顧 昕，惠 文

(1.浙江大學(xué) 社會治理研究院，浙江 杭州 310058；2.浙江大學(xué) 民生保障與公共治理研究中心，浙江 杭州 310058；3.浙江大學(xué) 公共管理學(xué)院，浙江 杭州 310058)

一、引 言

黨的二十大報(bào)告明確指出，中國式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化，實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕是中國式現(xiàn)代化的本質(zhì)要求之一。健全再分配調(diào)節(jié)機(jī)制是完善分配制度的重要內(nèi)容，社會保障是再分配的重要手段，也是扎實(shí)推進(jìn)共同富裕的基礎(chǔ)性制度安排。從新時代推進(jìn)全體人民共同富裕的實(shí)踐要求來看，社會保障進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，關(guān)鍵問題之一是強(qiáng)化其再分配功能，使之成為更加公平的社會風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)傊贫萚1]，這也是黨的二十大報(bào)告對完善分配制度和健全社會保障體系的重要要求。醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡稱“醫(yī)?！?是社會保障制度的重要組成部分，充分發(fā)揮醫(yī)保的再分配效應(yīng)對實(shí)現(xiàn)全體人民共同富裕具有重要意義。

醫(yī)保的再分配效應(yīng)主要體現(xiàn)為兩個方面：一方面是高額醫(yī)療費(fèi)用經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的分?jǐn)?；另一方面是醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的降低。因病致貧被公認(rèn)為主要的貧困決定因素[2]，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕的最大阻礙因素之一，因而醫(yī)保體系能否通過報(bào)銷或補(bǔ)償模式的完善，有效遏制患病民眾家庭因高額醫(yī)療支出導(dǎo)致收入或財(cái)富銳減甚至因病致貧[3]，是醫(yī)保高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。與此同時，健康不平等與收入不平等具有某種相關(guān)性[4]，健康狀況不佳往往與貧困或低收入相伴，這導(dǎo)致貧困群體或低收入群體的醫(yī)療支出相對較高；換言之，醫(yī)療支出本身就具有負(fù)向再分配效應(yīng)，會拉大低收入群體與中高收入群體之間的貧富差距。提升醫(yī)保體系的縱向公平，即強(qiáng)化其有利于低收入群體的再分配功能，降低醫(yī)療支出本身的負(fù)向再分配效應(yīng)，對于助力共同富裕的實(shí)現(xiàn)有重要意義。

中國自2003年開始陸續(xù)推進(jìn)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度建設(shè)，到2012年基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)現(xiàn)全覆蓋，全民醫(yī)?；緦?shí)現(xiàn)。這意味著醫(yī)保在醫(yī)療費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)偟囊饬x上實(shí)現(xiàn)了基本的橫向公平，即居民的醫(yī)療費(fèi)用風(fēng)險(xiǎn)都能得到一定分?jǐn)?。但是，對于中國全民醫(yī)保在促進(jìn)縱向公平上到底發(fā)揮了什么樣的作用，既有研究并未得出一致結(jié)論。尤其重要的是，由于醫(yī)療支出本身呈現(xiàn)縱向不公平，醫(yī)保給付是否能降低醫(yī)療支出產(chǎn)生的負(fù)向再分配效應(yīng)，成為研究的焦點(diǎn)。

自黨的十八大以來，中國全民醫(yī)保取得突破性進(jìn)展，整體保障水平不斷提高，促進(jìn)公平并助力共同富裕的改革舉措不斷推出。例如，2016年啟動整合城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療兩項(xiàng)制度，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度。但是，既有醫(yī)保再分配效應(yīng)文獻(xiàn)對2013年以后全國代表性數(shù)據(jù)的分析極少，也極少通過跨時分析考察醫(yī)保再分配效應(yīng)的變化情況。

綜上所述，本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，本文采用具有全國代表性的中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年和2019年數(shù)據(jù)，分析全民醫(yī)保時代醫(yī)保再分配效應(yīng)及其跨時變化。新冠肺炎疫情的暴發(fā)對醫(yī)療服務(wù)的正常運(yùn)行造成沖擊，導(dǎo)致2020—2022年診療服務(wù)、住院服務(wù)量和醫(yī)療機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)收入較2019年都有所下降，將2019年數(shù)據(jù)納入分析有助于透視現(xiàn)狀。第二，本文采用多種不平等測度及其分解方法分析了全民醫(yī)保再分配效應(yīng)、成因和發(fā)生機(jī)制。第三，鑒于中國醫(yī)保主要存在三種基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度，(1)當(dāng)然，在這三種醫(yī)保制度之外還有商業(yè)健康保險(xiǎn)，但由于其參保者人數(shù)、籌資和給付水平的占比較低，本文暫不納入分析。即公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡稱“職工醫(yī)?！?、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡稱“居民醫(yī)?！?，本文通過對三種制度的橫向比較，考察醫(yī)保制度間再分配效應(yīng)的異質(zhì)性及其變化。第四，本文從改善再分配效應(yīng)的視角對全民醫(yī)保體系高質(zhì)量發(fā)展的政策加以模擬，使醫(yī)保對共同富裕的助力建立在經(jīng)驗(yàn)研究的基礎(chǔ)之上。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)國外關(guān)于收入不平等、健康不平等與醫(yī)保再分配效應(yīng)的研究

國外有關(guān)再分配效應(yīng)研究集中考察稅收和社會政策(包括社會保障)對收入不平等的影響[5-6]，而關(guān)于醫(yī)保再分配效應(yīng)的研究是后一類研究的一部分。許多再分配效應(yīng)的分析思路以及測度方法源于稅收研究，而且對于社會政策再分配效應(yīng)的分析也常常以稅收為比較標(biāo)桿。

關(guān)于醫(yī)保再分配效應(yīng)的分析，關(guān)注點(diǎn)可主要分為籌資和給付兩個方面。醫(yī)?；I資往往嵌入在福利國家籌資的整體體制之中，而不同類型的福利制度影響著福利國家籌資的整體再分配效應(yīng)，醫(yī)保籌資與之相順應(yīng)。醫(yī)保本身是否能成為一種再分配政策工具，在很大程度上取決于其嵌入于何種福利體制，如基于稅收還是基于社會保險(xiǎn)，以及福利體制的籌資本身是否具有累進(jìn)性[7]。有鑒于此，國外文獻(xiàn)基本上并不單獨(dú)分析醫(yī)?；I資的再分配效應(yīng)，而是將這個問題嵌入在對社會保障再分配效應(yīng)的研究之中[8]。就給付而言，醫(yī)保也不同于其他社會轉(zhuǎn)移項(xiàng)目。醫(yī)保給付(或從受益人角度來看，即醫(yī)療支出補(bǔ)償或報(bào)銷)基于實(shí)際醫(yī)療費(fèi)用，實(shí)際醫(yī)療費(fèi)用則與受益人的醫(yī)療服務(wù)需求有關(guān)，理論上與受益人及其家庭的收入水平無關(guān)，而其他社會轉(zhuǎn)移支付項(xiàng)目無論從理論還是實(shí)際操作來看都與受益人及其家庭的收入水平有關(guān)。更為重要的是，醫(yī)保給付的實(shí)際操作只能同醫(yī)療費(fèi)用掛鉤，無法考慮到患者家庭的收入情況，這在理論上難以成為一種再分配的工具。因此，有關(guān)醫(yī)保再分配效應(yīng)集中在籌資分析之上[9-10]。

按常理判斷，在一個具有相當(dāng)規(guī)模的群體中，個體患病與否、患病種類及其醫(yī)療費(fèi)用多寡具有隨機(jī)性，與其社會經(jīng)濟(jì)狀況無關(guān)，而醫(yī)保給付在制度設(shè)計(jì)和實(shí)際操作上難以實(shí)現(xiàn)濟(jì)貧性。事實(shí)上，在幾乎所有實(shí)現(xiàn)了全民醫(yī)保的發(fā)達(dá)國家以及不少發(fā)展中國家中，公立醫(yī)保的給付規(guī)則對所有參保者來說都是一樣的，因而對醫(yī)保給付的再分配效應(yīng)進(jìn)行分析乍看起來沒有多大意義。這一點(diǎn)可以解釋在國外文獻(xiàn)中，對醫(yī)保給付再分配效應(yīng)的專門研究近乎是缺失的。

但是，這種常理判斷至少會屏蔽一件重要的事情，即由于種種原因，醫(yī)療支出本身的不平等具有負(fù)向再分配效應(yīng)，而醫(yī)保降低這一效應(yīng)的功能究竟有多強(qiáng)仍值得研究。在個體層面上，患病和醫(yī)療費(fèi)用發(fā)生固然具有隨機(jī)性，但在群體層面上并非如此。以營養(yǎng)衛(wèi)生條件、教育水平、醫(yī)療服務(wù)可及性和社會生活質(zhì)量等因素為中介，收入不平等與健康不平等具有相關(guān)性[4]，兩者之間極有可能互為因果。大量經(jīng)驗(yàn)研究證實(shí)了“健康—收入分層”現(xiàn)象[11]，即個體健康水平隨收入水平的提高而提高[12]。2015年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主Deaton[13]揭示，由于創(chuàng)新技術(shù)或產(chǎn)品的市場價(jià)格高昂，低收入群體實(shí)際上難以平等快速地享受到健康進(jìn)步的成果。Deaton擔(dān)憂的是，健康不平等的重要因素之一是醫(yī)療衛(wèi)生健康領(lǐng)域的科技成果分享不均，但正如市場力量推動的經(jīng)濟(jì)增長并不一定能帶來降低收入不平等的涓滴效應(yīng)一樣，科技驅(qū)動的健康進(jìn)步成果也不一定能對健康不平等產(chǎn)生涓滴效應(yīng)。如果沒有保障水平較高的全民醫(yī)保體系，或者醫(yī)保體系對科技進(jìn)步成果的覆蓋速度較慢，那么低收入者被迫為技術(shù)進(jìn)步付出相對較高的醫(yī)療費(fèi)用而得不到補(bǔ)償?shù)目v向不公現(xiàn)象是頗為常見的。因此，考察醫(yī)保給付是否具有降低醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的功能以消解Deaton的擔(dān)憂，無論在學(xué)術(shù)還是在實(shí)踐中，都是有意義的。

(二)國內(nèi)關(guān)于醫(yī)保再分配效應(yīng)的研究

盡管中國醫(yī)保在實(shí)現(xiàn)全民覆蓋上取得舉世矚目的成就，但由于制度結(jié)構(gòu)的差異性和行政管理的地方性，中國醫(yī)保呈現(xiàn)碎片化，致使參保繳費(fèi)和給付結(jié)構(gòu)的規(guī)則在不同地區(qū)、不同身份的群體之間千差萬別，導(dǎo)致制度失調(diào)和運(yùn)轉(zhuǎn)不良[14]。體現(xiàn)在醫(yī)?；I資和給付上的差別，會對既有收入不平等產(chǎn)生進(jìn)一步再分配效應(yīng)，因而醫(yī)保再分配效應(yīng)在國內(nèi)學(xué)術(shù)界成為一個研究課題，這是中國學(xué)者對社會保障再分配效應(yīng)作出的一份貢獻(xiàn)。這一貢獻(xiàn)的學(xué)術(shù)意義和現(xiàn)實(shí)意義在共同富裕視域下更為真切。

中國醫(yī)保的籌資存在著累退性，基于對籌資規(guī)則的分析即可透視這一點(diǎn)。有關(guān)中國醫(yī)保再分配效應(yīng)的英文論文，都集中分析籌資公平性[15-17]。有關(guān)中國醫(yī)保再分配效應(yīng)的中文論文絕大多數(shù)并不以籌資為重點(diǎn)，為數(shù)不多的醫(yī)?；I資方面的實(shí)證分析不出意外地證明了大家公認(rèn)的判斷，也能為這一判斷增添一些有信息量的細(xì)節(jié)[18-19]。

醫(yī)保給付或報(bào)銷的再分配效應(yīng)看起來較為復(fù)雜，因而相關(guān)研究眾多。部分研究將醫(yī)保報(bào)銷視為一種轉(zhuǎn)移性收入，采用不同的方法對各種不同的數(shù)據(jù)加以分析，發(fā)現(xiàn)這一轉(zhuǎn)移性收入縮小了收入不平等，因而認(rèn)定醫(yī)保有正向再分配效應(yīng)[20-21]，當(dāng)然，這種正向再分配效應(yīng)在醫(yī)保體系發(fā)展早期微不足道[22]。但更多文獻(xiàn)卻得出了相反的結(jié)論，即醫(yī)保對收入具有負(fù)向再分配效應(yīng)。

既有研究結(jié)論看起來莫衷一是，但其實(shí)并非不一致。表面上莫衷一是的根源在于不同文獻(xiàn)在分析對象和結(jié)論表述上缺乏有效的對話和印證。這體現(xiàn)在很多實(shí)證研究的文獻(xiàn)綜述一般停留在對既有文獻(xiàn)結(jié)論的簡單羅列，缺乏對其中不一致地方的具體分析。具體而言，產(chǎn)生上述分歧的原因有如下兩點(diǎn)：

一是在再分配效應(yīng)的界定和分析對象上存在差異。如前所述，將醫(yī)保報(bào)銷視為一種轉(zhuǎn)移性收入，分析納入這筆收入前后收入不平等的狀況，會得出醫(yī)保報(bào)銷有正向再分配效應(yīng)的結(jié)論，而考察醫(yī)保報(bào)銷后患者自付對初始收入分配產(chǎn)生的影響，則會得出相反的結(jié)論[23-24]。其實(shí)這兩個乍看起來相反的結(jié)論并非不一致，因?yàn)榍罢咚治龅脑俜峙湫?yīng)僅就醫(yī)保報(bào)銷前后的影響而言，而后者則是比較醫(yī)保報(bào)銷后最終狀態(tài)與醫(yī)療支出發(fā)生前初始狀態(tài)，并發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出本身擴(kuò)大了收入不平等，而醫(yī)保報(bào)銷降低了醫(yī)療支出的負(fù)向再分配效應(yīng)。說到底，是醫(yī)療支出具有嚴(yán)重的負(fù)向再分配效應(yīng)，而醫(yī)保報(bào)銷則具有正向再分配效應(yīng)，只不過后者的正向效應(yīng)不足以逆轉(zhuǎn)前者的負(fù)向效應(yīng)而已?？上У氖?，很多采用定量研究方法的論文在定性陳述上往往不考究，常常把醫(yī)療支出以及醫(yī)保補(bǔ)償后的自付部分所造成的負(fù)向再分配效應(yīng)歸結(jié)于醫(yī)保給付，也未察覺自身研究發(fā)現(xiàn)與既有研究成果看起來相左但其實(shí)一致之處，導(dǎo)致不同論文出現(xiàn)自說自話的情形。

二是使用的數(shù)據(jù)差別較大，有的研究基于某一省份的數(shù)據(jù)，如遼寧[18]、陜西[21]、廣東[25]、江蘇[26]和山東[27]，有的基于不同的全國微觀家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，如中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)1989—2006年的數(shù)據(jù)[22]、中國家庭收入調(diào)查(CHIP)2013 年數(shù)據(jù)[19]和中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2013年數(shù)據(jù)[23-24]。數(shù)據(jù)不同，所研究的時間段不同，結(jié)論看起來莫衷一是，但其實(shí)其基本發(fā)現(xiàn)是一致的，即醫(yī)保報(bào)銷能降低醫(yī)療支出推高的收入不平等，在此環(huán)節(jié)有一定的正向再分配效應(yīng)，但卻不足以在最終收入和初始收入之間逆轉(zhuǎn)醫(yī)療支出所帶來的負(fù)向再分配效應(yīng)。

值得注意的是，既有文獻(xiàn)大多采用中國全民醫(yī)保實(shí)現(xiàn)之前或之初(即2013年以前)的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，只有兩篇文獻(xiàn)分別涉及2014年和2018年的數(shù)據(jù)。因此，既有研究未能系統(tǒng)考察全民醫(yī)保體系建立之后的醫(yī)保再分配效應(yīng)，也沒有對時間跨度較大的變化加以考察。本文將對此加以彌補(bǔ)。

三、測度方法、數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

(一)測度方法

1.不平等測度指標(biāo)

本文使用多種指標(biāo)來測度不平等，這些指標(biāo)包括基尼系數(shù)、集中指數(shù)和阿特金森指數(shù)，其計(jì)算公式在各種不平等分析的手冊以及眾多文獻(xiàn)中均有展示，本文不再贅述，僅概述其內(nèi)涵和功能。

基尼系數(shù)是不平等的一般刻畫，但無法就不平等性相似的情況(如洛倫茲曲線相交)對不平等性加以比較，更無法對不公平性加以判斷。集中指數(shù)可表明分配不平等偏向哪一類社會經(jīng)濟(jì)群體，若偏向弱勢群體，集中指數(shù)為負(fù)；反之，為正。阿特金森指數(shù)是一種基于社會福利函數(shù)構(gòu)造的不平等測度指標(biāo)，其功能是可以根據(jù)不同價(jià)值觀體現(xiàn)出來的不平等厭惡度給出不平等性測度值，即“你告訴我社會對不平等的厭惡有多強(qiáng)，我就告訴你不平等的統(tǒng)計(jì)值”[28]。

基尼系數(shù)從表象上避開了社會福利分析，但社會福利函數(shù)是隱含在其指標(biāo)推導(dǎo)之中的。但阿特金森指數(shù)融入價(jià)值判斷的更為綜合的測度指標(biāo)，將社會福利函數(shù)顯性化，明示其測度指標(biāo)的公平觀。在測算阿特金森指數(shù)時，我們需要對不平等厭惡參數(shù)ε取值：ε≥0，取值為0，意味著我們是在測度不平等是否符合自由至上主義公平觀；取值為0.5—1，基本上可視為自由主義公平觀下的測度；取值為1—2，基本上可視為平等主義公平觀下的測度；取值高于2，基本上可視為絕對平均主義(即均貧富)公平觀下的測度。在社會公平以及社會政策研究中，非常重要的羅爾斯主義公平觀(即有利于最弱勢者的不平等是公平的)屬于自由平等主義，盡管無法映射為一個特定的ε值，但基本上可以在1上下取值。阿特金森指數(shù)測度結(jié)果在0—1之間，越低表示按照特定公平觀的縱向不公平性越弱，越高表示縱向不公平性越強(qiáng)。實(shí)際上，ε值超過2的測度基本上沒有必要，因?yàn)榛诮^對平均主義公平觀，現(xiàn)實(shí)存在的不平等均是極其不公平的，阿特金森指數(shù)均接近1，數(shù)值上微小的差異在定性判斷上沒有意義。常用軟件提供ε值為0.5、1和2的阿特金森指數(shù)測算。

2.再分配效應(yīng)的測度

當(dāng)某種支付(如本文所關(guān)注的醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷)發(fā)生之后，其前后的基尼系數(shù)之差被作為該項(xiàng)支付再分配效應(yīng)的度量。具體計(jì)算公式為：RE=Gx-Gx-p，其中，Gx和Gx-p分別為支付前和支付后的基尼系數(shù)。RE為負(fù)，表示收入不平等程度有所擴(kuò)大，即產(chǎn)生負(fù)向再分配效應(yīng)；RE為正，則表示收入不平等程度縮小，即產(chǎn)生正向再分配效應(yīng)[29]。

3.累進(jìn)性分析

任何一種支付(無論是支出還是補(bǔ)償)都會對既有的收入不平等產(chǎn)生影響，而其具有累進(jìn)性還是累退性對于其再分配效應(yīng)的重要性不言而喻。Kakwani[30]開發(fā)的稅收累進(jìn)性計(jì)算公式為：P=C-G，其中，P為稅收累進(jìn)性指數(shù)(P指數(shù))，C為稅收的集中指數(shù)，G為稅前收入的基尼系數(shù)。后來，P指數(shù)被命名為Kakwani指數(shù)(以下簡稱“K指數(shù)”)，被廣泛用于測度任何一種支付的累進(jìn)性或累退性。K指數(shù)值區(qū)間為(-1，1)，如果為負(fù)，說明此項(xiàng)支付具有累退性；如果為正，說明此項(xiàng)支付具有累進(jìn)性。

4.再分配效應(yīng)的分解

Kakwani[31]發(fā)展了一套方法，可把整體再分配效應(yīng)分解為兩個子效應(yīng)，即橫向公平效應(yīng)和縱向公平效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上，Aronson等[32]進(jìn)行了完善，將再分配效應(yīng)分解為三個子效應(yīng)，即縱向公平(又稱縱向再分配)效應(yīng)、橫向公平效應(yīng)和再排序效應(yīng)，后來這種分解方法被簡稱為AJL法或AJL分解。其公式為：RE=V-H-R，其中，V為縱向公平效應(yīng)，反映了某項(xiàng)支付給不同收入群體之間不平等性帶來的改變；H為橫向公平效應(yīng)，反映了某項(xiàng)支付給同一收入群體之間的不平等性帶來的改變；R為再排序效應(yīng)，反映了由于某項(xiàng)支付導(dǎo)致排序變化給既有不平等性帶來的改變。為了更加直觀地比較V、H和R的大小，可以將其分別除以RE，即可得到各自相對份額 V100、H100和R100。

縱向公平效應(yīng)的計(jì)算公式為：V=[g/(1-g)]K，其中，g為平均支付率(即支付與收入之比)，K為K指數(shù)。由于K指數(shù)或正或負(fù)，V值亦如此，正值代表縱向不平等性減弱，即產(chǎn)生正向再分配效應(yīng)，相應(yīng)地，V100大于1，負(fù)值則相反，相應(yīng)地，V100小于1。

再排序效應(yīng)反映了醫(yī)療支出(或醫(yī)保報(bào)銷)前后收入排序變動情況。其具體計(jì)算公式如下：R=Gx-p-Cx-p，其中，Gx-p為醫(yī)療支出后(或醫(yī)保報(bào)銷后)收入的基尼系數(shù)，Cx-p為按照醫(yī)療支出前(或醫(yī)保報(bào)銷前)收入排序的醫(yī)療支出后(或醫(yī)保報(bào)銷后)的集中指數(shù)。如果R=0，表示醫(yī)療支出后或醫(yī)保報(bào)銷后排序沒有發(fā)生變化，如果R>0，表示排序發(fā)生了變化。

世界銀行在2008年出版的一份利用家庭調(diào)查數(shù)據(jù)分析健康公平的技術(shù)指南中對AJL再分配效應(yīng)分解法進(jìn)行了推薦[29]，本文將使用這種方法分析中國全民醫(yī)保再分配效應(yīng)。

(二)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

1.數(shù)據(jù)來源

本文分析基于西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心組織管理的中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)2013年和2019年兩輪數(shù)據(jù)。該調(diào)查旨在收集有關(guān)家庭金融微觀層次的相關(guān)信息，包括人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、資產(chǎn)與負(fù)債、保險(xiǎn)與社會保障、支出與收入等內(nèi)容，該數(shù)據(jù)具有較好的全國代表性，能夠較好地滿足本文研究的需要。CHFS是一個追蹤性調(diào)查，2011年是基線調(diào)查，每兩年追蹤一次，截至目前已經(jīng)進(jìn)行了6輪調(diào)查，公開發(fā)布了2011年、2013年、2015年、2017年和2019年5輪的數(shù)據(jù)。2021年的數(shù)據(jù)尚未公開；即便公開可供使用，由于新冠肺炎疫情的影響對醫(yī)療支出可能造成非正常干擾，不利于進(jìn)行跨時比較。

本文采用CHFS2013年和2019年數(shù)據(jù)，出于兩個原因：一方面，2013年數(shù)據(jù)可作為中國實(shí)現(xiàn)全民醫(yī)保后第一年的基線數(shù)據(jù)，而2019年數(shù)據(jù)反映的是全民醫(yī)保體系有所鞏固之后的情況；另一方面，僅有2013年和2019年的調(diào)查詢問了整年度醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷金額，可進(jìn)行同口徑跨時比較，其他各輪的這方面數(shù)據(jù)不具有可比性。

2.樣本選擇

CHFS2013年數(shù)據(jù)涵蓋29個省份、262個區(qū)縣和1 048個村(居)委會，共采集了28 141戶家庭和97 906個家庭成員信息。CHFS2019年數(shù)據(jù)涵蓋29個省份、343個區(qū)縣和1 360個村(居)委會，最終收集了34 643戶家庭和107 008個家庭成員信息。兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)均具有全國及省級代表性。從上述數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以看出，樣本中貧困者(低保戶)比例較高，這一方面其實(shí)是幾乎所有家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的普遍特征，舉世皆然；另一方面有利于我們透視所分析問題對減貧和縱向公平的影響。經(jīng)濟(jì)學(xué)界眾所周知的是，迪頓的一個貢獻(xiàn)就是發(fā)現(xiàn)了家庭調(diào)查數(shù)據(jù)的這一特征，并深度利用這類數(shù)據(jù)研究降低不平等的各種公共干預(yù)。

收入不平等是本文的核心變量。在核算收入不平等時，本文沿用李實(shí)等[19]的做法，以個人為單位進(jìn)行分析，這是因?yàn)橹袊且詡€人為單位參加醫(yī)保，同一個家庭的不同成員可能參加不同種類的醫(yī)保。按照國際上通行的核算方法，收入包括工資性收入、經(jīng)營性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入，但不包括醫(yī)保報(bào)銷收入，而醫(yī)保報(bào)銷是本文所研究的特定支付。此外，本文2013年和2019年跨時比較在核算收入時對統(tǒng)計(jì)口徑進(jìn)行了統(tǒng)一。雖然由于統(tǒng)計(jì)口徑和抽樣等原因，采用CHFS數(shù)據(jù)測算的基尼系數(shù)相對高于其他數(shù)據(jù)，但這并不妨礙本文對醫(yī)保再分配效應(yīng)的研究，因?yàn)楸疚膶⑨t(yī)保看做一種特殊的支付，旨在分析該支付對基尼系數(shù)的影響，初始基尼系數(shù)的高低不是關(guān)注的重點(diǎn)。

本文主要分析公費(fèi)醫(yī)療、職工醫(yī)保和居民醫(yī)保的再分配效應(yīng)，因而剔除了不屬于上述三類參保者的個體。由于2013年調(diào)查在詢問社會保障部分時排除了在校學(xué)生，為便于縱向比較，本文剔除了2019年在校學(xué)生樣本。同時，本文剔除了關(guān)鍵變量缺失和可支配收入不為正的個體。不同醫(yī)保類型的樣本分布具體情況如表1所示。

表1 不同醫(yī)保類型的樣本分布具體情況

四、全民醫(yī)保再分配效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析

全民醫(yī)保再分配效應(yīng)主要體現(xiàn)在醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷兩個環(huán)節(jié)。本文將醫(yī)療支出發(fā)生前的初始時間段設(shè)為0，將醫(yī)療支出發(fā)生后的時間段設(shè)為1，將醫(yī)保報(bào)銷后的時間段設(shè)為2。將醫(yī)療支出發(fā)生前的基尼系數(shù)記為G0，將醫(yī)療支出發(fā)生后的基尼系數(shù)記為G1，將醫(yī)保報(bào)銷發(fā)生后的基尼系數(shù)記為G2。繼而，就本文所考察的支付，根據(jù)所選取時段的不同，可得到RE1-0、RE2-1和RE2-0，下文分別考察醫(yī)療支出再分配效應(yīng)、醫(yī)保報(bào)銷對醫(yī)療支出再分配效應(yīng)的修正(以下簡稱為“醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)”)和醫(yī)保最終再分配效應(yīng)。

(一)醫(yī)療支出再分配效應(yīng)及其分解

1. 醫(yī)療支出再分配效應(yīng)

表2給出了醫(yī)療支出再分配效應(yīng)的結(jié)果。從表2可以看出：醫(yī)療支出再分配效應(yīng)RE1-0均為負(fù)值，說明醫(yī)療支出擴(kuò)大了收入不平等；與2013年相比，2019年再分配效應(yīng)值有所上升，說明醫(yī)療支出帶來的不平等程度有所提高；通過三種制度間的比較可以發(fā)現(xiàn)，2013年居民醫(yī)保參保者醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)值最高，其次是職工醫(yī)保，最后是公費(fèi)醫(yī)療；而2019年，這種負(fù)向再分配效應(yīng)在職工醫(yī)保、公費(fèi)醫(yī)療和居民醫(yī)保參保者中的差別很小了。

表2 醫(yī)療支出再分配效應(yīng)

2.醫(yī)療支出再分配效應(yīng)的分解

表3給出了醫(yī)療支出再分配效應(yīng)的分解結(jié)果。從表3可以看出：K指數(shù)為負(fù)值，因而縱向公平效應(yīng)也為負(fù)值，說明醫(yī)療支出本身具有累退性，擴(kuò)大了不同收入群體的不平等；醫(yī)療支出再分配效應(yīng)中縱向公平效應(yīng)占比最高，其次是再排序效應(yīng)，橫向公平效應(yīng)最低，說明醫(yī)療支出再分配效應(yīng)以加劇縱向不平等為主；與2013年相比，2019年醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的增強(qiáng)主要源自再排序效應(yīng)的增強(qiáng)。其主要原因在于，兩個年份相比，醫(yī)療費(fèi)用的平均上漲速度(13.52%)高于初始收入的上漲速度(9.89%)，導(dǎo)致醫(yī)療支出占收入的比率上升，容易使收入排序產(chǎn)生變動；2013年負(fù)向再分配效應(yīng)在居民醫(yī)保參保者中最高，其主要原因在于居民醫(yī)?？v向公平效應(yīng)最高，為-0.0260，而職工醫(yī)保和公費(fèi)醫(yī)療的縱向公平效應(yīng)較低且接近，分別為-0.0220和-0.0219，而2019年醫(yī)療支出縱向公平效應(yīng)不僅在居民醫(yī)保參保者中降低了，并且不再是最高，而且居民醫(yī)保再排序效應(yīng)的增強(qiáng)幅度遠(yuǎn)低于公費(fèi)醫(yī)療和職工醫(yī)保。

表3 醫(yī)療支出再分配效應(yīng)的分解

醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)在不同醫(yī)保制度的參保者中發(fā)生了變化，尤其是居民醫(yī)保參保者醫(yī)療支出對其收入排序的影響相對不那么高，可能的原因是其醫(yī)療支出增速低于職工醫(yī)保和公費(fèi)醫(yī)療參保者。比較2013年和2019年，居民醫(yī)保參保者年均醫(yī)療支出增速僅為11.72%，而職工醫(yī)保和公費(fèi)醫(yī)療參保者分別為15.52%和30.33%。此外，在2019年，醫(yī)療支出再分配效應(yīng)中分解出來的三項(xiàng)子效應(yīng)，在職工醫(yī)保中全部上升，其中再排序效應(yīng)劇增；在公費(fèi)醫(yī)療中，有兩個子效應(yīng)上升，縱向公平效應(yīng)持平；而在居民醫(yī)保中，縱向公平效應(yīng)下降，另外兩個子效應(yīng)有小幅上升。這說明職工醫(yī)保參保者在醫(yī)療支出這一環(huán)節(jié)可能蒙受了多重不公，從而加劇了其醫(yī)療支出對收入不平等的負(fù)面影響。

健康因素是醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的最重要影響因素，這主要是因?yàn)榻】挡黄降扰c收入不平等的相關(guān)性。在CHFS中，自評健康分為5檔，即非常好、好、一般、不好和非常不好。本文將自評健康改為健康和不健康兩分法，同時應(yīng)用于健康不平等描述性統(tǒng)計(jì)。表4給出不同收入組別自評健康分布情況。從表4可以看出，中低收入組和低收入組中自我感覺不健康的占比較高，而且低收入群體的不健康狀況最甚。這印證了前述既有文獻(xiàn)關(guān)于健康不平等導(dǎo)致醫(yī)療支出縱向不公平或“健康—收入分層”的結(jié)論。2013年和2019年不健康集中指數(shù)均為負(fù)，分別為-0.2291和-0.2176，表明自評不健康狀況的分布向收入偏低者傾斜。特別值得說明的是，本文依據(jù)2013年和2019年全國城鄉(xiāng)低保線加以衡量，確認(rèn)低保戶都在低收入組，而低保邊緣戶(以低保線的150%為衡量)則在低收入組和中低收入組中。

表4 不同收入組別自評健康分布情況 單位：%

(二)醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)及其分解

1.醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)

表5給出了醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)的結(jié)果。從表5可以看出：醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)RE2-1均為正值，說明醫(yī)保報(bào)銷后收入不平等程度有所下降；與2013年相比，2019年醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)有所上升，說明醫(yī)保報(bào)銷降低收入不平等的能力隨著醫(yī)保體系的改革在增強(qiáng)；通過三種制度間的比較可以發(fā)現(xiàn)，公費(fèi)醫(yī)療在醫(yī)保報(bào)銷環(huán)節(jié)產(chǎn)生的正向再分配效應(yīng)最高，職工醫(yī)保次之，居民醫(yī)保最低。

表5 醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)

2.醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)的分解

表6給出了醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)的分解結(jié)果。從表6可以看出：K指數(shù)為負(fù)值，說明醫(yī)保報(bào)銷具有累退性，但與醫(yī)療支出相反，醫(yī)保報(bào)銷是給予參保者一定補(bǔ)償，累退性說明低收入群體所獲報(bào)銷額占其收入的比重相對較高，因而醫(yī)保報(bào)銷有縮小縱向不平等的效果；縱向公平效應(yīng)占比最高，說明醫(yī)保報(bào)銷主要縮小了縱向不平等；與2013年相比，2019年醫(yī)保報(bào)銷正向再分配效應(yīng)增強(qiáng)主要是因?yàn)樵倥判蛐?yīng)的增強(qiáng)。

表6 醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)的分解

(三)醫(yī)保最終再分配效應(yīng)及其分解

1.醫(yī)保最終再分配效應(yīng)

醫(yī)保最終再分配效應(yīng)本質(zhì)上反映了醫(yī)保報(bào)銷后即醫(yī)療自付支出對初始狀態(tài)的影響。表7給出了醫(yī)保最終再分配效應(yīng)。從表7可以看出：醫(yī)保最終再分配效應(yīng)RE2-0均為負(fù)值，說明醫(yī)療自付支出后收入不平等擴(kuò)大了；與2013年相比，2019年全民醫(yī)保最終再分配效應(yīng)絕對值有所上升，說明醫(yī)療自付擴(kuò)大收入不平等的幅度在增強(qiáng)；通過三種制度間的比較可以看出，居民醫(yī)保參保者醫(yī)保最終再分配效應(yīng)絕對值最高，職工醫(yī)保次之，公費(fèi)醫(yī)療最低。

表7 醫(yī)保最終再分配效應(yīng)

2.醫(yī)保最終再分配效應(yīng)的分解

表8給出了醫(yī)保最終再分配效應(yīng)的分解結(jié)果。從表8可以看出：K指數(shù)均為負(fù)值，因而縱向公平效應(yīng)也均為負(fù)值，說明醫(yī)療自付具有累退性，擴(kuò)大了既有的收入不平等；再分配效應(yīng)中縱向公平效應(yīng)占比最高，其次是再排序效應(yīng)占比，橫向公平效應(yīng)占比不僅最低，而且2013年和2019年的變化不大；與2013年相比，2019年最終負(fù)向再分配效應(yīng)增強(qiáng)的主要貢獻(xiàn)來自于再排序效應(yīng)的增強(qiáng)，而且其增強(qiáng)幅度在三類醫(yī)保參保者當(dāng)中差別不大。

醫(yī)療自付支出對收入排序的影響變大，這與醫(yī)保實(shí)際報(bào)銷率不高有關(guān)。表9給出了人均醫(yī)療支出及報(bào)銷率情況。從表9可以看出，與2013年相比，2019年全樣本參保者報(bào)銷率有所下降，這主要是職工醫(yī)保報(bào)銷率出現(xiàn)大幅度下降所拖累，而公費(fèi)醫(yī)療和居民醫(yī)保的報(bào)銷率盡管有所上升，但幅度不大。也就是說，職工醫(yī)保參保者在2019年接受醫(yī)療服務(wù)時相比2013年自付比重更高，按常理推斷，應(yīng)該是在臨床實(shí)踐中體現(xiàn)為自費(fèi)項(xiàng)目使用偏多。

五、進(jìn)一步討論與政策調(diào)整模擬

基于以上經(jīng)驗(yàn)研究，本文有三項(xiàng)基本發(fā)現(xiàn)：第一，醫(yī)療支出具有負(fù)向再分配效應(yīng)，即部分居民看病治病導(dǎo)致收入不平等擴(kuò)大，這種負(fù)向再分配效應(yīng)在2019年略強(qiáng)于2013年。第二，醫(yī)保報(bào)銷在一定程度上降低了醫(yī)療支出對收入的負(fù)向再分配效應(yīng)，而且由于報(bào)銷水平的提高，2019年降低醫(yī)療支出對收入負(fù)向再分配效應(yīng)的力度略強(qiáng)于2013年。第三，醫(yī)保最終還是擴(kuò)大了收入不平等，說明全民醫(yī)保的再分配功能還有很大的提升空間。

這三項(xiàng)基本發(fā)現(xiàn)與既有同主題文獻(xiàn)的發(fā)現(xiàn)基本上是一致的，只不過既有文獻(xiàn)對其發(fā)現(xiàn)的表述存在著不一致和不準(zhǔn)確之處。一些文獻(xiàn)基于對第二環(huán)節(jié)的分析，確定醫(yī)保報(bào)銷有降低收入不平等之效，進(jìn)而認(rèn)定醫(yī)保體系具有正向再分配效應(yīng)；另一些文獻(xiàn)則基于對第三環(huán)節(jié)的分析，確定醫(yī)療自付后收入不平等擴(kuò)大了，進(jìn)而斷定醫(yī)保具有負(fù)向再分配效應(yīng)。前一類文獻(xiàn)的分析有失完整性，而后一類文獻(xiàn)對其發(fā)現(xiàn)的陳述則有失準(zhǔn)確性。

認(rèn)定醫(yī)保具有負(fù)向再分配效應(yīng)和醫(yī)保沒有正向再分配效應(yīng)，乍看起來是一回事，實(shí)則不然。本文的全環(huán)節(jié)分析顯示，真正產(chǎn)生負(fù)向再分配效應(yīng)的是醫(yī)療支出，其根源在于醫(yī)療支出本身具有嚴(yán)重的不平等性和不公平性，貧困或低收入群體的醫(yī)療支出會拉大既有的收入不平等，前文給出的再分配效應(yīng)及其分解以及K指數(shù)均印證了這一點(diǎn)。表10給出了補(bǔ)充性但更為直觀的分析，其中基尼系數(shù)顯示，醫(yī)療支出不平等性在2013年和2019年都很高，且2019年更高；其中阿特金森指數(shù)顯示，即便從接近自由主義公平觀(ε= 0.5)來看，醫(yī)療支出也略顯不公平(高于0.3300)，從接近羅爾斯主義或平等主義公平觀(ε=1)來看，醫(yī)療支出的不公平性更是非常顯著，而且不公平性在2019年高于2013年?；诮^對平均主義公平觀的阿特金森指數(shù)(ε=2)也在表10中展示以供參考，其數(shù)值都在0.9000上下，均屬于極端不公平范疇，小數(shù)點(diǎn)之差不構(gòu)成實(shí)質(zhì)性的定性差別。在醫(yī)保報(bào)銷完成后，患者自付的不平等性和不公平性盡管基本上均小于醫(yī)療支出，但其本身均依然很高。這顯示出前述的Deaton的擔(dān)憂，即如果醫(yī)保保障水平不高，那么低收入者就只能以相對較高的收入占比承受醫(yī)學(xué)科技進(jìn)步所帶來的高醫(yī)療費(fèi)用，是中國全民醫(yī)保體系高質(zhì)量發(fā)展應(yīng)該關(guān)注的問題。

表10 醫(yī)保報(bào)銷前醫(yī)療支出和醫(yī)保報(bào)銷后醫(yī)療自付的不平等測度

對樣本群體健康不平等的進(jìn)一步考察表明，醫(yī)療支出的不平等和不公平源于低收入群體和中低收入群體的不健康水平相對較高，且收入越低，不健康可能性越高。因此，真正導(dǎo)致負(fù)向再分配效應(yīng)的是健康不平等和醫(yī)療支出，而不是醫(yī)保體系，下文給出的一些細(xì)節(jié)進(jìn)一步強(qiáng)化了這一結(jié)論，但醫(yī)保體系未能充分發(fā)揮其降低這種負(fù)向再分配效應(yīng)的作用也是事實(shí)，如何改善值得細(xì)究。

上述研究發(fā)現(xiàn)可概括為：由于健康不平等，醫(yī)療支出呈現(xiàn)不平等，致使收入不平等加重；由于報(bào)銷水平提高有限，醫(yī)保降低醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的功能未能完全發(fā)揮?；诖耍P者可推斷出，要使得全民醫(yī)保體系充分發(fā)揮出其再分配功能，需要雙管齊下，即普惠性提高醫(yī)保保障水平和選擇性強(qiáng)化醫(yī)療救助。一方面，推進(jìn)醫(yī)保體系的去碎片化，并在整合不同類型醫(yī)保給付結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上逐步提高保障水平(即降低醫(yī)療自付比)，將有助于降低收入再排序所引致的負(fù)向再分配效應(yīng)，也可消除前述的Deaton的擔(dān)憂；另一方面，選擇性強(qiáng)化醫(yī)療救助，提升整個醫(yī)保體系的“親貧性”，將低保戶和低保邊緣戶的醫(yī)療自付率在普遍降低的基礎(chǔ)上進(jìn)一步降低，從而實(shí)質(zhì)性地減弱因健康不平等和醫(yī)療支出不平等給低收入群體的家庭收入所帶來的縱向不公平性。這兩個方面是醫(yī)保體系高質(zhì)量發(fā)展助力共同富裕的重中之重。

基于上述考量，本文基于2019年數(shù)據(jù)，就6種可能的醫(yī)保給付政策調(diào)整，對醫(yī)保體系最終再分配效應(yīng)加以測算。其中3種模擬醫(yī)保一體化且醫(yī)保報(bào)銷水平分三檔漸進(jìn)式提高，另外3種在全體參保者享受80%醫(yī)保報(bào)銷率的基礎(chǔ)上模擬針對低保戶和低保邊緣戶不同強(qiáng)化的二次救助，基于2019年數(shù)據(jù)不同政策調(diào)整模擬下醫(yī)保最終再分配效應(yīng)的測算結(jié)果如表11所示。

表11 基于2019年數(shù)據(jù)不同政策調(diào)整模擬下醫(yī)保最終再分配效應(yīng)

從上述政策調(diào)整模擬中筆者還可以得出強(qiáng)化全民醫(yī)保再分配效應(yīng)的一些技術(shù)性政策建議。第一，努力將醫(yī)保支付水平提高到醫(yī)療費(fèi)用80%的高保障水平，能夠極大提升醫(yī)保體系的公平性，而“全民免費(fèi)醫(yī)療”輿情中實(shí)質(zhì)性民意期盼正在于獲得80%的醫(yī)療保障水平，盡管“全民免費(fèi)醫(yī)療”的輿情存在著很多專業(yè)性或技術(shù)性缺漏。第二，在推動醫(yī)保給付水平普遍提高的同時，選擇性地強(qiáng)化醫(yī)療救助的減貧效應(yīng)能使醫(yī)保體系的再分配功能得到提升。尤其是將低保邊緣戶納入到醫(yī)療救助保障范圍，要比醫(yī)療救助水平僅在低保戶中提高要好，能使整個醫(yī)保體系產(chǎn)生“親貧”效應(yīng)。同時，政策模擬還表明，醫(yī)療救助在強(qiáng)化民生兜底功能的同時沒有必要保障過度，如對低保戶和低保邊緣戶的保障水平達(dá)到90%即可，沒有必要追求準(zhǔn)全額(95%)甚至全額醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償；這種追求不會使醫(yī)保體系的公平性有實(shí)質(zhì)性的提高，保障過度反而還會誘發(fā)道德風(fēng)險(xiǎn)。

六、研究結(jié)論與政策建議

醫(yī)療保障體系最重要的功能是降低參保者醫(yī)療支出對其個人收入或家庭收入的沖擊，對共同富裕的追求形成保護(hù)性支撐，這一再分配效應(yīng)主要通過醫(yī)保體系的給付來實(shí)現(xiàn)。自2013年以來，中國進(jìn)入了全民醫(yī)保時代，居民醫(yī)療支出所引致的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)均能得到一定程度的化解，這有助于共同富裕，但僅此還遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠，更重要的是醫(yī)保再分配效應(yīng)是否能有效發(fā)揮以助力共同富裕。

本文首次對全民醫(yī)保實(shí)現(xiàn)之后較長時期跨度的醫(yī)保再分配效應(yīng)進(jìn)行分析。與僅僅分析全民醫(yī)保實(shí)現(xiàn)之前或?qū)崿F(xiàn)前后年份的既有文獻(xiàn)相比，本文在醫(yī)療支出再分配效應(yīng)、醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)和醫(yī)保最終再分配效應(yīng)方面有如下邊際性新發(fā)現(xiàn)。

就醫(yī)療支出再分配效應(yīng)而言，第一，醫(yī)療支出本身具有嚴(yán)重的不平等性和不公平性，且具有負(fù)向再分配效應(yīng)，這種負(fù)向再分配效應(yīng)在2019年強(qiáng)于2013年。第二，從再分配效應(yīng)的分解來看，醫(yī)療支出以加劇縱向不平等為主，即主要擴(kuò)大不同收入群體間的不平等，而“健康—收入分層”是造成這種縱向不平等的重要原因，即收入越低者，往往健康情況越差，醫(yī)療支出占其收入的比重反而越高，這造成醫(yī)療支出具有明顯的累退性。第三，但從動態(tài)來看，2019年醫(yī)療支出再分配效應(yīng)增強(qiáng)則主要是源于再排序效應(yīng)的增強(qiáng)，再排序效應(yīng)增強(qiáng)主要是因?yàn)獒t(yī)療支出的增幅遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于收入增幅，從而使得醫(yī)療支出對收入排序的沖擊更強(qiáng)。

就醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)而言，第一，醫(yī)保報(bào)銷降低了醫(yī)療支出推高的不平等，具有正向再分配效應(yīng)，這種正向再分配效應(yīng)在2019年強(qiáng)于2013年，這表明全民醫(yī)保實(shí)現(xiàn)之后，隨著保障水平的提高，醫(yī)保體系降低醫(yī)療支出負(fù)向再分配效應(yīng)的功能有所增強(qiáng)。第二，醫(yī)保報(bào)銷的正向再分配效應(yīng)主要降低了縱向不平等，醫(yī)保報(bào)銷具有累退性，縮小了不同收入群體間的不平等。第三，公費(fèi)醫(yī)療的正向再分配效應(yīng)最強(qiáng)，職工醫(yī)保其次，居民醫(yī)保最弱，這表明不同制度間報(bào)銷水平的差異導(dǎo)致了醫(yī)保報(bào)銷再分配效應(yīng)的不平等，也顯示提高報(bào)銷水平，尤其是將居民醫(yī)保的保障水平提高并且與公費(fèi)醫(yī)療和職工醫(yī)保一體化，能進(jìn)一步增強(qiáng)醫(yī)保報(bào)銷的正向再分配效應(yīng)。

就醫(yī)保最終再分配效應(yīng)而言，第一，醫(yī)保最終具有負(fù)向再分配效應(yīng)，即醫(yī)保報(bào)銷后的醫(yī)療自付部分最終擴(kuò)大了原始收入的不平等程度，這表明盡管醫(yī)保報(bào)銷環(huán)節(jié)降低了醫(yī)療支出擴(kuò)大的不平等，但未能扭轉(zhuǎn)這種不平等局面，可見醫(yī)療支出是醫(yī)保最終具有負(fù)向再分配效應(yīng)的根源，且醫(yī)療自付的負(fù)向再分配效應(yīng)在2019年強(qiáng)于2013年。第二，醫(yī)療自付主要擴(kuò)大了縱向不平等，醫(yī)療自付嚴(yán)重不平等且具有累退性，一定程度上印證了Deaton的擔(dān)憂，即低收入群體只能以相對較高的收入占比承受醫(yī)學(xué)科技進(jìn)步所帶來的高醫(yī)療費(fèi)用。第三，公費(fèi)醫(yī)療的負(fù)向再分配效應(yīng)最弱，職工醫(yī)保的負(fù)向再分配效應(yīng)居中，居民醫(yī)保的負(fù)向再分配效應(yīng)最強(qiáng)。

本文的經(jīng)驗(yàn)分析和政策模擬表明，中國政府目前正在推進(jìn)的全民醫(yī)保高質(zhì)量發(fā)展是有學(xué)理基礎(chǔ)和經(jīng)驗(yàn)支撐的。2021年11月19日，《國務(wù)院辦公廳關(guān)于健全重特大疾病醫(yī)療保險(xiǎn)和救助制度的意見》(國辦發(fā)〔2021〕42號)發(fā)布，要求各地政府聚焦減輕困難群眾重特大疾病醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，建立健全防范和化解因病致貧返貧長效機(jī)制，強(qiáng)化基本醫(yī)保、大病保險(xiǎn)、醫(yī)療救助三重制度的綜合保障，但也對防范保障過度予以提醒。強(qiáng)化基本醫(yī)保的制度保障體現(xiàn)了政府的主導(dǎo)作用，大病保險(xiǎn)中商業(yè)健康保險(xiǎn)的參與體現(xiàn)了政府與市場的協(xié)作，而該文件提出鼓勵慈善組織和其他社會組織設(shè)立大病救助項(xiàng)目以發(fā)揮補(bǔ)充救助作用的構(gòu)想，體現(xiàn)了政府與社會的互動。基于本文政策模擬的發(fā)現(xiàn)，針對低保戶和低保邊緣戶醫(yī)療支出最后10%的精準(zhǔn)性補(bǔ)償，恰恰是社會慈善組織大有可為的空間，讓社會慈善三次分配功能在醫(yī)保領(lǐng)域也得到發(fā)揮，以助力共同富裕的實(shí)現(xiàn)。

整合醫(yī)保、社會救助、慈善幫扶以實(shí)施綜合保障的政府行動，是減輕困難群眾和大病患者醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)、防范因病致貧返貧、筑牢民生保障底線、保障共同富裕成果的重要舉措。在此過程中，推動政府、市場與社會多方主體的協(xié)作互動、共同參與，是社會治理理念在醫(yī)療保障領(lǐng)域落地的體現(xiàn)，是醫(yī)保再分配功能制度化的保障，是全民醫(yī)保體系高質(zhì)量發(fā)展助力共同富裕的關(guān)鍵所在[33]，也是完善分配制度、健全社會保障體系和推進(jìn)健康中國建設(shè)的重要舉措。