李 濤， 張一童

(青島大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 山東 青島 266071)

截至2018年年底，我國農(nóng)村貧困人口已減少到1 660萬，但因病致貧、因病返貧依然是農(nóng)村家庭致貧的首要因素。就醫(yī)療減貧來說，事實(shí)上，通過完善保障制度能夠有效分散和降低家庭因病致貧概率[1-3]。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于醫(yī)療保障制度與農(nóng)村家庭醫(yī)療貧困研究中得出的結(jié)論并不一致，一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保障在某種程度上降低了農(nóng)村家庭因病致貧概率[4-6]，但也有些學(xué)者認(rèn)為，較低的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和報(bào)銷比例使得醫(yī)療保障分散農(nóng)村家庭醫(yī)療致貧風(fēng)險(xiǎn)相對有限[7-9]，甚至并未發(fā)揮顯著作用[10-12]。另一方面，關(guān)于公共保障支出是否能夠減少農(nóng)村家庭醫(yī)療支出的討論，學(xué)者們認(rèn)為受地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平差異、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)以及農(nóng)村特有的消費(fèi)結(jié)構(gòu)等因素的制約，公共保障支出對農(nóng)村家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的影響較弱[13-15]。

隨著全面建設(shè)小康社會(huì)目標(biāo)期限臨近，國務(wù)院和黨中央進(jìn)一步提出“堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機(jī)制”，這意味著中國醫(yī)療扶貧的方向?qū)⒂杉惺骄珳?zhǔn)醫(yī)療扶貧過渡到常規(guī)性相對醫(yī)療扶貧。因此，如何持久地降低農(nóng)村家庭因病治病和因病返貧概率，減少農(nóng)村醫(yī)療相對貧困，將是農(nóng)村醫(yī)療扶貧長期關(guān)注的焦點(diǎn)。相對貧困是指個(gè)人或家庭在一定的社會(huì)生產(chǎn)和生活方式下，所能獲得的合法收入只能滿足食品需求，但對于當(dāng)?shù)貤l件認(rèn)為很普遍的其他基本生活需求則難以保障[16]。與絕對貧困不同，相對貧困是與社會(huì)平均收入水平相對應(yīng)的概念，即使社會(huì)平均收入水平不斷增長，若社會(huì)總體收入分配差距得不到改善，依然會(huì)存在相對貧困[16-19]?？梢钥闯?，相對貧困概念著重突出了“當(dāng)?shù)貤l件”和“社會(huì)平均”等基本前提，也就是說這里的“相對”體現(xiàn)了一定空間性。那么，農(nóng)村家庭醫(yī)療貧困是否也存在空間特征或空間相對性呢？以往關(guān)于農(nóng)村醫(yī)療減貧的研究中，忽視了社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對農(nóng)村家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的社會(huì)空間溢出效應(yīng)，而這種效應(yīng)可以有效調(diào)節(jié)或補(bǔ)充保險(xiǎn)保障等正式制度的保障作用。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過分散關(guān)聯(lián)家庭貧困風(fēng)險(xiǎn)和提高關(guān)聯(lián)家庭整體參保意識，能增強(qiáng)保險(xiǎn)保障制度對一定社會(huì)空間內(nèi)的集體醫(yī)療減貧效應(yīng)。所以，僅從單個(gè)家庭考察保障制度的醫(yī)療減貧問題，所得出的結(jié)論可能會(huì)大大低估其社會(huì)醫(yī)療減貧效果。這樣極有可能導(dǎo)致精準(zhǔn)醫(yī)療扶貧政策評估出現(xiàn)偏差，從而不利于相對貧困背景下農(nóng)村社會(huì)保障與醫(yī)療救助的長效機(jī)制建設(shè)。基于此，本文將立足于社區(qū)社會(huì)空間視角，探討農(nóng)村社會(huì)保障制度對農(nóng)村家庭醫(yī)療貧困的相對減貧效果。

本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：視角上，基于當(dāng)前醫(yī)療扶貧政策由集中式精準(zhǔn)醫(yī)療扶貧轉(zhuǎn)向常規(guī)性相對醫(yī)療扶貧的宏觀背景，研究中國農(nóng)村家庭醫(yī)療減貧的社會(huì)空間溢出效應(yīng)，并深入挖掘社會(huì)空間中地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)效應(yīng)。理論上，本文在健康人力資本理論模型(Grossman)基礎(chǔ)上，將納入家庭社會(huì)資本因素，結(jié)合災(zāi)難性醫(yī)療支出概念，構(gòu)建社會(huì)空間視角下農(nóng)村醫(yī)療減貧理論框架。由此得出：所處同一農(nóng)村社區(qū)社會(huì)空間的其他家庭的社會(huì)保障程度越強(qiáng)，這些家庭越能為病貧家庭給予經(jīng)濟(jì)援助，從而出現(xiàn)社會(huì)保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)，同時(shí)農(nóng)村家庭之間地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系越緊密越能夠增強(qiáng)醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)，這在一定程度上豐富了農(nóng)村醫(yī)療減貧的理論。實(shí)證上，為了更好地刻畫農(nóng)村社會(huì)保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)，以及地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)作用，本文利用空間Tobit杜賓模型，結(jié)合2014年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)對理論假說進(jìn)行了檢驗(yàn)，這在某種程度上對農(nóng)村醫(yī)療精準(zhǔn)扶貧和緩解農(nóng)村醫(yī)療相對貧困具有現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

余文結(jié)構(gòu)如下：第二部分構(gòu)建社會(huì)空間視角下農(nóng)村社會(huì)保障醫(yī)療減貧理論框架；第三部分研究設(shè)計(jì)包括數(shù)據(jù)描述和模型設(shè)定；第四部分利用空間Tobit杜賓模型對理論假說進(jìn)行基準(zhǔn)回歸、穩(wěn)健性檢驗(yàn)和異質(zhì)性檢驗(yàn)；最后是結(jié)論與政策建議。

一、理論分析及理論框架

(一)理論分析

西方社會(huì)網(wǎng)絡(luò)概念和中國差序格局理論無不反映這樣一個(gè)觀點(diǎn)，即家庭并不是獨(dú)立的行為個(gè)體，社會(huì)互動(dòng)是建立家庭間信任感的基礎(chǔ)，家庭行為決策在以地緣和血緣為節(jié)點(diǎn)的社會(huì)空間中緊密相連，節(jié)點(diǎn)強(qiáng)弱折射出不同家庭之間的行為親密程度。當(dāng)社會(huì)空間內(nèi)某個(gè)家庭遇到病貧困境，該家庭自身收入和財(cái)富難以完全支撐所有醫(yī)療費(fèi)用支出時(shí)，家庭所能籌集到的社會(huì)總收入就成為了緩解醫(yī)療資金的重要途徑。社會(huì)空間內(nèi)其他家庭的利他援助，能夠使得病貧家庭經(jīng)濟(jì)狀態(tài)平穩(wěn)恢復(fù)，這點(diǎn)在醫(yī)療保障水平和收入水平相對較低的農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)得較為突出。在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)盛行的廣大農(nóng)村地區(qū)，家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)因地緣和血緣關(guān)系發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)集合，家庭之間社會(huì)互動(dòng)或社會(huì)交流產(chǎn)生的社會(huì)外部性，會(huì)產(chǎn)生家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的社會(huì)空間溢出效應(yīng)，從而使得家庭醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)具有社會(huì)空間相對性。為了進(jìn)一步闡釋上述理論分析，接下來將進(jìn)行理論模型構(gòu)建。

(二)理論框架

災(zāi)難性醫(yī)療支出是衡量家庭因病致貧的重要指標(biāo)，即如果家庭醫(yī)療支出占非食品支出超過一定比例，則家庭因病致貧的概率高。本文對Grossman[20]健康人力資本模型進(jìn)行拓展，納入家庭社會(huì)資本因素，結(jié)合災(zāi)難性醫(yī)療支出概念，構(gòu)建社會(huì)空間視角下農(nóng)村保障的醫(yī)療減貧理論框架。

(1)

(2)

(3)

式(1)為代表性農(nóng)村家庭醫(yī)療支出效用目標(biāo)函數(shù)。其中，hit為家庭t期醫(yī)療支出，sit為家庭t期社會(huì)保障和商業(yè)保險(xiǎn)費(fèi)用支出，zit為家庭t期其他消費(fèi)支出。該效用函數(shù)中醫(yī)療支出與保險(xiǎn)保障費(fèi)用和其他消費(fèi)支出在當(dāng)期存在替代關(guān)系。θ為家庭風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)，ρ為貼現(xiàn)率。

(4)

對式(4)關(guān)于醫(yī)療支出hit求偏導(dǎo)，并結(jié)合財(cái)富動(dòng)態(tài)方程求積分可得醫(yī)療支出最優(yōu)方程：

(5)

當(dāng)社會(huì)空間內(nèi)某個(gè)家庭遇到病貧困境，該家庭自身收入和財(cái)富難以完全支撐所有醫(yī)療費(fèi)用支出時(shí)，家庭所能籌集社會(huì)總收入就成為了緩解醫(yī)療資金重要途徑。這里假設(shè)t期家庭收入水平Y(jié)it取決于社會(huì)總收入，包括來自社會(huì)空間內(nèi)其他家庭的援助預(yù)期收入E(τYjt)和家庭自身收入水平y(tǒng)it。而其他家庭醫(yī)療支出hjt是收入Yjt的一部分，獲得的援助預(yù)期收入可以改寫為E(τhjt/ω)。其中，Yjt為家庭j在t期收入水平，τ為家庭j在t期援助災(zāi)難性醫(yī)療支出家庭i收入比例，ω為家庭j在t期收入用于醫(yī)療支出比例。倘若家庭i的災(zāi)難性醫(yī)療支出可以被援助預(yù)期收入部分抵消

式(5)可以演變?yōu)椋?/p>

(6)

假設(shè)同一農(nóng)村社區(qū)家庭醫(yī)療支出行為是對稱的，則代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出函數(shù)為：

(7)

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)描述

本文數(shù)據(jù)選擇2014年中國家庭跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CFPS)。該數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于涵蓋了個(gè)人、家庭和社區(qū)3個(gè)不同微觀層面的經(jīng)濟(jì)、人口以及社會(huì)特征，能準(zhǔn)確地反映社會(huì)的變遷。目前，該數(shù)據(jù)已公布2010、2012、2014和2016年數(shù)據(jù)，本文主要從農(nóng)村社區(qū)層面進(jìn)行考察，而其中只有2014年的數(shù)據(jù)包含較為全面的社區(qū)變量，并且本文研究主題是社區(qū)家庭地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系在農(nóng)村社會(huì)保障與農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出中的調(diào)節(jié)作用，其中空間依賴性是重點(diǎn)探討的因素，因此將2014年橫截面數(shù)據(jù)作為回歸數(shù)據(jù)樣本較為合理。此外，因?yàn)樗疾斓膶ο蠹群w農(nóng)村家庭個(gè)體樣本又包含農(nóng)村社區(qū)其他家庭的經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征，所以對于農(nóng)村家庭界定，篩選出戶主為農(nóng)村戶籍且家庭所在社區(qū)性質(zhì)為村居的樣本集。

1.被解釋變量和核心解釋變量

根據(jù)國際衛(wèi)生組織(WHO)規(guī)定，家庭災(zāi)難性支出是衡量家庭是否容易因病致貧的重要指標(biāo)，該指標(biāo)認(rèn)為家庭醫(yī)療支出占非食品支出超過40%，家庭因病致貧概率較大。這里假設(shè)農(nóng)村家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出為1，否則為0。核心解釋變量選取了農(nóng)村家庭保障程度指標(biāo)。具體來說，農(nóng)村家庭保障程度指標(biāo)設(shè)定參考封進(jìn)等[21]和白重恩等[22]關(guān)于新農(nóng)合變量的運(yùn)用?？紤]到新農(nóng)保和農(nóng)村家庭商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)在收入和補(bǔ)充醫(yī)療保障上能夠降低農(nóng)村家庭因病致貧概率，故將農(nóng)村家庭存在商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)支出設(shè)成1否則設(shè)成0，以表示農(nóng)村家庭是否存在商業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)。接下來統(tǒng)計(jì)農(nóng)村家庭擁有新農(nóng)合和新農(nóng)保人數(shù)，并與家庭是否存在商業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行加總再與家庭規(guī)模相比。

2.解釋變量

農(nóng)村家庭經(jīng)濟(jì)特征選擇農(nóng)村家庭人均純收入水平取對數(shù)，因?yàn)樵撌杖胨娇梢院饬哭r(nóng)村家庭用于醫(yī)療支出的可支配能力。農(nóng)村家庭社會(huì)關(guān)系變量參照郭云南和姚洋[23]對村莊網(wǎng)絡(luò)和宗族網(wǎng)絡(luò)指標(biāo)的選取，采用親友關(guān)系和鄰里關(guān)系。除了傳統(tǒng)的家庭網(wǎng)絡(luò)和宗族網(wǎng)絡(luò)，“互聯(lián)網(wǎng)+社區(qū)”作為未來鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略重要環(huán)節(jié)，互聯(lián)網(wǎng)將成為農(nóng)村家庭參與社會(huì)活動(dòng)的新生網(wǎng)絡(luò)，所以本文也將農(nóng)村家庭使用互聯(lián)網(wǎng)程度考慮在內(nèi)[24]。同時(shí)，將是否參與祭祖和是否參與社區(qū)投票納入社會(huì)空間特征變量，主要因?yàn)檫@兩種社會(huì)互動(dòng)形式是農(nóng)村社區(qū)家庭集體情感的有效表達(dá)方式，也是構(gòu)成農(nóng)村家庭社區(qū)空間的重要元素。李聰?shù)萚25]針對家庭醫(yī)療支出與消費(fèi)性負(fù)債的研究認(rèn)為，債務(wù)問題能夠體現(xiàn)家庭經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)，尤其農(nóng)村家庭房貸情況既可以描述農(nóng)村家庭之間經(jīng)濟(jì)交往情況又能刻畫家庭代際之間的經(jīng)濟(jì)連帶關(guān)系。關(guān)于社區(qū)特征變量，選取了社區(qū)醫(yī)療點(diǎn)人員數(shù)量、社區(qū)到縣城的距離以及社區(qū)健康水平。為了衡量農(nóng)村家庭面臨風(fēng)險(xiǎn)，選取農(nóng)村家庭健康水平和農(nóng)村家庭所處社區(qū)是否發(fā)生自然災(zāi)害。詳見表1。

表1 各變量、賦值及單位

(二)模型設(shè)定

關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)通常采用引入中介變量并采用交互項(xiàng)的方式進(jìn)行回歸分析[26-28]。為了檢驗(yàn)社會(huì)關(guān)系在農(nóng)村社會(huì)保障與農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出中的調(diào)節(jié)作用，本文在空間計(jì)量模型基礎(chǔ)上引入了農(nóng)村社會(huì)保障程度與農(nóng)村家庭社會(huì)關(guān)系交互項(xiàng)。因?yàn)樵诳紤]家庭行為空間依賴性時(shí)OLS回歸容易導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果失準(zhǔn)，本文中選取的被解釋變量為家庭醫(yī)療支出占家庭非食品支出是否超過0.4，因此是非連續(xù)的二值選擇變量。通常這種情況下，使用對連續(xù)變量的空間一般計(jì)量模型(SARAR)進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果會(huì)出現(xiàn)偏差，需要采用針對離散變量回歸的空間Tobit模型[29]?？臻gTobit模型可以劃分為空間Tobit滯后模型、空間Tobit誤差模型和空間Tobit杜賓模型，但是為了更能體現(xiàn)社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文采用空間Tobit杜賓模型，具體設(shè)定如下：

y*=ρWy*+X·Mβ+δWX·M+μ

(8)

y*=yi，y*>0

y*=0，y*≤0

其中，y*表示農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出；X涵蓋農(nóng)村家庭保障程度核心解釋變量和其他控制變量；W表示空間地理權(quán)重矩陣元素即農(nóng)村家庭地緣關(guān)系；M為農(nóng)村家庭社會(huì)關(guān)系；ρ表示農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出社會(huì)空間相關(guān)性，當(dāng)ρ<0農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出存在社會(huì)空間溢出效應(yīng)，當(dāng)ρ<0農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出存在社會(huì)空間同群效應(yīng)，當(dāng)ρ=0農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出不存在社會(huì)空間效應(yīng)；μ代表誤差項(xiàng)。y*為潛變量，當(dāng)y*大于0時(shí)，取y*等于yi，當(dāng)y*小于等于0時(shí)，在0處截尾。

一般情況下，在對空間計(jì)量模型回歸之前，對研究對象是否有必要將空間相關(guān)性納入到回歸分析中需要事先通過空間統(tǒng)計(jì)學(xué)相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行預(yù)判。通常采用空間莫蘭指數(shù)作為衡量標(biāo)準(zhǔn)，具體指標(biāo)設(shè)定為：

(9)

(三)空間權(quán)重矩陣設(shè)定

空間權(quán)重矩陣是空間計(jì)量模型的核心內(nèi)容，也是空間計(jì)量模型區(qū)別于傳統(tǒng)計(jì)量模型重要特征。針對不同研究對象的經(jīng)濟(jì)行為，選取空間權(quán)重矩陣是否合適直接關(guān)系到空間計(jì)量模型回歸的精準(zhǔn)性。以往研究主要從地區(qū)層面設(shè)置空間權(quán)重矩陣[29-31]，本文重點(diǎn)考察的是社區(qū)層面下農(nóng)村保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)?；诖?，空間權(quán)重矩陣設(shè)定以家庭是否在同一社區(qū)視為臨近家庭，是設(shè)為1，否則設(shè)為0。

(10)

三、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸

如表2和表3所示，首先，Moran’sI指數(shù)顯示農(nóng)村醫(yī)療貧困風(fēng)險(xiǎn)存在空間相關(guān)性，說明采用空間計(jì)量估計(jì)是有必要的?？臻gTobit滯后模型和空間Tobit誤差模型的LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)，均顯著拒絕不存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，在這種情況下采用空間Tobit杜賓模型進(jìn)行估計(jì)較為合適。

表2 親友關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

表3 鄰里關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從核心解釋變量估計(jì)結(jié)果來看，ρ顯著為負(fù)表明代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出與同一社區(qū)臨近家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出存在社會(huì)空間溢出效應(yīng)。家庭保障與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出不顯著，代表性農(nóng)村家庭自身保障程度對家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出影響不顯著，與以往僅考慮家庭自身保障水平的醫(yī)療減貧效果研究得出結(jié)論相同。然而，W*家庭保障*親友關(guān)系、W*家庭保障*鄰里關(guān)系與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為負(fù)，說明所處同一農(nóng)村社區(qū)社會(huì)空間的其他家庭的社會(huì)保障程度越強(qiáng)，這些家庭越能為病貧家庭給予經(jīng)濟(jì)援助，從而產(chǎn)生農(nóng)村保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)，并且農(nóng)村社區(qū)家庭地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系有效調(diào)節(jié)了農(nóng)村社會(huì)保障的醫(yī)療減貧效應(yīng)，有效驗(yàn)證了假說。

從控制變量估計(jì)結(jié)果來看，基層財(cái)政支出與農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為負(fù)，W*基層財(cái)政支出與農(nóng)村家庭災(zāi)難性支出顯著為正，說明代表性農(nóng)村家庭所處社區(qū)的財(cái)政支出水平提高可以降低家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出，但是社區(qū)財(cái)政資源的有限，以及轉(zhuǎn)移支付制度不完善，在某種程度限制了社區(qū)財(cái)政支出的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)。W*上網(wǎng)程度與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為負(fù)，則表明互聯(lián)網(wǎng)空間溢出效應(yīng)顯著降低了農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出，互聯(lián)網(wǎng)等現(xiàn)代社會(huì)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展使得農(nóng)村家庭能夠通過互聯(lián)網(wǎng)獲得更多的社會(huì)醫(yī)療資本和醫(yī)療健康信息，從而在某種程度上降低農(nóng)村家庭因病致貧概率。W*祭祖與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出不顯著，隨著農(nóng)村家庭祭祖頻率下降傳統(tǒng)社會(huì)互動(dòng)方式對家庭行為外部性影響在逐漸減弱。W*是否有房貸與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出不顯著，農(nóng)村家庭房貸狀況直接關(guān)系到家庭之間和代際之間經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)保障，從而影響家庭醫(yī)療行為外部性，隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快和農(nóng)村大量青年進(jìn)入城市該現(xiàn)象會(huì)表現(xiàn)得更加明顯。

W*家庭健康水平與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為負(fù)，同一社區(qū)臨近家庭健康水平對代表性家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出產(chǎn)生了健康溢出效應(yīng)。W*社區(qū)健康水平與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為正，社區(qū)平均健康水平對代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出產(chǎn)生了正的溢出效應(yīng)，可能由于社區(qū)平均健康意識提高，社區(qū)平均醫(yī)療支出隨之增加，以至于代表性農(nóng)村災(zāi)難性醫(yī)療支出也在增加。W*社區(qū)醫(yī)療人員數(shù)量、W*與縣中心距離和W*自然災(zāi)害與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為正，同樣表明社區(qū)外部環(huán)境改善對代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出產(chǎn)生溢出效應(yīng)，社區(qū)平均健康意識提高，社區(qū)平均醫(yī)療支出隨之增加，從而導(dǎo)致代表性農(nóng)村災(zāi)難性醫(yī)療支出相應(yīng)增加。W*是否參與投票與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出不顯著，由于農(nóng)村民主制度在不斷完善中，農(nóng)村社區(qū)參與民主活動(dòng)對農(nóng)村家庭之間行為影響也需要有個(gè)過程。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了有效降低城鄉(xiāng)居民家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率，2012年國務(wù)院在基本醫(yī)療保險(xiǎn)基礎(chǔ)上進(jìn)一步出臺了全面實(shí)施城鄉(xiāng)居民大病醫(yī)療保險(xiǎn)相關(guān)政策。對農(nóng)村地區(qū)來說，該項(xiàng)政策實(shí)施可以有效增強(qiáng)農(nóng)村家庭抵御醫(yī)療致貧風(fēng)險(xiǎn)能力。大病保險(xiǎn)功能定位于對基本醫(yī)療保險(xiǎn)的拓展，并且由商業(yè)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)經(jīng)辦。因此，出于穩(wěn)健起見，將農(nóng)村社會(huì)保障程度與地區(qū)大病賠付支出的交互項(xiàng)納入模型做進(jìn)一步檢驗(yàn)。Moran’sI指數(shù)顯示農(nóng)村醫(yī)療貧困風(fēng)險(xiǎn)存在空間相關(guān)性，說明采用空間計(jì)量估計(jì)是有必要的。從LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)來看，均顯著拒絕不存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，因此采用空間Tobit杜賓模型進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果表明，W*家庭保障*大病保障、W*家庭保障*大病保障*親友關(guān)系、W*家庭保障*大病保障*鄰里關(guān)系與農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出顯著為負(fù)，說明之前地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)作用估計(jì)結(jié)果較為穩(wěn)健，大病醫(yī)療保險(xiǎn)在分散農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，增強(qiáng)了地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系在農(nóng)村醫(yī)療減貧中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。其他控制變量與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，限于篇幅這里就不再贅述。城鄉(xiāng)居民大病醫(yī)療保險(xiǎn)政策穩(wěn)健性檢驗(yàn)情況詳見表4。

表4 城鄉(xiāng)居民大病醫(yī)療保險(xiǎn)政策穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性檢驗(yàn)

區(qū)域化貧困會(huì)影響地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村保障醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)效果，如某個(gè)農(nóng)村社區(qū)處于集體貧困狀態(tài)，農(nóng)村保障帶來收入效應(yīng)僅夠擁有保障家庭正常消費(fèi)，難以向患病家庭給與經(jīng)濟(jì)援助。從理論框架中式(7)可以看出，當(dāng)其他家庭收入水平趨于零時(shí)地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧調(diào)節(jié)效應(yīng)無法發(fā)揮，只有當(dāng)其他家庭收入趨于合理區(qū)間時(shí)該效應(yīng)才能有效發(fā)揮。所以，在貧困農(nóng)村社區(qū)和非貧困農(nóng)村社區(qū)中，地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)效應(yīng)存在較大差異。自實(shí)施扶貧戰(zhàn)略以來，針對農(nóng)村人口貧困標(biāo)準(zhǔn)在不斷上調(diào)，最近一次調(diào)整發(fā)生在2011年，為人均純收入2 300元。為了更好地區(qū)分貧困農(nóng)村社區(qū)和非貧困社區(qū)，本文將社區(qū)人均純收入低于2 300元界定為貧困農(nóng)村社區(qū)，社區(qū)人均純收入高于2 300元的社區(qū)界定為非貧困農(nóng)村社區(qū)，并分別進(jìn)行回歸(表5～6)。Moran’sI指數(shù)顯示農(nóng)村醫(yī)療貧困風(fēng)險(xiǎn)存在空間相關(guān)性，說明采用空間計(jì)量估計(jì)是有必要的。從LM檢驗(yàn)和穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)來看，均顯著拒絕不存在空間相關(guān)性的原假設(shè)，因此采用空間Tobit杜賓模型進(jìn)行回歸。估計(jì)結(jié)果表明，非貧困農(nóng)村社區(qū)地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧效果影響較大，以上推斷得以證實(shí)。其他控制變量與代表性農(nóng)村家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，限于篇幅這里也不再贅述。

表5 貧困農(nóng)村社區(qū)估計(jì)結(jié)果

表6 非貧困農(nóng)村社區(qū)估計(jì)結(jié)果

續(xù)表(表6)

四、結(jié)論與政策建議

目前，雖然農(nóng)村整體貧困率在不斷下降，但是因病致貧和因病返貧依然是導(dǎo)致農(nóng)村家庭陷入貧困的主要因素。理論上，社會(huì)保障制度可以有效降低家庭醫(yī)療致貧概率，長期以來黨和政府不斷加大對農(nóng)村社會(huì)保障制度投入的力度，然而農(nóng)村醫(yī)療減貧效果并不是很理想，在這種情況下從非正式制度闡釋這種現(xiàn)象就顯得十分必要。

(一)結(jié)論

本文研究結(jié)果表明，農(nóng)村社會(huì)保障制度對于單個(gè)家庭醫(yī)療貧困影響不顯著這點(diǎn)與以往研究得出的結(jié)論一致，但是地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村社會(huì)保障制度的調(diào)節(jié)與補(bǔ)充，可以導(dǎo)致農(nóng)村社會(huì)保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)，即所處同一農(nóng)村社區(qū)社會(huì)空間的其他家庭的社會(huì)保障程度越強(qiáng)，這些家庭越能為病貧家庭給予經(jīng)濟(jì)援助，并且這種效應(yīng)隨著城鄉(xiāng)居民大病醫(yī)療保險(xiǎn)政策出臺得以進(jìn)一步強(qiáng)化。同時(shí)，其他家庭經(jīng)濟(jì)援助對農(nóng)村社會(huì)保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)的影響，需要一定的收入水平作為支撐，這點(diǎn)從本文對農(nóng)村貧困社區(qū)和非貧困社區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果得以驗(yàn)證。以上所得主要結(jié)論對當(dāng)前農(nóng)村精準(zhǔn)醫(yī)療扶貧政策評估和未來建立緩解農(nóng)村醫(yī)療相對貧困長效機(jī)制具有重要啟示。

(二)政策建議

第一，依據(jù)基準(zhǔn)回歸結(jié)果，認(rèn)為對于農(nóng)村精準(zhǔn)醫(yī)療扶貧政策評估，建議將農(nóng)村家庭地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)效應(yīng)考慮進(jìn)去，建立包含農(nóng)村家庭保障互動(dòng)機(jī)制的政策評估體系，以達(dá)成農(nóng)村醫(yī)療減貧真正精準(zhǔn)化。對于緩解農(nóng)村醫(yī)療相對貧困長效機(jī)制的建立，需要重點(diǎn)考量農(nóng)村家庭保障社會(huì)空間溢出效應(yīng)，建立空間動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，并結(jié)合災(zāi)難性醫(yī)療支出界定構(gòu)建涵蓋農(nóng)村家庭社會(huì)空間互助效應(yīng)的空間相對災(zāi)難性醫(yī)療指標(biāo)體系。

第二，參照穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果，建議進(jìn)一步完善城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)、大病醫(yī)療保險(xiǎn)和商業(yè)補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)等醫(yī)療保障制度的合理銜接，從而增強(qiáng)地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村醫(yī)療減貧的調(diào)節(jié)作用，使得農(nóng)村保障的醫(yī)療減貧效果最大化。

第三，根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果，農(nóng)村保障的醫(yī)療減貧溢出效應(yīng)需要一定的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)支撐，因此在由集中式精準(zhǔn)醫(yī)療扶貧轉(zhuǎn)向常規(guī)性相對醫(yī)療扶貧過程中，建議繼續(xù)增加農(nóng)村貧困家庭收入相關(guān)扶貧項(xiàng)目。

第四，參照控制變量鄰里關(guān)系和親朋關(guān)系回歸結(jié)果，認(rèn)為要樹立文明鄉(xiāng)風(fēng)和倡導(dǎo)新風(fēng)正氣，就要加強(qiáng)農(nóng)村社會(huì)治理，完善農(nóng)村民主制度，加大農(nóng)村基層公共服務(wù)供給力度，為地緣關(guān)系和社會(huì)關(guān)系對農(nóng)村保障醫(yī)療減貧的有效調(diào)節(jié)提供良好的外部環(huán)境。