长期护理保险对医疗保健消费结构的影响——基于荆门市城镇居民的合成控制研究

蒋雯静

（武汉大学政治与公共管理学院 武汉 430072）

1 引言

随着人口老龄化加速，失能老年人数量不断增长，以及互联网、人工智能、云诊疗等新技术的发展，健康消费议题受到广泛关注。供给侧上，医疗保健行业服务范围逐渐延伸，家庭医疗、预防保健、健康管理等产品蓬勃发展；需求侧上，居民医疗保健需求呈现多样化特征，医疗保健消费结构逐步优化，传统的医疗保健消费已经不能满足人民日益增长的美好生活需要。国家统计局数据显示，2021年全国居民人均医疗保健支出占人均消费支出的比重为8.8%，比2012年上升1.8个百分点，发展型、享受型消费日益提升①数据来源于国家统计局官网，https://www.stats.gov.cn/zt_18555/zthd/lhfw/2023/fjxsd/202302/t20230227_1918904.html。。因此，如何对传统医疗保健消费结构进行优化升级对国家健康发展战略和医疗行业革新具有重要意义。

目前，经济学和人口学专家针对医疗保健消费结构问题的研究主要有以下几种观点。一是由老龄化引致的医疗保健消费结构升级效应显著。杨赞等研究发现，老年家庭会随着年龄的上升而挤压医疗以外的其他消费[1]。刘利研究发现，由于老年人的健康状况较差，老龄化对医疗保健支出比重的正向影响逐渐加强[2]。都阳和王美艳分析发现，2010年和2016年，65岁及以上的老年家庭医疗消费比重较35岁及以下的年轻家庭分别高7.4个和10.0个百分点[3]。二是老龄化引致的消费结构升级效应城镇弱于农村。元惠连等研究发现，城镇居民医疗保健消费结构确实存在明显的优化升级趋势[4]。因为优化家庭医疗保健消费结构是人口老龄化背景下升级家庭消费结构的主要路径。但是，相比于城镇地区而言，人口老龄化的消费结构升级效应在农村地区表现得更为强烈，这与我国大量的青壮年人口从农村迁移到城市有关，农村的人口老龄化程度相比于城镇地区更为严峻[5]，农村更需要保健消费升级。三是由收入引致的消费结构升级效应在城镇更明显，消费不平等更严峻。周先波和田凤平发现，由于城镇居民收入和支出水平远高于农村居民，导致城镇居民医疗保健支出比重显著高于农村居民[6]。孟佶贤和方毅借助泰尔指数测算发现，城镇居民医疗保健消费不平等程度不减反升，农村居民则不断缩小[7]。

医疗保健消费结构问题不仅和经济、人口等因素相关，也和社会保障制度有着密不可分的联系。围绕社会保障与医疗保健消费结构的关系，医疗保障与卫生经济领域的学者普遍认为，社会保障会影响居民医疗保健消费结构优化升级，并且这种影响具有健康水平、消费类型、城乡和福利水平等的异质性。医疗保险方面，范庆祝等研究发现，原新农合政策显著影响农村留守中老年人的保健消费，健康状况越差的农村留守中老年人的保健消费越高[8]。但何晖和李小琴认为原新农合政策仅对衣食等生存型消费存在显著促进效应，对医疗保健消费等享受型消费影响不显著[9]。肖立发现，1990年以来我国农村居民医疗保健支出比重呈持续上升趋势[10]。谢邦昌和韩静舒认为，城乡差异导致医保政策对家庭医疗保健消费的扩张效应在城镇并不显著，但在农村相对显著[11]。社会救助方面，Gao等关于低保政策的研究发现，低额福利金领取者只能提高其医疗保健支出，约提高了家庭人均49%的医药费用和38%的医疗费用，而高额福利金领取者不仅提高了保健支出，也提高了教育支出[12]。

供给侧的资源供给规模和质量、需求侧的需求释放和收入提高，是优化医疗保健消费结构的关键因素。长期护理保险（以下简称长护险）制度试点通过服务给付和现金给付激发健康服务产业的就业潜力，提升供给侧的资源供给规模和质量，释放社会护理需求，减轻家庭护理负担，这也是立足供需两侧应对医疗保健消费结构优化升级的有效途径。

然而，长护险甚少被纳入医疗保健消费结构影响因素研究范围，存在研究结论及影响机制不明确等问题。另外，其他社会保障制度对医疗保健消费结构的影响也缺乏研究。因此，对长护险与医疗保健消费结构的研究具有一定的必要性。

本文以湖北省荆门市城镇居民为研究对象，采用合成控制法评估了长护险对医疗保健消费结构的政策效果。评估发现，长护险对荆门医疗保健消费结构产生了优化效应。进一步分析发现，需求侧的收入效应、需求效应和供给侧的产业效应，为长护险优化医疗保健消费结构提供了解释。本文的贡献在于：第一，有别于常见长护险财务可持续等出发点，本文从健康消费提质增效的角度考察长护险对医疗保健消费结构的影响。第二，从供需角度明确了待遇给付政策是长护险对医疗保健消费结构的影响机制，为供给侧和需求侧改革提供了思路。当然，本文也存在局限性，样本量偏小，结论的外推性有待进一步验证。

2 制度背景与机制分析

2.1 荆门长护险制度和医疗保健消费结构概况

荆门是我国老龄化进程较快的城市之一。截至2020年底，荆门60岁及以上人口约59万人，占比22.84%，65岁及以上人口为42万人，占比16.16%②数据来源于荆门市第七次全国人口普查公报[1]（第四号）——人口年龄构成情况,http://www.jingmen.gov.cn/art/2021/6/21/art_19623_796096.html。，失能和伤残人员1.03万人，占比0.4%。为实现老有所护，我国于2016年在15个城市和2个重点联系省份开展长护险试点，荆门成为湖北省唯一一个国家长护险试点城市。秉持广覆盖、保基本、多层次、可持续方针，荆门已累计为13831位受益者提供护理保障服务。

荆门长护险的政策内容主要包括以下几点。

（1）覆盖范围上，2016年由市辖区职工医保人群开始，2017年扩大到居民医保人群，2018年实现医保人群全覆盖；基金筹集上，采取“个人缴费+医保划拨+财政补助”模式，职工与居民执行同一筹资缴费标准。（2）待遇给付上，长护险基金支付比例与失能等级、护理服务形式、护理机构等级挂钩，实行限额给付，为失能人员提供清洁照料、睡眠照料、饮食照料、排泄照料、卧床与安全照料、病情观察、心理安慰、康复照护、临床医用管路照护及临终关怀等护理服务。（3）经办管理上，采取委托第三方经办服务的新型管理服务模式，以长护险保费2%的经办服务费委托商业保险机构参与长护险经办工作。

医疗保健消费结构方面。首先，从各城市发展维度来看，2010—2020年荆门的医疗保健消费结构在湖北省内处于平均最优水平。如图1（a）所示，荆门的医疗保健消费占比最高，数值接近10%，孝感最低，占比仅在6.5%左右。其次，从时间发展维度来看，2010—2020年荆门的医疗保健消费结构呈现出“V”形的变化趋势。如图1（b）所示，2014年以前，荆门的医疗保健消费结构从9%左右缓慢波动下降，在2014年达到8%的谷值，随后波动上升并在2019年达到峰值（约11%）。

图1 2010-2020年湖北各城市医疗保健消费结构均值与荆门医疗保健消费结构变化

2.2 长护险影响医疗保健消费结构的机制分析

理论上，长护险对医疗保健消费结构同时存在正向和负向影响。正向上存在需求侧现金给付或服务给付模式下的收入效应（正向）和需求效应（正向），以及供给侧现金给付模式下的产业效应（正向）。负向上存在需求侧现金给付或服务给付模式下的健康效应（负向）和供给侧现金给付模式下的替代效应（负向）。长护险对医疗保健消费结构的最终影响结果取决于各个效应的大小，如果最终是正向效应更大，则长护险对医疗保健消费结构产生了优化效应，反之，则是抑制效应。综合而言，待遇给付政策对护理需求和护理服务供给资源配置的调节作用，是长护险影响城镇居民医疗保健消费结构的主要机制。

2.2.1 正向影响机制：需求侧的收入效应、需求效应和供给侧的产业效应。收入效应指长护险待遇给付增加受益者家庭收入，放松居民医疗保健消费预算约束，增加医疗保健消费，进而优化医疗保健消费结构。如果受益者选择的是现金给付模式，受益者家庭可支配收入的提高变相减轻了家庭的护理费用负担，放松了居民医疗保健消费预算约束，增加医疗保健消费，进而改善医疗保健消费结构。Fontaine发现，法国残疾老年人的正式护理服务由于正式护理公共补贴的存在而显著提高[13]。如果没有补贴，自付护理支出的小时价格每增加10%将平均减少4%的总消费时数[14]。如果受益者选择服务给付模式，非正式照料时间减少会导致正式劳动供给时间和收入增加，提高医疗保健消费，进而改善医疗保健消费结构。Van Houtven等研究发现，美国男性非正式护理人员参与工作的可能性下降了2.4个百分点，女性非正式护理人员每周减少了3—10小时的工作时间，并且工资比非护理人员低了3%[15]。Fu等研究发现，日本男性和女性非正式护理人员进入劳动力市场的可能性因为长护险的引入分别增加了15.8%和3.7%[16]。于新亮等研究发现，长护险的开展显著提升了农村女性就业概率（8.14个百分点）和潜在工作时间（0.48小时/天）[17]。

需求效应指长护险释放了受益者在未开展长护险情况下因护理资源不可及或服务质量不高等情况，而有效护理需求被压抑，进而提高居民医疗保健消费，优化医疗保健消费结构。Motel-Klingebiel等比较了5个福利国家对老年人的正式和非正式照料服务，发现福利国家的正式照料服务越强大，老年人获得的照料服务总量越大[18]。于新亮等研究发现，实施长护险制度之后，人均医疗费用总体上升约为6.18%，基层医疗机构的医疗费用对上升趋势起到了主要作用[19]。Kim和Lim发现，与选择了居家护理的老年人相比，韩国长护险反而增加了选择机构护理的老年人的医疗消费[20]。Rapp等研究发现，法国针对阿尔茨海默症患者的经济援助提高了患者对正式护理服务的消费，对非正式护理消费的比例降低了13.3个百分点[21]。

产业效应指长护险利用促进就业创业扶持政策和资金，增加就业岗位，延长产业链，促进护理服务从业人员队伍建设和护理服务产业发展，进而提高医疗保健消费，优化医疗保健消费结构。陈杰认为，护理服务业是解决很大一部分群体就业问题的新途径[22]。孙建娥和王慧也赞同老年长期护理产业是驱动消费、解决就业的重要因素[23]。翟绍果和郭锦龙认为，老龄服务的产业化是实现老年人长期照料服务常态化供给的有效途径[24]。长护险可以吸引社会资本进入长护服务领域，引进高层次的护理服务管理人才和专业团队。

2.2.2 负向影响机制：需求侧的健康效应和供给侧的替代效应。健康效应指护理服务改善受益者的健康状况，减少受益者医疗保健消费，抑制医疗保健消费结构。马超等研究发现，长护险的实施使试点城市中老年居民的精神健康水平得到改善，身体疼痛状况得到减少，月门诊费用和年均住院费用分别减少210.51元和1901.69元[25]。Han等学者的研究显示，韩国长护险的实施使得失能者的医疗费用总额下降了61.85%，其中住院费用下降91.63%，药品费用增长31.85%[26]。Ariizumi 发现，无论是以个人经济状况还是以个人健康状况为受益门槛，长护险都削弱了低收入、低健康水平受益人的医疗保健预防动机，最终排挤了居民医疗消费[27]。

替代效应指长护险提高护理资源可及性和性价比，降低受益者对医院护理的使用和占用，并转向机构或居家护理，进而降低医疗保健消费，抑制医疗保健消费结构。当医院患者准备出院到机构接受护理或居家接受上门护理，但没有空位和护理人员时，压床现象就容易产生，此时医院护理是机构护理或居家护理的昂贵替代品。Fernandez和Forder 研究发现，英格兰的机构护理模式大大降低了延迟出院率和再入院率[28]。Gaughan等发现，地方护理床位增加10%将使延迟出院率减少6%—9%，并且护理床位的供给具有空间溢出效应，一个地方护理床位的可用性也会缓解临近地区的医院压床现象[29]。Costa-Font等的研究表明，领取西班牙长护险护理补贴和家庭护理补贴，使得受益人住院率和医疗资源使用率都有所下降，减少补贴后这种影响大大减弱[30]。王贞和封进的研究进一步表明，机构护理补贴主要改变了医疗资源的配置，对医疗费用影响较小[31]。

2.3 影响医疗保健消费结构的其他因素

一些学者就经济与收入、产业与社会保障，以及价格和医疗资源等方面对医疗保健消费结构做了诸多有益探索。经济与收入方面，王美娇和朱铭来研究发现，离退休工资和收入等变量对消费结构的影响尽管显著，但促进效果十分有限[32]。同时，问锦尚等研究发现，医疗保健消费支出比重随收入的增长以较大的速率下降[33]。产业与社会保障方面，张红凤和黄璐研究发现，产业结构升级抑制了医疗保健消费支出占比[34]。肖攀等以农村居民人均纯收入中的转移性收入衡量农村社会保障水平，研究发现农村社会保障对农村居民的医疗保健消费的促进效应尚未显现[35]。但也有学者认为社会保障具有消费扩张效应，魏勇研究发现，社会保险、救济、福利和优抚等方面的政府社会保障支出有利于扩大中、低收入居民的包括医疗保健在内的基本商品消费[36]。价格和医疗资源方面，问锦尚等研究发现，农村居民食品、居住、生活用品及服务、交通通信等消费行为显著受到市场价格波动影响[33]。医疗资源是医疗保健消费的重要基础，杨红燕等也认为，机构床位供给是减轻家庭照护负担和保障失能照护需求的重要物质载体[37]。

3 研究方法、变量与数据

3.1 研究方法

我国2016年在15个城市和2个重点联系省份开展长护险试点，这相当于一种自然实验。双重差分和倾向得分匹配也是评估政策效应的常用方法，但双重差分存在要求处理组和对照组在政策实施前具有共同趋势、对照组选取难以规避主观性的局限。

倾向得分匹配存在条件独立的假设不易满足、每个对照组的具体情况无法分析的劣势。其他政策的干扰，例如，荆门在开展长护险试点的同期，还在全市范围内实施了城乡居民医疗保险制度整合，也在不同区县推行了保障基本医疗服务改革试点、健康管理服务试点、“互联网+远程医疗”、分级诊疗改革试点和药品带量采购试点等一系列同样影响医疗保健消费结构的政策，要将长护险试点从这些混合的政策中剥离出来存在难度。

合成控制法由Abadie和Gardeazabal提出，该方法通过加权平均构造对照组，刻画出处理组与对照组在政策前的相似性，以数据驱动权重较好地克服了主观误差问题，并清晰反映出每个对象在构造对照组方面的贡献[38]。这些优势使得合成控制法在如房产税试点[39]的政策效应评估方面得到了广大学者的青睐。合成控制法的具体程序为：

假设观测到J+1个地区的医疗保健消费结构情况，其中第1个地区（荆门）在T0受到了长护险影响，其他J个地区为对照组地区。我们可以观测到这些地区T期的医疗保健消费结构优化情况。我们设CNit表示城市i在时间t没有开展长护险的医疗保健消费结构情况，CIit表示有长护险时的医疗保健消费结构情况。设定模型：

其中，Dit为是否接受试点的虚拟变量，如果城市i在时刻t接受试点，那么Dit=1，否则Dit=0。

对于不受长护险影响的城市，Cit=CNit，因为只有第1个城市在时刻T0之后开始受到长护险影响。αit是长护险的事实效果，我们的目标就是估计αit。在t＞T0时，Cit是试点城市可以观测到的医疗保健消费结构情况。为了得到αit，我们需要估计无法被观测到的CNit，通过构造“反事实”的变量表示CNit：

(2)式为潜在医疗保健消费结构情况的决定方程，其中Zi是不受长护险影响的控制变量，∂t是时间趋势，λt是一个(1×F)维观测不到的共同因子，μi则是(F×1)维观测不到的地区固定效应误差项，εit是每个地区观测不到的暂时冲击，均值为0。为了得到长护险的影响，我们必须估计长护险试点城市假设没有试点长护险时的CNit，解决方案是通过对照组城市的加权来模拟处理组的特征。为此，我们的目的就是求出一个(J×1)维权重向量W2+...+WJ+1=1满足对任意J，Wj≥0，并且W2+...+WJ+1=1。用W作为权重合成控制的结果变量就是：

假设存在一个向量组，

并且，

Abadie等证明在一般条件下，上式的右边将趋近于0[40]。因而对于T0＜t≤T，我们可以用作为CNit的无偏估计来近似CNit，进而推得的就可以作为αit的估计。

3.2 变量与数据

被解释变量为医疗保健消费结构，具体用城镇常住居民医疗保健消费结构支出占城镇常住居民人均消费性支出衡量。文献回顾后发现，其他影响医疗保健消费结构的因素包括经济与收入、产业与社会保障以及价格和医疗资源等，本文具体以人均GDP、城镇常住居民人均可支配收入、城镇二三产业从业人员比、人均社会保障和就业支出、居民消费价格指数和人均医疗卫生机构床位数等6个指标作为预测变量，并对人均GDP、城镇常住居民人均可支配收入和人均社会保障和就业支出做对数化处理。数据来源于历年的湖北统计年鉴，使用2010—2020年湖北省12个城市的平衡面板数据，其中，处理组为荆门，对照组为11个非长护险制度试点城市。

4 实证分析

4.1 长护险对荆门医疗保健消费结构的影响

合成荆门的权重组合如表1所示。依据预测变量，11个备选城市中的4个城市构成了合成荆门，其中黄冈的权重最大，为0.381，其次是襄阳、十堰和孝感。

表1 合成荆门的城市及权重

合成荆门与荆门的变量拟合情况如表2所示。医疗保健消费结构的差异率为2.74%，说明合成荆门的医疗保健消费结构变化路径较好地拟合了荆门的实际变化路径。影响医疗保健消费的预测变量实际值和合成值差异不大，如城镇常住居民人均可支配收入、城镇二三产业从业人员比和居民消费价格指数的差异率分别是0.60%、0.07%和0.09%，说明预测变量的拟合情况总体较好。综合而言，合成控制法的拟合效果较理想。

表2 合成荆门与荆门的变量拟合情况

荆门与合成荆门在2010—2020年的医疗保健消费结构如图2所示。其中虚线代表荆门长护险制度试点实施的年份。在虚线左侧，荆门与合成荆门的医疗保健消费结构变化路径吻合度较高。在虚线右侧，荆门与合成荆门的医疗保健消费结构变化路径出现明显歧异，合成荆门的医疗保健消费结构低于荆门，二者的差值即长护险制度试点影响荆门医疗保健消费结构的政策净效应。换句话说，与没有实施长护险试点相比，实施长护险使得荆门医疗保健消费结构得到优化。

图2 荆门与合成荆门的医疗保健消费结构

4.2 长护险对荆门医疗保健消费结构产生优化效应的解释

待遇给付政策对护理需求和护理服务供给资源配置的调节作用，是长护险影响城镇居民医疗保健消费结构的主要机制。优化效应的产生说明，荆门长护险在正向的需求侧收入效应、需求效应和供给侧产业效应，同负向的需求侧健康效应和供给侧替代效应的比较发现，最终是正向的效应更大。所以本文就围绕正向的来自需求侧的收入效应、需求效应和来自供给侧的产业效应展开解释。

收入效应。现金给付模式是荆门长护险制度受益者的主流选择，且现金给付水平并不低于试点城市平均水平。2017—2021年，超过9成的制度受益者都选择了居家护理的现金给付模式，按照失能程度由浅及深，重度三（Ⅰ）级至重度一（Ⅲ）级的给付水平是1200—2400元/人/月。居家护理的现金给付模式提高了受益者家庭可支配收入，减轻了受益者家庭护理费用负担，放松了受益者家庭医疗保健消费预算约束，额外增加了其他的医疗保健需求，导致医疗保健消费的增加，进而优化了医疗保健消费结构。

服务给付模式下，长期护理责任的社会化使得传统家庭护理人员有机会从护理活动中解放出来，可以重新进入劳动力市场或提高劳动参与率，正式劳动供给时间和收入增加，额外增加了其他的医疗保健需求，增加医疗保健消费，进而优化了医疗保健消费结构。2014—2020年荆门常住居民年人均可支配收入和城镇常住居民从业率分别如图3（a）和图3（b）所示，两者整体都呈上升趋势，这一定程度上支持了需求侧的收入效应是长护险产生医疗保健消费结构优化效应的重要机制的结论。

图3 2014-2020年荆门城镇常住居民年人均可支配收入与从业率

需求效应。在未开展长护险试点前，部分受益者可能会因护理资源不可及，或护理服务质量不高等，压抑了自己的有效护理需求。荆门开展长护险试点后，定点护理服务机构或社区服务机构专门成立的长期护理服务公司为失能参保人员提供社会化居家护理服务，提高了护理资源可及性。差异化管理执业护士与养老护理员，定期培训护理服务人员，促进了护理工作的提质增效。这些方面的改善使得受益者被压抑了的有效需求得到释放，增加居民医疗保健消费，进而优化了医疗保健消费结构。

产业效应。荆门长护险利用促进就业创业扶持政策和资金，一方面，多渠道壮大了护理从业人员队伍，依托就业扶持等政策促进家政服务人员、城镇失业人员、农村转移劳动力和就业困难人员从事护理工作，激励卫生专业技术人员转岗，吸引相关专业高校毕业生落户和就业，解决了部分就业问题。另一方面，依托本地高校、职业学校等教育资源设置长期护理服务专业并实行定向招生和订单培训，对符合条件的定点护理服务机构给予稳定岗位补贴、创业贷款担保及贴息、养老床位补贴等扶持政策，延长了产业链。这两个方面促进了荆门长期护理服务从业人员队伍建设和护理服务产业发展，增加了居民的医疗保健消费，进而优化了医疗保健消费结构。

4.3 稳健性检验

排序检验。借鉴Abadie等提出的排序检验思想，检验长护险制度的政策净效应是否在统计上显著[40]。这一检验方法的思想是，假设对照组的各城市也在2016年开展长护险试点，分别合成各城市相应的合成控制对象，然后比较荆门实际产生的政策效果和对照组各城市在假设情况下产生的政策效果。如果2016年政策冲击之后对照组各城市与合成控制对象的差值均小于或大部分小于荆门，那么有理由相信长护险的经济效应是显著的。由于部分城市的合成控制对象在2016年长护险制度开展前并不具有良好的拟合效果，即均方预测误差的平方根（root mean square percentage error，RMSPE）值较大，这将导致即使后期城镇常住居民医疗保健消费结构差值较大，也可能是RMSPE引起，而与长护险制度无关。鉴于此，本文剔除了RMSPE值低于荆门1.5倍的城市。报告了剔除5个该类城市后的城镇常住居民医疗保健消费结构的差值分布。

可以看出，2016年之前，荆门与其他城市的城镇常住居民医疗保健消费结构的变动差距总体上不是很大，但是在2016年后，荆门与其他城市的差距显著拉大，其分布于其他城市的上方外部（见图4），这表明长护险优化了荆门城镇常住居民医疗保健消费结构。

图4 各城市医疗保健消费结构差值分布

双重差分法检验。按照双重差分法共同趋势假设的要求，要尽可能地选择在2016年前与荆门城镇常住居民医疗保健消费趋势一致的城市。通过数据比对发现，湖北省11个备选城市的城镇常住居民医疗保健消费结构在2016年之前与荆门一样大体上都处于增长趋势，所以将这11个城市作为荆门的对照组。表3报告了双重差分法的估计结果，其交叉项的系数反映的是长护险对荆门城镇常住居民医疗保健消费结构的影响。第（1）列是在使用上述11个城市作为对照组但没有控制其他预测变量情况下的估计结果，即总体上长护险的实施可以让荆门医疗保健消费结构比未实施该制度的其他城市优化2%；第（2）列是在使用上述11个城市作为对照组且控制了其他预测变量情况下的估计结果，即总体上长护险的实施可以让荆门医疗保健消费结构比未实施该制度的其他城市优化3%。两种情况下的交叉项系数均显著为正，显示长护险优化了荆门城镇常住居民医疗保健消费结构且具有稳健性，证实了荆门城镇常住居民医疗保健消费结构的优化部分是由长护险所引致的。

表3 荆门长护险试点对医疗保健消费结构的影响（双重差分法）

安慰剂检验。借鉴Abadie和Gardeazabal提出的安慰剂检验方法思想，选择一个没有实施长护险试点的城市进行同样的分析，如果发现该城市的实际样本和合成样本的医疗保健消费结构趋势与荆门趋同，说明合成控制法并未提供有力证据来说明长护险对荆门医疗保健消费结构的影响[38]。反之，说明本研究的结果是稳健的。两个极端城市被考虑进了安慰剂检验，一个是合成荆门的最大权重城市黄冈，即备选城市中与荆门最为相似的城市；一个是对合成荆门不构成任何权重的武汉，即备选城市中与荆门最不相似的城市。图5（a）报告了黄冈的安慰剂结果，图5（b）报告了武汉的安慰剂结果。可以看出，黄冈和武汉的实际医疗保健消费情况在2016年之后并未出现与荆门相同的趋势，武汉的实际医疗保健消费结构情况始终沿着合成武汉医疗保健消费情况的趋势在变化，而黄冈的实际医疗保健消费情况甚至出现了与荆门相反的走势。因此，这一检验再次证明长护险是2016年后荆门医疗保健消费结构优化的重要原因。

图5 安慰剂检验城市的医疗保健消费结构

5 总结与启示

5.1 总结

本文以荆门长护险为例，运用合成控制法评估了长护险对医疗保健消费结构的政策效果。研究发现：（1）长护险对荆门医疗保健消费结构产生了优化效应；（2）需求侧的收入效应、需求效应和供给侧的产业效应，为长护险优化医疗保健消费结构提供了解释。

5.2 启示

基于居民服务消费提质扩容、医疗保健消费结构优化升级的角度，本文在供给侧和需求侧方面具有如下启示。

5.2.1 持续提高居民收入并完善收入分配制度，做好长护险与其他社会保障制度的衔接工作。重点关注低收入和中等收入群体，提高低收入群体收入，扩大中等收入群体规模，尤其加大长护险制度对低收入群体的政策扶持力度。做好长护险制度与医疗保险、工伤保险、最低生活保障制度以及精准扶贫等制度的衔接，以制度保障助力受益居民医疗保健消费预算放松。

5.2.2 依托新技术创新长护服务供给模式，释放居民有效护理需求。充分利用互联网、大数据、人工智能等新技术，对长护服务供给质量实行智能监测和远程监督，提高护理资源可及性，让护理服务更优质和精准，进而提高服务消费水平。加强信息化技术支撑，最大程度发挥线上服务远程、高效和智能等优势，切实推进远程医疗和人工智能在长护服务过程中的普及，释放居民被压抑的有效护理需求，优化医疗保健消费结构。

5.2.3 坚持供给侧结构性改革主线，引导培育护理服务消费惠民增长点。首先，促进护理服务从业人员队伍建设，依托就业扶持政策促进城镇失业人员等从事长护服务工作，采取毕业生优惠政策吸引护理服务相关专业高校毕业生从事长护服务工作。其次，促进护理服务产业发展，一方面要完善和延伸养老、家政、医疗等服务产业链，引导建设专业化、规模化、网络化和规范化的健康服务业；另一方面要丰富家庭医疗、预防保健、健康管理等产品及服务供给，双向发展健康养老、医疗保健和家政护理消费的新消费模式和新业态。