健康的長期減貧效應(yīng)

方迎風(fēng)　周辰雨

摘要：基于新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的改革，本文意在評估健康改善的長期減貧效應(yīng)。使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1997—2015年的面板數(shù)據(jù)，利用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計方法，分別從健康狀況、醫(yī)療選擇、收入、消費(fèi)四個角度，對新型農(nóng)村合作醫(yī)療的實(shí)施效果進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn)，相對短期來看，新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策在長期顯著地提升了農(nóng)民對自身健康的重視與對醫(yī)療保險的理解程度，通過提高投資、減少健康沖擊下的兒童輟學(xué)、提高居民收入、降低醫(yī)療支出等渠道顯著地改善了中國農(nóng)村的因病致貧現(xiàn)象。

關(guān)鍵詞：健康;貧困;減貧;醫(yī)療保險;醫(yī)療政策;新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-2848-2020（04）-0017-12

一、引言

中國農(nóng)村扶貧取得了顯著的成績，貧困人口由2012年末的9899萬人減少至2019年末的551萬人，貧困發(fā)生率也由2012年的10.2%下降到2019年的0.6%。但是，走好扶貧“最后一公里”依然不易，剩余的脫貧任務(wù)艱巨，新冠肺炎疫情又帶來新的挑戰(zhàn)。從結(jié)構(gòu)上看，現(xiàn)有貧困大都是自然條件差、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)弱、貧困程度深的地區(qū)和群眾;從群體分布上看，主要是殘疾人、孤寡老人、長期患病者等無業(yè)可扶、無力脫貧的貧困人口。其中，健康問題是當(dāng)前中國脫貧攻堅的主要阻力。在中國農(nóng)村，遭受疾病等健康沖擊而陷入貧困的家戶比例越來越高，已成為農(nóng)村家庭貧困的主要原因。1998年因病致貧占總貧困的比例僅為21.61%，2004年上升到33.14%，2015年則已上升至約44.1%，其后一直維持在42%以上①。不僅如此，健康也將是未來建立長久的、可持續(xù)的扶貧體制必須要考慮的關(guān)鍵點(diǎn)。疾病、死亡等負(fù)向健康沖擊將是未來中國家庭貧困的重要影響因素，它不隨社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而消失。習(xí)近平總書記近來強(qiáng)調(diào)，“沒有全民健康，就沒全面小康”。因此，居民健康狀況與公共衛(wèi)生治理不僅是當(dāng)前扶貧攻堅的重點(diǎn)和難點(diǎn)，也將是未來中國扶貧中越來越需要關(guān)注的焦點(diǎn)。新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（以下簡稱“新農(nóng)合”）由中央政府在2003年開始推行，以取代舊的農(nóng)村合作醫(yī)療體系，且計劃到2010年覆蓋所有的農(nóng)村地區(qū)，旨在給中國廣大農(nóng)村居民提供基礎(chǔ)的社會醫(yī)療保障。新農(nóng)合的開展與實(shí)施在一定程度上降低了健康沖擊帶給家戶的不利影響，顯著地改變了農(nóng)村居民以往的就醫(yī)習(xí)慣，降低了醫(yī)療支出，提升了居民的健康水平。因而，面對負(fù)向健康沖擊的致貧效應(yīng)，健康的提升具有長期的減貧效應(yīng)，個體或家庭成員的健康在長期能減少醫(yī)療支出和生病導(dǎo)致的收入損失，提升個體的生產(chǎn)效率，增強(qiáng)收入能力，減少因病導(dǎo)致的兒童輟學(xué)打工現(xiàn)象，從而降低農(nóng)村家戶落入貧困的可能性。

與現(xiàn)有研究不同的是，首先，本文旨在通過評估新農(nóng)合在改善農(nóng)村居民健康狀況、減少因病致貧和因病返貧方面起到的作用，從而對健康的短期和長期減貧效應(yīng)進(jìn)行評估。其次，本文基于新農(nóng)合政策對不同類別收入、就醫(yī)選擇、消費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)投資、兒童輟學(xué)打工等的影響，討論健康的減貧和致貧效應(yīng)的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制。再者，本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（China?Health?and?Nutrition?Survey，CHNS）1997—2015年共7輪調(diào)查跨度18年的面板數(shù)據(jù)，政策執(zhí)行前后各9年，而前期大部分研究主要使用2000—2009年的CHNS數(shù)據(jù)，最新研究也只到2011年。由于新農(nóng)合醫(yī)療體制在初期還不完善，農(nóng)村信息擴(kuò)散較慢，需要很長的時間才能夠顯示效果。不僅如此，中國現(xiàn)有其他微觀家戶數(shù)據(jù)庫不是混合數(shù)據(jù)，就是數(shù)據(jù)起始調(diào)查年份在2010年之后。最后，本文使用模糊斷點(diǎn)回歸方法，是解決非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)下因果推斷問題的一個標(biāo)準(zhǔn)框架，尤其是在政策的減貧效應(yīng)評估中[1]，它要求的假設(shè)相對其他非實(shí)驗(yàn)方法更弱，因果推斷結(jié)果相對典型的自然實(shí)驗(yàn)策略也更為可信[2]，因而優(yōu)于雙重差分法以及傳統(tǒng)的因果推斷模型。

二、文獻(xiàn)綜述

健康是減貧和致貧的重要影響因素，而保險能夠緩解健康沖擊下的貧困脆弱性?，F(xiàn)有關(guān)于健康和醫(yī)療保險對收入和消費(fèi)兩方面的研究文獻(xiàn)比較多，但對健康的減貧效應(yīng)，尤其是長期的健康減貧效應(yīng)以及內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制討論較少。

（一）健康與貧困

健康是人力資本的重要組成部分，是提升個體收入能力、影響一國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，因而是減貧的重要動力來源。當(dāng)前，健康與貧困的研究可歸納為宏觀和微觀兩個視角。宏觀視角主要通過探討健康與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系來研究減貧，但實(shí)際關(guān)注的是健康人力資本下的經(jīng)濟(jì)增長問題。Fogel[3]對英國1780—1979年長達(dá)200年高達(dá)1.15%的人均收入年增長率分解后發(fā)現(xiàn)，有20%～30%的動力來源于健康與營養(yǎng)的提高。而Acemoglu等[4]在研究中更是把疾病、死亡率等具體的健康指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接聯(lián)系起來。國內(nèi)關(guān)于健康對經(jīng)濟(jì)增長的重要性研究也有很多。張芬等[5]論證了健康在經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)發(fā)展機(jī)會均等和減貧方面的重要作用。蔣萍等[6]證明了健康對于長期經(jīng)濟(jì)增長的作用是教育不能替代的。李力行等[7]揭示了成人壽命增加對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的機(jī)制，并指出健康人力資本積累是一國擺脫貧困的重要力量。

健康在微觀層次上對農(nóng)村減貧也具有至關(guān)重要的作用，并且現(xiàn)有研究論證也都發(fā)現(xiàn)，相比教育，健康對中國農(nóng)村減貧的貢獻(xiàn)更大[8]。良好的健康能夠提升個體生產(chǎn)和工作的效率，而負(fù)向健康沖擊必然對個體造成直接的收入損失和間接的效率損失[9]。Bartel[10]詳細(xì)量化了個體由于健康不佳而導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)損失，包括直接的醫(yī)療支出與間接減少的工作收入。方迎風(fēng)等[9]通過理論與實(shí)證研究指出，健康沖擊對個體的消費(fèi)、收入、生產(chǎn)性投資和能力投資都有顯著的負(fù)向影響，容易使個體陷入貧困陷阱。高夢滔等[11]研究發(fā)現(xiàn)，大病沖擊對農(nóng)村居民人均純收入具有顯著的負(fù)面效應(yīng)，使患病家戶人均純收入平均降低5%～6%，并且沖擊對中低收入農(nóng)戶的影響更為嚴(yán)重。不僅如此，健康還存在嚴(yán)重的跨代影響，父母健康會影響到子女健康、教育等人力資本積累，從而影響到子女未來的發(fā)展，容易形成貧困的代際傳遞[1，12]。Bharadwaj等[13]分析發(fā)現(xiàn)，出生時受到醫(yī)療護(hù)理的青少年具有較低的死亡率，并且在學(xué)校考試中有更好的成績。因此，健康是個體或家戶良好發(fā)展的保障，負(fù)向的健康沖擊也是導(dǎo)致個體或家戶落入貧困的重要原因之一。

（二）健康保險與減貧

醫(yī)療保險能提升居民健康，減少健康沖擊帶來的貧困脆弱性，提升居民長期的生產(chǎn)率[14]，降低貧困的發(fā)生率。具體來說，醫(yī)療保險會影響勞動市場，它對勞動參與以及職業(yè)選擇都具有顯著的影響[15]。Korenman等[16]將健康狀況和醫(yī)療保險納入到貧困測度中，并提出一個新概念——包含健康的貧困測度（healthinclusive?poverty?measure），通過實(shí)證分析表明，公共醫(yī)療保險與保費(fèi)補(bǔ)貼會降低1/3的包含健康貧困率。但是，Islam等[17]使用孟加拉國的農(nóng)村面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村家庭在面臨健康沖擊時，往往還會使用其他手段去平滑消費(fèi)，比如小額信貸。所以很多農(nóng)民不愿意承擔(dān)長期的保費(fèi)參與醫(yī)療保險。

國內(nèi)基于新農(nóng)合的研究也比較多。其中，很多研究指出，新農(nóng)合對消費(fèi)支出、健康等有顯著的正向影響。馬雙等[18]通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，在控制人均實(shí)際收入后，參加新農(nóng)合的家庭每日人均熱量攝入量顯著增加，并且對低收入家庭的熱量攝入量影響更大。白重恩等[19]也研究指出，新農(nóng)合使得非醫(yī)療支出類的家庭消費(fèi)增加了約5.6%，并且這一正向作用隨醫(yī)療保險保障水平的提高而增強(qiáng)，甚至在沒有醫(yī)療支出的家庭中仍然存在;新農(nóng)合對消費(fèi)的正向影響在收入較低或健康狀況較差的家庭中更強(qiáng)。王泓懿[20]使用2010—2014年中國家庭追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民的總消費(fèi)、醫(yī)療消費(fèi)、非醫(yī)療消費(fèi)和食品消費(fèi)都有顯著正向影響。新農(nóng)合在一定程度上增強(qiáng)了人們的消費(fèi)信心，尤其是貧困者，由此可以推測，新農(nóng)合對于減貧有積極的意義。但是，這些研究僅關(guān)注的是新農(nóng)合對于消費(fèi)的影響，并沒有討論健康減貧問題。程令國等[21]則研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合能夠顯著改善農(nóng)村居民“有病不醫(yī)”的狀況，提高醫(yī)療服務(wù)利用率和參保者的健康水平，但并未深入討論新農(nóng)合和減貧的關(guān)系。

不過，也有一些研究指出，新農(nóng)合對居民的消費(fèi)、健康沒有顯著影響，或是有條件的顯著影響。熊波等[22]使用CHNS?1997—2011年間的農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合對居民消費(fèi)并沒有顯著影響。雖然新農(nóng)合顯著提高了中等收入群體的消費(fèi)水平，但并沒有從根本上解決貧困人群的醫(yī)療支出和消費(fèi)問題。出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因可能有兩方面：一方面，醫(yī)療保險與健康的關(guān)系受到農(nóng)民教育程度的影響。鄒薇等[23]認(rèn)為，教育程度對新農(nóng)合存在門限效應(yīng)，只有當(dāng)學(xué)齡大于5年時，新農(nóng)合才能發(fā)揮提高農(nóng)村居民健康水平的作用，當(dāng)受教育程度不夠時，農(nóng)民就可能由于自身思維的局限性，出現(xiàn)“參保冷漠”現(xiàn)象，導(dǎo)致新農(nóng)合并沒有給改善農(nóng)村居民的健康狀況帶來顯著影響。但是，前期研究使用的數(shù)據(jù)都是2011年之前的，新農(nóng)合還處在鋪展期，各項制度都在不斷完善之中，相關(guān)信息也處在傳播階段，新農(nóng)合的作用還沒有完全顯現(xiàn)出來，因此這些研究可能低估了新農(nóng)合的作用。另一方面，在沒有保險的情況下，家庭還有其他方法來平滑消費(fèi)，如增加勞動力供給（包括兒童）、減少投資、轉(zhuǎn)移支付等[24]。但是，需要注意的是，保險能夠通過緩解疾病對病人收入的不利影響，同時減少醫(yī)療支出造成的負(fù)擔(dān)。保險也能夠減少兒童被迫輟學(xué)打工這種平滑消費(fèi)的機(jī)制。因此，只分析消費(fèi)波動并不能準(zhǔn)確地度量社會保險的價值，中國的新農(nóng)合制度會通過擠出那些代價高昂的平滑機(jī)制帶來正向福利的增加。

三、制度背景與數(shù)據(jù)

（一）制度背景

在實(shí)行新農(nóng)合之前，中國曾施行過合作醫(yī)療計劃（Cooperative?Medical?Scheme，CMS），旨在讓農(nóng)村家庭享受共有的醫(yī)療保險。但是，在改革開放推行農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之后，由于缺乏資金，合作醫(yī)療制度崩潰，近九成的農(nóng)民失去了醫(yī)療保險[25]。接下來的20年間，廣大農(nóng)民一直沒有機(jī)會享受健康保險，以預(yù)防身體疾病帶來的沖擊。盡管政府在20世紀(jì)90年代付出很多努力試圖來重建CMS，卻收效甚微，健康保險的覆蓋率一直低于15%。為了給廣大農(nóng)村居民提供基礎(chǔ)的社會醫(yī)療保障，中央政府在2003年開始推行新農(nóng)合制度，且計劃到2010年能覆蓋中國所有農(nóng)村地區(qū)，并全面取代CMS。新農(nóng)合的推廣由各省在中央政府確定的時間線指導(dǎo)下，以市為單位進(jìn)行推廣。2003年，中央政府要求各省在境內(nèi)選擇2～3個有意愿參與、財政穩(wěn)定、管理扎實(shí)的市進(jìn)行新農(nóng)合試點(diǎn)。2006年則要求各省在年底之前將新農(nóng)合推廣到轄區(qū)至少40%的市，2007年底之前推廣到60%，2008年則要在廣大農(nóng)村完成全面施行。短短5年間，農(nóng)村地區(qū)的家庭就能夠參與完全不同的健康保險，但因嚴(yán)格的戶口制度限制了人口的流動，參與條件完全取決于戶籍所在地。為了鼓勵農(nóng)民參與新農(nóng)合，降低農(nóng)民的負(fù)擔(dān)，中央政府與地方政府為每個參與者都提供了補(bǔ)助。在推廣新農(nóng)合的最初幾年，政策主要針對住院花費(fèi)以及非住院大病花費(fèi)進(jìn)行報銷，之后數(shù)年則致力于擴(kuò)大非住院疾病的報銷范圍和降低住院花費(fèi)的免賠額。

（二）數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)集構(gòu)建

本文使用的數(shù)據(jù)來自CHNS。基于研究的需要，選取1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年共7輪微觀層面的面板數(shù)據(jù)。調(diào)查人群主要分布在廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧、山東共九個省（自治區(qū)），2011年之后新增了北京、上海、重慶三個直轄市。本文使用的數(shù)據(jù)集通過合并CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于生物標(biāo)記、家庭收入、家庭消費(fèi)、個體健康以及醫(yī)療狀況的數(shù)據(jù)集構(gòu)建而成，共7年131258個觀測值，包含來自12個省（直轄市）的36（2011年后為48）個縣（市、區(qū)）的37502位居民、9674個家庭的居住地、家庭特征情況、健康、疾病、醫(yī)療、保險方面的數(shù)據(jù)。由于存在大量的缺失值以及數(shù)據(jù)樣本不統(tǒng)一等問題，在進(jìn)行回歸之前，本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了適度的清洗，刪去部分不重要的缺失數(shù)據(jù)，整合各個數(shù)據(jù)集中一致的部分，重要數(shù)據(jù)則通過模擬已調(diào)查數(shù)據(jù)的分布來補(bǔ)全缺失值，最終得到本文所使用的數(shù)據(jù)集。

（三）主要變量構(gòu)建

1.結(jié)果變量

（1）健康指標(biāo)。包括自評健康和戶主夫婦在過去28天（四周）內(nèi)生病天數(shù)所占的比例。其中，自評健康如果好表示為1，差表示為0。生病天數(shù)占比的計算公式如式（1）所示，其中上標(biāo)h和s分別代表戶主夫婦。

hijt=100×（hhijt+hsijt）/28（1）

（2）收入。選擇經(jīng)過價格調(diào)整后的家庭年度總收入作為衡量家庭收入情況的指標(biāo)。其中，貧困指標(biāo)以經(jīng)過價格調(diào)整的年人均純收入測算獲得，選用國家貧困線2300元/人/年（2010年不變價），并利用0.5倍、1倍和2倍貧困線將農(nóng)村人口劃分成極度貧困、中度貧困、輕度貧困和非貧困四類群體。

（3）醫(yī)療選擇。解釋為農(nóng)村居民在感覺生病時做出的處理方式選擇。為了在回歸中用數(shù)值表現(xiàn)出農(nóng)村居民醫(yī)療選擇的變化，將“毫不在意”（pay?no?attention）的指標(biāo)由4改為0，刪去“未知”的指標(biāo)值9。最終，醫(yī)療選擇分為4類，其中，如果農(nóng)民對此毫不在意，則為0;如果進(jìn)行自我治療，則為1;如果找當(dāng)?shù)匦l(wèi)生員，則為2;如果去看醫(yī)生，則為3。

（4）報銷后醫(yī)療支出。用“醫(yī)療支出×（1-報銷比例）”計算得出。

2.前定變量

按照盡可能外生的原則來選擇前定變量，包括性別、居住地、受教育程度、婚配情況、家庭成員數(shù)量等。

（四）新農(nóng)合的推廣情況

基于CHNS數(shù)據(jù)的統(tǒng)計結(jié)果所反映的新農(nóng)合推廣情況與實(shí)際情況相當(dāng)吻合（如表1所示）。2004年僅有3個縣（市、區(qū)）開始試點(diǎn)新農(nóng)合，2006年增加到19個，覆蓋率超過一半，2009年數(shù)據(jù)中的36個縣（市、區(qū)）已全部覆蓋，2015年新加入的12個縣（市、區(qū)）也完全覆蓋。隨著新農(nóng)合的推廣，健康保險的覆蓋率從2004年試點(diǎn)新農(nóng)合之前的14.8%上升到2015年的98.7%。不僅如此，如表2所示，新農(nóng)合的參與情況在不同收入群體間并不存在顯著差異，推廣情況相當(dāng)一致。這也排除了貧困與不參保存在雙向因果關(guān)系的可能性。

四、回歸設(shè)計與分析

（一）實(shí)證方法：模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計

評估新農(nóng)合的作用，常規(guī)做法是引入是否參保的虛擬變量，用OLS方法進(jìn)行估計。但實(shí)際上，只有在最理想的隨機(jī)實(shí)驗(yàn)情況下，OLS才能準(zhǔn)確地估計出新農(nóng)合對健康的影響，而新農(nóng)合的試點(diǎn)、推廣以及農(nóng)民是否愿意參保并不是完全隨機(jī)的。與此同時，還存在一些無法觀測的變量，比如農(nóng)民對新農(nóng)合的信任程度等。雙向因果也是一個不可忽視的問題，健康的農(nóng)民不會參保，而生病或體弱多病的農(nóng)民反而有意愿去參保。非觀測因素與雙向因果都可能帶來非常嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。因此，簡單的OLS模型估計不可能是無偏的，無法準(zhǔn)確地識別政策效應(yīng)。

斷點(diǎn)回歸設(shè)計作為最接近自然實(shí)驗(yàn)的擬實(shí)驗(yàn)方法，能夠利用現(xiàn)有的約束條件避免參數(shù)估計的內(nèi)生性問題，是非常好的因果識別方法。由圖1可以看出，新農(nóng)合的推廣在2006年出現(xiàn)了一個明顯的跳躍，但是，其實(shí)施并不是一個強(qiáng)制參與、瞬間達(dá)成的過程，而是一直在不斷地推廣之中。因此，基于Dahl等[26]提出的實(shí)證策略，本文使用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計來測度新農(nóng)合推廣對農(nóng)民健康的影響?？紤]到健康的變化是一個緩慢而持續(xù)的過程，新農(nóng)合政策在這一過程中一直保持著影響，本文將新農(nóng)合推廣后10年的時間都考慮在內(nèi)作為實(shí)驗(yàn)組，此前1997—2006年共9年的時間作為控制組。與此同時，由于新農(nóng)合的覆蓋率在斷點(diǎn)處（2006年）發(fā)生了明顯的跳躍，而時間又是均勻前進(jìn)，且不會受到個體操縱，滿足Lee等[2]提出的斷點(diǎn)回歸設(shè)計規(guī)范，即RDD的前提條件是個體不能精準(zhǔn)操控配置變量。因此，本文選擇將時間作為斷點(diǎn)回歸設(shè)計的配置變量。

由于使用的是模糊型斷點(diǎn)回歸設(shè)計，處置變量D表示“是否參?！?，其取值為：

P（Di=1|Xi）=αl（Xi），Xi≥2006

αr（Xi），其他?αl（Xi）>αr（Xi）（2）

其中，X表示年份，為配置變量。在加入處置變量之后，整個斷點(diǎn)回歸設(shè)計模型為：

y=α+ρ×D+∑Kk=1βk×（X-2006）k+∑Kk=1γk×D×（X-2006）k+ηW+ε（3）

其中，y為結(jié)果變量，W為前定變量。根據(jù)Lee等[2]的研究，模糊型斷點(diǎn)回歸估計可以通過兩階段最小二乘法實(shí)現(xiàn)。其中，第一階段回歸式如下：

D=δ+f（X）+θW+μ（4）

其中，f（X）為配置變量X的多項式，前定變量W作為處置變量D的工具變量，μ為擾動項。因此，在第一階段，根據(jù)式（5）（6）分別求出結(jié)果變量和是否參保的系數(shù)τy與τD：

其中，D表示處置變量，是否參保;T表示時間變量，如果大于等于2006年即為1，否則為0。處置效應(yīng)可以估計為τ=τy/τD。與通常工具變量回歸估計相同的是，如果政策影響存在異質(zhì)性，通過模糊型斷點(diǎn)回歸設(shè)計估計得到局部平均處理效應(yīng)。

（二）健康貧困效應(yīng)的基本回歸結(jié)果

參保率與配置變量的關(guān)系如圖2所示，使用四次多項式擬合，可以觀察到明顯斷點(diǎn)，證明2006年以后農(nóng)民參與新農(nóng)合的概率遠(yuǎn)高于2006年以前。使用兩階段最小二乘法（2SLS）來進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸估計。其中，在第一階段使用不同的帶寬來估計年份對于參保概率的影響，回歸結(jié)果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在不同的帶寬下，本文所得到的結(jié)果與定性結(jié)論相當(dāng)一致，在新農(nóng)合政策推廣之后（2006年后），農(nóng)村居民參與新農(nóng)合的概率顯著地提高了18%～30%。并且工具變量的F值遠(yuǎn)高于弱工具變量的臨界F值（一般為10），說明不需要擔(dān)心弱工具變量的問題。

2SLS的第二階段回歸結(jié)果如表4所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合政策的實(shí)施對居民的生病情況有顯著減弱作用，即新農(nóng)合的深入?yún)⑴c，顯著地減少了農(nóng)村居民生病的天數(shù)。這證明新農(nóng)合政策對居民健康情況的改善起到了顯著作用。隨著帶寬的增加，新農(nóng)合政策對于生病情況的減少作用逐漸增強(qiáng)，從0.004到0.006，再到0.0098。這符合本文剛開始所提到的，由于健康的改善是一個長期的、循序漸進(jìn)的過程，并非一蹴而就，進(jìn)而突顯出醫(yī)保政策的傳染效應(yīng)。隨著時間的推移，尤其是近些年來，新農(nóng)合政策不斷推廣，報銷程序不斷改善，其實(shí)施的健康效應(yīng)不斷增強(qiáng)。不僅如此，新農(nóng)合政策的實(shí)施對于自評健康狀況的提升也非常顯著，相對于帶寬的選擇也十分穩(wěn)健，時間越長，其自評健康改善效應(yīng)越顯著，從0.077提升到了0.213和0.376。本文認(rèn)為，隨著新農(nóng)合政策的推廣直到完全覆蓋全部農(nóng)村地區(qū)，合作醫(yī)療的概念不斷深入人心，農(nóng)民對于合作醫(yī)療的理解也日益加深，心理上對自己“健康”的認(rèn)同也不斷加強(qiáng)，從而出現(xiàn)“自評健康”狀況顯著優(yōu)化的現(xiàn)象。新農(nóng)合政策使得農(nóng)村居民的貧困指標(biāo)顯著地減少了0.092，并長期達(dá)到0.099。因而，無論從數(shù)值上還是從顯著性水平上來說，回歸結(jié)果都證明了參與新農(nóng)合在農(nóng)村減貧上的顯著作用，并且隨著時間的推移，減貧效果不斷增強(qiáng)，顯著性也在不斷增強(qiáng)。新農(nóng)合影響貧困的健康渠道可能有兩方面：一方面是改善居民的健康水平，提升生產(chǎn)效率;另一方面是降低居民在受到健康沖擊時的醫(yī)療支出。

（三）健康與貧困的作用渠道

為了進(jìn)一步研究健康作用于貧困的渠道，首先，繼續(xù)使用斷點(diǎn)回歸設(shè)計模型，分別以家庭收入、家庭總消費(fèi)、醫(yī)療選擇、醫(yī)療支出等作為結(jié)果變量，測算新農(nóng)合政策的推廣實(shí)施對這些變量的影響。其次，考慮健康沖擊下的居民投資、子女的教育行為?；貧w結(jié)果如表5和表6所示。

1.家庭總收入

表5描述了新農(nóng)合的推廣實(shí)施對于農(nóng)村家庭總收入的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合的實(shí)施確實(shí)通過轉(zhuǎn)移支付手段對家庭總收入起到了顯著的提升作用，并且在2～3倍的帶寬下，均在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。這符合本文的假設(shè)，新農(nóng)合的作用應(yīng)該是一個長期的循序漸進(jìn)的過程，數(shù)值上也證明了這一點(diǎn)，即處置效應(yīng)的估計值大小是遞增的，由0.121到0.176，再到0.257。單單從轉(zhuǎn)移支付的角度考慮，新農(nóng)合的實(shí)施似乎不應(yīng)該對農(nóng)村居民的總收入情況產(chǎn)生如此顯著的正向影響。為了更細(xì)致地揭示新農(nóng)合影響家庭收入的機(jī)制，本文將個體收入分解為農(nóng)業(yè)收入、投資收入、工資收入、經(jīng)商收入，以測算新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民各類收入情況的影響。觀察表5，新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入有著顯著且遞增的正向影響。直觀地，這是由于新農(nóng)合帶來的健康提升和優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)，減少了健康沖擊對于農(nóng)村居民勞動收入的損失，從而提升了農(nóng)村居民在農(nóng)業(yè)、林業(yè)以及工作方面的勞動收入。但是，不管個體還是家戶，新農(nóng)合的實(shí)施反而使得工資收入減少，只是減少的幅度隨著時間推移在下降，可能由于沒有參與新農(nóng)合的居民大都是工薪階層，他們有其他的商業(yè)醫(yī)療保障。但是隨著城鄉(xiāng)人口流動以及城鄉(xiāng)醫(yī)療保險的融合，工資收入開始成為農(nóng)村家庭的主要收入，所以這種減少幅度在下降。新農(nóng)合的實(shí)施對于投資收入與經(jīng)商收入也有顯著遞增的正向影響，優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)對于工作時間（勞動供給）損失的減少似乎并不能完全解釋投資收入與經(jīng)商收入的增加。

考慮到健康沖擊對于固定資產(chǎn)投資和就業(yè)的影響，本文使用一階差分模型繼續(xù)分析健康沖擊與新農(nóng)合的實(shí)施對于投資和工作的影響：

其中，γj與γt分別為地區(qū)與時間固定效應(yīng)，Δyijt為投資金額的變化，Δhijt表示健康沖擊，Rijt表示是否參加新農(nóng)合。表6中，α0表示在未參保新農(nóng)合時健康沖擊對農(nóng)村家庭投資情況的影響，α1則描述了新農(nóng)合對健康沖擊的補(bǔ)償效應(yīng)。顯然健康沖擊顯著地減少了農(nóng)村家庭在農(nóng)業(yè)方面的投資，每增加10%的生病比例，在農(nóng)業(yè)方面的投資就會減少6%。在存在小額信貸的情況下，健康沖擊對于農(nóng)業(yè)投資的影響應(yīng)該被完全平復(fù)。但是，結(jié)合中國農(nóng)村的實(shí)際情況，信貸約束與信貸意識限制之下，中國農(nóng)民往往并不利用小額信貸來平滑消費(fèi)，因此也就導(dǎo)致了健康沖擊對農(nóng)業(yè)投資的顯著負(fù)面影響。同時，α1的顯著性證明了新農(nóng)合對于健康沖擊的緩解作用，這也部分解釋了新農(nóng)合給農(nóng)業(yè)收入帶來的增長。表6的第3列給出了新農(nóng)合對于農(nóng)民其他投資情況顯著的正向影響，這很好地解釋了新農(nóng)合對于投資收入與經(jīng)商收入的提高效應(yīng)。

綜合來說，新農(nóng)合對于家庭總收入的提升主要通過三個途徑：一是醫(yī)療支出的報銷，作為一次性轉(zhuǎn)移支付增加了農(nóng)村家庭的總收入;二是合作醫(yī)療的存在讓生病的農(nóng)民能夠得到更好的醫(yī)療服務(wù)和更快的康復(fù)，從而減少了勞動收入的損失，提升了個體的總收入;三是來自其他家庭成員的勞動收入。Liu[24]研究表明，戶主或戶主的配偶生病時，其他家庭成員會通過提高勞動供給的手段來應(yīng)對健康沖擊，即他們將會更加努力地工作以獲得更高的收入。由此考慮健康長期的減貧效應(yīng)，擁有健康的身體，就能夠規(guī)避因?yàn)樯《鴰淼尼t(yī)療支出與生病不能工作導(dǎo)致的收入損失。新農(nóng)合對患病農(nóng)民的收入提升，對因病致貧情況的預(yù)防，也是健康帶來的減貧效應(yīng)的體現(xiàn)。

2.家庭總消費(fèi)

表5還描述了新農(nóng)合政策的推廣實(shí)施對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合的實(shí)施對于農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響為正，但是實(shí)施之初在統(tǒng)計上并不顯著，加入前定變量作為協(xié)變量后依然統(tǒng)計不顯著，Wald統(tǒng)計量為負(fù)，但在長期統(tǒng)計上顯著。這也就是說，新農(nóng)合在實(shí)施之初對于農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)只有微弱的（甚至可能不存在的）正效應(yīng)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因是，由于在早期新農(nóng)合報銷程序復(fù)雜并受到諸多限制，而農(nóng)村的信息獲取比較慢，新農(nóng)合在消費(fèi)和醫(yī)療選擇方面的作用還不明顯。但是，隨著新農(nóng)合的普遍使用，其調(diào)節(jié)作用開始顯現(xiàn)。然而需要注意的是，公共醫(yī)療保險擠出了家庭其他用以平滑消費(fèi)的手段。即使沒有公共醫(yī)療保險的存在，健康沖擊不會對家庭的總消費(fèi)支出造成比較大的影響。其中一種途徑就是購買商業(yè)醫(yī)療保險，但是，考慮到研究對象是中國農(nóng)村居民，他們一般不會有購買商業(yè)醫(yī)療保險的意愿和余力，結(jié)合前文中使用到的所有種類醫(yī)療保險覆蓋率的數(shù)據(jù)，本文認(rèn)為可以排除商業(yè)醫(yī)療保險的情況，不必考慮公共醫(yī)療保險擠出私人醫(yī)療保險這一可能性。

農(nóng)村家庭平滑消費(fèi)的第二種手段是來自親友的私人轉(zhuǎn)移支付。根據(jù)中國農(nóng)村的實(shí)際情況，本文認(rèn)為這一情況非常合理。在中國農(nóng)村地區(qū)，往往親戚關(guān)系錯綜復(fù)雜，很有可能住在一個村莊里的所有居民彼此之間都是親朋好友的關(guān)系。當(dāng)一戶家庭的成員遭受健康沖擊時，很可能會收到來自大量親友的私人轉(zhuǎn)移支付，單個數(shù)量可能較少，但總數(shù)卻足以幫助受到健康沖擊的家庭緩解沖擊的影響，平滑家庭消費(fèi)。從數(shù)據(jù)上看，所有家庭的消費(fèi)情況都沒有受到健康沖擊的影響。調(diào)查數(shù)據(jù)往往不會調(diào)查記錄如此龐大的親友網(wǎng)絡(luò)，也沒有記載這些私人轉(zhuǎn)移支付情況，但是不可否認(rèn)，這一情況在中國的農(nóng)村地區(qū)是普通存在的。

農(nóng)村居民平滑家庭消費(fèi)還有一種手段，即讓子女輟學(xué)去打工賺錢。Beegle等[27]指出，家庭受到健康沖擊會對兒童上學(xué)與工作情況產(chǎn)生影響。正因?yàn)檗r(nóng)村居民家庭本來就有平滑家庭消費(fèi)的手段，所以，從家庭總消費(fèi)情況來看，新農(nóng)合的作用顯得很微弱。但這并不能證明新農(nóng)合“無作用”，相反，新農(nóng)合在這一機(jī)制中充當(dāng)了擠出其他平滑消費(fèi)手段的角色。即使新農(nóng)合并沒有帶來總消費(fèi)水平上的提升，只要它確實(shí)擠出了那些代價高昂的平滑手段，那么，就可認(rèn)為新農(nóng)合對社會福利水平的提高有著顯著的正效應(yīng)。

因此，同樣使用一階差分模型式（7）分析健康沖擊對兒童學(xué)習(xí)和工作情況的影響。此時，式（7）中的Δyijt分別表示兒童上學(xué)天數(shù)的變化和工作天數(shù)的變化，α0表示在未參保新農(nóng)合時健康沖擊對兒童上學(xué)、工作情況的影響，α1則描述了新農(nóng)合對健康沖擊的補(bǔ)償效應(yīng)。回歸結(jié)果如表6所示。可以看到，健康沖擊對兒童的上學(xué)情況有顯著的負(fù)效應(yīng)（-0.008），而對兒童的工作情況有顯著的正效應(yīng)（0.007），這印證了家庭使用兒童輟學(xué)以緩沖健康沖擊。α1對兒童上學(xué)與工作情況的影響分別為0.006與-0.007，這有力地證明了新農(nóng)合對兒童受教育的顯著作用，它通過減少輟學(xué)行為這一代價高昂的平滑措施，給農(nóng)村居民帶來正的社會福利。兒童受教育程度的增加，意味著人力資本的增加，最終可能提升整個家庭的收入，減少代際貧困傳遞的可能性。同時體現(xiàn)出健康減貧的長期效應(yīng)。

3.醫(yī)療選擇

醫(yī)療選擇變量描述了農(nóng)村居民在患病時所做出的決策。表5中，處置效應(yīng)的估計值在數(shù)值上與顯著性上都是遞增的，由早期不顯著的正向影響變成了當(dāng)前長期的顯著影響。這表明新農(nóng)合對于農(nóng)村居民在患病時對醫(yī)療服務(wù)的選擇起到了有效且顯著的引導(dǎo)作用，能夠鼓勵農(nóng)村居民患病時選擇到衛(wèi)生院或者醫(yī)院去看病，而不是自己吃藥甚至是硬扛。同時可以看出，即使農(nóng)村居民受教育程度整體不高并且參差不齊，他們對新農(nóng)合的理解程度和參與熱情卻在提升。這一現(xiàn)象降低了患者患病時長，減少了患病對健康的損害與收入的損失，對“因病致貧”起到了一定的緩解作用。

4.醫(yī)療支出

該處使用的醫(yī)療支出是指報銷后自負(fù)的醫(yī)療支出。觀察表5可以發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合的推廣實(shí)施對農(nóng)村家庭的醫(yī)療支出有顯著且逐漸增強(qiáng)的減少作用，這表明了在醫(yī)療支出不斷增加的大環(huán)境下，新農(nóng)合能夠極大地緩解農(nóng)村居民在面對健康沖擊時需要承受的經(jīng)濟(jì)壓力，很大程度上避免了因病致貧情況的出現(xiàn)。在農(nóng)村居民遭遇大病時，巨額的醫(yī)藥費(fèi)支出往往對家庭的經(jīng)濟(jì)狀況造成毀滅性的打擊，但是，在新農(nóng)合的推廣之下，參保農(nóng)民能夠得到直接的轉(zhuǎn)移支付以應(yīng)對醫(yī)療支出，從而避免了家庭陷入貧困。就這一點(diǎn)而論，新農(nóng)合的健康減貧作用是極其顯著的。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

借鑒Lee等[2]的研究，本文還從配置變量、結(jié)果變量、前定變量、帶寬與協(xié)變量對斷點(diǎn)回歸模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，配置變量選擇的前提是個體不能精確控制配置變量，而年份這一特殊變量符合條件，并且在前文中也發(fā)現(xiàn)了農(nóng)村居民參保概率的跳躍，因此，使用年份作為配置變量對斷點(diǎn)回歸設(shè)計是合適的。結(jié)果變量方面，圖3顯示了結(jié)果變量和配置變量的關(guān)系，在斷點(diǎn)處（2006年為相對時間0點(diǎn)），結(jié)果變量也發(fā)生了跳躍，表示處置效應(yīng)的影響存在。

其次，觀察圖4可以發(fā)現(xiàn)，本文選取的居住地、家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等前定變量都沒有在斷點(diǎn)處產(chǎn)生跳躍，即前定變量是連續(xù)的，符合斷點(diǎn)回歸設(shè)計的適用性要求。利用前定變量對處置變量的多項式、配置變量、常數(shù)項以及處置變量和配置變量四次多項式的交互項做回歸，結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，除居住地之外，家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等其他三個前定變量對處置變量的回歸結(jié)果均不顯著。雖然居住地作為因變量的回歸結(jié)果顯著，但是如前文提到的，如果前定變量數(shù)量較多，那么隨機(jī)因素可能會導(dǎo)致某個前定變量存在顯著斷點(diǎn)，因此，需要把眾多檢驗(yàn)合并為一個來檢驗(yàn)所有前定變量都不存在斷點(diǎn)的統(tǒng)計量。使用似不相關(guān)回歸（Seemingly?Unrelated?Regression，SUR）來檢驗(yàn)所有前定變量是否存在斷點(diǎn)，得到的統(tǒng)計量如表7所示，可以確信前定變量滿足斷點(diǎn)回歸設(shè)計的適用性條件。使用交叉驗(yàn)證法計算得出的最優(yōu)帶寬為1.054，再使用最優(yōu)帶寬的一半與兩倍分別進(jìn)行驗(yàn)證，可以發(fā)現(xiàn)斷點(diǎn)回歸估計的結(jié)果依然是穩(wěn)健的。根據(jù)AIC取值最小的赤池信息準(zhǔn)則，最終選定使用配置變量的二次多項式。Gelman等[28]也反駁了Lee等[2]提出的多項式次數(shù)應(yīng)該從一至八、九次的嘗試，而應(yīng)該只用局部一次或二次多項式。

最終，如表8回歸結(jié)果所示，在加入居住地、家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等前定變量作為協(xié)變量之后，斷點(diǎn)回歸設(shè)計對于不同帶寬的選擇依然非常穩(wěn)健。對于處置效應(yīng)的估計，數(shù)值上的細(xì)微差異并沒有影響前文所得出的定性結(jié)論。新農(nóng)合政策對農(nóng)村居民健康情況的作用依然顯著，不僅對農(nóng)村居民生病情況的減少有著顯著作用，而且對于農(nóng)村居民心理上對自身健康的認(rèn)可度也有著顯著的提升作用。綜合考慮表4與表8的結(jié)果可以驗(yàn)證，新農(nóng)合的實(shí)施使得農(nóng)村居民在過去四周內(nèi)生病天數(shù)所占的百分比減少了2%～3%左右。雖然數(shù)值上看起來不大，但是，在實(shí)際意義上等同于減少了過去四周內(nèi)一天左右的患病天數(shù)。至于自評健康情況，回歸結(jié)果表明新農(nóng)合的實(shí)施推廣使得農(nóng)村居民的自評健康狀況顯著地提高了8%～37%。本文認(rèn)為，這樣大的幅度且統(tǒng)計上顯著是由于農(nóng)村居民對新農(nóng)合理解的不斷加深以及對自身健康狀況認(rèn)同感的增強(qiáng)所致。

六、結(jié)論與政策啟示

中國扶貧正處在關(guān)鍵時刻，如何能順利完成2020年的扶貧目標(biāo)和應(yīng)對未來的扶貧任務(wù)是當(dāng)前中國貧困研究的重要議題。健康同時是減貧和返貧的重要作用因素，因此，本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1997—2015年的數(shù)據(jù)，評估新農(nóng)合作用下的健康減貧的長期效應(yīng)。可以發(fā)現(xiàn)：

（1）新農(nóng)合對健康有直接的正向作用效應(yīng)，顯著地減少了農(nóng)村居民生病的天數(shù)，提升了農(nóng)村居民的自評健康水平。不僅如此，隨著新農(nóng)合報銷制度的完善和信息推廣，其健康作用效應(yīng)隨著時間推移不斷增強(qiáng)。

（2）健康提升顯著地降低了農(nóng)村貧困水平。新農(nóng)合顯著地提升了農(nóng)民在生病時接受醫(yī)療服務(wù)的積極性，大幅減少了農(nóng)村居民在醫(yī)療方面的支出，并通過一次轉(zhuǎn)移支付和改善居民健康水平提高了農(nóng)村家庭的總收入。綜合這些因素，說明新農(nóng)合在中國農(nóng)村健康減貧中起到了積極作用。

（3）新農(nóng)合對農(nóng)村家庭總消費(fèi)的影響從早期的不顯著變?yōu)楹笃诘母叨蕊@著，并且作用效果不斷增大。這些都體現(xiàn)出新農(nóng)合政策的長期推廣效應(yīng)，也解釋了很多早期研究中出現(xiàn)的新農(nóng)合對總消費(fèi)影響不顯著或者影響為負(fù)的問題。不僅如此，新農(nóng)合還顯著地影響了農(nóng)村居民戶的投資，并顯著地減少了兒童輟學(xué)打工的概率，從而降低了貧困的代際傳遞效應(yīng)和長期貧困問題。

因?yàn)檎叩耐茝V和使用的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，政策的效果隨著時間的推移不斷增強(qiáng)，提升了政策的減貧效應(yīng)，這與早期研究結(jié)論的不顯著或相互矛盾不同，早期研究的時間主要集中在新農(nóng)合剛剛推行之際，政策的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)還沒有顯現(xiàn)。從本文的結(jié)論可以看出，新農(nóng)合作為社會保障措施在未來中國健康減貧中的作用將越來越明顯，它能夠有效降低“因病致貧”和“因病返貧”。隨著2020年現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下減貧任務(wù)的完成，在新的貧困標(biāo)準(zhǔn)或相對貧困標(biāo)準(zhǔn)下，中國將出現(xiàn)新的貧困問題，疾病、意外傷害等負(fù)外部沖擊將是未來主要的致貧因素，未來仍然需要深入研究具有中國特色的最優(yōu)醫(yī)療保障體制，從提升健康水平和降低健康沖擊兩個方面，降低因病致貧和因病返貧問題。

因此，接下來的工作主要包括：第一，借助鄉(xiāng)村振興全面推進(jìn)的契機(jī)，提高貧困地區(qū)的公共醫(yī)療服務(wù)支出，改善農(nóng)村地區(qū)公共衛(wèi)生設(shè)施和飲用水狀況，增強(qiáng)居民的健康防護(hù)意識，提升居民的健康水平，降低醫(yī)療方面的支出，提高生產(chǎn)率。第二，進(jìn)一步改進(jìn)和完善新農(nóng)合制度設(shè)計，充分利用信息化的發(fā)展，簡化新農(nóng)合使用的程序，通過全國聯(lián)網(wǎng)體系的建設(shè)，推進(jìn)新農(nóng)合異地結(jié)算系統(tǒng)的建立。當(dāng)前隨著中國城鄉(xiāng)醫(yī)療保險的逐步融合，未來新農(nóng)合在健康減貧方面的作用將會越來越突出。第三，在推進(jìn)新農(nóng)合異地結(jié)算的同時，還需要調(diào)節(jié)地區(qū)間的醫(yī)療資源分配，促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉，推進(jìn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化，加強(qiáng)醫(yī)藥、醫(yī)療和醫(yī)保的有效銜接，保證貧困者病有所醫(yī)、病能敢醫(yī)，但同時需要防止出現(xiàn)醫(yī)療保險融合所引致的過度醫(yī)療現(xiàn)象，加快推進(jìn)多層級醫(yī)療服務(wù)體系，構(gòu)建病診相容的醫(yī)療保險報銷體系。第四，加快鄉(xiāng)村地區(qū)現(xiàn)代化治理體系構(gòu)建，加強(qiáng)教育、培訓(xùn)以及政策的宣傳工作，提升貧困群體的認(rèn)知能力和學(xué)習(xí)能力，進(jìn)而增強(qiáng)貧困群體的健康管理意識、新農(nóng)合等健康減貧政策的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)，提高政策的使用效率和減貧效果。

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責(zé)任編輯、校對：?鄭雅妮

The?Long?Term?Effects?of?Health?on?Poverty?Reduction

—The?Evaluation?Based?on?the?New?Cooperative?Medical?Scheme

FANG?Yingfeng，?ZHOU?Chenyu

（School?of?Economics?and?Management，?Wuhan?University，?Wuhan?430072，?China）

Abstract：Based?on?the?reform?of?New?Cooperative?Medical?Scheme，?this?paper?evaluates?the?longterm?effects?of?health?improvement?on?poverty?reduction.?This?paper?uses?the?panel?data?from?China?Health?and?Nutrition?Survey?from?1997?to?2015，?employs?the?fuzzy?regression?discontinuity?design?and?analyzes?the?effects?of?NCMS?on?health?status，?medical?choice，?income?and?consumption?to?assess?the?longterm?effects?of?health?improvement?on?poverty?reduction.?The?result?shows，?in?the?long?run，?the?NCMS?significantly?enhances?farmers?awareness?of?their?own?health?and?medical?insurance，?and?it?significantly?reduces?the?poverty?due?to?illness?through?the?increase?of?agricultural?investment，?reduction?of?thechildrens?dropout?under?the?health?shock，?the?increase?of?income?and?reduction?of?medical?expenditure.

Keywords：health;?poverty;?poverty?reduction;?medical?insurance;?medical?policy;?the?New?Cooperative?Medical?Scheme

收稿日期：2019-09-19

基金項目：教育部人文社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“中國農(nóng)村貧困的動態(tài)變遷研究：基于社會相互作用效應(yīng)的視角”（18YJA790021）;教育部人文社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“母嬰代際健康聯(lián)系與減貧：測算、作用機(jī)制和政策選擇”（19YJA790113）;中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金項目“中國農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧的長效機(jī)制研究”（2018QN017）。

作者簡介：方迎風(fēng)，男，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)增長、公共政策與貧困，電子郵箱：eco_yingfeng@whu.edu.cn;周辰雨，男，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：健康與貧困。

①?各年的因病致貧率來自國家衛(wèi)生健康委員會官方網(wǎng)站的統(tǒng)計信息中心，經(jīng)筆者整理得出。