李 放，章 蓉

(南京農業(yè)大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095)

一 引 言

在我國“三縱三橫”的醫(yī)療保障體系中,位于核心層的醫(yī)療保險,在解決百姓看病貴、提高人民群眾滿意度、維護社會安定方面起到了關鍵性的作用。1998年，《國務院關于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險制度的決定》發(fā)布，此后，我國僅僅使用二十多年時間就建成了世界上最大的醫(yī)療保障體系,造福了占世界人口19%左右的中國人民。2020年3月,《中共中央 國務院關于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》指出,要在2030年底之前,全面建成以基本醫(yī)療保險為主體,醫(yī)療救助為托底,補充醫(yī)療保險、商業(yè)健康保險、慈善捐贈、醫(yī)療互助共同發(fā)展的醫(yī)療保障制度體系[1]。商業(yè)健康保險作為基本醫(yī)療保險的補充，同樣在我國醫(yī)療保障事業(yè)中發(fā)揮著重要作用。新型農村合作醫(yī)療(以下簡稱“新農合”)(1)國家制度上，新型農村合作醫(yī)療已經與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險整合為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，但因本文重點研究農村居民，所以還是沿用“新農合”一詞，主要是針對農村居民的基本醫(yī)療保險，2003年開始在中國農村地區(qū)實施，之后被廣泛推廣與使用，在減輕農民就醫(yī)負擔，特別是突發(fā)重特大疾病導致家庭陷入困境等方面發(fā)揮了巨大作用，但新農合的保障水平有限，與之相補充的商業(yè)健康保險允許購買人根據自身的經濟水平和需求狀況自由選擇套餐，這能夠在一定程度上彌補基本醫(yī)療保險保障水平有限的不足。中國農村戶籍人口比重大，商業(yè)健康保險最大的潛在市場是新農合已經覆蓋的人群，在人口老齡化的背景下，農村中老年居民的醫(yī)療保健需求不斷增大，因此商業(yè)健康保險在我國農村醫(yī)療保障體系中能否充分發(fā)揮作用，直接關系農村居民的身體和心理健康以及商業(yè)健康保險的發(fā)展壯大[2][3][4]。

新農合和商業(yè)健康保險之間究竟關系如何[5-7]？有觀點認為新農合和商業(yè)健康保險之間是替代關系，由于家庭收入有限，購買了新農合的居民可能不會再購買商業(yè)健康保險，新農合的發(fā)展會在一定程度上擠出商業(yè)健康保險[8]。另一種觀點則認為新農合和商業(yè)健康保險之間是互補關系，新農合通過門診以及住院費用報銷等相關手段，可以有效降低農村中老年居民的醫(yī)療支出成本[9]。新農合補償了醫(yī)療費用，節(jié)約了居民醫(yī)療開支，增強了居民健康保健意識，促進商業(yè)健康保險的購買?？梢姡壳皩W術界對新農合究竟是推動了農村商業(yè)健康保險的發(fā)展還是擠占了商業(yè)健康保險的發(fā)展空間，新農合的參保是否會影響商業(yè)健康保險購買等問題，尚未形成一致結論，因而值得進一步探究。此外,現存的文獻中有關新農合對商業(yè)健康保險影響效應的定量分析文章并不多,且缺少區(qū)分人群的影響效應與影響程度的深入考察。

相比于以往文獻，本文最大的不同之處在于：一是以農村中老年群體為研究主體，分析新農合對該主體商業(yè)健康保險購買的影響。與青壯年相比，中老年人的機體功能下降，更容易遭受疾病的困擾，對醫(yī)療保健的需求增加，對于醫(yī)保的需求更加迫切，所以本文將主要分析新農合如何影響農村45歲及以上中老年人購買商業(yè)健康保險的情況。二是選用最新調查數據進行定量分析。新農合從2003年開始在中國農村試點，其與商業(yè)健康保險的關系必然隨著新農合政策的普及與廣泛使用發(fā)生相應的變化，因而選用新農合實施10年后發(fā)展較為成熟與穩(wěn)定的2013年和最新2018年的調查數據，能夠得到參加新農合與商業(yè)健康保險購買之間更加穩(wěn)定的關系。三是選用PSM-DID模型來分析，在一定程度上解決內生性的問題。在目前不多的定量分析的文獻中，大部分學者[10][11]使用了DID模型，但在DID模型中，處理組與控制組的劃分應該是樣本群受到一個外生的沖擊(SHOCK)，而農戶是否選擇參加新農合是自愿的行為，具有自選擇性偏誤，而DID對這類偏誤是無法解決的。所以，本文在DID模型的基礎之上選用傾向匹配的雙重差分方法來進行處理，使研究結論更加具有可靠性。

二 數據來源與研究方法

(一)數據來源

本文的數據來源于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(China Health And Retirement Longitudinal Study，CHARLS)。CHARLS由北京大學國家發(fā)展研究院主導，主要收集中國45歲及以上中老年人家庭和個人的數據。2011年在全國開展基線調查，后續(xù)調查分別于2013年、2015年和2018年進行。調查內容包括個人基本信息、健康狀況、醫(yī)療服務利用和醫(yī)療保險等。這為本文探究新農合對農村中老年居民購買商業(yè)健康保險的影響提供了豐富而連續(xù)的數據支撐。本文選取了2013年和2018年兩年的調查數據，通過匹配，把樣本分為控制組和實驗組進行對比研究。

(二)變量選取與說明

本文所指新農合對商業(yè)健康保險購買的影響是指新農合對商業(yè)健康保險購買率的影響，研究依據問卷調查得到的商業(yè)健康保險購買情況。主要解釋變量為“是否參加新農合”，根據調查問卷中“目前您本人是否參加了以下醫(yī)療保險？”，在戶籍類型為農村居民的樣本中，將選擇新農合或城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(新農合與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險的整合)的樣本定義為參保，取值為1，不參加的樣本賦值為0。本文的被解釋變量為“個人是否購買商業(yè)健康保險”，選擇購買商業(yè)健康保險的樣本取值為1，未購買設置為0,從而進一步得到商業(yè)健康保險的購買率。在剔除城市戶籍、相關變量缺失值和異常值的同時，將樣本按照2018年是否參加新農合分為控制組(未參加)和實驗組(已參加)。調查根據2013年樣本信息，將2013年樣本分為控制組(2018年未參加的樣本)和實驗組(2018年已參加的樣本)，并比較2013年和2018年控制組和實驗組之間目標指標的變化。篩選后，對照組710人，實驗組866人，兩年樣本3152人。

依據相關的文獻研究,選擇了個體相關特征(年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度)、家庭相關特征(家庭人均年收入)、健康相關特征(自評健康狀況、過去四周是否患病、過去四周醫(yī)療利用、是否患有慢性病)、地區(qū)相關特征以及能夠代表健康狀況因素的吸煙、喝酒等作為控制變量[11][12]。

控制組與實驗組各變量的描述性統(tǒng)計見表1：從是否購買商業(yè)健康保險上看，2013年控制組比實驗組商業(yè)健康保險的購買率高2.5%，而2018年實驗組商業(yè)健康保險的購買率比控制組高2.2%，且分別在1%和5%的顯著水平上顯著。

表1 變量賦值及描述性統(tǒng)計

其他控制變量方面,2013年控制組和實驗組在性別、受教育程度、婚姻狀況、是否患有慢病上存在顯著差異。2018年控制組和實驗組在性別、受教育程度、婚姻狀況、家庭人均年收入、自評健康狀況、過去四周是否患病、是否患有慢性病上存在顯著差異。個體相關特征與家庭相關特征方面,2013年控制組與實驗組樣本對象的平均年齡均略高于59歲，其中男性分別占48.8%與54.4%；自評健康狀況的變量均值分別為1.626和1.678，表明樣本對象的健康狀況位于“好”和“一般”之間；兩組平均受教育程度均不高，大約為小學水平；在地區(qū)相關特征方面，總體上樣本分布比較均勻，西部地區(qū)的有效樣本量相對較多；另外,相較于控制組,實驗組表現出女性偏少、自評健康狀況相對較好、家庭年收入偏低、受教育程度偏低等特征。2018年實驗組與控制組樣本基本情況與2013年相似。從2013年與2018年整體情況上看，自評健康狀況、是否患有慢性病的變量均值實驗組比控制組高，表明信息不對稱的存在可能導致逆向選擇的問題。

(三)模型設定

1．面板固定效應模型

本文主要研究參加新農合前后即不同時間點上新農合對農村中老年人購買商業(yè)健康保險的影響，因而采用目前常用的面板數據模型。同時考慮到被解釋變量個體是否購買商業(yè)健康保險為0-1二分類變量，且經過Hausman檢驗和F統(tǒng)計量檢驗，二者都拒絕了原假設,因而本文選用面板固定效應模型進行估計。數據與模型如下:

CHIit=α1+α2Cit+α3Xit+εit

(1)

式(1)中，下標i表示農村中老人個體，t表示時期；變量CHIit表示農村中老年人Xit在t年(t=2013年或2018年)是否購買了商業(yè)健康保險，購買為1，未購買為0；Cit代表農村中老年人是否參加新農合，參加為1，未參加為0；Xit為控制變量，包括農村中老年人年齡、性別、受教育程度、家庭人均年收入等特征變量；α1代表截距項；εit為隨機誤差項。

2．雙重差分傾向得分匹配模型(PSM-DID)

雙重差分法(Difference-in-Differences)是指實驗組的平均變化量與控制組的平均變化量之間的差值。采用雙重差分法可以實現實驗組和控制組在商業(yè)健康保險購買上的差異對比，進而得到新農合的實施對商業(yè)健康保險購買有影響的結論。雙重差分傾向得分匹配實質上是在對DID之前的控制組和實驗組進行匹配，在一定程度上減少樣本自選擇問題對結果產生的影響。本文假設實驗前2013年的時期為t′，實驗后2018年的時期為t。在實驗尚未開始的2013年，實驗組和控制組的全部對象的結果均為y0t′。2018年，實驗已經發(fā)生，實驗組的結果為y1t，控制組的結果為y0t。數據模型與具體方法如下：

(2)

式(2)中，集合Sp表示共同取值范圍，I1={i:Di=1}(實驗組的集合)，I0={i:Di=0}(控制組的集合)，N1為集合I1∩Sp所包含的實驗組的個數，而w(i,j)為對應于配對(i,j)的權重[13]557-559。

3．面板門檻回歸模型

為了更有效探索新農合對農村中老年人購買商業(yè)健康保險的影響，本文在前文的基礎之上以農村居民不同收入水平作為門檻變量，基于Hansen(1999)提出的固定效應門限回歸模型。此模型中，門限值以殘差平方和最小化來確定,并在此基礎上檢驗門限值的顯著性。具體模型與方法如下：

Yit=αi+β1Xit×I(qit≤γ)+β2Xit×I(qit>γ)+μXit+εit

(3)

式(3)中，Yit表示農村中老年居民i不同時間的t′商業(yè)健康保險購買情況；Xit為新農合狀況；Xit為模型的控制變量；qit代表收入水平的門檻變量，由農村中老年居民人均年收入來代表；αi為常數項；β1、β2、μ為待估參數，εit為干擾項，Ι( )為示性函數，當括號內的表達式為真，取值為 1，否則取值為 0；γ為門檻值。

三 實證分析

(一)基本結果分析

1．商業(yè)健康保險購買率前后對比

2013年與2018年參加新農合前后，農村中老年人對商業(yè)健康保險的購買率變化如表2所示。由表2可以看出，2013年購買商業(yè)健康保險的農村居民中有33.3%來自實驗組，2018年購買商業(yè)健康保險的農村居民中有62.5%來自實驗組；2013年實驗組中購買商業(yè)健康保險的比例為1.40%，對照組為3.40%；2018年實驗組中購買商業(yè)健康保險的比例為8.10%，控制組為5.90%。實驗組和控制組購買商業(yè)健康保險的比率都是2018年比2013年高。

表2 參合組(實驗組)與未參合組(控制組)商業(yè)健康保險購買率比較

2．基準結果分析

使用面板固定效應模型的分析結果見表3。模型1-4分別為逐步加入個體相關特征、家庭相關特征、健康相關特征以及地區(qū)相關特征的估計情況。從表3可以看出，主要解釋變量是否參加新農合的系數均為正，且在1%的水平上顯著，說明參加新農合對中老年人購買商業(yè)健康保險具有一定的促進作用。在逐步加入個人相關特征、家庭相關特征、健康相關特征以及地區(qū)相關特征后，固定效應模型的估計系數幾乎沒有太大改變，說明參加新農合對中老年人商業(yè)健康保險購買率的影響效果是有意義的。

表3 新農合對商業(yè)健康保險購買的面板固定效應模型估計結果

其他控制變量方面，中老年人購買商業(yè)健康保險的年齡系數為負，說明農村居民購買商業(yè)健康保險的概率隨年齡的增長而減小。這是由于一方面相比年輕人，農村老年人思想相對守舊落后，對商業(yè)健康保險公司不信任，不能接受自己花錢購買商業(yè)健康保險；另一方面與年輕人相比，農村老年人沒有穩(wěn)定的經濟來源，沒有能力購買商業(yè)健康保險，保險公司對老年人購買健康保險的條件也更加苛刻。在性別方面，女性居民購買商業(yè)健康保險的概率低于男性居民，這可能因為在我國農村傳統(tǒng)家庭中，男性工作獲得的收入就是家庭的全部經濟來源，因而在家庭中擁有更多的話語權，但也承擔更大的家庭經濟壓力，因而更加關注健康，也可能是受長久以來農村重男輕女的思想影響。文化程度越高，購買商業(yè)健康保險的意愿越強，也就是說，文化程度越高，商業(yè)健康保險的接受度越高，這與章丹、徐志剛等一些學者的研究結果是一致的[14]。相比于健康人群，自評健康狀況越差的人購買商業(yè)健康保險的概率越大，隨著收入的增加，購買商業(yè)健康保險的人數也在增加。在醫(yī)療保健方面，患有慢性病、過去四周患病及醫(yī)療利用率高的居民購買商業(yè)健康保險的概率相對較高。與西部地區(qū)相比，中東部地區(qū)的居民更傾向于購買商業(yè)健康保險，說明經濟發(fā)達程度是居民是否購買商業(yè)健康保險的影響因素之一，且二者成正比。此外，婚姻、吸煙、喝酒對是否購買商業(yè)健康保險的影響不顯著。這可能是由于本研究中農村中老年人的婚姻狀態(tài)主要為在婚，此外，吸煙、喝酒對健康的危害是一個漫長的漸變過程，在短時間內不容易被感知。

(二)有效性與內生性分析

1．有效性檢驗

先對模型進行有效性分析,是檢驗雙重差分傾向得分匹配(PSM-DID)估計能否使用的前提。本文采用傾向得分匹配方法(PSM)來檢驗數據的平衡性。具體方法如模型設定2中所述。為了確保得到可靠的匹配結果就需要保證匹配后,參合組和未參合組所有控制變量的T檢驗均變得不顯著。表4報告了根據傾向得分值,選取K近鄰匹配(K=1)的檢驗結果,從表中可以看出，經過匹配之后，各控制變量的標準偏誤數值均小于10%,且各變量的偏誤比例均有不同程度的消減。另外,兩組變量匹配后差異t值以及P值均表明無法拒絕參合組與未參合組之間差異為零的原假設,說明兩組樣本在各變量處的均值此刻已經比較相近,變量之間已不存在顯著性差異,匹配取得了良好的成效。局部線性回歸匹配、核匹配法以及半徑匹配法的檢驗結果均與表4中的結果相似,本文僅列出其一。

表4 平衡性檢驗結果

2．內生性檢驗

上述面板固定效應模型在處理不易觀察且不隨時間變化而變化的因素對農村中老年人購買商業(yè)健康保險的影響時效果較好，但模型回歸結果可能還會受到不可觀察但隨時間變化而變化的因素的干擾，以及變量缺失導致的相關內生問題?？紤]到PSM-DID模型能夠解決上述問題，因此本文接下來使用PSM-DID模型實證檢驗新農合對農村中老年人購買商業(yè)健康保險影響的穩(wěn)健性。

新農合對農村中老年人購買商業(yè)健康保險的PSM-DID回歸結果見表5。從表5中可以看出，參加新農合大大增加了農村中老年人購買商業(yè)健康保險的比例。傾向匹配雙重差分結果顯示平均處理效應(ATT)的系數估計值為0.042，且在1%的水平上顯著，說明新農合的參加對商業(yè)健康保險的購買具有促進作用。具體來看，2013年參加新農合前，實驗組農村中老年人購買商業(yè)健康保險的概率為0.014，控制組農村中老年人購買商業(yè)健康保險的概率為0.034，控制組農村中老年居民購買商業(yè)健康保險的概率顯著高于實驗組居民。2018年，參加新農合后，控制組農村中老年居民購買商業(yè)健康保險的概率為0.059，實驗組農村中老年居民購買商業(yè)健康保險的概率為0.081，雖然實驗組和控制組農村中老年居民購買商業(yè)健康保險的概率在一定程度上均有所增加，但是實驗組增加的幅度顯著大于控制組。

表5 新農合對商業(yè)健康保險購買的影響(PSM-DID)

(三)門檻效應模型

1．門檻效果檢驗

觀察F檢驗統(tǒng)計量和“自抽樣法”得到的P值如表6所示。從檢驗結果可以看出，單閾值和三閾值檢驗結果不顯著，雙閾值顯著。因此，面板閾值效應模型將基于雙閾值進行分析。

表6 門檻效果檢驗

2．收入門檻效應

不同收入水平下新農合對商業(yè)健康保險影響的雙重門檻效應模型的檢驗結果見表7。從表中可以看出，當收入小于等于7278元時，人均新農合收入系數為正，在10%的水平上顯著；當收入大于7278元但小于16288元時，人均新農合收入系數為正，在5%的水平上顯著； 當收入大于16288元時，人均新農合收入系數仍然為正，且在1%的水平上顯著。這說明隨著農村整體經濟水平的提高，家庭個體收入也會隨之增長，新型農村合作醫(yī)療必然會推動商業(yè)健康保險在農村地區(qū)的全面高水平發(fā)展。

當農村居民收入水平普遍較低時，新農合在促進商業(yè)健康保險的發(fā)展上作用有限，這主要是由于受到經濟條件的限制，居民對商業(yè)健康保險有購買欲望卻沒有充足的購買能力。當收入增高到一定標準后，農村居民對商業(yè)健康保險的需求有經濟做支撐，健康意識不斷增強，新農合對商業(yè)健康保險的促進作用也變得更加顯著。

表7 新農合的門檻效應

四 結論及政策啟示

本文使用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查2013年和2018年兩年面板數據，采用面板固定效應模型、PSM-DID模型和面板門檻回歸模型考察了新農合對農村中老年人商業(yè)健康保險購買的影響，通過以上研究得出：其一，新農合的實施不僅沒有排擠商業(yè)健康保險市場，反而對中老年人參與商業(yè)健康保險具有很好的引導和促進作用。如表3中所示，交互項時間*實驗組的系數都顯示為正，并且在1%的水平上顯著，表明參加新農合的農村居民更傾向于選擇購買商業(yè)健康保險。其二，新農合在促進農村中老年人購買商業(yè)健康保險上受收入水平影響較大。隨著居民收入的增加，促進作用越來越顯著。

以上結論的政策啟示：一是新農合制度對購買商業(yè)健康保險具有一定的促進作用，購買商業(yè)健康保險在農村醫(yī)療保障體系中也具有十分重要的輔助作用。新農合滿足農村居民基本醫(yī)療保健需求，商業(yè)健康保險保障農民個性化醫(yī)療服務需求，要妥善處理好兩種醫(yī)療保險的關系，就要逐步弱化兩者之間的競爭關系，更好地發(fā)揮商業(yè)健康保險的補充功能，實現新農合與商業(yè)健康保險的合作共贏。二是農村醫(yī)療保障網想要更好地為農村居民服務，首先就要增加農村居民的收入，同時，還要大力增強基本醫(yī)療保險、商業(yè)健康保險、大病醫(yī)療保險、醫(yī)療救助等各類醫(yī)療保險保障內容、保障水平之間的互補與銜接，全面提高重特大疾病和多元醫(yī)療保健需求的保障水平。三是加快農村商業(yè)健康保險發(fā)展，要豐富和完善農村市場健康保險產品的供給，鼓勵商業(yè)健康保險公司多開發(fā)與新農合相銜接且適宜農村中老年人群體的物美價廉的險種，更加關注農村中老年人群體的醫(yī)療保障需求。