医疗保险制度果真“益富”吗——来自中国家庭金融调查的证据

杨 融 ,张永峰 ,路 瑶

(1.南京大学 经济学院,江苏 南京 210093;2.中国人民银行金融研究所,北京 100000)

医疗保险制度有利于穷人还是有益于富人,不仅攸关社会和谐稳定,还关乎经济高质量发展和共同富裕战略的有序推进。进入21 世纪以来,党中央高度重视医疗保险制度建设,党的二十大报告明确作出“健全覆盖全民、统筹城乡、公平统一、安全规范、可持续的多层次社会保障体系,扩大社会保险覆盖面”的战略部署。相关数据显示,1998 年我国参加基本医疗保险的人数为509.6 万人,医保基金总支出15.6 亿元。到2020 年,全国基本医疗保险参保人数增长到13.6 亿人,参保覆盖率稳定在95%以上,同时医保基金总支出达2.1 万亿元,与1998年相比增长1 345 倍。此外,作为社会医疗保险制度的重要补充,商业医疗保险在中国发展迅速。2000—2013 年全国商业医疗保险总保费增长了近40 倍[1],而在2013 年后,保费收入年均增长幅度更是接近50%[2]。在社会医疗保险覆盖率、医保基金支出逐年提高和商业医疗保险快速发展的背景下,研究医疗保险制度的实施是否实现了调节居民收入分配的目标,社会医疗保险和商业医疗保险在调节收入分配中的作用有何差异,不同年份医疗保险制度实施效果动态变化趋势如何,社会医疗保险内部的城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险和新农合的再分配效应有何异同,对正确认识医疗保险制度的真实作用,优化医疗保险制度安排,解决中国医疗保险发展不平衡以及推进健康中国战略和共同富裕战略的实施具有重要意义。

一、文献综述

作为降低居民就医负担,调节居民收入分配的重要制度安排,对医疗保险制度实施效果的研究历来都是学界的热点话题。尽管医疗保险制度设计的初衷是提高低收入群体的医疗服务可及性以推进健康平等从而缩小社会收入不平等,但已有的研究大多认为医疗保险制度并不“亲贫”,反而存在明显的“益富”效应,即医疗保险制度并非有利于穷人,而是更有益于富人。在美国、澳大利亚、欧洲等发达国家和地区,大部分都存在医疗服务利用不公平的现象,与穷人相比,富人更多地享受了医疗资源。但不同国家的医疗不公平程度存在差异,提供私人保险或私人医疗服务的国家医疗保险的“益富”效应更加显著[3-4]。此外,Lee et al.[5]针对中国台湾地区社会经济地位与健康公平的关联性的研究发现,健康不公平40%～73%的因素在于收入水平差异。事实上,医疗保险制度不仅加大了发达国家或地区的收入不平等,在发展中国家同样表现出“益富”效应。Castro-Leal et al.[6]对非洲国家公共医疗受益分布的研究表明,富人在国家公共医疗补贴中受益远大于穷人。由于不同收入水平居民缴纳的保险费和预期收益显著不一致,因而中国的社会医疗保险制度存在逆向调节作用[7]。就商业医疗保险来看,Dor et al.[8]使用美国健康和退休调查数据,在处理内生性问题后发现,商业健康保险能够显著提高中老年人的健康水平。Banthin et al.[9]基于美国1996 年和2003 年医疗支出的面板数据研究发现,拥有雇主医疗保险的群体发生医疗负担的比例远远低于公共医疗保险或者无保险者。此外,与拥有公共医疗保险和没有医疗保险的人相比,拥有私人医疗保险的人经济负担显著降低[10]。

国内学者对医疗保险制度的实施效果同样进行了广泛的研究,且研究结果与国外学者类似,即医疗保险制度的实施并没有起到调节中国居民收入差距的积极作用[11-17]。同时,国内学者对医疗保险制度实施效果的研究还有一个特点:其研究多以某个省份为代表。如李亚青[18]基于广东两市的数据研究发现,高收入群体在职工医保中的受益程度远大于低收入群体。金双华等[19]以陕西为样本研究发现,总体上医疗保险制度不但没有发挥调节收入再分配的积极作用,反过来出现了穷人补贴富人的逆向调节作用。李扶摇等[20]基于京津冀地区的研究结果表明现行的基本医疗保险制度加剧了社会不平等。此外,王延中等[13]、金双华等[17]分别利用2012 年和2013 年的微观数据测算了中国医疗保险制度的实施效果,他们的研究表明收入更高的居民所获得的医保报销额显著高于收入更低的居民。此外,在目前城乡居民基本医疗保险体系的保障水平有限的情况下,作为个体自发选择的补充保险,商业健康保险在分散疾病经济风险并缓解因病致贫中表现出的积极作用正逐步显现[21]。尽管商业医疗保险能够提高低收入群体的健康人力资本,但在稀释收入差距中,商业医疗保险更有可能促进城镇居民对风险金融资产投资的可能性和投资份额,在农村居民中并不存在这种作用[22]。在医疗保险对家庭金融资产配置的影响中,与基本医疗保险组相比,只有多重医疗保险组能够显著提高农村居民家庭风险金融资产持有,商业健康保险组和补充医疗保险组在促进农村居民家庭风险金融资产持有方面没有显著差异[23]。这就是说,不论是社会医疗保险,还是商业医疗保险,均表现出更加有利于高收入群体的“益富”效应。

尽管国内外学者对医疗保险的再分配效应进行了大量有益的探讨,为后续的研究提供了值得借鉴的研究思路与研究方法,但仍然存在改进空间。首先,既有的研究过多集中于社会医疗保险,忽视了商业医疗保险。随着经济发展水平的提升和居民收入水平的增加,商业医疗保险在生活中日益普及,成为社会医疗保险的重要补充,对商业医疗保险的研究显得越来越有必要。有鉴于此,本文同时测算了社会医疗保险和商业医疗保险的再分配效应,对现有文献进行了有益的补充。其次,大多文献仅仅集中于某一个地区或者某一年份数据,使得其研究结论既不能客观反映中国整体现象,又不能有效反映医疗保险制度再分配效应的动态变化趋势。事实上,中国医疗保险制度尽管起步较晚,但推进迅速,不同年份医疗保险制度的实施效果可能存在巨大差异。因此,研究不同年份医疗保险制度的再分配效应可以更加深刻明晰我国医疗保险制度的动态实施效果。最后,与既有文献大多仅用基尼系数来衡量居民收入差距不同,本文同时采用受中等收入水平群体变化影响更敏感的基尼系数和对上层收入水平和底层收入水平变化相对更加敏感的泰尔指数作为收入不平等的代理变量进行了实证检验,从而使估计结果更加严谨客观。

二、分析框架

一方面,不同收入群体在医疗保险中获得的医保报销额将直接影响医疗保险的再分配效应。事实上,随着党中央对低收入群体的医疗保险问题的日益重视,医疗保险政策重点逐步向低收入群体倾斜。2017 年出台的《深化医药卫生体制改革2017年重点工作任务》提出完成城乡居民基本医保制度整合,有效改善了城乡医疗保险发展不平衡的困境。2021 年发布的《国务院办公厅关于健全重特大疾病医疗保险和救助制度的意见》进一步减轻了低收入群体的医疗费用负担并有效抑制了因病致贫和因病返贫。因此,尽管早期的研究表明中国的医疗保险制度并没有起到缩小居民收入差距的正向再分配作用,但随着医疗保险基金支出和参保人数的持续增加,社会医疗保险的受益群体开始向中等及中低和低收入居民转变。正如李永友等[24]的研究表明,医疗保险覆盖面的扩大和医疗服务保障能力的提高使最低收入分组成为新医改后公共住院服务的最主要受益群体。而商业医疗保险以盈利为目的,并不具备公益性质,准入门槛相对较高,购买群体主要集中在中高及高收入群体之间。因此,相对低收入群体,中高及高收入群体在商业医疗保险中的受益程度可能更高。

另一方面,任何制度的再分配效应不论中介渠道和作用机制如何,最终均体现在对个人及家庭收入水平的影响上。也就是说,医疗保险制度通过影响不同收入群体收入水平进而间接作用于收入不平等。如果医疗保险对中等及以下收入群体的增收效应显著大于其对中高及高收入居民,那么医疗保险制度的实施有助于缩小居民收入差距,具有“亲贫”性质。需要指出的是,除了货币性收入之外,医疗保险制度同样可以通过健康人力资本、城市融入感等非货币性收入影响收入差距。例如,作为最重要的人力资本,个体健康水平越高,越有可能获得更高的货币性收入。潘杰等[25]利用2007—2010 年国务院城镇居民基本医疗保险试点评估入户调查数据研究发现,社会医疗保险制度可以有效提高参保居民的健康水平,尤其是对弱势群体而言,社会医疗保险制度的健康促进作用更加显著。因而医疗保险制度实际有助于缓解由健康不平等引起的收入不平等。此外,作为典型的城乡二元结构国家,中国拥有全世界规模最大的农业转移人口。随着农民工在城镇居住、就业方面的壁垒逐渐消除,医疗保险制度对农民工融入城市生活的改善作用越来越强[26]。

综上,本文的医疗保险分配效应的分析框架如图1 所示。

图1 医疗保险分配效应的分析框架

三、研究设计

(一)变量选取

本文使用的数据来自西南财经大学中国家庭金融调查(CHFS)数据。本文主要使用的是2017 年数据,但在测算医疗保险制度动态变化的同时使用了2013 年和2015 年数据。2017 年CHFS 涵盖全国29 个省级行政区的355 个区县,具有较好的代表性。

借鉴王延中等[13]的设定,本文用最终年收入测算实施了医疗保险制度后的社会不平等指数,用最终年收入减去社会医疗保险报销额后的收入测算未实施社会医疗保险情形下的社会不平等指数。原因在于,如果未实施社会医疗保险制度,那么居民无法获得社会医疗保险报销带来的收入。同理,本文用最终年收入减去商业医疗保险报销额后的收入测算未实施商业医疗保险的社会不平等指数。

本文的被解释变量主要有家庭收入、社会医保报销额、商业医保报销额以及主观幸福感和医疗服务利用率。核心解释变量为是否参加社会医疗保险和是否购买商业医疗保险。控制变量主要有个人特征控制变量、工作特征控制变量和家庭特征控制变量。其中:个人特征控制变量包括年龄、学历程度、婚姻状况、健康状况、政治面貌,工作特征控制变量包括工作单位性质、工作年限、是否雇员、是否雇主、月工作天数。在以家庭为基本组成单元的社会关系网络中,家庭成员的医保参与行为深受家庭成员的风险偏好、政治面貌以及收入水平等因素影响,居民的医疗保险决策往往家庭化。因此,本文进一步控制了样本的家庭特征。家庭特征控制变量包括活期存款、负债规模、父亲教育经历、母亲教育经历、父亲最高职务、母亲最高职务。

表1 报告了变量的描述性统计分析。本文将全体样本按收入水平划分为三等份,并依次定义为低收入群体、中等收入群体和高收入群体。从表1 可以看出:低收入群体收入均值为1.605,而中等收入和高收入群体的收入均值分别为6.088 和21.604,三者之间收入差距较大。低收入群体、中等收入群体和高收入群体社会医疗保险的均值分别为0.911,0.920 和0.930,大致相当;三者商业医疗保险的均值分别为0.020,0.039 和0.091,即高收入群体拥有商业医疗保险的概率显著大于中等收入群体和低收入群体。

表1 描述性统计分析

(二)再分配效应测算

基尼系数是衡量收入差距最普遍的方法。不依赖于洛伦兹曲线的基尼系数的计算方法如下:

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个个体的收入,|yj-yi|是任何一对收入样本差的绝对值,n是样本规模。在式(1)的基础上可以定义基尼系数。

式(3)是不依赖洛伦兹曲线的基尼系数计算方法。医疗保险制度的再分配效应可以由未实施医疗保险制度情形下的基尼系数减去实施医疗保险制度后的基尼系数得到。

式(4)中,G表示未实施医疗保险制度情形下的基尼系数,G'表示实施医疗保险制度后的基尼系数。如果RDg>0,则医疗保险制度存在正向再分配效应,有助于缩小收入差距,具备“亲贫”性质;相反,如果RDg<0,则医疗保险制度的再分配效应为负,存在“益富”的逆向调节作用。

由于基尼系数受中等收入水平群体变化的影响更大。有鉴于此,本文进一步测算了医疗保险制度实施前后的泰尔指数。与基尼系数不同,泰尔指数对上层收入水平和底层收入水平的变化相对更加敏感。泰尔指数的测算方法如下:

其中,yi是第i个个体的收入,¯y是所有个体的平均收入。同理,用未实施医疗保险制度情形下的泰尔指数减去实施医疗保险制度后的泰尔指数即可得到医疗保险制度的实施效果。

式(6)中,T表示未实施医疗保险制度情形下的泰尔指数,T'表示实施医疗保险制度后的泰尔指数。同理,如果RDt>0,则医疗保险制度性质为“亲贫”,反之则为“益富”。

(三)模型设定

在影响机制检验上,本文采用简单线性回归。计量模型设定如下:

式(7)用来检验医疗保险制度对居民收入和报销额的影响。其中:inco是居民收入,ybbx是报销额,soin代表社会医疗保险,buin表示商业医疗保险;X为控制变量,包括年龄、学历程度、婚姻状况、健康状况、工作单位性质、政治面貌、活期存款、定期存款和负债规模等;ui为误差项。

同时,在稳健性检验中,本文采用PSM 处理模型的样本自选择问题。PSM 测算出的ATT 值可以测度个体在干预状态下的平均干预效应。在所有样本中,每个样本分别有参加社会医疗保险(购买商业医疗保险)和未参加社会医疗保险(未购买商业医疗保险)两种状态,每个样本进行干预的效果如下:

假定Di=1 表示该样本参加社会医疗保险(购买商业医疗保险),Di=0 则表示该样本未参加社会医疗保险(未购买商业医疗保险)。同时Yi表示测试的结果,其等于:

如果ATT 值显著大于0,那么可以认为参加医疗保险(购买商业医疗保险)的受益程度大于未参加医疗保险(未购买商业医疗保险)。相反,如果ATT 值显著小于0,则未参加医疗保险(未购买商业医疗保险)受益程度更大。

四、实证分析

(一)医疗保险制度的再分配效应

表2 报告了医疗保险制度的再分配效应。其中:(1)列是最终收入的不平等系数,也就是实施了医疗保险制度后的收入不平等系数;(2)列是未实施社会医疗保险制度情形下的收入不平等系数;(3)列是未实施商业医疗保险制度情形下的收入不平等系数。

表2 医疗保险制度的再分配效应

从表2 可以看出:在未实施社会医疗保险的情形下,基尼系数为0.597,比实施了医疗保险制度后的基尼系数的0.568 高5.10%;未实施商业医疗保险情形下的基尼系数为0.567,低于实施了医疗保险制度后的基尼系数。即社会医疗保险实施后基尼系数有所下降,而商业医疗保险则提高了基尼系数。此外,实施了社会医疗保险制度后的泰尔指数同样低于未实施社会医疗保险的泰尔指数,但高于未实施商业医疗保险的泰尔指数。因此,总体来看,社会医疗保险实际上具有正向再分配效应,起到了抑制收入差距扩大的积极作用,具有“亲贫”性质;但商业医疗保险则加剧了社会收入不平等,表现出逆向调节的“益富”效应。

图2 反映了未实施社会医疗保险、未实施商业医疗保险以及实施社会医疗保险和商业医疗保险条件下的洛伦兹曲线。可以看出:未实施社会医疗保险的洛伦兹曲线在实施社会医疗保险和商业医疗保险条件下洛伦兹曲线的右下方。这意味着社会医疗保险提高了收入分配的平等程度。未实施商业医疗保险的洛伦兹曲线处于最终效果的洛伦兹曲线的上方,即商业医疗保险扩大了收入不平等。

图2 医疗保险实施效果的洛伦兹曲线

(二)影响机制

1.医疗保险对不同收入群体医保报销额的影响。医疗保险的再分配效应最先影响的是居民医保报销额,即通过影响医保报销额影响收入分配。因此,为了进一步理解社会医疗保险制度“亲贫”性质和商业医疗保险“益富”效应的逻辑,本文检验了医疗保险对不同收入群体医保报销的影响,检验结果如表3 所示。

表3 医疗保险对不同收入群体医保报销额的影响

从表3 可以看出:社会医疗保险对低收入群体、中等收入群体和高收入群体报销额的系数估计值分别为0.131,0.075 和-0.096,且其对高收入群体的边际影响未通过显著性检验。即社会医疗保险显著提高了低收入群体和中等收入群体的医保报销额,但对高收入群体的医保报销额并不存在显著影响。在以商业医疗保险报销额为被解释变量的模型中,商业医疗保险对低收入群体、中等收入群体和高收入群体报销额的系数估计值分别为-0.001,0.002 和0.007,其中商业医疗保险对低收入群体报销额的边际影响不显著,且商业医疗保险对高收入群体报销额的系数估计值远大于中等收入群体。也就是说,商业医疗保险更有可能提高中等收入群体和高收入群体的报销额。因此,社会医疗保险制度的“亲贫”性质和商业医疗保险的“益富”效应的一个形成原因在于,低收入群体在社会医疗保险中获得的医保报销额远大于高收入群体;相反,在商业医疗保险中,高收入群体获得的医保报销额更多。

2.医疗保险对不同收入群体家庭收入的影响。除了医保报销额外,医疗保险制度的再分配效应的另一个作用机制是通过影响居民收入进而影响居民收入差距。表4 为社会医疗保险和商业医疗保险对不同收入群体收入的影响。

表4 医疗保险对不同收入群体家庭收入的影响

表4 的估计结果表明:社会医疗保险对低收入群体家庭收入的系数估计值为0.151,在1%水平下显著,但对中等收入群体和高收入群体收入水平的系数估计值未通过显著性检验。也就是说,对低收入群体而言,参加社会医疗保险可以显著提升其收入水平,但对中等收入群体和高收入群体来说,参加社会医疗保险对其收入水平并不存在显著影响。商业医疗保险对低收入群体收入水平的系数估计值未通过显著性检验,但对中等收入群体和高收入群体收入水平的系数估计值分别为0.198 和2.807,均在1%水平下显著。即商业医疗保险对高收入群体收入水平的正向影响显著大于中等收入群体和低收入群体。由此表明,低收入群体在社会医疗保险制度中受益远大于高收入群体,但高收入群体在商业医疗保险制度中的受益程度远大于低收入群体。因此,从医疗保险制度对不同收入居民最终收入的影响来看:社会医疗保险对低收入群体收入水平的提升作用显著大于中等收入群体和高收入群体,由此缩小了居民收入差距,表现出显著的正向再分配作用;商业医疗保险制度显著提升了中等收入群体和高收入群体的家庭收入,表现出明显的“益富”效应。

(三)稳健性检验①

1.剔除极端值。样本中的极端值会影响估计结果的可靠性。年龄高于80 岁的居民健康人力资本存量相对更低,超过18 岁但仍在上学的居民无法创造收入。因此,本文删除了年龄大于80 岁的样本和仍在上学的样本并重新进行了检验。在剔除极端值后,估计结果仍然表明低收入居民在社会医疗保险中受益程度显著大于高收入居民,而高收入居民在商业医疗保险中受益更多。

2.PSM 稳健性检验。由于是否参加医疗保险并非随机行为,通常受工作单位性质、收入水平以及学历程度等影响,因而具有明显的自选择问题。因此,本文进一步运用了近邻匹配和卡尺匹配两种倾向得分匹配分析方法进行了稳健性检验,以解决基准回归模型中的样本自选择问题。近邻匹配和卡尺匹配中高收入群体收入水平的ATT 值分别为3.476 和3.591,且在1%水平下显著;而中等收入群体的ATT 为0.234,尽管大于低收入群体但小于高收入群体;近邻匹配和卡尺匹配中高收入群体医保报销额的ATT 值同样显著大于中等收入群体和低收入群体。因此,PSM 检验同样表明高收入群体在商业医疗保险中受益程度更高。

3.基于家庭债务的角度。债务与收入相对应。既然医疗保险能够通过影响家庭收入进而作用于社会收入差距,那么反过来讲,医疗保险应当可以缓解家庭债务进而影响社会收入差距。考虑到这一点,本文以家庭债务为被解释变量,重新解释了社会医疗保险和商业医疗保险对不同收入群体家庭负债的边际影响。社会医疗保险对低收入、中等收入和高收入家庭负债的系数估计值分别为-0.421,-0.106,-0.069。同时,商业医疗保险对低收入、中等收入和高收入家庭负债的系数估计值分别为0.057,0.008,0.009。也就是说,社会医疗保险更有可能降低低收入群体的家庭债务,而商业医疗保险更有可能提升低收入群体的家庭债务。这一结论从侧面印证了社会医疗保险有助于缓解低收入家庭的债务陷阱,缓解社会收入不平等;而商业医疗保险可能会扩大低收入家庭的债务危机,扩大社会收入差距。

4.内生性问题。是否购买医疗保险很大程度受个人收入水平影响,居民收入水平越高,购买医疗保险的可能性也越高。也就是说,收入水平与医疗保险之间可能存在互为因果的内生性问题,而这种反向因果关系可能导致估计结果偏误。有鉴于此,本文借鉴周钦等[27]的设定,选取居民的风险偏好作为医疗保险的工具变量,以克服OLS 模型中可能存在的内生性问题。为了检验工具变量的合理性,本文用Anderson LM 统计值来检验工具变量是否存在识别不足,用Cragg-Donald Wald F 统计值检验是否存在弱工具变量,用Sargan 统计值检验工具变量是否存在过度识别。从Anderson LM 统计值、Cragg-Donald Wald F统计值可以看出,选取居民风险偏好作为医疗保险的工具变量不存在弱工具变量、识别不足和过度识别问题。同时,与中等收入和高收入相比,社会医疗保险对低收入居民收入水平的边际影响更大;与低收入和中等收入群体相比,商业医疗保险对高收入群体收入水平的边际影响更大。由此可知,在克服OLS模型中的内生性问题后,估计结果仍然表明社会医疗保险更有益于低收入群体,而商业医疗保险更有益于高收入群体。

(四)拓展性讨论

1.医疗保险与医疗服务可及性。医疗服务能否有效消除不同收入群体健康不平等成为矫正收入分配不平等的重要手段[24]。因此,本文借鉴李永友等[24]的设定,用“是否住院”作为医疗服务利用率的代理变量,进一步分析了医疗保险对不同收入群体医疗服务利用的差异影响,以检验医疗保险是否可以通过提高低收入群体的医疗服务利用程度从而改善收入分配差距,检验结果如表5 所示。

表5 医疗保险对不同收入群体医疗服务可及性的影响

从表5 可以看出:社会医疗保险对低收入医疗服务利用率的系数估计值为0.040,对中等收入群体和高收入群体医疗服务利用率的系数估计值分别为0.020 和0.019,均在1%水平下显著。也就是说,社会医疗保险对低收入群体医疗服务利用率分别是中等收入群体和高收入群体的2.0 倍和2.1 倍。因此,就医疗资源利用程度而言,社会医疗保险显著提高了低收入群体的医疗服务可及性,有助于改善由健康不平等引起的收入不平等。此外,商业医疗保险对低收入群体和中等收入群体医疗服务利用率的系数估计值未通过显著性检验,但对高收入群体医疗服务利用程度的系数估计值显著为正。也就是说,从医疗服务利用率来看,商业医疗保险仍然体现出更加有利于高收入群体的“益富”效应。

2.城乡差异。中国经济发展不平衡的另一个表现是城乡发展不平衡,因而考虑医疗保险制度在城乡地区实施效果的差异十分必要。表6 报告了医疗保险制度再分配效应的城乡差异。

表6 医疗保险制度再分配效应的城乡差异

从表6 可以看出:在农村地区,未实施社会医疗保险和未实施商业医疗保险情形下的基尼系数为0.626 和0.596,而最终效果的基尼系数为0.595。也就是说,社会医疗保险使得农村地区的基尼系数降低了0.031,而商业医疗保险使农村地区基尼系数提高了0.001。在城镇地区,未实施社会医疗保险和未实施商业医疗保险情形下的基尼系数为0.536 和0.500,同时最终效果的基尼系数为0.501,即社会医疗保险使得城镇地区的基尼系数降低了0.035,商业医疗保险的实施则使得城镇地区的基尼系数提高了0.001。从泰尔指数来看,农村地区最终效果的泰尔指数为0.771,与未实施商业医疗保险情形下的泰尔指数一致;但在城镇地区,未实施商业医疗保险情形下的泰尔指数为0.541,而实施社会医疗保险情形下的泰尔指数为0.545。由此可见,社会医疗保险对城镇地区收入分配的正向调节作用以及商业医疗保险对城镇地区收入分配的逆向调节作用均大于农村地区。

3.医疗保险分配效应的动态变化。为了进一步了解医疗保险制度再分配效应的动态变化趋势,本文选取2013 年、2015 年、2017 年和2019 年中国家庭金融调查数据分别测算医疗保险制度的再分配效应,表7 报告了测算结果。

表7 医疗保险制度再分配效应的动态变化

从表7 可以明显看出:在2013 年,社会医疗保险和商业医疗保险分别使基尼系数提高了0.031 和0.044;使泰尔指数提高了0.056 和0.068。也就是说,在2013 年,不论是商业医疗保险,还是社会医疗保险均存在显著的“益富”效应,即高收入群体在医疗保险制度中受益更多。到了2015 年,商业医疗保险的再分配效应仍然为负,使社会基尼系数提高了0.001;但社会医疗保险的再分配效应转为正向,即未实施社会医疗保险情形下的基尼系数和泰尔指数大于实施了社会医疗保险制度后的基尼系数和泰尔指数。由此表明,社会医疗保险的再分配效应在2015 年转为正向,具有“亲贫”性质,而商业医疗保险仍然表现出逆向调节的“益富”效应。在2017年,社会医疗保险的正向再分配效应开始扩大,基尼系数降低了0.029,远大于2015 年的0.003;但商业医疗保险在2017 年仍然表现加剧收入不平等的“益富”效应。到了2019 年,社会医疗保险仍然有利于穷人,与“亲贫”性质相符,使社会总体基尼系数降低了0.006。与之不同的是,2019 年实施商业医疗保险制度后的基尼系数与未实施商业医疗保险制度情形下的基尼系数一致。也就是说,商业医疗保险制度的实施在2019 年或许并未导致社会差距的扩大,但其长期效果仍有待更新数据后进一步探讨。

总的来说,社会医疗保险的再分配效应在2013年为负,2015 年转为正向,到2017 年之后正向再分配效应进一步提升。而商业医疗保险制度在2013年、2015 年、2017 年均表现出逆向调节的“益富”效应,加剧了社会收入的不平等,而在2019 年则未表现出明显的“益富”效应。可能的原因在于,自2013年以来,社会医疗保险的参保人数、报销比例和保障范围不断扩大,其溢出效应逐步向中低收入和低收入居民扩散,更多中低收入和低收入居民开始享受到社会医疗保险的制度红利。十八大以来,党中央高度重视低收入群体的医疗保险问题,医疗保险政策重点向低收入群体倾斜。例如,2015 年全面推开大病保险,同时保险比例提高至15%,个人负担下降到30%以下。根据国家统计局发布的2012 年和2016 年《国民经济和社会发展统计公报》显示,2012 年城镇医疗保险参保人数和基金支出分别增长了39.55%和94.22%。同时,城镇医疗保险人数的增加主要是城镇居民医疗保险参保人数的增加。与城镇职工医疗保险不同,城镇居民医疗保险覆盖对象主要是城镇未成年人和没有工作的居民,也就是缺乏收入的群体。缺乏收入的城镇居民大规模参与城镇居民医疗保险有助于降低其就医负担,提高其可支配收入,进而起到调节不同收入群体收入差距的积极效果。商业医疗保险自始至终均表现出更加有利于高收入群体的“益富”效应,一个深层次的原因在于购买商业医疗保险的群体本身就是高收入群体,中低收入群体由于并未购买商业医疗保险因而无法从商业医疗保险中受益。需要指出来的是,商业医疗保险的再分配效应尽管在2015 年和2017 年为负向,但与2013 年相比有所缩小,即商业医疗保险虽然始终存在逆向调节的“益富”效应,但这种逆向调节作用在2015 年和2017 年有所缓解。其中的原因在于,随着经济发展水平和居民收入水平的提升以及居民健康意识的提高,购买商业医疗保险的群体由高收入群体逐步扩大至中等收入群体,由此中等收入群体开始享有商业医疗保险带来的红利,商业医疗保险的逆向调节作用也将得到一定程度的缓解。

五、结论与建议

在稳步推进共同富裕战略的背景下,本文利用2017 年中国家庭金融调查数据测算了医疗保险制度的再分配效应并检验了可能的影响机制。研究结果发现:社会医疗保险实际上起到了抑制收入差距扩大的正向再分配作用,使得社会整体基尼系数降低了大约5 个百分点。这一结论与既有的研究不同,有助于政府与社会各界正确认识我国社会医疗保险的真实作用。商业医疗保险则加剧了收入不平等,存在逆向调节的“益富”效应。影响机制在于:低收入群体在社会医疗保险制度中获得的直接报销和间接收入远大于高收入群体,高收入群体在商业医疗保险中的受益程度远高于低收入群体;社会医疗保险更有助于缓解低收入家庭的债务陷阱,商业医疗保险可能会扩大低收入家庭的债务危机。进一步研究发现:社会医疗保险更有可能提高低收入群体的医疗服务可及性,有助于改善由健康不平等引起的收入不平等,而商业医疗保险更有可能提升高收入群体的医疗服务可及性;社会医疗保险对城镇地区收入分配的正向调节作用以及商业医疗保险对城镇地区收入分配的逆向调节作用均大于农村地区。此外,社会医疗保险制度在2013 年的再分配效应为负,到2015 年转为正向,2017 年之后正向再分配效应进一步提升;商业医疗保险制度在2013 年、2015 年、2017 年均表现出逆向调节的“益富”效应,加剧了社会收入不平等,在2019 年未表现出明显的“益富”效应。

为了更好地发挥医疗保险制度对收入分配的调节作用,以促进共同富裕战略的实现,结合本文的研究结论,有必要做好以下几点:

首先,持续加大社会医疗保险投入,减轻人民群众医疗负担,推动健康中国战略的有效实施。尽管早期的社会医疗保险制度存在逆向调节的“益富”效应,但本文的研究表明,社会医疗保险制度从2015 年开始呈现抑制收入差距扩大的正向再分配作用。因此,为了有效降低居民尤其是低收入群体就医负担,推动健康中国战略的有效实施,必须持续加大社会医疗保险的投入,进一步将社会医疗保险向低收入群体覆盖。

其次,加大对中西部和农村地区医疗保险的支持力度,着力解决医疗保险发展不平衡的问题。地区经济发展不平衡导致了地区医疗保险发展的不平衡和医疗卫生资源分布的不平衡,而医保发展不平衡显然制约了医疗保险制度再分配效应的发挥。因此,必须加大对中西部地区医疗保险的支持力度,着力解决医疗保险发展不平衡的问题。

最后,完善商业医疗保险制度,丰富商业医疗保险类型。人口老龄化的快速推进加剧了医保基金支付的负担,医保费用面临缺口的压力越来越大。而作为社会医疗保险制度的重要补充,商业医疗保险可以有效弥补社会医疗保险的不足。考虑到当前的商业医疗保险制度可能扩大了收入差距,因而有必要丰富商业医疗保险类型,提供不同价位的商业保险种类,满足不同收入层次居民的商业保险需求,为中等收入群体和低收入群体购买商业医疗保险提供现实途径。

注释:

①限于篇幅,作者未在正文中报告稳健性检验结果,感兴趣的读者可向作者索取。