当强制要求时，健康保险推广的长期后果

2022-6-11 04:32:51

这项研究得到了加纳康奈尔人口中心和社会企业发展基金会（SEND加纳）的支持。“Armand Sim感谢印尼教育捐赠基金提供的财政支持。所有错误都是我们自己的。本文的前一版本以“健康保险推广的长期后果：加纳实地实验的证据”为题分发。”1 1. 导言发展中国家的许多贫困家庭缺乏医疗保险，与健康有关的问题加剧了他们的贫困（Dercon，2002年）。在没有保险的情况下，家庭以自费（OOP）支付的形式承担了很大比例的医疗费用，并面临着财政限制，这是获得医疗保健的重大障碍（Gertler和Gruber，2002；Xu等人，2003；Wagstaff，2007）。许多发展中国家越来越多地建立社会健康保险计划，以帮助减轻不利健康冲击的影响，特别是对穷人的影响（世界卫生组织，2005年、2010年）。然而，尽管SHI在理论上是强制性的，并且为增加入学率提供了较低的注册成本和丰厚的福利，但在许多国家（Fenny等人，2016年），尤其是在最贫困的家庭中（Acharya等人，2013年），入学率和留校率仍然很低。在风险分担和社会健康保险的可持续性方面，实现全民覆盖或高入学率很重要；然而，发展中国家往往很难成功地实施任务，主要是由于行政限制。例如，如果那些病情更重或医疗服务利用率更高的人被选入社会医疗保险，该计划的财政负担将增加，并变得更不可持续。

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能者818

2022-6-11 04:32:54

为促进医疗保险注册和医疗保健利用，已经做出了各种努力，但许多最近的研究发现，这些努力的影响有限。即使在短期内成功地促进了医疗保险注册，医疗服务利用和健康状况的保留和可持续改善仍然是一个挑战。干预的长期效果对政策具有重要影响。例如，当个人定期、及时地参与医疗服务时，提高保留率可能会产生经济和健康效益，这可能会提高医疗保险计划的可持续性。然而，这一主题仍然相对缺乏研究。世界卫生组织发现，在低收入国家，OOP支付占私人健康支出的比例达到77.6%（世界卫生组织，2015）。最近实施SHIs的国家包括加纳、肯尼亚、尼日利亚、坦桑尼亚和越南。正在建立SHIs的国家包括柬埔寨、老挝、马来西亚、津巴布韦和南非。（Wagstaff，2010年）。在我们的研究区域加纳北部的一个农村地区，SHI的年费和保费约为5美元；该计划涵盖了几乎95%的疾病，没有免赔额或共同付款。然而，到2010年底，活跃会员总数仅占总人口的34%（国家健康保险局（NHIA），2011）。例如，Wagstaff et al.（2016）和Capuno et al.（2016）发现补贴和信息不能成功促进健康保险注册。Thornton等人。

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大多数88

2022-6-11 04:32:58

（2010）find补贴增加了短期入学人数，但没有提高医疗服务利用率。2补贴是为数不多的用于促进健康保险注册的成功干预类型之一（例如，Thornton等人，2010年）。然而，出现了一个关于补贴水平的重要问题。不同水平的补贴（价格）可能会吸引具有不同特征的人，这种选择可能会影响被保险人的医疗服务利用和健康结果。对一些保健产品和服务的补贴水平筛选效应进行了研究，如设施交付（Grepin et al，2019）、疟疾蚊帐（Cohen and Dupas，2010）和净水用氯（Ashraf、Berry和Shapiro，2010），但尚未在发展中国家进行健康保险调查。本研究旨在通过实地实验填补文献中的这一空白。与Kremer和Miguel（2007年）和Dupas（2014年）类似，我们采用了健康产品暴露的实验变化，并跟踪长期的行为反应。我们随机选择社区进行补贴干预，并随机选择不同水平的补贴（三分之一、三分之二和全额补贴），用于家庭一年的保险费和费用。为了衡量这些干预措施的影响，我们进行了一次基线调查和两次后续调查，一次在首次干预后7个月，另一次在三年。这个实验有三个主要目标。首先，我们研究保费和费用补贴是否在短期内促进健康保险注册。

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2022-6-11 04:33:01

其次，我们研究补贴水平是否会影响医疗保险注册、医疗服务利用和健康状况，以揭示医疗保险补贴水平的潜在选择效应。第三，我们研究一次性干预是否可以对健康保险登记、医疗服务利用和长期健康结果产生可持续影响。出现了三组结果。首先，我们发现短期保险业务量显著增加。接受三分之一、三分之二和全额补贴的人在短期内参加医疗保险的可能性分别为39.3%、48.3%和53.8%。初步干预三年后，我们仍观察到入学人数增加。此外，正如Dupas（2014）所解释的，价格水平可能会通过“锚定”机制影响健康产品的长期采用，在此机制中，先前遇到的价格可能会起锚定作用，并影响人们对产品的估价，而不管其内在价值如何。发达国家，尤其是美国的新兴文献对这一主题进行了广泛的研究（例如，参见Einav、Finkelstein和Levin，2010年的综合概述）。三分之三、三分之二和全额补贴分别为17.3、14.0和18.9个百分点，从长远来看，参加健康保险的可能性更大。其次，我们找到了选择的证据。那些由于我们的干预而登记的人（编者）比那些不考虑干预而登记的人（从不参加）患病率更高，医疗支出也更大。在编者中，部分补贴组的个人患病率尤其高，健康支出也高于全额补贴组。

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2022-6-11 04:33:04

这一证据表明，必须支付正数额的保费和费用，才能促使个人参与选择性注册，并最大限度地实现拥有保险的净预期收益。此外，我们还发现，从长远来看，选择模式更为突出。一种可能的解释是，从长远来看，个人有更多的时间了解自己的健康类型以及健康保险的成本和收益。这些假设得到了Hendren（2019）的支持，他表明，在个人获得健康类型信息之前，保险的事前价值被低估了。第三，尽管从长期来看医疗支出有所增加，特别是部分补贴群体，但我们没有发现健康状况改善的证据。一种可能的解释是，人们对症状更加敏感和/或意识到自己的疾病，这可能导致报告问题：对疾病症状的误解。当覆盖人群频繁接触卫生设施时，就会发生这种情况（Finkelstein等人，2012年）。总而言之，这项研究表明，短期补贴干预可以成功地维持医疗保险注册，而强制要求是不可执行的。同时，我们还观察到一种关于可观察特征的选择模式，特别是在部分补贴群体中，这对社会医疗保险的财务可持续性产生了负面影响。我们的研究有助于形成三股文学。首先，我们的研究为医疗保险覆盖对健康结果影响的广泛实证文献做出了贡献，迄今为止，这方面的证据不一。Thornton等人（2010年）、Fink等人（2013年）和King等人。

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2022-6-11 04:33:07

（2009）未发现尼加拉瓜、布基纳法索和墨西哥的医疗保险分别影响总体医疗支出和健康结果的证据。然而，Miller、Pinto和Thornton等人（2010年）发现，使用医疗保险覆盖的诊所和未覆盖的诊所之间存在替代，但总体利用率没有增加。King等人（2009年）发现灾难性支出有所减少，但医疗服务利用率的总体变化可以忽略不计。4 Vera Hernandez（2013）发现，医疗保险覆盖率提高了哥伦比亚的医疗服务利用率和健康结果。此外，Gruber、Hendren和Townsend（2014）调查了泰国的医疗改革，发现增加穷人获得医疗服务的机会可以降低婴儿死亡率。就OOP费用而言，一些研究观察到保险对此类费用没有影响或产生不利影响（例如，Thornton et al.，2010；Fink et al.，2013），而其他研究则发现了相反的影响（例如，Galarraga et al.，2010）。最后，关于发展中国家健康保险的现有文献主要侧重于短期健康影响。据我们所知，这项研究首次考察了保险覆盖对低收入人群短期和长期健康结果的影响。其次，我们的研究有助于健康干预计划可持续性的文献。据我们所知，这项研究是最早记录发展中国家保险注册保留干预措施长期影响的证据之一。虽然促进可持续性的想法很有吸引力，但在实践中很难实现。

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能者818

2022-6-11 04:33:10

由于发展中国家的医疗服务质量普遍较低且不可靠，因此促进可持续医疗保险注册的挑战可能更大。关于这一主题的少数研究包括Kremer和Miguel（2007）和Dupas（2014）的研究。Kremer和Miguel（2007）发现补贴促进长期采用蠕虫治疗的证据有限，而Dupas（2014）发现一次性补贴可能促进长期采用疟疾蚊帐。然而，必须指出，一次性健康保险干预的长期效果与采用卫生产品（如蠕虫治疗和疟疾蚊帐）的长期效果大不相同。拥有健康保险并不一定会改善健康状况。健康保险参保要取得成功，必须促进医疗服务利用，防范道德风险行为。此外，了解其他健康产品的效果，如驱虫药、蚊帐和水消毒剂，可能不如在美国环境中那么具体，兰德实验报告说，保险覆盖对平均健康结果的影响微不足道，但发现对更脆弱的亚群体的健康结果有负面影响（Newhouse和保险实验组，1993年）。最近的研究发现，儿童时期接触公共健康保险对各种长期健康结果有积极影响（Currie、Decker和Lin，2008；Miller和Wherry，2016；Boudreaux、Golberstein和McAlpine，2016）。例如，参见Banerjee、Deaton和Duflo（2004年）、Goldstein等人（2013年）和Das等人（2016年），了解发展中国家医疗质量低下的例证。Alhassan等人。

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能者818

2022-6-11 04:33:13

（2016）为加纳提供了插图。5在医疗保险方面，医疗服务的质量在不同的环境下可能会有很大的差异。第三，我们的研究补充了越来越多的工作，解释了定价在发展中国家接受和使用保健产品和服务中的作用。我们研究长期参加医疗保险的人的特征是否因补贴水平的不同而不同。最近，价格对保健产品和服务利用的影响受到了相当大的关注。虽然用户费用的支持者认为，为了卫生项目的可持续性，成本分担是必要的（世界银行，1993年；伊斯特利，2006年），但人们担心，即使是很小的费用也可能会阻止最需要的人购买产品。最近的研究旨在检验更高价格对健康产品利用的筛选效应是否存在，结果好坏参半。Ashraf、Berry和Shapiro（2010）发现，高价格通过氯对水环境卫生的筛选作用刺激了产品的使用，而Cohen和Dupas（2010）发现价格上涨对疟疾蚊帐的使用没有影响。本文的其余部分结构如下。第2节概述了研究背景。第3节描述了实验设计和数据。第4节介绍了实证策略，第5节介绍了主要结果。第6节总结全文。2、机构背景2.1。加纳国家健康保险计划（NHIS）加纳国家健康保险计划（NHIS）于2003年根据《国家健康保险法》（第560号法案）建立。它旨在改善所有公民，特别是穷人和弱势群体获得基本保健服务的机会和质量（卫生部，2004年）。

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大多数88

2022-6-11 04:33:16

法律要求每个公民至少参加一个计划。然而，在实践中，对那些没有入学的人没有处罚。加纳170个行政区中的大多数都有自己的地区互助健康保险计划（DMHIS）（Gajate Garrido和Owusua，2013年）。每个DMHIS接受并处理申请，收取保费（和费用），前提是加纳有三种保险计划：地区互助健康保险计划（DMHIS）、私人互助健康保险计划（PMHIS）和私人商业保险计划（PCHIS）。本研究的重点是DMHIS，它代表了96%的保险覆盖率（GSS、GHS和ICF，2009）。它们由政府通过国家健康保险基金（NHIF）运营和补贴。PMHIS是由非政府组织、宗教团体和合作社运营的非营利非补贴计划。PCHIS是不接受政府补贴的盈利计划。6会员身份证，并处理来自认证机构的报销申请。向非正规部门工人收取的年度经济状况调查保费从5美元到32美元不等。然而，由于缺乏关于家庭收入的信息，农村地区往往收取最低的保费，而城市地区收取较高的保费。穷人、孕妇、18岁以下儿童和70岁以上老人免收保险费，但不缴纳注册费。除穷人和孕妇外，所有会员在首次注册和续费时都必须缴纳注册费。那些在到期日之前没有续约的人在最终续约时将支付罚款。

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2022-6-11 04:33:19

尽管新成员要等三个月才能享受保险福利，但NHIS的福利方案非常慷慨，整个DMHIS都是一样的。如表A1所述，该套餐包括：1）门诊和住院（手术和医疗）治疗和服务的全额支付，2）批准名单上的药物的全额支付，3）批准名单上的转诊支付，以及4）所有紧急情况。NHIA（2010）估计，该计划覆盖了95%影响加纳人的疾病。参保人员依法不支付医疗服务使用免赔额或共同费用；然而，根据美国国际开发署（2016年）的数据，医疗保健提供者经常收取未经授权的费用，这些费用被错误地描述为共同支付。尽管保费低，福利优厚，NHIS的注册率仍然很低。截至2010年底，活跃会员总数占加纳人口的34%（NHIA，2011）。最贫困人口的入学率特别低。2008年的一项全国性调查发现，财富最低的五分之一家庭中只有29%的人是该计划的积极成员，而财富最高的五分之一家庭中只有64%的人是该计划的积极成员（国家发展计划委员会，2009年）。除了缺乏负担能力之外，对NHIS的负面看法也是入学率低的原因。例如，Alhassan等人。

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2022-6-11 04:33:22

（2016）请注意，NHIS登记的人通常认为他们没有得到高质量的医疗保健，原因包括等待时间长，法律将穷人定义为“没有明显或足够的收入来源，或者没有人支持他或她，并且通过经济状况测试。”具体而言，贫困者是指满足所有这些标准的人：i）失业且没有明显的收入来源，ii）根据该计划确定的标准没有固定的居住地，iii）没有与有工作且有固定居住地的人生活在一起，以及iv）没有其他人提供的任何可识别的持续支持。http://www.africanstrategies4health.org/uploads/1/3/5/3/13538666/country_profile_-_ghana_-_us_letter.pdf7医务人员对病人的不良态度。此外，Fenny等人（2016年）观察到，感知到的服务质量和社会文化因素，如信任、医疗机构工作人员的不良态度和药物短缺，导致加纳的入学率和保留率较低。2.2. 背景本研究在加纳北部贫困偏远的农村地区西瓦进行（图A1）。面积约5899平方公里，2010年人口约81000人。定居点分布非常分散，大多数居民居住在约100-200人的小村庄中。这种高度分散，再加上糟糕的道路网络，使得在该地区内旅行变得困难和昂贵。经济主要是农业，90%以上的人口从事农民工作。2006年加纳生活水平调查的估计数据表明，在西部这样的热带草原地区，人均年收入和医疗支出分别约为252美元和26美元（加纳统计局，2008年）。

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2022-6-11 04:33:24

在研究区域，尽管社区卫生和规划服务（CHPS）增加了获得卫生保健服务的机会，但只有六个公共卫生中心，没有三级卫生设施。在研究期间，该地区只有15名专业护士，没有医生（Nang Beifua，2010）。该地区的疾病负担也很高。该地区门诊就诊最常见的原因是疟疾，占门诊就诊的三分之一。门诊就诊的其他常见原因是急性呼吸道感染和皮肤病。Wa West DMIHS于2007年1月推出。2011年，它对成年人（18-69岁）收取统一保费5.46美元（GHC 8.20），首次会员收取手续费2.67美元（GHC 4），续费收取0.60美元（GHC 1）。延期续约将产生1.30美元（GHC 2）的费用，以及未续约会员的所有年份的全额保费。2011年研究样本的基线注册率为20%。CHP是提供初级卫生保健的社区卫生设施。这些医院位于农村社区，进出大型医院的机会有限，由护士负责。提供的服务包括治疗常见疾病（疟疾和腹泻病）以及妇幼保健服务。研究样本中约75%的社区位于卫生设施6公里（3.73英里）范围内。研究时的汇率为1美元=GHC 1.5.8 3。研究设计在这一部分，我们讨论了原始研究设计、数据收集、关键变量的定义和构建、描述性统计以及基线特征的平衡检验。3.1. 干预我们首先讨论原始研究（Asuming，2013）。

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2022-6-11 04:33:27

最初的研究为59个社区629户4406人引入了三项干预措施：保险费补贴、国家健康保险宣传活动以及个人选择在社区注册而不是前往区首府（方便）。干预措施在社区层面是重叠和随机的。我们共有八个研究组：仅补贴组、仅活动组、仅便利组、补贴+活动组、补贴+便利组、活动+便利组、补贴+活动+便利组和一个对照组。图B.1总结了我们最初的研究设计。最初的研究旨在分析单一干预效果以及干预措施之间的互补性，但它并没有提供足够的能力来检验最初的假设。我们通过实施长期跟踪调查来扩展原始研究，只关注补贴干预，这是原始设计中最可信的干预。补贴干预为随机选择的社区中的家庭提供保险费。补贴水平在家庭层面进一步随机化：三分之一（2.67美元）、三分之二（5.40美元）或全额（8.13美元）补贴（见图1）。补贴以代金券的形式发放，代金券在2011年11月至2012年1月期间发放，有效期为两个月，可在西澳州DMHIS中心兑换。凭单规定了所有家庭成员的姓名、年龄和性别、到期日期和赎回地点。住户估计补贴干预的无偏因果效应的基本假设是补贴和其他治疗之间没有互补性，我们在表B.1中证明了这一点。

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2022-6-11 04:33:30

八个互补性检验（例如，Sub+Camp=Sub&Camp）均未拒绝在5%水平上无互补性的无效假设。为了进一步调查补贴变化的清洁效应，我们将样本限制在对照组和仅补贴组（即不包括补贴+活动、补贴+便利和补贴+活动+便利）。我们在表B.2（对注册的影响）、B.3和B.4（对医疗利用的短期和长期影响）以及B.5和B.6（对健康结果的短期和长期影响）中提供了估计结果。一般来说，结果与主要结果相似。虽然存在一些差异，但它们并不影响我们对主要发现的解释。该凭证还可用于发起或续订保险会员资格。那些没有在基线（80%）注册的人可以随时使用该凭证。那些已经在基线（20%）注册的人只有在现有续签到期日在凭证有效期内时才能使用凭证。否则，他们无法使用凭单。9没有收到全额补贴的人被告知注册所有成员所需的额外金额。3.2. 数据收集研究样本包括44个社区418户2954人。我们于2011年9月进行了基线调查，并于2011年10月实施了干预。进行了两次随访调查，一次在干预后7个月，另一次在干预后3年。基线调查收集了有关人口特征、就业、健康状况、医疗服务利用率、NHIS注册人数以及所有家庭成员健康行为的信息。第一次后续调查收集了有关医疗服务利用、健康状况和健康行为的信息。

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nandehutu2022

2022-6-11 04:33:33

在第二次跟进调查中，我们收集了与第一次跟进调查中类似的信息集，但更详细地收集了这些信息，以提高数据质量。例如，我们询问了一些重要疾病的具体日期和受访者自首次随访以来的状态，这些疾病包括疟疾、急性呼吸道疾病和皮肤病，最多三次。因此，在短期和长期利用措施的构建上存在一些差异，从而无法直接比较这些调查期间的医疗服务利用和健康状况。感兴趣的主要结果变量是医疗保险注册、医疗服务利用、健康状况和健康行为。卫生保健服务利用率是通过过去四周和六个月内的卫生设施访问以及OOP卫生支出来衡量的。对于三分之一或三分之二的补贴家庭，凭证采用两种形式之一：指定和未指定。如果一个家庭收到了特定的补贴凭证，则其成员将列在凭证上，以及每个家庭的具体补贴金额。因此，不可能在家庭内部重新分配补贴。如果一个家庭收到了未指明的补贴凭证，则可以重新分配补贴，因为该凭证只显示整个家庭的补贴总额，而不是每个成员的具体数额。第一次随访调查中的医疗机构就诊变量由以下问题构成：“上次（过去四周/过去六个月）（姓名）生病或受伤时，他/她是否就诊过任何医疗机构？”然而，在第二次后续调查中，同样的变量是从关于受访者在疾病发作期间就诊的问题中构建的。

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nandehutu2022

2022-6-11 04:33:36

例如，如果一个人的疾病发作发生在过去六个月内，并且他/她在医疗机构寻求治疗，那么他/她将在过去六个月内访问医疗机构。这种不同的问题结构表明，短期和长期的影响程度是不可直接比较的。研究记录了召回期对发展中国家自我报告的健康状况和医疗利用的作用（例如，Das等人，2012年）。健康保险登记在个人层面进行衡量。自评健康状况仅限于18岁或18岁以上的人，仅在后续调查中提供。对12岁或12岁以上的人进行健康行为测量。10健康状况通过过去四周的患病天数、指标和个人因病无法进行正常日常活动的天数以及自我评定的健康状况来衡量。健康行为的衡量依据是受访者是否睡在蚊帐下，是否使用了安全饮水技术。如表A2所示，第一次随访调查的流失率相对较低（5%），但第二次随访调查的流失率有所上升（21%）。短期和长期的流失率与我们的干预措施没有系统的相关性。3.3. 基线特征和平衡测试表1列出了干预组和对照组之间基线特征和平衡测试的汇总统计数据。面板A、B和C报告了个人、家庭和社区特征的平均值。第1列和第2列分别报告了所有受访者和对照组的平均特征。受访者平均年龄约为24岁，48%为男性。

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2022-6-11 04:33:39

大约20%的人在基线调查时加入了NHIS，36%的人曾在该计划中注册。在健康特征方面，12%的人在过去四周内报告了疾病或受伤，约4%的人在上个月访问了医疗机构，14%的人的OOP健康支出为正。每个家庭的平均生活距离卫生设施5.4公里，距离区首府20公里。我们的实证方法需要在干预组和对照组之间平衡基线特征，这可能会影响结果变量。为了检验这一假设，我们比较了基线时变量的平均值（表1）。第3列至第5列显示了每个变量对控制和补贴水平指标的回归结果。第6列报告了平等性检验的p值，显示31项检验中只有2项在10%水平上具有统计学显著性。我们还比较了第8列至第10列中各补贴水平组之间的基线差异。93个t检验中有5个在10%水平上具有统计学显著性。总的来说，这些结果表明我们的随机化成功地在对照组和治疗组之间建立了平衡。限制正常日常活动的变量来自以下问题：“在四周内，（姓名）是否必须因此（疾病/受伤）停止其日常活动？”以及“有多少天（在过去的一个月内），（姓名）无法进行他/她的日常活动？”在基线调查和短期后续调查中，我们只询问在蚊帐下睡觉的情况，但在长期调查中，我们要求提供更多关于蚊帐和安全用水技术使用的详细信息。在第一次后续调查中，人员流失的主要原因是死亡（17%）、旅行（61%）、迁移到其他地区（16%）和其他（6%）。

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2022-6-11 04:33:42

第二次后续调查中没有关于人员流失原因的信息。11 4. 评估框架为了衡量我们干预措施对各种结果的影响，我们评估了每种补贴水平的以下简化形式意向治疗（ITT）效果：（1）其中，yihc表示社区c中家庭h的个人i的结果。感兴趣的结果包括NHIS登记、医疗服务利用、健康状况和健康行为。X表示基线个体协变量的向量，例如年龄、性别、宗教、种族和学校教育的指标变量。家庭协变量Z包括家庭规模和财富指数指标（贫困三分之一、中等三分之一和富裕三分之一）。社区协变量V包括到最近的卫生设施和NHIS登记中心的距离。我们还控制因变量的基线测量，以提高精度。当我们排除基线控制时，结果是稳健的（结果未显示）。估计采用线性概率模型。对于每种结果，我们都给出了其短期和长期估计。

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大多数88

2022-6-11 04:33:45

我们在社区级别对标准错误进行聚类，以说明同一社区内错误项中可能存在的相关性。我们还对Cameron等人（2008年）建议的野生型聚类引导百分位t程序进行了1000次绘制，以解决对少数聚类的担忧，这可能导致向下偏差的标准误差（Bertrand等人，2004年；Cameron等人，2008年）。为了获得保险覆盖对审计人员的影响，我们进行了两阶段最小二乘（2SLS）回归，其中第一阶段回归方程为方程（1），健康状况。财富指数是通过对住宅特征（如房屋中的房间和卧室数量）、企业（如任何私人非农企业的所有权）进行主成分分析获得的，牲畜（如鸡和猪的数量）和其他资产（如摩托车和自行车）。此外，我们还控制了补贴+活动、补贴+便利和补贴+活动+便利的指标。为了说明家庭内部的相关性，我们还对家庭层面的标准误差进行了聚类。结果不会改变我们的主要结论（可根据要求提供结果）。同一社区中的个人并不是完全独立的，尤其是在与健康相关的结果方面（Srinivasan等人，2003年）。还有一些研究发现，社区在一系列社会经济成果中发挥着重要作用（Kling等人，2007年；Chetty等人，2016年）。我们的研究有44个集群。虽然没有太少集群的明确阈值，但数量可能在20到50之间变化（Cameron和Miller，2015）。12短期内保险注册人数作为因变量。我们估计以下第二阶段回归：= （2）我们为短期注册提供仪器。

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nandehutu2022

2022-6-11 04:33:48

然后，我们捕获了由于我们的补贴干预而诱导参加健康保险的患者的当地平均治疗效果。由于我们估计方程（1）适用于医疗利用和健康状况领域的许多不同结果变量，因此可能会出现多假设检验问题。我们错误地拒绝至少一个无效假设的概率大于常规显著性水平。我们使用两种方法来解决这个问题。首先，按照Kling、Liebman和Katz（2007）以及Finkelstein等人（2012）的建议，我们将结果变量分组到一个域中，并取每个域的平均标准化治疗效果。对于医疗保健利用领域，我们将五个结果指标分组，包括过去四周和六个月内对医疗机构就诊的密集和广泛测量以及OOP费用发生率。对于健康状况领域，我们将四种结果分组，包括自评健康状况、患病天数、无法进行正常活动以及因疾病损失的天数。其次，我们采用自由逐步重采样程序来调整家族错误率，即错误拒绝一个或多个假设家族中无效假设的概率（Westfall和Young，1993）。从10000次估计模拟中获得每个族的族调整p值。5、结果5.1。对保险接受率、可持续性和价格弹性的影响图2显示了对照组和治疗组在基线、短期随访和长期随访调查中的注册率（按补贴水平）。

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2022-6-11 04:33:51

总的来说，这表明我们假设补贴的收入效应（2.7-8.1美元）很小，可以忽略不计，因为集水区的家庭平均收入为252美元。这两种方法服务于不同的目标。第一种方法与得出治疗对卫生保健利用和健康状况的影响的一般结论相关。第二种方法更适合于检查属于一组测试的特定结果的治疗效果。13从短期和长期来看，入学率随着补贴水平的提高而增加，但影响会随着时间的推移而减弱。我们观察到，从短期来看，在接受零（对照组）和三分之一补贴之间，入学率增幅最大，但在随后的补贴水平上增幅较小。从长远来看，治疗组仍然更有可能参加医疗保险，但三分之一、三分之二和全额补贴组之间的差异变得微不足道。表2给出了形式回归结果。我们在括号中给出了稳健的标准误差，在方括号中给出了双尾野生集群引导p值。我们的结果表明，对入学率的影响减弱，但会随着时间的推移而持续。A组第1列显示，总体补贴干预将短期保险注册人数增加43.6个百分点（160%）。长期注册人数也增加了20.6个百分点（90%）（第2列）。就补贴水平而言，接受三分之一、三分之二和全额补贴的短期内参加保险的可能性分别比对照组高39.3、48.3和53.8个百分点（第1列）。

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2022-6-11 04:33:54

尽管三分之一补贴组的短期入学率低于三分之二补贴组和全额补贴组，但从长期来看，三分之一补贴组的入学率至少与三分之二补贴组和全额补贴组的入学率一样高（p值>0.6）。短期电弧弹性较大。总的来说，当价格从8.13美元下降到0美元时，健康保险的需求从27.2%上升到81.0%（arc弹性为-0.54）。估计的arc弹性接近发展中国家预防性保健产品的弹性，例如，在赞比亚预防水传播疾病的消毒剂氯为-0.6（Ashraf、Berry和Shapiro，2010），在肯尼亚预防疟疾的杀虫剂处理过的蚊帐为-0.37（Cohen和Dupas，2010）。估计的arc弹性也类似于发达国家预防保健产品的arc弹性，例如美国预防保健的arc弹性为-0.17和-0.43（Newhouse和保险实验组，1993年），韩国癌症筛查的arc弹性为-0.47（Kim和Lee，2017年）。弧弹性估计值使用以下公式获得：[（Ya-Yb）/（Ya+Yb）]/[（Pa-Pb）/（Pa+Pb）]，其中Y和P分别表示入学率和价格。当价格从0美元上涨至2.67美元、2.67美元上涨至5.40美元和5.40美元上涨至8.13美元时，短期arc弹性估计值分别为0.04、0.19和2.10。将零价格设置中的弧弹性与其他设置中的弧弹性进行比较可能会有问题，因为如果Pb=0，分母（Pa-Pb）/（Pa+Pb）始终为1。此外，人们倾向于将零价格不仅视为成本的降低，还视为额外的收益（Shampanier、Mazar和Ariely，2007）。

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2022-6-11 04:33:57

解释这些结果时必须注意这一点。14我们发现，更大的补贴可能会导致更高的医疗保险注册人数，这与Finkelstein等人（2017年）的研究结果一致。然而，我们的发现与特殊的零价格论点相矛盾，这一论点表明，个人的行为似乎是对一种商品进行免费定价，不仅降低了成本，而且增加了收益（Shampanier et al.，2007）。例如，几项研究发现，疟疾蚊帐（Dupas，2014）和艾滋病毒检测（Thornton，2008）的需求在零和小的非零价格之间下降幅度较大。相比之下，我们发现，在零和三分之一补贴（全额和三分之二价格）之间，入学人数有非常大的增量增长，但在三分之二补贴和全额补贴（三分之一和零价格）之间没有显著差异。这一发现的一个可能解释是健康保险价格的框架。与Thornton（2008）和Dupas（2014）不同，我们的补贴干预侧重于补贴水平而非价格水平，因此，对干预的最大反应是零补贴和少量（三分之一）补贴。5.2. 选择加入健康保险选择加入社会健康保险可能会对该计划的财务可持续性产生重要影响，尤其是在授权不可执行的情况下，因为病情更重或医疗服务利用率更高的人更有可能选择加入该计划。我们首先通过医疗服务利用水平展示了医疗保险中选择性保留的证据。如标准化治疗效果所示（表A3的A组和B组），医疗服务利用率较高的人更有可能继续参加医疗保险。

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2022-6-11 04:34:00

为了进一步深入了解健康保险的选择，我们比较了编者、总是接受者和从不接受者的个人和家庭特征。由于我们的补贴干预，我们估计的影响是由注册健康保险的审计人员驱动的。继Almond和Doyle（2011年）和Kim和Lee（2017年）之后，我们计算了平均特征，并测试了编者、总是采纳者和从不采纳者之间的差异。为此，我们首先定义一个二元变量T，这是一个指示个人是否被分配到治疗组（补贴）的指标。接下来，我们定义一个二元变量H，这是一个个人是否参加医疗保险的指标。最后，我们将HT定义为当T为0或1时H的值。因此，E（X | H1=1）表示参加健康保险的15名受治疗个体的平均值特征。在假设存在第一阶段、单调性和独立性的情况下，E（X | H1=1）可以写成：E（X | H1=1）=E（X | H1=1，H0=1）·P（H0=1 | H1=1）+E（X | H1=1，H0=0）·P（H0=0 | H1=1）（3）等式（3）暗示E（X | H1=1）是始终承担者和编译器组件的总和。E（X | H1=1，H0=0）表示编译器的特性。E（X | H1=1，H0=1）=E（X | H0=1）符合单调性假设。P（H0=1）是始终服用者的比例，P（H1=0）是从不服用者的比例，可以直接从样本中测量。P（H0=1），因此，可以用Pa来衡量总是参加保险的人的比例，Pa是控制组中参加保险的人的比例。同样，从不参加保险的人的比例P（H1=0）也可以用Pb来衡量，Pb是治疗组中不参加保险的人的比例。编译器的比例为1-Pa-Pb。

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2022-6-11 04:34:03

因此，P（H0=1 | H1=1）和P（H0=0 | H1=1）是和, 分别地通过重新排列方程式（3），编译器的特性可以计算如下：E（X | H1=1，H0=0）= ×[E（X | H1=1）- ×E（X | H0=1）]（4）表3列出了整个样本、编辑者、总是采用者以及短期选择（第1列至第4列）和长期选择（第8列至第11列）的从不采用者的汇总统计数据。第5列至第7列报告了短期内编者和总是采纳者、编者和从不采纳者以及总是采纳者和从不采纳者之间的平均比较的t统计数据。从长远来看，第12列至第14列报告了类似的统计数据。通过比较编者和从不接受补贴的人，我们发现我们的补贴干预吸引了病情更重、医疗支出更大的人，尤其是从长期来看（第13列）。例如，与从不参加的人相比，编辑者在过去四周更有可能限制日常活动，从长远来看，这种差异变得更大、更显著。接下来，我们通过比较完全补贴和部分补贴干预的监管者，探索补贴水平的选择模式。为了做到这一点，我们将样本限制在那些是编辑者的人，总是采纳者和从不采纳者的估计比例在短期内分别为47.4%、27.1%和25.5%，在长期内分别为24.3%、23.0%和52.7%。补贴治疗组16名被保险人。我们所强加的合理假设是，全额和部分补贴群体中的所有参与者都是相同的。由于我们将样本限制在治疗组中的投保人，该治疗组由编者和总接受者组成，因此限制样本中全额和部分补贴组之间的任何差异都是由于编者的组成变化造成的。

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mingdashike22

2022-6-11 04:34:06

表4显示了24次回归的结果，其中我们根据全额补贴指标对每个健康特征进行回归。面板A和B的最后两行分别报告了短期和长期健康状况和医疗保健利用的平均标准化效应。结果表明，从长期来看，部分补贴编者患病的可能性更大，医疗支出也更大，但短期内不会。综上所述，我们发现，总体而言，编撰者比从不编撰者病情更重，健康支出更大。在编者中，部分补贴组的患者比全额补贴组的患者患病率更高，医疗支出也更大。此外，表3和表4显示，从长远来看，选择模式更为突出，表明干预措施对卫生保健利用的不同影响（按补贴水平），尤其是从长远来看。与全额补贴组相比，部分补贴组的选择力度更大也就不足为奇了。与全额补贴组的零成本相比，部分补贴组需要支付正金额的保险费和手续费。有部分补贴的人只有在预期净收益为正，即预期健康保险收益大于成本的情况下，才可以参加健康保险。从长远来看，更强的选择可能是因为健康保险是一种体验好的服务，在这种服务中，消费时更容易观察到产品特性（Nelson，1970）。例如，那些有健康保险的人可以负担得起与医疗服务机构进行更频繁的接触。与没有保险的人相比，他们可以收集更多的私人健康信息，更多地了解健康保险的成本和收益。

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2022-6-11 04:34:08

这些假设得到了Hendren（2019）的支持，他表明，在个人获得健康类型信息之前，保险的事前价值被低估了。5.3. 对医疗服务利用的影响表5列出了短期内对医疗服务利用的影响（第1列至第6列）。第6列显示平均标准化效果；面板A和B分别显示ITT和2SLS17结果。我们分别在方括号和花括号中报告了bootstrap和family-wise p值。长期影响如表6所示。我们发现，从短期和长期来看，保险覆盖率都会导致医疗服务利用率的提高，这与医疗保险注册在长期内保持不变的事实相对应（表5和表6的A1小组）。值得注意的是，尽管入学率有所下降，但从长期来看，医疗服务利用率的增长至少与短期（分别为表5和表6的第6列）一样高。按补贴水平划分的医疗保健利用率结果令人感兴趣（表5和表6的A2和A3小组）。尽管各补贴水平的长期医疗保险注册人数增长相似，且全额补贴组的短期医疗利用率增长更大，但我们发现长期医疗利用率增长的证据仅限于部分补贴组，而非全额补贴组。这一结果表明，选择对于解释通过健康保险促进医疗保健利用的增加可能很重要。我们还研究了对OOP费用的影响（第5列）。我们发现，从短期或长期来看，健康保险可以预防OOP费用的证据有限。这一发现有几种可能的解释。

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