移动支付、医疗基础设施与农村居民医疗服务利用

吕光明 刘文慧

一、引言

近年来，我国人均医疗保健支出持续增加，城乡人均医疗保健支出比由2000年的3.63降至2019年的1.61，城乡差距不断缩小。然而，在居民医疗保健支出快速增长的同时，我国医疗服务资源配置不均衡和不充分问题未能得到有效解决，城乡间医疗保健服务的可及性差异悬殊。

《乡村振兴战略规划(2018-2022年)》明确指出，要促进公共教育、医疗卫生、社会保障等资源向农村倾斜，逐步建立健全全民覆盖、普惠共享、城乡一体的基本公共服务体系，推进城乡基本公共服务均等化。其中，农村医疗服务的提升，一方面取决于农村医疗服务供给，另一方面取决于农村居民对医疗服务的购买力水平。对于前者，已有学者证实，医疗卫生资源投入的增加能够显著提高国民健康水平，且医疗资源人均拥有量的提升对人口健康表现出积极效应。在农村地区，医疗基础设施对于提升农村居民健康与福祉具有关键作用。对于后者，诸多研究认为，近年来数字金融的发展在提升家庭收入并实现包容性增长的同时能够促进居民消费，移动支付作为数字金融普及程度最高、发展最为成熟的业务，在“乡村振兴战略”的政策目标下，为改善居民健康不平等、提升农村居民福利水平创造了条件。

“健康中国2030”明确提出，要以提高人民健康为核心，以基层为重点，发展基于互联网的健康服务体系；立足全人群和全生命周期两个着力点，提供公平可及、系统连续的健康服务。因此，研究移动支付与医疗基础设施建设对我国农村居民医疗服务利用的影响及内在作用机制具有重要现实意义。基于以上背景，本文尝试基于疾病冲击下的健康支出模型与医疗服务利用模型，从医疗消费水平和医疗服务满意度两方面考察移动支付与医疗基础设施对我国农村居民医疗服务利用的影响及作用机制，以期为提高农村居民医疗服务利用水平，推进健康服务供给侧改革，降低城乡居民健康不平等程度提供参考依据。

二、文献述评

已有研究表明，导致居民医疗服务利用差异的原因主要来源于两方面：一是不同个体的就医需求和偏好；二是基于群体差异性下的政策法规、医保制度和社会经济地位的不同。在Roemer机会平等理论框架下，后者导致的差距归属于健康机会不平等，是不合理部分。在城乡层面，居民健康不平等的引致因素主要体现在因医疗基础设施配置差距而导致的医疗服务利用机会不平等和因城乡居民收入差异而导致的健康与医疗服务利用不平等两类因素上。

(一)医疗基础设施对农村居民医疗服务利用的影响

医疗卫生资源作为公共支出的一部分，是居民进行医疗消费的前提和基础。自“新医改”实施以来，各级政府在农村地区投入大量资金，支持农村医疗基础设施建设，国家卫健委数据显示，截至2018年，建成乡镇卫生院3.6万余个，村卫生室超过62.2万个。有研究认为农村医疗服务供给的大幅增加对农村居民医疗资源利用及生理健康产生了较大的积极影响，使农村居民对医疗资源的获取更加便捷，且显著提升了农村居民对医疗服务的满意度。不过，低收入群体在享受公共支出增长边际收益的同时也承担了因诊疗费用上升而产生的较高医疗服务成本，从而增加了医疗支出费用。

公共支出影响农村居民医疗服务利用的另一途径是新型农村合作医疗(简称“新农合”)，但已有研究对“新农合”作用的探讨至今仍未得到一致结论。程令国、张晔研究发现，“新农合”能够显著提升参合者的医疗服务利用率与健康水平，但其实际医疗消费支出并未显著下降。赵为民借助中国家庭追踪调查(CFPS)数据，进一步证实“新农合”对农村低收入群体医疗消费的激励效应较弱，对该群体健康的改善程度也较低。章丹等认为“新农合”的实施总体上有助于改善农村居民身体健康，但影响有限，对患病轻和年龄较小者，“新农合”仅有助于增加其医疗服务的利用。李华、俞卫发现“新农合”能够减轻患者家庭经济风险，但由于保障水平较低，对农村居民医疗服务利用及健康水平并未产生显著影响。朱恒鹏、彭晓博通过国际比较，剖析了我国医保支付引导资源配置失灵的原因，将其归结为医疗资源供方市场垄断、医保支付激励作用虚设及价格谈判机制缺乏三个方面。

我国居民对医疗服务满意度的相关研究主要围绕医疗服务质量、政策环境、医疗服务使用者的个人特质与经济社会背景等方面展开。主要研究结论可以归纳为两点：一是我国医疗卫生资源在区域、城乡间呈不均衡分布，居民对医疗服务的满意度具有显著的地区与城乡差异，城市居民满意度高于农村；二是农村居民对医疗卫生服务项目的需求表现出不均衡的特点，由于人才和医疗设备等方面难以满足农村就医主体的医疗需求，致使农村居民对公共卫生医疗供给总量和供给结构的满意度不高。

(二)移动支付对居民消费的影响

数字金融的发展能够通过促进低物质资本或低社会资本的家庭创业，从而实现包容性增长，同时，数字金融对居民消费的促进作用已成共识，支付方式的数字化能够降低搜寻成本与交易成本，进而影响居民消费行为。在生命周期假说框架下，移动支付通过增加获得金融服务的机会，降低家庭面临的流动性预算约束，从而有助于增加家庭医疗服务的获得，提高家庭医疗保健支出，数字金融还可以通过提升支付便利性这一渠道促进居民消费。

不过，已有研究就数字金融如何促进居民消费这一问题并未达成一致。何宗樾、宋旭光发现数字金融的发展主要带动了城市居民消费，体现在食品、衣着等基础型支出方面，对农村居民消费的促进作用较小，且不显著；易行健、周利认为数字金融具有“亲贫”特性，对居民消费的促进作用在农村家庭、中低收入家庭和欠发达地区家庭表现更加显著；韩永、李成明证实移动支付的使用具有社会资本效应与信息效应，能够显著增加包括医疗保健支出在内的各项家庭消费支出，且在东部地区与多儿童家庭的作用更强。

实际上，数字金融发展的本质源自互联网与金融基础设施建设，基于低成本、便利性和包容性的特点，数字金融以年平均36.4%的增速取得了跨越式发展，在为居民、中小企业提供便捷金融服务的同时，也实现了支付方式的变革。鉴于此，本文匹配省级统计数据与中国家庭追踪调查(CFPS)数据，研究探讨移动支付、医疗基础设施建设对农村居民医疗服务利用的影响，并试图回答以下两个问题：第一，移动支付的使用与农村医疗基础设施建设能够对农村居民医疗消费水平产生何种影响？不同社会群体呈现哪些异质性表现？第二，移动支付的使用与农村医疗基础设施建设能否提升居民对医疗服务的满意度？

三、研究设计

(一)模型构建与估计方法说明

通过拓展面临疾病冲击时移动支付对家庭医疗服务利用的影响模型，考察移动支付与医疗基础设施对农村居民医疗消费水平的影响。医疗服务满意度是测度居民福利的重要考量指标，参考医疗服务利用模型，本文纳入个体特征、政策环境和医疗资源三维度，考察移动支付与医疗基础设施对农村居民医疗服务满意度的影响。基准模型分别可以表示为：

=++×+++++

(1)

=+++++

(2)

其中，表示j地区个体i第t期的医疗消费水平，表示j地区个体i第t期对医疗服务的满意度；表示该个体在第t期是否受到疾病冲击，用“过去12个月是否因病住院”代理；表示该个体在第t期是否使用移动支付，表示j地区的基础设施建设情况，用农村每千人卫生室个数代理。需要说明的是，在式(2)中，用表示个体i在第t期获取医疗资源的便利性，表示j地区医疗资源的可及性。为一组控制变量，在个体层面，包括年龄、性别(男性=1，女性=0)、受教育水平、婚姻状况(在婚=1，否则=0)和健康水平(自评健康)。在家庭层面，本文控制了家庭人均纯收入；在政策环境层面，本文控制了医疗消费支出中的自费部分比重。与表示地区特征，使用省级层面的地区聚类稳健标准误；与为随机扰动项。为了避免模型中遗漏变量偏误导致的内生性问题，本文引入个体是否移动上网(是=1，否则=0)作为工具变量，以检验估计结果的稳健性。

(二)变量数据说明

本文使用的微观数据来自2016年和2018年中国家庭追踪调查中成人个体部分与家庭部分，该项调查涵盖全国25个省级行政区，目标样本规模达16000个家庭户，通过追踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会经济和人口等诸多方面状况。宏观数据来源于2017年和2019年《中国统计年鉴》《中国卫生健康统计年鉴》，指标包括各省份农村人口规模、农村卫生室个数与医护人员数、乡镇卫生院数。将两部分数据按照时间与省级行政区进行匹配，消除价格影响，并保留两年同时进入调查的样本个体，主要变量的统计描述见表1所示。

表1 主要变量的统计描述

四、基本回归结果与作用机制分析

(一)基准回归结果及分析

根据式(1)和式(2)，考察移动支付、医疗基础设施对农村居民医疗消费水平的影响，鉴于被解释变量医疗服务满意度为定序数据，对式(2)分别进行有序logit与有序probit估计。在表2所示的回归结果中，控制了个体特征、家庭特征和地区特征，并使用省级层面的稳健聚类标准误，在模型(2)中同时控制了地区固定效应。

表2中模型(1)、(2)报告的结果显示，移动支付的使用能够显著提升农村居民医疗消费水平；疾病冲击与移动支付的乘积项显著为正，这说明在受到疾病冲击时，移动支付的使用能够大大提高农村居民医疗消费水平；农村医疗基础设施建设对医疗消费的促进作用较弱。需要引起注意的是，自费部分比重对医疗消费表现出较大的制约性，且在1%的统计水平下显著，这说明，在相对较紧的家庭预算约束与较低的社会医疗保障水平下，“看病贵”依然是农村居民医疗消费的最大障碍。其他控制变量的回归结果均符合理论预期。

表2 基准回归结果

在模型(3)和(4)中，移动支付的使用能够显著提升农村居民对医疗服务的满意度，农村医疗基础设施的影响依然较弱，自费部分比重的影响较小且不显著。这说明鉴于农村居民对医疗服务刚性需求的特点，相对于政策环境，医疗资源的便利性与可及性更能提升农村居民对医疗服务的满意度。

(二)稳健性检验

高龄老人的人口特征及生理特点可能导致估计结果偏误，因此，本文进一步将样本年龄控制在16-80岁，选取“个体是否移动上网”作为移动支付的工具变量进行稳健性检验。理论上，移动上网是使用移动支付的先决条件，二者存在强相关性；同时，移动上网并不能直接影响医疗消费水平。对医疗消费水平和医疗服务满意度模型中工具变量有效性的检验结果如表3所示，可以看出，所有工具变量均高度显著，且F值远大于10这一经验参考值，表明不存在弱工具变量问题。

表3 工具变量有效性检验结果

表4报告了利用两阶段最小二乘进行工具变量回归的结果，移动支付与医疗基础设施对农村居民医疗消费水平和医疗服务满意度的影响程度及显著性均与基准回归结果一致，证实了基准估计结果的可靠性。

表4 稳健性检验结果一：工具变量检验

(三)进一步讨论

鉴于农村医疗基础设施建设对农村居民医疗服务利用的影响较弱，本文通过变换解释变量，以进一步探究造成医疗基础设施弱影响的可能原因。首先，将解释变量“农村卫生室”替换为“农村医护人员”，表5报告的结果显示该解释变量显著降低了农村居民对医疗服务的满意度，对医疗消费水平也表现出一定的抑制作用；继而用“乡镇卫生院”替换“农村卫生室”后，表6报告的结果显示该解释变量能够同时显著提升农村居民医疗消费水平与医疗服务满意度。

表5 变换解释变量：农村医护人员

由此可见，村、镇两级医疗卫生机构对农村居民医疗消费水平与医疗服务满意度的影响具有较大差异性，乡镇与农村基层医疗资源配置呈现出不协调、不均衡的特点。农村基层医疗卫生设施建设不足、医疗卫生人才匮乏与服务能力偏低是导致农村医疗基础设施弱影响的主要原因。

(四)移动支付对农村居民医疗服务利用的影响机制分析

以上研究结果证实，移动支付的使用对农村居民医疗服务利用具有显著促进作用，当遇到疾病冲击时，使用移动支付对医疗消费的促进作用更为明显。作为数字金融的重要组成部分，移动支付具有降低交易成本、增加家庭金融服务可获得性的特点，进而能够放松家庭预算约束。因此，本文首先基于家庭预算约束的视角考察移动支付促进农村居民医疗服务利用的内在机制。

表6 变换解释变量：乡镇卫生院

以家庭人均纯收入的对数表示家庭预算约束，按照对数收入的四分位数将样本分为低→高四组，然后运用固定效应模型估计移动支付的使用对不同收入组家庭预算约束的影响。根据表7报告的结果，使用移动支付能够显著放松中低收入组的家庭预算约束，尤其对低收入组的作用效果更强；随着收入水平的提高，移动支付对农村居民收入的提升作用逐步减弱，且显著性水平逐步降低，这反映出数字金融的包容性特征，农村低收入群体从移动支付的使用中获益更多。

表7 移动支付对农村居民收入的回归结果

社会资本效应的核心在于个体所处的社会网络可以带来的社会资源和利益。在中国，基于“亲缘”和“地缘”关系的社会互动是农村居民社会网络的主要特点，受地域和互动形式的影响较大；互联网社交的普及能够突破传统社交的局限，在较大程度上提高互动频率与互动范围。参考已有研究，这里选择“上网社交的重要性”与“人情礼支出”作为农村居民社会资本的代理变量，检验移动支付的使用是否具有社会资本效应。

根据表8中模型(1)-(4)报告的结果，在控制个体特征、家庭特征与地区特征后，使用移动支付提高上网社交重要性的相对风险比率为43.6%-74.2%，且在1%的统计水平下显著；使用移动支付对人情礼支出的边际效应为4.2%-6.6%，这说明移动支付的使用能够给农村居民带来社会资本效应。

表8 移动支付的社会资本效应与信息搜寻效应

医疗保健资源分布的不均衡容易导致医疗服务信息错配，这无疑会增加农村居民医疗服务利用的冗余成本。得益于互联网信息扁平化的特点，移动支付的使用可以拓宽家庭获取医疗及健康信息的渠道，极大降低由于信息不对称产生的信息搜寻成本。这里选取“互联网信息渠道的重要性”作为信息搜寻效应的代理变量。表8模型(5)和(6)报告的结果显示，移动支付的使用对农村居民获取医疗及健康信息具有较大促进作用，且在1%的统计水平下显著。这说明移动支付的使用大大增加了农村居民通过互联网获取医疗、健康信息的可能性，有助于降低信息搜寻的冗余成本。

五、异质性分析

个体特征的异质性决定了农村居民医疗服务利用的巨大差异。在凯恩斯经典消费理论框架下，家庭收入水平是居民消费能力的核心影响因素。此外，理论上少儿和高龄人口健康脆弱性较高，其就医行为相对较频繁，医疗消费水平相对较高。因此，本文进一步围绕家庭收入与个体年龄两方面考察移动支付、医疗基础设施对农村居民医疗服务利用的异质性影响。

(一)家庭收入的异质性分析

根据家庭人均对数收入水平，将样本数据等分成四组，分别控制个体特征、家庭特征与地区特征，估计移动支付与医疗基础设施对各收入组医疗服务利用的影响。表9结果显示，在面临疾病冲击时，移动支付的使用能够在不同程度上提高农村居民医疗消费水平，但对低收入组的提高作用不够显著，同时，自费部分比重对低收入、中低收入组医疗消费有较大的抑制作用，这说明在家庭相对较紧的预算约束下，农村医保未能充分发挥医疗保障作用，从而限制了低收入组的医疗消费能力。原因主要包括两个方面：一方面移动支付对低收入群体发挥包容效应的前提是移动支付工具的使用，然而，这一群体的低收入特征不利于其购买并使用移动支付工具，数据表明，低收入组移动支付的使用概率较低，分样本均值仅为0.054，支付工具的缺失使得低收入组难以享有移动支付带来的红利；另一方面，由于医保功能的缺失，家庭低预算水平使得该群体即使在面临疾病冲击时，仍难以支付相对高昂的医疗费用。农村医疗基础设施对各收入组医疗消费水平的影响未表现出明显的异质性。

表9 家庭收入异质性对农村居民医疗消费的影响

在医疗服务满意度方面，移动支付的使用能够提升农村居民对医疗服务的满意度，对不同收入组的影响未表现出明显异质性，农村医疗基础设施对满意度的提升依然不够显著。

(二)个体年龄的异质性分析

不同年龄段人口的健康特点具有较大异质性，按照世界卫生组织给出的年龄划分标准，将样本数据划分为青年、中年和老年三个阶段，分别控制个体特征、家庭特征与地区特征，来考察移动支付与医疗基础设施对各年龄组医疗服务利用的影响。

在医疗消费水平方面，移动支付的使用仅对青年组表现出促进作用；当面临疾病冲击时，由于手机及移动上网的使用者主要集中于中、青年群体，使用移动支付能够提高中、青年农村居民的医疗消费水平，移动支付对老年群体的排斥效应则不利于该群体使用移动支付进行医疗消费(表10)；医疗基础设施对医疗消费的影响与全样本的回归结果类似，这里不再赘述。在医疗服务满意度方面，移动支付的使用对中、青年组表现出显著的促进作用，且对青年组的促进作用远高于中年组，移动支付对老年群体的排斥效应不利于提升该群体对医疗服务的满意度；农村医疗基础设施未能表现出对年龄分样本医疗服务满意度显著的促进作用。

表10 个体年龄异质性对农村居民医疗消费的影响

六、结论及启示

本文通过匹配省级统计数据与中国家庭追踪调查数据，研究探讨了移动支付、医疗基础设施对农村居民医疗服务利用的影响，有以下三点结论。

第一，移动支付的使用能够提高农村居民医疗消费水平，尤其是在面临疾病冲击时，但自费部分比重制约了这种提高作用的发挥；使用移动支付能够显著提升农村居民对医疗服务的满意度；不过，医疗基础设施建设对农村居民医疗服务利用的促进作用较弱，农村基层医疗卫生设施建设不足、医疗卫生人才匮乏与服务能力偏低是导致医疗基础设施弱影响的主要原因。

第二，移动支付对农村居民医疗消费和满意度的影响具有异质性，中、高收入组和中、青年群体使用移动支付能够显著提升其医疗消费水平，中、青年移动支付的使用能够显著提升其医疗服务满意度，移动支付对农村居民医疗服务利用的包容效应与排斥效应并存。

第三，在作用机制上，移动支付可以通过家庭预算约束的放松、社会资本效应和信息搜集效应促进农村居民对医疗服务的利用。

上述结论说明，在我国医疗服务短板的农村地区，医疗资源的有效利用能够在较大程度上提升农村居民健康和福祉，可以成为推进城乡基本公共服务均等化的有效手段，并得出以下三点具体的政策启示。

第一，要加快完善农村医疗基础设施建设，支持村卫生室标准化建设和人才建设，强化农村基层医疗服务的供给能力，改善村卫生室条件。加强农村基层医疗保健市场中行政机制、市场机制和社群机制的互补嵌入，丰富农村医疗卫生资源与治理方式。完善乡镇卫生院建设，强化农村医疗服务供给县乡村统筹，使广大农村居民能够在医疗基础设施中受益。

第二，充分发挥移动支付包容性增长和对农村居民医疗服务利用的促进作用，加强农村地区互联网基础设施建设，注意从农民自身教育与家庭收入的源头上缩小农村数字化进程中的“数字鸿沟”，提高农村居民移动支付使用率，发展基于互联网的农村健康服务体系。

第三，要进一步扩大医疗保险覆盖范围，提高对重大疾病的保障力度，使农村居民真正实现“病有所医”，推进城乡普惠共享、均等化的基本健康公共服务。需要指出的是，农村居民，特别是低收入人口的内生发展动力是其享有医疗健康资源的根本保证，这需要农村产业、文化、生态等多重体系的支撑，也是“乡村振兴战略”的核心任务。