DOI:10.3969/j.issn.1674-2982.2025.08.007
中图分类号:R197
职工医保普通门诊统筹政策扩散模式与影响机制研究 ——基于全国228个地级市的事件史分析
肖丹妮， 任文博， 胡琳琳
| 【作者机构】 | 中国医学科学院/北京协和医学院卫生健康管理政策学院 |
| 【分 类 号】 | R197 |
| 【基 金】 | 中国医学科学院医学与健康科技创新工程（2021-I2M-1-046） |
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·医疗保障·
职工医保普通门诊统筹政策扩散模式与影响机制研究
——基于全国228个地级市的事件史分析
推行职工基本医疗保险门诊共济改革是完善我国医疗保障体系的关键举措。1998年，我国开展建立“统账结合”模式的职工基本医疗保险制度。但随着人口老龄化和疾病谱变化，该制度弊端逐步显现。2020年职工医保个人账户累计结存占基金总结存的39.7%［1］，个人账户共济不足的矛盾日益凸显。因此，2021年4月，国务院出台《关于建立健全职工基本医疗保险门诊共济保障机制的指导意见》（国办发〔2021〕14号，以下简称《意见》），要求3年过渡期内完善门诊统筹保障机制，改进个人账户，然而部分地区推进未达预期。
政策扩散（Policy Diffusion）是公共管理领域长期关注的议题，但是在卫生健康领域的应用并不充分，存在一定研究空白。［2］目前，尚无研究关注门诊医疗保障相关政策的政策扩散机制。门诊共济改革的实质是权益置换［3］，将减少划入的个人账户资金作为保费汇入基金池，分担门诊医疗费用支出的风险。普通门诊统筹是指通过统筹基金报销职工的常见病、多发病的普通门诊费用，实现全体参保职工之间的共济保障。［4］
地方开展职工医保普通门诊统筹的时间可以追溯至1999年［5］，较长的时间跨度为政策扩散实证研究提供了基础。那么，普通门诊统筹政策扩散呈现怎样的时间以及空间分布特征？在没有中央政府的行政指令下，哪些因素影响着地方政府自主采纳门诊统筹政策？不同类型的普通门诊统筹政策扩散受哪些关键因素影响？为解答上述问题，本研究选取中国228个地级市为研究样本，系统探索职工医保普通门诊统筹政策扩散机制，剖析地方政府政策采纳行为的动因，旨在为研究门诊共济政策提供新的理论视角，并为进一步推动政策落地提供决策参考。
1 研究框架与研究假设
政策扩散是一项政策在某一地域的首次采纳，在不同层级政府、区域或组织间传播并采纳的过程。［6-7］普通门诊统筹政策从无到有并在多个地级市推广的过程是典型的政策扩散过程。在国际医保政策扩散的研究中，我们发现政策扩散普遍遵循自上而下的传导模式。在德国，联邦政府通过制定统一的立法框架和财政转移支付，主导了社会医疗保险制度的全国推行。［8-9］加拿大通过立法和资金转移机制将医保改革扩展至全国。［10］在中国，多数医保政策依托层级治理体系，由中央传导至地方，但在实践过程中，地方政府的政策采纳行为存在差异。［11］此外，与政策扩散机制探索不同的是，组织社会学范畴的新制度主义理论认为制度的扩散或趋同面临合法性压力。［12］该理论将组织环境分为技术环境和制度环境，技术环境关注组织内部的因素，制度环境则强调环境对组织的约束。［13］一个政策被越来越多的组织采纳时，该政策便逐渐制度化，制度本身的合法性进一步推动政策被采纳的过程。［14］因此，本文立足地方政府视角，基于多源流理论、新制度主义理论等理论，探讨政策问题、组织内部因素、政府能力等对政策扩散的影响，建立相关研究假设。分析框架如图1所示。
图1 普通门诊统筹政策扩散分析框架
1.1 政策问题与政策扩散
多源流理论认为一个社会问题能够被列入政策议程，受问题流、政策流、政治流三条源流影响。［15］然而，有学者认为三条源流存在相互影响［16］，只有当社会问题与政策方案相匹配时，政策窗口才会打开［17］。在中国环境下，问题流引起政府关注后，政治流会推动政策流的形成。［18］问题流在多源流中具有核心地位。因此，本文将问题流作为打开普通门诊统筹政策议程的重要前置条件之一。
2020年，我国医疗卫生机构总诊疗人次达77.4亿［19］，相比于2010年增长32.5%［20］，门诊和住院保障的不平衡导致小病大治、过度医疗［21］，医疗费用持续上涨。随着我国职工及居民医疗保障制度的不断完善，人民群众对享有健康权益的意识逐渐增强。
2009年7月，我国人社部出台政策要求开展居民医保门诊统筹工作。虽未提及职工医保门诊统筹，但门诊统筹话题受到大众广泛关注，不少地级市借此机会同步开展城镇职工医保门诊统筹工作。因此，本文提出以下假设：
H1：年度人均医疗保障支出越高，医疗问题越显著，地方政府越易采纳职工医保普通门诊统筹政策。
H2：职工人数越多，医疗需求越强烈，地方政府越易采纳职工医保普通门诊统筹政策。
H3：社会舆论压力可以加速职工医保普通门诊统筹政策扩散进程。
1.2 政府注意力与政策扩散
政府注意力是指政府对某一问题的关注程度，关注程度的高低可能会影响政府的治理行为，进而影响政府对政策的采纳行为。［22］政府对医疗卫生事业的关注度可能影响门诊统筹政策的采纳行为。假设如下：
H4：对医疗卫生事业投入注意力越多的地方政府，越容易采纳职工医保普通门诊统筹政策。
1.3 合法性与政策扩散
新制度主义理论认为制度的扩散或趋同面临合法性压力。既往研究表明，合法性一定程度上影响着政策扩散。［23］上级政府释放政策信号后，地方政府为获得上级政府的合法性认同，会更倾向于采纳政策创新［24］，形成自上而下的扩散模式［25］。为维持自身竞争力，同级政府之间也会存在竞争性行为促进政策扩散［26］，形成横向扩散模式［27］。假设如下：
H5：上级政府对职工门诊统筹政策的关注会正向影响政策扩散。
H6：同级政府的政策采纳行为会促进普通门诊统筹政策扩散。
1.4 政府能力与政策扩散
政府能力是保障政策实施的重要条件。研究表明，人均地区生产总值与政府政策创新的采纳存在正相关关系，政府经济状况越好，越容易采纳政策创新。［28］地方经济发展水平也与职工门诊统筹待遇设置有一定相关性。［29］较多的医疗机构意味着参保职工有更多的就医选择，能够更方便地获得门诊医疗服务，政府越有可能采纳门诊统筹政策。具体假设如下：
H7：人均GDP会促进普通门诊统筹政策采纳。
H8：地级市内医疗机构数越多，越可能开展职工门诊统筹。
2 研究设计
2.1 研究方法
本 文 采 用 事 件 史 分 析［30］ （Event History Analysis， EHA）模型检验上述假设。根据事件观察期的连续性，本文采用离散时间模型，被解释变量为“风险率”（Hazard Rate），即个体i在特定时间t经历“事件”的概率。由于风险率无法被直接观察，本文参照既往研究［31］，使用二元logit模型：
其中， Pi，t是地方政府i在年份t决定实施职工普通门诊统筹政策的概率， logit(pi，t)是取对数后的优势（Log Odds）。自变量分别为医疗保健支出、在岗职工人数、社会舆论、政府注意力、同级竞争压力、上级政府压力、人均地区生产总值、医疗机构数量。
2.2 样本选取
本研究将全国293个地级市全部纳入研究样本，由于数据的可获得性，最终使用228个地级市在2008—2018年之间的数据进行分析。
2.3 变量测量
2.3.1 因变量
政策扩散。本研究因变量为某地级市政府i在时间t是否采纳普通门诊统筹政策。
2.3.2 自变量
（1）政策问题
人均医疗保健支出。职工门诊统筹制度的核心问题为职工医保个人账户的资金沉淀与门诊就医需求的冲突。［32］由于缺乏地级市官方统计数据，通过计算得出① 省级层面的城市居民家庭全年人均医疗保健支出数据来源于《中国统计年鉴》，职工医保个人账户累计结存及普通门（急）诊诊疗人次来源于《中国医疗保障统计年鉴》。变量经对数转换后，皮尔森相关性结果显示，医疗保健支出与个人账户累计结存及普通门（急）诊诊疗人次显著相关（P＜0.05），相关系数在0.3～0.6之间。，省级层面的人均医疗保健支出与职工医保个人账户累计结存及普通门（急）诊诊疗人次存在显著相关关系。因此，本研究使用城市居民家庭全年人均医疗保健支出表示职工门诊保障问题严重程度，数据来自中国经济社会大数据研究平台，缺失数据通过各市统计年鉴补充。
职工人数。使用在岗职工平均人数反映门诊就医需求，数据来源于《中国城市统计年鉴》。
社会舆论。参考已有研究［23］，本文以“门诊统筹”为主题词在中国重要报纸全文数据库进行检索，用年度新闻报道数量衡量社会舆论压力。
（2） 政府注意力
政府注意力。根据已有文献［33］，通常以某一关键词在政府工作报告中出现的次数来衡量政府对某件事情的关注度。本文选取《意见》作为种子词的筛选来源，以各地级市的政府工作报告作为相似词数据源，以Python 3.11.7为基础运行相似词查找和词频统计任务。使用Word2Vec训练领域词向量，依据词频大于100且相似度大于0.7选取相似词，最终选取10个种子词① 本研究基于深度学习相似词所确定的10个种子词为：医疗、诊疗、疾病、就医、卫生、医保、门诊、报销、付费、费用。。最后，统计种子词在各地级市政府工作报告中的次数，衡量地方政府当年对门诊保障议题的注意力投入。
（3） 合法性
上级政府压力。使用北大法宝高级检索的全文检索，检索并筛选省级政府出台的与职工门诊统筹相关政策文件，并检索各省政府官网进行补充，收集各省出台的文件数。
同级竞争压力。使用省内已开展职工门诊统筹的城市数量/省内其他城市总数的结果反映同级政府竞争压力。
（4） 政府能力
人均地区生产总值。数据来源于《中国城市统计年鉴》。
医疗机构数量。数据来源《中国城市统计年鉴》。
由于各地医保年度标准不一，出台政策的时间与实际实施时间不尽相同，本研究以政策实施时间为准，进行政府采纳政策创新的影响因素分析（表1）。
表1 变量设置及测量方法
注：1. 中国经济社会大数据研究平台：https：//data.cnki.net/home；2. 中国重要报纸全文数据库：https：//kns.cnki.net/kns8？dbcode=CCND；3. 北大法宝—法律法规检索系统：http：//www.pkulaw.cn/law。
变量名称自变量因变量政策问题政府注意力合法性政府能力政策扩散测量方式人均医疗保健支出（problem）职工人数（demand）社会舆论（society）政府注意力（attention）同级竞争压力（peer）上级政府压力（force）人均地区生产总值（GDP_per）医疗机构数量（institution）城市居民家庭全年人均医疗保健支出（元），滞后一年取对数。在岗职工平均人数（万人），滞后一年。以“门诊统筹”为主题词的新闻报道数，滞后一年。采用机器学习的Word2Vec 词嵌入模型寻找相似词，计算各市政府工作报告中种子词出现次数，滞后一年。省内已开展职工门诊统筹的城市数量/省内其他城市总数*100，滞后一年。使用北大法宝高级检索，检索策略为：标题（省）+全文（门诊+统筹+职工）；以职工门诊统筹为主题词检索各省政府官网，滞后一年。全市地区生产总值/人口数，滞后一年取对数。医院、卫生院的机构数，滞后一年。若出台了职工医保门诊统筹政策文件则赋值为“1”，反之为“0”。数据来源中国经济社会大数据研究平台1、各市统计年鉴《中国城市统计年鉴》中国重要报纸全文数据库2各市政府工作报告政府官网、北大法宝—法律法规检索系统3、百度政府官网、北大法宝—法律法规检索系统《中国城市统计年鉴》《中国城市统计年鉴》、各市统计年鉴政府官网、北大法宝—法律法规检索系统、百度
3 实证结果
3.1 时空扩散特征
截至2018年，我国293个地级市中，有76个地级市实施职工医保普通门诊统筹政策。其中，21个地级市属于权益置换的存量型改革，通过划拨部分个人账户资金和统筹基金，实现普通门诊统筹。55个地级市为福利增量型改革，不调整个人账户划入比例，通过统筹基金在现有保障制度基础上叠加门诊统筹。在福利增量型改革的地级市中，根据患者的医疗费用分担情况细分政策，24个地级市不设起付线或有较高的封顶线（大于1 000元），31个地级市规定了起付线、封顶线、报销比例，但封顶线额度较低，保障力度不强。
从政策发布年度累计数量来看（图2），政策扩散大致呈现 S型曲线样态，经历扩散缓慢期、快速扩散期、扩散平稳期三个基本阶段，与王浦劬等［26］研究结果相似。具体而言，中央政府虽未出台明确有关门诊统筹的行政指令，但释放了积极的政策信号，推动了政策扩散。2009年，中共中央、国务院《关于深化医药卫生体制改革的意见》（中发〔2009〕6号）提出要从重点保障大病起步，逐步向门诊小病延伸。同年7月，人社部要求各地逐步开展居民医保门诊统筹工作。不少地级市借此机会同步开展城镇职工医保门诊统筹工作，如广州、珠海、淄博等。2009—2011年，政策采纳的地级市数量快速增加。2012年，国务院印发《“十二五”期间深化医药卫生体制改革规划暨实施方案》，要求稳步推进职工医保门诊统筹。采纳职工医保普通门诊统筹的地级市进一步增多，并在2015年达到峰值。由此可见，职工医保普通门诊统筹存在自上而下的层级扩散模式。政策扩散峰值并非出现在中央政府出台政策的当年，政策文件中提及职工医保门诊统筹的语句均是“探索”“鼓励”等词，表明在门诊统筹政策扩散过程中，地方政府保留了一定程度的裁量权。
图2 地级市职工医保普通门诊统筹政策扩散时间分布曲线
注：以政策出台时间为准
从空间分布来看，政策扩散呈现出邻近效应和区域示范效应（图3）。1999—2008年政策仅在浙江、广东、福建的少数地级市扩散，2009—2012年，三省采纳门诊统筹政策的地级市持续增加，出现邻近效应。同时，江苏、山东、湖北、河北、河北、辽宁等地开始采纳政策创新，政策呈现由东部沿海向东北、中、西部跨区域扩散，表明门诊统筹政策扩散存在领先地区向跟进地区扩散的区域示范效应。2013—2018年，门诊统筹政策进一步向东北、中、西部地区扩散，呈现出不同发展水平区域间政策跟进扩散效应。
图3 1999—2018年地级市职工医保普通门诊统筹政策扩散空间分布
注：以政策出台时间为准。底图从自然资源部标准地图服务系统下载，审图号为GS（2020）4619号的标准地图，边界无修改。
3.2 事件史分析结果
表2 展示了变量的描述性分析结果和共线性检验结果。各变量的方差膨胀因子（VIF）均小于5，变量间存在共线性的可能性较小。
表2 变量的描述性分析（N=2 508）
注：*表示该结果为滞后一年数据，并进行了对数转换处理。
变量人均医疗保健支出*职工人数（万人）政府注意力同级竞争压力上级政府压力社会舆论压力人均地区生产总值*医疗机构数量（个）均值6.83 44.49 20.87 16.15 0.15 70.36 10.42 200.54标准差0.42 42.56 8.77 26.85 0.41 105.01 0.67 132.88最小值5.26 4.28 1.00 0.00 0.00 2.00 8.13 7.00最大值8.33 316.00 92.00 100.00 2.00 332.00 12.46 1 709.00 VIF 1.71 1.66 1.10 1.29 1.01 1.15 2.13 1.28
表3 为二元logit回归模型结果，在模型1、2、3、4中分别加入不同维度的影响因素以检验模型稳健性，模型5在模型1～4的基础上增加其余的变量，结果显示伪R2有所提高，模型的解释力度上升。模型5结果显示，人均医疗保健支出、职工人数、社会舆论、同级竞争压力等因素均能促进门诊统筹政策扩散。由此可见，研究提出的8个假设中，假设1、2、3、5、6、7均得到验证，而假设4、8提到的政府注意力、医疗机构数量并不影响政策扩散。
表3 Logit回归模型结果
注：表格中数值所代表的含义为“优势比（标准误）”。***、**、*分别表示P＜0.001、P＜0.05、P＜0.1。
变量人均医疗保健支出职工人数社会舆论政府注意力同级竞争压力上级政府压力人均地区生产总值医疗机构数量N伪R2模型1 2.019***（0.385）1.013***（0.002）1.000（0.001）1.005（0.007）3.390***（0.476）0.996***（0.001）2 508 0.220***模型2 1.013（0.009）1.066***（0.003）2.220***（0.319）3.996***（0.571）1.001（0.001）2 508 0.512***模型3 4.723***（1.106）1.001***（0.002）1.004***（0.001）1.000（0.009）1.073***（0.003）2.160***（0.307）2 508 0.515***模型4 2.527***（0.656）1.006***（0.002）1.004***（0.001）1.069***（0.003）2.191***（0.319）2.714***（0.497）1.000（0.001）2 508 0.528***模型5 2.534***（0.661）1.006***（0.002）1.004***（0.001）1.001（0.010）1.069***（0.003）2.191***（0.319）2.719***（0.450）1.000（0.001）2 508 0.528***
具体来看，政策问题维度，城市居民家庭全年人均医疗保健支出能够显著促进地级市政府采纳政策创新，其优势比为2.534，即相较于人均医疗保健支出较低的地区，较高的地区有接近1.5倍的可能性采纳门诊统筹政策。在岗职工平均人数越多的地区也越可能采纳门诊统筹政策。社会舆论报道越多，政府越有可能采纳政策创新。
政府注意力对政策采纳并不具有显著性影响。其可能的原因在于，政府工作报告中对医疗卫生领域的关注度大体相似。
合法性维度，同级竞争压力及上级政府压力均能显著推动门诊统筹政策扩散，其中，上级政府压力的优势比为2.191，上级政府对地级市政策创新采纳影响较大。
政府能力维度，人均GDP能够显著影响政策扩散，其优势比为2.719。人均GDP越高的地区越容易采纳政策创新。医疗机构数量对门诊统筹政策采纳没有显著影响，可能由于门诊统筹政策的核心目标与医疗机构数量并不直接相关，政府在采纳门诊统筹政策时更多考量基金筹集、待遇设计等方面。
3.3 不同类型的门诊统筹政策扩散的事件史分析
为检验模型稳健性，本文将门诊统筹政策划分为三类分别进行事件史分析：（1）权益置换型，即调整个人账户；（2）福利增量型Ⅰ类：不调整个人账户，设有封顶线或起付线；（3）福利增量型Ⅱ类：不调整个人账户，无起付线或高封顶线（大于1 000元）。结果显示（表4），采纳权益置换的存量型改革政策的地级市受医疗保健支出正向影响，即人均医疗保健费用支出越高政府越有可能采纳政策创新，优势比为4.755，相比于全样本分析的基准模型（表3中模型5），优势比增加约2倍。职工人数、社会舆论压力依旧正向影响政策扩散。合法性维度，相较于基准模型，上级政府压力不再显著影响政府的政策采纳行为，地级市政府自发进行政策创新。权益置换型政策呈横向扩散模式。政府能力维度，人均GDP对政策采纳有积极影响，但医疗机构数量呈负面影响，由此可见，医疗机构数量并非政府采纳门诊统筹政策的决定性因素。
表4 不同政策类型的Logit回归结果
注：根据整理各地级市门诊统筹政策封顶线数据，将高封顶线设为年度支付限额大于1 000元；表格中数值所代表的含义为“优势比（标准误）”。***、**、*分别表示P＜0.001、P＜0.05、P＜0.1。
变量人均医疗保健支出职工人数社会舆论压力政府注意力同级竞争压力上级政府压力人均地区生产总值医疗机构数量N伪R2权益置换型4.755***（2.442）1.012***（0.004）1.004**（0.002）1.004（0.017）1.062***（0.006）1.237（0.452）2.567***（0.824）0.996*（0.002）2 026 0.477***福利增量型Ⅰ6.197***（2.356）1.008**（0.004）1.005***（0.001）0.977（0.014）1.071***（0.005）1.560*（0.406）1.702*（0.464）0.997*（0.002）2 114 0.468***福利增量型Ⅱ0.587（0.238）1.002（0.003）1.006***（0.001）1.037***（0.015）1.079***（0.005）1.489（0.396）4.414***（1.280）1.004***（0.001）2 137 0.560***基准模型2.534***（0.661）1.006***（0.002）1.004***（0.001）1.001（0.010）1.069***（0.003）2.191***（0.319）2.719***（0.450）1.000（0.001）2 508 0.528***
在福利增量型Ⅰ类政策中，患者分担更多就医成本，以规避道德风险。［34］该类政策扩散最受医疗支出的影响。优势比为6.197，即在患者负担较高情况下，政府会采取措施降低患者就医费用。合法性维度，同级竞争和上级政府压力显著正向影响政策扩散，且比基准模型影响更大。福利增量I型政策呈横向扩散为主，纵向扩散为辅的扩散模式。政府能力维度，人均GDP显著影响政策扩散，但优势比降低。医疗机构数量对政策扩散呈负面影响。
福利增量型Ⅱ类政策中，患者就医成本分担较低。其政策扩散不受医疗保健支出、职工人数的影响，但更受社会舆论、政府注意力显著影响。合法性维度，政策采纳受同级竞争压力显著影响，但不受上级政府压力影响，因此福利增量II型政策的扩散模式为横向扩散。政府能力维度，人均GDP及医疗机构数促进了政策扩散。人均GDP的优势比较大，表明采纳该类政策的政府主要考量是当地经济发展水平。
4 讨论
4.1 门诊统筹政策扩散存在自上而下和横向扩散两种路径
我国职工医保普通门诊统筹政策呈现出自上而下和横向扩散两种扩散模式。这与ZHU［25］提出的政策扩散会受到行政命令和地方竞争的双重影响的结论相呼应。与典型的 “中央—省—市” 层级扩散上级权威直接推动下级政策采纳的机制不同，该政策的扩散过程呈现出层级间的差异化互动逻辑：中央政府明确改革方向但未施加强制指令，小部分省级政府（如浙江、宁夏）通过施加行政命令推动政策落地，成为政策扩散的直接推动者。与李乐乐等［35］研究结果相似，上级政府能通过行政指令推动政策在地级市扩散。而大部分省级政府则以释放积极的政策信号为主，这种弹性授权模式为地方预留了制度创新空间，促使地级市间的竞争压力成为政策扩散核心动力，呈现出横向扩散的特征。与张海柱等［36］研究结果类似，地方政府会通过采纳政策创新来回应社会难题以获得上级政府认可。在地理空间上，门诊统筹政策呈现出由东向西逐步推进的态势。东部地区凭借经济发达、医疗资源丰富等优势，率先开展政策试点并积累了宝贵经验，这些经验通过区域间的交流合作、政策学习等渠道，向中西部地区传播扩散，这与张锋［37］研究结论类似。这一发现丰富了政策扩散理论在我国医疗保障领域的实践应用，强调了地方自主性和区域间互动在政策扩散中的重要作用。
4.2 门诊统筹政策扩散受人均医疗保健支出、社会舆论、地区经济水平等多种因素综合影响
事件史分析结果显示，门诊统筹政策扩散不仅受到人均医疗保健支出、职工人数、社会舆论、地区经济水平等因素影响，还受政府组织间的上级压力与同级竞争压力的影响。人均医疗保健支出反映了患者经济负担程度，职工人数则是参保主体医疗需求量的体现，社会舆论更能直接展现公众对医疗保障政策的诉求。当医疗保健问题突出时，地方政府需要通过采纳医保政策创新来回应当地民生需求［24］，促进了门诊统筹政策在地区间的扩散。此外，人均GDP也能显著促进门诊统筹政策扩散，这是因为公共政策从提出到执行的各个环节需要资金支持，因此经济发达的地区更有能力承担政策开展的成本和风险。［38］BERRY等［30］指出政策扩散受内部因素与外部因素的多种因素共同作用，其中内部因素包括政治、经济发展水平、社会发展等因素，外部因素包括上级政府压力、邻近效应以及社会稳定等，与本研究结论类似。
4.3 扩散影响因素作用程度因政策类型而异
在本文的研究时段中，我国医疗保障的基本制度及重大改革由中央政府决策并制定框架及方向，但地方政府在调整医保制度、待遇保障等方面有较大裁量权。［39］因此，本研究创新性地将门诊统筹政策划分为三种类型，分析发现不同类型政策扩散的影响因素存在显著差异。
权益置换型政策扩散不受上级政府压力，而受同级政府带来的横向竞争影响。这是因为权益置换型政策的执行会带来既得利益群体的利益重新分配，可能引发强烈的社会舆论反响。上级政府倾向于避免因强行推广而引发社会风险，尤其是在涉及社会保障、医疗等领域。［40］因此，权益置换型政策的扩散更多依赖于地方自主性和同级政府间的经验示范，而非纵向强制。
福利增量型I类政策扩散受医疗保健支出影响的程度最大。曹清华等人［41］认为职工门诊统筹能够显著减轻职工的医疗负担，因此支出越大的地区越有可能采纳该政策。然而，通过政策文本分析，I类政策设置的封顶线较低，保障水平不高，无法充分发挥门诊统筹政策减轻职工医疗负担的作用。部分地区设置门诊统筹报销每日最高支付限额20元，年最高支付限额为400元。虽然较高的医疗保健支出促进了地方采纳门诊统筹政策，但张小娟等人［42］研究发现较低的保障水平难以化解疾病带来的经济风险。因此，I类政策与《意见》的提升保障效能目标存在差距，仍有权益置换空间。
政府采纳福利增量型II类的行为受地区经济发展水平影响最大。李娟等人［29］发现地方人均GDP与职工医保门诊待遇设置存在正相关关系，与本文得出的结论相似。相较于I类政策，II类政策的保障水平较高，年最高支付限额在1 000～4 000元之间，地方在落实门诊共济改革时，调整个人账户从而实现帕累托改进的可能性较小，涉及的核心利益相关者较多，面临较大社会风险。［43］这些地区在开展门诊共济改革时，应研判改革风险并提前建立风险化解机制。
5 建议
5.1 优化中央对地方激励与引导机制，提升政策扩散效能
各地门诊统筹政策基础不一，中央政府可分时间段设置政策改革梯度，逐年提高地方职工医保个人账户调整要求，同时优化阶段性推进路径，延长地方落实门诊共济政策的时间，设立阶段性目标。地方政府的主观能动性在改革顺利推行过程中发挥重要作用，上级政府可对地方政府设置相应的激励考核机制，引导地方政府主动推行改革，在各层级、各区域政府间形成良性互动与竞争。例如，将门诊统筹政策的实施效果纳入地方医保政绩考核体系，考核包括门诊保障水平提升幅度、参保群众满意度、医保基金使用效率等指标。此外，门诊统筹政策扩散存在邻近效应及区域示范效应，建议加强地方政府间的常态化信息沟通机制，并梳理地方政府在改革过程中的经验做法，保障门诊共济政策平稳实施。
5.2 分类型指导推进门诊共济政策实施
建议对已实施权益置换型政策且效果良好的地区进行深入调研，总结提炼其成功经验，形成标准化的政策模板。通过举办培训班、线上交流会等形式，向目前未落实门诊共济改革的地区推广。同时，建立一对一帮扶机制，进行长期指导和交流。针对已实施福利增量型政策地区，上级政府需建立与保障水平相适宜的个人账户划入调整机制。地级市政府需对医保基金收支情况进行全面评估，逐步提高门诊保障水平。例如，对于基金结余充足的地区，可在3～5年内分阶段调整门诊保障水平，并同步调整个账划入水平；对于基金收支平衡压力较大的地区，通过优化医保目录、加强门诊费用控制等措施，在确保基金安全的前提下，稳步提升保障水平。
5.3 注重社会风险研判与舆论引导
权益置换型改革易引发社会舆论，因此在政策实施前，地方政府需委托专业的第三方机构，对改革易引发的社会风险进行全面研判。评估内容可包括不同群体对政策的接受程度、个人账户权益变化易引发的风险因素等，并制定应对预案。制定差异化宣传策略，对于退休职工，采用通俗易懂的宣传方式，重点讲解政策调整后门诊报销的便利性和实际受益情况；对于在职职工，通过线上宣传平台强调政策对长期医疗保障的积极作用。设置舆情监测与回应，实时关注社交媒体、网络论坛、新闻媒体等渠道关于门诊统筹政策的舆情动态。加强与公众的互动交流，及时了解群众对政策的意见和建议，不断优化政策措施。
作者贡献：肖丹妮负责文章构思与设计，数据收集、整理与分析，论文撰写、修订与审校；任文博负责数据收集与整理、论文修订与审校；胡琳琳负责文章构思与设计、思路指导、文章整体质量控制。
作者声明本文无实际或潜在的利益冲突。
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