基本医疗保险减轻了农村老年人口贫困吗∗——从新农合到城乡居民医保

周 坚 周志凯 何 敏

(1暨南大学公共管理学院/应急管理学院，广东广州，510632；2对外经济贸易大学保险学院，北京，100029)

一、引言

党的十九大报告提出“决胜全面建成小康社会，夺取新时代中国特色社会主义伟大胜利”，将精准扶贫、精准脱贫确定为全面建成小康社会的底线任务，其中，解决农村贫困问题是扶贫开发工作的重心。截至2016年末，农村贫困人口为4335万人①数据来源：国家统计局.中华人民共和国2016年国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].[2019-03-01].http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201702/t20170228_1467424.html.，同时根据国务院扶贫办建档立卡的数据可知，2016年因病致贫、因病返贫的比例高达42.6%，患大病或慢性病致贫的农村人口则有734万。[1]由此可见，健康问题是农村居民陷入贫困的重要原因，健康扶贫在精准扶贫战略中应发挥至关重要的作用。此外，我国人口老龄化形势日趋严峻，解决老年人口贫困问题亦成为脱贫攻坚工程的重中之重。[2]根据2013年北京大学老龄健康和发展研究中心发布的“中国健康与养老追踪调查”，全国有22.9%的60岁以上老年人的消费水平低于贫困线，再加上老年群体是重病、慢性病等疾病的高发群体，身体健康水平明显低于非老年群体，[3]更容易因病致贫、因病返贫。因此，以保障基本医疗需求、减轻医疗费用负担为己任的基本医疗保险制度，就成为减少老年人口陷入贫困境地的重要举措。

为了解决农村居民因病致贫、因病返贫的难题，我国从2002年开始在农村地区推行新型农村合作医疗(以下简称“新农合”)，2016年国务院决定将新农合与城镇居民基本医疗保险整合为城乡居民基本医疗保险(以下简称“城乡居民医保”)，截至2018年初，全国共有23个省份实施城乡居民医保。[4]在人口老龄化的背景下，整合后的城乡居民医保对于解决农村老年贫困问题是否具有显著作用?与此前的新农合相比，城乡居民医保的减贫效果是否有所提升?新制度的效力是否还有未尽之处?回答这些问题，不仅可以为其他未实行医保制度整合的省市提供启示性的建议，也可以为“2020年贫困人口全部脱贫”目标的实现献策。这既是习近平总书记在中央扶贫开发工作会议中提出的“消除贫困、改善民生、逐步实现共同富裕，是社会主义的本质要求，是我们党的重要使命”的重要指示，也是深入贯彻《“健康中国2030”规划纲要》、解决老年人口健康问题总体战略的重要举措。

二、文献综述

阿玛蒂亚·森认为，贫困不只是收入低下，还包括基本可行能力的被剥夺，如健康冲击。[5]个人或家庭在医疗、养老等方面遭遇的高额支出风险都有可能导致贫困，这些风险的本质可以被理解为人们在获得基本的健康权、养老权方面的能力缺失。[6]研究发现，造成贫困的因素是多维的，如教育程度、子女经济支持、家庭收入水平、医疗费用支出、养老金、自评健康、社区设施与环境。[7-8]

贫困是一个世界性的难题，如何消减贫困成为学者们热议的话题。社会保障作为主要的收入再分配工具，其减贫效果引起了学术界的关注。研究结果显示，如果将贫困分为经济贫困、健康贫困和生活贫困，公共转移支付(包括保险转移支付和救助转移支付)对于三个层面的贫困均具有减缓作用。[9]也有学者发现养老保障、医疗保障和社会救助均能够明显改善城镇老年人口的贫困状况。[10]

20世纪40年代，《贝弗里奇报告》指出，社会保险是“摆脱贫困之路”的关键。[11]我国人口老龄化形势日趋严峻，加之贫困多发生于农村地区，农村老年人口贫困已经成为迫切需要解决的重要问题。国内有关社会保险减贫效果的研究大多围绕养老保险展开。一些研究发现，新农保能显著提高农村老年人的收入、减少贫困的发生，[12]并证明这种减贫效果存在性别差异。[13]另一些研究则认为，养老保险减贫效果有限甚至没有效果，朱火云指出城乡居民养老保险虽具有减贫效果，但效果力度较小。[14]由此可见，对于农村老年贫困问题，养老保险是否具有明显的减贫效果，学术界尚无定论。

关于医疗保险与贫困的关系，很多学者都认为，医疗保险具有减贫的效果。首先，从是否参加医疗保险的角度来看，相比未参保群体，参加医疗保险在解决“因病致贫”“因病返贫”问题上具有良好的政策效应；[15]有关塞内加尔、孟加拉国、美国等国家的研究也论证了医保具有减贫效果这一结论。[16-18]其次，从医疗保险报销方式的角度来看，住院统筹保险具有减贫效果，住院医疗费用报销使农村居民贫困发生率显著下降6%。[19]第三，在健康扶贫大背景下，政府开始重视多重医疗保障的作用，医疗保险、大病保险和医疗救助等制度措施在多地得以同时推进，亦有研究证明三重医疗保障的反贫困效果是明显的。[20]然而，也有一些学者认为医疗保险不存在减贫效应，医疗保险补偿也并没有减轻城乡患病家庭的贫困，[21]反而增加了高风险和灾难性支出，可能的原因是医疗保险给予了人们在生病时寻求治疗和更高级别护理的激励。[22]

自2002年国家试行新农合以来，有关新农合减贫效果的研究就一直是学术界关注的焦点，但却展现出两种截然不同的研究结果。一种观点认为，新农合具有反贫困效果。在变换数据库和测度方法的情况下——无论是贫困人口指数、贫困距指数等贫困指标，还是FGT方法、A-F多维贫困测度方法，研究人员都发现新农合具有明显的反贫困效果。[23-26]另一种观点则认为，新农合的反贫困效果有限。有学者研究发现新农合在改善健康状况的同时并没有明显降低参保者的医疗负担；[27]亦有研究指出，即使在报销之后，医疗费用导致的贫困发生率和严重程度也基本保持不变。[28]少数学者进一步探讨了新农合与农村老年贫困之间的关系，遗憾的是依旧未能得出统一的结论。[29-30]研究数据的差异性或许能在一定程度上解释这一状况：比如程令国、张晔基于2005年和2008年的两期CLHLS数据，发现参加新农合虽能改善参保者的健康状况，但并没有明显降低老年医疗负担；[31]而刘一伟运用2011年的CLHLS数据，却发现新农合缓解了农村老年人的经济贫困和健康贫困。[32]

通过梳理文献可见，大多数学者肯定了医疗保险的减贫作用，认为与未参加医疗保险的群体相比，参保群体的贫困发生率有所下降；[33-36]除参保机制之外，报销机制对于医保制度的减贫效果亦有影响；[37]同时，相较于单一制度而言，多重医疗保障带来的反贫困效果更为明显。[38]但亦有部分学者对医疗保险的减贫效果提出异议。[39-40]由于健康扶贫是精准扶贫战略的重要内容，农村贫困人口是重点扶贫对象，因此，近年来我国学术界也尝试从医保政策入手，探讨解决农村居民贫困问题的办法，研究成果多集中在新农合方面。但是对于新农合是否具有显著的减贫效果，学者们还存有不小的争议。[41-46]同时，在农村居民之中，老年人群体最容易遭遇健康风险，进而因病致贫、因病返贫，解决农村贫困问题首先应解决农村老年贫困问题，但是当前对于农村老年人的健康风险与贫困状态之间的关系，尤其是从医疗保险视角剖析农村老年贫困问题的研究尚不充足，难以为精准扶贫战略的实施、脱贫攻坚战的推进提供科学的决策支持。此外，根据2016年颁布的《国务院关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》的要求，各省市逐渐将新农合并入城乡居民医保，虽有部分地区在国务院正式发文之前就已开展城乡居民医保的试点，但目前针对该制度在减贫效果方面的研究还相对欠缺。基于前述分析，本文将在城乡医保制度整合的背景下，从以下两个方面寻求研究的突破：一是考察城乡居民医保对于农村老年群体的减贫作用；二是比较城乡居民医保与新农合的减贫效果，以期为优化城乡居民医保制度、提升农村老人健康水平、解决农村老年贫困问题建言献策。

三、方法、模型与数据

其中，Yit表示个体i(i=0为未参与城乡居民医保，i=1为参与城乡居民医保)在第t个时期的贫困状况，虚拟变量d2t在t=2时取值为1，而在t=1时取值为0(这里的1和2表示第一期2013年的数据和第二期2015年的数据，β1为双重差分估计量)，Xit为一组控制变量，Ai表示不随时间变化的固定效应，Uit表示时变误差。

双重差分模型建立的基础是自然实验，即“实验组”和“对照组”是随机分配的。满足自然实验的条件后，β1的估计量公式如下：

如果β1小于0则表示医保制度整合这一政策行为对多维贫困状态具有负向影响，即具有减贫效果，反之亦反。如果β1等于或者是接近于0，则表示医保制度整合这一政策行为对多维贫困状态的影响并不明显。

(一)方法与模型

对整合之后的城乡居民医保的减贫效果进行政策评估，相当于进行了一次“自然实验”，即在第一个时期得到只参加新农合的样本，然后让一部分样本参加第二个时期的城乡居民医保，从而获取所谓的“实验组”和“对照组”。因为政策的受众是广大群众，无法控制“实验组”和“对照组”，选择完全是随机的，所以本文采用倍差法，引入DID模型，尽可能减轻评估政策带来的评价偏差。

倍差法，也叫双重差分法，1985年由Ashenfelter和Card首次提出。[47]DID模型的主要思路：通过计算“实验组”和“对照组”在两个不同时期下因变量变动的差异，得到双重差分估计量，用以反映政策效应对因变量的影响。本研究的因变量为“是否处于多维贫困状况”，通过比较“实验组”和“对照组”两组样本的贫困状况差异，反映整合后的医保制度对参保农村老人多维贫困的影响。具体模型如下：

(二)数据来源

本文数据来自中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)，该调查是由北京大学国家发展研究院主持、北京大学中国社会科学调查中心与北京大学团委共同执行的大型跨学科调查项目。调查于2011年开展，每两年追踪一次，随后在2013年、2014年和2015年进行了追踪调查(其中2014年的为“中国中老年生命历程调查”专项)。调查范围涉及全国28个省(自治区、直辖市)的150个县、450个社区(村)。调查内容包括个人基本信息，家庭结构和经济支持，健康状况，体格测量，医疗服务利用和医疗保险，工作、退休和养老金，收入、消费与资产，以及社区基本情况等。CHARLS旨在收集一套代表中国45岁及以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，用以分析我国人口老龄化问题，推动老龄化问题的跨学科研究，为制定和完善我国相关政策提供更加科学的基础。

本文采用2013年和2015年CHARLS全国追踪数据。由于研究对象为农村老年人群，因此将数据中60岁以下样本以及城镇户籍的样本剔除。基于前述DID模型，将样本数据分为“实验组”和“对照组”。其中，“实验组”样本挑选的原则：完整参与两期的追踪调查，2013年参加了新农合，且在2015年参加了城乡居民医保。“对照组”样本挑选的原则：完整参与两期的追踪调查，且在2013年和2015年都参加了新农合。经过以上条件的筛选，最终得到12876个样本，CHARLS 2013与CHARLS 2015中符合要求的样本分别有6120个和6756个。

(三)变量选择

1.被解释变量

多维贫困。贫困是一个综合性概念，根据阿玛蒂亚·森的多维贫困理论，个人福利不能仅仅从收入这一个维度进行测量，需要从可行能力的多个维度进行考察。[48]本文采用应用最为广泛的A-F双界线方法对多维贫困进行衡量。[49]该方法的测量分为四个步骤。

(1)维度选取。Mn，d代表n×d维矩阵，并且令矩阵中的元素Y∈Mn，d，代表n个人在d个不同维度上所取得的值。 Y 中任何一个元素Yij，表示个体 i在 j上的取值，(i=1，2，…，n；j=1，2，…，d)。

(2)贫困识别。首先，进行每一个维度的贫困识别，令Zj(Zj＞0)代表第j个维度被剥夺的阈值或贫困线，同时定义一个剥夺矩阵g0=[]，gij则表示典型因素，当Yij＜Zj，=1，当Yij≥Zj，=0。 其次，进行多个维度K被剥夺的识别，即同时存在K个维度时该个体是否存在被剥夺，识别各个维度的剥夺之后，需要进行维度加总，得到多维综合指数M0。传统的加总方式是按人头计算多维贫困发生率H，即H=q/n，其中q是经过双重临界值识别的贫困个体数，这种方法被称为FGT方法。但是这种方法对贫困的分布和剥夺的深度不敏感，对此Alkire和Foster做了优化，[50]即在A-F方法中加入剥夺份额A：

多维贫困指数M0=H×A，即：

(3)权重。进行维度加总的时候，需要考虑各维度的权重。目前在权重选择标准方面没有定论，但是不同权重下的多维贫困指数具有稳健性，其各自分析结论的差异并不明显，[51]如Alkire等将多维贫困分为健康、教育和生活水平三个维度，研究发现，100多个发展中国家的多维贫困指数不随权重的变化而变化。[52]所以本文采用等权重赋权法，即各维度等权重，维度内各指标等权重的方法。

在多维贫困指标体系的构建方面，联合国开发计划署2010年《人类发展报告》对多维贫困(MPI)的测算采用了健康、教育和生活标准3个维度，共10个指标。本文使用的分析框架包括收入、健康和主观福利3个维度。选取这3个维度的原因有以下三点：首先，用含收入维度的多维贫困测量法替代单一的收入测量法；[53]其次，生理、心理等方面功能的缺陷使得相应的可行能力被剥夺，进而产生健康贫困；第三，我国绝对贫困人口已经大幅减少，但人们对自己的主观评价(生活满意度)和相对剥夺感却越来越突出，若一个社会的相对贫困不能有效降低，或者说主观福利不能显著提升，即使绝对贫困大规模消除依然不能带来社会整体福利水平的提高，所以指标体系中加入了主观福利这个维度。[54]

基于上述分析，本文选用了5个指标来度量多维贫困的不同维度，其中，收入维度对应的指标是家庭人均年收入，健康维度对应的指标是自感健康、ADL和心理健康，主观福利维度对应的指标是生活满意度。在计算收入贫困时，本文将家庭人均年收入与贫困线对比，作为判断是否处于收入贫困的标准。其中，贫困线采用绝对贫困线，即2011年的官方农村贫困线2300元/年(2010年不变价)，因为2015年CHARLS数据显示的是2014年的情况，所以根据国家统计局给出的农村居民消费价格指数折算的贫困线是2014年不变价(2610元/年)。而家庭人均年收入通过家庭年收入除以家庭常住人口得到，它由调查问卷中所询问的工资性收入、转移性收入、农业收入和经营性收入等四方面构成。[55]根据CHARLS数据的变量信息，构建的指标体系如表1所示。

表1 多维贫困指标体系的构建、临界值及权重

2.解释变量

医疗保险的参保类型。实验组即参加城乡居民医保的赋值为1，对照组即一直参加新农合的赋值为0。

3.控制变量

(1)个人特征变量：性别、年龄、婚姻状况。

(2)健康行为变量：是否抽烟、是否喝酒、慢性病数量。

(3)社会经济变量：子女的经济支持、居住方式、所在地区。

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四、多维贫困测度与分解

采用CHARLS 2013年和2015年面板数据，按照A-F方法，测量出农村老年人口多维贫困指数，如表2所示。当只有一个维度被考察时，2013年农村老年人口的多维贫困指数MPI为0.488，剥夺份额为0.562，贫困发生率为0.868，即86.8%的农村老人存在三个维度中任意一个维度的贫困；2015年相比于2013年，农村老年人口的多维贫困指数MPI只下降了1.7%，贫困发生率下降了2.7%，剥夺份额下降的更少，只下降了0.2%。实验组和对照组2015年多维贫困指数、贫困发生率和剥夺份额均比2013年有所下降，然而无论是2013年还是2015年，实验组的多维贫困指数、贫困发生率和剥夺份额均高于对照组。当有两个维度被考察时，样本总体2015年的贫困发生率反而比2013年增长了0.7%，其中对照组2015年的贫困发生率比2013年上升了1.1%。当三个维度都被考察时，无论是2013年还是2015年，实验组的剥夺份额都为1，多维贫困指数和贫困发生率都从2013年的9.1%下降至2015年的4.6%；对照组的多维贫困指数和贫困发生率都从2013年的4.8%下降至2015年的4.3%，只下降了0.5%。总体而言，剥夺份额除了在K=3的时候保持不变，其余均处于下降趋势；贫困发生率除了在K=2的时候略微上升0.7%，其余均处于下降趋势，这使多维贫困指数MPI也呈现下降趋势。与此同时，以2015年截面数据为例，随着维度增加，农村老人剥夺份额不断上升，贫困发生率却不断下降，最终导致多维贫困指数MPI逐渐下降，这可能是因为贫困发生率的下降幅度远大于剥夺份额的上升幅度，同时实验组和对照组也均表现出这种特点。

表2 农村老年人口多维贫困指数

从多维贫困发生率和多维贫困指数可以看出农村老年人口多维贫困的整体变化，要进一步分析造成这种变化的维度，还需要对多维贫困的三个维度进行分解，如表3所示。2013年和2015年，家庭人均年收入是多维贫困贡献率最大的部分。随着时间推移，除了K=3的时候各项指标值保持不变，在K=1及K=2时家庭人均年收入、自感健康、ADL和心理健康的贡献率都在上升，而生活满意度的贡献率却出现下降趋势。随着维度的增加，家庭人均年收入和自感健康的贡献率均出现逐渐下降的趋势，心理健康的贡献率表现出先上升后下降的趋势，ADL和生活满意度的贡献率则总体呈现出逐渐上升趋势，只有2015年ADL的贡献率在K=3的时候有所回落。

表3 多维贫困各指标的贡献率

地区发展不平衡导致地区间农村老年人口贫困状况存在差异，众所周知，中西部地区是我国农村贫困问题高发的地区。为验证这一事实，本文分解了不同地区多维贫困各维度的贡献率，如表4所示。多维贫困的贫困临界值一般设定为总维度数的1/3，[56]因此下文MPI的分解和实证分析均设定K=1，即将老人在一个及以上维度上同时遭受剥夺视为老人处于多维贫困状态。

表4 多维贫困指数及维度贡献率的地区差异(K=1)

在2013年，西部老年人口实验组和对照组的多维贫困指数分别为0.575和0.504，中部分别为0.484和0.478，东部分别为0.478和0.481。从2013年到2015年，西部地区实验组和对照组的多维贫困指数显著下降，两组都下降了13.6%，说明了西部扶贫工作效果显著。而中部地区实验组和对照组的多维贫困指数呈上升趋势，两组分别上升了5.7%和1.2%，进一步分解维度可以发现，实验组和对照组多维贫困指数的上升均是由于健康维度贡献率的上升。东部地区实验组多维贫困指数上升了0.4%，对照组下降了1.4%，实验组多维贫困指数上升也是由于健康维度贡献率的上升，但对照组多维贫困指数总体下降则是由于其他两个维度下降的比健康维度上涨的快。

根据上述分析可知：无论贫困临界值取值如何，总样本、实验组和对照组中的农村老人多维贫困状况均有所改善；分解各维度的贡献率发现，收入和健康维度的贡献率呈上升趋势，而主观福利的贡献率却在下降，说明农村老人的收入和健康状况在多维贫困中占比越来越高；进一步考察地区差异发现，随着时间推移，西部地区多维贫困状况有所改善，中部和东部地区则出现恶化现象。多维贫困的测度与分解结果只揭示了农村老人的多维贫困状况及其各维度的贡献率，却无法验证基本医疗保险在减轻农村老年人贫困方面的效果，为此，还需运用DID模型展开进一步的实证分析。

五、实证结果分析

(一)描述性统计结果

在前文陈述变量特征的基础上，对各个变量按照总样本、实验组和对照组进行描述统计，如表5所示。第一，总样本的多维贫困指数均值为87.0%，实验组和对照组分别为78.1%和87.0%，实验组低于对照组；第二，与对照组相比，实验组中的男性、喝酒以及住在东部地区的人员比例较高；第三，在年龄、婚姻状况、吸烟、慢性病数量、子女经济支持和居住方式的均值方面，实验组均小于对照组，即相比对照组而言，实验组的平均年龄较小，在婚状态较少，患慢性病比例较低，子女给的经济支持也较少，但采用居家养老方式的人数较多。

表5 变量描述性统计表

(续表5)

(二)DID模型回归结果

回归结果如表6所示。一方面，从多维贫困的角度来看，与只参加新农合的老人相比，参加城乡居民医保能显著降低农村老年人陷入多维贫困的概率，由此说明城乡医保制度整合起到了抑制“因病致贫”“因病返贫”的作用，这为更广泛地推行城乡居民医保提供了决策支持。

表6 DID模型面板Logit回归结果

(续表6)

从新农合到城乡居民医保，减贫效果明显改善的可能原因是医保制度整合采取的方式多为“一制一档”或“一制多档”，即整合后的制度采用的是强制一种档次缴费或者自由选择多种档次缴费，[57]与新农合相比，缴费档次提高的同时报销水平也相应上涨，参保的农村老人因而敢看病，也看得起病，进而在健康水平、医疗负担以及幸福感等方面均有所改善。

分别考察多维贫困的三个维度发现，与只参加新农合的农村老人相比，参加城乡居民医保的农村老人收入贫困程度与健康贫困程度均显著减轻，其原因在于整合之后的城乡居民医保制度，报销力度、财政补贴力度均有所加大，更有力地减轻了农村参保老人看病就医的经济负担，提升了该群体及时就诊的概率，进而提高了参保老人的健康水平。但同时回归结果也显示，城乡居民医保在减轻农村老人健康贫困方面的效果不如收入贫困方面的效果，究其原因，可能是制度整合只提高了农村医疗保障的公平性，却没有提高医疗服务的公平性，[58]即与城镇地区相比，农村地区医疗资源较为薄弱，医疗卫生服务能力相对有限，“缺医少药”的情况更为常见，同样病情的农村参保者所能利用的医疗资源及享受的医疗服务均落后于城镇参保者，这就导致即便城乡居民医保在减轻经济负担方面的作用与新农合相同，农村参保者就医后的健康状况改善程度也不及城镇参保者，因此，对于农村老人来说，城乡居民医保的减贫作用更多地体现在减轻就医的经济压力方面，而不是就医后的健康结果方面。

此外，回归结果还显示，医保制度整合之后，新的城乡居民医保对参保老人主观福利贫困方面的减贫作用在统计学上不显著。导致这一结果的原因可能是农村老人在收入水平、福利保障等各方面均落后于城镇老人，如果城乡居民医保采用“一刀切”的统一缴费标准，经济状况较差的农村老人可能被迫不参保或是无奈退保，即使采用多种档次的缴费标准，农村老人因经济条件所限也可能只按最低缴费档次参保，应享有的保障水平亦会很低，“杯水车薪”的保障水平显然无益于参保老人主观幸福感的提升。再加上当前我国城乡医疗卫生资源配置失衡，农村地区医疗资源与医疗服务的供给相对匮乏，致使在同一医保制度下，具有相同医疗服务需求的参保人群，其医疗服务利用水平因户籍的不同而存在差异，[59]这种与户籍相关的不公平削弱了农村参保老人的“受益感”，甚至有可能引发对医保制度的质疑，进而导致城乡居民医保在减轻主观福利贫困方面收效甚微。

进一步分析控制变量可知：第一，从多维贫困视角来看，年龄、居住方式与多维贫困显著相关。年龄越大，越容易陷入多维贫困，二者呈正相关关系；相比于居家养老，选择机构或其他养老方式更有利于缓解多维贫困，这在一定程度上表明机构养老模式前景向好，特别是近几年医养结合模式的出现，缓解了农村老人的养老及医疗困境，有助于降低老人陷入多维贫困的概率。第二，从收入贫困视角来看，年龄和居住方式也与收入贫困显著相关。年龄越大，越容易陷入收入贫困；选择机构或其他养老方式更有利于减少陷入收入贫困的概率。第三，从健康贫困视角看，性别、年龄、是否喝酒、子女经济支持、所在地区与健康贫困显著相关。男性减少健康贫困的效果更显著；年龄越大越容易陷入健康贫困；饮酒和健康贫困呈负相关，说明适当饮酒可以提升健康状况；作为非正式支持的一种重要方式，子女经济支持可通过影响老人购买医疗服务的能力来影响老人的健康水平，表6的数据显示子女给的经济支持越多，农村老人越健康；地区发展程度与健康贫困呈负相关，东部或中部地区的农村老人相比西部地区的更健康。第四，从主观福利贫困视角来看，是否喝酒、子女经济支持与主观福利贫困显著相关。适当饮酒可以舒缓心情，提升幸福感；不少学者发现，家庭养老仍然是农村老年人主要的养老方式，子女的经济支持是农村老年人晚年经济收入的重要来源，对老人生活满意度的改善作用相当明显，[60-61]回归结果也印证了上述结论，即子女经济支持能够显著降低农村老年人陷入主观福利贫困的概率，孝道文化的传承对于减轻农村老年贫困具有重要的意义。

(三)稳健性检验

DID模型相当于进行一次“自然实验”，按照“实验组”和“对照组”的挑选原则，在第一个时期得到只参加新农合的样本，然后让其中一部分样本在第二个时期改为参加城乡居民医保，通过比较“实验组”和“对照组”的贫困状况差异，反映医保制度整合对多维贫困状况的影响。鉴于DID模型是通过比较政策实施前后对照组和实验组之间差异来反映政策效果，因此，本文拟采用二元Logistic方法，通过对比第一个时期参加新农合、第二个时期参加城乡居民医保的同一人群在两个时期的多维贫困状况，评估整合后的城乡居民医保的减贫效果，以此作为上述DID实证结果的稳健性检验(如表7所示)。由于篇幅限制，本文只采用上述有显著性影响的变量作为控制变量。

从表7可以看出，一方面，从多维贫困视角来看，相对于2013年参加新农合的农村老人而言，在2015年参加城乡居民医保的农村老人陷入多维贫困的概率显著降低，这与DID模型估计结果相一致。另一方面，分别考察多维贫困的三个维度发现：首先，城乡居民医保有助于减少农村老人发生收入贫困的概率，该结果在统计上显著，这与DID模型估计结果一致；其次，就健康贫困而言，城乡居民医保与健康贫困存在负相关关系，不过这种关系并不显著，虽与DID模型估计结果不一致，但并不影响多维贫困的估计结果；第三，城乡居民医保具有减少主观福利贫困的效果，但这种效果并不显著，该结果与DID模型估计结果一致。基于以上稳健性检验结果，本文认为城乡居民医保具有显著的减贫效果，医保制度的整合更有利于解决农村老年人贫困问题。

表7 稳健性检验结果

六、结论与建议

将新农合与城镇居民医保整合为新的城乡居民医保是我国“新医改”的重大举措。在“因病致贫”“因病返贫”的现实背景下，基本医疗保险制度的减贫效果很大程度上成为衡量制度改革成效的重要标尺。为了检验整合后的城乡医保制度对农村老年人贫困程度的影响，本文采用2013年、2015年两期CHARLS数据，从收入、健康和主观福利三个维度对农村老年人的多维贫困状况进行测度和分解，并运用DID模型评估、比较新农合与城乡居民医保的减贫效果。通过筛选出完整参与两期追踪调查的样本数据，对“实验组”和“对照组”展开研究，结果发现：首先，无论K取何值，2015年参保的农村老人的多维贫困指数(MPI)相较于2013年均有所下降，实验组和对照组皆表现出这种特征；无论2013年还是2015年，收入维度对多维贫困的贡献率均为最大，随着时间的推移，收入维度和健康维度的贡献率呈上升趋势；地区差异性的分析结果显示，只有在西部地区，实验组和对照组的多维贫困指数均呈显著下降趋势，这说明西部扶贫工作成效显著。其次，相对于参加新农合的农村老人来说，参加城乡居民医保能够显著降低参保者陷入多维贫困的概率，即二者存在负相关关系且统计显著；通过分解不同维度发现，城乡居民医保能够显著减轻参保者的收入贫困和健康贫困，虽然其与主观福利贫困亦呈负相关关系，但这种关系并不显著。第三，稳健性检验结果显示，除了在健康贫困维度上的减贫效果不显著之外，城乡居民医保在整体以及其余两个维度方面的减贫效果与DID模型估计结果相一致。综上所述，本文认为基本医疗保险在减轻农村老年人口贫困方面发挥了积极的作用，相较于新农合，城乡居民医保的减贫效果更为显著。

从实证结果可知，城乡医疗保险制度的整合在缩小城乡医疗保障水平差异、减少农村老人多维贫困发生率等方面起到了重要作用。在人口老龄化背景下，越来越多的省市开始开展城乡医保制度的整合工作，为了精准帮扶农村贫困老人，更有效地发挥城乡居民医疗保险制度的减贫作用，实现“2020年贫困人口全部脱贫”“2020年全面建成小康社会”的战略目标，相关管理部门有必要做好以下三方面工作。

第一，通过完善财政补贴机制，鼓励各地积极推进城乡医疗保险制度的整合工作。由于城乡经济发展水平差异较大，因此无论是采用“一制一档”还是“一制多档”筹资模式，各级地方政府财政均要做好农村缴费补贴工作，工作的重点应落在更容易陷入多维贫困的农村老人上。考虑到农村老年群体的支付能力有限，为更有效地发挥医保制度的减贫效果，真正改善农村老人的生活困境，可以考虑给予农村老人更多的补贴比例，使其能够享受较高比例的报销份额。

第二，合理配置城乡医疗资源，切实改善农村医疗服务状况。当前我国的医疗资源主要集中在城镇地区，农村地区医疗服务可及性差，农村老人看病就医较为不便。对此，今后应加大农村医疗卫生资源投入，同时优先发展预防保健工作，提升门诊和住院服务水平，力争做到“小病不出村、常见病不出镇、大病不出县”，切实提高农村老人的健康水平，增强农村居民的幸福感。

第三，做好各种医疗保障制度的衔接工作。首先，降低参保门槛，做到应保尽保，鼓励农村老人积极参加城乡居民医保，减轻老人及其家庭的医疗负担。其次，整合城乡医疗保险制度的同时，还应做好城乡居民医保与医疗救助的衔接工作，一方面及时将陷入贫困的农村老人纳入医疗救助体系，另一方面将脱贫成功的老人适时转入城乡居民医保，减少因病致贫、因病返贫等情况发生的可能性。最后，在完善各项医疗保障制度的同时，还应弘扬和传承孝道文化，鼓励家庭、子女承担养老责任，更好地满足老人的供养需求尤其是精神慰藉需求，减少老人罹患心理疾病的概率，这也有利于减少医保基金的支付压力，实现医保制度的可持续发展。