城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)緩解老年貧困的效應(yīng)分析
——基于雙重貧困的視角

黃慶林，李 婷

（廣東工業(yè)大學(xué)馬克思主義學(xué)院，廣東 廣州，510520）

一、問(wèn)題提出

后脫貧時(shí)代貧困問(wèn)題仍然存在。2020年我國(guó)如期完成全面小康社會(huì)脫貧攻堅(jiān)的底線(xiàn)任務(wù)，現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下貧困人口全部脫貧，所有貧困縣全部摘帽，消除了絕對(duì)貧困。然而，全部脫貧并不等于沒(méi)有貧困，相對(duì)貧困將伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而長(zhǎng)期存在。[1]疾病是貧困的重要致因。不論城鎮(zhèn)或農(nóng)村，因遭受疾病、巨額醫(yī)療費(fèi)用而陷入貧困的家庭比例總體較高。根據(jù)國(guó)務(wù)院扶貧辦建檔立卡統(tǒng)計(jì)，因病致貧返貧的貧困戶(hù)占全部建檔立卡貧困戶(hù)比例高達(dá)42%。①在相對(duì)貧困治理過(guò)程中，防范因病致貧、因病返貧的壓力依然巨大。截至2019年末，我國(guó)65歲以上老年人有17 603萬(wàn)人，占總?cè)丝诘?2.6%，②中國(guó)已經(jīng)進(jìn)入中度甚至重度老齡化社會(huì)。由于身體機(jī)能全面下降，老年人群的重病、慢病發(fā)病率普遍要比其他年齡段人群高，面臨著更高的因病陷貧、返貧風(fēng)險(xiǎn)。

世界各國(guó)越來(lái)越清晰地認(rèn)識(shí)到醫(yī)療保險(xiǎn)在分散疾病風(fēng)險(xiǎn)、緩解醫(yī)療負(fù)擔(dān)的重要作用。為進(jìn)一步解決城鄉(xiāng)居民因病致貧、因病返貧難題，國(guó)務(wù)院于2016年將新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱(chēng)：新農(nóng)合)和城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱(chēng)：城鎮(zhèn)居民醫(yī)保)兩項(xiàng)制度整合，建立城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)(簡(jiǎn)稱(chēng)：城鄉(xiāng)居民醫(yī)保)。截至2019年底全國(guó)參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保135 436萬(wàn)人，覆蓋率超過(guò)90%。城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的推進(jìn)和優(yōu)化，一定程度上減少了醫(yī)療費(fèi)用支出、提升居民健康，具有減少貧困的效應(yīng)。[2-3]但也有研究持有不同觀(guān)點(diǎn)，詹宇航、丁少群認(rèn)為該制度的老年居民減貧效應(yīng)不明顯。[4]那么，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度的減貧效應(yīng)究竟如何？其對(duì)老年人口這一特殊群體是否具有顯著的減貧效應(yīng)？本文將基于絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的雙重視角對(duì)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的老年貧困緩解效應(yīng)展開(kāi)研究，以期為相對(duì)貧困治理工作提供經(jīng)驗(yàn)借鑒。

二、文獻(xiàn)回顧與述評(píng)

貧困是古今中外治國(guó)理政的歷史性難題。貧困分為絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困[5]，二者具有本質(zhì)的不同。絕對(duì)貧困指?jìng)€(gè)人和家庭無(wú)以維持最低生活需求，難以生存[6]；相對(duì)貧困是個(gè)人或家庭處于社會(huì)平均生活水平較低位置的生活狀態(tài)[7]，即個(gè)人、群體缺乏獲得他們所屬層次的平均生活條件或便利的機(jī)會(huì)，故而其所獲資源遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于該層次平均所支配的資源。朱雅馨等認(rèn)為相對(duì)貧困實(shí)質(zhì)上是一種生活模式上被排斥、被剝奪的生活狀態(tài)。[8-9]汪三貴和孫俊娜認(rèn)為相對(duì)貧困多發(fā)生于女性、老人和健康狀況低下或缺乏勞動(dòng)能力的群體。[10]楊春光認(rèn)為由于相對(duì)貧困具有動(dòng)態(tài)性、相對(duì)性，隨著所選定參照標(biāo)準(zhǔn)不同，其陷入相對(duì)貧困的概率不同。[11]關(guān)于相對(duì)貧困線(xiàn)的設(shè)定，有學(xué)者認(rèn)為應(yīng)該對(duì)接國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)采用全國(guó)一條線(xiàn)，即城鄉(xiāng)統(tǒng)一的相對(duì)貧困線(xiàn)。有學(xué)者則認(rèn)為中國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期存在、城鄉(xiāng)差距較大[12]，不需也不能對(duì)標(biāo)國(guó)外[13]，而應(yīng)采用城鎮(zhèn)和農(nóng)村兩條相對(duì)貧困線(xiàn)。李實(shí)等人提出相對(duì)貧困線(xiàn)的設(shè)置仍需考慮全國(guó)收入水平，因而提出農(nóng)村相對(duì)貧困線(xiàn)應(yīng)分為上下兩條線(xiàn)，上線(xiàn)依據(jù)全國(guó)個(gè)人收入中位數(shù)生成，而下線(xiàn)依據(jù)農(nóng)村個(gè)人收入中位數(shù)生成。他們還提出相對(duì)貧困線(xiàn)的調(diào)整方案，即依據(jù)個(gè)人收入中位數(shù)的40%、50%、60% 對(duì)應(yīng)生成相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，隨著收入水平的提高，對(duì)應(yīng)比例將提高。[14]

社會(huì)保障具有收入再分配作用，其中醫(yī)療保險(xiǎn)具有顯著的減貧效果，學(xué)界在此方面進(jìn)行了頗多研究。第一，從是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)來(lái)看，謝遠(yuǎn)濤與楊娟認(rèn)為相比于未參保人群，參加醫(yī)療保險(xiǎn)能夠有效地解決“因病致貧”“因病返貧”的問(wèn)題。[15]國(guó)外學(xué)者的部分研究同樣為醫(yī)療保險(xiǎn)具有減少貧困的效果提供了證據(jù)。[16-20]第二，從保障水平來(lái)看，鮑震宇與趙元鳳認(rèn)為住院費(fèi)用報(bào)銷(xiāo)率每提高5%，可使農(nóng)民貧困發(fā)生率降低7.7%。[21]王泓懿通過(guò)2014年和2016年的CFPS數(shù)據(jù)得出，隨著新農(nóng)合補(bǔ)償比例增加，有效降低得病貧困發(fā)生率，減貧效愈加明顯。[22]第三，在醫(yī)療保險(xiǎn)、大病保險(xiǎn)、醫(yī)療救助推進(jìn)下，三重醫(yī)療保障反貧困效應(yīng)顯著。仇雨臨、張忠朝認(rèn)為減貧效應(yīng)最大是新農(nóng)合，大病保險(xiǎn)次之，效應(yīng)最小是醫(yī)療補(bǔ)助。[23]第四，農(nóng)村醫(yī)療保障減貧效應(yīng)顯著。于大川等認(rèn)為，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的實(shí)施，具有增加農(nóng)民收入、改善農(nóng)民因病致貧的現(xiàn)象。[24]鄢洪濤和楊仕鵬研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度具有顯著穩(wěn)健的減貧效應(yīng)，但以年齡異質(zhì)性分析后發(fā)現(xiàn)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)在傾向性保障時(shí)存在貧困識(shí)別不精準(zhǔn)的問(wèn)題，甚至出現(xiàn)低收入農(nóng)村居民“分配偏見(jiàn)困境”。[25]

自2016年城鎮(zhèn)居民醫(yī)保與新農(nóng)合整合成城鄉(xiāng)居民醫(yī)保以來(lái)，有關(guān)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的減貧效果研究一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。一種觀(guān)點(diǎn)認(rèn)為，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保具有反貧效果。通過(guò)采用不同的測(cè)度方法和數(shù)據(jù)庫(kù)，無(wú)論是傾向得分匹配方法(PSM)、DID模型，還是多維貧困測(cè)度的實(shí)證結(jié)果均證實(shí)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保能夠降低貧困發(fā)生率[2,26]、減輕醫(yī)療費(fèi)用[27-28]。黃薇認(rèn)為城鎮(zhèn)居民醫(yī)保能夠有效緩解低保城鎮(zhèn)家庭因病致貧返貧的發(fā)生。[29]另一種觀(guān)點(diǎn)則不同，王晶和簡(jiǎn)安琪通過(guò)城鄉(xiāng)對(duì)比認(rèn)為，社會(huì)保障不僅沒(méi)有起到收入再分配的作用，還加劇了城鄉(xiāng)差距[30]，加深了相對(duì)貧困。丁少群、蘇瑞珍、解堊等認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)不但沒(méi)有減少貧困，反而加劇了收益群體間差距[31-32]；并且增加了高風(fēng)險(xiǎn)和災(zāi)難性支出，進(jìn)而增加了貧困發(fā)生率和加重了貧困程度。[33]詹宇航等還認(rèn)為，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的反貧效果有限，尤其是對(duì)老年群體。[4]周云波和黃云認(rèn)為基本醫(yī)療保險(xiǎn)減貧效果不一致，城居改善農(nóng)民工相對(duì)不平等，而新農(nóng)合加劇農(nóng)民工的相對(duì)不平等。[34]

通過(guò)梳理文獻(xiàn)可知，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)減貧作用并未達(dá)成一致，仍存在爭(zhēng)議，需要進(jìn)一步驗(yàn)證。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)還存在以下不足。第一，既有研究大多是基于多維貧困視角下分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)絕對(duì)貧困的影響，而對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)能否緩解相對(duì)貧困的研究相對(duì)欠缺。第二，既有研究多集中于新型農(nóng)村合作醫(yī)療的減貧效應(yīng)，缺乏城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)緩解相對(duì)貧困的研究。第三，既有研究大多以全體社會(huì)成員為研究對(duì)象，鮮有關(guān)注老年人口這一特殊群體的貧困問(wèn)題。第四，既有成果主要局限于參加醫(yī)療保險(xiǎn)或醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平對(duì)于貧困的影響，較少同時(shí)考察是否參保及保障水平對(duì)于絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的影響。

本文利用CLHLS2018最新數(shù)據(jù)，建立Logistic模型，從絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的雙重視角，檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的參與和保障水平對(duì)老年貧困的影響，以期為減少相對(duì)貧困的改革提供理論依據(jù)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一) 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的是2018年“中國(guó)老年健康長(zhǎng)壽影響因素跟蹤調(diào)查”(CLHLS)最新數(shù)據(jù)，③并按照以下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本：第一，剔除65歲以下的樣本，研究樣本為65歲以上的老年居民；第二，由于2018年CLHLS調(diào)查問(wèn)卷中未專(zhuān)門(mén)設(shè)立城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的選項(xiàng)，考慮實(shí)際城鄉(xiāng)居民醫(yī)保是由城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合整合而來(lái)，故只保留參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)?；蛐罗r(nóng)合和無(wú)參加任何城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本；第三，刪除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終獲得研究樣本9 103個(gè)，參保樣本7 775個(gè)，未參保樣本1 328個(gè)。

(二) 變量說(shuō)明

1. 因變量：老年貧困

本文分別從絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的角度，總共設(shè)計(jì)三條貧困線(xiàn)來(lái)衡量老年貧困。其中絕對(duì)貧困線(xiàn)依據(jù)國(guó)家所設(shè)置的年均2 300元農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)線(xiàn)(2010年不變價(jià))，根據(jù)2018年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)折算，2018年不變價(jià)為2 786.7元/年。相對(duì)貧困實(shí)質(zhì)上反映的是居民之間的收入差距，其衡量標(biāo)準(zhǔn)與樣本選取有關(guān)，當(dāng)樣本變化時(shí)，相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)會(huì)發(fā)生變化。在相對(duì)貧困的角度上設(shè)計(jì)兩條貧困線(xiàn)，分別是樣本相對(duì)貧困線(xiàn)和總體相對(duì)貧困線(xiàn)。[35]基于湯森的相對(duì)貧困理論并結(jié)合Maria等和陳宗勝等的研究方法，將調(diào)查樣本中城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民家庭人均純收入均值的50%作為樣本相對(duì)貧困線(xiàn)；[36-37]總體貧困依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局2018年度統(tǒng)計(jì)公報(bào)中城鎮(zhèn)居民可支配收入和農(nóng)村居民可支配收入的50%作為總體相對(duì)貧困線(xiàn)。具體見(jiàn)表1。

表1 絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的貧困標(biāo)準(zhǔn) (元)

2. 自變量：城鄉(xiāng)居民醫(yī)保

本文同時(shí)選取參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保和城鄉(xiāng)居民醫(yī)保保障水平兩個(gè)指標(biāo)予以測(cè)量。由于CLHLS2018并未專(zhuān)門(mén)設(shè)置城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的選項(xiàng)，因此結(jié)合實(shí)際調(diào)查情況，在現(xiàn)有城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合這兩個(gè)選項(xiàng)中，凡參加城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合中任何一種，我們均認(rèn)為其參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保，賦值1，否則賦值0。保障水平，報(bào)銷(xiāo)比作為指標(biāo)衡量，用1- (醫(yī)療自付費(fèi)用/醫(yī)療費(fèi)用)計(jì)算得出。

3. 控制變量

除了是否參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保和報(bào)銷(xiāo)比外，其他因素如性別、年齡、城鄉(xiāng)分類(lèi)、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況等也潛在影響城鄉(xiāng)老年居民的貧困狀況，故將其納入模型加以控制。

(三) 研究方法

本文探討核心是參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保是否能夠緩解老年居民貧困；并評(píng)估在參保情況下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度的減貧效應(yīng)，其中因變量是貧困狀況，為二值分類(lèi)變量，故采取二元Logistic模型回歸分析，構(gòu)建回歸模型：

公式(1)中P代表陷入貧困的概率，X1是自變量，表示是否參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保；X2為控制變量，代表年齡、性別、城鄉(xiāng)分類(lèi)、受教育程度、健康程度等控制變量；β為對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證研究

(一) 描述性結(jié)果分析

1. 基本描述

由表2可知，樣本平均年齡為84歲；男性占比46.7%；城市樣本為28%；85.4%的樣本參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保；樣本在絕對(duì)貧困衡量標(biāo)準(zhǔn)下，貧困樣本比例為20.2%；在樣本相對(duì)貧困衡量標(biāo)準(zhǔn)下，貧困樣本比例為37.7%；在總體相對(duì)貧困衡量標(biāo)準(zhǔn)下，貧困樣本比例為46.6%；受教育度均值1.872，小學(xué)及以下和初中的學(xué)歷居多；在婚樣本顯示為51.7%；健康程度均值為2.564，樣本健康狀況為好居多；在參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的樣本中，報(bào)銷(xiāo)比均值為0.282。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二) 回歸結(jié)果分析

1. 參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的老年減貧效應(yīng)

(1) 總體樣本回歸分析?；诳傮w樣本，從整體上分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)城鄉(xiāng)老年居民的減貧效應(yīng)。

由表3可知，在絕對(duì)貧困的指標(biāo)下，參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的老年居民相較于未參保的老年居民，陷入絕對(duì)貧困的概率減少15.1%，且在1%置信水平上顯著。在相對(duì)貧困的兩個(gè)指標(biāo)下，參保老年居民陷入相對(duì)貧困的概率分別降低4.9%和3.8%。該種影響作用并不顯著，原因可能在于農(nóng)村老年居民在收入、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保待遇等方面均落后于城市老年居民，所以忽視城鄉(xiāng)差異，僅采用總體老年樣本“一刀切”來(lái)研究城鄉(xiāng)居民醫(yī)保減貧效應(yīng)，就會(huì)出現(xiàn)具有減貧效應(yīng)不顯著的結(jié)果。

表3 參加城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年貧困影響的回歸結(jié)果

控制變量婚姻狀況、年齡、受教育程度、城鄉(xiāng)分類(lèi)對(duì)于是否參保老年居民的作用各不相同?；橐鰻顩r方面，處于在婚的參保老年居民均會(huì)增加絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率，且在1%置信水平上顯著。在年齡和健康方面，隨著年齡增長(zhǎng)或健康水平的下降，會(huì)出現(xiàn)更高貧困概率。這與汪三貴和孫俊娜提出的相對(duì)貧困多出現(xiàn)于高齡、健康狀況低下群體的結(jié)論相一致。受教育程度方面，截至大專(zhuān)之下，受教育程度的增加，能夠降低老年居民陷入絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率，但當(dāng)學(xué)歷超過(guò)碩士及以上時(shí)，老年居民貧困的概率增加。城鄉(xiāng)分類(lèi)方面，城鎮(zhèn)參保老年居民均能夠顯著降低絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率。其原因可能是城鄉(xiāng)居民醫(yī)保城鄉(xiāng)醫(yī)療待遇水平不同所致，下文將進(jìn)行進(jìn)一步探索。

總而言之，基于絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困雙重標(biāo)準(zhǔn)，參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的城鄉(xiāng)總體樣本，均具有降低老年居民貧困發(fā)生率的作用。

(2) 分樣本回歸。為進(jìn)一步檢驗(yàn)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的減貧效應(yīng)在不同老年居民群體中的差異，本研究以城鄉(xiāng)分類(lèi)為依據(jù)，將樣本分為城鎮(zhèn)老年居民樣本與農(nóng)村老年居民樣本，分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)不同老年居民群體貧困狀況的影響。變量選取繼承總體回歸模型做法，即貧困狀況為因變量，參保情況為自變量，性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況為控制變量；最終得到樣本9 103個(gè)，城鎮(zhèn)樣本2 638個(gè)，農(nóng)村樣本6 465個(gè)。

由表4可知，在絕對(duì)貧困的衡量標(biāo)準(zhǔn)下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村老年居民絕對(duì)貧困狀況有負(fù)向影響，且城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的經(jīng)濟(jì)效益在城鎮(zhèn)老年居民中更突出。參保的城鎮(zhèn)與農(nóng)村的老年居民降低絕對(duì)貧困概率分別為20.8%和13.9%。由此可見(jiàn)，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保具有減少老年居民陷入絕對(duì)貧困的作用，但統(tǒng)計(jì)學(xué)上并不顯著，其原因可能在于農(nóng)村醫(yī)療資源相對(duì)有限，使得同樣病情的城鎮(zhèn)老年居民受到的醫(yī)療待遇更好，進(jìn)而城鎮(zhèn)老年居民獲得更強(qiáng)的“收益感”，更強(qiáng)的安全保障。

表4 城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的減貧影響的回歸結(jié)果

在相對(duì)貧困的兩個(gè)指標(biāo)下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)城鎮(zhèn)與農(nóng)村老年居民相對(duì)貧困狀況影響不同。在樣本相對(duì)貧困線(xiàn)衡量標(biāo)準(zhǔn)下，參保農(nóng)村老年居民陷入樣本相對(duì)貧困概率降低7%，但參保的城鎮(zhèn)老年居民陷入樣本相對(duì)貧困概率增加0.5%。為什么會(huì)出現(xiàn)降低農(nóng)村參保老年居民樣本相對(duì)貧困率的同時(shí)，又提高了城鎮(zhèn)參保老年居民樣本的相對(duì)貧困率？一方面，城鎮(zhèn)老年居民雖然再就業(yè)渠道更多，但是多數(shù)從事低勞動(dòng)技能、低收入水平的體力勞作，反而可能增加城鎮(zhèn)老年人的醫(yī)療消費(fèi)支出，導(dǎo)致其陷入相對(duì)貧困。另一方面，在精準(zhǔn)扶貧的背景下，政府注重提升農(nóng)民老年居民的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)力度和財(cái)政補(bǔ)貼力度，更加有力降低農(nóng)村老年居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，能夠有效降低農(nóng)村老年居民陷入相對(duì)貧困的概率，避免致貧或返貧現(xiàn)象發(fā)生。

在總體相對(duì)貧困線(xiàn)衡量標(biāo)準(zhǔn)下，參保城鎮(zhèn)老年居民陷入總體相對(duì)貧困概率降低6.8%，但參保的農(nóng)村老年居民陷入總體相對(duì)貧困概率增加0.5%。導(dǎo)致該種結(jié)果的原因一方面是城鄉(xiāng)居民醫(yī)保制度待遇水平、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)機(jī)會(huì)成本上存在差別，這種差別會(huì)通過(guò)醫(yī)療服務(wù)利用等中間要素體現(xiàn)老年貧困狀況。另一方面，不僅要考慮農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響，更需要考慮全國(guó)的城鄉(xiāng)收入差距。首先，全國(guó)范圍內(nèi)農(nóng)村總體相對(duì)貧困線(xiàn)遠(yuǎn)高于樣本農(nóng)村老年居民的實(shí)際收入，反映了在全國(guó)范圍，村與村之間存在明顯的收入差距。其次，城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡成為最大的不平衡問(wèn)題。我國(guó)長(zhǎng)期輕鄉(xiāng)重城、以農(nóng)哺工的傾斜性發(fā)展戰(zhàn)略，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距鴻溝不斷加深。因此出現(xiàn)參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保降低城鎮(zhèn)老年居民陷入相對(duì)貧困的概率，而增加農(nóng)村老年居民陷入相對(duì)貧困的概率，雖然其增加概率幾乎可以忽略不計(jì)，但需要引起重視。

2. 提高城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平的老年減貧效應(yīng)

為探究老年居民參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保所獲得的減貧效應(yīng)，本文剔除未參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保和報(bào)銷(xiāo)比變量中的缺失值以及離群值的樣本，保留了已經(jīng)參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保并且在報(bào)銷(xiāo)比具有實(shí)際數(shù)值意義的樣本。變量選取貧困狀況為因變量，報(bào)銷(xiāo)比為自變量，性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況為控制變量；最終得到有效樣本5 518個(gè)。

(1) 總體樣本回歸分析?；诳傮w樣本，從整體上分析城鄉(xiāng)居民醫(yī)保保障水平對(duì)城鄉(xiāng)老年居民減貧效應(yīng)。

由表5可知，在參保的總體樣本下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比負(fù)向影響老年居民貧困狀況。在絕對(duì)貧困的指標(biāo)下，隨著城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比的增加，降低老年居民貧困8.2%，但該作用統(tǒng)計(jì)學(xué)上不明顯。在相對(duì)貧困兩個(gè)指標(biāo)下，隨著城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比的增加，分別降低老年居民貧困19.5%和29.6%，且在5%的顯著性水平下顯著。

表5 報(bào)銷(xiāo)比與貧困狀況回歸模型

控制變量方面，城鄉(xiāng)分類(lèi)、受教育程度、婚姻狀況、健康狀況等顯著影響貧困狀況，但影響方向不一致。在絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的雙重衡量標(biāo)準(zhǔn)下，其一，婚姻狀況和健康狀況均正向顯著影響老年居民貧困狀況，老年居民健康狀況越差，越容易陷入貧困。相比于未婚老年居民，在婚老年居民更容易陷入貧困。其二，城鄉(xiāng)分類(lèi)和受教育程度均負(fù)向顯著影響老年居民貧困狀況，相對(duì)于農(nóng)村老年居民，城鎮(zhèn)老年居民陷入貧困的概率顯著降低。

總之，基于絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困雙重標(biāo)準(zhǔn)，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)保障水平提升具有降低老年居民貧困發(fā)生率的作用。

(2) 分樣本回歸分析。為進(jìn)一步檢驗(yàn)報(bào)銷(xiāo)比在不同老年居民群體中的差異，本研究以城鄉(xiāng)戶(hù)籍為依據(jù)，將樣本分成城鎮(zhèn)老年居民樣本與農(nóng)村老年居民樣本，分析報(bào)銷(xiāo)比對(duì)不同老年居民群體的貧困狀況的影響。變量選取繼承總體回歸模型做法，以貧困狀況為因變量，報(bào)銷(xiāo)比為自變量，性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、健康狀況為控制變量；得到最終有效樣本5 518個(gè)，其中城鎮(zhèn)樣本1 488個(gè)，農(nóng)村樣本4 030個(gè)。

由表6可知，城鄉(xiāng)分樣本下，城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比負(fù)向影響老年居民貧困狀況。隨著城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比的增加，城鎮(zhèn)老年居民陷入絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率降低47.7%、41.6%和47.9%，農(nóng)村老年居民陷入絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率降低1.5%、8.5%和19.1%。隨著城鄉(xiāng)居民醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比的增加，城鎮(zhèn)老年居民陷入貧困的概率降低將近五成，而農(nóng)村老年居民陷入貧困的概率僅降低兩成。原因主要在于城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡、城鄉(xiāng)醫(yī)療資源的可及性和可得性以及農(nóng)村老年居民收入能力和健康狀況與城鎮(zhèn)老年居民具有顯著差異，導(dǎo)致其增收效應(yīng)和減貧效果在城鎮(zhèn)老年居民的作用更突出，以“?；尽薄俺青l(xiāng)一刀切”的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)于農(nóng)村老年居民實(shí)際減貧效果十分有限。

表6 報(bào)銷(xiāo)比與貧困狀況回歸結(jié)果

在控制變量中，相比于未婚城鄉(xiāng)老年居民，在婚的老年居民更容易陷入相對(duì)貧困。其原因主要是實(shí)際生活中在婚的老年居民只有一方參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保，另一方未參保，僅依靠一方的城鄉(xiāng)居民醫(yī)保無(wú)以支撐，故使得在婚老年居民更易于陷入貧困，且該種情況多出現(xiàn)于農(nóng)村老年居民群體中。

五、結(jié)論與建議

本文采用2018年CLHLS數(shù)據(jù)，運(yùn)用Logistic二元回歸模型，從絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的雙重視角，對(duì)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的老年減貧效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)論有二。

首先，參與城鄉(xiāng)居民醫(yī)保具有緩解老年貧困效應(yīng)。第一，在總體樣本下，相對(duì)于未參加城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的老年居民，城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年居民參保均能降低絕對(duì)貧困發(fā)生率和相對(duì)貧困發(fā)生率。第二，在城鄉(xiāng)居民的分樣本下，在絕對(duì)貧困的衡量標(biāo)準(zhǔn)下，城鄉(xiāng)老年居民參保均可降低絕對(duì)貧困的發(fā)生率。在相對(duì)貧困兩種衡量指標(biāo)下，城鄉(xiāng)老年居民參保與否對(duì)于相對(duì)貧困的影響作用不一致。在樣本相對(duì)貧困線(xiàn)下，農(nóng)村老年居民參保能夠降低樣本相對(duì)貧困發(fā)生率，而城鎮(zhèn)老年居民參保則不僅不能降低樣本相對(duì)貧困發(fā)生率，而且還小幅度加深樣本相對(duì)貧困。在總體相對(duì)貧困線(xiàn)下，城鎮(zhèn)參保老年居民能夠降低總體相對(duì)貧困發(fā)生率，而農(nóng)村參保老年居民不僅不能降低總體相對(duì)貧困發(fā)生率，還小幅度加深總體相對(duì)貧困。究其原因在于探究城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)農(nóng)村老年居民的相對(duì)貧困的減貧效應(yīng)，不僅要考慮農(nóng)村內(nèi)部收入差距的影響，更需要考慮全國(guó)范圍的鄉(xiāng)村間內(nèi)收入差距、城鄉(xiāng)收入差距與區(qū)域發(fā)展差距。

其次，提高城鄉(xiāng)居民醫(yī)保保障水平，具有老年減貧效應(yīng)。在參保的總樣本與城鄉(xiāng)居民分樣本下，隨著報(bào)銷(xiāo)比的增加，城鄉(xiāng)老年居民陷入絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困的概率均降低，但城鄉(xiāng)居民醫(yī)保對(duì)城鎮(zhèn)老年居民和農(nóng)村老年居民的減貧程度不同。究其根本在于城鄉(xiāng)醫(yī)療資源的可及性與可得性、農(nóng)村老年居民收入渠道和健康狀況等存在顯著差距，而城鄉(xiāng)發(fā)展不平衡進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)差距，使得農(nóng)村老年居民減貧效應(yīng)低于城鎮(zhèn)老年居民，從而削弱了城鄉(xiāng)居民醫(yī)保防貧的效果。

從實(shí)證結(jié)果可知，城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)在減少絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困方面具有重要作用。為鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，更有效地開(kāi)展相對(duì)貧困治理，筆者認(rèn)為應(yīng)從四個(gè)方面介入。

第一，建立健全老年相對(duì)貧困的精準(zhǔn)識(shí)別機(jī)制。首先，要科學(xué)制定相對(duì)貧困的標(biāo)準(zhǔn)并進(jìn)行動(dòng)態(tài)監(jiān)控。由消除絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)向緩解相對(duì)貧困，關(guān)鍵在于精準(zhǔn)識(shí)別相對(duì)貧困的人群，而識(shí)別的基礎(chǔ)在于科學(xué)且合理設(shè)置相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)。因而，依據(jù)中國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的國(guó)情，設(shè)置城鄉(xiāng)兩條線(xiàn)，還要進(jìn)一步考慮農(nóng)村內(nèi)部和鄉(xiāng)村間收入差距、全國(guó)城鄉(xiāng)收入差距，在城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村兩條線(xiàn)基礎(chǔ)上再設(shè)置上線(xiàn)和下線(xiàn)。隨著收入水平與物價(jià)水平等的提高，隨之動(dòng)態(tài)調(diào)整相對(duì)貧困線(xiàn)。同時(shí)，建立健全城鄉(xiāng)貧困共治體系，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)社會(huì)治理一體化。[38]其次，健全城鄉(xiāng)老年居民相對(duì)貧困精準(zhǔn)識(shí)別機(jī)制。依據(jù)相對(duì)貧困線(xiàn)，構(gòu)建中國(guó)城鄉(xiāng)老年居民相對(duì)貧困測(cè)度指標(biāo)，從收入、健康等多維度識(shí)別。尤其需要關(guān)注農(nóng)村“生活經(jīng)濟(jì)無(wú)來(lái)源、突患重病無(wú)錢(qián)醫(yī)、生活孤單無(wú)人陪”的“三無(wú)”老年居民的貧困情況與醫(yī)療服務(wù)需求，為其提供傾斜性醫(yī)療保障措施(如進(jìn)一步提高報(bào)銷(xiāo)比例、降低起付線(xiàn)和提高封頂線(xiàn))，發(fā)揮更大的減貧效應(yīng)[39]，進(jìn)一步切斷因病返貧的作用機(jī)理。

第二，合理提高保障水平，實(shí)現(xiàn)公共服務(wù)均等化。首先，進(jìn)一步擴(kuò)大城鄉(xiāng)居民醫(yī)保覆蓋率，消除城鄉(xiāng)在婚老年居民共用參保一方醫(yī)療保障的現(xiàn)象，擴(kuò)大城鄉(xiāng)老年居民享用醫(yī)療服務(wù)和老年福利的幾率。同時(shí)推進(jìn)城鄉(xiāng)居民醫(yī)保全國(guó)統(tǒng)籌，逐步提升城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的整體保障水平。其次，研究表明城鄉(xiāng)居民醫(yī)保的保障水平在城鎮(zhèn)與農(nóng)村減貧效應(yīng)方面存在顯著差異，因而需要采取更有效措施破除城鄉(xiāng)醫(yī)療資源分配不公平問(wèn)題。具體措施是，將更多醫(yī)療資源下沉至農(nóng)村，提升縣鄉(xiāng)醫(yī)院的救治能力，盡快推進(jìn)醫(yī)保全國(guó)統(tǒng)籌、統(tǒng)一結(jié)算等。再則，發(fā)揮城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)和城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的協(xié)同效應(yīng)，推動(dòng)城鄉(xiāng)醫(yī)療保險(xiǎn)一體化[40]，實(shí)現(xiàn)資源共享互聯(lián)[41]。最后，加快完善農(nóng)村基本醫(yī)療服務(wù)多元投入機(jī)制，積極引導(dǎo)社會(huì)資金運(yùn)用到農(nóng)村基礎(chǔ)醫(yī)療建設(shè)，形成以國(guó)家財(cái)政投入為主，社會(huì)籌資為輔的多元投入機(jī)制。

第三，創(chuàng)新梯度幫扶機(jī)制，實(shí)行差異化待遇。首先，促進(jìn)低齡且健康的城鎮(zhèn)老年居民再學(xué)習(xí)、再就業(yè)，增強(qiáng)其抵御社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)的能力。同時(shí)依托農(nóng)村鄉(xiāng)村振興服務(wù)于農(nóng)村老年相對(duì)貧困治理。其次，區(qū)別分析高齡、健康狀況低下的城鄉(xiāng)老年居民的醫(yī)療需求，制定差別化參保條件和待遇享受政策，構(gòu)建梯度的幫扶機(jī)制。既要做到待遇差異化，又要防止“待遇懸崖”。

第四，強(qiáng)化醫(yī)療保障與社會(huì)救助的協(xié)同作用。首先，堅(jiān)持發(fā)揮社會(huì)救助的兜底作用。社會(huì)救助體系動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)農(nóng)村脫貧人員和城鎮(zhèn)相對(duì)貧困的邊緣群體，識(shí)別貧困群體變化，及時(shí)干預(yù)和救助，杜絕返貧現(xiàn)象和降低相對(duì)貧困的脆弱性。其次，規(guī)范網(wǎng)絡(luò)慈善助力醫(yī)療救助形式，強(qiáng)化社會(huì)救助與醫(yī)療保障的協(xié)調(diào)作用。同時(shí)加強(qiáng)信息化建設(shè)，利用大數(shù)據(jù)、互聯(lián)網(wǎng)+等實(shí)現(xiàn)信息共享，動(dòng)態(tài)化管理。最后，加快推進(jìn)醫(yī)療保障的功能轉(zhuǎn)向。從?；镜奖Ｃ裆?、促發(fā)展再到惠民生、促發(fā)展，切實(shí)解決城鄉(xiāng)老年居民的

注釋

①數(shù)據(jù)來(lái)自中新網(wǎng)，網(wǎng)址為：https://www.chinanews.com/gn/2016/06-21/7912090.shtml。

②數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒—2020,網(wǎng)址為：http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2020/indexch.htm。

③ 資料來(lái)源于CLHLS官方網(wǎng)站：https://opendata.pku.edu.cn/dataset.xhtml?persistentId=doi:10.18170/DVN/WBO7LK。貧困問(wèn)題。