我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素

張永凱, 楊春月

(1.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院; 2.蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,甘肅 蘭州 730020)

2020年我國(guó)實(shí)現(xiàn)消滅絕對(duì)貧困的目標(biāo)，意味著我國(guó)貧困問題徹底由絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)變?yōu)橄鄬?duì)貧困，2020年后將形成以相對(duì)貧困為核心的新貧困格局[1]。黨中央和國(guó)務(wù)院提出必須將返貧防范擺在重要位置。我國(guó)農(nóng)村常見返貧類型主要包括因病返貧、因?qū)W返貧、因勞動(dòng)力弱返貧和因?yàn)?zāi)返貧等。其中，因病返貧已成為我國(guó)貧困人口產(chǎn)生和存在的主要原因[2]。鑒于此，應(yīng)將因病返貧作為解決相對(duì)貧困的主攻方向。而要建立解決相對(duì)貧困的機(jī)制，就要了解城鄉(xiāng)居民在稀缺資源配置下的決策行為。通過厘清城鄉(xiāng)居民的健康水平和相對(duì)貧困的關(guān)系，以及關(guān)注城鄉(xiāng)居民健康行為的偏好傾向，進(jìn)一步探析我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素，這對(duì)于鞏固脫貧攻堅(jiān)成果具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

因病返貧是指通過其他途徑擺脫貧困，卻因疾病發(fā)生重新陷入貧困狀態(tài)[3]。而風(fēng)險(xiǎn)是指一切自然存在和社會(huì)存在相對(duì)于人的生存和發(fā)展而言可能形成的一種可能性[4]。因此，本研究將因病返貧風(fēng)險(xiǎn)定義為人類因受到疾病的沖擊而難以滿足最低生活需求的可能性。

國(guó)內(nèi)外學(xué)界關(guān)于因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的研究主要集中在因病返貧的致因、測(cè)度和治理等3個(gè)方面。具體來說：(1)因病返貧的致因。從主體來看，羅楚亮和劉建研究發(fā)現(xiàn)，家庭規(guī)模、家庭中不健康人數(shù)的變化、親屬朋友的非正式支持、收入結(jié)構(gòu)變動(dòng)等是因病返貧的重要影響因素[5-6]；從客體來看，肖澤平等研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)的脆弱性、政策體制不配套、公共服務(wù)資源(如醫(yī)療、養(yǎng)老等社會(huì)保障)供不應(yīng)求所形成的路徑依賴等是因病返貧的根本原因[7]；從載體來看，鄭瑞強(qiáng)等研究發(fā)現(xiàn)，脫貧人口賴以生存的貧瘠的資源稟賦受生態(tài)保護(hù)政策制約，會(huì)增加返貧風(fēng)險(xiǎn)[8]。(2)因病返貧的測(cè)度。如賈海彥通過考察醫(yī)療支出是否達(dá)到大病風(fēng)險(xiǎn)閾值來考察貧困與健康的累積循環(huán)因果關(guān)系[9]；王怡歡等研究2018年我國(guó)農(nóng)村貧困家庭災(zāi)難性衛(wèi)生支出，發(fā)現(xiàn)家庭規(guī)模小、老年人口多和罹患慢性病的農(nóng)戶更容易發(fā)生災(zāi)難性衛(wèi)生支出，從而增加因病返貧風(fēng)險(xiǎn)[10]。(3)因病返貧的治理。從宏觀層面來看，大部分學(xué)者認(rèn)為衛(wèi)生醫(yī)療保障有利于降低因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，而部分學(xué)者則認(rèn)為衛(wèi)生醫(yī)療保障將增加因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。如汪三貴等研究發(fā)現(xiàn)，健康扶貧可以降低居民的健康脆弱性和經(jīng)濟(jì)脆弱性[11]；趙美英等研究發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保障和醫(yī)療救助有效減輕了健康扶貧對(duì)象的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)[12]；丁軍等研究發(fā)現(xiàn)，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、完善扶貧資金籌措渠道和發(fā)展農(nóng)村公共衛(wèi)生事業(yè)等是遏制因病返貧的重要保障[13]；而Wagstaff等研究中國(guó)醫(yī)保政策時(shí)則發(fā)現(xiàn)，補(bǔ)貼醫(yī)療雖然有助于提高醫(yī)療資源的使用率，但對(duì)居民醫(yī)療支出并沒有明顯的減少作用[14]；谷秀云等通過構(gòu)建脫貧戶返貧風(fēng)險(xiǎn)體系展開研究，發(fā)現(xiàn)健康兜底保障政策的脫貧效用呈邊際效用遞減，“輸血式”幫扶返貧風(fēng)險(xiǎn)更大[15]。從微觀層面來看，學(xué)界普遍認(rèn)同提升居民可持續(xù)生計(jì)能力等能有效降低因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。如吳本健等研究2018年全國(guó)少數(shù)民族脫貧家庭返貧風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)提高少數(shù)民族脫貧家庭的自然資本變現(xiàn)能力，以及提高電視和網(wǎng)絡(luò)的可獲得性，有助于防控脫貧戶的返貧風(fēng)險(xiǎn)[16]；胡斌武等研究我國(guó)后脫貧時(shí)代的返貧風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)加強(qiáng)職業(yè)教育培訓(xùn)可以有效降低貧困代際傳遞和返貧風(fēng)險(xiǎn)[17]；萬良杰等研究2019年廣西省部分建檔立卡已脫貧的邊緣家庭與未建檔立卡的貧困家庭的返貧風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)現(xiàn)關(guān)注返貧子女求學(xué)、成長(zhǎng)與就業(yè)，預(yù)防高消費(fèi)等，有助于降低返貧風(fēng)險(xiǎn)[18]。

綜上所述，學(xué)界關(guān)于因病返貧的內(nèi)在機(jī)制尚未達(dá)成共識(shí)，但普遍認(rèn)同因病返貧對(duì)脫貧具有阻礙作用。既有文獻(xiàn)主要從整體上定性分析返貧風(fēng)險(xiǎn)，或從某一時(shí)點(diǎn)出發(fā)考察貧困與健康的累積循環(huán)因果關(guān)系，鮮有文獻(xiàn)分析城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化。因此，對(duì)因病返貧風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行預(yù)測(cè)，分析因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響因素并有針對(duì)性地提出減少因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的對(duì)策具有較強(qiáng)的實(shí)踐意義。鑒于此，本研究在識(shí)別因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響因素的基礎(chǔ)上，構(gòu)建雙變量Probit模型對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，并建立因病返貧風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警防范機(jī)制，以期為解決相對(duì)貧困問題提供借鑒。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

(一)研究方法

為了探究我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化，假設(shè)城鄉(xiāng)居民第t期的健康水平與第t+n期的健康貧困相關(guān)，且因?yàn)橐虿≈仑毢鸵虿》地毻ǔＪ敲芮邢嚓P(guān)的，若對(duì)這2個(gè)變量分開建模，則可能會(huì)損失效率，所以引入因病致貧，采用看似不相關(guān)的雙變量Probit模型估計(jì)2010—2018年我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素。具體計(jì)量模型為：

(1)

(2)

給定第t期的健康貧困，各因素對(duì)第t+n期健康貧困的影響為：

(3)

將公式P=(Yt+n=1|Yt=1,Xt,Xt+n)，即P11，記為兩期持續(xù)發(fā)生健康貧困；P=(Yt+n=0|Yt=0,Xt,Xt+n)，即P00，記為兩期都未發(fā)生健康貧困;P=(Yt+n=0|Yt=1,Xt,Xt+n) ，即P01，記為第t期未發(fā)生健康貧困，第t+n期發(fā)生健康貧困;P=(Yt+n=1|Yt=0,Xt,Xt+n)，即P10，記為第t期發(fā)生健康貧困，第t+n期實(shí)現(xiàn)脫貧。

利用Probit模型的平均邊際效應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)居民第t期的健康水平和第t+n期的健康貧困的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，即對(duì)公式(1)和公式(2)進(jìn)行驗(yàn)證，一般表示為：

(4)

因病返貧的實(shí)質(zhì)是貧困與健康的累積循環(huán)因果關(guān)系，即可能存在反向因果關(guān)系。內(nèi)生性問題主要來自于遺漏變量、測(cè)量誤差、反向因果和樣本自選擇。在實(shí)證分析中，存在內(nèi)生性問題將會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的回歸系數(shù)有偏且不一致，ivprobit模型和兩步法是目前學(xué)界公認(rèn)的檢驗(yàn)二值選擇模型最有效的2種方法，且兩步法更適用于多個(gè)內(nèi)生變量的情形[19]。鑒于此，本研究采用兩步法來檢驗(yàn)內(nèi)生性問題, 實(shí)證分析統(tǒng)一采用Stata 14.0軟件完成。構(gòu)建的模型如下：

(5)

(6)

(7)

(二)變量選擇

本研究將變量分為被解釋變量、解釋變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

1.被解釋變量。被解釋變量為健康貧困。依據(jù)因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的定義，選取健康貧困來表征因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。按照我國(guó)國(guó)家貧困線(2010年標(biāo)準(zhǔn))將城鄉(xiāng)居民年收入扣除自付醫(yī)療花費(fèi)后的家庭人均收入低于2 300元的定義為發(fā)生健康貧困，賦值為1；反之，則定義為未發(fā)生健康貧困，賦值為0。健康貧困的均值由2012年0.682 6降至2018年0.282 8，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的健康水平和收入水平有較為顯著的提高。

2.解釋變量。解釋變量為健康水平，選取自評(píng)健康水平、是否罹患慢性病、鍛煉身體次數(shù)和對(duì)未來的信心程度等4個(gè)變量進(jìn)行表征。關(guān)于城鄉(xiāng)居民身體健康的相關(guān)變量，CFPS成人數(shù)據(jù)調(diào)查中主要包含自評(píng)健康水平和是否罹患慢性病等2個(gè)指標(biāo)。其中，自評(píng)健康水平能有效、全面地反映城鄉(xiāng)居民的健康水平，且具有易得性的特征[20]，本研究選取其作為評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民身體健康的指標(biāo)，將非常健康、很健康、健康、很不健康、非常不健康依次賦值為1～5；同時(shí)，既有研究表明城鄉(xiāng)居民罹患慢性病或遭受大病沖擊對(duì)城鄉(xiāng)居民貧困具有正向影響[21]，本研究選取是否罹患慢性病作為評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民身體健康的指標(biāo)，將未罹患慢性病賦值為0，罹患慢性病賦值為1。關(guān)于城鄉(xiāng)居民心理健康的相關(guān)變量，城鄉(xiāng)居民對(duì)未來的信心程度可以反映城鄉(xiāng)居民對(duì)擺脫貧困的主觀信心，對(duì)未來的信心程度越高，則其自評(píng)健康水平越高[22]，本研究選取其作為評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民心理健康的指標(biāo)，將很沒有信心、沒有信心、一般、有信心、很有信心依次賦值為1～5。關(guān)于健康行為的相關(guān)變量，鍛煉身體次數(shù)可以反映城鄉(xiāng)居民對(duì)健康的重視程度，鍛煉身體的次數(shù)越多，則其身體素質(zhì)越好，減少疾病沖擊的概率也越高，本研究選取其作為評(píng)價(jià)城鄉(xiāng)居民健康行為的指標(biāo)。具體來說，自評(píng)健康水平的均值由2010年的2.486 9升至2018年的3.293 1，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的自評(píng)健康水平不斷提高；是否罹患慢性病的均值由2010年的0.301 5升至2018年的0.926 0，表明罹患慢性病成為我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的重要影響因素；鍛煉身體次數(shù)的均值由2010年的1.376 4升至2018年的2.662 0，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民越來越重視自身身體健康水平；對(duì)未來的信心程度的均值由2010年的3.817 4升至2018年的4.049 6，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民對(duì)擺脫貧困的主觀信心隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展不斷增強(qiáng)。

3.控制變量。控制變量包括年齡、戶口、受教育程度和婚姻狀況。其中，婚姻狀況側(cè)重于考慮婚姻的穩(wěn)定性對(duì)因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響，參考學(xué)界既有研究將未婚、再婚、在婚賦值為0，離婚、喪偶賦值為1。具體來說，年齡的均值由2010年的50.010 3歲升至2018年的58.418 5歲，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的年齡結(jié)構(gòu)逐步趨于老化；戶口的均值為由2010年的0.778 1降至2018年的0.357 5，表明我國(guó)農(nóng)村居民不斷減少，而城鎮(zhèn)居民不斷增加；受教育程度的均值由2010年的0.598 3升至2018年的0.691 6，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的受教育程度不斷提高；婚姻狀況的均值由2010年的0.086 1升至2018年的0.104 9，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的婚姻狀況逐步趨于不穩(wěn)定。

(三)數(shù)據(jù)來源

本研究的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies, CFPS)。CFPS數(shù)據(jù)覆蓋25個(gè)省(市、自治區(qū)), 目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，旨在通過追蹤調(diào)查個(gè)人、家庭、社區(qū)的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、健康等不同層面的變遷。本研究基于2010年、2012年、2014年、2016年、2018年的CFPS 數(shù)據(jù)，選用與因病返貧風(fēng)險(xiǎn)直接相關(guān)的自評(píng)健康水平、是否罹患慢性病、鍛煉身體次數(shù)和對(duì)未來的信心程度等指標(biāo)，并為了保證數(shù)據(jù)的完整性和準(zhǔn)確性，剔除不知道、不適用和缺失的數(shù)據(jù)，最終獲得有效樣本1 068個(gè)。

三、實(shí)證分析

(一)實(shí)證分析結(jié)果

1.我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響因素分析。雙變量Probit模型的因變量分別為城鄉(xiāng)居民的因病致貧風(fēng)險(xiǎn)和因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，考慮到健康貧困是因病致貧的構(gòu)成要素，所以沒有放入第t期的因病致貧風(fēng)險(xiǎn)分析中，而是放入第t+n期的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)分析中。由表2可知，Chi2檢驗(yàn)的1%水平上的相關(guān)系數(shù)ρ顯著，即Chi2(1)顯著，加入穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤后與原來的估計(jì)結(jié)果相差較小，則雙變量Probit模型有效。本研究將第t期因病致貧與第t+n因病返貧同時(shí)納入一個(gè)雙變量Probit模型進(jìn)行分析，所以在5期的時(shí)間范圍內(nèi)，顯示4個(gè)完整的雙變量Probit模型結(jié)果，以致于模型中沒有2010年因病返貧分析結(jié)果，2018年沒有因病致貧分析結(jié)果。同時(shí)，本研究進(jìn)一步結(jié)合Probit模型進(jìn)行平均邊際效應(yīng)分析。2012年的平均邊際效應(yīng)分析由2010年我國(guó)城鄉(xiāng)居民健康水平計(jì)算得到。以此類推，則表3所顯示年份為2012年、2014年、2016年、2018年和2020年。由表3可知，城鄉(xiāng)居民第t期的健康水平與第t+n期的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)依舊顯著相關(guān)，表明因病致貧對(duì)城鄉(xiāng)居民并非暫時(shí)性的沖擊，而是在至少2期內(nèi)會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)具有顯著性影響。

表2 我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響因素的雙變量Probit模型分析結(jié)果Table 2 Bivariate Probit model analysis results of factors affecting urban and rural residents′ returning to poverty due to illness

表3 我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的平均邊際效應(yīng)(給定第t期的健康水平)Table 3 The average marginal effect of the risk of returning to poverty due to illness (given the health level in period t)

從城鄉(xiāng)居民的身體健康來看，自評(píng)健康水平整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。由表2可知，從時(shí)間序列來看，自評(píng)健康水平整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，且因病返貧風(fēng)險(xiǎn)隨著時(shí)間的推進(jìn)逐漸升高。同時(shí)，由表3可知，我國(guó)城鄉(xiāng)居民健康水平惡化對(duì)第t+n期的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)具有較高的邊際效應(yīng)；且雙變量Probit模型結(jié)果表明是否罹患慢性病對(duì)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響不顯著。這可能是緣于本研究選取的是一般疾病而非重大疾病，或可能存在內(nèi)生性影響。由于表2忽視了城鄉(xiāng)居民健康水平的內(nèi)生性，從而低估了罹患慢性病對(duì)因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響的顯著性，導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏。而由表5可知，自評(píng)健康水平對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的內(nèi)生性影響，罹患慢性病整體上對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)具有顯著的正向影響。

從城鄉(xiāng)居民的健康行為和心理健康來看，鍛煉身體次數(shù)和對(duì)未來的信心程度整體上顯著負(fù)向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。由表2可知，從時(shí)間序列來看，鍛煉身體次數(shù)整體上顯著負(fù)向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，表明鍛煉身體次數(shù)的增加有助于提升城鄉(xiāng)居民的健康水平，從而減少城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。這主要是緣于罹患慢性病會(huì)促使城鄉(xiāng)居民增加鍛煉身體的次數(shù)，有助于提高其身體素質(zhì)，從而降低因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。由表3可知，鍛煉身體次數(shù)對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響的邊際效應(yīng)的顯著性逐步變?nèi)?。這主要是緣于快節(jié)奏的城市生活壓縮了城鄉(xiāng)居民鍛煉身體的時(shí)間，使得城鄉(xiāng)居民鍛煉身體的次數(shù)逐漸減少。由表2可知，對(duì)未來的信心程度整體上顯著負(fù)向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，表明城鄉(xiāng)居民對(duì)生活越積極，越不容易發(fā)生因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。這主要是緣于對(duì)未來的信心程度的增強(qiáng)會(huì)促使城鄉(xiāng)居民更加積極的生活和工作，有助于提升其可持續(xù)生計(jì)能力，從而降低因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。由表3可知，對(duì)未來的信心程度對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響的邊際效應(yīng)整體增強(qiáng)。這主要是緣于城鄉(xiāng)居民日益增大的生活壓力會(huì)導(dǎo)致其心理問題更為突出，使得心理健康對(duì)城鄉(xiāng)居民具有更大的影響。

從控制變量來看，控制變量對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響存在差異。由表2可知，年齡整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，且年齡對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的正向影響越來越顯著。這主要是緣于隨著年齡的增長(zhǎng)，城鄉(xiāng)居民更容易受到疾病的沖擊，從而增加醫(yī)療消費(fèi)支出，導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)提高。戶口和受教育程度對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響的顯著性逐步減弱。這主要是緣于我國(guó)農(nóng)村居民的受教育程度雖然逐步提高，但總體受教育程度仍相對(duì)較低，使得受教育程度對(duì)農(nóng)村居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響不明顯[11]。婚姻狀況對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響不顯著。這主要是緣于婚姻不穩(wěn)定會(huì)直接減少家庭勞動(dòng)力，導(dǎo)致家庭收入減少，從而增加因病返貧風(fēng)險(xiǎn)；且家庭規(guī)模變大，尤其是老年人口增加會(huì)導(dǎo)致贍養(yǎng)人數(shù)增加，從而增加因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。而本研究的婚姻狀況為0、1賦值，當(dāng)二者都顯著時(shí)會(huì)導(dǎo)致婚姻狀況整體對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響不顯著。

2.我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化分析。本研究進(jìn)一步采用雙變量Probit模型對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化進(jìn)行分析，由于2010年我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)分析需要用2008年的數(shù)據(jù)，鑒于相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，所以僅對(duì)2012年、2014年、2016年和2018年的城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行分析。由表4可知，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)從2012年的44.14%下降到2018年的23.50%，表明我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)隨著年份的推進(jìn)呈現(xiàn)出大幅度下降的趨勢(shì)。這主要是緣于城鄉(xiāng)居民的收入獲取能力、身體素質(zhì)、對(duì)未來的信心程度等逐步增加，以及醫(yī)保政策覆蓋率和報(bào)銷比例的逐步提高，使得城鄉(xiāng)居民自付醫(yī)療費(fèi)用逐步減少。

表4 我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化分析Table 4 Analysis of the dynamic changes of the risk of urban and rural residents′ returning to poverty due to illness %

在不發(fā)生突發(fā)性公共衛(wèi)生事件的前提下，從全國(guó)來看，兩期持續(xù)發(fā)生健康貧困(P11)的概率分別是第t期未發(fā)生健康貧困和第t+n期發(fā)生健康貧困(P01)概率的2.189 7倍。即發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民在未來2年內(nèi)持續(xù)發(fā)生因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的概率是未發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民的2.189 7倍。而發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民想要擺脫因病返貧風(fēng)險(xiǎn)(P10)的概率是兩期都未發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民(P00)的1.547 2倍。

從區(qū)域來看，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)由小到大依次為東部地區(qū)(23.11%)、中部地區(qū)(31.04%)、西部地區(qū)(40.36%)。其中，中部地區(qū)和西部地區(qū)的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)大于全國(guó)平均水平(28.58%)。同時(shí)，從2012年、2014年、2016年、2018年我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的整體變化趨勢(shì)來看，區(qū)域差異趨于收斂。可見，我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的空間分異特征顯著。這主要是緣于信息不對(duì)稱、收入獲取能力較弱等直接導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)較高，資源稟賦較貧瘠、自然條件較惡劣等間接導(dǎo)致我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)長(zhǎng)期存在，從而導(dǎo)致高因病返貧風(fēng)險(xiǎn)區(qū)在西部地區(qū)趨同集聚。

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

因病致貧、因病返貧的實(shí)質(zhì)都是貧困與健康的累積循環(huán)因果關(guān)系，即可能存在反向因果關(guān)系。為了結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性，考察城鄉(xiāng)居民健康水平對(duì)健康貧困的內(nèi)生性影響。將健康貧困作為被解釋變量，年齡、戶口、受教育程度和婚姻狀況作為內(nèi)生解釋變量，自評(píng)健康水平作為工具變量，進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。由于這些變量與城鄉(xiāng)居民的健康水平相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性；且這些變量不直接影響城鄉(xiāng)居民的健康水平，滿足工具變量的外生性。因此，采用兩步法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)合理。在表5中，模型(1)表示第一階段的回歸分析結(jié)果，模型(2)表示第二階段的回歸分析結(jié)果。由于2018年模型檢驗(yàn)需要用到2020年的數(shù)據(jù)，鑒于相關(guān)數(shù)據(jù)缺失，所以僅進(jìn)行2010年、2012年、2014年和2016年的內(nèi)生性檢驗(yàn)。由表5可知，2010年、2012年、2014年和2016年的Wald檢驗(yàn)均在1%的水平上顯著，即城鄉(xiāng)居民的健康水平對(duì)健康貧困存在內(nèi)生性影響。由于所選數(shù)據(jù)的內(nèi)生變量小于工具變量，因此需要進(jìn)行過度識(shí)別檢驗(yàn)。由表5可知，所有工具變量都是外生變量；且根據(jù)弱工具識(shí)別檢驗(yàn)，所有內(nèi)生變量均與工具變量相關(guān)，即所選內(nèi)生變量不是弱工具變量，內(nèi)生性檢驗(yàn)有效。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)Table 5 Endogeneity test

四、結(jié)論與對(duì)策

(一)結(jié)論

基于2010年、2012年、2014年、2016年、2018年的CFPS數(shù)據(jù)，采用雙變量Probit模型實(shí)證分析我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素，得出以下結(jié)論：

1.我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)不斷下降。城鄉(xiāng)居民第t期的健康水平與第t+n期的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)顯著相關(guān)，因病致貧對(duì)城鄉(xiāng)居民并非暫時(shí)性的沖擊，而是在至少2期內(nèi)會(huì)對(duì)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)具有顯著影響。

2.健康水平對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響存在差異。其中，自評(píng)健康水平整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，罹患慢性病整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，鍛煉身體次數(shù)和對(duì)未來的信心程度整體上顯著負(fù)向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。

3.控制變量對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響存在差異。其中，年齡整體上顯著正向影響我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)，戶口和受教育程度對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響的顯著性逐步減弱，婚姻狀況對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)影響不顯著。

4.我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的健康貧困差異顯著。在不發(fā)生突發(fā)性公共衛(wèi)生事件的前提下，從全國(guó)范圍來看，發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民在未來2年內(nèi)持續(xù)發(fā)生因病返貧風(fēng)險(xiǎn)(P11)的概率是未發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民(P01)的2.189 7倍，而發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民想要擺脫因病返貧風(fēng)險(xiǎn)(P10)的概率是兩期都未發(fā)生健康貧困的城鄉(xiāng)居民(P00)的1.547 2倍。

5.我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的空間分異特征顯著。從區(qū)域來看，我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)由小到大依次為東部地區(qū)(23.11%)、中部地區(qū)(31.04%)、西部地區(qū)(40.36%)，中部地區(qū)和西部地區(qū)的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)大于全國(guó)平均水平(28.58%)。同時(shí)，從2012年、2014年、2016年和2018年我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的整體變化趨勢(shì)來看，區(qū)域差異趨于收斂。

(二)對(duì)策

因病返貧是我國(guó)貧困人口產(chǎn)生和存在的主要因素，為了更好地鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，應(yīng)進(jìn)一步健全因病返貧預(yù)警機(jī)制、提升可持續(xù)生計(jì)能力和推進(jìn)醫(yī)療資源優(yōu)化配置，以降低我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。

1.健全因病返貧預(yù)警機(jī)制。健全因病返貧預(yù)警機(jī)制可以有效地鞏固脫貧攻堅(jiān)成果。具體可從以下2個(gè)方面著手：(1)健全醫(yī)療支出風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警體系。通過科學(xué)制定醫(yī)療支出等級(jí)，并利用大數(shù)據(jù)對(duì)城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出等級(jí)和疾病類型作出精準(zhǔn)識(shí)別，以對(duì)傳染病、地方病和慢性病進(jìn)行有效防控；同時(shí)，通過加大鄉(xiāng)鎮(zhèn)健康扶貧資金的投入，并實(shí)行差別化的醫(yī)療報(bào)銷政策，即對(duì)大病、重病患者加大報(bào)銷比例，讓健康扶貧資金發(fā)揮最大的邊際效用。(2)健全相對(duì)貧困人口識(shí)別機(jī)制。采用大數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)相對(duì)貧困人口和地區(qū)的生計(jì)獲取能力，并將相對(duì)貧困人口進(jìn)行分類定級(jí)，因需施策，尤其是在相對(duì)貧困人口發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出時(shí)，政府應(yīng)及時(shí)進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付，并動(dòng)員社會(huì)力量協(xié)同幫助，以防止其返貧。

2.提升可持續(xù)生計(jì)能力。提升城鄉(xiāng)居民的可持續(xù)生計(jì)能力有助于從源頭上遏制因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生。具體可從以下2個(gè)方面著手：(1)提高居民文化素養(yǎng)。地方政府應(yīng)結(jié)合當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展需要，展開生產(chǎn)、運(yùn)輸、銷售等專業(yè)技能培訓(xùn)，從根本上提升城鄉(xiāng)居民的生計(jì)能力和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力；同時(shí)，應(yīng)針對(duì)相對(duì)貧困地區(qū)的情況，增加基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育的投入，培育一批高素質(zhì)的新型人才，從根本上提升城鄉(xiāng)居民的生計(jì)能力和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)能力。(2)完善產(chǎn)業(yè)發(fā)展機(jī)制。地方政府應(yīng)立足區(qū)域發(fā)展優(yōu)勢(shì)，因地制宜地發(fā)展地方特色產(chǎn)業(yè)，并利用大數(shù)據(jù)等拓寬特色產(chǎn)品銷售渠道，以帶動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)居民增收；同時(shí)，通過培育龍頭企業(yè)、新型合作社等措施，進(jìn)一步改善利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，以激發(fā)公眾參與積極性，從而帶動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和城鄉(xiāng)居民增收致富。

3.推進(jìn)醫(yī)療資源優(yōu)化配置。醫(yī)療資源優(yōu)化配置有利于減少因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的區(qū)域差距。具體來說，可從以下2個(gè)方面著手：(1)推進(jìn)醫(yī)療資源均衡配置。地方政府應(yīng)基于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，有效整合區(qū)域間的醫(yī)療資源，并結(jié)合地區(qū)發(fā)展特點(diǎn)逐步加大醫(yī)療資金投入力度，尤其是要加大對(duì)中部地區(qū)和西部地區(qū)的醫(yī)療資金投入，從而有效降低我國(guó)城鄉(xiāng)居民的因病返貧風(fēng)險(xiǎn)。(2)加快醫(yī)療人才隊(duì)伍建設(shè)。地方政府應(yīng)進(jìn)一步加大醫(yī)療研發(fā)投入力度，除了加大醫(yī)療人才引進(jìn)力度外，還應(yīng)加大對(duì)本地醫(yī)療人員的技能培訓(xùn)力度，以逐步提高區(qū)域醫(yī)療發(fā)展水平，從而有效增強(qiáng)我國(guó)城鄉(xiāng)居民抵御因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的能力。

(三)不足與展望

本研究尚存在一些不足之處，主要體現(xiàn)在以下2個(gè)方面：(1)本研究采用的CFPS數(shù)據(jù)庫雖然調(diào)查樣本數(shù)量龐大、調(diào)查指標(biāo)比較詳細(xì)，但由于不是專門針對(duì)居民健康水平調(diào)查的數(shù)據(jù)庫，導(dǎo)致篩選時(shí)損失大量樣本，使得部分省份存在樣本量不足的情況。因此，在我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的動(dòng)態(tài)變化分析時(shí)可能存在偏差。(2)我國(guó)城鄉(xiāng)居民健康水平的影響因素涉及多個(gè)層面，本研究只分析了自評(píng)健康水平、是否罹患慢性病、鍛煉身體次數(shù)和對(duì)未來的信心程度等因素對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民因病返貧風(fēng)險(xiǎn)的影響，考察的影響因素不夠全面。鑒于此，在未來的研究中，應(yīng)以問題為導(dǎo)向考慮更多的健康水平的影響因素，并深入開展調(diào)查研究，有針對(duì)性地開展問卷調(diào)查和深度訪談，以確保樣本的充分性和代表性，從而推動(dòng)該領(lǐng)域的研究不斷深入。