楊 融 ,張永峰 ,路 瑤

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 210093;2.中國(guó)人民銀行金融研究所,北京 100000)

醫(yī)療保險(xiǎn)制度有利于窮人還是有益于富人,不僅攸關(guān)社會(huì)和諧穩(wěn)定,還關(guān)乎經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和共同富裕戰(zhàn)略的有序推進(jìn)。進(jìn)入21 世紀(jì)以來(lái),黨中央高度重視醫(yī)療保險(xiǎn)制度建設(shè),黨的二十大報(bào)告明確作出“健全覆蓋全民、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、公平統(tǒng)一、安全規(guī)范、可持續(xù)的多層次社會(huì)保障體系,擴(kuò)大社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋面”的戰(zhàn)略部署。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示,1998 年我國(guó)參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)的人數(shù)為509.6 萬(wàn)人,醫(yī)?；鹂傊С?5.6 億元。到2020 年,全國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)增長(zhǎng)到13.6 億人,參保覆蓋率穩(wěn)定在95%以上,同時(shí)醫(yī)?；鹂傊С鲞_(dá)2.1 萬(wàn)億元,與1998年相比增長(zhǎng)1 345 倍。此外,作為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的重要補(bǔ)充,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在中國(guó)發(fā)展迅速。2000—2013 年全國(guó)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)總保費(fèi)增長(zhǎng)了近40 倍[1],而在2013 年后,保費(fèi)收入年均增長(zhǎng)幅度更是接近50%[2]。在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率、醫(yī)?；鹬С鲋鹉晏岣吆蜕虡I(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)快速發(fā)展的背景下,研究醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施是否實(shí)現(xiàn)了調(diào)節(jié)居民收入分配的目標(biāo),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在調(diào)節(jié)收入分配中的作用有何差異,不同年份醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施效果動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)如何,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)內(nèi)部的城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)和新農(nóng)合的再分配效應(yīng)有何異同,對(duì)正確認(rèn)識(shí)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的真實(shí)作用,優(yōu)化醫(yī)療保險(xiǎn)制度安排,解決中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展不平衡以及推進(jìn)健康中國(guó)戰(zhàn)略和共同富裕戰(zhàn)略的實(shí)施具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

作為降低居民就醫(yī)負(fù)擔(dān),調(diào)節(jié)居民收入分配的重要制度安排,對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施效果的研究歷來(lái)都是學(xué)界的熱點(diǎn)話題。盡管醫(yī)療保險(xiǎn)制度設(shè)計(jì)的初衷是提高低收入群體的醫(yī)療服務(wù)可及性以推進(jìn)健康平等從而縮小社會(huì)收入不平等,但已有的研究大多認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)制度并不“親貧”,反而存在明顯的“益富”效應(yīng),即醫(yī)療保險(xiǎn)制度并非有利于窮人,而是更有益于富人。在美國(guó)、澳大利亞、歐洲等發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū),大部分都存在醫(yī)療服務(wù)利用不公平的現(xiàn)象,與窮人相比,富人更多地享受了醫(yī)療資源。但不同國(guó)家的醫(yī)療不公平程度存在差異,提供私人保險(xiǎn)或私人醫(yī)療服務(wù)的國(guó)家醫(yī)療保險(xiǎn)的“益富”效應(yīng)更加顯著[3-4]。此外,Lee et al.[5]針對(duì)中國(guó)臺(tái)灣地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康公平的關(guān)聯(lián)性的研究發(fā)現(xiàn),健康不公平40%～73%的因素在于收入水平差異。事實(shí)上,醫(yī)療保險(xiǎn)制度不僅加大了發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的收入不平等,在發(fā)展中國(guó)家同樣表現(xiàn)出“益富”效應(yīng)。Castro-Leal et al.[6]對(duì)非洲國(guó)家公共醫(yī)療受益分布的研究表明,富人在國(guó)家公共醫(yī)療補(bǔ)貼中受益遠(yuǎn)大于窮人。由于不同收入水平居民繳納的保險(xiǎn)費(fèi)和預(yù)期收益顯著不一致,因而中國(guó)的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度存在逆向調(diào)節(jié)作用[7]。就商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)來(lái)看,Dor et al.[8]使用美國(guó)健康和退休調(diào)查數(shù)據(jù),在處理內(nèi)生性問(wèn)題后發(fā)現(xiàn),商業(yè)健康保險(xiǎn)能夠顯著提高中老年人的健康水平。Banthin et al.[9]基于美國(guó)1996 年和2003 年醫(yī)療支出的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),擁有雇主醫(yī)療保險(xiǎn)的群體發(fā)生醫(yī)療負(fù)擔(dān)的比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于公共醫(yī)療保險(xiǎn)或者無(wú)保險(xiǎn)者。此外,與擁有公共醫(yī)療保險(xiǎn)和沒(méi)有醫(yī)療保險(xiǎn)的人相比,擁有私人醫(yī)療保險(xiǎn)的人經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)顯著降低[10]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施效果同樣進(jìn)行了廣泛的研究,且研究結(jié)果與國(guó)外學(xué)者類似,即醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施并沒(méi)有起到調(diào)節(jié)中國(guó)居民收入差距的積極作用[11-17]。同時(shí),國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施效果的研究還有一個(gè)特點(diǎn):其研究多以某個(gè)省份為代表。如李亞青[18]基于廣東兩市的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),高收入群體在職工醫(yī)保中的受益程度遠(yuǎn)大于低收入群體。金雙華等[19]以陜西為樣本研究發(fā)現(xiàn),總體上醫(yī)療保險(xiǎn)制度不但沒(méi)有發(fā)揮調(diào)節(jié)收入再分配的積極作用,反過(guò)來(lái)出現(xiàn)了窮人補(bǔ)貼富人的逆向調(diào)節(jié)作用。李扶搖等[20]基于京津冀地區(qū)的研究結(jié)果表明現(xiàn)行的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度加劇了社會(huì)不平等。此外,王延中等[13]、金雙華等[17]分別利用2012 年和2013 年的微觀數(shù)據(jù)測(cè)算了中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施效果,他們的研究表明收入更高的居民所獲得的醫(yī)保報(bào)銷額顯著高于收入更低的居民。此外,在目前城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系的保障水平有限的情況下,作為個(gè)體自發(fā)選擇的補(bǔ)充保險(xiǎn),商業(yè)健康保險(xiǎn)在分散疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)并緩解因病致貧中表現(xiàn)出的積極作用正逐步顯現(xiàn)[21]。盡管商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)能夠提高低收入群體的健康人力資本,但在稀釋收入差距中,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能促進(jìn)城鎮(zhèn)居民對(duì)風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)投資的可能性和投資份額,在農(nóng)村居民中并不存在這種作用[22]。在醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)配置的影響中,與基本醫(yī)療保險(xiǎn)組相比,只有多重醫(yī)療保險(xiǎn)組能夠顯著提高農(nóng)村居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有,商業(yè)健康保險(xiǎn)組和補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)組在促進(jìn)農(nóng)村居民家庭風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)持有方面沒(méi)有顯著差異[23]。這就是說(shuō),不論是社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn),還是商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn),均表現(xiàn)出更加有利于高收入群體的“益富”效應(yīng)。

盡管國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)進(jìn)行了大量有益的探討,為后續(xù)的研究提供了值得借鑒的研究思路與研究方法,但仍然存在改進(jìn)空間。首先,既有的研究過(guò)多集中于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn),忽視了商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升和居民收入水平的增加,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在生活中日益普及,成為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的重要補(bǔ)充,對(duì)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的研究顯得越來(lái)越有必要。有鑒于此,本文同時(shí)測(cè)算了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng),對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行了有益的補(bǔ)充。其次,大多文獻(xiàn)僅僅集中于某一個(gè)地區(qū)或者某一年份數(shù)據(jù),使得其研究結(jié)論既不能客觀反映中國(guó)整體現(xiàn)象,又不能有效反映醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)。事實(shí)上,中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)制度盡管起步較晚,但推進(jìn)迅速,不同年份醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施效果可能存在巨大差異。因此,研究不同年份醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)可以更加深刻明晰我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的動(dòng)態(tài)實(shí)施效果。最后,與既有文獻(xiàn)大多僅用基尼系數(shù)來(lái)衡量居民收入差距不同,本文同時(shí)采用受中等收入水平群體變化影響更敏感的基尼系數(shù)和對(duì)上層收入水平和底層收入水平變化相對(duì)更加敏感的泰爾指數(shù)作為收入不平等的代理變量進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),從而使估計(jì)結(jié)果更加嚴(yán)謹(jǐn)客觀。

二、分析框架

一方面,不同收入群體在醫(yī)療保險(xiǎn)中獲得的醫(yī)保報(bào)銷額將直接影響醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)。事實(shí)上,隨著黨中央對(duì)低收入群體的醫(yī)療保險(xiǎn)問(wèn)題的日益重視,醫(yī)療保險(xiǎn)政策重點(diǎn)逐步向低收入群體傾斜。2017 年出臺(tái)的《深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革2017年重點(diǎn)工作任務(wù)》提出完成城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)保制度整合,有效改善了城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展不平衡的困境。2021 年發(fā)布的《國(guó)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(jiàn)》進(jìn)一步減輕了低收入群體的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)并有效抑制了因病致貧和因病返貧。因此,盡管早期的研究表明中國(guó)的醫(yī)療保險(xiǎn)制度并沒(méi)有起到縮小居民收入差距的正向再分配作用,但隨著醫(yī)療保險(xiǎn)基金支出和參保人數(shù)的持續(xù)增加,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的受益群體開(kāi)始向中等及中低和低收入居民轉(zhuǎn)變。正如李永友等[24]的研究表明,醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋面的擴(kuò)大和醫(yī)療服務(wù)保障能力的提高使最低收入分組成為新醫(yī)改后公共住院服務(wù)的最主要受益群體。而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)以盈利為目的,并不具備公益性質(zhì),準(zhǔn)入門(mén)檻相對(duì)較高,購(gòu)買(mǎi)群體主要集中在中高及高收入群體之間。因此,相對(duì)低收入群體,中高及高收入群體在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中的受益程度可能更高。

另一方面,任何制度的再分配效應(yīng)不論中介渠道和作用機(jī)制如何,最終均體現(xiàn)在對(duì)個(gè)人及家庭收入水平的影響上。也就是說(shuō),醫(yī)療保險(xiǎn)制度通過(guò)影響不同收入群體收入水平進(jìn)而間接作用于收入不平等。如果醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)中等及以下收入群體的增收效應(yīng)顯著大于其對(duì)中高及高收入居民,那么醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施有助于縮小居民收入差距,具有“親貧”性質(zhì)。需要指出的是,除了貨幣性收入之外,醫(yī)療保險(xiǎn)制度同樣可以通過(guò)健康人力資本、城市融入感等非貨幣性收入影響收入差距。例如,作為最重要的人力資本,個(gè)體健康水平越高,越有可能獲得更高的貨幣性收入。潘杰等[25]利用2007—2010 年國(guó)務(wù)院城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)試點(diǎn)評(píng)估入戶調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度可以有效提高參保居民的健康水平,尤其是對(duì)弱勢(shì)群體而言,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的健康促進(jìn)作用更加顯著。因而醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)際有助于緩解由健康不平等引起的收入不平等。此外,作為典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)國(guó)家,中國(guó)擁有全世界規(guī)模最大的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口。隨著農(nóng)民工在城鎮(zhèn)居住、就業(yè)方面的壁壘逐漸消除,醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)民工融入城市生活的改善作用越來(lái)越強(qiáng)[26]。

綜上,本文的醫(yī)療保險(xiǎn)分配效應(yīng)的分析框架如圖1 所示。

圖1 醫(yī)療保險(xiǎn)分配效應(yīng)的分析框架

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量選取

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)數(shù)據(jù)。本文主要使用的是2017 年數(shù)據(jù),但在測(cè)算醫(yī)療保險(xiǎn)制度動(dòng)態(tài)變化的同時(shí)使用了2013 年和2015 年數(shù)據(jù)。2017 年CHFS 涵蓋全國(guó)29 個(gè)省級(jí)行政區(qū)的355 個(gè)區(qū)縣,具有較好的代表性。

借鑒王延中等[13]的設(shè)定,本文用最終年收入測(cè)算實(shí)施了醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的社會(huì)不平等指數(shù),用最終年收入減去社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷額后的收入測(cè)算未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的社會(huì)不平等指數(shù)。原因在于,如果未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度,那么居民無(wú)法獲得社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷帶來(lái)的收入。同理,本文用最終年收入減去商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷額后的收入測(cè)算未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的社會(huì)不平等指數(shù)。

本文的被解釋變量主要有家庭收入、社會(huì)醫(yī)保報(bào)銷額、商業(yè)醫(yī)保報(bào)銷額以及主觀幸福感和醫(yī)療服務(wù)利用率。核心解釋變量為是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和是否購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)。控制變量主要有個(gè)人特征控制變量、工作特征控制變量和家庭特征控制變量。其中:個(gè)人特征控制變量包括年齡、學(xué)歷程度、婚姻狀況、健康狀況、政治面貌,工作特征控制變量包括工作單位性質(zhì)、工作年限、是否雇員、是否雇主、月工作天數(shù)。在以家庭為基本組成單元的社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中,家庭成員的醫(yī)保參與行為深受家庭成員的風(fēng)險(xiǎn)偏好、政治面貌以及收入水平等因素影響,居民的醫(yī)療保險(xiǎn)決策往往家庭化。因此,本文進(jìn)一步控制了樣本的家庭特征。家庭特征控制變量包括活期存款、負(fù)債規(guī)模、父親教育經(jīng)歷、母親教育經(jīng)歷、父親最高職務(wù)、母親最高職務(wù)。

表1 報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析。本文將全體樣本按收入水平劃分為三等份,并依次定義為低收入群體、中等收入群體和高收入群體。從表1 可以看出:低收入群體收入均值為1.605,而中等收入和高收入群體的收入均值分別為6.088 和21.604,三者之間收入差距較大。低收入群體、中等收入群體和高收入群體社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的均值分別為0.911,0.920 和0.930,大致相當(dāng);三者商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的均值分別為0.020,0.039 和0.091,即高收入群體擁有商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的概率顯著大于中等收入群體和低收入群體。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

(二)再分配效應(yīng)測(cè)算

基尼系數(shù)是衡量收入差距最普遍的方法。不依賴于洛倫茲曲線的基尼系數(shù)的計(jì)算方法如下:

式(1)中Δ 表示基尼平均差,且0≤Δ≤2u,u是收入均值。此外,yi是第i個(gè)個(gè)體的收入,|yj-yi|是任何一對(duì)收入樣本差的絕對(duì)值,n是樣本規(guī)模。在式(1)的基礎(chǔ)上可以定義基尼系數(shù)。

式(3)是不依賴洛倫茲曲線的基尼系數(shù)計(jì)算方法。醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)可以由未實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的基尼系數(shù)減去實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)得到。

式(4)中,G表示未實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的基尼系數(shù),G'表示實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)。如果RDg>0,則醫(yī)療保險(xiǎn)制度存在正向再分配效應(yīng),有助于縮小收入差距,具備“親貧”性質(zhì);相反,如果RDg<0,則醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)為負(fù),存在“益富”的逆向調(diào)節(jié)作用。

由于基尼系數(shù)受中等收入水平群體變化的影響更大。有鑒于此,本文進(jìn)一步測(cè)算了醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施前后的泰爾指數(shù)。與基尼系數(shù)不同,泰爾指數(shù)對(duì)上層收入水平和底層收入水平的變化相對(duì)更加敏感。泰爾指數(shù)的測(cè)算方法如下:

其中,yi是第i個(gè)個(gè)體的收入,ˉy是所有個(gè)體的平均收入。同理,用未實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的泰爾指數(shù)減去實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的泰爾指數(shù)即可得到醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施效果。

式(6)中,T表示未實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的泰爾指數(shù),T'表示實(shí)施醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的泰爾指數(shù)。同理,如果RDt>0,則醫(yī)療保險(xiǎn)制度性質(zhì)為“親貧”,反之則為“益富”。

(三)模型設(shè)定

在影響機(jī)制檢驗(yàn)上,本文采用簡(jiǎn)單線性回歸。計(jì)量模型設(shè)定如下:

式(7)用來(lái)檢驗(yàn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)居民收入和報(bào)銷額的影響。其中:inco是居民收入,ybbx是報(bào)銷額,soin代表社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn),buin表示商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn);X為控制變量,包括年齡、學(xué)歷程度、婚姻狀況、健康狀況、工作單位性質(zhì)、政治面貌、活期存款、定期存款和負(fù)債規(guī)模等;ui為誤差項(xiàng)。

同時(shí),在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,本文采用PSM 處理模型的樣本自選擇問(wèn)題。PSM 測(cè)算出的ATT 值可以測(cè)度個(gè)體在干預(yù)狀態(tài)下的平均干預(yù)效應(yīng)。在所有樣本中,每個(gè)樣本分別有參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)(購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))和未參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)(未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))兩種狀態(tài),每個(gè)樣本進(jìn)行干預(yù)的效果如下:

假定Di=1 表示該樣本參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)(購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)),Di=0 則表示該樣本未參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)(未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))。同時(shí)Yi表示測(cè)試的結(jié)果,其等于:

如果ATT 值顯著大于0,那么可以認(rèn)為參加醫(yī)療保險(xiǎn)(購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))的受益程度大于未參加醫(yī)療保險(xiǎn)(未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))。相反,如果ATT 值顯著小于0,則未參加醫(yī)療保險(xiǎn)(未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn))受益程度更大。

四、實(shí)證分析

(一)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)

表2 報(bào)告了醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)。其中:(1)列是最終收入的不平等系數(shù),也就是實(shí)施了醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的收入不平等系數(shù);(2)列是未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的收入不平等系數(shù);(3)列是未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的收入不平等系數(shù)。

表2 醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)

從表2 可以看出:在未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的情形下,基尼系數(shù)為0.597,比實(shí)施了醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)的0.568 高5.10%;未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的基尼系數(shù)為0.567,低于實(shí)施了醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)。即社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施后基尼系數(shù)有所下降,而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)則提高了基尼系數(shù)。此外,實(shí)施了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的泰爾指數(shù)同樣低于未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的泰爾指數(shù),但高于未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的泰爾指數(shù)。因此,總體來(lái)看,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)際上具有正向再分配效應(yīng),起到了抑制收入差距擴(kuò)大的積極作用,具有“親貧”性質(zhì);但商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)則加劇了社會(huì)收入不平等,表現(xiàn)出逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng)。

圖2 反映了未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)、未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)以及實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)條件下的洛倫茲曲線?？梢钥闯?未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的洛倫茲曲線在實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)條件下洛倫茲曲線的右下方。這意味著社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)提高了收入分配的平等程度。未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的洛倫茲曲線處于最終效果的洛倫茲曲線的上方,即商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)擴(kuò)大了收入不平等。

圖2 醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施效果的洛倫茲曲線

(二)影響機(jī)制

1.醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體醫(yī)保報(bào)銷額的影響。醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)最先影響的是居民醫(yī)保報(bào)銷額,即通過(guò)影響醫(yī)保報(bào)銷額影響收入分配。因此,為了進(jìn)一步理解社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度“親貧”性質(zhì)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)“益富”效應(yīng)的邏輯,本文檢驗(yàn)了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體醫(yī)保報(bào)銷的影響,檢驗(yàn)結(jié)果如表3 所示。

表3 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體醫(yī)保報(bào)銷額的影響

從表3 可以看出:社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體、中等收入群體和高收入群體報(bào)銷額的系數(shù)估計(jì)值分別為0.131,0.075 和-0.096,且其對(duì)高收入群體的邊際影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。即社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提高了低收入群體和中等收入群體的醫(yī)保報(bào)銷額,但對(duì)高收入群體的醫(yī)保報(bào)銷額并不存在顯著影響。在以商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷額為被解釋變量的模型中,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體、中等收入群體和高收入群體報(bào)銷額的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.001,0.002 和0.007,其中商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體報(bào)銷額的邊際影響不顯著,且商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)高收入群體報(bào)銷額的系數(shù)估計(jì)值遠(yuǎn)大于中等收入群體。也就是說(shuō),商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能提高中等收入群體和高收入群體的報(bào)銷額。因此,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的“親貧”性質(zhì)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的“益富”效應(yīng)的一個(gè)形成原因在于,低收入群體在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)中獲得的醫(yī)保報(bào)銷額遠(yuǎn)大于高收入群體;相反,在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中,高收入群體獲得的醫(yī)保報(bào)銷額更多。

2.醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體家庭收入的影響。除了醫(yī)保報(bào)銷額外,醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)的另一個(gè)作用機(jī)制是通過(guò)影響居民收入進(jìn)而影響居民收入差距。表4 為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體收入的影響。

表4 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體家庭收入的影響

表4 的估計(jì)結(jié)果表明:社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體家庭收入的系數(shù)估計(jì)值為0.151,在1%水平下顯著,但對(duì)中等收入群體和高收入群體收入水平的系數(shù)估計(jì)值未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。也就是說(shuō),對(duì)低收入群體而言,參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著提升其收入水平,但對(duì)中等收入群體和高收入群體來(lái)說(shuō),參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)其收入水平并不存在顯著影響。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體收入水平的系數(shù)估計(jì)值未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),但對(duì)中等收入群體和高收入群體收入水平的系數(shù)估計(jì)值分別為0.198 和2.807,均在1%水平下顯著。即商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)高收入群體收入水平的正向影響顯著大于中等收入群體和低收入群體。由此表明,低收入群體在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度中受益遠(yuǎn)大于高收入群體,但高收入群體在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度中的受益程度遠(yuǎn)大于低收入群體。因此,從醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)不同收入居民最終收入的影響來(lái)看:社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體收入水平的提升作用顯著大于中等收入群體和高收入群體,由此縮小了居民收入差距,表現(xiàn)出顯著的正向再分配作用;商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度顯著提升了中等收入群體和高收入群體的家庭收入,表現(xiàn)出明顯的“益富”效應(yīng)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

1.剔除極端值。樣本中的極端值會(huì)影響估計(jì)結(jié)果的可靠性。年齡高于80 歲的居民健康人力資本存量相對(duì)更低,超過(guò)18 歲但仍在上學(xué)的居民無(wú)法創(chuàng)造收入。因此,本文刪除了年齡大于80 歲的樣本和仍在上學(xué)的樣本并重新進(jìn)行了檢驗(yàn)。在剔除極端值后,估計(jì)結(jié)果仍然表明低收入居民在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)中受益程度顯著大于高收入居民,而高收入居民在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中受益更多。

2.PSM 穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)并非隨機(jī)行為,通常受工作單位性質(zhì)、收入水平以及學(xué)歷程度等影響,因而具有明顯的自選擇問(wèn)題。因此,本文進(jìn)一步運(yùn)用了近鄰匹配和卡尺匹配兩種傾向得分匹配分析方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn),以解決基準(zhǔn)回歸模型中的樣本自選擇問(wèn)題。近鄰匹配和卡尺匹配中高收入群體收入水平的ATT 值分別為3.476 和3.591,且在1%水平下顯著;而中等收入群體的ATT 為0.234,盡管大于低收入群體但小于高收入群體;近鄰匹配和卡尺匹配中高收入群體醫(yī)保報(bào)銷額的ATT 值同樣顯著大于中等收入群體和低收入群體。因此,PSM 檢驗(yàn)同樣表明高收入群體在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中受益程度更高。

3.基于家庭債務(wù)的角度。債務(wù)與收入相對(duì)應(yīng)。既然醫(yī)療保險(xiǎn)能夠通過(guò)影響家庭收入進(jìn)而作用于社會(huì)收入差距,那么反過(guò)來(lái)講,醫(yī)療保險(xiǎn)應(yīng)當(dāng)可以緩解家庭債務(wù)進(jìn)而影響社會(huì)收入差距?？紤]到這一點(diǎn),本文以家庭債務(wù)為被解釋變量,重新解釋了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體家庭負(fù)債的邊際影響。社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入、中等收入和高收入家庭負(fù)債的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.421,-0.106,-0.069。同時(shí),商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入、中等收入和高收入家庭負(fù)債的系數(shù)估計(jì)值分別為0.057,0.008,0.009。也就是說(shuō),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能降低低收入群體的家庭債務(wù),而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能提升低收入群體的家庭債務(wù)。這一結(jié)論從側(cè)面印證了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)有助于緩解低收入家庭的債務(wù)陷阱,緩解社會(huì)收入不平等;而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)可能會(huì)擴(kuò)大低收入家庭的債務(wù)危機(jī),擴(kuò)大社會(huì)收入差距。

4.內(nèi)生性問(wèn)題。是否購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療保險(xiǎn)很大程度受個(gè)人收入水平影響,居民收入水平越高,購(gòu)買(mǎi)醫(yī)療保險(xiǎn)的可能性也越高。也就是說(shuō),收入水平與醫(yī)療保險(xiǎn)之間可能存在互為因果的內(nèi)生性問(wèn)題,而這種反向因果關(guān)系可能導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤。有鑒于此,本文借鑒周欽等[27]的設(shè)定,選取居民的風(fēng)險(xiǎn)偏好作為醫(yī)療保險(xiǎn)的工具變量,以克服OLS 模型中可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。為了檢驗(yàn)工具變量的合理性,本文用Anderson LM 統(tǒng)計(jì)值來(lái)檢驗(yàn)工具變量是否存在識(shí)別不足,用Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)是否存在弱工具變量,用Sargan 統(tǒng)計(jì)值檢驗(yàn)工具變量是否存在過(guò)度識(shí)別。從Anderson LM 統(tǒng)計(jì)值、Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)值可以看出,選取居民風(fēng)險(xiǎn)偏好作為醫(yī)療保險(xiǎn)的工具變量不存在弱工具變量、識(shí)別不足和過(guò)度識(shí)別問(wèn)題。同時(shí),與中等收入和高收入相比,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入居民收入水平的邊際影響更大;與低收入和中等收入群體相比,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)高收入群體收入水平的邊際影響更大。由此可知,在克服OLS模型中的內(nèi)生性問(wèn)題后,估計(jì)結(jié)果仍然表明社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)更有益于低收入群體,而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)更有益于高收入群體。

(四)拓展性討論

1.醫(yī)療保險(xiǎn)與醫(yī)療服務(wù)可及性。醫(yī)療服務(wù)能否有效消除不同收入群體健康不平等成為矯正收入分配不平等的重要手段[24]。因此,本文借鑒李永友等[24]的設(shè)定,用“是否住院”作為醫(yī)療服務(wù)利用率的代理變量,進(jìn)一步分析了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體醫(yī)療服務(wù)利用的差異影響,以檢驗(yàn)醫(yī)療保險(xiǎn)是否可以通過(guò)提高低收入群體的醫(yī)療服務(wù)利用程度從而改善收入分配差距,檢驗(yàn)結(jié)果如表5 所示。

表5 醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體醫(yī)療服務(wù)可及性的影響

從表5 可以看出:社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入醫(yī)療服務(wù)利用率的系數(shù)估計(jì)值為0.040,對(duì)中等收入群體和高收入群體醫(yī)療服務(wù)利用率的系數(shù)估計(jì)值分別為0.020 和0.019,均在1%水平下顯著。也就是說(shuō),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體醫(yī)療服務(wù)利用率分別是中等收入群體和高收入群體的2.0 倍和2.1 倍。因此,就醫(yī)療資源利用程度而言,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提高了低收入群體的醫(yī)療服務(wù)可及性,有助于改善由健康不平等引起的收入不平等。此外,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入群體和中等收入群體醫(yī)療服務(wù)利用率的系數(shù)估計(jì)值未通過(guò)顯著性檢驗(yàn),但對(duì)高收入群體醫(yī)療服務(wù)利用程度的系數(shù)估計(jì)值顯著為正。也就是說(shuō),從醫(yī)療服務(wù)利用率來(lái)看,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)仍然體現(xiàn)出更加有利于高收入群體的“益富”效應(yīng)。

2.城鄉(xiāng)差異。中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的另一個(gè)表現(xiàn)是城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡,因而考慮醫(yī)療保險(xiǎn)制度在城鄉(xiāng)地區(qū)實(shí)施效果的差異十分必要。表6 報(bào)告了醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的城鄉(xiāng)差異。

表6 醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的城鄉(xiāng)差異

從表6 可以看出:在農(nóng)村地區(qū),未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的基尼系數(shù)為0.626 和0.596,而最終效果的基尼系數(shù)為0.595。也就是說(shuō),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)使得農(nóng)村地區(qū)的基尼系數(shù)降低了0.031,而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)使農(nóng)村地區(qū)基尼系數(shù)提高了0.001。在城鎮(zhèn)地區(qū),未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的基尼系數(shù)為0.536 和0.500,同時(shí)最終效果的基尼系數(shù)為0.501,即社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)使得城鎮(zhèn)地區(qū)的基尼系數(shù)降低了0.035,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)施則使得城鎮(zhèn)地區(qū)的基尼系數(shù)提高了0.001。從泰爾指數(shù)來(lái)看,農(nóng)村地區(qū)最終效果的泰爾指數(shù)為0.771,與未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的泰爾指數(shù)一致;但在城鎮(zhèn)地區(qū),未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的泰爾指數(shù)為0.541,而實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的泰爾指數(shù)為0.545。由此可見(jiàn),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)收入分配的正向調(diào)節(jié)作用以及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)收入分配的逆向調(diào)節(jié)作用均大于農(nóng)村地區(qū)。

3.醫(yī)療保險(xiǎn)分配效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化。為了進(jìn)一步了解醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì),本文選取2013 年、2015 年、2017 年和2019 年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)分別測(cè)算醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng),表7 報(bào)告了測(cè)算結(jié)果。

表7 醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化

從表7 可以明顯看出:在2013 年,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)分別使基尼系數(shù)提高了0.031 和0.044;使泰爾指數(shù)提高了0.056 和0.068。也就是說(shuō),在2013 年,不論是商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn),還是社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)均存在顯著的“益富”效應(yīng),即高收入群體在醫(yī)療保險(xiǎn)制度中受益更多。到了2015 年,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)仍然為負(fù),使社會(huì)基尼系數(shù)提高了0.001;但社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)轉(zhuǎn)為正向,即未實(shí)施社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)情形下的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)大于實(shí)施了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)。由此表明,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)在2015 年轉(zhuǎn)為正向,具有“親貧”性質(zhì),而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)仍然表現(xiàn)出逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng)。在2017年,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的正向再分配效應(yīng)開(kāi)始擴(kuò)大,基尼系數(shù)降低了0.029,遠(yuǎn)大于2015 年的0.003;但商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在2017 年仍然表現(xiàn)加劇收入不平等的“益富”效應(yīng)。到了2019 年,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)仍然有利于窮人,與“親貧”性質(zhì)相符,使社會(huì)總體基尼系數(shù)降低了0.006。與之不同的是,2019 年實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度后的基尼系數(shù)與未實(shí)施商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度情形下的基尼系數(shù)一致。也就是說(shuō),商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施在2019 年或許并未導(dǎo)致社會(huì)差距的擴(kuò)大,但其長(zhǎng)期效果仍有待更新數(shù)據(jù)后進(jìn)一步探討。

總的來(lái)說(shuō),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)在2013年為負(fù),2015 年轉(zhuǎn)為正向,到2017 年之后正向再分配效應(yīng)進(jìn)一步提升。而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度在2013年、2015 年、2017 年均表現(xiàn)出逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng),加劇了社會(huì)收入的不平等,而在2019 年則未表現(xiàn)出明顯的“益富”效應(yīng)?？赡艿脑蛟谟?自2013年以來(lái),社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的參保人數(shù)、報(bào)銷比例和保障范圍不斷擴(kuò)大,其溢出效應(yīng)逐步向中低收入和低收入居民擴(kuò)散,更多中低收入和低收入居民開(kāi)始享受到社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的制度紅利。十八大以來(lái),黨中央高度重視低收入群體的醫(yī)療保險(xiǎn)問(wèn)題,醫(yī)療保險(xiǎn)政策重點(diǎn)向低收入群體傾斜。例如,2015 年全面推開(kāi)大病保險(xiǎn),同時(shí)保險(xiǎn)比例提高至15%,個(gè)人負(fù)擔(dān)下降到30%以下。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的2012 年和2016 年《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示,2012 年城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)和基金支出分別增長(zhǎng)了39.55%和94.22%。同時(shí),城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)人數(shù)的增加主要是城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)參保人數(shù)的增加。與城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)不同,城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋對(duì)象主要是城鎮(zhèn)未成年人和沒(méi)有工作的居民,也就是缺乏收入的群體。缺乏收入的城鎮(zhèn)居民大規(guī)模參與城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)有助于降低其就醫(yī)負(fù)擔(dān),提高其可支配收入,進(jìn)而起到調(diào)節(jié)不同收入群體收入差距的積極效果。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)自始至終均表現(xiàn)出更加有利于高收入群體的“益富”效應(yīng),一個(gè)深層次的原因在于購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的群體本身就是高收入群體,中低收入群體由于并未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)因而無(wú)法從商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中受益。需要指出來(lái)的是,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)盡管在2015 年和2017 年為負(fù)向,但與2013 年相比有所縮小,即商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)雖然始終存在逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng),但這種逆向調(diào)節(jié)作用在2015 年和2017 年有所緩解。其中的原因在于,隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和居民收入水平的提升以及居民健康意識(shí)的提高,購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的群體由高收入群體逐步擴(kuò)大至中等收入群體,由此中等收入群體開(kāi)始享有商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)帶來(lái)的紅利,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的逆向調(diào)節(jié)作用也將得到一定程度的緩解。

五、結(jié)論與建議

在穩(wěn)步推進(jìn)共同富裕戰(zhàn)略的背景下,本文利用2017 年中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)測(cè)算了醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配效應(yīng)并檢驗(yàn)了可能的影響機(jī)制。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)際上起到了抑制收入差距擴(kuò)大的正向再分配作用,使得社會(huì)整體基尼系數(shù)降低了大約5 個(gè)百分點(diǎn)。這一結(jié)論與既有的研究不同,有助于政府與社會(huì)各界正確認(rèn)識(shí)我國(guó)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的真實(shí)作用。商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)則加劇了收入不平等,存在逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng)。影響機(jī)制在于:低收入群體在社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度中獲得的直接報(bào)銷和間接收入遠(yuǎn)大于高收入群體,高收入群體在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)中的受益程度遠(yuǎn)高于低收入群體;社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)更有助于緩解低收入家庭的債務(wù)陷阱,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)可能會(huì)擴(kuò)大低收入家庭的債務(wù)危機(jī)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn):社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能提高低收入群體的醫(yī)療服務(wù)可及性,有助于改善由健康不平等引起的收入不平等,而商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)更有可能提升高收入群體的醫(yī)療服務(wù)可及性;社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)收入分配的正向調(diào)節(jié)作用以及商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)收入分配的逆向調(diào)節(jié)作用均大于農(nóng)村地區(qū)。此外,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度在2013 年的再分配效應(yīng)為負(fù),到2015 年轉(zhuǎn)為正向,2017 年之后正向再分配效應(yīng)進(jìn)一步提升;商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度在2013 年、2015 年、2017 年均表現(xiàn)出逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng),加劇了社會(huì)收入不平等,在2019 年未表現(xiàn)出明顯的“益富”效應(yīng)。

為了更好地發(fā)揮醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)收入分配的調(diào)節(jié)作用,以促進(jìn)共同富裕戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn),結(jié)合本文的研究結(jié)論,有必要做好以下幾點(diǎn):

首先,持續(xù)加大社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)投入,減輕人民群眾醫(yī)療負(fù)擔(dān),推動(dòng)健康中國(guó)戰(zhàn)略的有效實(shí)施。盡管早期的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度存在逆向調(diào)節(jié)的“益富”效應(yīng),但本文的研究表明,社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度從2015 年開(kāi)始呈現(xiàn)抑制收入差距擴(kuò)大的正向再分配作用。因此,為了有效降低居民尤其是低收入群體就醫(yī)負(fù)擔(dān),推動(dòng)健康中國(guó)戰(zhàn)略的有效實(shí)施,必須持續(xù)加大社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的投入,進(jìn)一步將社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)向低收入群體覆蓋。

其次,加大對(duì)中西部和農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)的支持力度,著力解決醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展不平衡的問(wèn)題。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡導(dǎo)致了地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展的不平衡和醫(yī)療衛(wèi)生資源分布的不平衡,而醫(yī)保發(fā)展不平衡顯然制約了醫(yī)療保險(xiǎn)制度再分配效應(yīng)的發(fā)揮。因此,必須加大對(duì)中西部地區(qū)醫(yī)療保險(xiǎn)的支持力度,著力解決醫(yī)療保險(xiǎn)發(fā)展不平衡的問(wèn)題。

最后,完善商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度,豐富商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)類型。人口老齡化的快速推進(jìn)加劇了醫(yī)?；鹬Ц兜呢?fù)擔(dān),醫(yī)保費(fèi)用面臨缺口的壓力越來(lái)越大。而作為社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的重要補(bǔ)充,商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)可以有效彌補(bǔ)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的不足。考慮到當(dāng)前的商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)制度可能擴(kuò)大了收入差距,因而有必要豐富商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)類型,提供不同價(jià)位的商業(yè)保險(xiǎn)種類,滿足不同收入層次居民的商業(yè)保險(xiǎn)需求,為中等收入群體和低收入群體購(gòu)買(mǎi)商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)提供現(xiàn)實(shí)途徑。

注釋:

①限于篇幅,作者未在正文中報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果,感興趣的讀者可向作者索取。