張?zhí)焓?胡澤平,顧東明

(1.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070;2.西北大學(xué)公共管理學(xué)院 )

完善醫(yī)療保障制度、健全多層次醫(yī)療保障體系是我國(guó)政府近些年來(lái)的重要職能責(zé)任,也是提高和改善人民福祉的重要民生工程。2016年1月3日,國(guó)務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見(jiàn)》(國(guó)發(fā)〔2016〕3號(hào),以下簡(jiǎn)稱“意見(jiàn)”),提出整合“城居?！焙汀靶罗r(nóng)合”,建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度[1]。城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌是化解我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)城鄉(xiāng)二元分割問(wèn)題的重要舉措,通過(guò)對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)保的統(tǒng)籌,擴(kuò)大和提高了農(nóng)村居民醫(yī)保的報(bào)銷目錄和報(bào)銷比例[2],便捷了農(nóng)村居民的跨省結(jié)算和異地就醫(yī)[3],極大程度的提高了農(nóng)村居民的健康水平[4],從而對(duì)農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活以及醫(yī)療支出產(chǎn)生了重要影響[5]。基于此,本文選取CHARLS 2013年和2018年兩期面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出水平的影響,并進(jìn)一步從農(nóng)村居民自評(píng)健康的視角探討了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌影響農(nóng)村居民支出水平的作用機(jī)制,以期為提高農(nóng)村居民支出水平和推進(jìn)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的進(jìn)一步完善提供相關(guān)政策建議。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民支出水平

農(nóng)村居民的支出水平是評(píng)價(jià)農(nóng)村居民生產(chǎn)生活質(zhì)量的重要指標(biāo),也是衡量城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌效果的重要依據(jù),因此,可以從生活和生產(chǎn)兩個(gè)方面對(duì)農(nóng)村居民的支出進(jìn)行劃分。生產(chǎn)支出主要包括農(nóng)業(yè)、林業(yè)以及畜牧業(yè)等生產(chǎn)性投入,生活支出則包括“衣食住行醫(yī)”等幾個(gè)方面的支出;此外,在考慮到城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)醫(yī)療支出的影響最為直接,因此,將醫(yī)療支出從生活支出中單獨(dú)提取進(jìn)行討論,因此,這里的總支出將由生產(chǎn)支出、生活支出以及醫(yī)療支出三部分加權(quán)構(gòu)成。當(dāng)下對(duì)醫(yī)保政策和居民支出的既有研究已較為豐富,謝邦昌等認(rèn)為,新農(nóng)合政策對(duì)農(nóng)村居民的生活消費(fèi)具有促進(jìn)作用,但新農(nóng)合帶動(dòng)消費(fèi)的同時(shí)也加重了農(nóng)村居民的醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)[6];在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌后,張開然等研究發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)居民醫(yī)保政策顯著降低了家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān),并大幅促進(jìn)了家庭的生存型、生活型、發(fā)展型和享樂(lè)型消費(fèi)支出,但他們的研究?jī)H停留在對(duì)家庭支出的整體性研究,并未對(duì)農(nóng)村居民的支出水平進(jìn)行更進(jìn)一步探討,且這里的發(fā)展型支出指的是學(xué)習(xí)教育投資而非傳統(tǒng)的生產(chǎn)支出[7],對(duì)農(nóng)村居民支出的研究亟待進(jìn)一步探析。基于此,本文在既有研究的基礎(chǔ)上,結(jié)合農(nóng)村居民的不同支出類型,提出以下幾個(gè)假設(shè):

假設(shè)1:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出;

假設(shè)2:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農(nóng)村居民的生活支出;

假設(shè)3:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將降低農(nóng)村居民的醫(yī)療支出;

假設(shè)4:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌將提高農(nóng)村居民的總支出。

1.2 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出水平的影響機(jī)制

城鄉(xiāng)醫(yī)保的統(tǒng)籌,提高和擴(kuò)大了農(nóng)村居民的醫(yī)保報(bào)銷比例和報(bào)銷目錄,因此極大程度的改善了農(nóng)村居民的就醫(yī)環(huán)境,提高了農(nóng)村居民的健康水平。常雪等的研究就佐證了這一觀點(diǎn),他們認(rèn)為推行城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌有利于農(nóng)村居民健康,可以減輕健康對(duì)工作的負(fù)面影響,從而提高居民的自評(píng)健康水平[3]。具體而言,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌后,農(nóng)村居民看病拿藥的成本進(jìn)一步降低,進(jìn)而提高了農(nóng)村居民的就診意愿和就診率,“防患”和“早治療”的觀念逐漸得到普及,從而使農(nóng)村居民的整體健康水平得到提升,自評(píng)健康水平也進(jìn)一步提高。此外,李嘉欣等的研究還發(fā)現(xiàn),自評(píng)健康水平的提升將提高農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與意愿,從而影響農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活[8],由于農(nóng)村居民的支出水平與生產(chǎn)生活質(zhì)量密切相關(guān),借此,我們推斷自評(píng)健康水平極有可能會(huì)進(jìn)一步影響農(nóng)村居民的支出水平。為此,我們做出以下假設(shè):

假設(shè)5:城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌通過(guò)提高農(nóng)村居民的自評(píng)健康水平,進(jìn)而影響農(nóng)村居民的支出水平。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量設(shè)置與模型構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)。CHARLS于2011年開展首次基線調(diào)查,并于2013年、2015年、2018年進(jìn)行持續(xù)追蹤調(diào)查。調(diào)查項(xiàng)目覆蓋我國(guó)28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的150個(gè)縣、450個(gè)社區(qū)(村),總計(jì)1.24萬(wàn)戶家庭中的1.9萬(wàn)人。鑒于在“意見(jiàn)”印發(fā)之前已陸續(xù)有城市開展城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的試點(diǎn)工作,但大規(guī)模醫(yī)保統(tǒng)籌是在2016年“意見(jiàn)”印發(fā)之后,為使樣本數(shù)據(jù)更具對(duì)照性,本文采用CHARLS 2013年和2018年兩期面板數(shù)據(jù)開展研究。本文的研究對(duì)象為農(nóng)村居民,在剔除城鎮(zhèn)樣本和無(wú)效樣本后,最終選取45歲及以上的農(nóng)村居民,共7486個(gè)樣本,其中實(shí)驗(yàn)組1135個(gè),對(duì)照組6351個(gè)。

2.2 變量設(shè)置

2.2.1 核心解釋變量

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌為本文的核心解釋變量。參考金艷華等的研究[4],我們根據(jù)受訪者在醫(yī)療保險(xiǎn)參保類型上的選擇,僅保留參保類型為新農(nóng)合和城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的兩組樣本。根據(jù)“意見(jiàn)”的印發(fā)時(shí)間,為確保研究結(jié)論的真實(shí)準(zhǔn)確,剔除在2013年就已參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本,最終生成兩組虛擬變量:一組為政策虛擬變量(Treat),即2013年參加新農(nóng)合且2018年參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本賦值為1,2013年和2018年均參加新農(nóng)合的樣本賦值為0;另一組為時(shí)間虛擬變量(Time),政策實(shí)施前的樣本賦值為0,政策實(shí)施后的樣本賦值為1。本文的核心解釋變量為政策虛擬變量(Treat)和時(shí)間虛擬變量(Time)的交互項(xiàng)(DID)。

2.2.2 被解釋變量

本文的被解釋變量為農(nóng)村居民的支出水平,具體使用生產(chǎn)支出[9]、生活支出、醫(yī)療支出[10]以及總支出來(lái)衡量。

第一,根據(jù)CHARLS問(wèn)卷中問(wèn)題“過(guò)去一年,您家為了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和林業(yè)生產(chǎn), 總共投入了多少錢?”和“過(guò)去一年,養(yǎng)這些牲畜及水產(chǎn)品一共花了多少錢?”衡量生產(chǎn)支出。第二,根據(jù)CHARLS問(wèn)卷中問(wèn)題“平均而言,您家一個(gè)月花費(fèi)多少錢?”衡量生活支出。第三,根據(jù)CHARLS問(wèn)卷中問(wèn)題“過(guò)去一年,您家在醫(yī)療方面的消費(fèi)支出,包括直接或間接。”衡量醫(yī)療支出。第四,以生產(chǎn)支出、生活支出以及醫(yī)療支出的加權(quán)來(lái)衡量農(nóng)村居民的總支出。

2.2.3 控制變量

本文的控制變量包括年齡、性別、婚姻狀況和受教育程度。

2.2.4 中介變量

自評(píng)健康為本文的中介變量。由CHARLS問(wèn)卷中問(wèn)題“您認(rèn)為您的健康狀況怎么樣”來(lái)獲取,按照受訪者對(duì)健康程度的回答從高到低逐次賦值,回答健康程度“很好”賦值為5、健康程度“好”賦值為4、健康程度“一般”賦值為3、健康程度“不好”賦值為2、健康程度“很不好”賦值為1。詳細(xì)變量描述性統(tǒng)計(jì)及賦值情況見(jiàn)表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)及變量賦值情況

2.3 模型設(shè)定

居民醫(yī)保的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌過(guò)程,為本研究提供了一個(gè)良好的自然實(shí)驗(yàn)條件,幫助我們來(lái)檢驗(yàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)農(nóng)村居民支出水平的效應(yīng)影響?；诖?本研究采用雙重差分法(DID)來(lái)評(píng)估該政策的效應(yīng)影響。雙重差分模型不僅能減少內(nèi)生性問(wèn)題和自主選擇偏差對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生的影響,也能解決可能存在的遺漏偏差問(wèn)題,實(shí)現(xiàn)“反事實(shí)”估計(jì)。具體DID基礎(chǔ)回歸模型形式如下:

Yit=β0+β1Treati+β2Treatt+β3Treati×Treatt+β4Controlit+εit

(1)

(1)式中,i表示個(gè)體,t表示時(shí)期,yit表示為農(nóng)村居民個(gè)體i在t時(shí)期的支出水平;Treati在實(shí)驗(yàn)組中時(shí)為1,在對(duì)照組中時(shí)為0;政策實(shí)施Treatt前為0,政策實(shí)施后為1;β3Treati×Treatt的交互項(xiàng)即為DID的政策效應(yīng)結(jié)果;Controlit為控制變量;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

Yit=β0+β1Treatt×Treatt+β2Controlit+εit

(2)

Mit=θ0+θ1Treati×Treatt+θ2Controlit+εit

(3)

Yit+1=α0+α1Treati×Treatt+α2Mit+α3Controlit+εit

(4)

式(2)-(4)為中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?根據(jù)假設(shè)5,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌很可能因自評(píng)健康的中介作用影響農(nóng)村居民的支出水平。為此,參考已有中介效應(yīng)分析方法[11],檢驗(yàn)自評(píng)健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策效應(yīng)中所發(fā)揮的作用。

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸

城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。雙重差分結(jié)果顯示,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌使得農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出降低了35.5%,并在1%的水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),這說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌并不能增加農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出,反而呈現(xiàn)為負(fù)向影響,對(duì)此,本文的假設(shè)1不成立。在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民支出的關(guān)系中,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民生活支出的影響系數(shù)為0.193,并在1%的水平上顯著,這說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著提高農(nóng)村居民的生活支出,因此,假設(shè)2成立。醫(yī)療支出的影響系數(shù)為-0.137,并在5%水平上顯著,說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著減少農(nóng)村居民的醫(yī)療支出,因此,本文的假設(shè)3成立。最后,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民總支出產(chǎn)生正向影響,影響系數(shù)為0.26,且在10%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌能顯著提高農(nóng)村居民的總支出水平。對(duì)此,我們認(rèn)為,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌在顯著提高農(nóng)村居民生活支出的同時(shí),降低了他們的醫(yī)療支出,這可能是因?yàn)槌青l(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌使得農(nóng)村居民擁有更多的資金投入于非醫(yī)療支出,從而提升了其生活支出水平。此外,由于城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)農(nóng)村居民的總支出起到正向影響效應(yīng),對(duì)此我們認(rèn)為生活支出的提高效應(yīng)大于生產(chǎn)支出和醫(yī)療支出的降低效應(yīng)?？傮w來(lái)說(shuō),城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策通過(guò)提供更廣泛的醫(yī)療服務(wù)、減少醫(yī)療費(fèi)用支出,釋放了農(nóng)村居民的消費(fèi)潛力,從而提高了農(nóng)村居民的總支出水平,改善了農(nóng)村居民的生活質(zhì)量,這與一些學(xué)者的研究結(jié)論相一致[12]。但城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策并未提高農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出,這可能是因?yàn)榻┠陙?lái)農(nóng)村地區(qū)脫貧攻堅(jiān)工作的影響以及國(guó)家對(duì)農(nóng)業(yè)問(wèn)題的高度重視,使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)獲得了更多政策傾斜,從而降低了農(nóng)村居民的生產(chǎn)投入。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在控制變量方面,大部分變量對(duì)農(nóng)村居民支出產(chǎn)生顯著影響,且與相關(guān)研究結(jié)論基本一致。如年齡對(duì)生產(chǎn)支出、生活支出以及總支出產(chǎn)生負(fù)向顯著影響,即年齡越大支出越少。但年齡對(duì)醫(yī)療支出卻是正向顯著影響,符合趙文霞等學(xué)者的研究結(jié)論[13]。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.2.1 安慰劑檢驗(yàn)

農(nóng)村居民在選擇參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保時(shí),不僅會(huì)受到主觀意識(shí)的支配,還會(huì)受到諸多客觀因素的影響,即農(nóng)村居民在選擇是否參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保時(shí)具有非隨機(jī)性,會(huì)造成選擇性偏差這一現(xiàn)象的出現(xiàn),從而導(dǎo)致結(jié)論產(chǎn)生偏誤。為此,本文采用隨機(jī)抽樣的方式進(jìn)行個(gè)體安慰劑檢驗(yàn)。

隨機(jī)選擇參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的農(nóng)村居民形成“偽”處理組。受城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌影響的農(nóng)村居民在選取上具有隨機(jī)性,因此,在理論上可以認(rèn)為城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌變量不會(huì)對(duì)農(nóng)村居民支出變量產(chǎn)生顯著影響。如果“偽”處理變量的回歸系數(shù)遠(yuǎn)離零點(diǎn),那就意味著本文所設(shè)定的模型存在系統(tǒng)性偏差。因此,本文進(jìn)行了500次重復(fù)隨機(jī)實(shí)驗(yàn),對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn),并繪制了估計(jì)系數(shù)的核密度函數(shù)圖,如圖1至圖4所示。結(jié)果顯示,估計(jì)值與正態(tài)分布曲線趨勢(shì)極為相像,且估計(jì)系數(shù)的平均值分布在零點(diǎn)附近,因此,隨機(jī)抽樣的結(jié)果表明“偽”處理中的農(nóng)村居民支出不受城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的影響,即城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出的影響并不是偶然事件,進(jìn)一步證實(shí)了研究結(jié)論具有較強(qiáng)的可靠性和真實(shí)性。

圖1 生產(chǎn)支出安慰劑檢 圖2 生活支出安慰劑檢驗(yàn)

圖3 醫(yī)療支出安慰劑檢驗(yàn) 圖4 總支出安慰劑檢驗(yàn)

3.2.2 考慮通貨膨脹率之后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于本文的被解釋變量涉及消費(fèi)支出,本研究結(jié)合我國(guó)農(nóng)村居民各項(xiàng)消費(fèi)支出的實(shí)際增長(zhǎng)指數(shù),將基準(zhǔn)年份設(shè)定為2013年,即農(nóng)村居民消費(fèi)指數(shù)、農(nóng)村居民生產(chǎn)資料指數(shù)、農(nóng)村居民生活支出指數(shù)以及農(nóng)村居民醫(yī)療保健支出指數(shù)均設(shè)為100,并對(duì)2018年的各項(xiàng)支出進(jìn)行平減,以此表示在刨除通貨膨脹后,農(nóng)村居民各支出的實(shí)際水平。結(jié)果顯示(見(jiàn)表3),城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民的總支出和生活支出產(chǎn)生顯著的正向影響,對(duì)農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出和醫(yī)療支出產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響,該結(jié)論與上述表2的基準(zhǔn)回歸結(jié)果完全一致,可以說(shuō)明本文實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性和可靠性。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.3 異質(zhì)性分析

表4呈現(xiàn)了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出影響的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。Panel A將研究對(duì)象分為中年人(45≤Age<60)、老年人(Age≥60)兩個(gè)組別,結(jié)果顯示中年人的生產(chǎn)支出系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù),且生活支出系數(shù)在同水平上顯著為正,而在醫(yī)療支出方面,只有老年人的支出系數(shù)顯著,且系數(shù)為負(fù)。這說(shuō)明,相對(duì)于老年人,中年人參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保更能降低生產(chǎn)支出以及提高生活支出;而相對(duì)于中年人,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌更能減少老年人的醫(yī)療支出。有研究認(rèn)為,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌有助于降低居民的健康風(fēng)險(xiǎn)[14],使其更有信心與能力參與勞動(dòng)力市場(chǎng),從而提高他們的收入和支出水平。根據(jù)生命周期理論的分析,與中年人相比,老年人通常具有較低的收入水平、較低的消費(fèi)意愿以及更高的儲(chǔ)蓄意愿,從而導(dǎo)致老年人的消費(fèi)支出水平較低[15]。但隨年齡的不斷增長(zhǎng),健康折舊加速,老年人產(chǎn)生更迫切的醫(yī)療需求[16],從而誘致了更多的醫(yī)療支出,因此城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)老年人獲得醫(yī)療服務(wù)的邊際效益顯得更高[17]。Panel B按受教育情況將研究對(duì)象分為三個(gè)組別,總體來(lái)看,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)受過(guò)高等教育的農(nóng)村居民的支出影響較為顯著,其中對(duì)生活支出和總支出產(chǎn)生正向影響,對(duì)生產(chǎn)支出產(chǎn)生負(fù)向影響,這可能是因?yàn)?高等教育為個(gè)人提供了更為豐富的財(cái)富積累和健康感知,從而使其能夠更充分地獲取和享有更優(yōu)質(zhì)的衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)。此外,教育投資帶來(lái)的長(zhǎng)期收益通常高于初始成本,亦可能帶來(lái)消費(fèi)偏好的變化,表現(xiàn)出更高的支出傾向。

表4 異質(zhì)性分析

3.4 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

上文已分析城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民支出的關(guān)系,結(jié)果顯示城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民各項(xiàng)支出的影響系數(shù)均顯著,為本研究進(jìn)一步探討自評(píng)健康是否在兩者的關(guān)系中發(fā)揮中介作用奠定了必要基礎(chǔ)。圖5為自評(píng)健康的中介作用圖,首先,結(jié)果顯示自評(píng)健康對(duì)生產(chǎn)支出的影響系數(shù)為0.001,未顯著,表明自評(píng)健康并未在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出影響中發(fā)揮中介作用。其次,在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民生活支出之間,自評(píng)健康的影響系數(shù)為0.013,且在5%的水平上具有顯著性,說(shuō)明城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民生活支出產(chǎn)生直接影響的同時(shí),也會(huì)通過(guò)自評(píng)健康對(duì)其產(chǎn)生間接影響。再者,自評(píng)健康對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出的影響系數(shù)為-0.047,且在1%的水平上顯著,并且在控制自評(píng)健康后,城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出的影響系數(shù)為-0.097,不顯著,故表明自評(píng)健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌減少農(nóng)村居民醫(yī)療支出的過(guò)程中發(fā)揮完全中介作用。最后,自評(píng)健康對(duì)農(nóng)村居民總支出的影響系數(shù)為0.047,且在5%的水平上顯著,表明自評(píng)健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民總支出之間具有中介效應(yīng)。

圖5 自評(píng)健康的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)上述結(jié)果顯示,自評(píng)健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)農(nóng)村居民支出的影響中具有中介作用。這一中介效應(yīng)可能源于自評(píng)健康的主觀性質(zhì),它反映了個(gè)體對(duì)自身健康狀況的認(rèn)知和主觀感受,進(jìn)而影響其醫(yī)療需求和就醫(yī)行為。具體而言,當(dāng)農(nóng)村居民認(rèn)為自身健康狀況較差時(shí),便會(huì)主動(dòng)尋求醫(yī)療服務(wù),從而導(dǎo)致醫(yī)療支出的增加。相反,當(dāng)個(gè)體自評(píng)健康狀況較好時(shí),他們便會(huì)減少對(duì)醫(yī)療服務(wù)的需求,從而降低了在醫(yī)療支出方面的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。這種經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的減輕,推動(dòng)了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策對(duì)農(nóng)村居民支出的影響,最終促進(jìn)農(nóng)村居民生活支出和總支出的增加。因此,假設(shè)5成立,即自評(píng)健康在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌政策與農(nóng)村居民支出之間發(fā)揮中介作用,通過(guò)降低醫(yī)療支出來(lái)間接提高生活支出和總支出。

4 結(jié)論與建議

本文選取CHARLS 2013年和2018年兩期面板數(shù)據(jù),實(shí)證檢驗(yàn)了城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對(duì)農(nóng)村居民支出水平的影響。研究發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌雖未能直接提升農(nóng)村居民的生產(chǎn)支出,卻在改善生活質(zhì)量和減少醫(yī)療支出方面顯現(xiàn)出明顯的積極效應(yīng),通過(guò)減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān),使農(nóng)村居民的可支配支出有所增加,從而提高了農(nóng)村居民的生活支出和總支出。當(dāng)引入自評(píng)健康這一中介變量后,自評(píng)健康水平在城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌與農(nóng)村居民支出的影響鏈路中起到了重要橋梁作用,尤其對(duì)醫(yī)療支出起到了完全中介作用?；诖?本文參考上述內(nèi)容,提出以下幾點(diǎn)建議:

其一,加大城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌力度,釋放農(nóng)村居民支出潛力。本研究發(fā)現(xiàn),城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌顯著提高了農(nóng)村居民的生活支出和總支出,應(yīng)進(jìn)一步提高醫(yī)保的統(tǒng)籌層次,優(yōu)化和擴(kuò)大醫(yī)保的報(bào)銷比例和報(bào)銷范圍,不斷降低農(nóng)村居民的疾病風(fēng)險(xiǎn),提高農(nóng)村居民的非醫(yī)療支出意愿,釋放農(nóng)村居民的支出潛力;并且在完善醫(yī)療保障制度頂層設(shè)計(jì)的同時(shí),還需兼顧對(duì)農(nóng)村弱勢(shì)群體的特殊醫(yī)療支持,讓農(nóng)村居民充分共享我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果。

其二,優(yōu)化城鄉(xiāng)醫(yī)保的頂層設(shè)計(jì),實(shí)現(xiàn)醫(yī)療資源的合理配置。要進(jìn)一步優(yōu)化城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌,關(guān)鍵在于通過(guò)一個(gè)合理健全的制度設(shè)計(jì),對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療資源實(shí)現(xiàn)有效配置。一是要接續(xù)推進(jìn)全國(guó)統(tǒng)一醫(yī)保信息平臺(tái)的創(chuàng)新和完善,促進(jìn)區(qū)域間的數(shù)據(jù)共通和服務(wù)共享,優(yōu)化醫(yī)療資源配置效率;二是推進(jìn)中央與地方,地方與地方間的交互合作,形成一個(gè)垂直貫通、水平聯(lián)動(dòng)的管理機(jī)制,推動(dòng)府際間的醫(yī)療資源流動(dòng);三是加強(qiáng)對(duì)醫(yī)保基金的監(jiān)督監(jiān)管,謹(jǐn)防資金挪用和騙保行為的發(fā)生,保障基金安全。通過(guò)優(yōu)化城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的制度設(shè)計(jì),實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)療資源的有效配置,促進(jìn)城鄉(xiāng)醫(yī)保的有效統(tǒng)籌。

其三,增加農(nóng)村居民的健康支持,提高農(nóng)村居民的健康水平。提高農(nóng)村居民的健康水平亟需從根本上去改善農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生條件和醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量,構(gòu)建更具韌性的健康支持體系。一是在現(xiàn)有城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌的基礎(chǔ)上,繼續(xù)優(yōu)化醫(yī)保的異地就醫(yī)和異地結(jié)算機(jī)制,提高農(nóng)村居民的就醫(yī)便捷度;二是加大對(duì)農(nóng)村居民的健康教育,使農(nóng)村居民樹立更加積極的就醫(yī)觀念,幫助農(nóng)村居民“有病早發(fā)現(xiàn),得病早治療”[18];三是增加農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生資源供給,優(yōu)化農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生設(shè)施,改善農(nóng)村地區(qū)的衛(wèi)生服務(wù)質(zhì)量,提高農(nóng)村居民的健康水平;四是進(jìn)一步推進(jìn)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興和生態(tài)振興,發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì),改善民居條件,促進(jìn)健康水平的提高,增進(jìn)農(nóng)村居民的民生福祉。