补充医疗保险分散大病风险的研究*——基于成都市的实证分析

王静曦 臧文斌 周 磊

(1重庆工商大学社会与公共管理学院，重庆，400067;2西南财经大学公共管理学院，四川 成都，611130)

一、引言

目前我国医疗保障体系主要由三大基本医疗保险构成。截至2013年末，我国城镇职工、城镇居民基本医疗保险参保人数为5.71亿(人社部，2013)，新型农村合作医疗参合人数为8.02亿(卫计委，2013)。基本医疗保险覆盖率的全面提升，为减轻人民群众医疗负担，缓解看病难、看病贵起到了重要作用。

基本医疗保险在全覆盖的基础上，其实际保障水平还有待提高。根据2008年第四次国家卫生服务调查，城镇职工基本医疗保险住院费用平均报销比例为63.2%，城镇居民基本医疗保险医疗费用平均报销比例为49.3%，新型农村合作医疗住院费用平均报销比为26.6%;城市与农村低收入人口家庭灾难性医疗支出发生的概率为5.9%和10.2%。①根据世界卫生组织的定义，家庭强制性医疗支出大于或超过家庭一般消费的40%即视为灾难性医疗支出。除了城镇职工基本医疗保险外，我国城镇居民和农村人口的基本医疗保障水平不高，参保人发生大病后的绝大部分医疗费用需要自理，并且医疗费用给低收入人群带来的经济负担尤其严重。根据世界卫生组织公布的《世界卫生统计2012》，全球平均个人卫生支出占卫生总费用的比例为40.8%，而公布的我国个人卫生支出占卫生总费用的比例为47.5%。另外1979－2011年，我国卫生总费用中个人支出部分增长速度明显快于政府和社会支出，2013年个人实际支出较1978年增长了近80倍，而政府实际支出与社会实际支出分别增长了约44倍和36倍(见图1)。

随着我国居民对医疗服务需求的进一步增加，医疗卫生费用将给越来越多的家庭带来经济上的负担。根据全国卫生服务调查的数据发现(见表1)，2013年我国居民的两周患病率达24.1%，较2003年增长了68.53%;2013年我国慢性病患病率达到33.1%，较2003年增长了168.21%;2013年我国居民住院率为9.0%，较2003年增长了150%。按2013年人口总数13.6亿推算，当年两周患病总人次数达85.22亿。②根据卫生部的计算方法，全国两周患病累计总人次数的计算方法为当年人口总数×26×两周患病率。通过计算，2003年两周患病累计总人次数为47.96亿，2013年两周患病累计总人次数为85.22亿。过去10年我国平均每年新增患病人次数为3.73亿，每年新增慢性病患者人数达2900万，每年新增住院人次数达760万。

图1 1978－2011年我国卫生总费用构成与人均实际GDP比较分析

表1 被调查地区的两周患病率、慢性病患病率和住院率

随着全民医保体系的逐步完善，在基本医疗保险的基础上提高对大病的保障成为当前和未来我国医疗保障制度发展的重要目标。《“十二五”期间深化医药卫生体制改革规划暨实施方案》提出要切实解决重特大疾病患者医疗费用保障问题。《国务院办公厅深化医药卫生体制改革2014年重点工作任务》提出“重点解决重特大疾病保障不完善等问题，进一步巩固完善全民医保体系”的要求。

为了更好的分散大病风险，减轻人民群众患大病的经济负担，我国于20世纪末开始逐步探索建立补充医疗保险制度。补充医疗保险是在基本医疗保险基础上，对某一特定群体疾病风险的进一步保障(仇雨临，2008;贾洪波，2013)。1994年《关于职工医疗保险制度改革的试点意见》提出，作为基本医疗保险的补充，要发展职工医疗互助基金和商业性医疗保险，并坚持自愿参加与自主选择的原则。1997年《中共中央、国务院关于卫生改革与发展的决定》提出积极发展多种形式的补充医疗保险，而不仅限于城镇职工互助基金和商业性医疗保险。1998年《国务院关于建立城镇职工基本医疗保险制度的决定》规定了超过基本医疗保险最高支付限额的医疗费用可以通过商业医疗保险等途径解决，公务员在基本医疗保险基础上享受医疗补助，同时允许企业建立补充医疗保险。该《决定》较为全面地论述了我国补充医疗保险的类型和主要作用，为后来补充医疗保险的发展起到指导性作用。2002年《财政部劳动保障部关于企业补充医疗保险有关问题的通知》具体规定了企业补充医疗保险的保险费率。2009年《中共中央国务院关于深化医药卫生体制改革的意见》提出“加快建立和完善以基本医疗保障为主体，其他多种形式补充医疗保险和商业健康保险为补充，覆盖城乡居民的多层次医疗保障体系”。

在以上提到的补充医疗保险的相关政策指导下，2009年11月成都市政府颁布了《成都市大病医疗互助补充保险办法》，并从2010年4月1日起开始实施。大病补充医疗保险的参保范围包括城镇职工基本医疗保险参保人员、城乡居民基本医疗保险参保人员、个体工商户等，医疗保险经办部门对保险资金进行管理，实行市级统筹，对符合基本医疗保险报销范围的个人自付费用和超出统筹基金最高支付限额以上部分进行报

(以1978年为基期的定基增长趋势)销，年度累计最高支付限额40万元。①根据《成都市城乡居民基本医疗保险暂行办法》，城乡居民基本医疗保险最高支付限额为6万元(学生儿童为8万元)。2015年成都市城乡居民基本医疗保险的缴费档次分别为90元和190元，成都市大病补充医疗保险的缴费档次分别为190元和380元。

本文利用对成都市的37家医院患者的3年调查数据(2010－2012年)，分析了2009年开始实施的补充医疗保险对分散大病风险的影响。我们发现，购买补充医疗保险导致患者家庭成为医疗负担非常严重的家庭的可能性降低了约5.7%，使医疗负担比较严重的可能性降低了约11.4%，使家庭因病负债的可能性降低了约36.7%。因此，成都市近几年推行的补充医疗保险在完善该市的医疗保障制度和降低患者医疗负担过程中取得了显著的成效。

本文其余部分安排如下:第二部分对国内外相关研究进行了回顾;第三部分是本文的数据来源和使用的计量模型，以及相关变量定义和描述性统计分析;第四部分是实证结果解读和分析;最后是本文的研究结论和相关政策建议。

二、文献回顾

补充医疗保险制度是现代社会保障体系的重要组成部分，对提高居民生活质量与保障民生等方面发挥着重要的作用(贾洪波等，2012)。国外将政府提供的基本医疗保险之外的医疗保险称为个人医疗保险(Private health insurance)(OECD，2014)、补充医疗保险(Complementary health insurance)或自愿医疗保险(Voluntary health insurance)。他们的共同特征是在基本医疗保险的基础上提供更“便捷”的医疗服务(如在英国、澳大利亚参加补充医疗保险可以选择医生或缩短非紧急护理的等待时间);或者对超出基本医疗保险支付水平外的费用予以补偿(如法国、美国)。中国学者对于补充医疗保险的定义大概从以下几个角度展开:(1)补充医疗保险是相对于基本医疗保险而言的一种辅助性的医疗保险，强调补偿超过基本医疗保险支付限额以上的部分(李伟光，2001;刘丹等，2010;郑红等，2011);(2)补充医疗保险是为了满足不同医疗服务需求，提供包括超出基本医疗保险覆盖范围的医疗服务的保障(王保真，2005;贾洪波，2012)。

国外研究发展中国家医疗保险对医疗费用影响的文献较多，其中部分学者研究发现医疗保险对降低发展中国家医疗负担有积极作用(Ron，1999;Harmon ＆ Nolan，2001;Yip ＆ Berman，2001;Jowett et al.，2003;Wagstaff＆ Pradhan，2005;Sepehri et al.，2006;Wagstaff et al.，2009)。其中较为著名的是 Wagstaff et al.(2005)对越南医疗保险和医疗服务的研究。他们研究发现医疗保险降低了医疗费用中的自付费用。类似的Sepehri et al.(2006)采用同样的方法发现医疗保险降低了自付费用的36% ～45%。另一方面，部分研究认为医疗保险并没有发挥保障患者抵御灾难性医疗支出的作用(Carrin et al.，1999;Ekman，2007;King et al.，2009;Nguyen et al.，2012)。

关于补充医疗保险，Keeler et al.(1977)较早研究了补充医疗保险的需求问题，他们发现基本医疗保险的起付线设置使得人们开始加入补充医疗保险，期望实现“全面”的医疗费用保障。随后，由于医疗服务需求的增长，医疗保险得到了快速发展，学者开始关注补充医疗保险。上世纪末，关于美国联邦医疗保险(Medicare)是否应该包括处方药的讨论引发学者对补充医疗保险的研究(Lillard et al.，1999;Davis et al.，1999)。Lillard et al.发现如果扩大联邦医疗保险的覆盖范围能够显著降低老年人购买处方药的经济负担。21世纪初，大多数欧洲国家都面临着公共医疗支出快速增长的巨大压力，与此同时各种自愿参加的补充医疗保险(Voluntary health insurance)受到越来越多的关注，许多国家在强制参加基本医疗保险的基础上，采取税收刺激政策鼓励个人或雇主购买补充医疗保险(Mossialos＆Thomson，2002;OECD，2004)。Ali(2009)研究发现补充医疗保险能够降低大病导致灾难性医疗支出的可能性。Schokkaert et al.(2010)研究了比利时的补充医疗保险，他们发现公共医疗系统的特征决定了补充医疗保险参与行为和补充医疗保险对医疗服务的利用。Paccagnella et al.(2013)采用欧洲健康、老龄化和退休调查数据(SHARE)，研究了11个欧洲国家50岁以上人群参加补充医疗保险对个人自付费用(Out－of－pocket)的影响，发现在荷兰补充医疗保险降低了个人自付费用，而在意大利、丹麦和奥地利个人自付费用反而上升。他们认为导致个人自付费用上升的原因是补充医疗保险增加了医疗服务使用，同时由于保险公司考虑到存在道德风险和出于控制逆向选择的原因可能提高保险合同中的自付比例。Nguyen(2012)发现补充医疗保险对患者的自费部分影响并不显著;与此类似Stabile et al.(2014)发现补充医疗保险没有减轻公共支出负担。不同学者的研究结果之间存在较大差异，探究其原因可能是由于不同国家之间保险设计以及健康行为习惯等不同导致。因此对医疗保险的分析不能简单借鉴国外现有成果，应在合理考虑本国或地区差异的基础上，采用科学的方法进行评估。

我国的补充医疗保险发展较国外起步晚，目前学术界对补充医疗保险的关注主要集中在以下几个方面:第一是关于补充医疗保险的定位研究(陈文，2001;张冬平，2003)。贾洪波等(2012)较为全面地分析了补充医疗保险的内涵和分类，强调了补充医疗保险的保护与激励原则，以及为特定群体分散疾病风险的功能;第二是关于补充医疗保险发展模式以及如何推进。曹乾等(2009)提出大额补充医疗保险应实现医疗保障部门与保险公司合作经营的发展模式。陈新中等(2010)提出要扩大我国补充医疗保险的保障范围，同时政府在对险种进行分类的基础上给予合理的支持。类似的，其他部分学者也提出应该积极发展补充医疗保险(李琼等，2001;刘丹等，2010);第三是关于具体某个地区的补充医疗保险实施情况。郭士征(2000)全面论述了上海发展补充医疗保险的条件和路径。张帆等(2009)通过黑龙江省城镇职工补充医疗保险需求调查，发现只有不到20%的受访者了解补充医疗保险，并认为政府和商业医疗保险机构应该关注补充医疗保险需求。郑先平等(2011)通过解读南昌市城镇居民补充医疗保险政策，提出了具有针对性的对策建议。

通过对已有研究的回顾，我们发现补充医疗保险是适应和符合人们需求，并且在逐步发展和完善的一项重要的医疗保险制度;其次，补充医疗保险具有较强的地区间差异;最后通过梳理文献我们发现目前国内还没有补充医疗保险实施效果的实证研究。成都市是我国较早开始探索建立补充医疗保险制度的城市之一。自1999年发展补充医疗保险以来，成都市补充医疗保险经历了保障范围从住院到住院和门诊，参保范围从职工到职工和城乡居民的发展和完善过程，①为减轻职工基本医疗保险待遇之外的住院经济负担，1999年《成都市职工补充医疗保险实施办法(一)－(三)》出台，规定本市职工以及户籍关系在本市行政区域的其他人员可以自愿参加补充医疗保险。2000年《成都市职工门诊补充医疗保险实施办法》出台，对主城区参加基本医疗保险的参保者开展门诊补充保险。2005年成都市进一步完善了住院补充医疗保险。2009年《成都市大病医疗互助补充保险办法》出台。因此实证分析补充医疗保险的实施效果，特别对补充医疗保险分散大病风险的效果进行评估具有较强的政策意义。

三、数据与模型

(一)数据与变量

本文的数据来自成都市医药卫生体制改革评估调研。②为了评估2009年启动的成都市医药卫生体制改革工作，成都市医改专家组于2010－2012年对成都市(10区1县:青白江区、新都区、温江区、龙泉驿区、成华区、青羊区、锦江区、金牛区、武侯区、高新区以及双流县)37家医院进行了连续3年的调研，共随机采集到来自患者的6627个微观调查数据。该项目的调研方式为随机对每家医院的门诊患者和住院患者进行问卷访谈。问卷所采集的信息包括患者基本情况、个人健康行为及医疗保险状况、就诊情况、满意度调查以及家庭经济状况等。

表2 关键变量的对比

表2对比了本文使用的数据和中国健康与营养调查(CHNS)调查数据(城市地区样本)在家庭人均月收入、城镇职工基本医疗保险和城乡居民基本医疗保险参保率几个关键变量上的异同;特别地，我们还将样本中的家庭人均月收入与成都市政府公布的居民人均月收入进行了对比。通过分析，我们发现本文使用的数据具有较好的代表性。

下面列出了本文关注的补充医疗保险、大病风险以及其他相关变量的说明。

1.医疗保险的参加情况

补充医疗保险是基本医疗保险的有益补充。根据公共福利基金会(The Commonwealth Fund)对各国医疗卫生系统的调查报告，2013年英国国家健康医疗服务计划(National Health System)之外大约有11%的个人参加了商业医疗保险;2010年德国有近20%的个人购买补充医疗保险。根据我国第四次卫生服务调查，2008年我国有6.9%的居民参加了商业医疗保险。根据表4所示，2010－2012年成都市基本医疗保险覆盖率逐年上升，2012年达到89.2%;补充医疗保险的参保率在2012年变化显著，较2010年上涨了38.74%;商业保险的参加比例有轻微下降的趋势，但仍保持在7%以上;而2012年成都市大病补充医疗保险参加比例较2010年增长了197.41%。总的来说，自2009年医改实施以来，成都市医疗保险制度逐渐完善，基本医疗保险和补充医疗保险的覆盖面都在逐年扩大，特别是成都市开展的大病补充医疗保险参保率增长显著。因此在评估医疗保险实施效果时，有必要将补充医疗保险与基本医疗保险分开评估。

2.大病风险

风险是发生损失的不确定性(Rejda，2010)。大病风险则表现为患大病时发生的给个人造成严重经济负担的医疗花费的可能性。由于目前我国基本医疗保险对重特大疾病的保障程度较为有限，研究补充医疗保险对分散大病风险的作用显得尤为重要。

通过梳理文献，我们选择了大多数研究所采用的疾病经济负担①疾病经济负担的衡量指标大致可以分为两类:一类直接关注患者的实际医疗花费，评估一项政策或法律制度在实施后是否有效降低了患者医疗支出(Goldberg ＆ Greenberg，1979;Feldman et al.，1986;Chernew，1995;Baker，1997);另一类则采用如住院费用报销比例、自付医疗费用占家庭可支配收入比例等来测量疾病经济负担(孙翠等，2011;周钦等，2013)。作为大病风险的衡量指标。一般的，家庭灾难性医疗支出被广泛地用于衡量大病风险(Xu et al.，2003，2007)，而由于成都市医改课题组的信息采集对象为正在就医的患者，因此对于当次就医(特别是住院)的花费和报销情况不能确切获知。因此，结合成都市医改课题组的调研设计，本文选择了两个衡量大病风险的指标:第一，今年因疾病造成家庭经济负担非常严重的情况;②问卷中的问题为:今年患者家因患病给家庭造成的经济负担有多严重?答案包括(1)非常严重(2)比较严重(3)不严重(4)不知道。第二，是否因疾病负债。③问卷中的问题为:今年给家人治病，全家总共欠债多少钱?第一个指标反映的是大病造成经济负担的主观感受。一般我们可以合理的认为如果受访者具有较高的大病风险，则他回答经济负担非常严重的可能性也随之提高;第二个指标则从客观的角度反映了大病风险的严重程度。通常来说，因病负债是比灾难性医疗支出更为严重的医疗负担的表现，因此本文采用其作为大病风险的另一衡量指标。

从表5可以看出，2010－2012年由疾病造成家庭经济负担非常严重的比例逐年下降，2010年有5.9%的受访者表示疾病造成家庭经济负担非常严重，2012年认为非常严重的比例下降了81.36%。除了医疗负担的主观感知，我们发现因病导致家庭负债的比例变化不大，虽然2011年有小幅度下降，但是2012年基本恢复至2010年的水平。通过计算我们发现虽然因病负债的概率没有降低，但是家庭因疾病负债占家庭年收入的平均比重有所下降:2010为1.53倍，2011年为0.95倍，2012年为1.06倍。总的来说，2010－2012年成都市居民的大病医疗负担有所改善，特别是因病造成家庭经济负担非常严重的比例下降显著。注:本问题设计为若受访者是未成年人，则由陪护的家长回答。

表3 各类医疗保险参加情况(占比)

表4 医疗负担的相关指标(占比)

3.其他控制变量

为了研究补充医疗保险分散大病风险的情况，我们在控制基本医疗保险的基础上，还进一步控制了其他变量。根据以往关于保险对医疗负担的研究(Gruber et al.，1999;Wagstaff et al.，2009;刘国恩等，2010;臧文斌等，2012;赵绍阳，2012)，我们进一步控制了人口社会学特征、健康行为习惯、健康状况、家庭经济情况以及时间等变量。表5报告了其他控制变量的描述性统计。

根据成都医改课题组收集的信息，有关人口社会学特征的变量包括:性别、年龄、婚姻状况以及受教育水平。性别为男性则取1，性别为女性取0。婚姻状况为已婚的取1，已婚以外的其他情况取0。受教育程度分为小学及以下、初中、高中或中专、大专及以上。有关健康行为习惯的变量包括是否吸烟(吸烟取1)，是否饮酒(饮酒取1)，是否参加健身活动或体育锻炼(参加取1)。有关健康状况的变量包括半年内是否被诊断患有慢性病(是则取1)，以及自评健康打分。①问卷中该问题为:为了帮助您反映健康状况的好坏，请在一个刻度尺(0表示最差状况，100表示最好状况)上画出一条线以代表您今天的健康状况。我们采用家庭人均月收入表示家庭经济状况，同时还考虑了时间控制变量。在数据处理上，本文剔除了含有缺失值和异常值的样本，用于实证研究的样本个数为5122个。

表5 其他控制变量的描述性统计

从表5可知，样本中男性较女性数量少;受访者平均年龄为39岁;已婚者占样本的大多数;中小学以下教育水平者占比较高。从健康行为习惯来看，吸烟的比例为16.9%，饮酒的比例为21.2%，锻炼身体的比例为73.5%。受访者自评健康打分的均值为75.70。样本中家庭人均月收入为1729.77元，大致符合成都市政府公布的2010年居民人均月收入额。同时我们还发现样本在2010－2012年中的分布较为平均，即每年的样本占样本总体数量基本相同。

(二)模型

由于本文选择的两个衡量医疗负担的指标都是离散变量，其中一个是有序的离散变量，另外一个是二元离散变量，所以我们使用有序Probit模型(以下简称“Ordered Probit模型”)分析补充医疗保险对因病造成家庭经济负担非常严重的影响，Probit模型分析补充医疗保险对家庭是否因病负债的影响。

根据问卷中对于因病给家庭造成的经济负担严重程度的选项设定为非常严重、比较严重和不严重三个类型，这三个类型反映的是疾病带给家庭经济负担严重程度的主观感受，所以本文的Ordered Probit模型设定如下:

(1)式中yi=1，2，3分别代表疾病给家庭带来的经济负担非常严重、比较严重和不严重。产生以上三种结果的概率分别如下:

为了简化(1)式的联合似然函数，令

所以，(1)式的联合似然函数可以写成如下形式:

(3)式中Supple_insur是本文关心的补充医疗保险，x是其他控制变量，包括人口社会学特征、个人健康行为习惯、家庭人均收入和基本医疗保险等。由于Ordered Probit模型估计的系数不能直接反映经济意义，为了得到有经济意义的结果需要进行边际效应转换，其转换的方式如下:

通过(4)转换后的系数解释为在j种状态下，自变量对因变量的边际影响。

由于家庭是否因疾病负债是一个二元变量，因此本文用Probit模型进一步分析补充医疗保险对家庭是否因病负债的影响，模型设定如下:

(5)式中μ～N(0，σ2)。y*是潜在效应，当＞0可以观测到(6)式yi=1，说明家庭因病负债;当≤0可以观测到(2)式yi=0，说明家庭没有因病负债。Supple_insur同样表示补充医疗保险;x是其他控制变量。

在选择对以上两个模型的估计方法时，本文选择了极大似然估计(Maximum Likelihood Estimation)。为了克服模型可能存在的异方差问题，实证结果报告了异方差稳健的标准差(Robust Standard Error)。并且所有的回归在报告回归系数的同时，还将系数转换成了边际效应。

四、估计结果

(一)补充医疗保险对医疗负担的影响

根据前文对大病风险的定义，我们首先检验了补充医疗保险对医疗负担严重程度的影响。表6是Ordered Probit模型的估计结果，其中(1)－(3)列报告了不同选项的边际效应(Marginal Effects)。由于补充医疗保险是自愿参与，因此可以合理推测具有大病风险的个人更容易选择补充医疗保险。补充医疗保险参与行为中可能存在的自选择会导致模型存在内生性问题，从而使估计结果有偏和不一致。为了进一步验证模型是否存在内生性，我们进行了Durbin－Wu－Hausman检验，发现模型确实存在内生性问题。采用解决内生性问题的一般做法，我们为存在内生性的补充医疗保险选择了两个工具变量:医疗保险知识的了解程度①为了衡量被访者对医疗保险知识的了解程度，问卷中设计了如下问题:你知道门诊报销制度吗?(1)知道 (2)不知道。与是否本地户口。②问卷中该问题为:患者户口所在地 (1)本地(2)外地。首先，对医疗保险知识的了解程度有可能影响居民是否参加补充医疗保险，但不会直接影响医疗负担。其次，由于大病补充医疗保险的主要参保范围包括城镇职工和城镇居民基本医疗保险参保人，因此户口在本地可能更易选择补充医疗保险，而不会直接影响家庭的医疗负担。通过对以上工具变量进行Wald检验，我们发现工具变量满足外生性条件，同时和补充医疗保险相关。

表6 补充医疗保险对医疗负担严重程度的影响:Ordered Probit模型

表7是加入工具变量后的估计结果。由于Ordered Probit模型的系数没有直接的经济意义，因此我们进行了系数的边际效应转换。(1)－(3)报告了补充医疗保险对医疗负担严重程度的影响，分别代表非常严重、比较严重、不严重的边际效应。估计结果中辅助估计参数atanhrho_12在1%的显著水平下显著不等于0，表明补充医疗保险为内生变量。

表7 补充医疗保险对医疗负担严重程度的影响:IV Ordered Probit模型

表8 补充医疗保险对医疗负担严重程度的影响:IV Ordered Probit模型(第一阶段)

补充医疗保险对降低医疗负担，分散大病风险具有显著的正向影响。表7第(1)列估计了参加补充医疗保险后医疗负担非常严重的概率降低了5.69%，并在5%的置信水平下显著。一般来说，具有较高大病风险的人，其患病后医疗负担非常严重的概率也较高。补充医疗保险有效地降低了医疗负担非常严重的可能性，对分散大病风险起到了积极作用。第(2)列估计了参加补充医疗保险后医疗负担比较严重的概率降低了11.35%，并在1%的置信水平下显著。第(3)列估计了参加补充医疗保险后医疗负担不严重的可能性提高了17.04%，并在1%的置信水平下显著。相对于基本医疗保险，补充医疗保险对降低医疗负担、特别是大病负担的作用更为显著。导致这种现象的原因可能是由于目前基本医疗保险的保障程度，特别是大病的保障程度有限;一旦发生让家庭感受到经济负担非常严重的医疗支出时，仅依靠基本医疗保险难以解决。根据成都市《城乡居民基本医疗保险暂行办法》，一个自然年度内城乡居民基本医疗保险基金的个人累计支付最高限额为6万元(学生儿童为8万元)，基本医疗保险在三级医院的支付比例最高为65%，而大病补充医疗保险的累计支付上限为40万元。

医疗负担随着年龄的增加也呈现出一定的变化趋势。从年龄的一次方边际效应发现，年龄每增加1岁，医疗负担非常严重的比例会提高0.17%，医疗负担比较严重的比例提高0.33%。即随着年龄增长，医疗负担可能加重。另一方面，从年龄的二次方边际效应我们发现，医疗负担与年龄之间呈“U”型关系，即处于样本年龄分布两端的人更容易出现因病导致家庭经济负担严重的情况。根据美国Medical Expenditure Panel Surveys数据发现，老龄人口的人均医疗费用是年轻人的3－5倍。根据李玲等(2006)的研究，预计到2020年我国老龄人口医疗总费用会达到2010年的44倍，且老龄人口医疗总费用占GDP比重将达到3.06%，较2010年增长1.76倍。

教育对降低医疗负担有显著的正向影响，且教育程度越高这种影响越大。具有初中教育水平会使医疗负担非常严重的概率降低1.11%，具有高中教育水平会使医疗负担非常严重的概率降低1.44%，具有大专及以上教育水平会使医疗负担非常严重的概率降低1.56%。相应的，随着教育水平的提高，医疗负担比较严重的可能性也随之降低。这一结论与大多数学者的发现相吻合。研究健康需求的Grossman(1972)首次将健康资本的概念模型化，并发现教育水平对健康有正向的影响。李珍珍等(2006)使用上海家庭调查的数据验证了类似的发现。程令国等(2015)发现教育显著提高中国老年人的健康水平，并且教育会提高健康的投入效率。

从健康行为习惯来看，我们发现吸烟和饮酒行为对医疗负担的严重程度影响不显著，但是锻炼身体能够显著降低医疗负担严重的可能性。锻炼身体使医疗负担非常严重的可能性降低了0.98%，使医疗负担比较严重的可能性降低了1.96%。从健康状况来看，患有慢性病使医疗负担非常严重或比较严重的可能性较没有慢性病分别高出1.46%和2.92%。另一方面，自评健康打分越高，医疗负担严重的可能性越低。最后，从家庭经济情况看，家庭人均月收入每提高1%，医疗负担非常严重的可能性降低2.44%，医疗负担比较严重的可能性降低4.86%。

综上所述，在加入工具变量修正模型的内生性后，本文发现补充医疗保险对降低大病医疗负担有显著的正向影响。同时我们还发现医疗负担会随着年龄的增长而增加，且患有慢性病使医疗负担严重的可能性显著提高;最后，教育水平的提高、锻炼身体、较高的自评健康打分以及家庭人均收入的提高都显著降低了医疗负担。

(二)补充医疗保险对家庭因病负债的影响

为了进一步验证补充医疗保险对分散大病风险的影响，我们采用因病负债作为衡量大病负担的另一个指标。家庭是否因病负债是一个二元选择变量，因此我们采用Probit模型进行估计，并继续选择医疗保险知识的了解程度与是否本地户口作为补充医疗保险的工具变量。表9报告了补充医疗保险对家庭因病负债的影响情况，其中第(3)－(4)列报告了加入工具变量后的回归系数和边际效应。

通过表9第(4)列，我们发现参加补充医疗保险能够显著降低家庭因病负债的可能性。具体来说，加入补充医疗保险使家庭因病负债的可能性下降了36.73个百分点，并在5%的置信水平下显著。其次，年龄的增加使家庭因病负债的可能性提高了0.49个百分点;教育水平越高则家庭因病负债的可能性越低。最后，患有慢性病会提高家庭因病负债的可能性，而锻炼身体、自评健康打分较高和家庭人均收入提高则降低了家庭因病负债的可能性。

(三)补充医疗保险对不同收入人群大病风险的影响

补充医疗保险大多采取自愿参保的形式，而不同收入人群由于其自身抵御大病风险的能力不同，因此补充医疗保险对不同收入人群发挥的分散大病风险的效果可能存在差异。相对于高收入人群，中低收入人群自身抵御大病风险的能力有限，因此补充医疗保险对这部分人群大病风险的保障效果可能更为显著。为了验证以上假设，同时对前文的结论做出稳健性检验，我们对收入进行了分组回归。我们将收入0.6分位数以上的人群作为高收入组，收入0.6分位数以下的人群作为中低收入组，并在表10和表11中分别汇报了补充医疗保险对不同收入组人群大病风险的影响。限于篇幅，此处只报告了补充医疗保险的系数和标准差。

根据表11和表12的回归结果，补充医疗保险对中低收入组大病风险的保障程度更为显著。相对于高收入组，中低收入组人群加入补充医疗保险后，医疗负担非常严重的可能性降低了6.4%，而家庭因病负债的可能性降低了63.38%，二者分别在10%和1%的置信水平下显著。

表9 补充医疗保险对家庭因病负债的影响

表10 补充医疗保险对家庭因病负债的影响:IV Probit(第一阶段)

表11 补充医疗保险对不同收入组医疗负担严重程度的影响

表12 补充医疗保险对不同收入组家庭因病负债的影响

五、结论

补充医疗保险是我国多层次医疗保障制度的重要组成部分。发展补充医疗保险对完善当前重特大疾病保障机制，巩固全面医疗保障体系发挥着积极作用。

本文利用“成都市深化医药卫生体制改革相关问题及效果评估”2010－2012年的微观调查数据，研究了补充医疗保险对分散大病风险所发挥的作用。在衡量大病风险时，我们采用了患病导致经济负担非常严重和因病负债两个指标。为了解决补充医疗保险的内生性问题，本文采用了两阶段Ordered Probit和Probit模型进行估计。研究发现:(1)补充医疗保险显著降低了居民的大病负担，对分散大病风险起到了积极作用。一方面，补充医疗保险使患病后家庭经济负担非常严重的可能性降低了5.69%;另一方面，补充医疗保险使家庭因病负债的可能性降低了36.73%;(2)补充医疗保险分散大病风险的作用对不同收入人群影响不同。相对于高收入人群，补充医疗保险对中低收入人群大病风险的保障作用更为显著;(3)年龄提高了大病风险，而教育、锻炼身体和较高的自评健康则降低了大病风险。

基于以上研究发现，本文建议:首先，推行补充医疗保险，健全重特大疾病保障机制。虽然目前我国补充医疗保险还处于发展阶段，大众对于这种医疗保险形式还缺乏了解和正确的认知;但随着人们生活水平的提高、医疗服务需求的不断增长和老龄化的加剧，发展补充医疗保险以加强对大病风险的保障显得尤为重要;其次，探索实行多种形式的补充医疗保险，以实现风险的管控和效率的提升。由于医疗保险是一种准公共产品，①由于医疗保险通过保险合约设计，将参保人享受的医疗保障待遇进行了事先约定而不会受到其他参保人的影响，因此医疗保险具有“非竞争性”的特点;其次，由于保险经办方只为按规定缴纳保费的个人提供医疗保障，因此医疗保险又是具有排他性的;最后，由于医疗保险通过分散群体的医疗费用风险，为某一人群提供了保障，因此具有正外部性。商业保险公司通常会通过风险选择将较高大病风险的个人排除在外，因此针对大病的补充医疗保险在发展中需要政府的参与。通过制定保险政策、费率和保障水平等，政府可以更好地保障那些具有大病风险的人群，特别是具有大病风险的中低收入人群。同时通过签订协议，将保险基金交由商业保险机构管理，以提高保险管理的专业性和效率;最后，政府还应鼓励老年人和慢性病患者积极参加补充医疗保险，提高补充医疗保险在这部分人群中的宣传力度和参保便利程度，并持续重视对我国教育的整体投入，特别是开展健康教育活动，宣传健康教育知识，鼓励健康行为习惯等，从预防的角度控制疾病风险，降低大病医疗负担。

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