微观经济个体参保行为对医疗费用支出的影响效应研究*

张 鑫 赵苑达

(东北财经大学金融学院，辽宁大连，116025)

一、引言

在医疗保险改革不断深化的背景下，医疗费用上涨过快等若干问题日益凸显，医疗费用过快增长的势头能否得到有效控制，引起了学界广泛的关注。实践中，“看病难、看病贵”依然是影响国民生活质量的一个重要因素。截至2017年，医院次均门诊费用257.0元，按当年价格比上年上涨4.7%，人均住院费用8890.7元，按当年价格比上年上涨3.3%。持续上升的医疗费用支出不仅会吸收部分甚至全部的实际收入增长，更易诱发对社会服务等其他消费支出的挤出效应，成本控制几乎成为所有健康领域改革最突出的特征[1]。

理论上，控制医疗费用过快上涨既是现阶段医疗卫生体制改革的重要内容，也是实现健康中国战略的现实选择。然而在现实中，宏观和微观等多重原因相互交织且错综复杂，导致医疗费用难以得到有效控制。从宏观政策上看，我国医疗服务市场在不断被纳入市场经济体制范围的过程中，政府的规制职能和补偿机制不到位、医药耗材定价管理不规范、耗材价格偏高脱离实际价值等诸多问题，使医疗服务供给者的行为发生一定程度的扭曲。从微观个体上看，某些医疗服务供给者诱导需求，过度用药和过度检查现象频发，同时，患者参保行为也存在道德风险和逆向选择，这些都会引致过度医疗，使医疗费用上涨迅速、社会负担和个人负担加重，严重影响医疗服务的公平、效率和可及性。由此可见，有效遏制医疗费用使用的低效和浪费，对提高人民的健康水平，促进卫生事业健康发展，控制医疗费用过快上涨十分必要。

二、文献综述

关于医疗保险与医疗费用支出的关系，学者们展开了广泛的讨论。一些学者认为，医疗保险会显著促进医疗费用支出的增长[2-8]。理论上，医疗保险通过构建费用分担机制，设立起付线、共付线和限额法等，在医疗服务利用过程，使参保患者自负一定比例的医疗费用，以期增强患者的费用意识，减少由需方道德损害导致的过度利用，抑制不合理的医疗消费[9]。实践中，降低家庭灾难性医疗费用的发生率是医疗保险政策的优先事项之一，医疗保险的建立可帮助参保人群应对健康风险，改善健康水平，减少可避免的医疗服务，最大限度地分散风险[10]。由此可见，是否参加医疗保险是影响医疗费用的重要因素，这是由于医疗保险能够对冲高额医疗负担风险，使贫困人口的低资产持有量合理化，也使高收入阶层受益[11]。一方面，医疗保险支出主要用于补贴医疗费用，能有效控制医疗费用增长，抑制过度医疗，减轻医疗保险支出负担，是实现社会医疗保险“减贫降费”效果的重要途径。另一方面，医疗保险通过控制药品价格、限制药品使用、减少重复用药、实施临床路径和药事照护计划等政策措施来控制药品费用支出[12]。

还有学者认为，医疗保险对医疗费用支出具有多样化和差异化的影响。封进等选取上海和成都城镇职工医疗保险(简称“城职保”)参保人住院服务利用数据，分析我国医保付费总额控制管理措施对医院行为和医疗费用的影响。研究发现，实施总额控制政策后，两城市月均住院费用在一年中呈现明显的“前低后高”的趋势，总额控制使得成都次均住院费用下降6.7%，但措施对三级医院次均费用并没有影响，费用下降的主要发生在非三级医院[13]。李乐乐和俞乔采用四川省成都市2011—2015年城镇居民医疗保险超大样本数据，实证研究医疗保险等多种因素对医疗总费用的影响。研究表明，医疗保险实际报销费用对于医疗总费用用的支出具有负效应，而可补偿费用对于医疗总费用支出具有正效应[14]。此外，也有学者认为医疗保险也具有局限性，仅对健康状况良好或高收入群体提供较好的经济保障[15]。

纵观已有文献，发现鲜有学者从微观层面分析参保行为和医疗费用支出结构的内在联系和相互关系，也鲜有学者分析医疗保险参保行为和医疗费用支出之间的内生性问题和选择性偏差问题，参保行为和医疗费用之间的净影响效应还有待深入考察研究。除此之外，鲜有学者分析微观经济个体参保行为与医疗费用支出结构的个体异质性和区域异质性问题。

本文的边际贡献有两点。(1)研究对象上，基于2016年中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)数据，通过微观计量方法和PSM方法分析微观经济个体参保行为对医疗费用支出结构变化的净效应，有效解决由反向因果、遗漏变量或选择性偏差引起的内生性问题。(2)研究视角上，根据参保类型与医院等级的交互结果，量化不同等级医疗机构对参保者医疗费用支出的影响机制，解释了分级诊疗和社区首诊制的必要性和可行性；从个体异质性和区域异质性的不同视角，分析不同参保行为与医疗费用支出结构关系的不平衡性，以期为政府部门制定医疗保险相关政策提供理论支持。

三、模型设计与研究方法

(一)数据说明

中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)跟踪收集个人、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。该调查数据库由北京大学和国家自然科学基金共同资助，并由北大社会科学调查中心实施。本文利用中国家庭追踪调查(CFPS)2016年的追踪数据，分析不同参保行为对医疗费用支出的影响。去掉缺失值和不适用的数据，最终获得的有效样本量为21570个。

(二)模型设定及变量统计学描述

Yij=α1+α2Insurance+Xij+εij

(1)

其中，Yij表示被解释变量，即医疗总费用(metotal)和自付费用(selffee)，Insurance为解释变量，用来表示城镇职工医疗保险(简称“城职保”，miue)、城镇居民医疗保险(简称“城居保”，miur)、新型农村合作医疗(简称“新农合”，ncms)。Xij表示控制变量，包括个人家庭特征、健康行为特征、健康状况特征和区域特征等各类变量。

个人家庭特征变量包括年龄(age)、性别(gender)，婚姻(marry)、政治面貌(party)、户籍(huji)、工作状态(employ)、家庭规模(family)，具体赋值如下：60岁及以上赋值为1,60岁以下赋值为0；男性赋值为1，女性赋值为0；已婚赋值为1，非婚赋值为0；党员赋值为1，非党员赋值为0；城镇户籍赋值为1，农村户籍赋值为0；有工作赋值为1，无工作赋值为0；家庭规模按照实际家庭人口数取值。健康行为特征变量包括一周锻炼频次(exercise)、吸烟(smoke)、饮酒(drink)：一周锻炼频次按一周内实际锻炼次数取值；吸烟赋值为1，反之为0；饮酒赋值为1，反之为0。健康状况特征变量包括健康等级(health)、健康变化(chi)和是否慢性病(chronic)：健康等级赋值情况依次为，非常健康=1，很健康=2，比较健康=3，一般=4，不健康=5；健康变化赋值情况依次为，更好=1，没有变化=2，更差=3；有慢性病赋值为1，无慢性病赋值为0。区域特征变量包括东北(norest)、东部(east)、西部(west)，参照组为中部。

将被解释变量进行半对数化处理，以消除异方差和自相关。变量的统计学描述如表1所示。

表1 变量的统计学描述

(三)使用倾向得分匹配(PSM)方法消除内生性和选择性偏差问题

微观经济个体是否参保的自选择问题极易引发样本的选择性偏差[16]，同时参保行为与医疗费用支出之间还可能存在互为影响的双向因果关系，这种双向因果关系又会产生内生性问题。实践中，一方面，参加医疗保险不仅能够为参保群体提供相应的报销补偿，还在一定程度上控制医费过快增长。另一方面，参加社会医疗保险能够提高参保群体医疗保障水平和医疗服务利用率，一定程度会促进医疗费用的上涨。而医疗费用的过快增长也会反作用于参保群体，对患者的参保行为产生影响，若不能合理控制，极易引发道德风险和逆向选择等一系列问题，并进一步加剧医疗费用的过快上涨。

解决选择性偏差和内生性问题的主要方法包括IV工具变量法和倾向得分匹配法。考虑到样本中并没有合适的工具变量，故本文采取倾向得分匹配法，将参加医疗保险群体作为处理组，未参加医疗保险群体作为控制组。将微观经济个体是否参加医疗保险行为转化为随机外生行为，以消除选择性偏差和内生性问题。

经过倾向得分匹配后，基期处理组和控制组不再具有统计意义上的差异，并得到净处理效应[17]。鉴于此，本文将样本分为处理组和控制组，其中参加医疗保险组为处理组，未参加医疗保险组作为处理组，即反事实对照组。通过对处理组和控制组的匹配，比较两个组别的医疗费用支出结构的差异，再对所得差异结果取均值，得到微观经济个体参保行为对医疗费用支出结构的平均处理效应(ATT)。

四、实证研究

(一)基本回归分析——不同参保类型的参保行为对医疗费用的影响

根据表2，模型1和模型2是在控制了个体和家庭特征情况下，城镇职工医疗保险参保行为对医疗总费用和自付费用的影响差异。模型3和模型4、模型5和模型6、模型7和模型8则在此基础上依次加入健康行为变量、健康状况变量和区域变量。模型1和模型2中，城职保参保行为对医疗总费用和自付费用具有显著正向影响。模型3和模型4中，在个体家庭特征变量基础上增加健康行为变量，城职保参保行为对医疗总费用和自付费用的影响方向均为正向，且对医疗总费用的影响在1%水平下显著。在模型5和模型6中增加健康状况变量，城职保参保行显著正向影响医疗总费用和自付费用。进一步增加区域变量后，模型7和模型8中城职保参保行为仍显著正向影响医疗总费用和自付费用。从各个模型来看，在依次增加不同的控制变量后，结论基本一致。由此得出，参加城职保能够显著增加医疗总费用和自付费用，城职保在提高参保职工医疗服务利用水平的同时，显著增加了职工的医疗自付费用，医疗服务利用率的提高也极大拉动了医疗总费用水平。

表2 城镇职工医疗保险参保行为对医疗费用影响的回归估计结果

(续表2)

变量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8医疗总费用自付费用医疗总费用自付费用医疗总费用自付费用医疗总费用自付费用(0.031)(0.03)(0.028)(0.027)(0.028)(0.027)drink-0.21∗∗∗-0.222∗∗∗-0.135∗∗∗-0.15∗∗∗-0.142∗∗∗-0.156∗∗∗(0.035)(0.034)(0.032)(0.031)(0.032)(0.031)health0.378∗∗∗0.366∗∗∗0.378∗∗∗0.366∗∗∗(0.01)(0.009)(0.01)(0.009)chi0.11∗∗∗0.122∗∗∗0.109∗∗∗0.12∗∗∗(0.017)(0.017)(0.017)(0.017)chronic0.983∗∗∗0.874∗∗∗0.99∗∗∗0.876∗∗∗(0.026)(0.025)(0.026)(0.025)norest0.12∗∗∗0.168∗∗∗(0.036)(0.035)east0.133∗∗∗0.01(0.027)(0.027)west0.0320.003(0.028)(0.027)常数项6.93∗∗∗6.761∗∗∗6.848∗∗∗6.692∗∗∗5.133∗∗∗5.009∗∗∗5.052∗∗∗4.97∗∗∗(0.043)(0.041)(0.044)(0.042)(0.057)(0.055)(0.06)(0.058)R20.1010.0810.1080.0880.270.250.2710.251样本数2157020883215702088321570208832157020883

注：模型1和模型2仅控制个体与家庭特征变量；模型3和模型4在模型1和模型2基础上增加健康行为变量；模型5和模型6在模型3和模型4基础上增加健康状况变量；模型7和模型8在模型5和模型6基础上增加区域变量(其中对照组为中部地区)；回归估计结果中括号内为标准差，***、**、*分别表示1%、5%和10%水平下显著。

第一，从个体家庭特征展开分析。年龄变量中，和年轻参保群体相比，老年参保群体医疗总费用和自付费用水平显著增加，这个原因显而易见，老年群体健康风险更大，因此医疗费用也会明显高于年轻参保群体。性别变量中，相对于女性参保群体，男性参保群体自付医疗费用和医疗总费用水平更高，可能的原因在于，男性群体在就业市场中较女性更具优势，其相应的医疗支付能力更强，因而自付费用和医疗总费用水平更高。婚姻变量中，在婚人士的医疗总费用和自付医疗费用均显著高于未婚人士，可能原因在于，在婚人士承担更大的家庭和社会责任，面临的健康风险更高，因此医疗负担也会显著增加。户籍变量系数值显著为正，说明与农村户籍的城职保参保群体相比，城镇参保群体对医疗总费用和自付费用上涨的作用更加显著。一方面，城镇户籍职工的工资水平相对更高，进而缴费水平相对更高，获得的医疗保障也更高；另一方面，与农村职工相比，城镇职工生活水平相对更好，其对健康支出的意愿相对更加强烈，因而会增加自付医疗费用和医疗总量。政治面貌变量中，党员群体的系数值为正向，说明在健康中国战略背景下，党员身份对医疗服务利用产生积极影响,可能的原因在于医疗服务中党员具有积极的正能量，能够正向引导患者科学合理就医，优化医疗服务质量。就业变量中，有工作者承担的医疗负担低，这是由于城职保为有工作者提供医疗保障和报销补偿，进而更好地缓解在职人员医疗支付压力，失业者或退出劳动力市场者遇到疾病风险时则要承担更大的经济负担。家庭规模变量中，家庭规模越大，医疗负担相对较低，可能的原因在于，家庭规模扩大对提高家庭总收入有积极作用，可以在一定程度上稀释医疗负担，因此个体医疗总费用和自付医疗费用比例会减少。

第二，从健康行为特征展开分析。锻炼频次表示健康预防的主观积极性。回归结果显示，锻炼次数显著正向影响医疗总费用和自付费用，可能的原因是，健康预防意识强即积极锻炼的参保人员对自身健康的关注和重视程度更高，医疗服务利用率也更高，因此医疗总费用和自付费用也明显高于健康意识差即懈怠锻炼的群体。抽烟和饮酒变量的系数值均显著为负，可能的原因在于，抽烟和酗酒的参保群体健康意识较差，对自身健康状况的重视程度也相对较低，发生健康风险时不能够及时有效识别或采取相应的诊疗就医行为，因此医疗服务利用率并不高，进而医疗总费用和自付费用也显著低于不抽烟或不酗酒的群体。

第三，从健康状况特征展开分析。健康等级变量系数显著为正，说明健康状况越差的参保群体承担的医疗总费用和自付费用越高，这是由于健康状况差的人的医疗需求更高，就医看病成本更大，对医疗服务利用的要求更多，因此医疗支出负担也更重。同理，健康状态差的群体同样面临更大的医疗需求和医疗支出。此外，对于有慢性病的群体来说，治疗慢性病的诊疗成本和医疗支出显著高于无慢性病群体，原因是治疗慢性病是一个长期的过程，因而自付费用和医疗总费用会更高。

第四，从区域特征展开分析。与中部地区相比，东北地区医疗总费用和自付费用水平增长更快。而西部地区医疗总费用和自付费用二者的系数值均没有通过显著性检验。东部地区医疗总费用显著高于中部地区，但自付费用并没有通过显著性检验。

表3显示，在逐步纳入个体家庭特征、健康行为、健康状况和区域特征变量后，城镇居民医疗保险参保行为对医疗总费用和自付费用的影响虽然没有通过显著性检验，但影响方向均为负向，说明参加城镇居民医疗保险在一定程度上对降低医疗费用总量和自付费用具有积极作用。

表3 城镇居民医疗保险参保行为对医疗费用影响的回归估计结果

注：受篇幅限制，控制变量的估计结果在此省略，上述估计结果自左向右依次为逐步纳入个体家庭特征变量、健康行为特征变量、健康状况特征变量和区域变量后，参保行为对医疗总费用和自付费用的影响结果，下表同；***表示1%水平下显著。

表4显示，在逐步纳入个体家庭特征、健康行为、健康状况和区域特征变量后，新型农村合作医疗参保行为对医疗总费用的影响方向均为负向，说明参加新农合能够显著降低医疗总费用；此外，新农合参保行为对自付费用的影响虽然没有通过显著性检验，但影响方向仍以负向为主，说明参保新农合在一定程度上能够减轻医疗自付费用。

表4 新型农村医疗保险参保行为对医疗费用影响的回归估计结果

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平下显著。

(二)内生性检验——微观经济个体参保行为对医疗费用的净影响

为有效解决内生性问题，并且控制选择偏误问题，本文运用倾向得分匹配方法估计微观经济个体参保行为对医疗费用影响的净效应，并分别采用最邻近匹配、半径(卡尺)匹配核和核匹配三种方式来检验。

1.样本均衡性检验

表5显示，匹配后各个控制变量的标准化偏差小于10%，对比匹配前的结果，大多数变量的标准化偏差均大幅缩小。此外，匹配后大部分控制变量的P值大于10%，说明绝大多数变量在匹配后变得不显著，选择性偏差问题在很大程度上得到解决。

表5 倾向得分匹配的样本均衡性检验

图1呈现各变量标准化偏差的匹配前后变化情况，不难看出大部分变量的标准化偏差在匹配后缩小。

图1 各变量的标准化偏差图示

图2显示，大多数观测值均在共同取值范围内(On support)，所以进行倾向得分匹配时仅会损失少量样本。

图2 倾向得分匹配的共同取值范围

从以上均衡性检验结果和倾向得分匹配的共同取值范围图示可以看出，样本均衡性状态良好，样本选择性偏误消除。

2.倾向得分匹配(PSM)检验

表6报告了倾向得分匹配的计量估计结果，对参保医疗保险群体处理组和控制组的医疗费用结构水平和二者的差值(ATT值)进行评估。最近邻匹配的结果显示，匹配前的ATT值为0.373，匹配后的ATT值缩减到0.1978，在控制了选择性偏差后，医疗保险参保行为对医疗费用结构的净影响为19.78%。为了结果的稳健性，表6还呈现了半径(卡尺)匹配和核匹配的结果，半径匹配的ATT值为19.16%，核匹配的ATT值为18.11%，与最近邻匹配的估计结论基本一致，结果具有较强的稳健性。由此可知，如果没有解决样本的内生性和选择性偏差问题，医疗保险参保行为对医疗支出水平的影响会被高估。

表6 倾向得分匹配的估计结果

(三)社会医疗保险参保行为与医院等级的交互效应

表7显示了不同参保类型与医院等级的交互项对医疗总费用和自付费用的影响。以城职保为例，城职保与社区卫生中心的交互项对于医疗总费用和自付费用的回归系数值分别为-0.294和-0.38，影响方向均为负，且均在1%水平下显著，说明参加城职保的参保群体选择社区卫生中心诊疗，会显著降低医疗总费用水平和自付医疗费用；城职保与诊所交互项对于医疗总费用和自付费用的回归系数值分别为-0.691和-0.491，影响方向均为负，且均在1%水平下显著，说明参加城职保的参保群体选择基层诊所诊疗，会显著降低医疗总费用水平和自付医疗费用；城职保与综合医院的交互项对于医疗总费用和自付费用的回归系数值分别为0.418和0.263，影响方向均为正，且均在1%水平下显著，说明参加城职保的参保群体选择综合医院诊疗，会显著增加医疗总费用水平和自付医疗费用。

同理，城居保和新农合与不同医院等级的交互项均呈现一致的结论。由此看出，有效实施基层社区首诊制，严格执行分级诊疗流程，增加向基层医疗机构看病就医的机会概率，能对控制医疗费用过快上涨产生显著的效果。

表7 社会医疗保险与分级诊疗的交互效应

注：表7控制了个体家庭特征等其他变量，呈现不同参保类型与医院等级的交叉项；***表示在1%水平下显著，括号内为标准误。

(四)异质性分析——个体异质性与区域异质性

1.个体异质性

个体年龄方面，参加城职保显著提高老年群体的医疗总费用，显著提高中青年群体的医疗总费用和自付费用；参加城居保尽管对老年群体影响方向为负，对中青年群体影响方向为正，但是二者均没有通过显著性检验；此外，新农合能够显著降低老年群体的医疗总费用和自付费用，但对中青年群体的影响并没有通过显著性检验。

城乡户籍方面，城职保能够明显提高城镇和农村户籍参保群体的医疗总费用水平，可能的原因在于，城职保的保障待遇水平较高，使医疗服务需求得以释放，有助于提高医疗服务利用水平，进而促进医疗费用支出水平的增长。城居保对城镇户籍参保群体的影响方向虽为负向，但并没有通过显著性检验，说明城居保虽然在一定程度上可降低城镇户籍参保群体的医疗费用，但是效果并不明显。不显著的原因可能在于，城居保参保对象多以无固定收入的城市无业居民、老人和儿童等弱势群体为主，这部分群体应对疾病风险冲击的能力偏弱，一旦发生疾病风险，家庭会面临较大损失，其参保主要是为了应对潜在疾病风险冲击，而医疗服务需求相对刚性，不会因参保获得更大的释放。所以城居保尽管会在一定程度上对降低城镇户籍参保群体医疗费用起到积极作用，但这种影响效果相对有限。对农村户籍参保群体而言，城居保对自付费用影响方向为正，但没有通过显著性检验，但能够显著增加医疗总费用。原因可能在于，参加城居保的农村户籍人口以进城务工的流动人口为主，这部分群体参加城居保的比例相对较小，其中有一部分人员同时参加了新农合和城居保，造成重复参保问题，不排除因此出现过度医疗利用的可能，进而不合理医疗费用的支出增加。对于新农合而言，新农合能够显著降低农村户籍参保群体的医疗总费用，一定程度上降低其自付医疗费用。新农合是一项农民医疗互助共济制度，实证中该制度参保行为对城镇户籍医疗费用的影响没有通过显著性检验，这也符合政策现实。具体如表8所示。

表8 微观经济个体参保行为对医疗费用影响的个体异质性

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平下显著。

2.区域异质性

微观经济个体参保行为在不同区域对医疗费用支出产生的影响效果存在明显差别。在东北地区参加城职保、城居保和新农合均能显著增加该地区参保群体的医疗总费用和自付费用；在东部地区参加城职保能够显著提高医疗总费用，参加新农合能够显著降低医疗总费用和自付费用，而参加城居保则并未通过显著性检验；在中部地区参加城职保能够显著提高医疗总费用和自付费用，但参加城居保和新农合对参保群体医疗费用的影响均未通过显著性检验；在西部地区参加上述三类医疗保险对参保群体医疗费用的影响也均未通过显著性检验。具体如表9所示。

表9 微观经济个体参保行为对医疗费用影响的区域异质性

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平下显著。

五、结论与政策建议

(一)结论

根据实证研究结果，本文得出以下主要结论。

1.基本回归结果显示：城职保参保行为显著提高了医疗总费用和自付费用，城居保参保行为对降低医疗总费用和自付费用具有一定的积极作用，新农合参保行为显著降低医疗总费用，对自付费用的降低具有一定的积极作用。运用PSM法解决内生性问题和消除选择性偏差后得到的净效应结果也基本一致。

2.参保行为与医院等级的交互分析表明：享有医疗保险的参保群体选择社区卫生中心、诊所等基层诊疗机构就诊可显著降低医疗总费用和自付费用，选择综合医院就诊则显著提高医疗总费用和自付费用。

3.异质性研究表明：年龄方面，城职保显著提高不同年龄参保群体的医疗总费用，新农合显著降低老年参保群体的医疗总费用和自付费用，城居保对不同年龄参保群体医疗费用的影响作用有限；城乡方面，城职保能够明显提高城镇和农村户籍参保群体的医疗总费用水平，城居保能显著提高农村户籍参保群体的医疗总费用，新农合能够显著降低农村户籍参保群体医疗总费用。此外，微观经济个体参保行为在不同区域对医疗费用支出产生的影响效果存在明显差别。

(二)政策建议

为有效控制医疗费用支出水平的过快上涨，缩小不同地区的政策实效差异，推进公共卫生服均等化发展，本文提出以下建议。

1.完善医疗保险费用分担机制，加快第三方支付方式改革。进一步健全医疗卫生服务的价格形成机制，合理引导患者选择就医机构，促进形成有效的激励。通过完善费用分担机制，健全医疗机构医疗服务信息系统，优化偿付方式，合理引入竞争机制，多措并举深化医药卫生体制改革，解决信息不对称和道德风险等一系列问题[18]。同时，加快第三方支付方式改革进程，以有效控制医疗费用过快上涨。以医保基金合理支出为引擎，建立医疗费用合理增长机制，实现医疗费用增长与地方经济发展水平相适应的目标[19]。

2.加强基层医疗卫生服务能力，推动全科医生制和分级诊疗进程。推动社区基层医疗服务能力建设，实行社区首诊制，并采取家庭全科医生和人头包干制相结合的门诊支付方式。采用人头包干制推行防治结合的诊疗服务，支持家庭全科医生对门诊就诊患者全医疗过程及诊疗行为进行监督考核，引导签约患者有序就诊和转诊，使家庭医生成为居民健康的守护者和医疗费用控制的“守门人”。

3.强化医疗保险体系的监督和管理，协调好“医、保、患”各方利益。实行制度谈判协商与风险分担机制。此外，医疗卫生体制和支付方式改革过程中要确保“医、保、患、监”各方有效沟通、充分协商，在兼顾各方利益的同时，综合制定统筹区域内的支付制度，并制定风险分担机制，及时发现处理试点中存在的问题和潜在风险，形成合力，实现共赢。

4.推进城居保和新农合的深度融合，进一步提高统筹层次，推进公共卫生服务均等化发展。尽管全国层面的缴费和待遇标准等实现了统一，但实际中由于制度建立和发展过程的差异化、财政经济发展水平不均等，两制度在合并中仍存在困难[20]，因此，政府应明确主体责任，加强顶层设计，因地制宜制定与区域经济社会发展水平相协调的政策，促进不同地区医疗卫生均衡发展。同时，积极鼓励和帮扶老年人、临时工、农村留守妇女等弱势群体参与到医疗保险体系中，提高医疗保障水平，深化“两保合一”，优化医疗保险统筹层次，消除不同区域政策实效不均衡问题。