)療花費(fèi)支出比農(nóng)村老年人的顯著高出21.4%，并且老年人的醫(yī)療花費(fèi)總支出在東、中、西部也存在明顯的地區(qū)差異，相對(duì)于我國(guó)東部省份，中部和西部的老年人總醫(yī)療支出分別降低了36.4%和50.5%，兩者均在1%水平上顯著；而性別對(duì)老年人醫(yī)療支出的影響不存在顯著的差異。表2第5列顯示，與無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)的老人相比，有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人醫(yī)療費(fèi)用總支出在1%水平上顯著提高了40.3%。按照CLHLS數(shù)據(jù)中老年人醫(yī)療花費(fèi)總支出的平均值2 878元進(jìn)行推算，享有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人醫(yī)療總支出提高了1 160元；其中城鎮(zhèn)和農(nóng)村的老年人醫(yī)療支出分別提高了1 480元和806元。因此，我國(guó)城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平存在顯著的城鄉(xiāng)差異。

表2第6列和第7列給出了兩部模型的估計(jì)結(jié)果，兩部模型的估計(jì)結(jié)果和Heckman模型2的估計(jì)結(jié)果近似，由第二部分的估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，與無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人相比，有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人醫(yī)療費(fèi)用總支出在1%水平上顯著提高了36.4%。

表2 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療花費(fèi)總支出影響的Heckman模型與兩部模型

續(xù)表2 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療花費(fèi)總支出影響的Heckman模型與兩部模型

表3是老年人家庭自付醫(yī)療支出兩部模型的回歸結(jié)果。其中的兩部模型2是在兩部模型1的基礎(chǔ)上加入了自評(píng)健康指標(biāo)。從第5列的回歸結(jié)果可以看出，老年人的健康狀況顯著減少老年人家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，老年人家庭自付醫(yī)療支出隨著健康狀況的提高而降低，其中，健康狀況非常好（Sah＝1）、好（Sah＝2）和一般（Sah＝3）的老年人比健康狀況最差（Sah＝5）的老年人分別顯著降低了72.6%、64.1%和44.0%；醫(yī)療保險(xiǎn)（Insu）顯著減少了老年人的家庭自付醫(yī)療支出，按照2008－2011年CLHLS家庭醫(yī)療支出的平均值1 671元可以推算出，醫(yī)療保險(xiǎn)可以使家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)減少131元。

從表3兩部模型的回歸結(jié)果可知，老年人家庭人均收入的提高促進(jìn)了老年人家庭自負(fù)醫(yī)療支出，并且通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。第5列的回歸結(jié)果顯示，老年人的個(gè)人特征（年齡、性別、婚姻、教育和患有慢性病數(shù)目）均在1%水平上顯著影響老年人家庭自負(fù)醫(yī)療支出。其中，隨著老年人年齡的增長(zhǎng)，家庭自付醫(yī)療費(fèi)用不斷增加，但是89歲以后家庭自付醫(yī)療支出開(kāi)始減少；男性比女性支出減少7.15%；老年人患有慢性病數(shù)目增加提高了老年人的家庭自付醫(yī)療支出；與沒(méi)有行為能力限制（ADL＝0）的老年人相比，日常行為能力有限制（ADL＝1）的老年人的家庭自付醫(yī)療支出顯著提高了10.3%。從第二部分的回歸結(jié)果可知，家庭醫(yī)療自付支出存在明顯的城鄉(xiāng)差異，城鎮(zhèn)老年人支出比農(nóng)村高18%；同時(shí)，老年人家庭自付醫(yī)療支出存在明顯的東、中、西部地區(qū)差異，且均在1%水平上顯著，具體來(lái)說(shuō)，西部和中部分別低于東部42.1%和51.1%?？赡苁怯捎谖覈?guó)各省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的不均衡，從而導(dǎo)致老年人醫(yī)療服務(wù)利用存在明顯的地區(qū)差異。

表3 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人家庭自付醫(yī)療支出影響的兩部模型

考慮到醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)及時(shí)就醫(yī)影響的城鄉(xiāng)差異性，本文將總樣本分為城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩個(gè)子樣本，并使用面板Logit模型分別進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果如表4所示。從回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，老年人受教育年限、家庭人均收入和自評(píng)健康等顯著影響老年人的就醫(yī)選擇行為。從第2列總體樣本的回歸結(jié)果可以看出，相對(duì)于沒(méi)有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人，有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人及時(shí)就醫(yī)得到顯著提高。從子樣本回歸結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)老年人醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)提高老年人及時(shí)就醫(yī)的影響也十分顯著，但是對(duì)農(nóng)村老年人而言，醫(yī)療保險(xiǎn)并沒(méi)有顯著提高其及時(shí)就醫(yī)行為。也就是說(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人及時(shí)就醫(yī)行為的影響存在較大的城鄉(xiāng)差異。這可能是由我國(guó)城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的差異性造成的，城鄉(xiāng)醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)分布不均等，城鎮(zhèn)醫(yī)療設(shè)施更加便利，而農(nóng)村中醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)和醫(yī)療設(shè)施較少。因此，農(nóng)村老年人未能及時(shí)就醫(yī)的概率顯著低于城鎮(zhèn)老年人，造成醫(yī)療服務(wù)利用的不平等。

表4 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人及時(shí)就醫(yī)影響的面板Logit模型

表5 老年人家庭自付比重的回歸結(jié)果

表5是利用廣義線性模型對(duì)老年人家庭自付醫(yī)療負(fù)擔(dān)的回歸結(jié)果。其中，廣義線性模型中因變量選擇的分布為二項(xiàng)分布，并且非線性連接函數(shù)（linkfunction）為L(zhǎng)ogit函數(shù)。醫(yī)療保險(xiǎn)使老年人家庭自付醫(yī)療費(fèi)用開(kāi)支降低33.3%，且在1%水平上顯著，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)顯著降低了老年人的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)。子女?dāng)?shù)目（child）在1%水平上顯著提高了家庭自付比重，說(shuō)明子女給予老人較多的經(jīng)濟(jì)醫(yī)療支持，這也與實(shí)際經(jīng)驗(yàn)相符。而且，農(nóng)村老年人家庭醫(yī)療支出自付比重高出城鎮(zhèn)老年人家庭4.02%，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人家庭自付比重的影響存在明顯的城鄉(xiāng)差異。因此，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)降低程度顯著高于農(nóng)村家庭。

從表6可以看出，醫(yī)療保險(xiǎn)（Insu）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人比無(wú)保險(xiǎn)的老年人的健康狀況更好，醫(yī)療保險(xiǎn)顯著促進(jìn)了老年人的健康狀況；老年人患有慢性病數(shù)目、教育和年齡等都對(duì)老年人的健康狀況有顯著影響。從老年人健康行為的回歸估計(jì)中還可以發(fā)現(xiàn)，吸煙對(duì)健康沒(méi)有顯著的影響但系數(shù)為正，表明吸煙不利于健康；而適當(dāng)喝酒和日常鍛煉身體會(huì)顯著改善老年人健康狀況，并且在1%水平上顯著 ；家庭人均收入較高的老年人的健康狀況會(huì)更好，且在1%水平上顯著，這是因?yàn)榧彝ト司杖胼^高的人群擁有更多促進(jìn)健康的醫(yī)療資源。

表6 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人健康的影響

五、基本結(jié)論

本文利用中國(guó)老年人健康影響因素跟蹤調(diào)查（CLHLS）2008—2011年兩期面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人醫(yī)療花費(fèi)支出和醫(yī)療服務(wù)需求的影響。實(shí)證結(jié)果表明：第一，與無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人相比，有醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人醫(yī)療費(fèi)用總支出在1%水平上顯著增加了40.3%，其中，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村來(lái)說(shuō)，醫(yī)療保險(xiǎn)分別使老年人的醫(yī)療總支出增加了1 480元和806元；而且，這種醫(yī)療支出的增加是有效的，并非是由道德風(fēng)險(xiǎn)所引起的支出浪費(fèi)，是因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)的存在顯著提高了老年人的及時(shí)就醫(yī)概率，是有利于促進(jìn)老年人的健康狀況的。與此同時(shí)，Heckman樣本選擇模型顯示，老年人的健康狀況又顯著影響老年人的醫(yī)療支出；因此，不斷提高老年人的健康水平有利于減少我國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生的支出，為此政府應(yīng)加大健康知識(shí)宣傳的力度，開(kāi)展公益性醫(yī)療服務(wù)活動(dòng)。第二，醫(yī)療保險(xiǎn)顯著降低了老年人的家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)，其中，家庭自付醫(yī)療費(fèi)用的絕對(duì)支出僅降低了7.9%，因此并沒(méi)有證據(jù)表明醫(yī)療保險(xiǎn)大幅度降低家庭自付醫(yī)療支出，可能是由于醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)了老年人及時(shí)就醫(yī)行為，從而導(dǎo)致家庭自付醫(yī)療支出并沒(méi)有顯著降低；而家庭醫(yī)療費(fèi)用自付比重則降低了33.3%，說(shuō)明醫(yī)療保險(xiǎn)顯著降低了老年人家庭經(jīng)濟(jì)的相對(duì)支出負(fù)擔(dān)。第三，醫(yī)療支出和及時(shí)就醫(yī)概率都具有顯著的城鄉(xiāng)差異性，并且東、西和中部地區(qū)也有明顯的區(qū)別；因此，醫(yī)療保險(xiǎn)制度在完善的過(guò)程中需要充分考慮城鄉(xiāng)差異和地區(qū)差異，減少醫(yī)療服務(wù)的不公平性。為此，建議我國(guó)公共衛(wèi)生財(cái)政要加大對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)的支持，提升農(nóng)村老年人的醫(yī)療保障水平，注重醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)設(shè)施建設(shè)的公平性，釋放農(nóng)村老年人的醫(yī)療服務(wù)需求；同時(shí)，要不斷改進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平，注重對(duì)弱勢(shì)群體的關(guān)注，提高弱勢(shì)群體的醫(yī)療服務(wù)利用，從而改善弱勢(shì)群體的健康水平。

綜上所述，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)顯著減輕了老年人和家庭的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)，很大程度上降低了“因病返貧”和“因病致貧”的可能性，促進(jìn)了社會(huì)的和諧發(fā)展。而且，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度也符合提高人民健康的根本目標(biāo)，本研究結(jié)論支持了醫(yī)療保險(xiǎn)具有積極作用的推斷，但與此同時(shí)，政府應(yīng)該注重醫(yī)療服務(wù)的公平性，加大對(duì)我國(guó)農(nóng)村及西部地區(qū)等弱勢(shì)群體的支持。應(yīng)該積極發(fā)揮商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)充作用，積極鼓勵(lì)商業(yè)保險(xiǎn)提供更加全面的醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)品，提高老年人購(gòu)買商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的意愿。

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