新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧的緩解效果研究
——基于生存分析視角

(浙江農(nóng)林大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 浙江杭州 311300)

改革開放以來，我國開展了大規(guī)模扶貧行動，政府逐漸認(rèn)清健康與貧困有密切的關(guān)系，疾病除了對農(nóng)民身心健康將產(chǎn)生負(fù)面影響，同時也對勞動生產(chǎn)以及經(jīng)濟(jì)收入產(chǎn)生極大傷害，在農(nóng)村地區(qū)，因病致貧、因病返貧的例子屢見不鮮。為了緩解疾病對農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，中央于2002年10月頒布了《中共中央、國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村衛(wèi)生工作的決定》，自此，我國開始在農(nóng)村逐步建立并實施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(簡稱“新農(nóng)合”)，新農(nóng)合政策主要目標(biāo)就是要減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)，重點解決農(nóng)村地區(qū)的因病致貧、因病返貧問題。自實施以來，新農(nóng)合在中國迅速發(fā)展，從2005年到2013年，參加新農(nóng)合人數(shù)從1.79億增加到8.02億；參合率也相應(yīng)地從75.6%增加到98.7%；人均籌資水平從42.1元上升到370.6元①。那么，新農(nóng)合政策的實施是否有效緩解農(nóng)戶的因病致貧？緩解作用程度如何？哪些因素又會制約新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧的緩解作用？厘清這些問題是完善新農(nóng)合制度、保障新農(nóng)合目標(biāo)順利實施的前提，對此本文將展開深入研究。

就已有關(guān)于醫(yī)療保險與貧困問題的文獻(xiàn)來看，在國外研究方面，不少相關(guān)研究集中在發(fā)展中國家，這是因為，與發(fā)達(dá)國家相比，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)生活水平相對較低，這些地區(qū)的居民的疾病問題往往與貧困相伴而生，因此，公共醫(yī)療保險制度對那些低收入且有較大健康問題的人群而言非常重要。Hamid et al[1]指出，醫(yī)療保險通過減輕人們的醫(yī)療費用負(fù)擔(dān)，同時改善健康狀況，增加勞動收入，進(jìn)而降低貧困發(fā)生概率。該研究進(jìn)一步實證分析了孟加拉國的小型醫(yī)療保險對農(nóng)戶收入及貧困的影響，結(jié)果顯示，該國的小型醫(yī)療保險對農(nóng)戶收入、資產(chǎn)、食物自給水平均有正向影響，同時降低了貧困發(fā)生率。例如，Jütting[2]針對塞內(nèi)加爾社區(qū)醫(yī)療保險項目，從醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)方面對醫(yī)療保險與貧困的關(guān)系進(jìn)行了考察，研究表明，社區(qū)醫(yī)療保險項目能夠減輕農(nóng)民的醫(yī)療費用負(fù)擔(dān)并增加農(nóng)民的醫(yī)療服務(wù)利用率，并且有明顯緩解農(nóng)村貧困的作用。Aryeetey et al[3]針對加納國家醫(yī)療保險項目的研究發(fā)現(xiàn)，高額醫(yī)療費用是導(dǎo)致居民貧困發(fā)生的主要原因，該國的醫(yī)療保險項目可以顯著減輕居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，進(jìn)而有助于降低家庭貧困發(fā)生率。

在國內(nèi)研究方面，閆菊娥等[4]運用陜西省數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合有效減少參合組住院人群，且明顯降低全體參合人群的貧困發(fā)生率。齊良書[5]基于全國30 個省區(qū)2003—2006 年的面板數(shù)據(jù)，對新農(nóng)合的減貧效果進(jìn)行了實證評估，研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合在微觀農(nóng)戶層面和在宏觀省區(qū)層面上均能顯著降低居民貧困發(fā)生率。然而，也有部分研究認(rèn)為新農(nóng)合的反貧困作用較為微弱的，農(nóng)民的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)并沒有因為參合而明顯減輕。比如，根據(jù)1989—2006年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，解堊[6]對新農(nóng)合的反貧困效應(yīng)進(jìn)行了實證分析，研究表明，新農(nóng)合政策實施后，農(nóng)村家庭的重大醫(yī)療支出比例仍較高，醫(yī)療支出超過家庭收入的貧困家庭的比例甚至在增加，醫(yī)療保險對縮小農(nóng)戶收入差距沒有起到明顯作用，同時，醫(yī)療保險的減緩農(nóng)戶貧困發(fā)生效應(yīng)也并不明顯。方黎明[7]也對新農(nóng)合是否明顯減輕貧困戶的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)也展開了分析。結(jié)果顯示，雖然新農(nóng)合在一定程度上減輕了貧困農(nóng)民的就醫(yī)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，但他們的醫(yī)療負(fù)擔(dān)仍然比較沉重，其原因主要在于新農(nóng)合的實際報銷比例仍然太低。

綜上所述，目前關(guān)于新農(nóng)合貧困緩解作用的研究結(jié)論并不一致，新農(nóng)合對貧困的緩解作用仍有待考察。同時，以往研究也存在不足，這些研究僅僅就新農(nóng)合本身的影響進(jìn)行分析，卻忽略了與新農(nóng)合反貧作用的相關(guān)的一些外部環(huán)境因素。新農(nóng)合政策的反貧效果的實現(xiàn)的一個重要前提在于醫(yī)療資源的可及性，這就需要便利的農(nóng)村交通狀況，以及充足的醫(yī)療服務(wù)資源等外部環(huán)境條件，而不完善農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施、不充足的醫(yī)療服務(wù)資源則將限制農(nóng)民獲取醫(yī)療服務(wù)資源，進(jìn)而很可能將制約新農(nóng)合在反貧困方面的實際效果。為深化對這一問題的認(rèn)識，本文基于生存分析視角，采用1991—2011年的8輪中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)面板數(shù)據(jù)，考察新農(nóng)合是否緩解農(nóng)戶因病致貧的風(fēng)險，同時進(jìn)一步探究醫(yī)療服務(wù)資源可及性在其中的作用，從而為鞏固新農(nóng)合發(fā)展提供借鑒。

1 參合戶與非參合戶因病致貧風(fēng)險的變化趨勢

1.1 數(shù)據(jù)說明

本文研究數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，該調(diào)查由美國北卡羅來納大學(xué)教堂山分校卡羅來納人口中心和中國疾病預(yù)防控制營養(yǎng)和食品安全所開展實施。從1989年開始一共展開了9次調(diào)查(1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年)，跟蹤記錄了過去20多年中國城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民營養(yǎng)健康、醫(yī)療保障及經(jīng)濟(jì)狀況的變化。本研究選取1991年以來的農(nóng)村住戶調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，由于政策規(guī)定只有農(nóng)業(yè)戶口才有資格參加新農(nóng)合，因此進(jìn)一步將樣本范圍限定在有農(nóng)業(yè)戶口的受訪者。采用世界銀行人均每天1.25美元的貧困線對農(nóng)戶貧困狀態(tài)進(jìn)行界定，如果農(nóng)戶人均純收入低于該貧困線，界定為貧困家庭；反之，則界定為非貧困家庭。根據(jù)生存分析數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)要求，我們剔除那些一直處于貧困狀態(tài)的農(nóng)戶，選取2年及以上持續(xù)處于非貧困狀態(tài)的農(nóng)戶樣本，同時剔除了相應(yīng)的缺失值，最終獲得3548個樣本農(nóng)戶觀測值。

1.2 農(nóng)戶面臨因病致貧風(fēng)險的非參數(shù)描述方法

首先采用生存分析方法中的生存函數(shù)來描述農(nóng)戶貧困風(fēng)險的變化趨勢。生存函數(shù)S(t)表示農(nóng)戶陷入貧困之前非貧困持續(xù)時間超過t年的累積概率，目前生存函數(shù)的主要常用方法為Kaplan-Meier非參數(shù)乘積限估計，該估計式如下所示：

(1)

(1)式中，ni表示在第i期的ti時間段有貧困風(fēng)險的農(nóng)戶數(shù)量，di表示為同一時期觀測到已經(jīng)陷入貧困狀態(tài)的農(nóng)戶數(shù)量。

1.3 參合戶與非參合戶的貧困風(fēng)險及健康沖擊異質(zhì)性

基于上述方法，根據(jù)農(nóng)戶的參合情況以及健康沖擊(家中是否有人生過病或受過傷)，分別繪制了各自樣本群體的貧困風(fēng)險生存曲線，分布結(jié)果如圖1所示。結(jié)果顯示，參合戶的生存曲線明顯位于非參合戶生存曲線之上，說明參合戶的非貧困狀態(tài)生存持續(xù)概率要更高，因而面臨陷入貧困的風(fēng)險較非參合戶更小。進(jìn)一步的考慮到農(nóng)戶是否受到健康沖擊后，可以發(fā)現(xiàn)：是否受到健康沖擊的參加新農(nóng)合家庭的非貧困狀態(tài)生存曲線以及生存概率的變化趨勢趨于一致，其貧困風(fēng)險沒有明顯差異；對與非參合戶，有成員受到健康沖擊的家庭非貧困狀態(tài)生存曲線處于未受到健康沖擊家庭之下，并且非貧困生存概率隨時間的推移的下降幅度也較大，這說明未參加新農(nóng)合的農(nóng)戶在受到健康沖擊后更有陷入貧困的風(fēng)險。生存函數(shù)圖示結(jié)果初步顯示新農(nóng)合對因病致貧風(fēng)險有一定的緩解作用，即參合農(nóng)戶比非參合農(nóng)戶在家庭成員受到健康沖擊的情況下，陷入貧困的風(fēng)險相對更小。

圖1 農(nóng)戶面臨貧困風(fēng)險的Kaplan-Meier生存曲線圖

2 新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧風(fēng)險的影響分析

2.1 計量模型與變量選取

初步的生存曲線分析的結(jié)果雖直觀，但未考慮其他的因素，因此接下來采用離散型時間cloglog風(fēng)險模型，進(jìn)一步對影響農(nóng)戶貧困風(fēng)險率的健康沖擊、新農(nóng)合及相關(guān)因素進(jìn)行計量分析。

2.1.1 模型設(shè)定

借鑒Jenkins[8]的研究，設(shè)定離散型時間風(fēng)險模型如下：

hi,k(t,X)=Pr[T=t|T≥t,X]

(2)

(2)式中，hi,k(t,X)表示貧困風(fēng)險率，其含義表示農(nóng)戶i受變量X影響下在t時刻陷入貧困狀態(tài)的風(fēng)險概率，取值范圍在0到1之間，X指一系列影響貧困風(fēng)險率的影響因素，對該函數(shù)進(jìn)行極大似然估計可得到以下似然對數(shù)方程：

(3)

(3)式中，yi,k是被解釋變量，表示農(nóng)戶i在第k個時間段是否處于貧困狀態(tài)，如果農(nóng)戶陷入貧困，則賦值為1，否則賦值為0。通過對風(fēng)險率函數(shù)hi,k(t,X)的分布進(jìn)行設(shè)定后可獲得模型參數(shù)估計，本文采用生存分析中較為常用的cloglog(Complementary log-log)互補(bǔ)雙對數(shù)形式進(jìn)行估計[9]：

(4)

(4)式中，θ(t)為基準(zhǔn)風(fēng)險率，表示農(nóng)戶在t時刻不受變量X影響時的風(fēng)險率；βl為解釋變量Xl的影響農(nóng)戶貧困狀態(tài)的待估參數(shù)，eβl為相應(yīng)的風(fēng)險比值，當(dāng)解釋變量Xl變化一個單位時，其對貧困風(fēng)險率的影響程度為eβl-1。如果eβl-1小于0，表明該解釋變量將減小貧困風(fēng)險率；如果eβl-1大于0，則表明該解釋變量對農(nóng)戶的貧困風(fēng)險率有促進(jìn)作用。如果eβl-1等于0，則表明解釋變量對貧困風(fēng)險率沒有明顯影響。

2.1.2 變量選取

被解釋變量。離散型時間cloglog風(fēng)險模型為二項選擇模型，被解釋變量為農(nóng)戶i在第k個調(diào)查年份的貧困狀態(tài),如果原先處于非貧困狀態(tài)的農(nóng)戶在觀測時期內(nèi)陷入貧困，那么被解釋變量對農(nóng)戶i賦值為1，否則為0。

主要解釋變量。新農(nóng)合變量通過虛擬變量表示，新農(nóng)合參加農(nóng)戶取值為1，非參合戶取值為0。健康沖擊變量來源于CHNS調(diào)查問卷中的問題“在過去的四周內(nèi)，你是否生過病或受過傷？”，如果家中至少有一名成員生過病或受過傷，則賦值為1，否則賦值為0。健康沖擊對家庭貧困風(fēng)險率的影響可能因農(nóng)戶是否參加新農(nóng)合而有所不同，前文的生存曲線結(jié)果顯示參合戶的貧困風(fēng)險比非參合戶更低。為進(jìn)一步驗證該初步結(jié)果，本文在cloglog風(fēng)險模型中分別加入健康沖擊與新農(nóng)合虛擬變量的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加入了兩者交互項，以此探析新農(nóng)合政策對患病家庭因病致貧的緩解效應(yīng)。

控制變量。根據(jù)以往研究經(jīng)驗，回歸模型中加入以下控制變量，其中，個人特征變量包括戶主年齡、戶主受教育程度及戶主婚姻狀況；家庭特征變量包括家庭小孩數(shù)量、非農(nóng)勞動比例。從理論上來說，小孩數(shù)量越多，家庭撫養(yǎng)成本越高，農(nóng)戶貧困風(fēng)險更大；而非農(nóng)勞動參與可以有效改善農(nóng)戶的收入水平，減小貧困發(fā)生[10]。村莊特征變量包括村內(nèi)道路類型、村內(nèi)是否設(shè)有公共汽車站。農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施是影響農(nóng)戶貧困的重要因素之一，農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)有利于降低運輸成本、促進(jìn)農(nóng)民對信息和技術(shù)的獲取、提高農(nóng)村人口就業(yè)，進(jìn)而減小農(nóng)戶陷入貧困的風(fēng)險[11]。相應(yīng)地，模型中還加入了省份虛擬變量，用于控制當(dāng)?shù)卣呋驓v史等不可觀測因素的影響。表1報告了變量說明、賦值及描述性統(tǒng)計。

表1 變量說明、賦值及描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

2.2 模型估計結(jié)果

表2報告了離散型時間cloglog風(fēng)險模型關(guān)于影響農(nóng)戶貧困風(fēng)險率的健康沖擊、新農(nóng)合以及相關(guān)控制變量的系數(shù)和風(fēng)險比估計結(jié)果。

表2 健康沖擊、新農(nóng)合對農(nóng)戶貧困風(fēng)險率的影響估計

續(xù)表2

注：* 、**和***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內(nèi)結(jié)果為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.2.1 健康沖擊、新農(nóng)合對農(nóng)戶貧困風(fēng)險率的影響估計

從表2 可以看出，健康沖擊變量的系數(shù)符號為正、風(fēng)險比大于1，且在1%的統(tǒng)計水平上具有顯著性。這說明健康沖擊對農(nóng)戶貧困風(fēng)險率有正向影響作用，當(dāng)家庭有成員患有疾病時，農(nóng)戶面臨的貧困風(fēng)險會顯著增加。其原因在于，疾病尤其是大病，不僅將造成諸如診療費、住院費、醫(yī)藥費等高額的醫(yī)療費用，還可能引起家庭內(nèi)的間接經(jīng)濟(jì)損失。比如：一是家庭其他成員因照顧患者而損失的勞動時間及相應(yīng)收入，或是因現(xiàn)金不足而低價變賣家庭資產(chǎn)來應(yīng)對高額醫(yī)療支出；二是因健康沖擊所引發(fā)的勞動力質(zhì)量降低也會影響個人的工作能力與質(zhì)量，進(jìn)而減少個人勞動收入及家庭財富[12]。因此，健康沖擊對醫(yī)療負(fù)擔(dān)和收入損失的雙重效應(yīng)，會使農(nóng)戶有較大的可能因此而陷入貧困。

新農(nóng)合變量的系數(shù)符號為負(fù)、風(fēng)險比顯著小于1。與非參合戶相比，參合戶家庭的貧困風(fēng)險率更低，說明新農(nóng)合對農(nóng)戶的貧困風(fēng)險有顯著減小作用。由于城鄉(xiāng)醫(yī)療資源分配不均衡，農(nóng)村家庭更容易遭受外部健康風(fēng)險的沖擊，而新農(nóng)合的醫(yī)療補(bǔ)償功能，在一定程度上能夠減輕農(nóng)民因疾病帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。本文的樣本統(tǒng)計結(jié)果顯示，對于有醫(yī)療支出的家庭，參合戶的家庭人均醫(yī)療費用為419.8元，而非參合戶的家庭人均醫(yī)療費用則為739.7元 ，相比之下參合戶的醫(yī)療支出要低43.2%。另外，新農(nóng)合導(dǎo)致的農(nóng)民健康狀況的改善、勞動效率的提高，也將產(chǎn)生促進(jìn)個人勞動收入，進(jìn)而減小貧困發(fā)生的風(fēng)險[5]。

健康沖擊與新農(nóng)合的交互項變量對農(nóng)戶貧困風(fēng)險率有顯著負(fù)向影響作用，風(fēng)險比為0.7。說明農(nóng)戶在受到健康沖擊后，新農(nóng)合可以使患病農(nóng)戶家庭陷入貧困的風(fēng)險概率降低30%。該結(jié)果進(jìn)一步驗證了前文生存曲線分析的結(jié)果，即農(nóng)戶遭受健康沖擊時，新農(nóng)合有助于減緩農(nóng)戶因病致貧的發(fā)生率，農(nóng)村家庭因病致貧問題得到一定緩解。

從其他控制變量來看，戶主年齡的風(fēng)險比非常接近于1，說明年齡對貧困的影響程度較小。變量戶主初中、高中及以上的風(fēng)險比均顯著小于1，說明隨著農(nóng)民受教育程度的提升，家庭面臨的貧困風(fēng)險會相應(yīng)減小。該結(jié)果反映了人力資本對降低農(nóng)戶貧困風(fēng)險的重要性，增加人力資本投資特別是提高農(nóng)民的受教育水平有利于避免家庭陷入貧困。戶主的婚姻狀態(tài)對貧困沒有顯著影響，且風(fēng)險比也比較接近于1。在家庭特征方面，家庭小孩撫養(yǎng)人數(shù)越多，農(nóng)戶陷入貧困的風(fēng)險概率越大；而家庭非農(nóng)勞動參與比例的增加則有助于降低家庭陷入貧困的風(fēng)險。在村莊特征方面，對于道路基礎(chǔ)設(shè)施好的、村內(nèi)設(shè)有公共汽車站的農(nóng)村，農(nóng)戶面臨的貧困風(fēng)險顯著降低，說明良好的農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施有利于減小農(nóng)戶的貧困風(fēng)險。

2.2.2 新農(nóng)合緩解因病致貧風(fēng)險的影響差異

農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施直接決定了村民在就醫(yī)方面的可及性、便利性及交通成本，這無疑將影響到農(nóng)民對醫(yī)療服務(wù)資源的利用程度，因此農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的好壞很可能影響新農(nóng)合對因病致貧的緩解作用。為考察這種異質(zhì)性影響效應(yīng)，本文分別按村內(nèi)道路狀況、是否有公共汽車站對貧困風(fēng)險率進(jìn)行分組估計。表3中健康沖擊與新農(nóng)合交互項的風(fēng)險比估計結(jié)果顯示，在以土路或碎砂石路為主的農(nóng)村地區(qū)，健康沖擊下新農(nóng)合對農(nóng)戶貧困的緩解作用不顯著；而對于有鋪過的道路的農(nóng)村來說，新農(nóng)合對農(nóng)戶的因病致貧風(fēng)險有顯著減小作用。同時我們看到，在公共汽車站方面分組估計也顯示出類似的結(jié)果。在沒有公共汽車站點的農(nóng)村地區(qū)，交互項變量的風(fēng)險比沒有通過顯著性檢驗；對于居住在村內(nèi)有公共汽車站的村民來說，新農(nóng)合政策的實施則顯著降低了他們的因病致貧風(fēng)險。以上結(jié)果表明：良好的農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施有利于保障新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧的緩解效果；相比之下，在交通基礎(chǔ)設(shè)施比較落后的地區(qū)，新農(nóng)合的緩解作用相對較小甚至影響不顯著。這很可能是由于農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施的不完善增加了農(nóng)民到醫(yī)療機(jī)構(gòu)看病的交通成本，進(jìn)而制約了新農(nóng)合對貧困的緩解作用。

表3 按農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況分組的風(fēng)險比估計

注：表中為風(fēng)險比估計結(jié)果，* 、**和***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內(nèi)結(jié)果為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

不同地區(qū)農(nóng)村的醫(yī)療服務(wù)資源供給水平因經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r存在較大的差異。借鑒已有文獻(xiàn)，本文采用村內(nèi)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的床位數(shù)和醫(yī)務(wù)人員數(shù)來反映農(nóng)村的醫(yī)療服務(wù)資源供給狀況。為考察不同醫(yī)療服務(wù)供給水平下新農(nóng)合對因病致貧的緩解作用，我們根據(jù)床位數(shù)和醫(yī)務(wù)人員數(shù)的平均數(shù)，將研究樣本劃分為以下兩個子樣本進(jìn)行分組估計：令醫(yī)療床位數(shù)或醫(yī)務(wù)人員數(shù)量不大于平均數(shù)的村莊為醫(yī)療服務(wù)供給水平較低的農(nóng)村；反之，醫(yī)療床位數(shù)或醫(yī)務(wù)人員數(shù)量大于平均數(shù)則表示醫(yī)療服務(wù)供給水平較高的農(nóng)村。表4中的風(fēng)險比估計結(jié)果顯示，對于較少床位數(shù)的農(nóng)村而言，新農(nóng)合緩解健康沖擊對貧困的作用不顯著；而在有較多床位數(shù)的農(nóng)村地區(qū)，受健康沖擊影響的參合戶其面臨貧困的風(fēng)險率顯著低于非參合戶。在按醫(yī)務(wù)人員數(shù)分組估計方面，對于較少醫(yī)務(wù)人員數(shù)的農(nóng)村來說，健康沖擊與新農(nóng)合交互項的風(fēng)險比沒有通過顯著性檢驗；而在醫(yī)務(wù)人員相對較多的農(nóng)村，新農(nóng)合對農(nóng)戶的因病致貧風(fēng)險有顯著負(fù)向影響?？梢姡罗r(nóng)合對因病致貧風(fēng)險的緩解作用因村內(nèi)醫(yī)療服務(wù)供給狀況而存在差異，村內(nèi)醫(yī)療服務(wù)供給不足會抑制新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧的緩解作用。這可能與農(nóng)民對醫(yī)療服務(wù)資源的可及性有關(guān)。如果本村醫(yī)療服務(wù)供給不能滿足參合農(nóng)民的醫(yī)療服務(wù)需求，則那些未能滿足需求的農(nóng)村患病居民只能選擇醫(yī)療服務(wù)資源相對充裕的外地醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診[13-14]；同時，以往新農(nóng)合的異地報銷限制又使得農(nóng)民享受不到本地就醫(yī)時的高比例報銷政策，加之額外的異地就醫(yī)成本(交通、住宿等)也會降低新農(nóng)合對患病農(nóng)民的貧困緩解作用。

表4 按農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)供給狀況分組的風(fēng)險比估計

注：表中為風(fēng)險比估計結(jié)果，* 、**和***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內(nèi)結(jié)果為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

3 主要結(jié)論及政策啟示

基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的微觀數(shù)據(jù)， 本文采用Kaplan-Meier生存函數(shù)和離散型時間cloglog風(fēng)險模型考察了新農(nóng)合對我國農(nóng)戶因病致貧風(fēng)險的緩解作用，得出以下主要研究結(jié)論：健康沖擊會顯著增加農(nóng)戶的貧困風(fēng)險；與非參合戶相比，參合戶面臨的貧困風(fēng)險相對更低；受到健康沖擊時，新農(nóng)合能夠減小患病家庭陷入貧困的風(fēng)險，新農(nóng)合政策的實施對農(nóng)戶因病致貧風(fēng)險有明顯緩解作用。同時，研究也發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對因病致貧的緩解作用因農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療服務(wù)供給狀況而存在差異：在農(nóng)村交通基礎(chǔ)設(shè)施較好、醫(yī)療服務(wù)供給水平較高的農(nóng)村地區(qū)，新農(nóng)合顯著降低了農(nóng)戶因疾病陷入貧困的風(fēng)險；在道路狀況較差、沒有公共汽車站、醫(yī)療床位數(shù)和醫(yī)務(wù)人員數(shù)較少的農(nóng)村地區(qū)，新農(nóng)合對農(nóng)戶因病致貧的緩解作用不顯著，這些外部環(huán)境因素對新農(nóng)合反貧困效果有一定限制。

本文研究結(jié)論對解決農(nóng)村因病致貧、返貧問題有以下幾點政策啟示：第一，重視對農(nóng)村居民健康和教育的人力資本投資，尤其是容易遭受疾病困擾、受教育程度較低的家庭更需要受到關(guān)注，努力提高他們的保健意識和健康水平，進(jìn)而減小因病致貧的風(fēng)險。第二，雖然新農(nóng)合的實施有助于緩解農(nóng)戶的因病致貧，但農(nóng)村醫(yī)療資源的可及性需要引起重視，農(nóng)村交通不便以及農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)資源不足將會制約新農(nóng)合的緩解因病致貧的效果，因此，需要對交通狀況不佳的農(nóng)村進(jìn)行道路建設(shè)與改善、適當(dāng)增加農(nóng)村公共汽車站以及公共汽車班次，從而減小患病農(nóng)民外出就診的時間與就醫(yī)成本，增加農(nóng)民對醫(yī)療服務(wù)資源的可及性，使新農(nóng)合更好地發(fā)揮減輕農(nóng)民因病致貧的效果。第三，有限的農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)資源同樣會阻礙新農(nóng)合的緩解農(nóng)民因病致貧的作用，本地醫(yī)療資源供給不足將迫使遭受健康沖擊的當(dāng)?shù)剞r(nóng)民有時不得不到外地尋醫(yī)，由于異地報銷限制以及異地就醫(yī)交通成本的存在，農(nóng)民從新農(nóng)合得到的醫(yī)療費用補(bǔ)償將受到較大損失，進(jìn)而可能導(dǎo)致貧困風(fēng)險增加。因此，提高農(nóng)村基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源的供給能力與供給質(zhì)量，增加對農(nóng)村醫(yī)療機(jī)構(gòu)的財政支持力度，也是新農(nóng)合緩解農(nóng)村因病致貧作用的重要保障。

注釋：

① 資料來源：《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒(2014)》。

[1] HAMID S A, ROBERTS J, MOSLEY P. Can Micro Health Insurance Reduce Poverty Evidence From Bangladesh[J]. The Journal of Risk and Insurance, 2011,78(1):57-82.

[2] JüTTING J P. Do Community-based Health Insurance Schemes Improve Poor People’s Access to Health Care? Evidence From Rural Senegal[J]. World Development, 2004,32(2):273-288.

[3] ARYEETEY G C, WESTENENG J, SPAAN E, et al. Can health insurance protect against out-of-pocket and catastrophic expenditures and also support poverty reduction? Evidence from Ghana’s National Health Insurance Scheme[J]. International Journal for Equity in Health, 2016,15(1): 1-11.

[4] 閆菊娥, 高建民, 周忠良. 陜西省新型農(nóng)村合作醫(yī)療緩解“因病致貧”效果研究[J]. 中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì), 2009(4):59-61.

[5] 齊良書. 新型農(nóng)村合作醫(yī)療的減貧、增收和再分配效果研究[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究, 2011(8):35-52.

[6] 解堊. 醫(yī)療保險與城鄉(xiāng)反貧困:1989-2006[J]. 財經(jīng)研究, 2008(12):68-83.

[7] 方黎明. 新型農(nóng)村合作醫(yī)療和農(nóng)村醫(yī)療救助制度對農(nóng)村貧困居民就醫(yī)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的影響[J]. 中國農(nóng)村觀察, 2013(2):80-92.

[8] JENKINS S. Easy Estimation Methods for Discrete-Time Duration Models[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics, 1995,57(1):129-138.

[9] 陳勇兵, 李燕, 周世民. 中國企業(yè)出口持續(xù)時間及其決定因素[J].經(jīng)濟(jì)研究, 2012(7):48-61.

[10] 謝東梅. 農(nóng)戶貧困的影響因素分析——基于福建省20個縣(市、區(qū))的農(nóng)戶微觀層面數(shù)據(jù)[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2009(5):39-45.

[11] 康繼軍, 郭蒙, 傅蘊(yùn)英. 要想富,先修路?——交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、交通運輸業(yè)發(fā)展與貧困減少的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索, 2014(9):41-46.

[12] 洪秋妹, 常向陽. 我國農(nóng)村居民疾病與貧困的相互作用分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2010(4):85-94.

[13] ROH C Y, MOON M J. Nearby, but Not Wanted? The Bypassing of Rural Hospitals and Policy Implications for Rural Health Care Systems[J]. The Policy Studies Journal, 2005,33(3):377-394.

[14] 張琴. 新型農(nóng)村合作醫(yī)療可持續(xù)發(fā)展研究:基于醫(yī)療服務(wù)供給的視角[J]. 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題, 2009(2):37-41.