新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的影响研究——来自中国家庭追踪调查数据的经验证据

蔡晓珊 余灵红

内容提要：新医改强化了政府在医疗卫生领域的责任，政府医疗支出持续增加。而新医改以来不断增加的政府医疗支出对个人医疗支出产生了怎样的影响是值得探究的问题。利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据对新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的影响进行实证分析。结果表明：新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出具有明显的“挤入”效应，农村和低收入阶层的“挤入”效应更为明显。个人医疗支出增加一方面来自新医改对个人医疗消费需求的“释放效应”，另一方面则是医疗负担上升造成的“增负效应”。新医改有效缓解了“看病难”问题，但“看病贵”问题仍旧存在。为此，应优化政府医疗支出结构，创新政府医疗投入方式，建立向弱势群体倾斜的大病医保制度。

关健词：政府医疗支出 个人医疗支出 挤入效应

一、引 言

20世纪90年代，我国曾以市场化的思路来管理医疗卫生（傅子恒和刘小兵，2010），医疗的公益性淡化，医疗资源分配不均且供给不足，个人医疗负担一度增大，“看病难”“看病贵”问题凸显。2009年中共中央、国务院发布《中共中央 国务院关于深化医药卫生体制改革的意见》（中发〔2009〕6号），实施新一轮医药卫生体制改革（下文简称“新医改”）。新医改第十条提出要建立政府主导的多元卫生投入机制，增加政府医疗投入，逐步提高政府医疗投入占医疗卫生总费用的比重，建立和完善以基本医疗保障为主体、覆盖城乡居民的多层次医疗保障和医疗服务体系（方敏和吴少龙，2017）。可见，新医改强化了政府在医疗卫生领域的责任，目标在于提供更为均等和优质的医疗资源，减轻个人医疗负担，切实解决“看病难”和“看病贵”问题。

新医改以来十年，政府在医疗卫生方面的支出规模不断加大。2018年政府公共医疗卫生投入为15623.55亿元，剔除医疗消费价格因素，2018年政府医疗支出为2010年的3.22倍（见表1）。在政府不遗余力扩大医疗支出规模的作用下，2014年底我国也基本实现“全面医保”的局面。不断增加的政府医疗支出对个人医疗支出产生了什么影响呢？从个人医疗支出的绝对水平来看，新医改以来我国居民2010年的次均门诊医药费用为173.8元，2018年上涨到274.1元，剔除医疗消费价格因素，2018年居民次均门诊费用为2010年的1.56倍；2010年的住院次均医药费用为6525.6元，2018年为9291.9元，剔除医疗消费价格因素，2018年居民次均住院费用为2010年的1.41倍。从个人医疗支出的相对水平来看，新医改以来我国居民的医疗保健支出占生活消费比重从2010年的6.7%上升到2018年8.5%，占可支配收入比重则从2010年的4.8%上升到2018年的6%①数据来源：《中国统计年鉴》（2011-2019）。。那么，不断上涨的个人医疗支出是不是新医改的政策效果？个人医疗支出上涨的原因又是什么？

表1 新医改以来我国政府和居民医疗支出（2010-2018年）

为践行新医改理念，我国政府强化医疗筹资责任，不断增加医疗支出，新医改以来政府医疗支出的效果是值得探讨的重要问题。同时，新医改更加重视政府在农村、基层的医疗投入，政府不断增加的医疗支出在城乡居民以及不同收入阶层中产生的效果，同样值得关注。党的十九大明确提出“实施健康中国战略”，进一步巩固和深化医改成果，不断满足人民群众对医疗服务和健康生活的要求。在此背景下，本文利用新医改以来2010-2018年全国家庭追踪调查数据（CFPS），从政府医疗支出对个人医疗支出影响的视角，实证检验新医改十年的政策效果。

二、文献综述

关于政府医疗支出对个人医疗支出影响的研究，现有国内外研究结论不尽相同。一种观点是政府医疗支出对个人医疗支出具有“挤出”效应，即政府医疗支出的增加会减少个人医疗支出；一种观点是政府医疗支出对个人医疗支出具有“挤入”效应，即政府医疗支出增加反而会促进个人医疗支出；部分研究发现政府医疗支出对个人医疗支出并不是单纯的“挤出”或是“挤入”关系，而跟政府医疗支出的路径有关。

（一）政府医疗支出对个人医疗支出的“挤出”效应研究

一般而言，政府医疗卫生支出反映了公共财政对医疗卫生事业的支持力度，政府对医疗卫生的投入增加，能够直接或间接地减少个人医疗支出（Murthy和Ukpolo，1994；廖宇航和张琪，2017）。一方面，政府对基本医疗卫生服务的投入越大，可以改善公共卫生设施，提升医疗保障水平，而基本医疗卫生服务的普及可以提高个人的疾病预防能力，降低个人的患病率，减少个人的医疗支出（徐伟和曹晶晶，2013）。另一方面，政府通过医疗保险的补偿机制也可以减少个人的医疗支出。不少学者通过实证研究发现，政府医疗支出是影响个人医疗支出的重要因素，并验证政府医疗支出对个人医疗支出有“挤出”效应（Murthy和Ukpolo，1994；李梦斐，2016；马蛸婷和汤榕，2018）。

（二）政府医疗支出对个人医疗支出的“挤入”效应研究

Long et al（2013）对中国2000-2010年医疗体制改革的成效进行了研究，发现政府医疗支出对个人医疗支出具有明显的“挤入”效应，且这种效应在农村和欠发达地区更加明显。类似的，Dieleman et al（2016）通过研究美国的公共卫生支出和私人卫生支出的变化，也发现公共卫生支出显著促进了私人卫生支出。大多数学者基于医疗保障角度来研究政府医疗支出对个人医疗支出的影响，认为政府医疗保障支出的增加之所以挤入了个人医疗支出，原因在于政府医疗保障提高了个人医疗消费的预算约束，释放个人部分医疗服务消费需求，进而提高个人医疗支出水平（胡宏伟等，2012；潘杰等，2013；张颖熙和夏杰长，2015）。一些学者从公共卫生支出经济效应的角度，也发现公共卫生支出在刺激个人非医疗消费的同时也刺激了医疗消费（毛捷和赵金冉，2017）。

（三）政府医疗支出对个人医疗支出影响研究的其他观点

部分研究发现政府医疗支出对个人医疗支出并不是单纯的“挤出”或是“挤入”关系。一方面，政府医疗支出的不同结构或支出方向对个人医疗支出的影响具有差异性。陶春海和王梦颖（2017）基于总量与结构的视角探讨了政府医疗支出对个人医疗支出的影响，发现政府医疗支出总量对个人医疗支出具有“挤入”效应，但其结构与个人医疗支出的关系却并不一致：政府人均人口与计划生育事务支出和政府人均医疗卫生服务支出对人均医疗支出具有“挤出”效应，而政府人均医疗保障支出对人均医疗支出却是“挤入”效应。一些学者从政府医疗支出的路径选择视角进行研究，发现政府医疗支出的不同路径对个人医疗支出影响不同，当政府卫生支出是“强基层”（公共卫生支出重点从公立医院转到基层医疗机构）时，政府医疗支出对个人医疗支出具有挤出作用，当政府医疗支出是“补需方”（公共卫生支出补贴重点从医疗机构转到医疗保障）时，政府医疗支出对个人医疗支出具有“挤入”作用（郑喜洋和申曙光，2019）。另一方面，政府医疗支出对不同地域的个人医疗支出的影响也可能存在差异。如唐齐鸣和项乐（2014）分东中西部研究政府医疗支出与个人医疗支出的关系，发现政府医疗支出对东部地区居民的医疗支出有较大的“挤入”作用，而对中西部地区居民医疗支出的作用却是“挤出”的。又如戴平生和李芳芳（2012）以2009年全国31个省市城乡居民医疗支出为研究对象，发现地方公共卫生支出对城镇居民的个人医疗支出具有“挤出”作用，而对农村居民的个人医疗支出却起“挤入”作用。

综上，国内外学者从不同角度对政府医疗支出与个人医疗支出的关系进行了研究，但尚未达成共识。纵观现有文献，已有研究仍存在以下可以进一步推动的方向：一是多数文献采用全国或省级人均卫生费用来代表个人医疗支出，这类宏观层面的数据只表征了个人医疗支出的平均水平，并不能从微观反映个人医疗支出水平及其差异，无法客观验证政府医疗支出对个人医疗支出的影响；二是现有文献关注到政府医疗支出结构或路径对个人医疗支出的影响，并从总量、结构或地域考察政府医疗支出对个人医疗支出的影响，但尚未关注政府医疗支出对个人医疗支出影响的异质性效应，也未对新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的作用效果进行持续性观测。据此，本文利用全国31个省区市的宏观数据和31个省区市的家庭微观样本数据构成混合截面数据，探讨新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出影响的总体效应和异质性效应，试图检验新医改十年的政策效果。

三、实证设计及数据说明

（一）模型设定

为检验我国新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的影响，本文构建如下计量模型：

其中，下标i和t分别表示个体和年份。Pmedicalit为被解释变量，代表个人医疗支出，Gmedicalit为解释变量：代表政府医疗支出；Xit为省级宏观层面和家庭层面的控制变量，包括各省居民医疗消费价格指数、各省人均GDP、家庭人均年收入、家庭平均健康水平、家庭是否参加保险、家庭老年人占比、家庭人均受教育水平等除政府医疗支出以外影响个人医疗支出的其他变量；θj、ηt分别代表地域效应和时间效应，εit为随机扰动项。

（二）变量选取

1.被解释变量

本文的被解释变量是个人医疗支出（Pmedical）。以往文献多采用《中国统计年鉴》中的人均医疗保健支出或《中国卫生统计年鉴》中人均卫生费用作为个人医疗支出的衡量指标（陶春海和王玉晓，2018；李梦斐等，2015），但人均医疗卫生支出体现的只是平均意义上的个人医疗支出，不能反映个体差异和群体差异。本文借鉴毛捷和赵金冉（2017）的做法，选取中国家庭追踪调查（CFPS）数据库的微观医疗支出数据，并采用家庭人均医疗支出作为个人医疗支出的衡量指标，比以往文献采用全国或全省人均医疗支出更能反映个人的医疗费用情况。CFPS通过“过去12个月，您家直接支付的医疗支出是多少”来收集家庭医疗支出数据，包含家庭成员看病或住院挂号费、手术费、床位费、透视和注射费、保健服务费等。CFPS统计了家庭医疗总支出，通过家庭成员人数，本文计算得出家庭人均医疗支出。

2.核心解释变量

本文的核心解释变量为政府医疗支出（Gmedical）。在我国，政府通过对医疗卫生事业的资金投入向公众提供医疗和卫生服务，政府医疗卫生支出体现了公共医疗卫生服务的供给情况。纵观现有文献也基本采用政府医疗卫生与计划生育支出①2013年之后《中国统计年鉴》将计划生育支出纳入“医疗卫生支出”，合并为“医疗卫生与计划生育支出”。作为政府医疗支出的衡量指标（陶春海和王玉晓，2018；李梦斐等，2015）。基于此，本文的核心解释变量选取《中国统计年鉴》（2011-2019）中各省政府医疗卫生与计划生育支出这一指标，涵盖医疗卫生管理事务支出、医疗服务支出、医疗保障支出、疾病预防控制支出、卫生保健支出和计划生育支出等。

3.控制变量

本文选取家庭人均年收入、家庭人均受教育水平、家庭是否参加医疗保险、家庭健康水平、家庭老年人占比、各省医疗消费价格指数、人均GDP作为控制变量。

家庭人均年收入（Income）。收入的增加能够提高人们医疗消费能力，释放一定的医疗需求，增加个人医疗支出（毛捷和赵金冉，2017）。

家庭人均受教育水平②CFPS将学历的原始值分成8个档次，1是文盲或半文盲，2是小学，3是初中，4是中专、高中、技校或是职高，5是大专，6是大学本科，7是硕士，8是博士。（Edu）。通常来说高教育水平人群的医疗支出相对会更多，一是高教育水平人群的健康意识较强，会更注重自己的健康投资；二是高教育水平人群的收入往往也较高，医疗消费能力较强（丁玲等，2014）。

家庭是否参加医疗保险③CFPS中的家庭保险包括：新型农村合作医疗保险、城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险、公费医疗保险。（Ins）。有研究认为，医疗保险与个人的医疗消费呈倒U型关系，因为医疗保险可以减少个人医疗支出比例，随着医保的普及个人医疗消费需求会得到一定的释放，从而促进个人医疗支出，只有当医疗保险达到一定的水平后，医疗保险才可以真正降低个人的医疗支出（王晓亚等，2018）。本文用1和0来代表家庭是否有医疗保险，把家庭里有任何一人参加任何一种医疗保险，记为1，家庭成员都没有参加任何一种医疗保险记为0。

家庭平均健康水平④CFPS将家庭成员的健康水平分成7个档次，1表示很差，7表示很好。（Health）。健康因素是影响个人医疗支出最直接的原因，个人健康水平越低，就更具有医疗消费的刚性需求，从而增加个人医疗支出（毛捷和赵金冉，2017）。

家庭老年人占比（Older）。老年人由于身体机能的衰退和抵抗能力的下降，患病率和发病率增加，因此家庭中老年人占比越高，医疗支出也会相应增加（廖宇航和张琪，2017）。

医疗消费价格指数（MCPI）。医疗消费价格指数越高，医疗成本就越高，进而增加个人医疗支出（吉媛和蒋崧韬，2017）。

人均GDP（PGDP）。人均GDP可以一定程度上促进个人医疗消费，提高个人医疗支出。经济发展会提高个人收入水平和生活水平，增强人们的健康意识，提升个人医疗消费的能力增加个人医疗保健支出（马蛸婷和汤榕，2018）。

（三）数据来源

本文采用宏观数据与微观数据相结合构成混合截面数据。宏观数据主要来源于《中国统计年鉴》（2011-2019）。微观数据来源于北京大学中国社会科学调查中心的中国家庭追踪调查（CFPS）数据库，该数据库收集了家庭成员个人、家庭经济、家庭所在社区等方面的数据，涵盖居民医疗支出相关详细信息。本文选取CFPS 2010年、2012年、2014年、2016年和2018年①CFPS数据库从2010年起正式开始实施调查，每两年更新一次。五年观测值的追访样本，通过剔除异常值和缺失值，最终获得有效观测样本69224个。表2给出模型中各变量的描述性统计。部分变量（个人医疗支出、政府医疗支出、人均GDP、家庭人均收入）采用对数处理，一方面为了消除变量间均值悬殊的问题，有利于回归系数的更好呈现；另一方面对变量取对数处理有助于解决异方差和序列相关等问题。

表2 各变量的描述性统计

由样本的描述性统计可知，家庭平均健康水平（Health）平均值为5.386，说明样本的健康水平为中上；家庭人均受教育水平（Edu）平均值为2.468，说明样本大多处于小学和初中之间的受教育水平；家庭是否参加保险（Ins）平均值为0.931，说明93.1%的样本有医疗保险，这也体现新医改以来医保覆盖率确实得到大幅提升。

四、实证分析

（一）基准回归

本文利用Hausman检验甄别固定效应模型与随机效应模型的选用，即若结果拒绝“模型中个体影响与解释变量不相关”的原假设，则选用固定效应模型，反之则选用随机效应模型。表3中第（1）列为随机效应模型回归结果，第（2）列为固定效应模型回归结果，本文对以上回归进行Hausman检验，该检验的p值为0.000，故强烈拒绝随机效应模型更加有效的原假设，应该使用固定效应模型②即便在加入控制变量以及地域、时间和个体效应之后，本文已验证Hausman检验强烈拒绝随机效应模型，而应使用固定效应模型。。

Pearson相关系数和方差膨胀因子（VIF）检验结果显示变量之间不存在明显多重共线性，可以进行多元回归。表3报告了基准回归的结果，第（2）列结果显示，未加控制变量情况下，政府医疗支出增加会显著促进个人医疗支出。加入控制变量后，结果如列（3）所示，核心解释变量政府医疗投入的影响系数仍在1%水平上显著为正，说明回归结果相对稳健，即政府医疗支出增加会显著促进个人医疗支出，产生了“挤入”效应。新医改以来，我国政府医疗支出不断增加，增加的政府医疗支出一方面增加医疗资源的供给，另一方面不断扩大医保覆盖面和医保报销比例，这两方面提高了医疗服务的可及性，降低看病的门槛，在一定程度上释放人们的医疗需求，提高他们对医疗服务的利用水平，改善以往人们因经济能力限制而导致“有病不敢医”的困境，可见新医改在缓解“看病难”方面取得一定成效。

表3 基准回归结果

其他控制变量的实证结果如下：一是人均GDP、收入水平对个人医疗支出具有显著的正向影响，说明经济条件是影响个人医疗支出的重要因素。二是家庭健康水平与个人医疗支出存在负相关关系，医疗保险会促进个人医疗支出，皆与预期相一致。三是受教育水平对个人医疗支出的影响与预期不一致。这可能因为教育水平的提高会增加个人保健意识从而增强对疾病风险的防护，降低生病可能性，反而减少医疗支出。

考虑到内生性问题的存在可能使本文的回归结果有偏和不一致，本文通过考虑双向因果关系和遗漏变量，对内生性问题进行讨论，以验证本文基本结论的稳健性。内生性问题的一个来源是双向因果关系。政府医疗支出会影响个人医疗支出，但同时个人医疗支出增加在一定程度上也会要求或推动政府进一步加强医疗卫生保障，提高政府医疗支出。为了克服这一双向因果关系可能引起的估计有偏问题，本文引入核心解释变量即政府医疗支出的滞后项，将政府医疗支出滞后一期进行回归，结果如表3第（4）列所示，发现政府医疗投入的影响系数仅是绝对值发生了改变，但仍在1%水平上显著为正。

内生性问题的另一个来源是遗漏变量，除控制变量以外，第（2）列和第（3）列回归模型通过引入个体固定效应控制了家庭个体层面不容易测量的特征（如健康习惯、就医态度等）对个人医疗支出的影响，但事实上，随着社会经济条件的不断改善，看病就医门槛降低，慢性病诸如高血脂、冠心病、糖尿病等“富贵病”逐渐增加，大病重病发病率提高，各地医保政策和医疗报销制度的差异，这些随时间和地域变化的客观因素同样会影响个人医疗支出。为了避免这一问题，本文参照施炳展和李建桐（2020）的经验做法，第（5）列在保留个体固定效应的基础上，进一步加入了时间固定效应和省份固定效应，在时间维度和地域维度上进一步控制影响个人医疗支出的因素。与第（2）列和第（3）列的回归结果进行对比可以发现，在考虑了遗漏变量问题后，本文的基本结论也没有发生实质性变化。

（二）异质性效应

1.城乡差异

长期以来我国的公共医疗支出对城镇具有一定的倾斜，大部分医疗资源都集中在城镇，导致城乡居民在医疗服务获取上存在一定的差距。基准回归结果验证了新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出有“挤入”作用，但这一作用只是平均意义上的，本文将家庭样本数据划分为城镇和农村，进一步探讨新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的影响是否存在城乡差异。实证结果如表4所示。

表4 分城乡样本回归结果

续表

表4报告了分城乡样本的回归结果，政府医疗支出对农村个人医疗支出的影响显著为正，但对城镇个人医疗支出的影响不显著。这说明政府医疗支出对农村个人医疗支出的“挤入”效应更加明显。由于我国独特的城乡二元结构的存在，政府的医疗支出一直倾向于城镇，超过80%的优质医疗卫生资源集中在城市，而人口较多的农村地区却拥有不到20%的优质医疗卫生资源，形成我国卫生资源配置与人口的倒三角结构。为改变我国农村医疗卫生事业长期的投入不足，新医改以来卫生投入逐渐向农村倾斜，农村卫生投入不断增加，农村居民的医疗需求得到极大释放。一方面，政府医疗支出改善农村的就医环境与设备，农村居民的一些疾病可以得到及时救治；另一方面，医疗保险覆盖面的扩大及医保报销水平的提高，让之前一些因经济能力限制而放弃治疗的农村居民能够就医治病。因此，政府增加医疗支出在满足农村居民医疗服务需求的同时也促进他们的个人医疗支出。而城镇的医疗资源一直比较充裕，居民医疗需求较早得到释放，因此政府医疗支出对城镇居民个人医疗支出的“挤入”作用并不显著。

2.不同收入阶层差异

新医改的目标是建立全民覆盖的医疗保障体系，为群众提供安全、有效、方便、价廉的医疗卫生服务，这体现新医改的普惠性和公平性。那么，政府医疗支出增加对不同收入阶层个人医疗支出的政策效果值得关注。本文将家庭样本数据分为低中高收入三个组别，探讨新医改以来政府医疗支出对不同收入阶层个人医疗支出的影响，以考察新医改是否实现普惠性和公平性目标。

本文对CFPS中所有家庭收入进行排序，把收入最低的25%的家庭划为低收入组家庭，把收入最高的25%的家庭划为高收入组家庭，其余家庭为中等收入家庭，进一步研究政府医疗支出对高、中、低收入阶层个人医疗支出的影响。回归结果如表5所示：

表5 分不同收入阶层回归结果

由表5可知，政府医疗支出对低收入和中等收入阶层个人医疗支出的影响显著为正，但对高收入阶层个人医疗支出的影响不显著。从回归系数来看，政府医疗支出对低收入阶层个人医疗支出的“挤入”作用最大。可见，新医改的政策效果主要作用于中低收入阶层尤其是低收入阶层。新医改之前医保普及度低，医疗服务可及性较差，很大程度上抑制中低收入阶层尤其是低收入阶层的医疗需求，这也一定程度上造成“小病靠拖、大病靠扛”的现象；新医改以后，医保覆盖率及报销比例的提升释放他们的医疗需求，刺激他们的个人医疗支出。对于高收入阶层，由于其具备经济实力，更加注重健康资本的投资，医疗需求一直能够得到满足，因此医疗保障水平和医疗服务可及性提高对其没有显著影响。

值得注意的是，家庭老年人口占比与高收入阶层个人医疗支出正相关，但与中低收入阶层个人医疗支出关系不显著，这反映经济条件与老年人医疗保健支出的关系，高收入阶层的老年人由于经济条件好，更加注重健康养护和老年疾病的及时医治。

五、机制分析

前文验证了新医改以来政府医疗支出促进个人医疗支出，个人医疗支出的增长一方面可能是新医改政策对个人医疗需求的“释放效应”，另一方面也可能来自个人医疗负担上升的“增负效应”。下文通过进一步实证检验这两个效应，剖析政府医疗支出“挤入”个人医疗支出的作用机制。

（一）新医改释放个人医疗需求

新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出最直接的影响就是“医保政策”。政府不断增加医疗保险资金投入，扩大医疗保险的覆盖面，提高医疗费用报销比例，有医保人群理应最直接受益于新医改政策。因此，有医保人群的个人医疗支出变化是新医改政策效果的最佳印证，也是新医改释放个人就医需求的作用表现。基于此，本文将样本划分为有医保和无医保两类人群进行验证。

表6报告了有、无医保人群的样本回归结果，新医改以来政府医疗支出显著增加有医保人群的个人医疗支出，但对无医保人群个人医疗支出的影响则不显著。这个结果说明政府医疗支出对个人医疗支出的“挤入”效应在很大程度上与新医改政策效果相关。

表6 有、无医保人群的样本回归结果

续表

同时，该结果进一步验证了新医改政策对个人医疗需求的“释放效应”。新医改以来政府投入大量资金到医保方面，大力推行医保制度改革，提高医保的覆盖面，扩大医保药品范围，在提升基本医保药品保障水平基础上将部分癌症及罕见病治疗用药纳入医保目录，提高居民基本医保补助标准和大病保险报销比例，将部分社会办医纳入定点医保机构，推进异地就医直接结算，使医疗保障水平偏低的状况有较大改善。医保水平的提高释放了有医保人群的医疗消费需求，有效缓解“看病难”问题，从而增加他们的个人医疗支出。而无医保人群受新医改政策影响较小，因此政府医疗支出对其个人医疗支出的“释放效应”并不明显。

（二）新医改推高个人医疗负担

袁胜超等（2020）发现实施新医改以来，我国个人医疗支出占医疗总支出的比例尽管从2008年的40.4%下降为2017年的28.8%，但人均医疗费用相较于2008年却上涨了245.71%。前文以个人医疗支出作为被解释变量的实证结果还未能直观反映个人医疗负担的变化，即政府医疗支出对个人医疗支出的“挤入”效应未必完全是自愿性医疗需求释放所引致，也有可能来自医疗负担的增加。本文运用CFPS中个人样本数据做进一步分析，检验个人医疗支出增加是否包含额外的医疗负担。

从个人医疗支出的结构来看，个人医疗支出包含个人医疗自付费用和报销费用，自付费用占医疗总费用的比重是个人医疗负担高低的直接映射。如果个人医疗支出增加，但自付费用的比重保持不变或下降，那么个人医疗负担实质是下降了；反之，如果个人医疗支出增加，但自付费用的比重也在上升，则个人医疗支出增加就包含额外的成本负担。基于此，本文利用CFPS 2014年、2016年和2018年①CPFS数据库从2014年开始统计个人医疗自付费用和医疗总费用的相关数据，因此本文选取了2014、2016和2018年的样本数据。的个人样本数据，以个人医疗支付费用占医疗总费用的比重（Ratio）作为个人医疗负担的衡量指标进行实证分析。

表7报告了回归结果，全部样本回归显示新医改以来政府医疗支出对个人医疗负担存在正向的促进作用，且通过了5%的显著性水平检验，进一步验证政府医疗投入并没有减轻个人医疗负担。换言之，尽管政府增加医疗支出扩大整个社会的医疗资源供给，提高医疗保险的覆盖率，让更多的人有病可“医”并有“依”，有效提升了人们特别是低收入群体、乡村群体的医疗服务可及性，推动医疗资源的有效利用和配置，但个人自付医疗费用比例不降反升，这意味着政府医疗支出对个人医疗支出的“挤入”效应包含额外的个人医疗负担。

表7 新医改以来政府医疗支出对个人医疗负担的影响

从收入分组回归结果来看，新医改以来政府医疗支出显著增加中低收入阶层个人医疗负担，但对高收入阶层个人医疗负担没有明显影响。这与前文以个人医疗支出作为被解释变量分收入组别的实证结果一致，说明政府医疗支出的增加虽释放了低收入阶层的医疗需求，提高他们就医的可能性和医疗卫生服务利用率，但并未减轻低收入阶层的医疗负担，由于“因病致贫”在低收入阶层中发生的概率更大、严重程度更高，新医改并没有从根本上实现普惠性目标，这很可能会弱化政府增加医疗支出的效果，而新医改有效利用医疗资源的制度功能也可能被医疗负担上升所削弱。而对于高收入阶层，其医疗预算约束相对较小，有条件享受到充分的医疗服务，同时也更有能力购买其他的医疗商业保险，因此新医改政策对其个人医疗负担并未产生明显影响。

农村和城镇分组回归结果也显示，政府医疗支出显著增加农村个人医疗负担，但对城镇个人医疗负担没有明显影响。这反映新医改以来政府医疗支出对农村倾斜，农村居民医疗消费需求得到一定的释放，农村居民的医疗服务可及性得以提高，但其承受的医疗负担并没有明显减轻。

以上结果也从一定程度上反映新医改以来我国医疗资源配置仍存在低效率问题，可能原因如下：

一方面，基层医疗机构并未真正发挥基础诊疗的普惠作用。新医改以来，政府试图通过“强基层”“分级诊疗”等加大基层医疗投入的方式解决看病贵问题。但新医改政策主要加大政府对基层硬件的投入，软件投入则相对不足，多数优秀的医护人员仍集中于城市与大医院，基层医疗机构很难有比较优质的医师，医疗服务质量较差、竞争力弱，尽管政府不断扩大公共医疗支出，医疗公共资源不断增加，但并未实现优质医疗资源的有效下沉，这直接影响人们对基层医疗机构的信服力；同时政府在加大对基层机构投入的同时没有明确其功能定位，基层医疗机构与三级医院的功能仍然存在很大重叠性。这样一来，基层医疗机构未能发挥吸引更多居民就医的作用，无论是大病小病，人们都倾向于一窝蜂前往大城市、大医院求医，医疗资源配置形成了“倒三角”结构，就医成本自然上升，增加个人医疗负担。

另一方面，医疗价格管制助长过度医疗的激励。新医改以来，为破除公立医院“以药养医”的弊端，公立医院的补偿机制由之前的政府补助、服务收入和药品加成收入变成政府补助和服务收入，取消药品加成，同时政府加大对公立医院的补助，希望以此来破解公立医院的趋利性，减轻个人医疗负担。然而这种医疗价格管制反而助长了公立医院的逐利行为，由于医患之间存在信息不对称，医院控制着医疗服务的质量与价格，医院可通过项目检查等方式让患者增加医疗支出，弥补药品零加成减少的收入；同时患者医疗服务消费增多，也加大医保支出，医院就可以得到更多的财政补助。“过度医疗”增加医疗服务成本，也加重个人医疗负担。

同时，现行医保的偿付制度也可能推高个人医疗负担。首先，医疗保险都有一定报销比例，医保参保虽有利于释放弱势群体的医疗需求，但报销比例的限制在“过度医疗”的背景下反而会加大他们的医疗负担（胡宏伟等，2012；王晓亚等，2018）。其次，按项目付费的方式也限制了弱势群体享受医保福利的范围，在某些疾病只能够住院报销的条件下，更加加剧“过度医疗”，推高个人医疗负担。

六、研究结论与政策建议

本文利用中国家庭追踪调查（CFPS）数据对新医改以来政府医疗支出对个人医疗支出的影响进行实证检验。研究发现，政府医疗支出对个人医疗支出产生“挤入”效应，尤其在低收入、农村居民这两类群体中最为明显，这反映新医改在缓解“看病难”方面起到非常积极的作用。新医改之前，基层医疗卫生资源投入不足，医疗费用较高，医疗保险覆盖面有限，抑制了人们尤其是农村和低收入群体的医疗消费需求。新医改的系列政策增加医疗服务资源的供给，在一定程度上提升个人医疗服务可及性，并有效补偿个人的医疗实际支付能力，提高个人对医疗服务的利用率。可见，新医改政策让更多的民众受惠，这实现了新医改的公平性目标。但政府医疗支出并未有效降低个人医疗负担，尤其是农村居民和低收入群体的医疗负担还有待进一步减轻，这一结果反映：新医改的普惠性目标还没有完全实现，“看病贵”问题仍应重视。

为提高政府医疗支出效率，优化个人医疗支出，同时缩小城乡、不同收入阶层之间的个人医疗负担差距，本文提出以下几方面的政策建议。

（1）优化政府医疗支出结构。医疗卫生机构尤其是基层公立医疗是个人健康的重要保障，基层医疗机构使用的是基本药品，而且基层就诊的医保报销比例也相对较高，因此基层就医是减少个人医疗负担的重要途径。政府医疗支出应在增加总量、优化结构等方面同时予以推进。增加基层尤其是农村基层公立医院床位、卫生工作人员等的投入比例，缩小基层医院与大医院、城乡医院之间的医疗资源和医疗服务差距，实现优质医疗资源真正下沉，并逐步实现分级诊疗，发挥基层医疗机构的门诊和康复功能，使居民能尽量在基层医院就诊，切实减轻个人医疗负担。

（2）创新政府医疗投入方式。可采用直接补助的方式，对个人尤其是农村和低收入阶层等弱势群体的诊疗服务进行补助；可创建惠民专项补助资金，并把它与城乡贫困医疗救助资金、社区（村）卫生医疗服务专项资金等进行合并，通过代缴、补助等方式直接资助农村居民和低收入阶层参加城乡基本医疗保险，适当扩大他们的医疗补偿标准和范围（朱德云和高焱域，2020）。另外，政府可探索新的医保政策，如适当降低低收入阶层的医保报销起付线。

（3）建立向弱势群体倾斜的大病医保制度。目前全国各地虽然基本推行了大病保险，但筹资水平有限，而且以个人年度累计负担的合规医疗费用超过上一年度城乡居民平均年收入作为起付线的偿付标准，不利于保障农村居民和低收入人群等弱势群体。应对不同群体实施差异化的大病医保制度，向弱势群体倾斜，降低弱势群体大病医保的起付线，降低弱势群体因病致贫的概率（朱德云等，2021；王朝才，2016）。