周新發(fā) 石安其琛

摘 要：采用中國家庭追蹤調查（Chinese Family Panel Survey， CFPS）的數(shù)據(jù)，考察了“報銷收入”效應和“消費促進”效應的作用下農村居民基本醫(yī)療保險報銷水平對于參保家庭的醫(yī)療減負效應。研究發(fā)現(xiàn)：隨著國家醫(yī)保補貼政策的力度進一步增強和報銷比例的提升，基本醫(yī)療保險有利于降低參保農村居民家庭的醫(yī)療負擔，尤其是包含老年人和成員健康差的弱勢家庭。進一步地，對不同收入水平的家庭進行異質性研究發(fā)現(xiàn)，低收入群體在就醫(yī)中限于預算約束限制從農村居民基本醫(yī)療保險中實際受益不如中高收入群體，新農合存在一定程度的“親富人”效應。

關鍵詞： 基本醫(yī)療保險;就醫(yī)負擔;報銷水平;“親富人”效應

中圖分類號：F840.6?? 文獻標識碼： A??? 文章編號：1003-7217（2021）05-0050-07

一、引 言

新中國成立以來尤其改革開放四十多年來，我國經濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，經濟總量已經位居世界第二，目前我國已經進入經濟高質量發(fā)展階段。但在國民健康建設方面，重大疾病對健康和家庭經濟負擔的沖擊風險仍然存在。醫(yī)療保險作為一種統(tǒng)籌共濟的制度，其制度設計的初衷是為了緩解居民部分經濟負擔，促進居民“有病可醫(yī)”。2003年我國開始試點新型農村合作醫(yī)療保險制度，新型農村合作基本醫(yī)療保險制度在解決“看病貴”問題上發(fā)揮了重要作用。但農村中醫(yī)療費用相對較高而醫(yī)療保障水平相對較低的現(xiàn)象仍然存在，導致參保居民容易遭受健康風險沖擊，甚至由于災難性醫(yī)療支出導致家庭生活陷入困境。而醫(yī)療保險的報銷比例與參保群眾的醫(yī)療負擔直接相關，相比城市職工基本醫(yī)療保險和城市居民基本醫(yī)療保險，農村居民基本醫(yī)療保險的報銷比例明顯偏低，這也是導致我國基本醫(yī)療保險不平等的制度性原因。為解決保障水平低的問題，2016年新型農村合作醫(yī)療保險與城市居民基本醫(yī)療保險合并，建立城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度，這有利于提升醫(yī)療保險的保障水平。然而，由于收入水平的差距導致支付能力的差異，國家加大醫(yī)保政策的投入不一定能夠真正投射到亟需的低收入群體。針對這一問題的研究對于目前我國城鄉(xiāng)基本醫(yī)療保險制度實現(xiàn)并軌后仍然有著重要的學術價值和政策意義。

理論界認為，高額的醫(yī)療費用會增加家庭經濟負擔，甚至給家庭造成沉重負擔[1，2]，而通過醫(yī)療消費的價格補貼機制，醫(yī)療保險可以緩釋被保險人的家庭經濟風險[3]。此外，通過醫(yī)療保險還能改善參保成員的家庭經濟狀況[4]。基于此，隨著醫(yī)保政策的推進，很多學者圍繞新農合經濟效應這一話題進行了研究。有些學者通過實證研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險對參保居民的醫(yī)療負擔有所減輕并改善了健康狀況[5]。但也有研究認為醫(yī)療保險對參保居民的改善不夠明顯[6]。還有一些學者提出了醫(yī)療消費不平等問題，認為醫(yī)療保險對醫(yī)療資源不平等問題改善有限[7-11]。從上述研究可以看到，醫(yī)療保險對于減輕居民醫(yī)療負擔的可能性是存在的，但觀點不一致，甚至相沖突[12-14]。而當我國居民基本醫(yī)療保險覆蓋率超過96%以上時，越來越多的學者呼吁提高基本醫(yī)療保險的報銷比例和藥品覆蓋范圍[15]，但基于實際報銷比例對醫(yī)療保險賠付水平對被保險人醫(yī)療負擔的整體影響以及不同收入水平的異質性的研究很少[16]。

鑒于此，本文采用中國家庭追蹤調查（Chinese Family Panel Survey，簡稱CFPS）2010年和2014年數(shù)據(jù)，分析了新型農村合作醫(yī)療制度保障水平對參保居民醫(yī)療負擔的影響，并通過其滯后效應進行了穩(wěn)健性檢驗;進一步地，還通過不同收入家庭的異質性研究評估了醫(yī)療保險政策對參保居民的減負效果。

二、理論模型與研究假設

醫(yī)療保險對于參保居民的醫(yī)療消費會產生兩個方面的影響：一方面是由于醫(yī)療保險的報銷機制減少了參?；颊叩尼t(yī)療支出，等于變相地使得患者可以通過醫(yī)療保險獲得補償收入，可以當作一種“補償報銷收入”;另一方面，由于醫(yī)療保險的共付比例機制可以減輕參保群體的醫(yī)療負擔，這樣有利于激發(fā)患者的醫(yī)療消費需求，從而導致醫(yī)療消費需求得到釋放，可以視為一種“消費促進效應”[17]。從總的醫(yī)療消費支出來講，“補償報銷收入”效應有利于減少醫(yī)療消費支持，從而減輕患者的醫(yī)療負擔;而“消費促進效應”因為刺激了醫(yī)療消費需求，會導致總的醫(yī)療消費支出的增加。醫(yī)療保險對參保居民醫(yī)療負擔的最終影響，則取決于二者的平衡。

C.H=P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]? （1）

max U（H，I）

s.t. P.HX.H=C.H

B.H=C.H/I

其中，C.H表示醫(yī)療消費支出變量，P.H（R）表示醫(yī)療消費價格變量，H表示個體健康變量，I表示家庭收入變量，X.H[（P.H（R），H，I）]表示醫(yī)療需求數(shù)量變量，與醫(yī)療服務價格、健康程度和家庭收入有關。另外，假定個體的效用與健康和收入相關，并且在收入預算約束下實現(xiàn)自身效用的最大化。假定B.H表示醫(yī)療負擔，用醫(yī)療消費支出占家庭收入的比來衡量，則有

B.H=P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]/I

對R求一階導數(shù)得

B.HR=[P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]+

P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.HR]/I。

隨著醫(yī)療保險報銷水平提升，則會引起醫(yī)療消費支出的實際價格下降，即P.H（R）R<0。而由于醫(yī)療服務是正常品，隨著價格下降，那么個體對醫(yī)療服務的需求就會增加，則有X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）>0。若對式（6）進行分段，則前面的“報銷補償收入”效應=P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I的符號為負;后面的“消費促進”效應=P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.HRI的符號為負;整體效應的正負，則取決于個體醫(yī)療消費支出對收入的彈性。具體地講，對于高收入人群而言，由于其不受預算約束，因此他們的醫(yī)療需求對價格不敏感，則有

0

P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]<1

適當變形，得

0

X.H[P.H（R），H，I]

左右同乘P.H（R）R×1I，得

X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）I<

P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I

可以看出，對于高收入群體而言，其“報銷收入”效應大于“消費促進”效應[18]，則其醫(yī)療負擔對醫(yī)療服務價格的導數(shù)B.HR為負，即隨著醫(yī)療保險報銷比例的提升，醫(yī)療支出的負擔下降了;相反，對于受預算約束的低收入群體，由于這部分人的醫(yī)療消費需求對醫(yī)療價格非常敏感，則有

X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）X.H[P.H（R），H，I]>1

通過適當變形得

P.H（R）×X.H[P.H（R），H，I]P.H（R）×P.H（R）RI>

P.H（R）R×X.H[P.H（R），H，I]I

即“消費促進”效應大于“報銷收入”效應。那么，醫(yī)療負擔對醫(yī)療服務價格的導數(shù)B.HR為正，即隨著醫(yī)療保險報銷比例的提升，總的醫(yī)療支出的負擔反而上升了。

根據(jù)以上理論模型和推導結論，提出以下研究假說：（1）總體而言，隨著醫(yī)療保險報銷比例的提升，農村居民的就醫(yī)負擔可以得到緩解;（2）就低收入群體而言，醫(yī)療保險可以一定程度上減輕這部分人的醫(yī)療負擔;（3）：從收入異質性視角來看，農村居民就醫(yī)負擔隨著報銷比例提升的變化與其收入水平相關;假如醫(yī)療服務是正常品，由于高收入群體不受收入預算約束，那么醫(yī)療保險就可能具有“親富人”效應。在以下的實證中，先后對以上假說進行驗證：首先，農村參保居民的醫(yī)療支出隨著報銷比例變化而變化的情形;其次，考慮到收入異質性，不同收入水平的人受益程度會有很大差異，再次，探討不同收入家庭對于報銷比例的提升的敏感性情形;最后，通過尋求被解釋變量和核心解釋變量的替代變量來做穩(wěn)健性檢驗，采用被解釋變量的滯后一期變量作回歸以消除聯(lián)立因果引起的內生性問題。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

鑒于個體在受到健康風險沖擊時，一般抵御疾病風險的單位都是家庭，本文研究的新農合的保障水平對于農村居民醫(yī)療負擔的影響以家庭作為單位。由于中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)是對家庭經濟、個體人口特征、健康狀況、收入狀況、社會保障等的全面調查，且該數(shù)據(jù)覆蓋全國25個省/市/自治區(qū)涵蓋個體、家庭、社區(qū)三個層次的信息，代表性強，數(shù)據(jù)質量高，能夠較好地反映我國近年來經濟社會的發(fā)展變遷。本文采取中國家庭追蹤調查CFPS數(shù)據(jù)樣本是2010年和2014年家庭面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括家庭成員關系信息、家庭經濟信息和家庭醫(yī)療保障信息等內容，幾個部分獨立而又相互聯(lián)系，集中探討新農合對參保居民的保障效果。為了剔除逆向選擇的影響，在參與醫(yī)療保險的問題中只保留其成員全部參加“農村居民醫(yī)療保險”或部分參加“農村居民醫(yī)療保險”的家庭;然后以家庭為單位將家庭成員數(shù)據(jù)、家庭經濟數(shù)據(jù)、村鎮(zhèn)數(shù)據(jù)與個體數(shù)據(jù)對接，主要選取僅參加新農合和任何保險都未參加的家庭（剔除參加了其他醫(yī)療保險的家庭），并且剔除家庭人均收入小于0的異常值，最終得到的有效樣本數(shù)據(jù)12176份，6088個家庭樣本，并將數(shù)據(jù)整理為平衡面板數(shù)據(jù)。

（二）變量設置與統(tǒng)計性描述

文章希望通過實證研究檢驗新農合對參保居民的醫(yī)療負擔的影響。根據(jù)世界衛(wèi)生組織（2012）報告的觀點，醫(yī)療支出負擔可以用醫(yī)療支出占家庭消費總支出的比例來衡量，當家庭總消費數(shù)據(jù)有限時，可以采用家庭收入作為替代變量。在被解釋變量和核心解釋變量的構造和選取方面，進行以下界定：首先，在實證回歸中，采用家庭醫(yī)療支出作為被解釋變量醫(yī)療負擔的替代變量;在穩(wěn)健性檢驗中，則選取自付醫(yī)療支出和自付比例作為被解釋變量。其次，選取醫(yī)療保險的實際報銷比例作為核心解釋變量，并以“年度醫(yī)保報銷額/醫(yī)療支出”作為計算實際報銷比例的方法。在穩(wěn)健性檢驗中，則選擇實際報銷金額作為核心解釋變量，并且對該變量取對數(shù)處理：log（醫(yī)保補償金額+1）。另外，在解決內生性問題上，采用實際報銷比例和實際報銷金額的滯后一期數(shù)值作為解釋變量，來驗證其對醫(yī)療負擔的影響。再次，在控制變量的選取方面，參考Grossman（1972）健康生產函數(shù)[19]，主要選取以下變量：家庭人口規(guī)模、年齡、受教育程度、自評健康、男性成員占比、是否有黨員等，這些不同特征對參保居民醫(yī)療負擔的減輕與否有重要影響。在實證部分采用的變量以及統(tǒng)計性描述如表1。

四、實證結果與分析

（一）報銷比例對家庭實際醫(yī)療支出的影響

首先，為衡量醫(yī)療保險報銷比例對家庭實際醫(yī)療支出的影響，建立家庭實際醫(yī)療支出對于報銷比例回歸的模型：

ln housemedical.it=α.it+β.ihbxblnew.it+γX.it+

μ.i+ε.it （2）

其中，左邊因變量ln housemedical是對家庭實際醫(yī)療消費支出變量取對數(shù)，右邊解釋變量hbxblnew是新農合保險的家庭報銷比例，X是控制變量。表2為報銷比例對醫(yī)療支出影響的回歸結果，其中第（1）列為基準模型，第（2）列、第（3）列、第（4）列、第（5）列、第（6）列、第（7）列分別為不斷增加控制變量回歸的結果。

從以上回歸結果來看，報銷比例對參保家庭的醫(yī)療花費有顯著的負向影響。即使隨著控制變量的不斷增加，報銷比例對醫(yī)療花費支出依然存在顯著的影響，從表2中第（7）列中可以看出，當實際報銷比例增加1個百分點，家庭用于醫(yī)療費用的支出額減少約0.17個①百分點。從控制變量對被解釋變量的影響來看，首先，家庭人均年收入對于農村居民醫(yī)療保險參保家庭的醫(yī)療花費存在正面的影響;其次，家庭人口數(shù)量對醫(yī)療支出也存在非常顯著的影響，人數(shù)越多，增加了患病的風險數(shù)量，醫(yī)療花費的支出也將產生正面的影響;再次，老年人對家庭醫(yī)療的花費支出影響較大，因為老年人遭遇健康風險沖擊的概率高于年輕人，尤其是老年人慢性病頻發(fā)大大增加了家庭醫(yī)療支出的可能性;另外，自評健康較差也預示著疾病風險的增加，將可能導致更大的醫(yī)療支出概率;最后，地區(qū)經濟發(fā)展水平對該地區(qū)居民的家庭醫(yī)療支出有顯著的正效應。

總體而言，農村居民醫(yī)療保險的報銷水平越高，參?；颊攉@得的共付比例就越低，就越能從醫(yī)療保險中獲益更多，從而大大減輕醫(yī)療負擔，這也體現(xiàn)了醫(yī)療保險的報銷補償效應。不過，由于不同收入群體對醫(yī)療保險價格的敏感性差異，導致醫(yī)療保險消費效應存在差異。因此，醫(yī)療保險的報銷補償效應與消費促進效應孰大孰小，需要通過不同人群的醫(yī)療保險報銷比例分配來探討。

（二）醫(yī)療保險報銷利用的異質性問題

進一步地，本文分析收入對醫(yī)療報銷利用的異質性問題：將CFPS數(shù)據(jù)中家庭按照其人均凈年收入分位數(shù)fincome_per，將樣本家庭分成4組，分別從收入低到高由dumbinslowest（低收入組），dumbinslower（較低收入組），dumbinshigher（較高收入組），dumbinshighest（高收入組）表示，為了消除多重共線性，去掉其中一個表示較低收入組變量dumbinslower，同時加入收入組別與實際報銷比例的交叉項（即低收入組、較高收入組和高收入組分別與實際報銷比例的交叉項dumbinslowest×bxbl、dumbinshigher×bxbl、dumbinshighest×bxbl），對于醫(yī)療負擔的收入異質性，實證結果如表3所示。

ln zifumed.it=α.it+σ.itbxbl+

δ.itln fincome_per+μ.itdumbinslowest+

γ.itdumbinshigher+η.itdumbinshighest+

β.itdumbinslowestbxbl+θ.itdumbinshigherbxbl+

λ.itdumbinshighestbxbl+ε.it （3）

表3通過對收入變量進行分組，以分析不同收入水平下醫(yī)療保險報銷的差異性。其中，第（1）-（3）列回歸探討醫(yī)療保險報銷比例對自付金額的影響;第（4）-（6）列回歸則探討醫(yī)療保險報銷比例對醫(yī)療總花費的影響。

分析居民醫(yī)療保險報銷比例對不同收入水平下的家庭醫(yī)療負擔的差異性。研究發(fā)現(xiàn)隨著居民醫(yī)療保險的實施，實際報銷比例的增加，對于高收入家庭則促進了醫(yī)療的消費，進而獲得更多的醫(yī)療保險補償金額;而對于低收入群體而言，受收入預算線約束，即使有更高的報銷比例，但是自付門檻仍然超出了這部分群體的收入水平，從而抑制了其從醫(yī)療保險獲得更多的報銷補償，這部分群體并沒有從醫(yī)療保險政策中獲取更多的補償。

（三）穩(wěn)健性檢驗

前面通過將總的醫(yī)療費用支出作為被解釋變量來探討醫(yī)療報銷比例對醫(yī)療負擔的影響，在穩(wěn)健性檢驗部分，通過尋求被解釋變量的替代變量來進行穩(wěn)健性檢驗，用自付金額和自付比例作為醫(yī)療負擔的代理變量來進一步驗證醫(yī)療報銷比例對自付金額和自付比例的影響。同時，為了解決內生性問題，采用滯后一期報銷比例和當期醫(yī)療負擔作為回歸的自變量和因變量，這樣就可以解決當期報銷比例與保險花費的內生性問題。具體地，采用2010年的報銷比例變量和報銷金額變量、2014年的報銷比例變量和報銷金額變量，對2014年的自付比例和自付金額變量進行回歸，具體回歸方程為

Y.it=α.0+α.1X.it+α.2β.i+μ.i+ε.it （4）

其中，Y.it為參保新農合的自付金額變量或自付比例變量;i是參保個體，t是時間;X.it是與時間和個體相關的控制變量;β.i為解釋變量報銷金額（取對數(shù)+1）變量或報銷比例變量，以及滯后一期的報銷金額變量和報銷比例變量;μ.i是只隨個體i變化而不受時間影響的個體固定效應;ε.it為擾動項。表4是穩(wěn)健性檢驗的實證結果。

通過以上穩(wěn)健性檢驗的實證結果，可以看到，在采用自付金額和自付比例作為衡量醫(yī)療負擔的替代變量時，解釋變量報銷比例對被解釋變量自付金額變量和自付比例變量都呈現(xiàn)顯著的負面影響，這說明隨著報銷比例的增加，自付金額逐步降低，自付比例也下降。具體地，表4中第（1）列是當期報銷比例對當期自付金額的影響;第（2）列是滯后一期報銷比例對當期自付金額的影響;第（3）列則是當期報銷金額對當期自付比例的影響;第（4）列則是滯后一期報銷金額（對數(shù)值）對自付比例的影響。特別地，通過對比當期自付金額和自付比例，將滯后一期的報銷比例與當期自付比例進行回歸，發(fā)現(xiàn)報銷比例與自付金額和比例存在此消彼長的關系，并且剔除了當期的影響，這增加了說服力，提升了實證結論的穩(wěn)健性。

五、結論與政策建議

本文針對農村居民醫(yī)療保險，采用CFPS數(shù)據(jù)2010年和2014年的數(shù)據(jù)實證分析了醫(yī)療保險報銷比例的提升對于農村居民家庭醫(yī)療負擔的影響，可以得出以下結論：第一，總體而言，提升醫(yī)療保險的報銷比例有利于降低參保居民的自付比例，減輕醫(yī)療負擔。同時，提高報銷比例有利于提升參保群體獲得醫(yī)療消費的能力，有利于實現(xiàn)“有病可醫(yī)”。第二，異質性分析顯示，對于高收入群體而言，醫(yī)療保險的消費促進效應大于報銷補償效應。而對于低收入群體而言，在醫(yī)療保險報銷比例和范圍一定的情況下，家庭收入預算一定程度上抑制了醫(yī)療消費。

關于城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險的進一步完善方面，本文基于實證研究結果提出以下政策建議：首先，中央政府要進一步加大對基本醫(yī)療保險的財政資金補貼投入力度，各級政府也要加大配套資金投入，保證基本醫(yī)療保險基金的可持續(xù)發(fā)展。其次，要進一步完善基本醫(yī)療保險報銷制度和報銷流程，尤其是想辦法解決城鎮(zhèn)老年居民的異地報銷問題，更大程度上惠及更多的參保群眾。再次，需要進一步加大宣傳城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險和大病保險政策，提升低收入群體獲取報銷的能力，提升醫(yī)療保險對這部分群體的受惠程度，增強醫(yī)療保險的“親貧困”效應。

注釋：

① e-1.7821≈0.17。

參考文獻：

[1] Manning W G， Newhouse J P， Duan N， et al. Health insurance and the demand for medical care： Evidence from a randomized experiment[J]. The American economic review，1987，77（3）： 251-277.

[2] Annear P L， Wilkinson? D， Chean? M R，et al. Study of financial access to health services for the poor in Cambodia[R]. Melbourne：RMIT University， 2006.

[3] Finkelstein A， McKnight R. What did Medicare do？ The initial impact of medicare on mortality and out of pocket medical spending[J]. Journal of public economics， 2008，92（7）：1644-1668.

[4] Lei X， Lin W. The new cooperative medical scheme in rural China： Does more coverage mean more service and better health？ [J]. Health economics，2009，18（S2）：25-46.

[5] 程令國，張曄.“新農合”：經濟績效還是健康績效？ [J].經濟研究，2012，47（1）：120-133.

[6] Wagstaff A， Lindelow M， Jun G， et al. Extending health insurance to the rural population： An impact evaluation of China's new cooperative medical scheme[J]. Journal of health economics，2009，28（1）：1-19.

[7] 譚曉婷，鐘甫寧. 新型農村合作醫(yī)療不同補償模式的收入分配效應——基于江蘇、安徽兩省30縣1500個農村居民的實證分析[J].中國農村經濟，2010（3）：87-96.

[8] 封進，宋錚. 中國農村醫(yī)療保障制度：一項基于異質性個體決策行為的理論研究[J].經濟學（季刊），2007，6（3）：841-858.

[9] 侯志遠. 新型農村合作醫(yī)療福利效應研究——基于山東和寧夏六縣實證分析[D].濟南：山東大學衛(wèi)生管理與政策研究中心，2012.

[10]解堊. 與收入相關的健康及醫(yī)療服務利用不平等研究[J].經濟研究，2009，44（2）：92-105.

[11]白重恩，李宏彬，吳斌珍. 醫(yī)療保險與消費：來自新型農村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].經濟研究，2012，47（2）：41-53.

[12]曹乾，張曉. 社會醫(yī)療保險成本分擔制的制度效應——蘭德醫(yī)療保險實驗的啟示[J].中國衛(wèi)生經濟，2007，26（12）：81-84.

[13]封進，李珍珍. 中國農村醫(yī)療保障制度的補償模式研究[J].經濟研究，2009，44（4）：103-115.

[14]宋澤，何陽. 中老年消費不平等的度量與分解：來自CHARLS的經驗證據(jù)[J].財經理論與實踐，2019，40（3）：107-112.

[15]黃薇. 醫(yī)保政策精準扶貧效果研究——基于URBMI試點評估入戶調查數(shù)據(jù)[J].經濟研究，2017，52（9）：117-132.

[16]趙志剛，高啟杰. 農戶醫(yī)療需求的約束因素分析——以京郊農村為例[J].中國農村觀察，2006（3）：32-39，81.

[17]石安其琛. 基本醫(yī)療保險政策效果評估——基于家庭醫(yī)療負擔、消費、投資和收入的視角[D].北京：對外經濟貿易大學保險學院， 2018.

[18]周新發(fā)，王國軍. 新型農村合作醫(yī)療制度續(xù)保意愿實證研究[J].財經研究， 2014， 40（12）：102-112.

[19]Grossman M. On the concept of health capital and the demand for health[J].Journal of Political economy，1972，80（2）：223-255.

（責任編輯：厲 亞）

The Heterogeneity of Medical Insurance to Reduce

the Medical Burden of Rural Residents' Families：

Empirical Evidence from CFPS Data

ZHOU Xinfa1，2， SHI Anqichen3

（1. Regional Economic and Green Development Institute， Hunan Academy of Social Sciences，

Changsha，Hunan 410003，China; 2. School of Economics， Peking University， Beijing 100871，China;

3. School of Insurance， Shanghai Lixin College of Accounting and Finance， Shanghai 201209， China）

Abstract：Based on the data of Chinese family Panel Survey （CFPS）， this paper investigates the effect of reimbursement income and consumption promotion on the medical burden of rural residents' basic medical insurance. The results show that with further strengthening of the national medical insurance subsidy policy and the increase of reimbursement proportion， it is conducive to reduce the medical burden of rural residents' basic medical insurance families， especially the vulnerable families including the elderly and members with poor health. Furthermore， the heterogeneity analysis of families with different income levels shows that the low-income group is limited to the budget constraints， and the actual benefit from the basic medical insurance of rural residents is not as good as the middle and high-income groups. The new rural cooperative medical system has a certain degree of "pro-rich" effect.

Key words：basic medical insurance; medical burden; reimbursement level; "pro-rich" effect

收稿日期： 2021-04-10; 修回日期： 2021-07-19

基金項目： ?教育部人文社會科學研究青年基金項目（18YJC790239）、國家社會科學基金項目（19BGL203）、第62批博士后基金（2018M192094）

作者簡介： 周新發(fā)（1981—），男，湖南衡陽人，湖南省社會科學院助理研究員，北京大學經濟學院博士后，哈佛大學訪問學者，研究方向：醫(yī)療保險;石安其琛（1990—），女，博士，通訊作者，上海立信會計金融學院保險學院講師，研究方向：社會保障。