胡志豪 江艷軍

摘要：近年來，農(nóng)村低保戶就醫(yī)行為與健康一直是社會關(guān)注的熱點(diǎn)。雖然絕對貧困已經(jīng)消除，農(nóng)村低保戶福祉水平提升，但貧困課題并未因此消失，相對貧困問題日益嚴(yán)重。另外，當(dāng)出現(xiàn)災(zāi)難性外生沖擊時，農(nóng)村低保戶更易受到收入的掣肘，出現(xiàn)“大病拖小病”及久病不醫(yī)的現(xiàn)象。此外，農(nóng)村低保戶屬于低收入群體，出現(xiàn)“返貧”的概率較高。因此，利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，根據(jù)2014年各?。ㄊ?、區(qū)）GDP水平將各?。ㄊ小^(qū)）分為3檔，從戶籍、收入及財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)3方面識別“真實”農(nóng)村低保戶與農(nóng)村非低保戶，得到有效樣本分別為241、665個，采用傾向得分匹配方法（PSM）評估農(nóng)村低保對低保戶就醫(yī)行為及健康的影響。結(jié)果表明，農(nóng)村低保顯著促進(jìn)了低保戶的就醫(yī)行為，即農(nóng)村低保促進(jìn)了低保戶往評級更高的醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的動機(jī)，但影響有限，且凈效應(yīng)僅為0.216。然而，對于農(nóng)村低保對低保戶健康的影響，農(nóng)村低保對客觀健康與自評健康沒有顯著的改善作用。因此，建議提高低保金補(bǔ)貼及分級補(bǔ)貼低保金。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村低保;低保戶;就醫(yī)行為;健康

中圖分類號： F323.89? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

文章編號：1002-1302（2022）10-0235-08

至2021年，中國9 899萬農(nóng)村貧困戶全部脫貧，832個貧困縣全部脫貧摘帽，完成了消除絕對貧困的艱巨性任務(wù)[1]。雖然絕對貧困已經(jīng)消除，但農(nóng)村的相對貧困日益嚴(yán)重，而相對貧困群體往往是低收入群體且人口超過2億人，占全國總?cè)丝诘?5%以上[2]。另外，雖然低收入群體的收入能夠滿足基本的生活需求，但仍舊出現(xiàn)“因病返貧”的現(xiàn)象。一方面，農(nóng)村收入差距不斷擴(kuò)大[3]，較高的收入差距會對健康產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)[4]。另一方面，低收入群體更加“脆弱”，當(dāng)受到災(zāi)難性外來沖擊影響時，收入水平更容易受到?jīng)_擊[5]，最終導(dǎo)致“因病返貧，因病致貧”的現(xiàn)象。另外，由于有限的收入以及高昂的醫(yī)療費(fèi)用，使得一些低收入群體難以獲得優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源，出現(xiàn)“久病不醫(yī)”，最后小病拖成大病，給家庭造成負(fù)擔(dān)。低收入群體中的低保群體大多數(shù)無經(jīng)濟(jì)來源、無勞動能力或無法定贍養(yǎng)人，抵御風(fēng)險的能力較弱，因此這類人群出現(xiàn)返貧的概率較高[6]。低保政策是一種社會救濟(jì)制度，一方面可以提高貧困家庭的人力資本[7];另一方面低保政策可以改善貧困家庭的生活水平，降低貧困家庭的比例[8]。2010—2020年，中央政府不斷加大最低保障制度的待遇，將全國農(nóng)村低保平均標(biāo)準(zhǔn)從 117.0元/（月·人）提升到667.6元/（月·人）[9-10]，但仍舊存在很多弊端。農(nóng)村低保覆蓋率低及救助水平不足等問題嚴(yán)重降低了低保政策的救助效果[11]。同時，低保存在精英俘獲效應(yīng)[12]。當(dāng)?shù)卣尉⒑徒?jīng)濟(jì)精英會利用自身的社會經(jīng)濟(jì)地位及宗族勢力，幫助沒有滿足低保要求的居民得到低保補(bǔ)貼，進(jìn)而使其能夠享受到低保所帶來的紅利和福利。另外，在收入與財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)下保障家庭所剩無幾，實保率僅為11.93%[13]。因此，“提高低保發(fā)揮效能、保證低保戶福利”的訴求聲越來越大。2020年全國有農(nóng)村低保對象3 620.8萬人[10]。2021年中央一號文件指出，對脫貧人口中喪失勞動能力且無法通過產(chǎn)業(yè)就業(yè)獲得穩(wěn)定收入的人口，以現(xiàn)有社會保障體系為基礎(chǔ)，按規(guī)定納入農(nóng)村低?；蛱乩藛T救助供養(yǎng)范圍，并按困難類型及時給予專項救助、臨時救助，還要健全防止返貧動態(tài)檢測和幫扶機(jī)制。要對易貧返貧致貧人口及時發(fā)現(xiàn)、及時幫扶、守住防止規(guī)模性返貧底線。低收入群體中的低保戶是社會中的弱勢群體，該群體抵抗外在沖擊的能力較弱，尤其是抵御災(zāi)難性大病沖擊時，更易出現(xiàn)“返貧”“致貧”現(xiàn)象，因此對該群體的研究具有重要意義。目前對就醫(yī)行為和健康的研究主要集中在收入[14]、養(yǎng)老保險[15]和醫(yī)療保險上[15-17]。而低保的相關(guān)文獻(xiàn)主要探討人力資本[7]、貧困[8，18]及實施效果評價[19]等，有關(guān)就醫(yī)行為與健康的研究較少。此外，大多數(shù)文獻(xiàn)未從戶籍、收入及財產(chǎn)三方面精確識別農(nóng)村低保戶。因此，關(guān)注“真實”農(nóng)村低保戶的福祉具有重大意義。本研究根據(jù)已有模型及理論提出一系列的假說并進(jìn)行驗證，揭開農(nóng)村低保的“黑匣子”，以探究農(nóng)村低保是否對低保戶就醫(yī)行為和健康產(chǎn)生影響。

1 理論框架與研究假說

1.1 Anderson醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用模型

Anderson醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用模型是Anderson于1986年提出的[20]。該模型隨后進(jìn)行不斷地更新與調(diào)整。本研究參照Anderson理論[21-22]（圖1），可見影響就醫(yī)行為有三大重要因素，分別為先決因素（predisposing）、使能因素（enabling）以及疾病水平（illness level）。先決因素包括人口學(xué)特征、社會結(jié)構(gòu)及信念。人口學(xué)特征主要為婚姻、性別、婚姻狀況以及先前疾病。社會結(jié)構(gòu)包括職業(yè)、受教育程度及種族等。信念主要為對疾病的了解程度及對醫(yī)療服務(wù)的態(tài)度等。使能因素包括家庭因素，如收入和醫(yī)療保險等及社區(qū)因素醫(yī)療服務(wù)的價格等。疾病水平包括感知疾病與評估疾病。由于農(nóng)村低保是通過直接給予低保金得以實現(xiàn)，會對收入產(chǎn)生影響。因此，根據(jù)Anderson模型理論可得到假說1：農(nóng)村低保對就醫(yī)行為有正向作用。

1.2 Grossman模型

根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，每個人都是在約束條件下尋求自身效用的最大化。此外，與醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險不同，農(nóng)村低保是通過直接給予低保金的方式直接影響農(nóng)村低保群體的收入，收入的變化會對健康造成一定的影響。因此Grossman的醫(yī)療需求模型能夠較好地反映出在約束條件下收入與健康之間的關(guān)系。本研究參照Grossman等的理論與方法建立數(shù)學(xué)模型[23-24]。由于健康并非一成不變，其隨著時間變量不斷損耗與折舊，因此，為了保持良好的健康狀況，人們會對自身的健康進(jìn)行投資，簡單關(guān)系公式如下。

構(gòu)建消費(fèi)者跨期的效用函數(shù)

U=U（ΦnH0，…，ΦnHn，Z1，…，Zn）。（1）

式中：H0表示初始健康存量;Ht表示第t個時期的健康存量;Φn表示每單位健康存量收益;hn=ΦnHn，表示第i個消費(fèi)者第n個時期所消費(fèi)的健康;Zn表示在第n時期其他商品的總消費(fèi)，n取決于消費(fèi)者本身的存量，屬于內(nèi)生變量且已知固定。將公式（1）簡化可以得到人一生的效用函數(shù)

∑nt=1U（Ct，Ht）。（2）

因此，可以推算出健康資本增加的存量。

Ht+1-Ht=It-φHt。（3）

式中：I表示總投資量;φ表示健康折舊率，且折舊率是外生的。

It=It（Mt，Ct，Et）。（4）

式中：M表示醫(yī)療支出;C表示其他商品的支出;E表示與健康相關(guān)的一些控制變量，如教育水平以及其他個人特征，如性別、年齡等。將公式（3）帶入公式（4）中可得

Ht=（1-φ）Ht-1+I（Mt，Ct，Et）=h（Ht-1，Mt，Ct，Et）。（5）

假設(shè)函數(shù)形式為凹函數(shù)，即隨著醫(yī)療和其他商品消費(fèi)的增加，個人健康狀況水平也會提高，但是其增幅會逐漸下降。同時個人所面臨的預(yù)算約束為

Ct+PmtMt≤Yt。（6）

商品C的價格將其標(biāo)準(zhǔn)化設(shè)置為1，醫(yī)療M的價格為Pm，Y表示t時期的收入水平。綜上可知

max∑nt=1U（Ct，Ht）。（7）

構(gòu)造拉格朗方程可知Ct、Mt、Ht的一階條件

Uc-λ+μhc=0;（8）

UH-u=0;（9）

-Pmλ+μhm=0。（10）

進(jìn)而得到最優(yōu)化的條件

Uc+UHhcUHhm=1pmt。（11）

由公式（11）可知，當(dāng)消費(fèi)者得到效用最大化時，個人邊際商品消費(fèi)和醫(yī)療消費(fèi)之比等于兩者的價格之比，且得到效用最大化的健康需求函數(shù)為

Ht=h（Ht-1，Yt，pmt，Ct，Et）。（12）

對公式（12）進(jìn)行分析可知，收入與健康呈正比，收入越高，低保戶越健康。農(nóng)村低保是給予低保戶低保金，從而提高其收入，因此提出假說2：農(nóng)村低保對低保戶健康有正向影響。

2 模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源及變量說明

2.1 模型構(gòu)建

由于得到的數(shù)據(jù)并非為隨機(jī)化試驗所產(chǎn)生的數(shù)據(jù)，且擁有農(nóng)村低保群體多數(shù)屬于老弱病殘群體，若采用基本回歸模型進(jìn)行因果識別，會產(chǎn)生自選擇等內(nèi)生性問題，可能會對結(jié)果產(chǎn)生偏誤。因此，本研究利用傾向得分匹配方法將農(nóng)村低保與就醫(yī)行為和健康進(jìn)行因果識別。傾向分配匹配（propensity score matching，PSM）能夠有效解決內(nèi)生性問題，它將目標(biāo)群體與其相似群體進(jìn)行匹配，構(gòu)建反事實框架，從而解決選擇性偏差問題等內(nèi)生性所引致的偏誤。構(gòu)建傾向得分匹配模型需要3步，分別為建立基礎(chǔ)模型、估計傾向得分、匹配[25]。

2.1.1 建立基礎(chǔ)模型

先構(gòu)建因變量與自變量的模型。

Y=β+β1P+β2xi+e。（13）

式中：Y表示因變量（健康或就醫(yī)行為）;P表示農(nóng)村低保;xi表示影響因變量的控制變量，如個人特征、家庭特征以及社區(qū)（村）特征等;e表示隨機(jī)擾動項;β1、β2表示回歸系數(shù);β表示常數(shù)項。

2.1.2 估計傾向得分

傾向得分是指個體進(jìn)入處理組的概率。該步驟是根據(jù)協(xié)變量計算出傾向得分，從而篩選出與目標(biāo)對象相似的群體，建立反事實框架，從而進(jìn)行有效的因果識別。

2.1.3 匹配

農(nóng)村低保與健康以及就醫(yī)行為的因果效應(yīng)具體公式如下

ATT=E（Y1|P=1）-E（Y1|P=0）。（14）

式中：ATT表示政策的平均處理效應(yīng);Y1表示有農(nóng)村低保群體的健康（就醫(yī)行為）。

2.2 數(shù)據(jù)來源

本研究所使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）實施的中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)始于2010年，每隔2年進(jìn)行更新與調(diào)整，目前已經(jīng)更新至2018年。該數(shù)據(jù)覆蓋25個?。ㄊ?、區(qū)），涵蓋家庭特征、個人特征（成人與兒童）、社區(qū)特征。由于2014年CFPS數(shù)據(jù)能夠較好反映農(nóng)村低保與個人健康之間的關(guān)系，且數(shù)據(jù)中成人、家庭、社區(qū)（村）樣本分別有37 147、13 946、621個，具有良好的代表性。因此，本研究采用2014年CFPS數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，根據(jù)研究內(nèi)容刪除核心變量與控制變量的缺失值及異常值，最終得到有效樣本量共906個，其中獲得農(nóng)村低保的群體為241個，未獲得農(nóng)村低保的群體為665個。

2.3 變量說明

2.3.1 概念界定

本研究對象為擁有農(nóng)村低保的合格家庭，核心自變量的定義主要體現(xiàn)在2個方面：第一，是否擁有農(nóng)村低保;第二，合格家庭。根據(jù)民政部《最低生活保障審批審批辦法（試行）》[民發(fā)2012]220號，本研究將擁有農(nóng)村低保戶定義為居住在農(nóng)村、戶主為農(nóng)業(yè)戶口且擁有低保的群體，非農(nóng)村低保戶定義為居住在農(nóng)村、戶主為農(nóng)業(yè)戶口但沒有低保的群體;合格家庭是指符合低保認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)資格的家庭（收入標(biāo)準(zhǔn)以及財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)）。本研究對各省（市、區(qū)）的政策文件進(jìn)行整理并參考樂章等的做法[13]，對收入標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行界定，財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類。收入標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定為家庭月人均純收入（扣除政府轉(zhuǎn)移性支付）低于當(dāng)?shù)氐脑碌捅?biāo)準(zhǔn)。財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)主要為動產(chǎn)、不動產(chǎn)以及其他3個方面的規(guī)定。動產(chǎn)包括家庭的貨幣資產(chǎn)，如銀行存款、債權(quán)、股票、商業(yè)保險等。不動產(chǎn)主要體現(xiàn)在房產(chǎn)、大型農(nóng)機(jī)具、機(jī)動車輛、船舶、非生活必需高值物品及機(jī)械工程等。由于財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)與當(dāng)?shù)厥》莸慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民的消費(fèi)水平等相關(guān)，各?。ㄊ?、區(qū)）的財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)存在差異。因此，為了操作的便捷性以及數(shù)據(jù)量的科學(xué)性，本研究根據(jù)2014年各?。ㄊ?、區(qū)）的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r（GDP），將財產(chǎn)認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)歸納為3檔（表1）。第1檔主要為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的?。ㄊ校Ｔ摍n財產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)為家庭金融資產(chǎn)人均不超過當(dāng)?shù)氐捅?biāo)準(zhǔn)的24倍、家庭住房不得超過1套、家庭沒有機(jī)動車輛（汽車）、沒有非必需高值物品（空調(diào)、音響、值錢家具、高檔樂器）。第2檔的規(guī)定主要為家庭金融資產(chǎn)人均不超過當(dāng)?shù)氐捅?biāo)準(zhǔn)的18倍、家庭住房不超過1套、家庭沒有機(jī)動車輛（汽車）、沒有非必須高值物品（空調(diào)、音響、值錢家具、高檔樂器）以及沒有投資行為。第3檔的規(guī)定主要集中于經(jīng)濟(jì)相對落后地區(qū)。家庭人均金融資產(chǎn)不超過當(dāng)?shù)氐捅?biāo)準(zhǔn)的12倍，家庭住房不超過1套、家庭沒有機(jī)動車輛（汽車）、未擁非必需高值物品（空調(diào)、音響、值錢家具、高檔樂器、首飾）且沒有投資行為。

2.3.2 因變量

本研究主要的因變量為健康與就醫(yī)行為。健康分為心理健康與身體健康。已有文獻(xiàn)關(guān)于心理健康指標(biāo)有多種，如抑郁[26-27]、生活滿意度[27]等。身體健康主要可以歸納為客觀指標(biāo)與主觀指標(biāo)，客觀指標(biāo)為臨床指標(biāo)與個人特征指標(biāo)，臨床指標(biāo)包括醫(yī)生診斷的具體疾病[28]、患病率[17]、死亡率[29]等;個人特征有Z評分標(biāo)準(zhǔn)[30]、BMI指數(shù)[31-32]等。主觀指標(biāo)是研究主體對自身身體狀況進(jìn)行評價即自評健康。本研究借鑒部分學(xué)者對健康變量測度的標(biāo)準(zhǔn)，采用主客觀相結(jié)合的標(biāo)準(zhǔn)[33]，將是否半年內(nèi)得慢性病作為客觀健康，將您認(rèn)為自己的健康狀況如何作為自評健康，就醫(yī)行為界定為一般去哪里看病。

2.3.3 自變量

根據(jù)Grossman模型[22]、Andersen理論[21-22]、其他相關(guān)文獻(xiàn)[34-35]可以得到個人特征、家庭特征及社區(qū)（村）特征是影響健康或就醫(yī)行為的重要變量。因此，本研究從3個方面進(jìn)行協(xié)變量的篩選，個人特征包括年齡、性別、受教育年限、過去1個月您吸煙嗎、是否有醫(yī)療保險、營養(yǎng)打分及2周是否身體不適。家庭特征為家庭人均收入對數(shù)。社區(qū)（村）特征為醫(yī)療/衛(wèi)生院/診所數(shù)量、藥店數(shù)量以及是否為礦區(qū)（表2）。

2.3.4 變量描述性分析

由表3可知，處理組的客觀健康水平高于對照組的健康水平，可以初步判斷農(nóng)村低保對客觀健康具有促進(jìn)作用。但從自評健康來看，處理組的自評健康水平低于對照組的自評健康水平，分別為2.195、2.302，可能是因為低保戶大多數(shù)為老弱病殘群體，對自身的健康狀況水平評價比對組的健康水平評價要低。從2組就醫(yī)行為的均值（分別為1.817、1.684）可以看出，擁有農(nóng)村低保的群體的就醫(yī)行為高于無農(nóng)村低保組的就醫(yī)行為，原因可能是農(nóng)村低保提高了有農(nóng)村低保組的收入水平，可以緩解“久病不醫(yī)”，最終“小病拖成大病”的現(xiàn)象。另外，從控制變量年齡可以看出，農(nóng)村低保組的平均年齡（53.257歲）與無農(nóng)村低保組的平均年齡（50.755歲）相差2.502歲，年齡差距較小且農(nóng)村低保目標(biāo)群體主要為中老年群體。此外，從2組受教育年限均值差異可以看出，享受農(nóng)村低保的群體多數(shù)為受教育程度較低的群體（受教育年限均值為2.834年），這在一定程度上反映了教育與貧困的關(guān)系。另外，由營養(yǎng)打分變量可知，處理組攝入的營養(yǎng)物質(zhì)與對照組相比較缺乏，分別為2.801、3.080。2周內(nèi)身體不適反映當(dāng)期個體的身體素質(zhì)狀況，擁有農(nóng)村低保的群體身體素質(zhì)（0.419）比沒有農(nóng)村低保身體素質(zhì)要高（0.373）。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 農(nóng)村低保對就醫(yī)行為的影響

在對就醫(yī)行為進(jìn)行因果識別前，需要對協(xié)變量進(jìn)行平衡性檢驗，平衡性檢驗的主要目的是滿足條件獨(dú)立性假設(shè)，使數(shù)據(jù)接近于隨機(jī)化試驗產(chǎn)生的數(shù)據(jù)，避免造成混雜性偏差。本研究采用“一對三”的近鄰匹配（n=3）進(jìn)行平衡性檢驗，發(fā)現(xiàn)所有變量在匹配后偏差百分比均低于20%（表4）。借鑒邵敏等的做法[36]，當(dāng)偏差百分比絕對值低于20%時，表示樣本匹配良好，因此，本研究的匹配方法能夠有效解決樣本的自選擇問題，使得結(jié)果更加準(zhǔn)確。隨后進(jìn)行因果識別（表4），農(nóng)村低保對就醫(yī)行為存在顯著正向影響（t值為3.16），證明假說1：農(nóng)村低保促進(jìn)就醫(yī)行為。低保戶屬于低收入群體，由于收入的限制，這類群體往往看不起病或前往醫(yī)療較差的機(jī)構(gòu)就診，最終可能會形成“小病養(yǎng)成大病”的局面。然而，農(nóng)村低保的獲得增加了低保戶的收入，因此這類群體有更多資金用于看病就診，促使低保戶前往擁有更優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源的醫(yī)療機(jī)構(gòu)看病。但是從政策的效果來看，差異只有0.216。農(nóng)村低保的保障水平較低，保障水平的有限性會抑制農(nóng)村低保戶前往?？漆t(yī)院或三甲醫(yī)院就醫(yī)的動機(jī)。此外，本研究利用半徑匹配（卡尺r為0.01）以及核匹配[帶寬（bwidth）=0.01]作為穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果依舊顯著。

3.2 農(nóng)村低保對健康的影響

與上述做法相類似，在健康進(jìn)行因果識別前，須要對變量進(jìn)行平衡性檢驗。結(jié)果表明，所有協(xié)變量的偏差百分比絕對值低于20%[36]，匹配效果良好（表5）。再進(jìn)行因果識別，發(fā)現(xiàn)雖然農(nóng)村低保減小了半年內(nèi)患慢性病的次數(shù)，但是沒有有效改善農(nóng)村低保戶的客觀健康水平（表6）。由表7也可以得到類似的結(jié)論。從t值（0.33）可以看出，農(nóng)村低保對自評健康效果不顯著，但為正向影響。假說2不成立：農(nóng)村低保對健康沒有顯著正向影響。農(nóng)村低保戶大多數(shù)為老弱病殘群體，對自身的健康狀況評價比非農(nóng)村低保戶評價要低。產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能有以下2種情況：第一，低保金的數(shù)額過少。低保金有限的金額難以支付基本的醫(yī)療支出，因此農(nóng)村低保戶的健康難以得到有效改善。第二，農(nóng)村低保戶健康狀況低。多數(shù)低保戶屬于老弱病殘群體，其疾病的復(fù)雜性及頑固性，低保金的獲得也難以改善這類群體的健康。值得一提的是，由未匹配的差異（-0.107）與匹配后的差異（0.027）可知，在匹配前存在內(nèi)生性問題。另外，本研究利用半徑匹配（卡尺r為0.01）與核匹配（帶寬為0.01）作為穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果相似。

4 結(jié)論與政策建議

保障農(nóng)村低保戶的基本福利對社會穩(wěn)定發(fā)展具有重要作用。本研究利用2014年中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，根據(jù)戶籍、財產(chǎn)及收入標(biāo)準(zhǔn)對“真實”農(nóng)村低保戶進(jìn)行認(rèn)定，采用傾向得分匹配方法構(gòu)造反事實框架，估計出農(nóng)村低保對就醫(yī)行為及健康的凈效應(yīng)。結(jié)果表明，農(nóng)村低保對就醫(yī)行為有正向影響，可以提高農(nóng)村低保群體往評級更高的醫(yī)療機(jī)構(gòu)看病的動機(jī)，但影響有限，凈效應(yīng)僅為0.216。農(nóng)村低保對客觀健康和自評健康沒有顯著影響。

綜上，本研究提出以下建議：第一，提高低保金水平。當(dāng)前的低保金仍存在資金不足的現(xiàn)象，提高低保戶福利水平有限。因此，政府應(yīng)該提高低保金的保障水平，這樣才能夠保障部分低保戶人群看得起病，緩解低保戶的生存壓力，解決“小病拖大病”及“久病不醫(yī)”的現(xiàn)象，保障其基本福祉。第二，分級補(bǔ)貼低保金。部分低保戶屬于老弱病殘群體，這類群體往往受到長期頑固疾病的折磨、身體素質(zhì)較差。對于這類群體，政府應(yīng)給予差額補(bǔ)貼，在保證所有低保戶基本福利的水平上，根據(jù)低保戶身體狀況進(jìn)行分級，級數(shù)的高低決定政府須要再給予低保金的多寡，從而能夠滿足低保戶的基本福利。

參考文獻(xiàn)：

[1]9 899萬農(nóng)村貧困人口全部脫貧 832個貧困縣全部摘帽[ER/OL]. （2021-02-25）[2021-09-20]. https：//baijiahao.baidu.com/s？id=1692634835533497042&wfr=spider&for=pc.

[2]黃征學(xué)，潘 彪，滕 飛. 相對貧困標(biāo)準(zhǔn)怎么定[ER/OL]. （2021-03-02）[2021-09-20]. https：//baijiahao.baidu.com/s？id=16930860? 39428275183&wfr=spider&for=pc.

[3]何秀榮. 小康社會農(nóng)民收入問題與增收途徑[J]. 河北學(xué)刊，2021，41（5）：147-157.

[4]封 進(jìn)，余央央. 中國農(nóng)村的收入差距與健康[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007，42（1）：79-88.

[5]于新亮，上官熠文，申宇鵬，等. 因病致貧：健康沖擊如何影響收入水平？——兼論醫(yī)療保險的脫貧效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)社會體制比較，2020（4）：30-40.

[6]李長亮. 深度貧困地區(qū)貧困人口返貧因素研究[J]. 西北民族研究，2019（3）：109-115.

[7]劉德弟，薛增鑫. 農(nóng)村居民最低生活保障制度的教育溢出效應(yīng)——基于貧困兒童人力資本的實證分析[J]. 西北人口，2021，42（4）：44-56.

[8]劉小珉. 民族地區(qū)農(nóng)村最低生活保障制度的反貧困效應(yīng)研究[J]. 民族研究，2015（2）：41-54，124.

[9]中華人民共和國民政部規(guī)劃財務(wù)司. 2010年社會服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計公報[EB/OL]. （2011-06-16）[2021-09-20]. http：//www.mca.gov.cn/article/sj/tjgb/201107/201107151705659.shtml.

[10]中華人民共和國民政部. 2020民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報[EB/OL]. （2021-09-10）[2021-09-20]. http：//172.16.20.58/cache/7/03/images3.mca.gov.cn/a8769398611cb4049381389 43b5a0caa/1631265147970.pdf.

[11]韓華為，徐月賓. 中國農(nóng)村低保制度的反貧困效應(yīng)研究——來自中西部五省的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)評論，2014（6）：63-77.

[12]韓華為. 農(nóng)村低保戶瞄準(zhǔn)中的偏誤和精英俘獲——基于社區(qū)瞄準(zhǔn)機(jī)制的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2018（2）：49-64.

[13]樂 章，程中培. 收入是低保制度的唯一認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)嗎？——基于政策文本與中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的分析[J]. 學(xué)習(xí)與實踐，2017（7）：88-97.

[14]解 堊. 與收入相關(guān)的健康及醫(yī)療服務(wù)利用不平等研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009，44（2）：92-105.

[15]柴化敏. 中國城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務(wù)需求與醫(yī)療保障的實證分析[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯，2013（5）：107-119.

[16]馬 超，趙廣川，顧 海. 城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度對農(nóng)村居民就醫(yī)行為的影響[J]. 統(tǒng)計研究，2016，33（4）：78-85.

[17]常 雪，蘇 群，周春芳. 城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌對居民健康的影響[J]. 中國人口科學(xué)，2018（6）：103-114，128.

[18]孫伯馳，段志民. 農(nóng)村低保制度的減貧效果——基于貧困脆弱性視角的實證分析[J]. 財政研究，2020（2）：113-128.

[19]賀雪峰. 精準(zhǔn)扶貧與農(nóng)村低保的制度績效問題[J]. 江蘇行政學(xué)院學(xué)報，2019（3）：55-61.

[20]盧 珊，李月娥. Anderson醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用行為模型：指標(biāo)體系的解讀與操作化[J]. 中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2018，37（9）：5-10.

[21]Andersen R，Newman J F. Societal and individual determinants of medical care utilization in the United States[J]. Milbank Quarterly，2005，83（4）：95-124.

[22]Andersen R M. Revisiting the behavioral model and access to medical care：does it matter？[J]. Journal of Health and Social Behavior，1995，36（1）：1-10.

[23]Grossman M. On the concept of health capital and the demand for health[J]. Journal of Political Economy，1972，80（2）：223-255.

[24]方 亞，周 鼒. 收入與健康人力資本關(guān)系的理論與實證研究[J]. 廈門大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2012（1）：118-124.

[25]于愛華，王 琳，劉 華. 隨遷對農(nóng)民工子女非認(rèn)知能力的影響——基于家校教育過程的中介效應(yīng)分析[J]. 中國農(nóng)村觀察，2020（6）：122-141.

[26]周 欽，蔣煒歌，郭 昕. 社會保險對農(nóng)村居民心理健康的影響——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 中國經(jīng)濟(jì)問題，2018（5）：125-136.

[27]王亞迪. 隔代照料孫子女對中老年人心理健康的影響研究[J]. 科學(xué)決策，2018（9）：47-68.

[28]范 丹，葉昱圻，王維國. 空氣污染治理與公眾健康——來自“大氣十條”政策的證據(jù)[J]. 統(tǒng)計研究，2021，38（9）：60-74.

[29]肖 權(quán)，方時姣. 收入差距、環(huán)境污染對居民健康影響的實證分析[J]. 統(tǒng)計與決策，2021，37（7）：67-71.

[30]趙建國，溫 馨. 城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險對兒童健康的影響——基于中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 社會保障研究，2021（4）：44-56.

[31]成 剛，孫志軍，杜思慧. 兒童青少年健康影響學(xué)業(yè)成績嗎？[J]. 教育經(jīng)濟(jì)評論，2021，6（2）：46-70.

[32]周 磊，王靜曦，姜 博. 農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃對學(xué)生健康的影響研究[J]. 中國農(nóng)村觀察，2021（2）：97-114.

[33]吳 敏，熊 鷹. 病與非?。豪夏曛骺陀^健康一致性評估及其影響因素分析[J]. 南方人口，2021，36（2）：53-64.

[34]王 曲，劉民權(quán). 健康的價值及若干決定因素：文獻(xiàn)綜述[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)，2005，4（4）：1-52.

[35]馬 超，趙廣川，顧 海. 城鄉(xiāng)醫(yī)保一體化制度對農(nóng)村居民就醫(yī)行為的影響[J]. 統(tǒng)計研究，2016，33（4）：78-85.

[36]邵 敏，包 群.出口企業(yè)轉(zhuǎn)型與企業(yè)的經(jīng)營表現(xiàn)[J]. 統(tǒng)計研究，2011，28（10）：76-83.