王 紅 楊興洪 張 曌

（貴州大學經(jīng)濟學院 貴州貴陽 550025）

目前，我國脫貧攻堅已取得顯著成效，但“因病致貧”“因病返貧”現(xiàn)象仍較為嚴峻。國務院扶貧辦建檔立卡數(shù)據(jù)顯示，2013年因病致貧返貧達到1256萬戶，占建檔立卡貧困戶數(shù)的42.4%，而2015年占比提高至44.1%［1］。健康沖擊導致的貧困中有33%是疾病影響勞動能力造成的，12%是災難性醫(yī)療支出或大額醫(yī)療費用造成的。由此可知，疾病是貧困增量產(chǎn)生的重要原因之一，且由于貧困的脆弱性、疾病風險的不確定性及經(jīng)常性，健康沖擊導致的貧困將長期存在。它不僅影響到脫貧攻堅任務的落實，還會影響我國社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。因此，在我國脫貧攻堅和農(nóng)村健康振興的大背景下，探究醫(yī)療保險的反貧困效益就顯得尤為重要。

一、數(shù)據(jù)來源與方法

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2016年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）發(fā)布的數(shù)據(jù)為樣本，該數(shù)據(jù)覆蓋我國25個省、市、自治區(qū)，詳細調(diào)查了受訪家庭的人口特征、收入支出狀況以及家庭成員有關(guān)醫(yī)療、教育、就業(yè)等情況［2］。本文主要對CFPS數(shù)據(jù)中的成人數(shù)據(jù)進行分析處理，將所需變量的缺失值以及無效值刪除后，最終有效數(shù)據(jù)8727條。

（二）方法

1.兩部模型

本文研究的是醫(yī)療保障對反貧困的影響，即探究醫(yī)療保障對醫(yī)療支出致貧的影響。在抽樣調(diào)查中，醫(yī)療支出往往存在大量的零觀測值，如果直接使用普通最小二乘法進行回歸會導致參數(shù)估計產(chǎn)生偏移。因此，在符合本研究的前提下，采用兩部模型即就醫(yī)選擇模型和醫(yī)療支出模型對其進行研究分析［3］，前者屬于醫(yī)療決策行為，后者屬于醫(yī)療支出行為。

第一階段：就醫(yī)選擇模型。

該階段主要是針對人們患病時是否選擇就醫(yī)展開分析，是否就醫(yī)為二分變量，因此該階段使用Logistic模型進行估計：

其中，Ii表示第i個個體選擇就醫(yī)的概率，Xi為影響第i個個體就醫(yī)行為決策的相關(guān)變量。

第二階段：醫(yī)療支出模型。

此階段是在發(fā)生就醫(yī)行為的前提下，考慮醫(yī)療支出金額的大小。為了減少共線性及異方差出現(xiàn)的概率，一般采用對數(shù)線性模型分析各影響因素對居民醫(yī)療支出的影響：

其中，Yi表示第i個個體的醫(yī)療費用支出，Xi為影響第i個個體醫(yī)療支出的相關(guān)變量。

2.減貧效應分析

當前，F(xiàn)GT指數(shù)是貧困測量的主要方法，其主要包括三個指標分別為貧困發(fā)生率、貧困差距指數(shù)和貧困差距平方指數(shù)［4］，其公式如下：

其中，N為調(diào)查總?cè)藬?shù)，Z為設(shè)定的貧困線，H為在貧困線以下的家庭人口數(shù)，yi為貧困人員的收入。當α=0時，F(xiàn)GT0為貧困發(fā)生率；當α=1時，F(xiàn)GT1為貧困差距指數(shù)，即在貧困發(fā)生率一定的情況下，貧困差距指數(shù)越大，則表明貧困人口的平均收入（消費）水平距離貧困線越遠［5］；當α=2時，F(xiàn)GT2為貧困差距平方指數(shù)，該指標對貧困人口內(nèi)部收入差距的不平衡和貧困深度更加敏感。

二、變量選取與描述性統(tǒng)計

（一）變量選取

根據(jù)研究需要，確定相應的因變量和自變量，具體變量如表1所示。

表1 相關(guān)變量及含義解釋

（二）描述性統(tǒng)計

被采訪家庭中，男性受訪者占42.02%，女性占57.98%；受訪者主要以中年人為主，其中30歲及以下的人數(shù)占比為10.61%，31歲到60歲占比為52.84%，61歲及以上的占比為36.55%；受訪人群中在婚人數(shù)占比為78.51%，未婚占14.10%，離婚占1.81%，喪偶占5.59%；受訪者在文化程度上文盲和小學所占份額較大，其中文盲占58.83%，小學占23.55%，初中占11.08%，而高中／中專／高職和大專及以上分別占4.08%和2.46%；受訪者的當前工作情況中有工作占68.11%，失業(yè)只占1.25%，退休的占30.64%；在受訪者中醫(yī)療保障方面新農(nóng)合所占比重較大，占比69.13%，其次是城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險占比12.36%，其余醫(yī)療保險占比都小于10%，且有8.41%的人群沒有醫(yī)療保險；受訪家庭人均年純收入小于3000元的占比為47.31%，大于3000元的占比為52.69%。

三、實證分析

（一）醫(yī)療保障的反貧困效應測量

1.貧困線

貧困主要是以個人或家庭為單位，來判斷個人或家庭的生活水平是否達到所在社會可接受的最低標準［6］，處于貧困線以下的人口被稱為貧困人口。2014年我國貧困線標準為人均年純收入2800元，考慮到當前我國經(jīng)濟的發(fā)展態(tài)勢，本文采用2016年普遍認為的人均年純收入3000元作為貧困線標準，來分析貧困人群的貧困狀況和變動趨勢。

2.反貧困效應測量

文章對樣本人群是否參加醫(yī)療保險進行分類研究，結(jié)果如表2所示。從表中可以看出，參加醫(yī)療保險人群的貧困發(fā)生率均低于未參加的。從地區(qū)分布來看，西部地區(qū)貧困發(fā)生率降幅最大；但從貧困深度來看，中部地區(qū)貧困差距指數(shù)和貧困差距平方指數(shù)有所下降，分別降低了9.16%和6.49%，東部和西部地區(qū)卻呈現(xiàn)參加醫(yī)療保險后貧困反而加深的現(xiàn)象，表明我國目前的醫(yī)療保障體系可能存在弊端或者因病返貧的問題進一步加劇。

表2 我國是否參加醫(yī)療保障的減貧效果對比表

在此基礎(chǔ)上，按照年齡分布、教育程度、收入狀況和地區(qū)分布四方面對調(diào)研對象進行FGT指數(shù)計算。將年齡劃分為三組，30歲及以下為青年組，31～60歲為中年組，61歲及以上為老年組；將教育程度劃分為文盲、小學、初中、高中／中專／高職和大專及以上五類；按收入狀況，將研究對象中人均收入水平進行四等分，其中最低的25%歸為“低收入”人群，最高的25%歸為“高收入”人群，以50%為界的左右兩個25%分別為“中低收入”人群和“中高收入”人群；按地區(qū)分布劃分為東部、中部和西部地區(qū)。表3分別計算了分組后不同群體參加醫(yī)療保險后三種貧困指數(shù)的下降程度。

表3 不同群體參加醫(yī)療保險后貧困下降幅度 %

從表3可以看出，不同類別的群體參加醫(yī)療保險后貧困下降幅度呈較大的差異。一從年齡組來看，青年組貧困發(fā)生率的下降幅度比老年組低14.24個百分點，表明隨著年齡的增大，貧困發(fā)生率下降幅度也在逐漸增大，而貧困差距率和貧困平方距的下降幅度差異較小。綜上從年齡角度表明醫(yī)療保險對中老年人群的反貧困效應較為突出，究其原因可能是青年人普遍身體素質(zhì)比中老年人好，有較好的恢復能力，并且大多數(shù)青年人有穩(wěn)定的收入來源可以分擔一部分醫(yī)療支出，相對而言貧困發(fā)生概率較小，醫(yī)療保險對其的影響不是很突出。二從教育層面來看，教育程度越高，貧困發(fā)生率下降幅度越小。大學文化程度貧困發(fā)生率下降幅度比文盲要低13.21個百分點，而貧困差距率和貧困平方距的下降幅度相應來說差距比較大，分別要低10.51個百分點和9.32個百分點，這說明相較于教育程度高的人群來說，教育程度低的人群對健康的忽視程度更甚，更易于患病，從而醫(yī)療保險對教育程度低的人群的反貧困效應比教育程度高的人群要大。三從收入狀況來看，低收入群體貧困發(fā)生率的下降幅度比高收入群體高42.02個百分點，貧困差距率和貧困平方距的下降幅度要分別高56.42個百分點和64.53個百分點，這說明醫(yī)療保險對低收入群體的反貧困效應起到了積極的作用。四從地區(qū)分布來看，西部地區(qū)的貧困發(fā)生率下降幅度比東部和中部地區(qū)分別高4.4個百分點和3.32個百分點，貧困差距率和貧困平方距的下降幅度也比東部和西部大。

當前西部地區(qū)是我國脫貧攻堅的首要地區(qū)，數(shù)據(jù)反映出我國西部地區(qū)貧困人群醫(yī)療保障水平仍有很大的提升空間，因此，我國應加深西部地區(qū)的醫(yī)療衛(wèi)生保障程度，從而推動醫(yī)療保障反貧困效應的提升。

（二）我國醫(yī)療保障的反貧困模型分析

1.醫(yī)療消費兩部模型

（1）就醫(yī)選擇模型的Logistic回歸分析

該模型反映的是各變量因素對受訪地區(qū)人群就醫(yī)行為的影響，回歸結(jié)果如表4所示。從回歸系數(shù)來看，性別（β=0.89）與就醫(yī)選擇呈顯著的正向關(guān)系，表明男性更傾向于進行醫(yī)療消費，這與仇雨臨等（2016）的研究觀點相同，其研究表明男性比女性更傾向于進行醫(yī)療消費［4］；從年齡的角度來看，31～60歲和61歲及以上的人群與就醫(yī)選擇呈顯著的正相關(guān)，表明與30歲及以下的年輕人相比，31歲以上的人群更傾向于選擇就醫(yī)治療；從婚姻狀況來看，與未婚相比，只有在婚的人群（β=1.39）表現(xiàn)出與就醫(yī)選擇的顯著正相關(guān)性，這表明在家庭的照顧下，人們對疾病進行就醫(yī)治療的概率更大；從文化程度來看，初中（β=0.75）、高中／中專／高職（β=0.63）和大專及以上（β=0.54）學歷人群與就醫(yī)行為呈正相關(guān)，即與文盲相比，文化程度越高的人越傾向于選擇就醫(yī)；從健康狀況來看，比較健康（β=1.30）、一般（β=1.48）和不健康（β=2.24）與就醫(yī)選擇呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，即與非常健康的人群相比，身體狀況差的人更傾向于就醫(yī)選擇，這與現(xiàn)實情況相吻合；從地域情況來看，中部（β=1.17）和西部（β=1.17）與就醫(yī)選擇呈現(xiàn)正向關(guān)系，說明與東部地區(qū)相比，中部和西部地區(qū)的人群更愿意選擇就醫(yī)治療；從參保情況來看，除了補充醫(yī)療保險外，其余保險均對選擇就醫(yī)呈現(xiàn)正向關(guān)系，表明與無醫(yī)療保險的相比，擁有醫(yī)療保險的人更傾向于就醫(yī)治療，且公費醫(yī)療和新農(nóng)合在實施程度上更具顯著性；從病傷程度看，一般（β=1.86）和嚴重（β=3.51）病傷程度與就醫(yī)選擇呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系，表明傷病越嚴重的群體選擇就醫(yī)的概率越大。

表4 我國東中西部地區(qū)家庭就醫(yī)選擇模型結(jié)果

（2）醫(yī)療支出的對數(shù)線性回歸分析

將醫(yī)療支出進行對數(shù)處理，對其進行回歸分析，得出以下結(jié)論，詳見表5。與30歲以下的年輕人相比，61歲及以上的人群更傾向于醫(yī)療消費，可能的原因是老年人身體狀況普遍欠佳，醫(yī)療支出相對更大；與未婚相比，在婚人群的醫(yī)療支出更大；從文化程度來看，文化程度為高中／中專／高職的人群其醫(yī)療支出有所下降，而文化程度越低的人群其醫(yī)療支出相對較高；從工作狀況來看，與無固定工作的相比，退休人群的醫(yī)療支出顯著增加，這再次驗證了61歲及以上人群醫(yī)療費用大的事實；從健康狀況來看，與非常健康相比，隨著健康狀況的下降，其醫(yī)療支出會不斷增高；從地區(qū)分布來看，西部地區(qū)的醫(yī)療支出呈現(xiàn)顯著的負向關(guān)系，說明西部地區(qū)的醫(yī)療支出相比東部地區(qū)較少，可能的原因是西部地區(qū)的經(jīng)濟社會發(fā)展還遠不及東部地區(qū)；從參保情況看，與無參保人群相比，參加公費醫(yī)療和城鎮(zhèn)職工醫(yī)療的人群醫(yī)療支出呈現(xiàn)顯著增加；從病傷程度來看，病傷越嚴重其醫(yī)療支出的金額越高。

表5 我國東中西部地區(qū)家庭醫(yī)療支出的對數(shù)線性回歸

2.醫(yī)療貧困的Logistic回歸模型

本文將醫(yī)療支出／家庭收入＞50%的家庭定義為醫(yī)療致貧家庭。在此基礎(chǔ)上，以醫(yī)療支出／家庭收入作為因變量，探究醫(yī)療致貧的影響，結(jié)果如表6所示。分析可知，與30歲以下的年輕人相比，年齡在61歲及以上人群的醫(yī)療貧困發(fā)生率更高，可能是老年人不僅身體狀況普遍欠佳且收入普遍較低，很容易導致醫(yī)療貧困；從婚姻狀態(tài)看，喪偶人群的醫(yī)療貧困顯著高于未婚人群，這可能是由于喪偶人群普遍具備生活孤獨、缺乏安全感、收入較低等特征，更易導致患病或身體狀況相對較差；從家庭狀況看，隨著家庭人口的增多，醫(yī)療貧困的發(fā)生率逐漸提高；從健康程度看，與非常健康的狀態(tài)相比，健康狀況越差的群體醫(yī)療貧困率越高；與無參保人群相比，參加新農(nóng)合的人群醫(yī)療貧困的程度相對較低，說明新農(nóng)合政策在一定程度上緩解了農(nóng)民“因病致貧”“因病返貧”的問題；與病傷程度不嚴重相比，病傷程度越嚴重的人群越易導致醫(yī)療貧困。

表6 我國東中西部地區(qū)醫(yī)療貧困的Logistic回歸模型

四、結(jié)論與對策

我國醫(yī)療保障的反貧困效率主要受到醫(yī)療保障運行效果的影響，此外還受到外部因素的影響，如居民的受教育程度、年齡、健康狀況等。首先，從醫(yī)療保障層面來看，與未參加醫(yī)療保險的人群相比，參保人群貧困發(fā)生率呈下降趨勢，但也發(fā)現(xiàn)貧困差距指數(shù)和貧困差距平方指數(shù)呈上升趨勢，說明存在貧困加深的現(xiàn)象，這可能存在因病致貧和醫(yī)療保障實施上的弊端，需要引起相關(guān)部門重視。其次，從年齡分布、教育程度、收入狀況和地區(qū)分布四個方面對我國醫(yī)療保障的反貧困效率進行分析發(fā)現(xiàn)，年齡越大、學歷越低、收入越低以及針對西部貧困地區(qū)而言，貧困發(fā)生率下降幅度較大，這表明措施精準地幫扶確有需求的人群，效果明顯。最后，從外部因素來看，家庭規(guī)模、健康狀況、病傷程度及婚姻狀況在一定程度上會對就醫(yī)選擇和醫(yī)療支出產(chǎn)生影響，這些因素都可能成為間接影響“因病致貧”“因病返貧”的重要原因。

結(jié)合上文分析，文章為提升我國醫(yī)療保障的反貧困效率提出以下幾點建議。

第一，擴大農(nóng)村老年人口在醫(yī)療保障方面的受益面。在當前人口老齡化日趨嚴峻的社會背景下，老年人不僅身體健康狀況相對較差，而且在收入方面也相對較低，特別是農(nóng)村老年人口，一旦生病住院醫(yī)療支出對其家庭承受能力而言是巨大的。而對于非就業(yè)人員和農(nóng)村居民而言，主要參與的醫(yī)療保險是城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療，目前以上相關(guān)保險實施的過程中主要是向低保和五保戶進行傾斜，此部分人群報銷比例較高。因此，建議政策實施可以擴大到全體老年人口，對其繳納的保險金額進行補貼，適當提高老年人生病住院的報銷比例等，達到減輕其醫(yī)療負擔的目的。

第二，合理控制醫(yī)療費用的增長幅度。近年來，醫(yī)療保險的實施在一定程度上減輕了人們的醫(yī)療負擔并降低了貧困發(fā)生率。但醫(yī)療費用的快速上漲使得即使有報銷補償，自身負擔的醫(yī)療費用仍然很高，且有部分重大疾病不在報銷范圍內(nèi)，使得人們“因病致貧”“因病返貧”風險仍比較大，貧困深度問題仍舊難以化解。因此，建議相關(guān)部門要適度控制醫(yī)療費用的過快增長，并在此基礎(chǔ)上完善醫(yī)療保障措施，使醫(yī)療保障發(fā)揮更大的反貧困功能和再分配作用。

第三，促進醫(yī)療保障與其它反貧困政策的協(xié)調(diào)發(fā)展。醫(yī)療保障在反貧困上雖然起到了積極的作用，但只能在一定程度上減輕醫(yī)療支出對家庭的負擔，無法真正提升貧困家庭的收入。因此，需要多方面聯(lián)動協(xié)調(diào)，共同解決疾病給人們帶來的傷害，如完善養(yǎng)老保障和失業(yè)保障等［7］。再者，醫(yī)療保障可以為貧困人口自主脫貧提供良好的保障，在此基礎(chǔ)上人們可以通過金融扶貧、教育扶貧、產(chǎn)業(yè)扶貧等途徑，提升貧困人群創(chuàng)造收入的能力。