我国基本医疗保险的反贫困治理效果研究——来自CFPS的证据

马思婷 张新月 宋章良 李建国 广州中医药大学公共卫生与管理学院／广东省中医药健康服务与产业发展研究中心

一、引言与文献综述

作为社会主义国家促进人民健康的保障体系，我国基本医疗保险制度已基本达到全覆盖的目标。2015年，随着《中共中央、国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定》的发布，中国的健康扶贫进入“精准扶贫”阶段：开展医疗保险和医疗救助，保障贫困人口享有基本医疗卫生服务。2016年6月，原国家卫计委等15个部门联合印发《关于实施健康扶贫工程的指导意见》，明确了未来的工作重点就是完善农村医疗保障，其对我国贫困工作的治理成效也受到越来越多学者的关注。

在已有研究中，黄薇（2017）使用处理效应模型，动态分析大病冲击下城镇居民基本医疗保险对不同阶层的收入影响及其滞后效应，发现城镇居民基本医疗保险对低收入城镇家庭具有明显的扶贫作用。刘跃华等（2019）发现，经过基本医保等的报销，贫困人口的医疗负担得到极大减轻，2018年1至6月人均自付费用已经下降到贫困线的20%，远低于灾难性医疗支出线。张鑫和赵苑达（2020）用DANP方法研究得出，人均社会医疗保险支出每增加1个百分点，贫困发生率就可降低2.935个百分点。

然而，也有部分学者对基本医疗保险反贫困功效提出异议，认为医疗保险尚未对居民医疗类消费产生显著影响或是使直接医疗支付显著下降以达到治理贫困的效果。解垩（2008）利用CHNS的数据，估计了1989—2006年医疗保险对城乡家庭的反贫困效应，认为医疗保险补偿并没有减轻城乡患病家庭的贫困。李实等（2016）根据中国住户收入调查2013年数据分析认为，新型农村合作医疗的医疗费报销制度对全国农村减贫工作效果微弱。已有研究存在差异的原因可能是不同研究在目标人群确定、识别方法选择以及变量选取上不一致。全民基本医疗保险实施时间仍比较短，实施效果需根据实施时间调整评定。

目前学者大多针对基本医疗保险研究其经济效益，且大多数使用特定省份的早期调查数据，而鲜有对统一的基本医疗保险反贫困效果及其差异进行研究。本文基于CFPS（ChinaFamilyPanelStudies，中国家庭追踪调查）数据库，探讨基本医疗保险是否具有反贫困的治理效果，并提供实证证据。

二、基本医疗保险的反贫机制

首先，基本医疗保险具有收入再分配的职能。通过综合性收入再分配手段，改善低收入群体的初始禀赋劣势、放松收入约束以提高患者医疗可及性和医疗服务利用率，提高医保受益水平以减轻医疗费用负担，快速有效地为低收入患者提供服务，从而增强减贫效应，实现社会公平正义和共享发展。

其次，基本医疗保险能为贫困人群提供看病的基本保障，门诊报销降低了轻症转化为重症的概率，从而减少疾病发生率和重症的发生率。基本医疗保险避免了高收入群体利用初次分配的优势占用较多的医疗资源，挤占低收入群体患者本应获得的份额，从而实现医疗资源合理化分配，减少重大疾病在低收入群体中的发生率。

再则，基本医疗保险能够改善国家对“因病致贫”群体的特殊政策。基本医保强化了政府的偿付责任，刺激政府出台相关政策对低收入群体进行倾向照顾，推动医疗资源和收入的合理化分配，确保“因病致贫”治理工作取得进一步的显著成效。

三、数据来源及研究步骤

（一）数据来源

本文采用中国家庭追踪调查2018年截面数据，对家庭经济卷与成人卷的数据进行匹配合并，共得到有效家庭样本10439户，其中贫困户有1196户，占比11.46%。

（二）变量选取

图1 基本医疗保险的反贫困机制

在界定贫困标准的工作中，我们综合考虑中国经济社会发展的实际情况，取2018年中央财政专项扶贫标准3535元作为贫困线标准，并结合国家统计局住户调查办公室采用的贫困线进行稳健性研究。基于此，选用题目“过去12个月总收入（元/年），包括经营性收入、工资性收入、租金收入、政府补助或者他人的经济支持等，您家各项收入加在一起共有多少元？”和“您家目前有几口人”构建被解释变量。

由于我国的公费医疗并入职工医保的工作一直在推行，因此为了更全面地分析基本医疗保险对贫困家庭产生的作用，我们将公费医疗并入基本医疗保险的总体样本，以此构建主要解释变量。在进一步作异质性分析时，再对公费医疗、职工医保、居民医保以及新农合单独进行研究。详细变量定义见表1。

表1 变量赋值

（三）模型设定

采用非线性概率回归模型研究基本医疗保险持有情况对出现贫困可能性的影响，将二元响应变量Y（是否贫困）记为1表示“人均年收入小于等于3535元”，记为0表示“人均年收入大于3535元”。构建逐步回归Probit模型分别如下：

模型1：P（是否贫困=1|基本医疗保险）=Φ（β0+β1×X1+ε）

模型2：P（是否贫困=1|基本医疗保险，家庭控制变量，户主控制变量）

模型3：P（是否贫困=1|基本医疗保险，家庭控制变量，户主控制变量，区域控制变量）

四、变量描述性统计

据表2变量描述性统计分析，贫困家庭与非贫困家庭拥有基本医疗保险的均值都在0.9左右，大部分家庭享有基本医疗保险。

表2 变量描述性统计

从家庭变量层面上看，贫困家庭与非贫困家庭过去一年家庭总收入均值相差较大，非贫困家庭人均年收入均值为24549.36元，而贫困家庭人均年收入均值仅为1986.48元；贫困家庭拥有的家庭人口数更大，家庭规模更大，且家庭人口处于就业状态的比率更低；从人均医疗支出、人均保健支出、人均总支出的均值上看，非贫困家庭的数值均高于贫困家庭，其中保健支出差距最大。从户主变量层面上看，贫困家庭组中户主平均年龄为59岁，受教育程度处于没有上过学到小学之间，自评健康状况更差；在非贫困家庭中，户主平均年龄为49岁，受教育程度处于小学到初中之间，自评健康状况比贫困家庭好。从区域变量层面上看，非贫困家庭的户主户籍更多是城市，贫困家庭平时更倾向于到基层医疗机构就医，非贫困家庭组更多分布于经济状况更佳的东部地区。

表3为贫困情况与基本医疗保险情况描述性统计表。按照经济情况以及本文实际调整的贫困标准来看，受访者贫困发生率仍然较高。目前仍有120户贫困家庭暂时没有享有基本医疗保险，占比1.15%，贫困家庭的医疗保障问题亟待进一步解决。

表3 贫困情况与基本医疗保险情况描述性统计

五、研究结果

（一）样本总体分析

本文利用Probit模型进行回归分析，先后构建三个不同控制变量的回归模型，在进行回归后得到各模型样本均值边际效应。模型1的自变量为主要解释变量基本医疗保险，模型2在模型1的基础上增加家庭控制变量和户主控制变量，模型3在模型2的基础上加入区域控制变量。三个模型中所有变量的VIF最大值均小于1.5，不存在多重共线性问题。调整后的R2值在模型中逐步增大，说明引入的新变量能够提升模型整体的解释力度。

从表4中可以看出，主要解释变量基本医疗保险在模型1、2、3中回归系数预测方向一致，且可以认为有无基本医疗保险对于家庭贫困发生率有显著影响。从模型3中可知参加基本医疗保险的行为，在样本均值处将会使家庭贫困发生率下降1.98%，理论上分析，这可能是因为基本医疗保险分散了部分参保人的健康风险，为家庭提供了基本的医疗保障，一定程度上减轻了家庭的医疗费用负担。可以看出，在当下治理贫困进程中，基本医疗保险具有重要影响作用，是治理贫困的有效手段。

表4 模型总体估计

家庭控制变量与贫困发生率的关系。家庭在业率、人均保健支出、人均总支出以及家庭负债始终与被解释变量保持稳定的相关关系。从模型3可知，就业是解决贫困户收入来源的重要方法，家庭在业率的提升会使贫困发生率降低。人均总支出、人均保健支出与贫困发生情况存在显著的负相关关系，支出越高的家庭会相应获得更好的健康保障，能有效预防和控制健康风险。贫困家庭因无法承担家庭开支，而向他人借债的可能性更大。人均医疗支出均值处边际效应在5%的水平下显著，疾病治疗等大额硬性支出更高的家庭直接经济负担也更重（钟仁耀，2015）。

户主控制变量与贫困发生率的关系。年龄以及学历的样本均值处边际效应系数均在1%的水平下显著。户主年龄与贫困发生率呈负相关关系，年轻型家庭贫困发生概率更低。户主的受教育程度越低，贫困发生的可能性越高。从模型3的系数结果可知，健康水平的恶化会导致贫困脆弱性上升（黄潇，2013）。居民健康状况低下会导致贫困的加剧，“因病致贫、因病返贫”已成为我国贫困人口产生和存在的重要因素（曾晨晨，2010）。

区域控制变量与贫困发生率的关系。城乡差别、就医地点以及所属地区划分均在1%的水平下显著。农村家庭贫困发生概率更高，沉重的就医经济负担是农村家庭利用门诊服务和住院治疗服务的一大障碍。更贫困的家庭平时更容易到基层进行诊疗，这可能与医疗服务的可及性以及基层的医疗费用较低、报销比例较高有关，基层就诊也在一定程度上缓解了贫困家庭的医疗经济负担。由表4可知，越接近西部地区的家庭，其贫困发生的概率越高，在样本均值处贫困发生率的边际变动为1.28%，这可能与西部地区的地理位置较为偏僻、就业机会相对较少以及交通运输条件在一定程度上受限有关。

（二）异质性分析

为了消除补充型医疗保险以及多种医疗保险持有情况而造成的回归差异，本文选取仅含公费医疗、职工医保、居民医保或者新农合其中一种保险的家庭组样本，依次单独替换模型3的“基本医疗保险”变量来构建Probit回归模型，得到模型4—7，共得有效样本9473个，以此进一步分析家庭贫困在不同类型医疗保险保障中的差异。由表5可知，模型4结果显示公费医疗在解决家庭贫困问题中发挥的作用并不明显。模型5与模型6样本均值处边际效应系数显示职工医保与居民医保均在1%的显著性水平下对家庭贫困存在改善效应。这可能是因为职工医保和居民医保有效改善参保对象健康状况，减少因健康而导致的劳动时间的损失，从而保持家庭相对稳定的收入水平。然而，这也可能与非贫困家庭因工作能力或待遇条件在职工医保和居民医保中所占比例更大、贫困家庭没有资格或能力参与职工医保和居民医保有关。模型7表示新农合并没有对反贫困工作起到促进作用，相反，持有新农合的家庭更多的是贫困家庭，这可能是因为新农合所需缴纳的费用较低，但农民的疾病或医疗费用占家庭收入比例较大，新农合的报销比例又比较低，导致农户家庭仍肩负较重的医疗负担（方黎明，2013）。

表5 异质性估计

（三）内生性问题

针对样本选择带来的内生性问题，本文采用倾向得分匹配方法（PropensityScoreMatching）进行一对三最近邻匹配（NearestNeighbor Matching），使持有特定保险和没有特定保险的两类群体样本特征相似，对其进行平衡性结果检验。从表6中可知，匹配后的各样本结果的系数方向与未匹配前保持一致，总体样本、职工医保、居民医保、新农合匹配后的T检验在1%水平下存在显著的差异性，匹配前后的样本组都对家庭贫困存在显著影响，且每个样本组匹配前后的误差较小，选择性偏差问题可以忽略不计。但本文未能对双向因果与遗漏变量导致的内生性问题展开进一步的分析，这也是本文的不足之处。

（四）稳健性检验

此外，本文还设计了三个稳健性检验模型，模型8是在模型3回归结果的基础上，删除表6中总体样本倾向得分匹配模型中未匹配的样本，利用匹配成功的样本进行Probit回归。模型9是对模型3进行样本的分类变换，选用国家统计局住户调查办公室公布的贫困线2995元作为是否贫困的依据进行Probit回归，替换被解释变量，报告样本均值处的边际效应。模型10是对模型9进行一对三的最近邻匹配，删除未成功匹配的样本，利用匹配到的数据进行Probit回归。由表7可以看出，无论采用哪种分类依据或者方法进行估计，主要解释变量的边际效应回归系数均显著为负，并且主要解释变量和其他控制变量的系数显著性程度也相对一致，模型稳健性程度较高。

表6 ATT检验结果

表7 稳健性检验估计

六、结论

在脱贫攻坚战取得全面胜利的背景下，为了推动全面建成小康社会，评估基本医疗保险的反贫困治理效果，从反贫困的角度来完善基本医疗保险体系具有重要作用。基于此，本文使用2018年的CFPS数据，建立Probit计量模型并分析其在样本均值处的边际效应，利用倾向得分匹配法对总体数据及分样本数据进行最近邻匹配，实证分析我国基本医疗保险的反贫困治理效果。结果发现，基本医疗保险具有显著的反贫困治理效果。同时，本文通过建立模型进行异质性分析，消除了由于持有补充型医疗保险及其他多种医疗保险对是否贫困回归结果的影响，确保样本选择、回归过程及结论具备严谨性。

基本医疗保险对家庭贫困影响的边际效应仅位于家庭在业率之后，具有显著的影响。从家庭层面看，家庭在业率、家庭人均总支出以及人均保健支出越低，其贫困发生率越高。负债较高的家庭难以脱离贫困。户主年龄越大、受教育程度较低以及自评健康状况差的家庭，贫困发生率更高。从地区层面看，农村地区、中西部地区的家庭贫困发生率更高。

基于上述结论，本文提出以下政策建议：

第一，加大对普及基本医疗保险的投入，实现中国基本医疗保险制度全覆盖。基本医疗保险在样本均值处的边际效应较强，反映出较好的反贫困治理效果。目前，我国基本医疗保险已实现基本覆盖的目标，但潜在疾病风险对于尚未参与基本医疗保险的群众仍存在一定的影响。因此，我们要对该部分未参保群众采取带有一定强制性的措施，资助困难群众参与基本医疗保险。例如，对不同低收入阶层的困难群众分别实行补贴政策或者直接由政府代其缴纳保费，以达到全民参保的效果，进一步巩固脱贫成果。

第二，完善基本医疗保险制度建设，深化门诊统筹工作。目前我国基本医疗保险的保障水平和保障范围仍比较有限，“看病太贵”导致农村居民“因病致贫、因病返贫”仍有发生。因此，鼓励贫困地区门诊统筹，促进家庭账户向门诊统筹过渡，能够加强基本医疗保险的收入再分配功能，使得医保资金的使用更加灵活有效，从而进一步提升贫困地区参保居民的受益程度。

第三，加强基本医疗保险、大病保险、医疗救助等多项医疗保障制度的合理衔接（康萌萌，2018），构建多重医疗保障体系。首先要加强重大疾病保险的补偿力度，将患病率高、医疗费用支出大的疾病纳入重大疾病范围，进一步提高患病贫困居民的实际受益水平。同时，适当提高困难群众的报销费用，合理控制报销范围，即报即结，能在一定程度上减轻困难群众的经济压力。此外，对特困人员和享受最低生活保障的居民及其家庭成员加大医疗救助力度，在合规医疗费用经基本医保、大病保险等补偿后，对其救助可以不设起付线或提高救助比例。

第四，提高个人自付封顶线。针对农村地区和中西部地区等经济较为落后的区域，当地医保统筹部门要因地制宜，根据参保对象设置相应报销规则。同时，对同一区域内的农村家庭和城市家庭设置不同的大病医疗自付费用封顶线。在基本医疗保险“保基本”的前提下，按照不同病种，相应提高自付费用封顶线，以减轻大病、重症给患者造成的直接经济负担。

第五，扩大医保药品的报销范围。我国目前通过注册的药品共有一万多种，而纳入国家医保药品目录的仅两千多种，仍有许多药品是不在医保报销范围内的。然而，其中部分药品的可替代性弱且价格昂贵，给部分患者及其家庭带来了沉重的负担。这无疑是将部分群众排除在了医保保障范围之外，从而进一步导致了贫困发生率的提高。因此，科学合理地扩大医保药品目录，有利于充分发挥基本医疗保险的反贫困作用。

第六，加大对医疗保险知识的宣传力度，探索有效宣传形式。政府需加大对保险保障作用普及教育的投入，在中小学基础教育和社区教育中推出相应的疾病健康知识宣传讲座，提高居民保险保障意识与风险意识（仇雨临、张忠朝，2016），倡导全民健康、全民医疗有保障。各地医保管理部门要及时了解群众相关问题，对医疗保险定点报销的地点数量进行适当拓展，缩小不同医疗机构待遇差别，实现制度框架统一。社区要转变传统的开办讲座、发宣传手册等宣传方式，增加广播、电视宣讲等宣讲活动，将医疗保险教育融入居民的日常生活中。

基于CFPS微观数据，本文探讨了基本医疗保险的减贫效果并得到一些启示，但时间因素、内生性问题以及现有研究中对基本医疗保险助力精准脱贫的中介变量在模型中仍不够明确（刘子宁等，2019），这些都构成了下一步的研究方向。