曾國(guó)安 楊佩鴻

摘要：疾病一直是造成居民家庭之間收入差距擴(kuò)大的重要因素，其不僅會(huì)造成病人家庭之間收入差距的擴(kuò)大，也會(huì)造成病人家庭和其他家庭之間收入差距的擴(kuò)大，并且還會(huì)引起和加劇貧困?？傮w而言，一個(gè)人是否患上重大疾病往往是由不可控的因素所引起的概率性事件，因此社會(huì)應(yīng)當(dāng)為此擔(dān)負(fù)責(zé)任，因?yàn)槟切┎恍一忌现卮蠹膊〉娜四撤N意義上是替社會(huì)成員擔(dān)負(fù)了病痛的折磨，因此不能將對(duì)重大疾病患者的治療僅僅視為是其個(gè)人及其家庭的責(zé)任，而應(yīng)該是社會(huì)的責(zé)任。要將由疾病造成的居民家庭之間的收入差距作為解決居民收入差距問(wèn)題的重要目標(biāo)，矯正既往政策的缺位和錯(cuò)位，推進(jìn)醫(yī)療社會(huì)保險(xiǎn)、醫(yī)療商業(yè)保險(xiǎn)、收入援助、教育支持等供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，以縮小由疾病造成的收入差距，從而促進(jìn)社會(huì)更加和諧和公平。

關(guān)鍵詞：災(zāi)難性醫(yī)療支出；收入差距；貧困；醫(yī)療保險(xiǎn)；疾病救助

中圖分類(lèi)號(hào)：F126 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-854X（2018）05-0025-09

一、相關(guān)研究文獻(xiàn)綜述與理論假設(shè)

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于疾病或重大疾病對(duì)貧困的影響的研究很多，但關(guān)于疾病或重大疾病與收入差距關(guān)系的研究并不多。學(xué)者們認(rèn)為疾病或重大疾病會(huì)減少個(gè)人和家庭收入。Fenn從工傷角度研究了疾病對(duì)個(gè)人勞動(dòng)參與率和工資的影響，得出的結(jié)論是遭遇工傷或者出現(xiàn)殘疾的工人生產(chǎn)率降低，獲得工資會(huì)相應(yīng)減少①。他認(rèn)為工傷或者殘疾對(duì)工人收入的影響不是直接的，而是通過(guò)工作時(shí)間的長(zhǎng)短間接影響到收入，工傷或者殘疾導(dǎo)致工作時(shí)間縮短，收入下降。他還發(fā)現(xiàn)雖然工傷或殘疾工人有相應(yīng)的保險(xiǎn)補(bǔ)償，但是工人受傷期間的總收入還是少于受傷前。Reville研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)歷持久性殘疾的工傷者收入比未受工傷的工人的收入要少近40%②。Schofield等以澳大利亞2009年老年人數(shù)據(jù)為樣本的研究結(jié)論是長(zhǎng)期患病會(huì)減少個(gè)人勞動(dòng)收入，疾病不僅對(duì)個(gè)人產(chǎn)生重要影響，也會(huì)增加國(guó)家負(fù)擔(dān)③。Beatty的研究發(fā)現(xiàn)，美國(guó)殘疾人口占總?cè)丝诒壤?/5，殘疾人的失業(yè)率是正常人失業(yè)率的兩倍，殘疾人就業(yè)十分困難，沒(méi)有就業(yè)機(jī)會(huì)，也就沒(méi)有勞動(dòng)收入④。疾病不僅降低了患者個(gè)人勞動(dòng)力參與率和收入，且必然降低家庭收入。Himmelstein等研究了疾病和家庭破產(chǎn)之間的關(guān)系，結(jié)論是在申請(qǐng)家庭破產(chǎn)時(shí)，有一半家庭選擇的理由是醫(yī)療債務(wù)問(wèn)題；家庭成員患病會(huì)影響到其他家庭成員以及家庭總收入，破產(chǎn)家庭會(huì)降低家庭成員就業(yè)率以便照顧患病的家庭成員⑤。

家庭成員患病或重大疾病不僅會(huì)降低患病者個(gè)人和家庭成員勞動(dòng)力參與率與總收入，而且還會(huì)增加個(gè)人和家庭消費(fèi)支出。Raffael Ayé等（2010）研究了塔吉克斯坦的肺結(jié)核治療費(fèi)用，發(fā)現(xiàn)一個(gè)病人的治療費(fèi)用在人均國(guó)民生產(chǎn)總值兩倍以上，這對(duì)病人家庭的影響是災(zāi)難性的，提高了患病者家庭陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)⑥。Singh和Kumar認(rèn)為疾病增加了印度居民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，由此加劇了貧困并使得貧困家庭陷入絕對(duì)貧困陷阱，醫(yī)療費(fèi)用的膨脹使得很多處于貧困邊緣的人面臨更大的金融財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)⑦。Alam和Mahal（2014）認(rèn)為健康沖擊對(duì)家庭收入和支出影響較大，面對(duì)健康沖擊，家庭必須通過(guò)收入、儲(chǔ)蓄、借款、使用貸款或抵押、出售資產(chǎn)和牲畜以滿(mǎn)足醫(yī)療開(kāi)支需要⑧。

學(xué)者們還對(duì)如何解決由疾病帶來(lái)的患病者家庭收入下降以及收入差距拉大的問(wèn)題提出了一些解決辦法。Chen和Fish發(fā)現(xiàn)父母身患慢性疾病不僅會(huì)影響家庭收入，還會(huì)影響孩子的教育，從而對(duì)孩子和家庭未來(lái)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響，因此認(rèn)為家庭和國(guó)家都要對(duì)此重視并思考解決方法⑨。Pedersen和Arendt認(rèn)為國(guó)家應(yīng)通過(guò)實(shí)施健康計(jì)劃來(lái)促使工傷者維持現(xiàn)有工作和賺錢(qián)能力⑩。Savitha和Kiran認(rèn)為人們通常通過(guò)非市場(chǎng)貸款平滑醫(yī)療費(fèi)用支出，但由于患者信用度較低，貧困家庭常常陷入債務(wù)陷阱，因此建議推行有助于擺脫對(duì)非市場(chǎng)貸款依賴(lài)的財(cái)務(wù)保障的小額健康保險(xiǎn)計(jì)劃，將小額健康保險(xiǎn)計(jì)劃作為醫(yī)療保險(xiǎn)融資的重要組成部分，以可負(fù)擔(dān)的全面融資計(jì)劃代替非市場(chǎng)貸款。

災(zāi)難性醫(yī)療支出（Catastrophic Health Expenditure，CHE）（也稱(chēng)為災(zāi)難性衛(wèi)生支出）是對(duì)一個(gè)家庭醫(yī)療費(fèi)用支出相對(duì)水平的一種描述，具體是指一個(gè)家庭醫(yī)療支出費(fèi)用高到必須減少家庭基本生活費(fèi)開(kāi)支時(shí)的水平。依據(jù)世界衛(wèi)生組織的建議，當(dāng)一個(gè)家庭的醫(yī)療費(fèi)用支出達(dá)到或超過(guò)該家庭非生存支出（消費(fèi)支出與生存支出之差）的40%時(shí)，即可視為發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出。災(zāi)難性醫(yī)療支出是衡量醫(yī)療支出所帶來(lái)的沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的一個(gè)指標(biāo)，是反映醫(yī)療支出超出家庭承擔(dān)能力、影響到家庭基本生活的一個(gè)指標(biāo)，它可從相對(duì)醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)這個(gè)側(cè)面反映疾病對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)的影響，因此可以通過(guò)它來(lái)分析疾病對(duì)居民家庭之間收入差距所帶來(lái)的影響。災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)居民收入差距的影響反映在以下幾個(gè)方面：第一，災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)導(dǎo)致低收入家庭陷入貧困，也會(huì)導(dǎo)致低收入和貧困家庭陷入貧困陷阱，從而拉大整個(gè)社會(huì)的收入差距。第二，災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)導(dǎo)致不同收入階層患病居民家庭之間收入差距的擴(kuò)大。雖然家庭成員患病都會(huì)造成家庭醫(yī)療支出增加和財(cái)產(chǎn)性收入、勞動(dòng)收入、經(jīng)營(yíng)收入等的減少，但對(duì)不同收入階層的居民家庭的收入所造成的影響是存在差別的。因此，災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)更多地發(fā)生在低收入和貧困家庭，由此就會(huì)拉大其與其他收入階層家庭之間的收入差距。第三，災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)拉大患病居民家庭和未患病居民家庭之間的收入差距。醫(yī)療支出的增加程度和收入的減少程度會(huì)因疾病的嚴(yán)重程度的不同而不同，疾病越嚴(yán)重，醫(yī)療支出的增加程度和收入的減少程度越大，因此疾病必然導(dǎo)致患病居民家庭和未患病居民家庭之間的收入差距，如果居民家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，則會(huì)導(dǎo)致這些居民家庭與其他居民家庭之間出現(xiàn)更大的收入差距，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭陷入貧困陷阱，則會(huì)導(dǎo)致居民家庭之間收入的兩極分化。

基于上述理論分析，本文提出三個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)提高貧困發(fā)生率，而且會(huì)加劇貧困強(qiáng)度和深度，使得貧困家庭陷入貧困陷阱。

假設(shè)2：災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)擴(kuò)大患病居民家庭之間的收入差距。

假設(shè)3：災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)擴(kuò)大患病居民家庭和未患病居民家庭之間的收入差距。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量描述性統(tǒng)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所使用的數(shù)據(jù)是北京大學(xué)社會(huì)調(diào)查中心在全國(guó)開(kāi)展的家庭基本狀況調(diào)查——中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。根據(jù)研究需要，本文以2014年CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)中的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。雖然2014年數(shù)據(jù)沒(méi)有具體說(shuō)明疾病類(lèi)型與相應(yīng)費(fèi)用，但有每個(gè)家庭當(dāng)年醫(yī)療費(fèi)用支出的數(shù)據(jù)。2014年家庭樣本數(shù)為13974戶(hù)，剔除有變量信息缺失的樣本后，最終進(jìn)入分析樣本的家庭有13602戶(hù)。

2. 變量描述性統(tǒng)計(jì)

自變量是災(zāi)難性醫(yī)療支出，這里將其定義為家庭現(xiàn)款支付比（OOP），即家庭自付醫(yī)療費(fèi)用（家庭現(xiàn)金支付的醫(yī)療衛(wèi)生費(fèi)用）占家庭支付能力（CTP）（指家庭非生存消費(fèi)支出——除開(kāi)食品支出的家庭消費(fèi)支出）的比重達(dá)到或超過(guò)了40%。樣本家庭中OOP滿(mǎn)足這一條件者即發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出，其CHE設(shè)為1，其余家庭的CHE設(shè)為0。

本文被解釋變量是人均收入，人均收入是一個(gè)家庭的總收入（包括工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入等）與該家庭人口數(shù)的比值；控制變量由家庭經(jīng)濟(jì)狀況和家庭戶(hù)主特征組成，家庭經(jīng)濟(jì)狀況包括家庭凈資產(chǎn)規(guī)模、家中是否有醫(yī)療費(fèi)用困難等，家庭戶(hù)主基本特征包括性別、教育程度、年齡、婚姻狀況及身體健康狀況等特征。主要變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

根據(jù)表1可知，家庭人均收入均值為17083.54元，人均收入最大值是3600000元，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)平均值；人均工資性收入均值最高，為10129.61元；而人均財(cái)產(chǎn)性收入均值最低，僅為331.03元。家庭自付醫(yī)療費(fèi)用支出均值是4487.3元，高于人均經(jīng)營(yíng)性收入和人均財(cái)產(chǎn)性收入的均值，醫(yī)療費(fèi)用支出最大值是500000元，約為人均收入均值的29.27倍；自認(rèn)為存在疾病醫(yī)療負(fù)擔(dān)困難的家庭占比為13.7%；在家庭收入不足情況下，為平滑巨額消費(fèi)支出，家庭會(huì)發(fā)生借貸行為，借錢(qián)被拒絕的樣本家庭占比是22.9%，樣本家庭參加商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)的只有21.2%，占比較低。

就家庭所在地區(qū)而言，東部地區(qū)樣本家庭數(shù)量最多，占全部家庭數(shù)的46.4%，西部地區(qū)樣本家庭數(shù)量最少，占比是24.4%；城鎮(zhèn)戶(hù)口樣本家庭的占比是48.5%。就家庭經(jīng)濟(jì)狀況而言，樣本家庭凈資產(chǎn)規(guī)模均值是392906.4元，其中最大值是19000000元，最小值是-2300000元；樣本家庭養(yǎng)老金收入均值是5840.77元，其中最大值是1000000元，最小值是0元；樣本家庭得到政府補(bǔ)助金額均值是726.62元，其中最大值是72000元。就家庭消費(fèi)支出狀況而言，樣本家庭食品支出均值是15750.68元，樣本家庭交通支出均值893.05元。

就戶(hù)主特征而言，樣本家庭戶(hù)主教育年限均值是7.46年，低于9年義務(wù)教育年限；戶(hù)主的婚姻狀況是已婚的占比是84.4%；戶(hù)主個(gè)人總收入均值是8522.21元，其中最大值是442000元，最小值是0元；戶(hù)主生病有人照顧的占比是63%，即超過(guò)一半家庭戶(hù)主生病都是家庭成員或者請(qǐng)保姆照顧。

3. 不同收入階層家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率

由表2可知，災(zāi)難性醫(yī)療支出在全部樣本家庭發(fā)生率為12.47%，即100個(gè)家庭中有13個(gè)家庭發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出。不過(guò)不同收入階層居民家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率并不相同，收入越低者，災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率越高，收入越高者，災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率越低，從收入五等分劃分的收入階層來(lái)看，依收入階層從低到高，災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率依次為19.85%、13.57%、11.47%、9.63%和7.83%。在表2中，全部樣本家庭自付醫(yī)療費(fèi)用（OOP）平均為4487.3元，但不同收入階層居民家庭自付醫(yī)療費(fèi)用并不相同，總體上收入水平越低，自付醫(yī)療費(fèi)用越多，不過(guò)雖有差異，但差異并不大。從家庭支付能力（CTP）來(lái)看，樣本家庭CTP平均值是41247.3元，但不同收入階層居民家庭的CTP并不相同，收入水平越高，CTP越高。由于自付醫(yī)療費(fèi)用水平差異不大，因此就造成了收入水平越低的家庭，災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率越高。

三、災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭收入差距影響的實(shí)證分析

1. 實(shí)證模型

本文實(shí)證過(guò)程分為兩個(gè)步驟，第一步是分析災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)居民家庭收入的影響，具體方法有回歸方程分析法和傾向值匹配中ATT檢驗(yàn)方法；第二步是分析災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)居民家庭收入差距的影響，首先利用相關(guān)指標(biāo)直接測(cè)算出居民家庭收入差距，其次利用ATT中匹配后的家庭收入（假設(shè)沒(méi)有遭受CHE沖擊的家庭）再次測(cè)算家庭收入差距，最后計(jì)算ATT效應(yīng)觀察災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭收入差距的影響。

（1）家庭人均收入的回歸方程為：

上式中，In（Yi）表示家庭i人均收入的對(duì)數(shù)；D表示啞變量，如果家庭發(fā)生了CHE，則取值為1，如果家庭沒(méi)有發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，那么取值為0；X表示家庭控制變量，包含戶(hù)主教育、家庭地理位置等特征變量；εi是誤差項(xiàng)。根據(jù)研究需要，X控制變量包含：（1）是否屬于東部地區(qū)，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（2）是否屬于中部地區(qū)，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（3）是否屬于西部地區(qū)，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（4）是否屬于城鎮(zhèn)戶(hù)口，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（5）家庭當(dāng)前居住屋所在地房?jī)r(jià)，用家庭所在省份2014年平均房?jī)r(jià)作為代理變量；（6）家庭凈資產(chǎn)規(guī)模，主要包括銀行存款、股票、房屋資產(chǎn)、固定資產(chǎn)等；（7）養(yǎng)老金收入，表示家庭老年人口獲得的收入；（8）政府補(bǔ)助總額，包括低保、五保戶(hù)補(bǔ)貼、特困戶(hù)補(bǔ)助、救濟(jì)金、農(nóng)業(yè)補(bǔ)助等其他政府補(bǔ)助；（9）家庭是否有疾病醫(yī)療負(fù)擔(dān)困難，在家庭自我評(píng)價(jià)中，若調(diào)查對(duì)象選擇的主要困難是疾病醫(yī)療負(fù)擔(dān)困難，那么認(rèn)定該家庭存在疾病醫(yī)療負(fù)擔(dān)困難，設(shè)為1，否設(shè)為0；（10）家庭是否有借錢(qián)被拒的經(jīng)歷，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（11）交通通訊費(fèi)用支出（不含汽車(chē)購(gòu)置費(fèi)）；（12）家庭是否參加商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（13）家庭食品支出，包括在家吃飯和外出就餐的伙食費(fèi)以及自家消費(fèi)的零食、飲料、煙酒等；（14）戶(hù)主教育年限；（15）戶(hù)主年齡；（16）戶(hù)主是否為已婚，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（17）戶(hù)主個(gè)人總收入；（18）戶(hù)主近半年是否生病，是設(shè)為1，否設(shè)為0；（19）戶(hù)主生病是否有人照顧，是設(shè)為1，否設(shè)為0。變量（1）—（8）是指家庭特征變量，包括所在地理位置以及家庭經(jīng)濟(jì)情況；變量（11）—（13）是指家庭主要支出變量，包括食品、教育、交通和保險(xiǎn)支出，反映災(zāi)難性醫(yī)療支出是否會(huì)影響家庭支出，從而是否會(huì)間接影響家庭收入；變量（14）—（19）是指戶(hù)主基本特征，戶(hù)主的特征與家庭收入有一定聯(lián)系；變量（9）可以了解除戶(hù)主外，家庭是否還有其他成員患重病，造成家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)；變量（10）可以反映家庭平滑巨額消費(fèi)支出的主要方式，可在一定程度上反映出家庭社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。

（2）利用傾向值匹配法計(jì)算災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭收入的影響。這里用Heckman（1999）開(kāi)發(fā)的ATT方法來(lái)分析災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭收入產(chǎn)生的影響。具體公式如下：

E[Y1i-Y0i|Di=1]表示發(fā)生了CHE的家庭i的收入期望值，E[Y0i|Di=1]表示發(fā)生了CHE的家庭i如果沒(méi)有受到CHE沖擊時(shí)的家庭收入期望值。

結(jié)合公式（1）和（2）得出ATT的估計(jì)值：

其中，nD表示受到CHE沖擊的家庭數(shù)量，γ是公式（1）中γ的估計(jì)值。

（3）災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)居民家庭收入不平等產(chǎn)生的影響。為測(cè)算CHE對(duì)居民家庭收入不平等產(chǎn)生的影響，首先，選取收入不平等的衡量指標(biāo)，這里選取基尼系數(shù)（G），其計(jì)算公式如下所示：

對(duì)于全部樣本家庭，我們也可以測(cè)算災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)收入不平等產(chǎn)生的影響。計(jì)算公式如下：

I表示樣本中所有家庭實(shí)際收入（即按遭受CHE沖擊家庭沖擊后實(shí)際收入和未遭受沖擊家庭實(shí)際收入計(jì)算）的不平等，ID=0表示樣本中受沖擊家庭假定未受沖擊應(yīng)獲得的收入估算值與未受沖擊家庭實(shí)際收入計(jì)算的收入不平等，△I為兩者之差，可反映不平等程度的變化。樣本家庭貧困變化情況也可采用上述公式估算。

2. 實(shí)證結(jié)果

（1）OLS回歸方程結(jié)果。這里首先利用OLS法估算CHE對(duì)家庭人均收入的回歸方程（模型1），由于CHE對(duì)家庭收入來(lái)源影響具有差異，因此本文也估算了CHE對(duì)家庭人均工資性收入（模型2）、人均經(jīng)營(yíng)性收入（模型3）、人均財(cái)產(chǎn)性收入（模型4）和人均轉(zhuǎn)移性收入（模型5）的回歸方程，以更加清晰地分析CHE對(duì)家庭收入的影響，OLS回歸方程結(jié)果如表3所示。

由表3可見(jiàn)，災(zāi)難性醫(yī)療支出與人均收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，在1%水平上顯著，即災(zāi)難性醫(yī)療支出的增加會(huì)減少家庭人均收入。災(zāi)難性醫(yī)療支出與人均工資性收入、人均經(jīng)營(yíng)性收入均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，均在1%水平上顯著，即災(zāi)難性醫(yī)療支出的增加會(huì)減少家庭人均工資性收入、人均經(jīng)營(yíng)性收入；災(zāi)難性醫(yī)療支出與人均轉(zhuǎn)移性收入呈正相關(guān)關(guān)系，在10%水平上顯著，即災(zāi)難性醫(yī)療支出的增加會(huì)增加家庭人均轉(zhuǎn)移性收入，這可能是因?yàn)橐坏┌l(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，家庭得到政府補(bǔ)助的機(jī)會(huì)增加；災(zāi)難性醫(yī)療支出與人均財(cái)產(chǎn)性收入的相關(guān)性不顯著，這可能是高收入階層財(cái)產(chǎn)性收入抵消了災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)本就微不足道的低收入階層財(cái)產(chǎn)性收入下降的影響。

由相關(guān)系數(shù)可知，災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)人均收入影響很大，系數(shù)為-0.1833，即災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率每增加1個(gè)單位，人均收入減少0.1833個(gè)單位。在人均工資性收入、人均經(jīng)營(yíng)性收入、人均轉(zhuǎn)移性收入中，系數(shù)最大的是工資性收入，最小的是轉(zhuǎn)移性收入，差別較大；人均財(cái)產(chǎn)性收入系數(shù)低于人均工資性收入、人均經(jīng)營(yíng)性收入、人均轉(zhuǎn)移性收入，相關(guān)性不顯著?？偟膩?lái)看，災(zāi)難性醫(yī)療支出必降低發(fā)生者收入。

（2）分位數(shù)回歸方程結(jié)果。OLS回歸方程只能體現(xiàn)災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭人均收入的均值的影響，而具體對(duì)各收入階層的影響不能有效地反映出來(lái)，因此本文采用分位數(shù)回歸分析法探究災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)各收入階層家庭人均收入的影響，回歸結(jié)果不易受極端值影響，較為穩(wěn)健，而且通過(guò)分析不同收入階層的影響系數(shù)可以了解災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)家庭收入差距的影響。表4列示了分位數(shù)回歸方程結(jié)果。

我們由分位數(shù)回歸分析結(jié)果可知，災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)低收入階層的人均收入影響最大，其系數(shù)為-0.2631，即CHE每增加1個(gè)單位，低收入階層的人均收入會(huì)減少26.31%，隨著收入水平的提高，CHE的影響逐步下降，對(duì)最高收入階層的影響系數(shù)只有-0.067，由此可以認(rèn)為，CHE導(dǎo)致低收入家庭人均收入的減少會(huì)超過(guò)中、高收入家庭人均收入的減少，即CHE會(huì)拉大低收入階層和中、高收入階層家庭之間的收入差距；從人均工資性收入來(lái)看，CHE對(duì)低收入階層、中等偏下收入階層影響更大，因此CHE會(huì)擴(kuò)大低收入、中等偏下收入家庭與中、高收入家庭之間的工資性收入差距；從人均轉(zhuǎn)移性收入來(lái)看，CHE對(duì)低收入、中等偏下和中等收入階層影響更大，因此CHE會(huì)縮小低收入、中等偏下、中等收入家庭與中高收入、最高收入家庭之間的轉(zhuǎn)移性收入差距；由于經(jīng)營(yíng)性收入和財(cái)產(chǎn)性收入有超過(guò)一半的數(shù)據(jù)為0，所以其只能顯示8/10 和9/10分位數(shù)的回歸系數(shù)，從人均經(jīng)營(yíng)性收入來(lái)看，CHE對(duì)中高收入階層影響最大，其影響系數(shù)是-0.462，對(duì)最高收入階層的影響系數(shù)是-0.342，這意味著CHE會(huì)擴(kuò)大中高收入家庭的收入差距；從人均財(cái)產(chǎn)性收入來(lái)看，CHE會(huì)增加中高收入階層的家庭收入，可能的原因是CHE發(fā)生使得家庭通過(guò)變現(xiàn)資產(chǎn)而獲得現(xiàn)金收入，但其帶來(lái)的是家庭資產(chǎn)減少，從而會(huì)造成未來(lái)收入下降。盡管災(zāi)難性醫(yī)療支出對(duì)不同類(lèi)型的收入的影響不盡相同，但總的來(lái)看，它會(huì)進(jìn)一步拉大低收入和高收入居民家庭之間的收入差距。

（3）傾向值匹配結(jié)果。在OLS和分位數(shù)回歸分析后，進(jìn)行傾向值匹配分析，主要分析CHE沖擊對(duì)家庭人均收入及不同來(lái)源收入的影響，具體結(jié)果如表5和表6所示，表5表示樣本中遭受CHE沖擊的家庭收入和收入差距的ATT效應(yīng)，表6表示樣本中所有家庭收入和收入差距的ATT效應(yīng)。

由表5可知，發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭的實(shí)際人均收入均值是11324.98元，而通過(guò)傾向值匹配后人均收入均值是13922.06元，ATT值是-2597.08元，t值是-2.22，具有顯著性，即CHE導(dǎo)致這些家庭人均收入均值減少了2597.08元。發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭實(shí)際人均收入的基尼系數(shù)是0.5701，匹配后人均收入基尼系數(shù)是0.4968，ΔIDi=1值是0.0733，這表明災(zāi)難性醫(yī)療支出使發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭之間的收入差距擴(kuò)大了。這與前面的理論假設(shè)一致。從人均工資性收入、人均經(jīng)營(yíng)性收入、人均財(cái)產(chǎn)性收入和人均轉(zhuǎn)移性收入來(lái)看，CHE沖擊導(dǎo)致人均轉(zhuǎn)移性收入均值減少值最多，為1364.94元；人均工資性收入均值減少值次之，為845.21元；人均財(cái)產(chǎn)性收入減少值最少，為5.41元。CHE沖擊不僅減少了家庭各種來(lái)源的收入，也使各種來(lái)源的收入差距全面擴(kuò)大（因?yàn)椤鱅Di=1全部為正數(shù)），其中轉(zhuǎn)移性收入差距擴(kuò)大幅度最大（ΔIDi=1值為0.169），工資性收入差距次之，再次為經(jīng)營(yíng)性收入差距，財(cái)產(chǎn)性收入差距最小。綜上，災(zāi)難性醫(yī)療支出會(huì)減少家庭人均總收入和各種來(lái)源的人均收入，也會(huì)擴(kuò)大發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭之間的收入差距。

由表6可知，包括發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出和未發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的全部樣本家庭的實(shí)際人均收入均值是17083.54元，匹配后人均收入均值是17407.64元，災(zāi)難性醫(yī)療支出導(dǎo)致全部樣本家庭人均收入均值減少了324.1元；全部樣本家庭實(shí)際人均收入基尼系數(shù)是0.5693，匹配后基尼系數(shù)是0.5607，災(zāi)難性醫(yī)療支出導(dǎo)致全部樣本家庭人均收入基尼系數(shù)提高了0.0086，即災(zāi)難性醫(yī)療支出擴(kuò)大了全部樣本家庭收入差距。這與假設(shè)3一致。

根據(jù)前面的理論分析，災(zāi)難性醫(yī)療支出不僅會(huì)擴(kuò)大居民家庭的收入差距，還會(huì)提高貧困發(fā)生率，使得貧困家庭陷入貧困陷阱。由傾向值匹配結(jié)果得出的家庭人均收入以及家庭實(shí)際人均收入等，可以計(jì)算出發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭和全部樣本家庭（包括發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出和未發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭）受CHE沖擊之前和之后的貧困發(fā)生情況。FGT指數(shù)是應(yīng)用最廣泛的衡量貧困的指標(biāo)，具體包括貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度和貧困深度，具體情況如表7所示。

表7包括了發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的樣本家庭和全部樣本家庭的貧困發(fā)生情況。從發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭來(lái)看，貧困發(fā)生率由8.15%提高到25.19%，提高了17.04個(gè)百分點(diǎn)，貧困強(qiáng)度和貧困深度各提高了11.78個(gè)百分點(diǎn)和9.03個(gè)百分點(diǎn)。從全部樣本家庭來(lái)看，災(zāi)難性醫(yī)療支出使全部樣本家庭的貧困發(fā)生率由13.68%提高到15.79%，提高了2.11個(gè)百分點(diǎn)，貧困強(qiáng)度和貧困的深度分別提高了1.46%個(gè)百分點(diǎn)1.12個(gè)百分點(diǎn)。由此可見(jiàn)，災(zāi)難性醫(yī)療支出不僅大幅度提高了發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出家庭的貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度和貧困深度，而且也導(dǎo)致社會(huì)（全部樣本家庭）貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度和貧困深度的提高。這與假設(shè)1相吻合。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

前文中利用CHE作為重大疾病或者巨額醫(yī)療費(fèi)用的代理變量，可能存在一些誤差，例如，高收入家庭成員患重大疾病，因其高收入，雖然治療費(fèi)用龐大，但并未達(dá)到災(zāi)難性醫(yī)療支出的水平，因此就不會(huì)被歸入到發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的樣本家庭中，這樣就可能錯(cuò)估疾病對(duì)收入差距的影響。為驗(yàn)證上述研究基本結(jié)論的可信性，本文將進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的具體方法是在原有因變量和控制變量的基礎(chǔ)上，將啞變量CHE換成家庭自付醫(yī)療費(fèi)用支出變量，進(jìn)行分位數(shù)回歸分析，檢驗(yàn)家庭醫(yī)療費(fèi)用支出變量對(duì)家庭收入差距的影響。

圖1、圖2和圖3分別表示醫(yī)療費(fèi)用支出、政府補(bǔ)助金額和家庭是否參與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)人均收入影響的分位數(shù)結(jié)果圖，圖中虛線表示OLS回歸的系數(shù)值，在條件分布的兩端，95%的置信區(qū)間通常變得更寬了，這是因?yàn)橄禂?shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)誤差變大了。由圖1可知，家庭醫(yī)療費(fèi)用支出對(duì)人均收入各分位數(shù)的影響為負(fù)值，即家庭醫(yī)療費(fèi)用支出增加減少了各收入階層的人均收入；從系數(shù)大小而言，2/10分位數(shù)以下的系數(shù)最大，其他分位數(shù)的系數(shù)依次減小，即家庭醫(yī)療費(fèi)用支出增加導(dǎo)致家庭人均收入減少值隨著收入階層（水平）的提高而下降。由此可見(jiàn)，家庭醫(yī)療費(fèi)用支出增加會(huì)擴(kuò)大全部樣本家庭的收入差距，前述災(zāi)難性醫(yī)療支出增加會(huì)擴(kuò)大全部樣本家庭的收入差距的結(jié)論也印證了這一結(jié)論。圖2反映出政府補(bǔ)助金額增加會(huì)大大增加低收入階層的收入，而高收入階層的收入并沒(méi)有因?yàn)檎a(bǔ)助金額而大大增加，因此，政府補(bǔ)助金額會(huì)縮小收入差距，尤其是在發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出時(shí)，低收入階層更需要政府的資助。圖3反映出家庭是否參與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)各收入階層家庭人均收入的影響，家庭參與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)增加家庭人均收入，低收入階層和高收入階層的收入增加額最大，而中低收入階層、中等收入階層和中高收入階層家庭人均收入增加額變化不大，系數(shù)與OLS估計(jì)的系數(shù)相似。因此，為防止災(zāi)難性醫(yī)療支出導(dǎo)致家庭收入減少，家庭應(yīng)積極參與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)。

五、結(jié)論與政策建議

通過(guò)上文分析，我們可以得出如下主要結(jié)論：（1）疾病會(huì)導(dǎo)致病人家庭收入下降。OLS回歸分析法和分位數(shù)回歸分析均表明，災(zāi)難性醫(yī)療支出與家庭人均收入呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即災(zāi)難性醫(yī)療支出的增加必會(huì)減少病人家庭人均收入。（2）疾病會(huì)導(dǎo)致貧困和貧困發(fā)生率上升，并加劇貧困深度和強(qiáng)度。分析顯示，災(zāi)難性醫(yī)療支出不僅使發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出家庭的貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度和貧困深度大幅度提高，也使全部家庭的貧困發(fā)生率、貧困強(qiáng)度和貧困深度提高了。（3）疾病不僅會(huì)拉大病人家庭之間的收入差距，而且會(huì)拉大整個(gè)社會(huì)的收入差距。這意味著，解決疾病導(dǎo)致的收入差距不僅有助于縮小病人家庭之間的收入差距，也有助于縮小整個(gè)社會(huì)的收入差距。

高額醫(yī)療費(fèi)用或者因病導(dǎo)致基本失能或完全失能往往由重大疾病或難以醫(yī)治的疾病引起，這不僅造成家庭貧困，并且引起和擴(kuò)大居民家庭之間的收入差距。既往的政策在解決由此造成的居民家庭之間的收入差距問(wèn)題上，是存在著嚴(yán)重的缺位和錯(cuò)位的，因此應(yīng)該將由疾病造成的居民家庭之間的收入差距作為解決居民家庭之間收入差距問(wèn)題的重要目標(biāo)，推進(jìn)醫(yī)療社會(huì)保險(xiǎn)、醫(yī)療商業(yè)保險(xiǎn)、收入援助、教育支持等供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，有針對(duì)性地進(jìn)一步完善收入再分配政策，從而促進(jìn)社會(huì)更加公平和和諧。（1）大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，不斷夯實(shí)社會(huì)援助的物質(zhì)基礎(chǔ)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低下的條件下，雖然可以進(jìn)行社會(huì)援助，但結(jié)果只會(huì)是提高整個(gè)社會(huì)災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率，盡管由此可能會(huì)縮小收入差距，但會(huì)造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展的停滯，是完全消極的辦法。只有在經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的條件下，各個(gè)收入階層的居民家庭的收入水平從而家庭支付能力不斷提高，才能在降低災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率的條件下，通過(guò)社會(huì)援助，減輕低收入家庭的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，增加他們的收入。（2）進(jìn)一步完善醫(yī)療社會(huì)保險(xiǎn)結(jié)構(gòu)，將重大疾病醫(yī)療費(fèi)用給付作為未來(lái)發(fā)展的重點(diǎn)，真正抵御重大疾病對(duì)病人家庭經(jīng)濟(jì)以及精神的巨大沖擊，降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率，從而遏制收入差距的擴(kuò)大。（3）進(jìn)一步推進(jìn)重大疾病商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)的發(fā)展，創(chuàng)新重大疾病商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)的發(fā)展機(jī)制。一方面應(yīng)當(dāng)對(duì)全體城鄉(xiāng)居民投保重大疾病商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行強(qiáng)制（保費(fèi)則應(yīng)當(dāng)在繳付個(gè)人所得稅的收入中進(jìn)行扣減），這樣才能迅速擴(kuò)大保險(xiǎn)基金的規(guī)模，才有能力擴(kuò)大重大疾病商業(yè)性醫(yī)療保險(xiǎn)給付的覆蓋面和提高給付標(biāo)準(zhǔn)，另一方面應(yīng)當(dāng)在合理的范圍內(nèi)鼓勵(lì)城鄉(xiāng)居民進(jìn)行補(bǔ)充性的自愿投保，投保費(fèi)用應(yīng)從繳付個(gè)人所得稅的收入中進(jìn)行扣減。

注釋?zhuān)?/p>

① Paul Fenn， Sickness Duration， Residual Disability， and Income Replacement： An Empirical Analysis， Economic Journal， 1981， 91（361）， pp.158-173.

② R. T. Reville， The Impact of a Disabling Workplace Injury on Earnings and Labor Force Participation， Emerald Group Publishing Limited， 1999， 241（2）， pp.147-173.

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⑨ Y. C. Chen， M. C. Fish， Demands of Maternal Chronic Illness and Childrens Educational Functioning： An Exploratory Study， Child & Adolescent Social Work Journal， 2013， 30（3）， pp.257-274.

⑩ M. S. Pedersen， J. N. Arendt， Bargaining for Health： A Case Study of a Collective Agreement-based Health Program for Manual Workers， Journal of Health Economics， 2014， 37（1）， p.123.

B. Savitha， K. B. Kiran， Illness Makes Credit Sick： Can Health Insurance Rescue the Poor from Exploitative Credit？ Geneva Papers on Risk & Insurance Issues & Practice， 2016， 41（2）， pp.184-204.

為節(jié)省篇幅，其余控制變量的分位數(shù)結(jié)果圖沒(méi)有展示。

作者簡(jiǎn)介：曾國(guó)安，武漢大學(xué)政府管制與公共經(jīng)濟(jì)研究所所長(zhǎng)、武漢大學(xué)發(fā)展研究院院長(zhǎng)、武漢大學(xué)馬克思主義理論與中國(guó)實(shí)踐協(xié)同創(chuàng)新中心教授、博士生導(dǎo)師，湖北武漢，430072；楊佩鴻，武漢大學(xué)政府管制與公共經(jīng)濟(jì)研究所、武漢大學(xué)馬克思主義理論與中國(guó)實(shí)踐協(xié)同創(chuàng)新中心博士研究生，湖北武漢，430072。

（責(zé)任編輯 陳孝兵）