王靜曦 臧文斌 周 磊

(1重慶工商大學(xué)社會與公共管理學(xué)院，重慶，400067;2西南財經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，四川 成都，611130)

一、引言

目前我國醫(yī)療保障體系主要由三大基本醫(yī)療保險構(gòu)成。截至2013年末，我國城鎮(zhèn)職工、城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險參保人數(shù)為5.71億(人社部，2013)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療參合人數(shù)為8.02億(衛(wèi)計委，2013)?；踞t(yī)療保險覆蓋率的全面提升，為減輕人民群眾醫(yī)療負(fù)擔(dān)，緩解看病難、看病貴起到了重要作用。

基本醫(yī)療保險在全覆蓋的基礎(chǔ)上，其實際保障水平還有待提高。根據(jù)2008年第四次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險住院費(fèi)用平均報銷比例為63.2%，城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險醫(yī)療費(fèi)用平均報銷比例為49.3%，新型農(nóng)村合作醫(yī)療住院費(fèi)用平均報銷比為26.6%;城市與農(nóng)村低收入人口家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生的概率為5.9%和10.2%。①根據(jù)世界衛(wèi)生組織的定義，家庭強(qiáng)制性醫(yī)療支出大于或超過家庭一般消費(fèi)的40%即視為災(zāi)難性醫(yī)療支出。除了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險外，我國城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村人口的基本醫(yī)療保障水平不高，參保人發(fā)生大病后的絕大部分醫(yī)療費(fèi)用需要自理，并且醫(yī)療費(fèi)用給低收入人群帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)尤其嚴(yán)重。根據(jù)世界衛(wèi)生組織公布的《世界衛(wèi)生統(tǒng)計2012》，全球平均個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費(fèi)用的比例為40.8%，而公布的我國個人衛(wèi)生支出占衛(wèi)生總費(fèi)用的比例為47.5%。另外1979－2011年，我國衛(wèi)生總費(fèi)用中個人支出部分增長速度明顯快于政府和社會支出，2013年個人實際支出較1978年增長了近80倍，而政府實際支出與社會實際支出分別增長了約44倍和36倍(見圖1)。

隨著我國居民對醫(yī)療服務(wù)需求的進(jìn)一步增加，醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用將給越來越多的家庭帶來經(jīng)濟(jì)上的負(fù)擔(dān)。根據(jù)全國衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)(見表1)，2013年我國居民的兩周患病率達(dá)24.1%，較2003年增長了68.53%;2013年我國慢性病患病率達(dá)到33.1%，較2003年增長了168.21%;2013年我國居民住院率為9.0%，較2003年增長了150%。按2013年人口總數(shù)13.6億推算，當(dāng)年兩周患病總?cè)舜螖?shù)達(dá)85.22億。②根據(jù)衛(wèi)生部的計算方法，全國兩周患病累計總?cè)舜螖?shù)的計算方法為當(dāng)年人口總數(shù)×26×兩周患病率。通過計算，2003年兩周患病累計總?cè)舜螖?shù)為47.96億，2013年兩周患病累計總?cè)舜螖?shù)為85.22億。過去10年我國平均每年新增患病人次數(shù)為3.73億，每年新增慢性病患者人數(shù)達(dá)2900萬，每年新增住院人次數(shù)達(dá)760萬。

圖1 1978－2011年我國衛(wèi)生總費(fèi)用構(gòu)成與人均實際GDP比較分析

表1 被調(diào)查地區(qū)的兩周患病率、慢性病患病率和住院率

隨著全民醫(yī)保體系的逐步完善，在基本醫(yī)療保險的基礎(chǔ)上提高對大病的保障成為當(dāng)前和未來我國醫(yī)療保障制度發(fā)展的重要目標(biāo)?！丁笆濉逼陂g深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革規(guī)劃暨實施方案》提出要切實解決重特大疾病患者醫(yī)療費(fèi)用保障問題?！秶鴦?wù)院辦公廳深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革2014年重點工作任務(wù)》提出“重點解決重特大疾病保障不完善等問題，進(jìn)一步鞏固完善全民醫(yī)保體系”的要求。

為了更好的分散大病風(fēng)險，減輕人民群眾患大病的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，我國于20世紀(jì)末開始逐步探索建立補(bǔ)充醫(yī)療保險制度。補(bǔ)充醫(yī)療保險是在基本醫(yī)療保險基礎(chǔ)上，對某一特定群體疾病風(fēng)險的進(jìn)一步保障(仇雨臨，2008;賈洪波，2013)。1994年《關(guān)于職工醫(yī)療保險制度改革的試點意見》提出，作為基本醫(yī)療保險的補(bǔ)充，要發(fā)展職工醫(yī)療互助基金和商業(yè)性醫(yī)療保險，并堅持自愿參加與自主選擇的原則。1997年《中共中央、國務(wù)院關(guān)于衛(wèi)生改革與發(fā)展的決定》提出積極發(fā)展多種形式的補(bǔ)充醫(yī)療保險，而不僅限于城鎮(zhèn)職工互助基金和商業(yè)性醫(yī)療保險。1998年《國務(wù)院關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》規(guī)定了超過基本醫(yī)療保險最高支付限額的醫(yī)療費(fèi)用可以通過商業(yè)醫(yī)療保險等途徑解決，公務(wù)員在基本醫(yī)療保險基礎(chǔ)上享受醫(yī)療補(bǔ)助，同時允許企業(yè)建立補(bǔ)充醫(yī)療保險。該《決定》較為全面地論述了我國補(bǔ)充醫(yī)療保險的類型和主要作用，為后來補(bǔ)充醫(yī)療保險的發(fā)展起到指導(dǎo)性作用。2002年《財政部勞動保障部關(guān)于企業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險有關(guān)問題的通知》具體規(guī)定了企業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險的保險費(fèi)率。2009年《中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見》提出“加快建立和完善以基本醫(yī)療保障為主體，其他多種形式補(bǔ)充醫(yī)療保險和商業(yè)健康保險為補(bǔ)充，覆蓋城鄉(xiāng)居民的多層次醫(yī)療保障體系”。

在以上提到的補(bǔ)充醫(yī)療保險的相關(guān)政策指導(dǎo)下，2009年11月成都市政府頒布了《成都市大病醫(yī)療互助補(bǔ)充保險辦法》，并從2010年4月1日起開始實施。大病補(bǔ)充醫(yī)療保險的參保范圍包括城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險參保人員、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險參保人員、個體工商戶等，醫(yī)療保險經(jīng)辦部門對保險資金進(jìn)行管理，實行市級統(tǒng)籌，對符合基本醫(yī)療保險報銷范圍的個人自付費(fèi)用和超出統(tǒng)籌基金最高支付限額以上部分進(jìn)行報

(以1978年為基期的定基增長趨勢)銷，年度累計最高支付限額40萬元。①根據(jù)《成都市城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險暫行辦法》，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險最高支付限額為6萬元(學(xué)生兒童為8萬元)。2015年成都市城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的繳費(fèi)檔次分別為90元和190元，成都市大病補(bǔ)充醫(yī)療保險的繳費(fèi)檔次分別為190元和380元。

本文利用對成都市的37家醫(yī)院患者的3年調(diào)查數(shù)據(jù)(2010－2012年)，分析了2009年開始實施的補(bǔ)充醫(yī)療保險對分散大病風(fēng)險的影響。我們發(fā)現(xiàn)，購買補(bǔ)充醫(yī)療保險導(dǎo)致患者家庭成為醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的家庭的可能性降低了約5.7%，使醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的可能性降低了約11.4%，使家庭因病負(fù)債的可能性降低了約36.7%。因此，成都市近幾年推行的補(bǔ)充醫(yī)療保險在完善該市的醫(yī)療保障制度和降低患者醫(yī)療負(fù)擔(dān)過程中取得了顯著的成效。

本文其余部分安排如下:第二部分對國內(nèi)外相關(guān)研究進(jìn)行了回顧;第三部分是本文的數(shù)據(jù)來源和使用的計量模型，以及相關(guān)變量定義和描述性統(tǒng)計分析;第四部分是實證結(jié)果解讀和分析;最后是本文的研究結(jié)論和相關(guān)政策建議。

二、文獻(xiàn)回顧

補(bǔ)充醫(yī)療保險制度是現(xiàn)代社會保障體系的重要組成部分，對提高居民生活質(zhì)量與保障民生等方面發(fā)揮著重要的作用(賈洪波等，2012)。國外將政府提供的基本醫(yī)療保險之外的醫(yī)療保險稱為個人醫(yī)療保險(Private health insurance)(OECD，2014)、補(bǔ)充醫(yī)療保險(Complementary health insurance)或自愿醫(yī)療保險(Voluntary health insurance)。他們的共同特征是在基本醫(yī)療保險的基礎(chǔ)上提供更“便捷”的醫(yī)療服務(wù)(如在英國、澳大利亞參加補(bǔ)充醫(yī)療保險可以選擇醫(yī)生或縮短非緊急護(hù)理的等待時間);或者對超出基本醫(yī)療保險支付水平外的費(fèi)用予以補(bǔ)償(如法國、美國)。中國學(xué)者對于補(bǔ)充醫(yī)療保險的定義大概從以下幾個角度展開:(1)補(bǔ)充醫(yī)療保險是相對于基本醫(yī)療保險而言的一種輔助性的醫(yī)療保險，強(qiáng)調(diào)補(bǔ)償超過基本醫(yī)療保險支付限額以上的部分(李偉光，2001;劉丹等，2010;鄭紅等，2011);(2)補(bǔ)充醫(yī)療保險是為了滿足不同醫(yī)療服務(wù)需求，提供包括超出基本醫(yī)療保險覆蓋范圍的醫(yī)療服務(wù)的保障(王保真，2005;賈洪波，2012)。

國外研究發(fā)展中國家醫(yī)療保險對醫(yī)療費(fèi)用影響的文獻(xiàn)較多，其中部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險對降低發(fā)展中國家醫(yī)療負(fù)擔(dān)有積極作用(Ron，1999;Harmon ＆ Nolan，2001;Yip ＆ Berman，2001;Jowett et al.，2003;Wagstaff＆ Pradhan，2005;Sepehri et al.，2006;Wagstaff et al.，2009)。其中較為著名的是 Wagstaff et al.(2005)對越南醫(yī)療保險和醫(yī)療服務(wù)的研究。他們研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險降低了醫(yī)療費(fèi)用中的自付費(fèi)用。類似的Sepehri et al.(2006)采用同樣的方法發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險降低了自付費(fèi)用的36% ～45%。另一方面，部分研究認(rèn)為醫(yī)療保險并沒有發(fā)揮保障患者抵御災(zāi)難性醫(yī)療支出的作用(Carrin et al.，1999;Ekman，2007;King et al.，2009;Nguyen et al.，2012)。

關(guān)于補(bǔ)充醫(yī)療保險，Keeler et al.(1977)較早研究了補(bǔ)充醫(yī)療保險的需求問題，他們發(fā)現(xiàn)基本醫(yī)療保險的起付線設(shè)置使得人們開始加入補(bǔ)充醫(yī)療保險，期望實現(xiàn)“全面”的醫(yī)療費(fèi)用保障。隨后，由于醫(yī)療服務(wù)需求的增長，醫(yī)療保險得到了快速發(fā)展，學(xué)者開始關(guān)注補(bǔ)充醫(yī)療保險。上世紀(jì)末，關(guān)于美國聯(lián)邦醫(yī)療保險(Medicare)是否應(yīng)該包括處方藥的討論引發(fā)學(xué)者對補(bǔ)充醫(yī)療保險的研究(Lillard et al.，1999;Davis et al.，1999)。Lillard et al.發(fā)現(xiàn)如果擴(kuò)大聯(lián)邦醫(yī)療保險的覆蓋范圍能夠顯著降低老年人購買處方藥的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。21世紀(jì)初，大多數(shù)歐洲國家都面臨著公共醫(yī)療支出快速增長的巨大壓力，與此同時各種自愿參加的補(bǔ)充醫(yī)療保險(Voluntary health insurance)受到越來越多的關(guān)注，許多國家在強(qiáng)制參加基本醫(yī)療保險的基礎(chǔ)上，采取稅收刺激政策鼓勵個人或雇主購買補(bǔ)充醫(yī)療保險(Mossialos＆Thomson，2002;OECD，2004)。Ali(2009)研究發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充醫(yī)療保險能夠降低大病導(dǎo)致災(zāi)難性醫(yī)療支出的可能性。Schokkaert et al.(2010)研究了比利時的補(bǔ)充醫(yī)療保險，他們發(fā)現(xiàn)公共醫(yī)療系統(tǒng)的特征決定了補(bǔ)充醫(yī)療保險參與行為和補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療服務(wù)的利用。Paccagnella et al.(2013)采用歐洲健康、老齡化和退休調(diào)查數(shù)據(jù)(SHARE)，研究了11個歐洲國家50歲以上人群參加補(bǔ)充醫(yī)療保險對個人自付費(fèi)用(Out－of－pocket)的影響，發(fā)現(xiàn)在荷蘭補(bǔ)充醫(yī)療保險降低了個人自付費(fèi)用，而在意大利、丹麥和奧地利個人自付費(fèi)用反而上升。他們認(rèn)為導(dǎo)致個人自付費(fèi)用上升的原因是補(bǔ)充醫(yī)療保險增加了醫(yī)療服務(wù)使用，同時由于保險公司考慮到存在道德風(fēng)險和出于控制逆向選擇的原因可能提高保險合同中的自付比例。Nguyen(2012)發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充醫(yī)療保險對患者的自費(fèi)部分影響并不顯著;與此類似Stabile et al.(2014)發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充醫(yī)療保險沒有減輕公共支出負(fù)擔(dān)。不同學(xué)者的研究結(jié)果之間存在較大差異，探究其原因可能是由于不同國家之間保險設(shè)計以及健康行為習(xí)慣等不同導(dǎo)致。因此對醫(yī)療保險的分析不能簡單借鑒國外現(xiàn)有成果，應(yīng)在合理考慮本國或地區(qū)差異的基礎(chǔ)上，采用科學(xué)的方法進(jìn)行評估。

我國的補(bǔ)充醫(yī)療保險發(fā)展較國外起步晚，目前學(xué)術(shù)界對補(bǔ)充醫(yī)療保險的關(guān)注主要集中在以下幾個方面:第一是關(guān)于補(bǔ)充醫(yī)療保險的定位研究(陳文，2001;張冬平，2003)。賈洪波等(2012)較為全面地分析了補(bǔ)充醫(yī)療保險的內(nèi)涵和分類，強(qiáng)調(diào)了補(bǔ)充醫(yī)療保險的保護(hù)與激勵原則，以及為特定群體分散疾病風(fēng)險的功能;第二是關(guān)于補(bǔ)充醫(yī)療保險發(fā)展模式以及如何推進(jìn)。曹乾等(2009)提出大額補(bǔ)充醫(yī)療保險應(yīng)實現(xiàn)醫(yī)療保障部門與保險公司合作經(jīng)營的發(fā)展模式。陳新中等(2010)提出要擴(kuò)大我國補(bǔ)充醫(yī)療保險的保障范圍，同時政府在對險種進(jìn)行分類的基礎(chǔ)上給予合理的支持。類似的，其他部分學(xué)者也提出應(yīng)該積極發(fā)展補(bǔ)充醫(yī)療保險(李瓊等，2001;劉丹等，2010);第三是關(guān)于具體某個地區(qū)的補(bǔ)充醫(yī)療保險實施情況。郭士征(2000)全面論述了上海發(fā)展補(bǔ)充醫(yī)療保險的條件和路徑。張帆等(2009)通過黑龍江省城鎮(zhèn)職工補(bǔ)充醫(yī)療保險需求調(diào)查，發(fā)現(xiàn)只有不到20%的受訪者了解補(bǔ)充醫(yī)療保險，并認(rèn)為政府和商業(yè)醫(yī)療保險機(jī)構(gòu)應(yīng)該關(guān)注補(bǔ)充醫(yī)療保險需求。鄭先平等(2011)通過解讀南昌市城鎮(zhèn)居民補(bǔ)充醫(yī)療保險政策，提出了具有針對性的對策建議。

通過對已有研究的回顧，我們發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充醫(yī)療保險是適應(yīng)和符合人們需求，并且在逐步發(fā)展和完善的一項重要的醫(yī)療保險制度;其次，補(bǔ)充醫(yī)療保險具有較強(qiáng)的地區(qū)間差異;最后通過梳理文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn)目前國內(nèi)還沒有補(bǔ)充醫(yī)療保險實施效果的實證研究。成都市是我國較早開始探索建立補(bǔ)充醫(yī)療保險制度的城市之一。自1999年發(fā)展補(bǔ)充醫(yī)療保險以來，成都市補(bǔ)充醫(yī)療保險經(jīng)歷了保障范圍從住院到住院和門診，參保范圍從職工到職工和城鄉(xiāng)居民的發(fā)展和完善過程，①為減輕職工基本醫(yī)療保險待遇之外的住院經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，1999年《成都市職工補(bǔ)充醫(yī)療保險實施辦法(一)－(三)》出臺，規(guī)定本市職工以及戶籍關(guān)系在本市行政區(qū)域的其他人員可以自愿參加補(bǔ)充醫(yī)療保險。2000年《成都市職工門診補(bǔ)充醫(yī)療保險實施辦法》出臺，對主城區(qū)參加基本醫(yī)療保險的參保者開展門診補(bǔ)充保險。2005年成都市進(jìn)一步完善了住院補(bǔ)充醫(yī)療保險。2009年《成都市大病醫(yī)療互助補(bǔ)充保險辦法》出臺。因此實證分析補(bǔ)充醫(yī)療保險的實施效果，特別對補(bǔ)充醫(yī)療保險分散大病風(fēng)險的效果進(jìn)行評估具有較強(qiáng)的政策意義。

三、數(shù)據(jù)與模型

(一)數(shù)據(jù)與變量

本文的數(shù)據(jù)來自成都市醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革評估調(diào)研。②為了評估2009年啟動的成都市醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革工作，成都市醫(yī)改專家組于2010－2012年對成都市(10區(qū)1縣:青白江區(qū)、新都區(qū)、溫江區(qū)、龍泉驛區(qū)、成華區(qū)、青羊區(qū)、錦江區(qū)、金牛區(qū)、武侯區(qū)、高新區(qū)以及雙流縣)37家醫(yī)院進(jìn)行了連續(xù)3年的調(diào)研，共隨機(jī)采集到來自患者的6627個微觀調(diào)查數(shù)據(jù)。該項目的調(diào)研方式為隨機(jī)對每家醫(yī)院的門診患者和住院患者進(jìn)行問卷訪談。問卷所采集的信息包括患者基本情況、個人健康行為及醫(yī)療保險狀況、就診情況、滿意度調(diào)查以及家庭經(jīng)濟(jì)狀況等。

表2 關(guān)鍵變量的對比

表2對比了本文使用的數(shù)據(jù)和中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)調(diào)查數(shù)據(jù)(城市地區(qū)樣本)在家庭人均月收入、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險參保率幾個關(guān)鍵變量上的異同;特別地，我們還將樣本中的家庭人均月收入與成都市政府公布的居民人均月收入進(jìn)行了對比。通過分析，我們發(fā)現(xiàn)本文使用的數(shù)據(jù)具有較好的代表性。

下面列出了本文關(guān)注的補(bǔ)充醫(yī)療保險、大病風(fēng)險以及其他相關(guān)變量的說明。

1.醫(yī)療保險的參加情況

補(bǔ)充醫(yī)療保險是基本醫(yī)療保險的有益補(bǔ)充。根據(jù)公共福利基金會(The Commonwealth Fund)對各國醫(yī)療衛(wèi)生系統(tǒng)的調(diào)查報告，2013年英國國家健康醫(yī)療服務(wù)計劃(National Health System)之外大約有11%的個人參加了商業(yè)醫(yī)療保險;2010年德國有近20%的個人購買補(bǔ)充醫(yī)療保險。根據(jù)我國第四次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查，2008年我國有6.9%的居民參加了商業(yè)醫(yī)療保險。根據(jù)表4所示，2010－2012年成都市基本醫(yī)療保險覆蓋率逐年上升，2012年達(dá)到89.2%;補(bǔ)充醫(yī)療保險的參保率在2012年變化顯著，較2010年上漲了38.74%;商業(yè)保險的參加比例有輕微下降的趨勢，但仍保持在7%以上;而2012年成都市大病補(bǔ)充醫(yī)療保險參加比例較2010年增長了197.41%?？偟膩碚f，自2009年醫(yī)改實施以來，成都市醫(yī)療保險制度逐漸完善，基本醫(yī)療保險和補(bǔ)充醫(yī)療保險的覆蓋面都在逐年擴(kuò)大，特別是成都市開展的大病補(bǔ)充醫(yī)療保險參保率增長顯著。因此在評估醫(yī)療保險實施效果時，有必要將補(bǔ)充醫(yī)療保險與基本醫(yī)療保險分開評估。

2.大病風(fēng)險

風(fēng)險是發(fā)生損失的不確定性(Rejda，2010)。大病風(fēng)險則表現(xiàn)為患大病時發(fā)生的給個人造成嚴(yán)重經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的醫(yī)療花費(fèi)的可能性。由于目前我國基本醫(yī)療保險對重特大疾病的保障程度較為有限，研究補(bǔ)充醫(yī)療保險對分散大病風(fēng)險的作用顯得尤為重要。

通過梳理文獻(xiàn)，我們選擇了大多數(shù)研究所采用的疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)①疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的衡量指標(biāo)大致可以分為兩類:一類直接關(guān)注患者的實際醫(yī)療花費(fèi)，評估一項政策或法律制度在實施后是否有效降低了患者醫(yī)療支出(Goldberg ＆ Greenberg，1979;Feldman et al.，1986;Chernew，1995;Baker，1997);另一類則采用如住院費(fèi)用報銷比例、自付醫(yī)療費(fèi)用占家庭可支配收入比例等來測量疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)(孫翠等，2011;周欽等，2013)。作為大病風(fēng)險的衡量指標(biāo)。一般的，家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出被廣泛地用于衡量大病風(fēng)險(Xu et al.，2003，2007)，而由于成都市醫(yī)改課題組的信息采集對象為正在就醫(yī)的患者，因此對于當(dāng)次就醫(yī)(特別是住院)的花費(fèi)和報銷情況不能確切獲知。因此，結(jié)合成都市醫(yī)改課題組的調(diào)研設(shè)計，本文選擇了兩個衡量大病風(fēng)險的指標(biāo):第一，今年因疾病造成家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的情況;②問卷中的問題為:今年患者家因患病給家庭造成的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)有多嚴(yán)重?答案包括(1)非常嚴(yán)重(2)比較嚴(yán)重(3)不嚴(yán)重(4)不知道。第二，是否因疾病負(fù)債。③問卷中的問題為:今年給家人治病，全家總共欠債多少錢?第一個指標(biāo)反映的是大病造成經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的主觀感受。一般我們可以合理的認(rèn)為如果受訪者具有較高的大病風(fēng)險，則他回答經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性也隨之提高;第二個指標(biāo)則從客觀的角度反映了大病風(fēng)險的嚴(yán)重程度。通常來說，因病負(fù)債是比災(zāi)難性醫(yī)療支出更為嚴(yán)重的醫(yī)療負(fù)擔(dān)的表現(xiàn)，因此本文采用其作為大病風(fēng)險的另一衡量指標(biāo)。

從表5可以看出，2010－2012年由疾病造成家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的比例逐年下降，2010年有5.9%的受訪者表示疾病造成家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重，2012年認(rèn)為非常嚴(yán)重的比例下降了81.36%。除了醫(yī)療負(fù)擔(dān)的主觀感知，我們發(fā)現(xiàn)因病導(dǎo)致家庭負(fù)債的比例變化不大，雖然2011年有小幅度下降，但是2012年基本恢復(fù)至2010年的水平。通過計算我們發(fā)現(xiàn)雖然因病負(fù)債的概率沒有降低，但是家庭因疾病負(fù)債占家庭年收入的平均比重有所下降:2010為1.53倍，2011年為0.95倍，2012年為1.06倍?？偟膩碚f，2010－2012年成都市居民的大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)有所改善，特別是因病造成家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的比例下降顯著。注:本問題設(shè)計為若受訪者是未成年人，則由陪護(hù)的家長回答。

表3 各類醫(yī)療保險參加情況(占比)

表4 醫(yī)療負(fù)擔(dān)的相關(guān)指標(biāo)(占比)

3.其他控制變量

為了研究補(bǔ)充醫(yī)療保險分散大病風(fēng)險的情況，我們在控制基本醫(yī)療保險的基礎(chǔ)上，還進(jìn)一步控制了其他變量。根據(jù)以往關(guān)于保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的研究(Gruber et al.，1999;Wagstaff et al.，2009;劉國恩等，2010;臧文斌等，2012;趙紹陽，2012)，我們進(jìn)一步控制了人口社會學(xué)特征、健康行為習(xí)慣、健康狀況、家庭經(jīng)濟(jì)情況以及時間等變量。表5報告了其他控制變量的描述性統(tǒng)計。

根據(jù)成都醫(yī)改課題組收集的信息，有關(guān)人口社會學(xué)特征的變量包括:性別、年齡、婚姻狀況以及受教育水平。性別為男性則取1，性別為女性取0?；橐鰻顩r為已婚的取1，已婚以外的其他情況取0。受教育程度分為小學(xué)及以下、初中、高中或中專、大專及以上。有關(guān)健康行為習(xí)慣的變量包括是否吸煙(吸煙取1)，是否飲酒(飲酒取1)，是否參加健身活動或體育鍛煉(參加取1)。有關(guān)健康狀況的變量包括半年內(nèi)是否被診斷患有慢性病(是則取1)，以及自評健康打分。①問卷中該問題為:為了幫助您反映健康狀況的好壞，請在一個刻度尺(0表示最差狀況，100表示最好狀況)上畫出一條線以代表您今天的健康狀況。我們采用家庭人均月收入表示家庭經(jīng)濟(jì)狀況，同時還考慮了時間控制變量。在數(shù)據(jù)處理上，本文剔除了含有缺失值和異常值的樣本，用于實證研究的樣本個數(shù)為5122個。

表5 其他控制變量的描述性統(tǒng)計

從表5可知，樣本中男性較女性數(shù)量少;受訪者平均年齡為39歲;已婚者占樣本的大多數(shù);中小學(xué)以下教育水平者占比較高。從健康行為習(xí)慣來看，吸煙的比例為16.9%，飲酒的比例為21.2%，鍛煉身體的比例為73.5%。受訪者自評健康打分的均值為75.70。樣本中家庭人均月收入為1729.77元，大致符合成都市政府公布的2010年居民人均月收入額。同時我們還發(fā)現(xiàn)樣本在2010－2012年中的分布較為平均，即每年的樣本占樣本總體數(shù)量基本相同。

(二)模型

由于本文選擇的兩個衡量醫(yī)療負(fù)擔(dān)的指標(biāo)都是離散變量，其中一個是有序的離散變量，另外一個是二元離散變量，所以我們使用有序Probit模型(以下簡稱“Ordered Probit模型”)分析補(bǔ)充醫(yī)療保險對因病造成家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的影響，Probit模型分析補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭是否因病負(fù)債的影響。

根據(jù)問卷中對于因病給家庭造成的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的選項設(shè)定為非常嚴(yán)重、比較嚴(yán)重和不嚴(yán)重三個類型，這三個類型反映的是疾病帶給家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的主觀感受，所以本文的Ordered Probit模型設(shè)定如下:

(1)式中yi=1，2，3分別代表疾病給家庭帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重、比較嚴(yán)重和不嚴(yán)重。產(chǎn)生以上三種結(jié)果的概率分別如下:

為了簡化(1)式的聯(lián)合似然函數(shù)，令

所以，(1)式的聯(lián)合似然函數(shù)可以寫成如下形式:

(3)式中Supple_insur是本文關(guān)心的補(bǔ)充醫(yī)療保險，x是其他控制變量，包括人口社會學(xué)特征、個人健康行為習(xí)慣、家庭人均收入和基本醫(yī)療保險等。由于Ordered Probit模型估計的系數(shù)不能直接反映經(jīng)濟(jì)意義，為了得到有經(jīng)濟(jì)意義的結(jié)果需要進(jìn)行邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)換，其轉(zhuǎn)換的方式如下:

通過(4)轉(zhuǎn)換后的系數(shù)解釋為在j種狀態(tài)下，自變量對因變量的邊際影響。

由于家庭是否因疾病負(fù)債是一個二元變量，因此本文用Probit模型進(jìn)一步分析補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭是否因病負(fù)債的影響，模型設(shè)定如下:

(5)式中μ～N(0，σ2)。y*是潛在效應(yīng)，當(dāng)＞0可以觀測到(6)式y(tǒng)i=1，說明家庭因病負(fù)債;當(dāng)≤0可以觀測到(2)式y(tǒng)i=0，說明家庭沒有因病負(fù)債。Supple_insur同樣表示補(bǔ)充醫(yī)療保險;x是其他控制變量。

在選擇對以上兩個模型的估計方法時，本文選擇了極大似然估計(Maximum Likelihood Estimation)。為了克服模型可能存在的異方差問題，實證結(jié)果報告了異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)差(Robust Standard Error)。并且所有的回歸在報告回歸系數(shù)的同時，還將系數(shù)轉(zhuǎn)換成了邊際效應(yīng)。

四、估計結(jié)果

(一)補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響

根據(jù)前文對大病風(fēng)險的定義，我們首先檢驗了補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響。表6是Ordered Probit模型的估計結(jié)果，其中(1)－(3)列報告了不同選項的邊際效應(yīng)(Marginal Effects)。由于補(bǔ)充醫(yī)療保險是自愿參與，因此可以合理推測具有大病風(fēng)險的個人更容易選擇補(bǔ)充醫(yī)療保險。補(bǔ)充醫(yī)療保險參與行為中可能存在的自選擇會導(dǎo)致模型存在內(nèi)生性問題，從而使估計結(jié)果有偏和不一致。為了進(jìn)一步驗證模型是否存在內(nèi)生性，我們進(jìn)行了Durbin－Wu－Hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)模型確實存在內(nèi)生性問題。采用解決內(nèi)生性問題的一般做法，我們?yōu)榇嬖趦?nèi)生性的補(bǔ)充醫(yī)療保險選擇了兩個工具變量:醫(yī)療保險知識的了解程度①為了衡量被訪者對醫(yī)療保險知識的了解程度，問卷中設(shè)計了如下問題:你知道門診報銷制度嗎?(1)知道 (2)不知道。與是否本地戶口。②問卷中該問題為:患者戶口所在地 (1)本地(2)外地。首先，對醫(yī)療保險知識的了解程度有可能影響居民是否參加補(bǔ)充醫(yī)療保險，但不會直接影響醫(yī)療負(fù)擔(dān)。其次，由于大病補(bǔ)充醫(yī)療保險的主要參保范圍包括城鎮(zhèn)職工和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險參保人，因此戶口在本地可能更易選擇補(bǔ)充醫(yī)療保險，而不會直接影響家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。通過對以上工具變量進(jìn)行Wald檢驗，我們發(fā)現(xiàn)工具變量滿足外生性條件，同時和補(bǔ)充醫(yī)療保險相關(guān)。

表6 補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響:Ordered Probit模型

表7是加入工具變量后的估計結(jié)果。由于Ordered Probit模型的系數(shù)沒有直接的經(jīng)濟(jì)意義，因此我們進(jìn)行了系數(shù)的邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)換。(1)－(3)報告了補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響，分別代表非常嚴(yán)重、比較嚴(yán)重、不嚴(yán)重的邊際效應(yīng)。估計結(jié)果中輔助估計參數(shù)atanhrho_12在1%的顯著水平下顯著不等于0，表明補(bǔ)充醫(yī)療保險為內(nèi)生變量。

表7 補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響:IV Ordered Probit模型

表8 補(bǔ)充醫(yī)療保險對醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響:IV Ordered Probit模型(第一階段)

補(bǔ)充醫(yī)療保險對降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)，分散大病風(fēng)險具有顯著的正向影響。表7第(1)列估計了參加補(bǔ)充醫(yī)療保險后醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的概率降低了5.69%，并在5%的置信水平下顯著。一般來說，具有較高大病風(fēng)險的人，其患病后醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的概率也較高。補(bǔ)充醫(yī)療保險有效地降低了醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性，對分散大病風(fēng)險起到了積極作用。第(2)列估計了參加補(bǔ)充醫(yī)療保險后醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的概率降低了11.35%，并在1%的置信水平下顯著。第(3)列估計了參加補(bǔ)充醫(yī)療保險后醫(yī)療負(fù)擔(dān)不嚴(yán)重的可能性提高了17.04%，并在1%的置信水平下顯著。相對于基本醫(yī)療保險，補(bǔ)充醫(yī)療保險對降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)、特別是大病負(fù)擔(dān)的作用更為顯著。導(dǎo)致這種現(xiàn)象的原因可能是由于目前基本醫(yī)療保險的保障程度，特別是大病的保障程度有限;一旦發(fā)生讓家庭感受到經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的醫(yī)療支出時，僅依靠基本醫(yī)療保險難以解決。根據(jù)成都市《城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險暫行辦法》，一個自然年度內(nèi)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險基金的個人累計支付最高限額為6萬元(學(xué)生兒童為8萬元)，基本醫(yī)療保險在三級醫(yī)院的支付比例最高為65%，而大病補(bǔ)充醫(yī)療保險的累計支付上限為40萬元。

醫(yī)療負(fù)擔(dān)隨著年齡的增加也呈現(xiàn)出一定的變化趨勢。從年齡的一次方邊際效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，年齡每增加1歲，醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的比例會提高0.17%，醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的比例提高0.33%。即隨著年齡增長，醫(yī)療負(fù)擔(dān)可能加重。另一方面，從年齡的二次方邊際效應(yīng)我們發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療負(fù)擔(dān)與年齡之間呈“U”型關(guān)系，即處于樣本年齡分布兩端的人更容易出現(xiàn)因病導(dǎo)致家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)嚴(yán)重的情況。根據(jù)美國Medical Expenditure Panel Surveys數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，老齡人口的人均醫(yī)療費(fèi)用是年輕人的3－5倍。根據(jù)李玲等(2006)的研究，預(yù)計到2020年我國老齡人口醫(yī)療總費(fèi)用會達(dá)到2010年的44倍，且老齡人口醫(yī)療總費(fèi)用占GDP比重將達(dá)到3.06%，較2010年增長1.76倍。

教育對降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)有顯著的正向影響，且教育程度越高這種影響越大。具有初中教育水平會使醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的概率降低1.11%，具有高中教育水平會使醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的概率降低1.44%，具有大專及以上教育水平會使醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的概率降低1.56%。相應(yīng)的，隨著教育水平的提高，醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的可能性也隨之降低。這一結(jié)論與大多數(shù)學(xué)者的發(fā)現(xiàn)相吻合。研究健康需求的Grossman(1972)首次將健康資本的概念模型化，并發(fā)現(xiàn)教育水平對健康有正向的影響。李珍珍等(2006)使用上海家庭調(diào)查的數(shù)據(jù)驗證了類似的發(fā)現(xiàn)。程令國等(2015)發(fā)現(xiàn)教育顯著提高中國老年人的健康水平，并且教育會提高健康的投入效率。

從健康行為習(xí)慣來看，我們發(fā)現(xiàn)吸煙和飲酒行為對醫(yī)療負(fù)擔(dān)的嚴(yán)重程度影響不顯著，但是鍛煉身體能夠顯著降低醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重的可能性。鍛煉身體使醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性降低了0.98%，使醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的可能性降低了1.96%。從健康狀況來看，患有慢性病使醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重或比較嚴(yán)重的可能性較沒有慢性病分別高出1.46%和2.92%。另一方面，自評健康打分越高，醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重的可能性越低。最后，從家庭經(jīng)濟(jì)情況看，家庭人均月收入每提高1%，醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性降低2.44%，醫(yī)療負(fù)擔(dān)比較嚴(yán)重的可能性降低4.86%。

綜上所述，在加入工具變量修正模型的內(nèi)生性后，本文發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充醫(yī)療保險對降低大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)有顯著的正向影響。同時我們還發(fā)現(xiàn)醫(yī)療負(fù)擔(dān)會隨著年齡的增長而增加，且患有慢性病使醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重的可能性顯著提高;最后，教育水平的提高、鍛煉身體、較高的自評健康打分以及家庭人均收入的提高都顯著降低了醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

(二)補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭因病負(fù)債的影響

為了進(jìn)一步驗證補(bǔ)充醫(yī)療保險對分散大病風(fēng)險的影響，我們采用因病負(fù)債作為衡量大病負(fù)擔(dān)的另一個指標(biāo)。家庭是否因病負(fù)債是一個二元選擇變量，因此我們采用Probit模型進(jìn)行估計，并繼續(xù)選擇醫(yī)療保險知識的了解程度與是否本地戶口作為補(bǔ)充醫(yī)療保險的工具變量。表9報告了補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭因病負(fù)債的影響情況，其中第(3)－(4)列報告了加入工具變量后的回歸系數(shù)和邊際效應(yīng)。

通過表9第(4)列，我們發(fā)現(xiàn)參加補(bǔ)充醫(yī)療保險能夠顯著降低家庭因病負(fù)債的可能性。具體來說，加入補(bǔ)充醫(yī)療保險使家庭因病負(fù)債的可能性下降了36.73個百分點，并在5%的置信水平下顯著。其次，年齡的增加使家庭因病負(fù)債的可能性提高了0.49個百分點;教育水平越高則家庭因病負(fù)債的可能性越低。最后，患有慢性病會提高家庭因病負(fù)債的可能性，而鍛煉身體、自評健康打分較高和家庭人均收入提高則降低了家庭因病負(fù)債的可能性。

(三)補(bǔ)充醫(yī)療保險對不同收入人群大病風(fēng)險的影響

補(bǔ)充醫(yī)療保險大多采取自愿參保的形式，而不同收入人群由于其自身抵御大病風(fēng)險的能力不同，因此補(bǔ)充醫(yī)療保險對不同收入人群發(fā)揮的分散大病風(fēng)險的效果可能存在差異。相對于高收入人群，中低收入人群自身抵御大病風(fēng)險的能力有限，因此補(bǔ)充醫(yī)療保險對這部分人群大病風(fēng)險的保障效果可能更為顯著。為了驗證以上假設(shè)，同時對前文的結(jié)論做出穩(wěn)健性檢驗，我們對收入進(jìn)行了分組回歸。我們將收入0.6分位數(shù)以上的人群作為高收入組，收入0.6分位數(shù)以下的人群作為中低收入組，并在表10和表11中分別匯報了補(bǔ)充醫(yī)療保險對不同收入組人群大病風(fēng)險的影響。限于篇幅，此處只報告了補(bǔ)充醫(yī)療保險的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。

根據(jù)表11和表12的回歸結(jié)果，補(bǔ)充醫(yī)療保險對中低收入組大病風(fēng)險的保障程度更為顯著。相對于高收入組，中低收入組人群加入補(bǔ)充醫(yī)療保險后，醫(yī)療負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性降低了6.4%，而家庭因病負(fù)債的可能性降低了63.38%，二者分別在10%和1%的置信水平下顯著。

表9 補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭因病負(fù)債的影響

表10 補(bǔ)充醫(yī)療保險對家庭因病負(fù)債的影響:IV Probit(第一階段)

表11 補(bǔ)充醫(yī)療保險對不同收入組醫(yī)療負(fù)擔(dān)嚴(yán)重程度的影響

表12 補(bǔ)充醫(yī)療保險對不同收入組家庭因病負(fù)債的影響

五、結(jié)論

補(bǔ)充醫(yī)療保險是我國多層次醫(yī)療保障制度的重要組成部分。發(fā)展補(bǔ)充醫(yī)療保險對完善當(dāng)前重特大疾病保障機(jī)制，鞏固全面醫(yī)療保障體系發(fā)揮著積極作用。

本文利用“成都市深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革相關(guān)問題及效果評估”2010－2012年的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了補(bǔ)充醫(yī)療保險對分散大病風(fēng)險所發(fā)揮的作用。在衡量大病風(fēng)險時，我們采用了患病導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重和因病負(fù)債兩個指標(biāo)。為了解決補(bǔ)充醫(yī)療保險的內(nèi)生性問題，本文采用了兩階段Ordered Probit和Probit模型進(jìn)行估計。研究發(fā)現(xiàn):(1)補(bǔ)充醫(yī)療保險顯著降低了居民的大病負(fù)擔(dān)，對分散大病風(fēng)險起到了積極作用。一方面，補(bǔ)充醫(yī)療保險使患病后家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)非常嚴(yán)重的可能性降低了5.69%;另一方面，補(bǔ)充醫(yī)療保險使家庭因病負(fù)債的可能性降低了36.73%;(2)補(bǔ)充醫(yī)療保險分散大病風(fēng)險的作用對不同收入人群影響不同。相對于高收入人群，補(bǔ)充醫(yī)療保險對中低收入人群大病風(fēng)險的保障作用更為顯著;(3)年齡提高了大病風(fēng)險，而教育、鍛煉身體和較高的自評健康則降低了大病風(fēng)險。

基于以上研究發(fā)現(xiàn)，本文建議:首先，推行補(bǔ)充醫(yī)療保險，健全重特大疾病保障機(jī)制。雖然目前我國補(bǔ)充醫(yī)療保險還處于發(fā)展階段，大眾對于這種醫(yī)療保險形式還缺乏了解和正確的認(rèn)知;但隨著人們生活水平的提高、醫(yī)療服務(wù)需求的不斷增長和老齡化的加劇，發(fā)展補(bǔ)充醫(yī)療保險以加強(qiáng)對大病風(fēng)險的保障顯得尤為重要;其次，探索實行多種形式的補(bǔ)充醫(yī)療保險，以實現(xiàn)風(fēng)險的管控和效率的提升。由于醫(yī)療保險是一種準(zhǔn)公共產(chǎn)品，①由于醫(yī)療保險通過保險合約設(shè)計，將參保人享受的醫(yī)療保障待遇進(jìn)行了事先約定而不會受到其他參保人的影響，因此醫(yī)療保險具有“非競爭性”的特點;其次，由于保險經(jīng)辦方只為按規(guī)定繳納保費(fèi)的個人提供醫(yī)療保障，因此醫(yī)療保險又是具有排他性的;最后，由于醫(yī)療保險通過分散群體的醫(yī)療費(fèi)用風(fēng)險，為某一人群提供了保障，因此具有正外部性。商業(yè)保險公司通常會通過風(fēng)險選擇將較高大病風(fēng)險的個人排除在外，因此針對大病的補(bǔ)充醫(yī)療保險在發(fā)展中需要政府的參與。通過制定保險政策、費(fèi)率和保障水平等，政府可以更好地保障那些具有大病風(fēng)險的人群，特別是具有大病風(fēng)險的中低收入人群。同時通過簽訂協(xié)議，將保險基金交由商業(yè)保險機(jī)構(gòu)管理，以提高保險管理的專業(yè)性和效率;最后，政府還應(yīng)鼓勵老年人和慢性病患者積極參加補(bǔ)充醫(yī)療保險，提高補(bǔ)充醫(yī)療保險在這部分人群中的宣傳力度和參保便利程度，并持續(xù)重視對我國教育的整體投入，特別是開展健康教育活動，宣傳健康教育知識，鼓勵健康行為習(xí)慣等，從預(yù)防的角度控制疾病風(fēng)險，降低大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

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