白 兰 顾 海

一、 引言

在人口老龄化和流动迁移快速发展的双重推动下，老年人口的迁移成为各方关注的焦点之一。根据2016年和2018年国家卫健委发布的《中国流动人口发展报告》(1)国家卫生和计划生育委员会：《中国流动人口发展报告2016》内容概要，《青春期健康》 2016年第22期。(2)国家卫生健康委员会流动人口服务管理:《中国流动人口发展报告2018》，北京：中国人口出版社, 2018年，第3-12页。，我国流动人口结构发生新变化。虽然从2015年开始流动人口规模逐渐减少，2017年流动人口较2015年减少了253万人。但一方面，流动到外地的务工人员适应了当地的生活，不愿回到出生地，流动人口的年龄结构正在逐渐老化，另一方面，我国从1978年到2013年实施独生子女政策，目前外出务工的青壮年大都是独生子女，导致更多老人选择随独生子女外迁，我国流动模式也由一个人外出打工逐渐转变为携老带幼的家庭式流动。老年流动人口的规模不断增大，从2000年的503万人增加至2015年的1304万人，年均增长6.6%。未来老年人口迁移的趋势还将延续。

相较于青年人，随着年龄的增加和基础疾病的增加，老年人的健康状况更差。2019年《国务院关于实施健康中国行动的意见》中提到，超过1.8亿老年人患有慢性病，患有一种及以上慢性病的比例高达75%，失能、部分失能老年人约4000万。老年人健康状况的脆弱性增加了其对医疗资源的需求(3)温勇、宗占红、舒星宇、周建芳、孙晓明、汝小美：《中老年人的健康状况、健康服务的需求与提供——依据中西部5省12县调查数据的分析》，《人口研究》2014年第5期。。Grossman健康需求理论认为增加医疗服务利用能够提高健康水平(4)Grossman M . The Human Capital Model. Handbook of Health Economics, 2000, 1.，流动的不稳定性使老年人失去了原先的社会网络，陌生的社会环境和服务网络(5)总报告起草组、李志宏：《国家应对人口老龄化战略研究总报告》，《老龄科学研究》2015年第3期。(6)陈宁、石人炳：《流动老人健康差异的实证研究》，《重庆社会科学》2017年第7期。，降低了老年人接受医疗服务的依从性。老年流动人口身体机能的减退、社会环境和角色的变化增加了自身的健康风险，老年流动人口的健康问题一直是健康领域的关注重点。

医疗保险能够有效提高患者的医疗服务利用率(7)胡宏伟、张小燕、赵英丽：《社会医疗保险对老年人卫生服务利用的影响——基于倾向得分匹配的反事实估计》，《中国人口科学》2012第2期。，但是由于我国医疗保险统筹层次不高，依然存在地域分割、人群分立的特点，造成不同地区的医疗保险不能通用。改革开放以后，随着流动人口的增加，我国已经开始关注到医保异地就医结算问题，2009年人社部印发《关于基本医疗保险异地就医结算服务工作的意见》为我国医保异地就医报销问题指明了方向，2014年两会之后省内异地就医直接结算进入初步探索阶段，2015年在全国范围内全面推开，到目前为止，异地就医跨省结算政策仍在探索发展，长三角和珠三角地区跨省间异地就医住院结算政策已经较为完善，但门诊异地报销制度仍在不断发展。医保结算政策的不完善、就医习惯的影响都使流动人口相对于常驻人口，医保受益性更差(8)周钦、刘国恩：《医保受益性的户籍差异——基于本地户籍人口和流动人口的研究》，《南开经济研究》2016年第1期。。本文基于2015年流动老年人卫生服务专题调查数据(CMDS)，拟采用倾向得分匹配法，探究医疗保险参保地差异对老年流动人口医疗资源利用的影响。第二部分将回顾相关文献，并提出本研究的理论依据。第三部分将阐述数据来源及变量定义。第四部分，将以老年流动人口医疗资源利用情况为因变量，结合理论依据，利用反事实分析思路，探究医疗保险的作用机制。第五部分将按照地区、流动范围对样本进行分组，分别估计参保地差异对医疗资源利用的影响，通过进一步地探究对异地就医直接结算政策的落实与改进提供思路。

二、文献回顾及理论依据

关于医疗保险对老年人医疗服务利用的影响，早在1990年美国兰德医疗保险实验已经证明医疗保险对医疗服务利用的作用显著(9)EVANS, R G, STODDART GL,“Producing health, consuming health care”, Social science and medicine, Vol. 31, No.12, 1990, pp.1347-1410.，在Anderson医疗服务利用模型(10)Aday L .A ., “Andersen R.M.A framework for the study of access to medical care ,Health Services Research”. No.9, 1974 ,p.208.中也不断有学者将医疗保险的覆盖率作为卫生服务的评价指标用于评价外部环境对个体医疗服务利用的影响(11)陈英耀、王立基、王华：《卫生服务可及性评价》，《中国卫生资源》2000年第6期。(12)郑莉莉：《医疗保险改变了居民的就医行为吗?——来自我国CHNS的证据》，《财政研究》2017年第2期。。在此基础上很多学者将研究对象聚焦在老年人口上，例如胡宏伟、孟颖颖与杜本峰等，其结果大相径庭，一致认为社会医疗保险对医疗服务利用的作用在老年人口中也同样适用。(13)胡宏伟、张小燕、赵英丽：《社会医疗保险对老年人卫生服务利用的影响——基于倾向得分匹配的反事实估计》，《中国人口科学》2012年第2期。(14)杜本峰、曹桂、许锋：《流动老年人健康状况及医疗服务利用影响因素分析》，《中国卫生政策研究》2018年第5期。(15)孟颖颖、韩俊强：《医疗保险制度对流动人口卫生服务利用的影响》，《中国人口科学》2019年第5期。

但到目前为止学术界关于医疗保险如何提高患者的医疗资源利用，满足患者的就医需求，并未达成一致。传统保险理论观点认为医疗保险具有补偿效应。大部分学者与此观点保持一致，并从理论和实证两个方面证明医保制度对减轻医疗负担具有显著作用，参加医保人群的自付医药费用显著低于非医保人群(16)周钦、刘国恩：《健康冲击:现行医疗保险制度究竟发挥了什么作用?》，《经济评论》2014年第6期。(17)赵绍阳、臧文斌、尹庆双：《医疗保障水平的福利效果》，《经济研究》2015第8期。,保障待遇更高的城镇医保和公费医疗发挥的作用更加明显(18)周钦、臧文斌、刘国恩：《医疗保障水平与中国家庭的医疗经济风险》，《保险研究》2013年第7期。(19)刘国恩、蔡春光、李林：《中国老人医疗保障与医疗服务需求的实证分析》，《经济研究》2011年第3期。，统筹层次更高的医疗保险降低疾病经济负担的效果越强(20)刘莉、林海波：《医保一体化降低了健康状况不佳城乡居民的医疗负担吗?——基于分位数倍差法的分析》 ，《财经论丛》2018年第8期。，同时有医保的老年人平均生存时间更长(21)黄枫、甘犁：《过度需求还是有效需求?——城镇老人健康与医疗保险的实证分析》，《经济研究》2010年第6期。，也有学者研究发现我国基本医疗保险并非一味地降低患者经济负担(22)景抗震、顾海：《基本医疗保险对患者医疗支出负担的影响机理研究——来自省级层面2003-2014年面板数据的证据》，《学海》2019年第5期。，不同补偿政策对医疗负担的影响有所差别。(23)常雪、苏群、周春芳：《新农合补偿方案对农村中老年居民医疗负担的影响》，《农村经济》2019年第3期。(24)蔡雪妮、朱恒鹏：《医疗保障与医疗服务需求的关系研究——医保待遇分费用段调整的政策效果评估》，《价格理论与实践》2018年第2期。医疗服务价格的影响也并非一直有效，经济条件更好的居民可能会放弃医疗保险，选择自费就诊。(25)李海明、徐颢毓：《医保政策能否促进分级诊疗的实现:基于医疗需求行为的实证分析》，《经济社会体制比较》2018年第1期。医疗保险可能通过增加医疗消费、提高居民健康意识，(26)于大川、吴玉锋、赵小仕：《社会医疗保险对老年人医疗消费与健康的影响——制度效应评估与作用机制分析》，《金融经济学研究》2019年第1期。保持良好的就医习惯，促进参保者对医疗资源的合理利用。

很多学者已经针对医疗保险对流动人口的医疗服务利用进行了初步的探究，但结论并不一致，有些学者认为医疗保险能够提高流动人口的医疗费用，(27)周蕾、朱照莉：《流动人口是否参加医疗保险对其医疗支出的影响研究》，《南京审计大学学报》2017年第4期。促使流动人口就医，但是也有学者认为医疗保险的作用存在很强的异质性，城镇医保体系对流动人口有积极影响，但是新农合对流动人口的医疗服务利用没有积极影响，目前我国城镇职工医保和城乡居民医保待遇仍存在较大差异，该文没有对城镇医保体系进行细分，结论可能会受到高待遇医保的影响。

我国基本医保参保率达到95%以上，(28)《2019年全国医疗保障事业发展统计公报》http://www.nhsa.gov.cn/art/2020/6/24/art_7_3268.html.探究流动人口是否参保对其医疗资源利用的影响意义不大(29)周蕾、朱照莉：《流动人口是否参加医疗保险对其医疗支出的影响研究》，《南京审计大学学报》2017年第4期。。为此本文利用我国医疗保险存在地区分割的特点，按照参保地的差异将参加社会医疗保险的老年流动人口分成两组，并分析医保报销受阻是否会造成老年流动人医疗资源利用差别，通过将影响医保报销难易程度的影响因素作为异质性分析的分组变量，对比分析我国异地就医结算政策的实施效果，提出促进老年流动人口医疗资源利用的政策建议。与以往文献相比，本文的贡献体现在：(1)引入多维度医疗资源利用的衡量指标，包括生小病是否就医、是否定期体检和是否住院，弥补了已有文献中仅从一个或者两个角度探讨医保对参保人医疗服务利用的影响，使研究结果更加全面。(2)基于异地就医结算政策引入了异质性分析，系统评估了在医疗保险参保地差异对老年流动人口医疗资源利用的具体效果差异，同时分析了我国异地就医结算政策的实施效果。(3)选择PSM方法进行实证研究，求得医疗保险参保地差异对老年流动人口医疗资源利用影响的“净效应”。参保人个体特征会影响其参保地的决策，简单利用OLS估计结果会导致估计偏误。利用工具变量法必须找到与内生变量相关，与误差项不相关的工具变量，在现有问卷中难以找到合适的工具变量。利用PSM既能有效控制了样本的“自选择”(Self selection)问题，也能解决样本选择偏误(Sample selection bias)问题，使实证分析的结果更加准确和真实。

三、 数据来源、模型设定与变量定义

(一)数据来源

本文所用的个体数据来自2015年中国流动人口动态监测调查数据(CMDS)中老年流动人口服务调查专题，该数据库采用了分层多阶段随机抽样的方法。问卷中包括老年人医疗卫生服务状况、社会经济地位等信息，该数据库样本量大、具有一定代表性。为了尽可能的保留老年人口的样本，本文首先对数据进行了重新编排，其中家户中有多位老人的家庭按照老人的数量记做样本量。将家户数据转变为以老年为样本单位数据，获得总样本为12631，其中未参加社会医疗保险的老年流动人口占总样本的7.78%，剔除该部分样本，最终得到在本地参保和未在本地参保的老年流动人口共11648人。

(二)模型设定

本文的研究目标为参保人在本地参保后其对医疗资源利用程度的变化。一方面，在分析过程中，个体是否在本地参保会受到其个体特征的影响，并非随机分布，这些因素也同时会对医疗资源的利用产生影响，参保地差异带来的净效益难以直接估计。另一方面，由于从现实数据中无法直接得到在本地参保人不在本地参保情况下对本地医疗资源利用情况，为了估计不同参保地的参保人对医疗资源的利用，可以利用反事实的分析方法，对两组样本进行估计。基于上述两点问题，为了准确测量参保地差异带来医疗资源利用的不同，选择利用倾向得分匹配的方法既能够消除由于样本自选择带来的内生性问题，也能够利用反事实的思想，通过估算在外地参保流动老年人在本地参保状态下对医疗资源利用的情况，判断参保地差异的净效应。

倾向得分匹配法首先根据控制变量的特征计算每个样本的倾向得分，用于估算出流动老年人口是否在本地参保的概率。然后将参保地不同的两组样本进行匹配，将在本地参保样本的匹配对象的医疗资源利用情况作为其反事实的结果，对比分析反事实结果与事实情况下医疗资源利用情况，得到医疗保险参保地差异对医疗资源的利用情况。其中常用的匹配方法包括最近邻匹配、半径匹配、核匹配、局部线性回归、一对一匹配等。根据Rosenbaum &Rubin(1983)文献(30)Rosenbaum PR, Rubin DB, “The central role of the propensity score in observational studies for causal effects”, Biometrika. Vol.70, 1983, pp.41-55.，我们可以利用以下公式估算平均处理效应：

ATTPSM=EP(X)|D=1{E[Y(1)|D=1,P(X)]-E[Y(0)|D=0,P(X)]}

其中，D为组别，当D为1时表示处理组即在本地参保，D为0时表示控制组即为不在本地参保；Y是被解释变量表示老年流动人口对医疗资源的利用，X为控制变量的集合，其中包括个体特征、社会经济地位情况、流动情况等。

(三)变量选择

1.医疗卫生资源的利用状况

本研究主要探讨医疗保险对老年流动人口医疗资源利用的影响，其中被解释变量主要反映老年人口的就医、体检和住院情况。选取调查问卷中的题目“平常生小病如何处理”定义变量生小病后是否看医生。“过去一年是否参加社区卫生服务或中心组织的免费健康体检”定义变量是否体检。并根据“过去一年是否患有医生诊断需要住院的病/伤”“是否住院”构造是否存在未满足的健康需要变量。利用上述三个变量来衡量老年流动人口对医疗资源利用情况。根据调查数据发现，生小病时看医生的人数占总样本的45.48%，定期体检的占总样本的36.41%，存在未满足的住院服务需要的老年流动人口占总样本的17.73%。

2.分组变量和主要控制变量

由于我国医疗保险以行政区作为统筹单位，存在地区分割的现象。本文通过医疗保险参保地差异，考察医疗保险是否能够降低老年流动人口就医时的经济负担。因此，根据问题“在何处参加上述医疗保险”对参加社会医疗保险的样本进行分组，将回答为在本地参保样本赋值为1，在户籍地或其他地参保样本赋值为0。

为了得到更加准确的估计结果，本文在以往文献的基础上，增加了体现流动人口的特性的变量。主要控制变量除了老年流动人口的个体特征，如参保人的性别、年龄、民族、学历、婚姻状况等，还包含流动人口特征，如参保人的流动范围、流动时长、流动原因，以及其经济状况、健康状况、参加社会医疗保险种类(其中包括城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗保险、城乡居民医保)和就医需要等。

四、 实证结果

(一)倾向得分估计

根据倾向得分匹配的计算步骤，首先应该以参保人是否在本地参保为被解释变量，估计参保人在本地参保的概率。考虑到参保人是否在居住地参保与其自身的个体特征有一定的关系，同时也与其社会经济地位、流动的原因以及健康状况都紧密相关，将相关变量作为控制变量。根据影响老年流动人口在本地参保的因素构建一个logit模型，预测样本个体在本地参保的概率得分，具体模型如下：

logit(treatedi=1)=β0+β1Xi+εi

其中， 表示参保地为居住地的老年流动人口，回归后将对在本地参保的概率进行预测，为可能影响到老年流动人口在本地参保的控制变量集合，同时控制变量必须是外生的，即控制变量不会因为老年流动人口参保地变化而发生改变。

根据模型进行实证分析，利用stata13计算得到回归结果如附表1所示，从协变量系数的P值来看，大部分变量对在本地参保具有显著的影响。同时该模型的R2近似为0.175，说明模型的拟合优度较好。

附表1 协变量及其对参保地的影响

(二)匹配质量的统计检验

平衡性检验主要检验控制变量和倾向得分在处理组和控制组之间是否存在显著差异，即，在条件外生假设下，处理组和控制组的所有协变量和倾向得分的分布没有系统性差异。我们可以通过单个协变量的双t分布检验及匹配前后标准化偏差减少的程度，以及R2、协变量联合分布在匹配前后是否具有显著差异的P值等指标完成平衡性检验。

从检验结果(附表2)可以看出，匹配后控制变量的偏差均有所改变，P值较大，表明处理组和控制组之间没有显著差异，协变量分布基本一致。同时从联合检验的P值来看，倾向得分的联合分布在两组之间也是相同的，匹配上的处理组与控制组之间具有一致的分布，从统计意义上可以认为两组样本来自同一总体。

附表2 协变量匹配质量的检验

根据匹配后的结果做出共同取值范围图，从图1中可以看出大多数观测值均在共同取值范围内(on support)，故在进行倾向得分匹配时仅会损失少量样本。

图1 共同取值范围图

(三)平均处理效应的估计结果

根据上述匹配质量检验的结果可知，处理组和控制组是基于同一个体是否在本地参保的两种不同表现。所以从理论上只要比较两组样本对医疗资源利用的差别就可以判断参保地差异对老年流动人口医疗资源利用的净影响。本文试图采用最近邻匹配、半径匹配、核匹配、局部线性回归四种不同方法进行匹配，确保实证结果稳健。匹配结果如表1所示，无论选取何种匹配方法都能得到一致估计结果。

表1 平均处理效应结果

从表1中第(1)行和第(2)行可以看出，老年流动人口在本地参保的样本对生小病时看医生和定期体检两方面的利用概率要显著高于在外地参保样本。从表1中第(3)行可以看出，在未满足的住院服务需要方面，本地参保患者未满足住院需要更低，但是两组样本的平均处理效应结果并不显著。

根据我国医疗保险的特征，不在本地参保的老年流动人口，获得医疗保险报销的难度远大于在本地参保的参保人，该部分参保人能够享受到经济补偿的难度更大，可能性更小。然而参保地差异会显著影响到参保人生小病的处理方式以及定期体检的决策，对住院需求产生的影响并不显著。综上本文认为医疗保险并未使参保人形成定期体检、及时就医的好习惯。住院服务的价格往往高于定期体检和门诊，老年流动人口对医疗服务的价格敏感，说明医疗保险会通过减轻经济负担的途径影响到老年流动人口对医疗资源的利用。同时从老年流动人口对不同疾病严重程度的处理差异可以看出，对于老年流动人口来说，住院需求相对于生小病与体检价格弹性更小，住院决策难以因为价格变化发生改变。

五、异质性分析

通过上述分析可以确定老年流动人口参保地差异会对其生小病时的就医选择和定期体检产生影响，但基本不会影响到其住院决策。为了方便流动人口异地就医，我国早在2014年颁布并鼓励各地针对异地就医进行直接结算。异地就医结算政策下，医疗保险参保地差异会大幅减弱流动人口异地就医的壁垒。有学者利用描述性统计和卡方检验针对这一政策进行了探讨(31)刘璐婵：《老年流动人口异地就医:行为特征、支持体系与制度保障》，《人口与社会》2019年第1期。，但是2015年该政策还未完全落实，国家异地就医结平台并未建成，直至目前各地基本医保政策待遇仍有较大差距，虽然大部分地区已经接入国家异地就医结算平台，但仍有很多医保目录中的报销项目无法实现实时结算。为了摒除异地就医政策落实情况对研究结果的影响，提高研究结论的合理性，本文通过异质性分析，比较不同险种、不同地区、不同流动范围下的结果差异。本节将采取与前文相同的实证研究方法，对样本进行分组，首先在各组内进行logit模型的分析，并对控制组和处理组进行平衡性检验、匹配效果检验，最后进行匹配。

(一)社会医疗保险的种类

由于不同社会医疗保险的参保条件和方式存在差别，保障待遇也有所不同，不同险种下参保者对医疗资源利用可能存在差异，本文将样本分成城镇职工医疗保险、新农合或城居保、城乡居民医疗保险三类，分别探究医保参保地差异对老年流动人口医疗资源利用的影响。

从匹配结果(表2)可以看出，城镇职工医疗保险中是否在本地参保对其参加定期体检的影响不显著。城镇职工医疗保险主要分为个人账户和统筹账户两部分，参保人主要为有单位的职工。退休前城镇职工医疗保险由企业和个人共同缴纳，并按照固定比例划拨到个人账户，退休后参保人虽不再缴纳医疗保险，医保基金以退休金为基准按固定比例划拨到个人账户中，参保人个人账户的医疗基金相对稳定。同时国家劳动法规定的，必须对员工及单位退休员工提供定期健康检查，这可能是造成参保地差异对城镇职工医疗保险参保人定期体检影响不显著的另一原因。

(二)地区之间的差异

我国医疗资源分布不均匀，东部地区和西部地区的流动老人医疗资源的可及性差异明显。我国在2015年初步推进异地就医直接结算政策，但未在全国范围内推广，国家异地就医结算系统直到2016年才正式上线。长三角和泛珠三角地区开展异地就医直接结算工作较早，但各地执行的项目、 报销标准、报销方式各不相同，效果也可能有所差别。本文根据问卷中的地区分类将样本分为东部地区、中部地区、西部地区、东北地区四个地区，探究不同地区间医疗保险参保地对老年流动人口医疗资源利用的影响是否存在差异，以判断异地就医直接结算政策是否会对估计结果产生影响。

从匹配结果(表2)来看东北地区的参保地差异对居民是否定期参加体检的影响不显著，其他地区均未有显著差别，与政策实施程度相反，说明估计结果并未受到政策的影响，可能是由于地区医疗资源、生活观念的不同造成东北地区老年流动人口在流动地依然保持相同的体检习惯。也证实了2015年我国异地就医直接结算政策才刚刚起步，效果并不明显。从医保对老年流动人口医疗资源利用的影响机制来看，老年流动人口需要该政策减轻其经济负担，提高对医疗资源的利用。

表2 异质性分析的平均处理效应

(三)流动范围的差异

我国医疗保险建立之初大都以县为统筹单位，随着医疗保障体系的逐步完善，医疗保险的统筹层次也逐步提高，国家鼓励有能力的地区逐步完成市级统筹，并积极推进省级统筹。统筹层次的提高将逐步打破医保报销的壁垒，流动人口流动范围的差别会带来其医保报销的差别，本文根据问卷中流动范围的差别将样本分为省际流动、省内流动和市内流动三种。

从匹配结果来看，三者之间没有明显差别。流入地无论是市内、省内还是省外，参保地差异都会造成老年流动人口对流动地医疗资源的利用。一方面说明2015年异地就医直接结算政策的实施效果并不明显。另一方面也说明各统筹区间的医疗保险隔阂仍然存在，跨统筹区就医仍需要复杂的转诊流程，我国医疗保险的统筹层次还有待高。

六、研究结论及政策建议

本文基于中国流动人口动态监测调查数据，根据我国医疗保险地域分割的特点，将参保地差异作为医疗保险报销难易的代理变量。利用倾向得分匹配探究医疗保险报销差异对老年流动人口医疗资源利用情况的影响，得出以下结论：

第一，目前我国社会医疗保险覆盖率稳定在95%以上(32)《2019年医疗保障事业发展统计快报》，http://www.gov.cn/guoqing/2020-03/30/content_5507506.htm。，但从调研数据可知我国老年流动人口参加社会医疗保险的人仅占总样本的92.22%，与常驻人口仍有差距。我国流动老年人口对流入地医疗资源利用仍然不足，其中生小病时看医生的人数占总样本的45.48%，定期体检的占总样本的36.41%(33)《2019年医疗保障事业发展统计快报》，http://www.gov.cn/guoqing/2020-03/30/content_5507506.htm。，存在未满足的住院服务需要的占总样本的17.73%。

第二，实证结果显示不同参保地的老年流动人口在小病就医和定期体检两方面有显著影响，但对住院需求的影响并不显著。医疗保险能够通过降低患者疾病经济负担促使参保人定期体检，及时就医。但不会使患者形成固定的就医习惯，参保人对医疗资源的利用仍会受到价格的影响。但相对于生小病就医与定期体检，住院需求的价格弹性更小，更难以受到价格的影响。

第三，考虑到险种和异地就医政策的影响，本文在此基础上按照医疗保险的种类、地区、流动范围进行分组，对实证结果进行了一系列异质性分析，发现不同险种的影响程度存在一定差异。其中城镇职工医疗保险的保障待遇更好，该险种覆盖的老年流动人口的定期体检更难受到参保地差异的影响。东北地区老年流动人口的体检决策更难以受到参保地差异的影响，这与我国异地就医发展情况并不相符。流动范围的不同不会造成医疗保险对老年流动人口医疗资源利用影响的差异。这两点说明我国异地就医直接结算政策的实施效果仍有很大的改进空间。

本文希望通过对医疗保险作用路径的探究，给医保待遇水平的调整提供参考意见，提高老年流动人口医疗资源利用频率，改善其健康水平。为了促使参保人更好地利用医疗资源，基于本文研究结论，提出以下政策建议：

第一，关注弱势群体，不断完善社会医疗保险。流动老年人口的参保率低于社会医疗保险覆盖率，一方面应该针对弱势群体适度提高保障待遇，例如增加定点医院的选择数目、根据流入、流出两地的医疗目录标准扩大流动人口享有的报销目录等；另一方面，不断完善医疗保险的转移接续问题，利用信息技术简化业务流程，提高经办效率。

第二，适度调整门诊与住院报销比例，提高老年流动人口医疗资源利用率。医疗保险参保地差异主要对老年流动人口体检和小病就医产生显著影响。科学合理的设置医保报销标准，提高门诊和体检的保障待遇，通过报销政策的倾斜，促使老年流动人口定期体检，在身体不适时及时就医。同时应该加强对老年流动人口健康管理的宣传教育，提高老年流动人口对医疗资源的利用率，促使老年流动人口实现疾病防治的关口前移，防止轻症变成重症。

第三，相较于城乡居民医保，参加城镇职工医疗保险的老年流动人口的定期体检更难受到参保地差异的影响。政府应该提高城乡居民基本医疗保险保障待遇，尽量缩小保险待遇之间的差异，提高医疗保险的公平性。

第四，异地就医直接结算政策是解决医保隔阂，减少参保地差异造成医疗资源利用变化的重要政策，但从实证结果来看，该政策的作用并不明显。这意味着异地就医政策并未完全落实到位。应该继续推进异地就医直接结算政策，简化患者转诊和报销流程。参保地差异对小病就医和体检的影响更大，所以在制度设计时，为了更合理配置医疗资源可以将保障待遇向门诊和体检倾斜，促进老年流动人口及早预防、重视小病，起到提升居民健康水平的作用。

附录：

不健康,生活可以自理116480.0930.2900.0001.0000.054-0.124生活不能自理116480.0130.1150.0001.000-0.006-0.296中部地区116480.1070.3100.0001.0000.922 -0.139西部地区116480.4230.4940.0001.0001.061 -0.107东北地区116480.1350.3420.0001.0001.070 -0.126_cons-0.702-0.675R20.175样本量10692

收入未匹配-38.200-12.3900.000匹配上2.00094.8000.4900.622储蓄及理财未匹配-2.000-0.6300.527匹配上0.000100.0000.0001.000离退休金/养老金未匹配-17.800-5.7300.000匹配上-4.00077.500-1.0200.309最低生活保障金未匹配-6.000-1.8500.064匹配上3.90035.9001.1600.246房租未匹配8.2003.4900.000匹配上-9.600-18.000-1.6300.104家庭其他成员未匹配5.0001.6500.099匹配上5.400-8.2001.3300.182其他来源未匹配4.6001.5600.119匹配上2.00056.2000.4800.628锻炼时长在0到30分钟之间未匹配8.2002.7500.006匹配上4.60043.6001.1300.259锻炼时长在30到60分钟之间未匹配-2.600-0.8500.393匹配上-8.000-202.800-1.9000.057锻炼时长在60分钟以上未匹配-3.000-0.9900.323匹配上-0.80072.200-0.2100.837在本地的朋友数未匹配11.2003.5700.000匹配上-6.40043.000-1.3400.180是否有慢病未匹配0.0000.0100.991匹配上6.800-20198.7001.7200.086城乡居民医保未匹配21.8008.2600.000匹配上-0.60097.300-0.1200.901城镇居民医保未匹配60.80025.7200.000匹配上4.40092.8000.8900.375城镇职工医保未匹配-20.100-6.2600.000匹配上-3.10084.400-0.8300.404公费医疗未匹配-7.400-2.1800.029匹配上0.000100.0000.0001.000健康档案未匹配23.0007.2800.000匹配上-0.90096.000-0.2300.814基本健康未匹配6.5002.1500.031匹配上2.50062.2000.6100.544

不健康,生活可以自理未匹配6.7002.2900.022匹配上6.2007.5001.5300.126生活不能自理未匹配0.8000.2600.792匹配上0.000100.0000.0001.000中部地区未匹配-0.600-0.1900.846匹配上-7.800-1213.500-1.8500.065西部地区未匹配30.40010.0600.000匹配上2.50091.9000.6100.543东北地区未匹配19.2006.7800.000匹配上-0.90095.500-0.2000.842样本(联合检验)PsR2LRchi2p>chi2未匹配0.1731318.150匹配上0.01344.140.301