当强制要求时，健康保险推广的长期后果

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。

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。

（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）。

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）。

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。

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。

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。

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。

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%）。

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。