劉樹楓，高 鑫

（西安財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西 西安 710100）

一、引言

在全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興、扎實(shí)推進(jìn)共同富裕的道路上，“病有所醫(yī)、弱有所扶”是我們要持續(xù)推進(jìn)的方向。雖然2020 年黨帶領(lǐng)人民取得了脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的全面勝利，消除了絕對(duì)貧困，但相對(duì)貧困人口依舊存在，致貧返貧風(fēng)險(xiǎn)仍未消除。目前我國(guó)相對(duì)貧困人口主要聚集在農(nóng)村地區(qū)，因此在接續(xù)鄉(xiāng)村振興、助力共同富裕的背景下，如何預(yù)防貧困的動(dòng)態(tài)變化，進(jìn)而解決農(nóng)村相對(duì)貧困問(wèn)題成為重中之重。在相對(duì)貧困人口中，邊緣戶、脫貧不穩(wěn)定戶及弱勢(shì)群體具有脆弱性風(fēng)險(xiǎn)，面臨大病沖擊時(shí)極易出現(xiàn)脫貧后又返貧的不利情況。多年來(lái)，因病致貧、因病返貧問(wèn)題一直是導(dǎo)致農(nóng)村人口貧困的主要原因之一，從國(guó)務(wù)院扶貧辦的數(shù)據(jù)來(lái)看，2019 年農(nóng)村貧困人口有1 660萬(wàn)人，其中因病致貧、因病返貧戶的比例為44%，隨著我國(guó)貧困發(fā)生率降低，建檔立卡戶中因病致貧、因病返貧戶的比例仍保持在40%以上，可見(jiàn)疾病是導(dǎo)致弱勢(shì)群體致貧返貧的重要原因之一。因此在解決相對(duì)貧困的問(wèn)題時(shí)，需要突破“貧病相連”壁壘，降低因大病沖擊帶來(lái)的返貧風(fēng)險(xiǎn)。

目前因病致貧、因病返貧問(wèn)題是我國(guó)鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，建立相對(duì)貧困長(zhǎng)效治理機(jī)制的一大難題，要實(shí)現(xiàn)“病有所醫(yī)、弱有所扶”的目標(biāo)，就必須加強(qiáng)弱勢(shì)群體的醫(yī)療兜底保障機(jī)制建設(shè)。雖然我國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度基本實(shí)現(xiàn)了全面覆蓋，但對(duì)于弱勢(shì)群體而言，基本醫(yī)保的保障水平不足以抵抗醫(yī)療負(fù)擔(dān)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)沖擊。因此為解決因病致貧、因病返貧問(wèn)題，我國(guó)建立了以大病保險(xiǎn)為核心的健康保險(xiǎn)扶貧保障體系，2020 年《關(guān)于高質(zhì)量打贏醫(yī)療保障脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的通知》中指出要鞏固好大病保險(xiǎn)和醫(yī)療救助制度的待遇水平，發(fā)揮好三重制度梯次減負(fù)的托底作用，研究解決相對(duì)貧困的醫(yī)療保障扶貧長(zhǎng)效機(jī)制。其中，大病保險(xiǎn)作為社會(huì)保障與商業(yè)保險(xiǎn)的結(jié)合，在基本醫(yī)保保障的基礎(chǔ)上對(duì)大病患者進(jìn)行傾斜性的二次補(bǔ)償，這對(duì)緩解因病致貧、因病返貧，建立相對(duì)貧困長(zhǎng)效治理機(jī)制及鞏固脫貧攻堅(jiān)成果具有不可替代的作用。基于此，本文將以城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策作為出發(fā)點(diǎn)，通過(guò)構(gòu)建貧困脆弱性指數(shù)度量農(nóng)村相對(duì)貧困指標(biāo)，結(jié)合相關(guān)理論知識(shí)研究城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解效應(yīng)，并分析該緩解效應(yīng)的作用機(jī)理，進(jìn)而為完善大病保險(xiǎn)制度、鞏固脫貧攻堅(jiān)成果提供參考意見(jiàn)。

二、國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

（一）貧困與疾病關(guān)系的相關(guān)研究

我國(guó)脫貧工作的完成消除了暫時(shí)性的絕對(duì)貧困，但現(xiàn)階段弱勢(shì)群體因病致貧、因病返貧問(wèn)題成為鞏固脫貧攻堅(jiān)成果最大的難題?；诖?，學(xué)術(shù)界對(duì)疾病和貧困的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究，學(xué)者們普遍認(rèn)為個(gè)體家庭貧困的主要原因之一是因病致貧。ETTNER［1］認(rèn)為個(gè)體在遭遇大病沖擊時(shí)，會(huì)減少家庭的健康人力資本，進(jìn)而減少勞動(dòng)供給，降低家庭收入，使家庭的陷貧風(fēng)險(xiǎn)增加。WANG 等［2］從能力貧困的角度出發(fā)，認(rèn)為貧困的主要原因在于家庭成員患病后，家庭的勞動(dòng)供給減少，進(jìn)而影響了家庭的財(cái)富積累能力。曹海濤［3］認(rèn)為重大疾病給個(gè)體帶來(lái)負(fù)向的健康沖擊，通過(guò)增加醫(yī)療支出、減少家庭收入影響家庭財(cái)富，進(jìn)而形成開支型貧困與收入型貧困。翁凝等［4］認(rèn)為疾病沖擊不僅會(huì)減少家庭的勞動(dòng)力供給，還會(huì)給家庭非患病成員帶來(lái)沉重的照料負(fù)擔(dān)，增加家庭長(zhǎng)期陷貧的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而形成持續(xù)性貧困。部分學(xué)者認(rèn)為貧困與大病相互作用，最終會(huì)陷入一種惡性循環(huán)。JIANG 等［5］認(rèn)為低收入家庭在面臨疾病時(shí)可能會(huì)拖延甚至放棄治療，使小病拖成大病，最終陷入健康貧困陷阱。左停等［6］認(rèn)為疾病會(huì)導(dǎo)致人力資本受損，使患者喪失勞動(dòng)能力，而農(nóng)戶本身抗風(fēng)險(xiǎn)能力較弱，會(huì)形成“疾病-貧窮”的惡性循環(huán)，甚至?xí)关毨ТH傳遞。翟紹果等［7］認(rèn)為因病致貧在貧困人員中所占的比重較大，且貧困人口存在健康脆弱性、經(jīng)濟(jì)脆弱性以及社會(huì)脆弱性，容易導(dǎo)致“健康貧困-經(jīng)濟(jì)脆弱-貧困”的惡性循環(huán)。

（二）相對(duì)貧困的相關(guān)研究

在實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)、消除絕對(duì)貧困的目標(biāo)后，我國(guó)進(jìn)入了解決相對(duì)貧困和鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的新階段，學(xué)者們對(duì)貧困的研究從絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)向了相對(duì)貧困。相對(duì)貧困的研究主要集中于以下幾個(gè)方面：一是相對(duì)貧困的概念特征。TOWNSEND［8］最先提出了相對(duì)貧困的概念，認(rèn)為相對(duì)貧困不只是家庭基本生活條件的缺乏，也包含社會(huì)排斥以及相對(duì)剝奪感帶來(lái)的、使生活水平低于社會(huì)平均生活水平的狀態(tài)。曾福生［9］指出相對(duì)貧困具有長(zhǎng)期性，收入分配差距長(zhǎng)期存在容易進(jìn)一步拉大貧富差距，貧困逐漸向下傳遞進(jìn)而演變成長(zhǎng)期貧困。二是相對(duì)貧困與疾病的關(guān)系。葉貝等［10］發(fā)現(xiàn)患有心臟病、哮喘等慢性病的老年人相對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)高，但患有勞損性慢性病如關(guān)節(jié)炎、肺病等的老年人相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)較低。劉勇［11］認(rèn)為疾病、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和相對(duì)貧困間存在動(dòng)態(tài)性的非線性特征，相對(duì)貧困伴隨著醫(yī)療、營(yíng)養(yǎng)條件的缺乏，降低居民的免疫力，進(jìn)而增加健康風(fēng)險(xiǎn)；降低疾病發(fā)生率、增加醫(yī)療保障對(duì)減少相對(duì)貧困人口數(shù)具有顯著的促進(jìn)作用。汪燕敏［12］采用BMI健康指標(biāo)對(duì)農(nóng)村居民健康水平進(jìn)行測(cè)度，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村居民健康水平越低，相對(duì)貧困發(fā)生的可能性越高。曾晨晨［13］以我國(guó)中西部地區(qū)居民為例，指出良好的健康狀況能降低相對(duì)貧困發(fā)生的概率，減少農(nóng)村相對(duì)貧困人口。李文青等［14］以隴南山區(qū)為例，發(fā)現(xiàn)相對(duì)貧困程度較高的多數(shù)家庭中存在患有重大疾病或殘疾的家人，且農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)會(huì)增加農(nóng)村家庭陷入相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)，而脫貧內(nèi)生動(dòng)力的提高是緩解相對(duì)貧困的關(guān)鍵因素。三是相對(duì)貧困的識(shí)別方法。首先從單維收入視角出發(fā)，OECD通常以居民收入中位數(shù)的40%、50%及60%衡量相對(duì)貧困，歐盟國(guó)家通常采用稅后收入中位數(shù)的60%衡量相對(duì)貧困，而蔣曉敏等［15］以國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)為基準(zhǔn)，考慮我國(guó)實(shí)際情況后選取人均收入中位數(shù)的40%或50%對(duì)相對(duì)貧困進(jìn)行識(shí)別。其次使用AF 法衡量多維相對(duì)貧困，如李春根等［16］從教育、健康、生活水平、資產(chǎn)、醫(yī)療保險(xiǎn)、住房及勞動(dòng)能力七個(gè)維度構(gòu)建了相對(duì)貧困的指標(biāo)體系。四是相對(duì)貧困的致貧因素。張琦等［17］指出相對(duì)貧困群體的致貧原因主要有主體因素、制度因素及環(huán)境因素三方面，并通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)沖擊、社會(huì)排斥及家庭生計(jì)能力影響家庭可行能力，最終導(dǎo)致相對(duì)貧困的產(chǎn)生。趙錦春等［18］認(rèn)為健康人力資本積累能夠緩解家庭持續(xù)性貧困。王建等［19］指出教育投資是阻斷代際傳遞的相對(duì)貧困的重要因素。仲超［20］認(rèn)為家庭相對(duì)貧困的影響因素不僅包括個(gè)體特征及家庭特征，還包括社區(qū)特征及制度特征等。

（三）大病保險(xiǎn)的相關(guān)研究

大病保險(xiǎn)作為醫(yī)療公共管理服務(wù)領(lǐng)域的一次重大創(chuàng)新，是中國(guó)特色醫(yī)療保障體系的重要組成部分，近年來(lái)得到學(xué)者們的廣泛關(guān)注。研究主要集中于以下幾個(gè)方面：一是大病保險(xiǎn)的政策效果。毛瑛等［21］運(yùn)用“結(jié)構(gòu)—過(guò)程—結(jié)果”評(píng)價(jià)體系進(jìn)行測(cè)度，認(rèn)為旬邑縣的大病保險(xiǎn)制度雖然參保率不高、待遇水平較低，但其運(yùn)行情況較好，能有效降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率。馬千慧等［22］對(duì)新農(nóng)合大病保險(xiǎn)的受益公平性進(jìn)行分析，認(rèn)為新農(nóng)合大病保險(xiǎn)存在逆收入分配作用，其經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償主要偏向高收入群體。詹長(zhǎng)春等［23］從橫向和縱向兩個(gè)維度評(píng)估了大病保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效果，認(rèn)為大病保險(xiǎn)的保障效果有限，且對(duì)低收入家庭的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效果不理想。王黔京［24］對(duì)貴州省大病保險(xiǎn)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)的一元制統(tǒng)籌模式比二元制統(tǒng)籌模式的公平性更好，也說(shuō)明了大病保險(xiǎn)仍然存在一定的發(fā)展空間。二是大病保險(xiǎn)政策基金運(yùn)行的可持續(xù)性。蔣云赟［25］利用代際核算體系發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)的基金結(jié)余難以維持大病保險(xiǎn)的支出，只有提高個(gè)人繳費(fèi)率才能實(shí)現(xiàn)大病保險(xiǎn)基金運(yùn)行的可持續(xù)。劉海嘯等［26］以河北省為例，研究發(fā)現(xiàn)低水平報(bào)銷比例下的基金運(yùn)行是可持續(xù)的，高水平報(bào)銷比例下出現(xiàn)了赤字，并提出應(yīng)拓寬大病保險(xiǎn)的籌資渠道。李英英［27］以甘肅省為例，發(fā)現(xiàn)在報(bào)銷比例較高的情況下基金存在大額缺口，所以應(yīng)該通過(guò)財(cái)政補(bǔ)助、吸收慈善捐款等方式增加大病保險(xiǎn)的基金來(lái)源，使大病保險(xiǎn)基金更充足。三是大病保險(xiǎn)的減貧效果。解瑩［28］利用DEA 及Tobit 模型測(cè)算大病保險(xiǎn)運(yùn)行效率，運(yùn)用最小二乘法發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)能改善地區(qū)貧困。陳中南等［29］通過(guò)構(gòu)建絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困指標(biāo)，運(yùn)用雙重差分法進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)能降低絕對(duì)貧困及相對(duì)貧困的發(fā)生概率，進(jìn)而證明大病保險(xiǎn)是鞏固脫貧攻堅(jiān)成果的制度支撐。李華等［30］和羅浩等［31］以災(zāi)難性醫(yī)療支出衡量“因病致貧”，運(yùn)用雙重差分法發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)降低了居民因病致貧的發(fā)生率，且對(duì)健康狀況較差、位于西部地區(qū)及低收入人群等弱勢(shì)群體的政策效果更好。蔡德鑫［32］從單維收入角度衡量相對(duì)貧困，利用雙向固定效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)能夠緩解相對(duì)貧困，且對(duì)低收入群體效果更好。

綜上所述，學(xué)者們普遍認(rèn)為健康風(fēng)險(xiǎn)是貧困發(fā)生的主要原因之一，健康狀況越差、醫(yī)療負(fù)擔(dān)越重，家庭陷入相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)就越大。大病保險(xiǎn)能有效減少家庭的災(zāi)難性醫(yī)療支出、降低居民因病致貧的發(fā)生率，改善家庭的貧困狀況。這些成果為后續(xù)研究提供了參考，但仍存在以下不足：第一，目前對(duì)相對(duì)貧困的研究均以靜態(tài)指標(biāo)度量相對(duì)貧困，沒(méi)有考慮相對(duì)貧困的動(dòng)態(tài)影響；第二，部分相對(duì)貧困指標(biāo)從多維角度出發(fā)，現(xiàn)階段可能存在夸大相對(duì)貧困范圍的風(fēng)險(xiǎn)［33］。第三，絕大多數(shù)相關(guān)研究側(cè)重分析大病保險(xiǎn)對(duì)相對(duì)貧困的影響，但未就其影響機(jī)制做出深入的分析?；诖?，本文在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上，利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012 年至2020 年的數(shù)據(jù)，通過(guò)估計(jì)相對(duì)貧困脆弱性對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行衡量，并運(yùn)用多期雙重差分模型研究大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用及作用機(jī)理，分析大病保險(xiǎn)政策對(duì)不同收入人群、不同健康狀況群體存在的差異效果，進(jìn)而為大病保險(xiǎn)助力鞏固脫貧攻堅(jiān)成果、建立相對(duì)貧困的長(zhǎng)效治理機(jī)制提供一定的參考。

三、大病保險(xiǎn)緩解相對(duì)貧困的作用機(jī)理分析

（一）收入再分配效應(yīng)

相對(duì)貧困主要體現(xiàn)為發(fā)展的不平衡不充分，環(huán)境效應(yīng)使農(nóng)村弱勢(shì)群體享用的醫(yī)療資源和社會(huì)福利較少［34］，而收入再分配被普遍認(rèn)為是對(duì)弱勢(shì)群體進(jìn)行補(bǔ)差，因此發(fā)揮正向的收入再分配效應(yīng)是增強(qiáng)減貧效應(yīng)的重要途徑。城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)是在為全體參保個(gè)體提供均等醫(yī)療保障的同時(shí)，著重為弱勢(shì)群體提供保障的一種權(quán)益保障制度，通過(guò)政策的傾向性實(shí)現(xiàn)對(duì)弱勢(shì)群體保障待遇的相對(duì)公平。大病保險(xiǎn)從籌資和償付兩個(gè)渠道體現(xiàn)出縱向的收入再分配效應(yīng)，進(jìn)而改善弱勢(shì)群體的收入分布，實(shí)現(xiàn)對(duì)弱勢(shì)群體的保障公平。從籌資角度來(lái)看，大病保險(xiǎn)對(duì)弱勢(shì)群體的財(cái)政補(bǔ)助措施反映了大病保險(xiǎn)在籌資方面的親貧性，主要體現(xiàn)在大病保險(xiǎn)對(duì)存在困難的群體采取差異化的財(cái)政補(bǔ)助措施，如對(duì)特困人口、孤兒、無(wú)人撫養(yǎng)兒童按個(gè)人繳費(fèi)金額給予全額資助，對(duì)低保對(duì)象及低保邊緣家庭成員中的老人及未成年人按個(gè)人繳費(fèi)金額的60%給予定額資助，以及對(duì)過(guò)渡期內(nèi)當(dāng)?shù)剜l(xiāng)村振興局認(rèn)定的個(gè)體按繳費(fèi)金額的60%給予資助。從償付角度來(lái)看，大病保險(xiǎn)通過(guò)實(shí)行差異化的償付政策體現(xiàn)了對(duì)弱勢(shì)群體的傾向性，主要反映在對(duì)弱勢(shì)群體“一降一提一擴(kuò)”的支付政策，通過(guò)降低大病保險(xiǎn)的起付線標(biāo)準(zhǔn)、提高大病保險(xiǎn)的報(bào)銷比例及擴(kuò)大病種保障范圍對(duì)弱勢(shì)群體實(shí)施傾斜性的幫扶措施。如表1 所示，大多數(shù)省份將弱勢(shì)群體大病保險(xiǎn)的起付線標(biāo)準(zhǔn)降低了50%，對(duì)各省份弱勢(shì)群體的報(bào)銷比例提高了5%～15%不等，且擴(kuò)大了保障范圍、取消了封頂線。由此可見(jiàn)大病保險(xiǎn)通過(guò)收入再分配效應(yīng)著重對(duì)弱勢(shì)群體進(jìn)行補(bǔ)償，縮小了保障待遇的差距，增強(qiáng)了對(duì)弱勢(shì)群體未來(lái)陷入相對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)的緩解作用，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)保障待遇的相對(duì)公平。

（二）健康效應(yīng)

收入低只是貧困較為外化的表現(xiàn)，而可行能力被剝奪才是貧困產(chǎn)生的根源，健康狀況是影響個(gè)體可行能力高低較為重要的指標(biāo)［35］。農(nóng)村相對(duì)貧困人口由于經(jīng)濟(jì)條件的限制，在面臨大病沖擊時(shí)可行能力及風(fēng)險(xiǎn)承受能力較低，且存在小病不理睬、大病不治療的思想觀念，導(dǎo)致其健康狀況逐漸惡化，提前退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，增加了未來(lái)陷貧的風(fēng)險(xiǎn)［36］。大病保險(xiǎn)政策的實(shí)施，一方面通過(guò)減少居民面臨大病沖擊時(shí)產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用，引導(dǎo)患者及時(shí)就醫(yī)并到高水平的醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診，實(shí)現(xiàn)對(duì)醫(yī)療資源的充分利用，進(jìn)而改善居民的健康狀況；另一方面大病保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償可以使居民減少醫(yī)療消費(fèi)支出，并將資金用于增加健康投資，如積極地保健與按時(shí)體檢等，提高了家庭健康人力資本存量，增加了個(gè)體的經(jīng)濟(jì)績(jī)效，進(jìn)而緩解了重大疾病家庭的相對(duì)貧困。研究數(shù)據(jù)顯示，家庭成員患病會(huì)使弱勢(shì)群體家庭勞動(dòng)參與率下降25%～53%，參加大病保險(xiǎn)使居民的健康狀況改善幅度提高10%～20%，中老年人的住院概率增加1.03%［37］。由此可見(jiàn)大病保險(xiǎn)政策在一定程度上鼓勵(lì)了患病個(gè)體積極就醫(yī)，釋放了醫(yī)療服務(wù)的有效需求，且通過(guò)對(duì)受到大病沖擊的家庭進(jìn)行經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，不僅改善了居民的健康狀況，也降低了家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)。

（三）經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)

“健康貧困陷阱”認(rèn)為健康風(fēng)險(xiǎn)既是貧困發(fā)生的原因，又是貧困產(chǎn)生的結(jié)果，而相對(duì)貧困人口在面臨災(zāi)難性醫(yī)療支出時(shí)極易陷入貧困陷阱。因此，有必要采用醫(yī)療保險(xiǎn)制度中斷“疾病—貧困”惡性循環(huán)，通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移功能補(bǔ)償個(gè)體因疾病風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)損失，抵消患者因健康風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)生的陷貧、返貧風(fēng)險(xiǎn)。但基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)因重大疾病產(chǎn)生的災(zāi)難性醫(yī)療支出保障水平有限，難以緩解相對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)。而城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)作為基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的補(bǔ)充，對(duì)超出基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度封頂線的災(zāi)難性醫(yī)療支出進(jìn)行二次補(bǔ)償，減少了家庭面臨大病沖擊時(shí)需要自費(fèi)的災(zāi)難性醫(yī)療支出，提高了抗風(fēng)險(xiǎn)能力，進(jìn)而擺脫健康貧困陷阱，降低未來(lái)陷貧、返貧風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)原銀保監(jiān)會(huì)及政府?dāng)?shù)據(jù)，2016 年大病保險(xiǎn)累計(jì)賠款額為300.90億元，且大病患者的實(shí)際報(bào)銷比例在基本醫(yī)保的基礎(chǔ)上提高了13.85%，醫(yī)療保險(xiǎn)整體的報(bào)銷比例達(dá)到70%；截至2021 年年底，實(shí)際報(bào)銷比例提高到18%，最高報(bào)銷金額達(dá)到111.6萬(wàn)元，在基本醫(yī)保與大病保險(xiǎn)總實(shí)際報(bào)銷額與參保人員總住院費(fèi)用比例由52%提高至63.2%后，個(gè)人醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)減輕了11 個(gè)百分點(diǎn)。由此可見(jiàn)自2015 年大病保險(xiǎn)全面實(shí)施以來(lái)，大病患者的報(bào)銷比例逐年提高，強(qiáng)化了相對(duì)貧困家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，極大程度緩解了相對(duì)貧困人口的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，進(jìn)而有效緩解了因病致貧、因病返貧問(wèn)題。

（四）資本積累效應(yīng)

農(nóng)村相對(duì)貧困人口的抗風(fēng)險(xiǎn)能力較差，為了應(yīng)對(duì)大病沖擊所需要的巨額醫(yī)療支出，人們會(huì)準(zhǔn)備較多資金進(jìn)行額外儲(chǔ)蓄，即增加家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄來(lái)抵抗未來(lái)患病產(chǎn)生的健康風(fēng)險(xiǎn)。但這樣一方面現(xiàn)有的預(yù)防性儲(chǔ)蓄難以保障未來(lái)患有重大疾病需要的醫(yī)療費(fèi)用，另一方面預(yù)防性儲(chǔ)蓄過(guò)多會(huì)對(duì)個(gè)人及家庭的資產(chǎn)配置產(chǎn)生影響。而保險(xiǎn)是規(guī)避健康風(fēng)險(xiǎn)最有力的工具，大病保險(xiǎn)可以通過(guò)杠桿作用，用低廉的保費(fèi)換取高保障，通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移使健康風(fēng)險(xiǎn)最小化，在保險(xiǎn)的保障下將原本計(jì)劃儲(chǔ)蓄的部分資金釋放出來(lái)。當(dāng)家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力越強(qiáng)，預(yù)防性儲(chǔ)蓄越少時(shí)，會(huì)將更多的資金用于風(fēng)險(xiǎn)投資或生產(chǎn)性投資，優(yōu)化家庭的資產(chǎn)配置，增加家庭的收入，進(jìn)而降低健康風(fēng)險(xiǎn)導(dǎo)致的陷貧、返貧概率，緩解家庭的經(jīng)濟(jì)壓力。研究顯示，對(duì)城市居民來(lái)說(shuō)參加醫(yī)療保險(xiǎn)使家庭持有的金融資產(chǎn)與風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)比未參保時(shí)分別提高6%和6.5%；而對(duì)農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)參加醫(yī)療保險(xiǎn)使家庭參與投資和生產(chǎn)性投資的可能性較未參保時(shí)分別增加2.3%和7.8%［38］。由此可見(jiàn)參加大病保險(xiǎn)可以通過(guò)提高家庭的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，有效釋放家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，進(jìn)而調(diào)整風(fēng)險(xiǎn)敞口至適度水平，緩解家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)。

四、模型與方法

（一）研究方法

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2012—2020 年的農(nóng)村面板數(shù)據(jù)，利用Stata17.0 軟件，首先運(yùn)用三階段可行廣義最小二乘法（FGLS）估計(jì)農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困脆弱性，并在平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上采用多期雙重差分模型（Staggered DID）檢驗(yàn)大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用；其次通過(guò)異質(zhì)性分析檢驗(yàn)大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的收入再分配效應(yīng)及健康效應(yīng)，并通過(guò)中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)及資本積累效應(yīng)。

（二）模型構(gòu)建

雙重差分模型是國(guó)內(nèi)外應(yīng)用較為廣泛的、專門用于評(píng)估政策效應(yīng)的方法，主要應(yīng)用于政策效果、制度績(jī)效及項(xiàng)目評(píng)價(jià)等方面，基于此本文使用雙重差分法來(lái)檢驗(yàn)實(shí)施大病保險(xiǎn)政策對(duì)緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的政策效果。傳統(tǒng)的雙重差分法（DID）是經(jīng)濟(jì)學(xué)家們提出來(lái)的一種基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)邏輯的分析方法，它將受到政策沖擊和未受到政策沖擊的個(gè)體分為“實(shí)驗(yàn)組”與“對(duì)照組”，通過(guò)計(jì)算政策實(shí)施前后對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組之間變化的差異來(lái)分析政策沖擊帶來(lái)的影響，并可以避免因樣本選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性估計(jì)偏差。但由于各省份實(shí)施大病保險(xiǎn)政策的時(shí)間有所不同，而傳統(tǒng)DID 的前提是事件或政策發(fā)生在統(tǒng)一的時(shí)點(diǎn)，因此本文借鑒BECK 等［39］的做法，采用多期雙重差分模型來(lái)評(píng)估大病保險(xiǎn)政策對(duì)緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的政策效果。在定量分析中將實(shí)施了大病保險(xiǎn)政策的省份作為實(shí)驗(yàn)組，未實(shí)施大病保險(xiǎn)政策的省份作為對(duì)照組，并根據(jù)各省份實(shí)施大病保險(xiǎn)政策的時(shí)間設(shè)置政策虛擬變量did，若在當(dāng)年該城市實(shí)施了大病保險(xiǎn)政策，則該城市當(dāng)年及以后年份的did=1，否則did=0?；诖耍疚幕鶞?zhǔn)回歸的模型如下：

其中，Vepit為個(gè)體i在t年的貧困脆弱性，當(dāng)Vepit=1時(shí)該家庭為相對(duì)貧困家庭，當(dāng)Vepit=0時(shí)該家庭為非相對(duì)貧困家庭；did表示大病保險(xiǎn)政策的政策虛擬變量；β1的估計(jì)值表示大病保險(xiǎn)政策對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困影響的凈效應(yīng)，當(dāng)β1為負(fù)數(shù)時(shí)，表明大病保險(xiǎn)政策對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困具有緩解作用，即參加大病保險(xiǎn)可以緩解家庭的貧困脆弱性；Xit為影響家庭相對(duì)貧困的控制變量，包括戶主年齡、性別、教育水平、婚姻、就業(yè)情況、身體狀況等個(gè)人特質(zhì)及家庭老人與收入、消費(fèi)、資產(chǎn)、負(fù)債等家庭特征；μi代表個(gè)體固定效應(yīng)，γt代表時(shí)間固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用2012 年、2014 年、2016 年、2018 年及2020 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。CFPS 是由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心每隔兩年組織并實(shí)施，以全國(guó)26 個(gè)省份（自治區(qū)、直轄市）為調(diào)查范圍、隨機(jī)抽取15 000戶家庭對(duì)其家庭成員進(jìn)行跟蹤調(diào)查形成的調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)包括其社區(qū)、家庭及個(gè)人的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育成果、家庭關(guān)系、人口遷移及健康等各個(gè)方面，且涵蓋了大量關(guān)于家庭經(jīng)濟(jì)、健康、醫(yī)療保險(xiǎn)及費(fèi)用的相關(guān)數(shù)據(jù)，為本文的研究提供了高質(zhì)量的數(shù)據(jù)支撐。

在數(shù)據(jù)處理方面，本文首先將個(gè)人數(shù)據(jù)匹配至家庭數(shù)據(jù)中，以獲得家庭成員的個(gè)人信息；其次由于本文以家庭的貧困脆弱性為視角進(jìn)行研究，因此對(duì)戶主以外的樣本進(jìn)行剔除。通過(guò)匹配2012 年、2014 年、2016 年、2018 年及2020 年五年數(shù)據(jù)，并對(duì)城市樣本、未匹配上及存在非正常觀測(cè)值、缺失值的樣本進(jìn)行剔除后，最終得到3 316 個(gè)有效樣本的面板數(shù)據(jù)。

（四）變量選取

1.核心解釋變量。本文以大病保險(xiǎn)政策的虛擬變量作為核心解釋變量。2012 年國(guó)家發(fā)展和改革委、衛(wèi)生部、財(cái)政部等六部委印發(fā)了《關(guān)于開展城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)工作的指導(dǎo)意見(jiàn)》，為大病保險(xiǎn)政策的試點(diǎn)工作揭開了序幕。2013年至2014年我國(guó)以“先行試點(diǎn)、逐步推開”的模式逐漸推廣了城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)的試點(diǎn)工作，2015 年底我國(guó)31 個(gè)省份均已開展大病保險(xiǎn)試點(diǎn)，進(jìn)而形成大病保險(xiǎn)與基本醫(yī)療保險(xiǎn)的雙重保障，有效避免因病返貧、因病致貧情況的發(fā)生。本文根據(jù)各省份大病保險(xiǎn)的政策文件，匯總整理出各省份正式實(shí)施大病保險(xiǎn)政策的時(shí)間（如表2 所示），當(dāng)該省份被大病保險(xiǎn)政策覆蓋時(shí)賦值為1，否則取0。數(shù)據(jù)來(lái)源: 來(lái)自各省份大病保險(xiǎn)的政府公告。

表2 各省份大病保險(xiǎn)政策的實(shí)施時(shí)間

2.被解釋變量。本文以農(nóng)村相對(duì)貧困作為被解釋變量，通過(guò)估計(jì)相對(duì)貧困脆弱性衡量相對(duì)貧困指標(biāo)。絕對(duì)貧困強(qiáng)調(diào)生存貧困，主要是指?jìng)€(gè)體或家庭不能維持基本生存需要；而相對(duì)貧困人群雖然能夠維持基本生活需求，但在經(jīng)濟(jì)、文化、教育等方面均處于弱勢(shì)地位，更多強(qiáng)調(diào)的是脆弱性、社會(huì)排斥等的一種“相對(duì)剝奪感”。而貧困脆弱性容易使個(gè)體在面臨大病等負(fù)面沖擊時(shí)陷入經(jīng)濟(jì)困境中，成為相對(duì)貧困家庭，甚至可能會(huì)返回到絕對(duì)貧困狀態(tài)，因此緩解貧困脆弱性對(duì)縮小相對(duì)貧困規(guī)模意義重大。貧困脆弱性主要根據(jù)農(nóng)村個(gè)體當(dāng)前的福利水平評(píng)估未來(lái)面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的可能性以及抗風(fēng)險(xiǎn)能力，并通過(guò)貧困線及脆弱線的標(biāo)準(zhǔn)有效識(shí)別農(nóng)村居民相對(duì)貧困狀況。對(duì)貧困脆弱性的衡量主要基于居民的收入水平、消費(fèi)支出及其他福利指標(biāo)的變動(dòng)性等［40］，這一變動(dòng)性的參考標(biāo)準(zhǔn)一般等于或高于絕對(duì)貧困線，因此貧困脆弱性能夠體現(xiàn)出相對(duì)貧困的“絕對(duì)內(nèi)核”［41］，通過(guò)估計(jì)相對(duì)貧困脆弱性能夠有效識(shí)別目前情況較好，但未來(lái)有可能陷入相對(duì)貧困的農(nóng)村家庭。

貧困脆弱性是一種事前的預(yù)測(cè)指標(biāo)，它指?jìng)€(gè)人或家庭在遭遇風(fēng)險(xiǎn)后生活質(zhì)量下降到公認(rèn)的某一水平之下的可能性，以動(dòng)態(tài)的視角衡量未來(lái)陷入風(fēng)險(xiǎn)的概率，貧困脆弱性越高，陷入貧困的可能性越大。由于貧困具有反復(fù)性、長(zhǎng)期性及脆弱性的特點(diǎn)，因此貧困脆弱性涵蓋的范圍不僅包括貧困人群，還包括脫貧邊緣人口及脫貧易返貧人口。

目前學(xué)術(shù)界提出了期望貧困脆弱性（VEP）、低期望效用脆弱性（VEU）以及風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性（VER）三種測(cè)度方法，其中期望貧困脆弱性從風(fēng)險(xiǎn)的角度指出個(gè)人或者家庭在未來(lái)遭遇風(fēng)險(xiǎn)后陷入貧困的可能，它既考慮到個(gè)體或家庭不同的偏好，也能從動(dòng)態(tài)的角度度量貧困，因此具有一定的前瞻性。低期望效用脆弱性是從效用的角度衡量貧困，指出貧困脆弱性就是在遭遇風(fēng)險(xiǎn)后實(shí)際的消費(fèi)與特定水平線下消費(fèi)給家庭帶來(lái)的期望效應(yīng)的差異，消費(fèi)在該水平線之上則為非脆弱性家庭，反之則具有貧困脆弱性，該度量方法使用單一的效用函數(shù)，無(wú)法很好地度量個(gè)體或家庭不同特點(diǎn)的偏好。風(fēng)險(xiǎn)暴露的脆弱性從損失的角度將遭遇風(fēng)險(xiǎn)時(shí)對(duì)家庭福利狀況的損失程度計(jì)為貧困脆弱性，該度量方法更側(cè)重于事后的測(cè)度，無(wú)法體現(xiàn)貧困脆弱性事前預(yù)測(cè)的特點(diǎn)。

基于此，本文采用CHAUDHRUI等［42］提出的期望貧困脆弱性（VEP）法對(duì)家庭貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)度，通過(guò)三階段可行廣義最小二乘法（FGLS）預(yù)測(cè)家庭在未來(lái)遭遇風(fēng)險(xiǎn)后陷入貧困的概率?；痉匠倘缦拢?/p>

其中，Vulit代表樣本i在第t年的貧困脆弱性；incomei,t+1代表樣本i在第t+1年的家庭人均收入水平，Mt為各年的貧困線，Xi為個(gè)體特征變量及家庭特征變量。如果未來(lái)家庭人均收入水平低于選取的貧困線，則視該個(gè)體為貧困脆弱性個(gè)體，反之則為非貧困脆弱性個(gè)體。由于我國(guó)貧困線標(biāo)準(zhǔn)是根據(jù)收入水平設(shè)定的，因此本文使用家庭總收入對(duì)貧困脆弱性進(jìn)行測(cè)度，具體的測(cè)算步驟如下：

首先，本文將家庭人均收入的對(duì)數(shù)值作為被解釋變量，將一系列影響家庭人均收入的個(gè)體特征及家庭特征變量作為解釋變量，使用最小二乘法（OLS）對(duì)其進(jìn)行回歸，將最小二乘法回歸后的殘差值平方，進(jìn)行第二次最小二乘估計(jì)。

其次，使用最小二乘估計(jì)得到的擬合值構(gòu)建權(quán)重進(jìn)行三階段可行廣義最小二乘估計(jì)，進(jìn)而得到ρ和α 的有效一致估計(jì)量，分別記為和，進(jìn)而計(jì)算家庭人均收入對(duì)數(shù)的期望值與方差。

最后，本文借鑒CHRISTIAENSEN 和SUBBARAO［43］的做法，假設(shè)家庭人均收入的對(duì)數(shù)服從正態(tài)分布，通過(guò)選擇相對(duì)貧困線和脆弱性的閾值對(duì)樣本i的貧困脆弱性進(jìn)行計(jì)算。

就相對(duì)貧困線而言，大多數(shù)學(xué)者按照農(nóng)村家庭人均可支配收入中位數(shù)的40%、50%及60%衡量相對(duì)貧困的標(biāo)準(zhǔn)［44］。由于我國(guó)居民收入呈現(xiàn)向左偏的分布，即收入處于均值以下的人群占據(jù)大多數(shù)，因此本文選取農(nóng)村家庭人均可支配收入中位數(shù)的40%作為相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)衡量貧困脆弱性。就脆弱性而言，本文采取大多數(shù)學(xué)者采用的50%的脆弱線標(biāo)準(zhǔn)衡量貧困脆弱性［45］，即當(dāng)家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困或處于相對(duì)貧困的概率小于50%時(shí)，則該家庭被視為相對(duì)貧困家庭。

3.中介變量。本文利用中介效應(yīng)模型從經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)和資本積累效應(yīng)兩個(gè)方面研究大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用，通過(guò)災(zāi)難性醫(yī)療支出和金融資產(chǎn)兩個(gè)中介變量研究其作用機(jī)理。其中根據(jù)世界衛(wèi)生組織（WHO）對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出的定義，認(rèn)為家庭自付醫(yī)療費(fèi)用總額不小于家庭非食品支出40%的家庭具有災(zāi)難性醫(yī)療支出；家庭金融資產(chǎn)以家庭金融資產(chǎn)總額的對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。

4.控制變量。本文認(rèn)為戶主的個(gè)體特征及家庭特征也會(huì)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困水平產(chǎn)生影響，因此在其中選擇部分變量作為控制變量。其中個(gè)體特征包括性別、年齡、受教育程度、工作情況、婚姻狀況及是否參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)等，家庭特征主要包括家庭中老人與子女?dāng)?shù)、家庭人均消費(fèi)、家庭人均資產(chǎn)及家庭人均負(fù)債等。為了消除異方差的影響，本文對(duì)家庭人均消費(fèi)、家庭人均資產(chǎn)及家庭人均負(fù)債進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。

（五）描述性統(tǒng)計(jì)

在本文2012—2020 年3 316 個(gè)農(nóng)村家庭觀測(cè)值中（如表3 所示），有2%的農(nóng)戶家庭具有相對(duì)貧困風(fēng)險(xiǎn)，家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的比例達(dá)到了5.8%，即部分農(nóng)戶家庭未來(lái)存在或是當(dāng)前已存在返貧風(fēng)險(xiǎn)。從個(gè)體特征來(lái)看，這些樣本的平均受教育程度為初中，平均年齡為48 歲，其中戶主為男性所占的比例為58.7%，已婚的比例達(dá)到90.5%，農(nóng)村基本醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋率達(dá)到了93.7%。從家庭特征來(lái)看，家庭中老人數(shù)量的均值為0.153，子女?dāng)?shù)量的均值為0.527，即老人與子女?dāng)?shù)在家庭中所占比例相對(duì)較大。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文采用多期雙重差分模型分析大病保險(xiǎn)政策對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用，結(jié)果表明大病保險(xiǎn)存在對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的緩解作用（見(jiàn)表4）。模型（1）和模型（2）均采用雙向固定效應(yīng)的多期雙重差分法進(jìn)行估計(jì)，在未加入控制變量的模型（1）中，大病保險(xiǎn)政策虛擬變量的估計(jì)系數(shù)為-0.045 4，且在1%的水平上產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，即參加大病保險(xiǎn)能夠緩解農(nóng)戶家庭陷入相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上增加個(gè)體特征與家庭特征的控制變量進(jìn)行回歸，估計(jì)系數(shù)的顯著性及大小未發(fā)生明顯變動(dòng)，說(shuō)明在考慮個(gè)體特征和家庭特征后大病保險(xiǎn)政策仍然具有緩解家庭相對(duì)貧困的作用，其估計(jì)系數(shù)為-0.042 9，即參加大病保險(xiǎn)后農(nóng)戶家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的概率降低了4.29%。

表4 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在模型（2）的控制變量中，戶主的受教育程度及工作情況的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)數(shù)，說(shuō)明受教育程度高且參加工作的農(nóng)戶家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的概率小，可能的原因是受教育程度越高，對(duì)相對(duì)貧困代際傳遞的阻斷作用越強(qiáng)，緩解了農(nóng)戶家庭的相對(duì)貧困程度；農(nóng)戶參加工作能夠促進(jìn)家庭增收，緩解家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，進(jìn)而降低家庭陷入相對(duì)貧困的概率。從家庭老人數(shù)及子女?dāng)?shù)來(lái)看，其估計(jì)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明家庭老人、子女?dāng)?shù)越多，未來(lái)陷入相對(duì)貧困的概率越高，主要原因是老人子女?dāng)?shù)越多，家庭越會(huì)承受較大的負(fù)擔(dān)，進(jìn)而會(huì)增加家庭返貧、陷貧風(fēng)險(xiǎn)。家庭人均資產(chǎn)與人均消費(fèi)對(duì)家庭相對(duì)貧困在1%的水平上產(chǎn)生了負(fù)向影響，說(shuō)明家庭資產(chǎn)越多，人均消費(fèi)越高，家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的概率越小，主要是由于相對(duì)貧困的衡量標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定當(dāng)家庭的收入低于家庭必備開支時(shí)就屬于貧困范疇，因此人均消費(fèi)越高，相對(duì)貧困程度越低。

（二）異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示大病保險(xiǎn)政策可以緩解農(nóng)村相對(duì)貧困，因此本文在理論分析的基礎(chǔ)上進(jìn)一步進(jìn)行異質(zhì)性分析。通過(guò)對(duì)不同收入及不同健康狀況的群體進(jìn)行劃分，從收入再分配效應(yīng)及健康效應(yīng)兩個(gè)方面檢驗(yàn)大病保險(xiǎn)緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的作用機(jī)理。

1.收入再分配效應(yīng)

低收入群體往往會(huì)受到預(yù)算約束的限制，在面臨大病沖擊時(shí)返貧陷貧的風(fēng)險(xiǎn)更大，因此大病保險(xiǎn)對(duì)不同收入群體家庭相對(duì)貧困的緩解作用存在差異。本文根據(jù)不同的家庭收入水平將全樣本分為低收入、中等收入及高收入三種群體，通過(guò)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)存在正向的收入再分配效應(yīng)，通過(guò)幫扶患有重大疾病的弱勢(shì)群體，進(jìn)而緩解農(nóng)戶家庭相對(duì)貧困，促進(jìn)受益公平。表5 的前三列為收入異質(zhì)性分析的結(jié)果，可以看出大病保險(xiǎn)政策在不同收入群體間的緩解作用存在差異，雖然三個(gè)群體政策虛擬變量的估計(jì)系數(shù)都為負(fù)，但只有低收入群體大病保險(xiǎn)的政策效應(yīng)是顯著的，且估計(jì)系數(shù)為-0.117 4，中等收入及高收入群體大病保險(xiǎn)政策的估計(jì)系數(shù)不顯著。因此可以說(shuō)明大病保險(xiǎn)政策對(duì)低收入群體具有較好的政策效果。

2.健康效應(yīng)

不同家庭個(gè)體的健康狀況不同，其因病致貧、因病返貧的風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)有所不同，大病保險(xiǎn)的政策效果也可能存在差異。本文根據(jù)樣本健康狀況的不同將全樣本劃分為健康狀況差、健康狀況一般及健康狀況好三種群體，異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)政策存在健康效應(yīng)，通過(guò)對(duì)患有重大疾病的農(nóng)戶進(jìn)行二次經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，緩解家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，進(jìn)而緩解家庭的相對(duì)貧困。表5 后三列為健康異質(zhì)性分析的結(jié)果，可以看出大病保險(xiǎn)的影響程度在不同健康狀況的群體中也存在差異，如健康狀況差的群體大病保險(xiǎn)估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著且估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值最大，而健康狀況一般的群體與健康狀況好的群體大病保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)不顯著。由此可見(jiàn)，大病保險(xiǎn)政策對(duì)健康狀況差的農(nóng)戶家庭相對(duì)貧困的緩解作用最大，對(duì)健康狀況一般及健康狀況好的農(nóng)戶家庭不存在顯著影響，主要原因是患有重大疾病的農(nóng)戶產(chǎn)生的醫(yī)療費(fèi)用更多，承擔(dān)的醫(yī)療負(fù)擔(dān)更重，而參加大病保險(xiǎn)能夠通過(guò)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償緩解家庭的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，因此參加大病保險(xiǎn)對(duì)健康狀況差的農(nóng)戶家庭相對(duì)貧困的緩解作用更大。

（三）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)作為大病保險(xiǎn)政策事后的補(bǔ)償機(jī)制，體現(xiàn)出對(duì)家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的緩解作用；資本積累效應(yīng)主要反映大病保險(xiǎn)事前的預(yù)防機(jī)制，體現(xiàn)在減少家庭預(yù)防性儲(chǔ)蓄、優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置方面?；诖吮疚囊罁?jù)Baron and Kenny 的逐步中介效應(yīng)檢驗(yàn)，從經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)及資本積累效應(yīng)兩方面對(duì)大病保險(xiǎn)緩解相對(duì)貧困的作用機(jī)理進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)檢驗(yàn)

本文以災(zāi)難性醫(yī)療支出作為中介變量檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)，結(jié)果顯示大病保險(xiǎn)可以通過(guò)減少家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出，降低農(nóng)戶家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的風(fēng)險(xiǎn)，即大病保險(xiǎn)政策存在經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)（見(jiàn)表6）。模型（1）為大病保險(xiǎn)對(duì)緩解農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的總效應(yīng)，即基準(zhǔn)回歸結(jié)果；模型（2）為大病保險(xiǎn)對(duì)家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，其估計(jì)系數(shù)為-0.0411，且在5%的水平上顯著，說(shuō)明大病保險(xiǎn)可以減少家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出；同時(shí)模型（3）將中介變量災(zāi)難性醫(yī)療支出與解釋變量大病保險(xiǎn)政策虛擬變量均納入回歸中，發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值從0.042 5 減小至0.040 9，說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)，即減少家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出是大病保險(xiǎn)緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的作用機(jī)理之一。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.資本積累效應(yīng)檢驗(yàn)

弱勢(shì)群體的抗風(fēng)險(xiǎn)能力較低，因此會(huì)增加家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄來(lái)應(yīng)對(duì)未來(lái)不確定的健康風(fēng)險(xiǎn)。大病保險(xiǎn)的二次報(bào)銷使家庭未來(lái)的健康風(fēng)險(xiǎn)有了一定的保障，進(jìn)而降低家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，將更多的資金用于理財(cái)或投資，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置，緩解家庭的相對(duì)貧困。本文以家庭金融資產(chǎn)總額的對(duì)數(shù)作為中介變量檢驗(yàn)大病保險(xiǎn)的資本積累效應(yīng)，模型（4）為大病保險(xiǎn)對(duì)家庭金融資產(chǎn)占比的影響，結(jié)果顯示其估計(jì)系數(shù)不顯著，且Sobel 檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，因此不存在中介效應(yīng)；而模型（5）將大病保險(xiǎn)與金融資產(chǎn)均納入回歸，結(jié)果顯示增加金融資產(chǎn)可以緩解家庭的相對(duì)貧困，由此可見(jiàn)大病保險(xiǎn)政策不存在資本積累效應(yīng)?？赡艿脑蚴俏覈?guó)居民的憂患意識(shí)較強(qiáng)，大多數(shù)人理財(cái)觀念較為保守，且農(nóng)戶的可支配收入較少，會(huì)選擇規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，很少進(jìn)行理財(cái)甚至投資。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)檢驗(yàn)是使用雙重差分模型的前提，若處理組與控制組在政策發(fā)生前存在一定差異，那么使用雙重差分模型得到的結(jié)果就不能代表政策的凈效應(yīng)。只有處理組與控制組在政策發(fā)生前滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，才能保證雙重差分模型估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果如圖1 所示，在政策沖擊之前，相對(duì)時(shí)間虛擬變量的系數(shù)均不顯著，表明處理組與控制組家庭相對(duì)貧困的變化趨勢(shì)不存在顯著差異；在政策沖擊時(shí)及政策沖擊后相對(duì)時(shí)間虛擬變量的系數(shù)顯著為負(fù)，表明處理組與控制組家庭的相對(duì)貧困出現(xiàn)了顯著差異，滿足共同趨勢(shì)假設(shè)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

農(nóng)村相對(duì)貧困狀況的變化還可能是由大病保險(xiǎn)政策以外的一些隨機(jī)因素引起的，因此本文通過(guò)虛構(gòu)政策時(shí)間，生成偽政策虛擬變量進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。通過(guò)500次隨機(jī)抽樣及回歸，結(jié)果如圖2所示，其中豎向虛線為基準(zhǔn)回歸的真實(shí)估計(jì)系數(shù)，橫線虛線代表0.1 的P值水平，在該線以上則代表估計(jì)結(jié)果不顯著。實(shí)曲線代表500 次隨機(jī)抽樣回歸的概率密度。虛曲線代表500 次隨機(jī)抽樣回歸的P值分布。從圖2 可以看出，偽政策虛擬變量的估計(jì)系數(shù)集中分布在0 左右，絕大多數(shù)在10%水平線（即橫虛線）之上，也就是說(shuō)絕大多數(shù)隨機(jī)抽樣結(jié)果不顯著，且偽政策虛擬變量的估計(jì)系數(shù)明顯不同于基準(zhǔn)回歸的真實(shí)估計(jì)值，由此可以說(shuō)明，大病保險(xiǎn)政策的實(shí)施對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用未受到其他因素的影響，即本文的研究結(jié)論穩(wěn)健。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

3.反事實(shí)檢驗(yàn)

本文通過(guò)將大病保險(xiǎn)政策的實(shí)施時(shí)間提前兩年進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。若發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)政策的估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)，則說(shuō)明農(nóng)村家庭相對(duì)貧困受其他政策或因素的影響；若發(fā)現(xiàn)大病保險(xiǎn)政策的估計(jì)系數(shù)不再顯著，則說(shuō)明大病保險(xiǎn)確實(shí)對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困產(chǎn)生了明顯作用，即回歸結(jié)果穩(wěn)健。結(jié)果如表7 中模型（1）所示，大病保險(xiǎn)政策變量的估計(jì)系數(shù)為0.027 0，且不再顯著，表明農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的緩解作用是受大病保險(xiǎn)政策影響，而非其他因素。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，本文通過(guò)改變相對(duì)貧困的衡量閾值，即改變貧困脆弱性的脆弱線及貧困線標(biāo)準(zhǔn)對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于部分學(xué)者認(rèn)為50%脆弱線標(biāo)準(zhǔn)下只能篩選出長(zhǎng)期處于貧困的家庭，對(duì)部分突然遭遇風(fēng)險(xiǎn)而陷入暫時(shí)貧困的家庭無(wú)法有效識(shí)別，因此為了有效識(shí)別短期內(nèi)容易陷入相對(duì)貧困的個(gè)體及家庭，本文借鑒GUNTHER 和HARTTGEN［46］的做法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，如表7中模型（2）通過(guò)時(shí)間折算將29%作為脆弱線衡量相對(duì)貧困進(jìn)行回歸；模型（3）與模型（4）采用世界銀行3.2美元∕日及5.5美元∕日發(fā)展中國(guó)家的國(guó)際貧困線標(biāo)準(zhǔn)，并通過(guò)世界銀行的PPP購(gòu)買力轉(zhuǎn)換因子折算為人民幣進(jìn)而衡量相對(duì)貧困進(jìn)行回歸，結(jié)果均顯示大病保險(xiǎn)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，因此本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與政策建議

本文以城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策作為切入點(diǎn)，使用2012 年至2020 年CFPS 數(shù)據(jù)，首先運(yùn)用三階段可行廣義最小二乘法構(gòu)建相對(duì)貧困脆弱性以代表農(nóng)村家庭相對(duì)貧困指標(biāo)，然后以各省份城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策的發(fā)生時(shí)點(diǎn)作為政策虛擬變量，將實(shí)施了大病保險(xiǎn)政策的省份作為“處理組”，未實(shí)施大病保險(xiǎn)政策的省份作為“對(duì)照組”，運(yùn)用多期雙重差分模型分析大病保險(xiǎn)政策對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用。其次，通過(guò)異質(zhì)性分析及中介效應(yīng)模型驗(yàn)證了大病保險(xiǎn)緩解農(nóng)村相對(duì)貧困存在的收入再分配效應(yīng)、健康效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)及資本積累效應(yīng)。主要結(jié)論如下：第一，實(shí)施城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策使農(nóng)村相對(duì)貧困家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的概率降低了4.29%，即大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困具有緩解作用，經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后研究結(jié)論依然成立。第二，異質(zhì)性分析表明大病保險(xiǎn)對(duì)低收入群體及健康狀況差的群體的政策效應(yīng)更好，即大病保險(xiǎn)具有正向的收入再分配效應(yīng)和健康效應(yīng)。第三，中介效應(yīng)模型表明大病保險(xiǎn)可以通過(guò)減少家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出緩解農(nóng)村家庭的相對(duì)貧困，即大病保險(xiǎn)具有經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)。但由于我國(guó)居民的憂患意識(shí)較強(qiáng)，大多數(shù)人理財(cái)觀念較為保守，且農(nóng)村的弱勢(shì)群體會(huì)因經(jīng)濟(jì)條件受限選擇規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，很少進(jìn)行理財(cái)與投資，因此資本積累效應(yīng)不存在。

為了更好地發(fā)揮出城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策對(duì)農(nóng)村相對(duì)貧困的緩解作用，結(jié)合本文的研究結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議：

第一，拓寬大病保險(xiǎn)的籌資渠道、提高大病保險(xiǎn)保障水平。雖然城鄉(xiāng)居民大病保險(xiǎn)政策具有緩解農(nóng)村相對(duì)貧困的作用，但總體來(lái)看大病保險(xiǎn)政策交互項(xiàng)對(duì)農(nóng)村家庭相對(duì)貧困的緩解作用只有4.29%，從下降幅度來(lái)看，其緩解作用有限。主要原因在于，一是當(dāng)前醫(yī)療費(fèi)用過(guò)高使大病的治療費(fèi)用居高不下，二是大病保險(xiǎn)的籌資水平受限，進(jìn)而使大病保險(xiǎn)未完全發(fā)揮出政策效果。因此本文認(rèn)為，首先應(yīng)該完善大病保險(xiǎn)政策的籌資機(jī)制，建立多渠道的籌資機(jī)制，在大病保險(xiǎn)制度向農(nóng)村弱勢(shì)群體傾斜的前提下，通過(guò)政府征收專項(xiàng)稅、從社會(huì)層面及慈善組織募集捐款拓寬大病保險(xiǎn)的籌資渠道；并且應(yīng)根據(jù)地區(qū)不同的發(fā)展水平采取差異化的籌資機(jī)制，逐步完善大病保險(xiǎn)制度。其次要合理控制醫(yī)療費(fèi)用的增長(zhǎng)，防止部分群體過(guò)度就醫(yī)，進(jìn)而促進(jìn)大病保險(xiǎn)保障的公平性。

第二，積極培養(yǎng)農(nóng)村居民的健康意識(shí)，合理利用醫(yī)療資源。為了確保大病保險(xiǎn)能發(fā)揮出更好的效果，防止因病致貧、因病返貧情況的發(fā)生，首先，應(yīng)當(dāng)增強(qiáng)公民的健康意識(shí)，提高公民的健康文化素養(yǎng)。要讓公民認(rèn)識(shí)到身體是革命的本錢，通過(guò)加強(qiáng)體育鍛煉，提高自我保健意識(shí)，進(jìn)而提高身體素質(zhì)。其次，應(yīng)當(dāng)為弱勢(shì)群體及農(nóng)村相對(duì)貧困人口提供并普及免費(fèi)體檢，鼓勵(lì)患病后及時(shí)就醫(yī)，防止有病不治，小病拖成大病情況的發(fā)生，提高家庭抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力，從源頭上緩解健康風(fēng)險(xiǎn)，降低農(nóng)村家庭未來(lái)陷入相對(duì)貧困的可能性。此外，還應(yīng)鼓勵(lì)公民合理利用醫(yī)療資源，避免小病大治，減輕患者的就醫(yī)負(fù)擔(dān)。

第三，合理引導(dǎo)農(nóng)村居民進(jìn)入金融市場(chǎng)，優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置。農(nóng)村弱勢(shì)群體在教育及資源等方面的資源稟賦不同，家庭可支配收入少、抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較低；農(nóng)村居民的文化程度不高，缺乏相關(guān)的金融知識(shí)，更重視家庭的勞動(dòng)性收入而非資產(chǎn)性收入，導(dǎo)致家庭的資產(chǎn)配置效率較低。因此我們應(yīng)該通過(guò)當(dāng)?shù)卣敖鹑跈C(jī)構(gòu)開展一系列的金融知識(shí)宣傳與教育活動(dòng)，提高農(nóng)村居民的金融素養(yǎng)、培養(yǎng)農(nóng)村居民優(yōu)化家庭資產(chǎn)配置的意識(shí)。建議健康狀況較好的家庭持有部分金融資產(chǎn)，適當(dāng)持有部分風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)；而健康狀況較差的家庭可以增加保障型資產(chǎn)的比重，從而為家庭未來(lái)可能發(fā)生的健康風(fēng)險(xiǎn)提供保障，緩解農(nóng)村家庭相對(duì)貧困。