相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出測度與空間傳導機制研究

李 濤，成 前

（1.青島大學 經濟學院，山東 青島 266071；2.國家衛(wèi)生健康委員會 流動人口服務中心，北京 100191）

一、問題提出

災難性醫(yī)療支出是衡量家庭因高額醫(yī)療費用而陷入貧困風險的重要指標。目前，中國家庭災難性醫(yī)療支出整體發(fā)生率雖然呈現(xiàn)顯著下降趨勢，但因病致貧依然是引發(fā)城鄉(xiāng)居民貧困的主要因素。中國共產黨十九屆四中全會提出“要打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，建立解決相對貧困的長效機制”，這意味著中國醫(yī)療扶貧方向也因此由“精準性”向“常規(guī)性”轉變?？梢灶A見，未來醫(yī)療扶貧的政策實施和機制建設將更加注重減貧效果的長效性，醫(yī)療扶貧對象也更加關注收入水平低于社會平均收入水平的相對貧困家庭。然而，在貧困治理由絕對貧困向相對貧困戰(zhàn)略轉變的大背景下，針對相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出我們不禁會提出一些問題，如相對貧困家庭面對超出自身經濟能力的醫(yī)療支出很容易重新回到絕對貧困狀態(tài)，而現(xiàn)行災難性醫(yī)療支出標準又難以反映相對貧困家庭由于過高醫(yī)療支出而重新返貧的問題，那么如何界定相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出呢？同時，相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出往往帶有一定區(qū)域性或群體性，那么這種空間特征形成的傳導機制是什么？為了降低家庭因病致貧和因病返貧的概率，我國逐步建立了覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療保險和商業(yè)補充醫(yī)療保險的多層次醫(yī)療保障體系，那么多層次醫(yī)療保障體系是否能夠有效阻斷相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間傳導呢？

旨在闡釋上述問題，本文擬從以下三個方面進行研究：第一，由于醫(yī)療需求偏好不同和醫(yī)療支付能力有限，相對貧困家庭較一般家庭面對高額醫(yī)療支出更加脆弱，因此，統(tǒng)一運用現(xiàn)行災難性醫(yī)療支出標準衡量其醫(yī)療貧困狀況有?，F(xiàn)實；本文基于相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出理論分析，重新測度了相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準，豐富了災難性醫(yī)療支出標準的相關研究。第二，災難性醫(yī)療支出不僅是單個家庭問題，很有可能通過社會關系在相對貧困家庭之間傳遞，進而導致相對貧困家庭群體式回歸絕對貧困狀態(tài)；基于此，本文對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導機制的探討，拓展了災難性醫(yī)療支出作用機制研究視角。第三，現(xiàn)有文獻僅考慮參保前后家庭醫(yī)療福利變化，使得政策制定受到局限，本文關于醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間阻斷效應的討論，為防止相對貧困家庭規(guī)模性返貧提供了政策依據(jù)。

本文首先將相對貧困因素考慮在內拓展災難性醫(yī)療支出理論，進而測度相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準，從而構建相對貧困家庭因病返貧的理論識別框架。其次，在標準界定的基礎上，進一步探討相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間傳導機制。最后，評估多層次醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導的政策影響效果，以便為相對貧困家庭醫(yī)療保障制度長效機制的建立提供政策建議。

二、文獻回顧

（一）相對貧困與災難性醫(yī)療支出界定

相對貧困是指如果某一家庭收入只能夠滿足基本生存需求，但是難以維持當?shù)貤l件所認可的其他生活需求，那么該家庭就處于相對貧困狀態(tài)（S tar k和Taylor，1991；Macunovich，1997）。[1-2]與絕對貧困相比，相對貧困著重強調家庭收入水平遠低于當?shù)厣鐣骄杖胨?，以至于該家庭除生存需求外的其他需求處于當?shù)仄骄揭韵?。就如何界定相對貧困，國際上多采用絕對收入、收入分布、中位數(shù)收入以及基尼系數(shù)等方法（James等，2010；K haled和Besma，2017；A a b erge等，2019）。[3-5]陳宗勝等（2013）選取中國農村住戶調查數(shù)據(jù)，利用SS T指數(shù)分解法對我國農村相對貧困線進行測度，將0.4～0.5的均值系數(shù)作為界定“相對貧困”的標準較為合適。[6]何家軍和朱乾宇（2016）選取三峽湖移民入戶調查數(shù)據(jù)，采用正態(tài)收入分布測算人均純收入中位數(shù)為5208元，以此確定三峽湖移民相對貧困標準。[7]

從家庭醫(yī)療需求層面來看，家庭醫(yī)療支出超過非食品支出一定比例會發(fā)生災難性醫(yī)療支出（S u等，2006；Limwattananon等，2007；E k man，2007）。[8-10]對于災難性醫(yī)療支出認定標準，國際衛(wèi)生組織指出倘若家庭醫(yī)療支出占家庭除食品支出的40%，那么就認定該家庭發(fā)生災難性醫(yī)療支出。多數(shù)學者基于該指標針對不同戶籍人口和不同收入人群災難性醫(yī)療支出發(fā)生率進行了測算（方豪等，2003；吳群紅等，2012；褚福靈，2016；劉世愛和張奇林，2020）。[11-14]

（二）醫(yī)療保障對災難性醫(yī)療支出影響研究

關于醫(yī)療保障能否降低家庭災難性醫(yī)療支出，國外多數(shù)研究認為擴大醫(yī)療保險覆蓋范圍，能夠提高家庭醫(yī)療服務利用率，降低家庭醫(yī)療自付費用，減少家庭醫(yī)療財務壓力，分散家庭醫(yī)療經濟風險，從而減少中低收入家庭和貧困家庭的災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率（Barcellos和Jaco b son，2015；A ryeetey等，2016；F iestas等，2019）。[15-17]就中國實際情況來看，政府針對不同人群建立了多層次醫(yī)療保障體系，如城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險以及新型農村合作醫(yī)療。然而，由于發(fā)展階段不同步和待遇水平不一致，各醫(yī)療保障制度對不同人群災難性醫(yī)療支出影響也存在較大差異。丁繼紅和游麗（2019）利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(C H A R L S)數(shù)據(jù)，研究基本醫(yī)療保險對老年人群災難性醫(yī)療支出的影響，表明城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險相對城鎮(zhèn)醫(yī)療保險和新農合影響效果更顯著。[18]朱銘來和史曉晨（2016）采用流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)實證分析了基本醫(yī)療保險與流動人口災難性醫(yī)療支出關系，參加城鎮(zhèn)醫(yī)療保險的流動人口災難性醫(yī)療支出發(fā)生率下降程度要高于參加新農合的家庭。[19]周欽等（2013）、王鑫等（2014）和朱銘來等（2017）利用城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險入戶調查數(shù)據(jù)，研究了城鎮(zhèn)家庭災難性醫(yī)療支出的醫(yī)療保障效果，指出基本醫(yī)療保險顯著降低了城鎮(zhèn)家庭災難性支出，并且隨著報銷比例和大病醫(yī)療保險補償機制的完善，醫(yī)療保障的作用也將逐步增大。[20-22]相比城鎮(zhèn)家庭，宮習飛等（2009）、封進和李珍珍（2009）、閆菊娥等（2012）、吳群紅等（2012）、陳在余等（2016）、黃術生和尹愛田（2018）針對農村家庭災難性醫(yī)療支出研究，認為由于報銷比例和補償水平較低，使得新農合對農村家庭災難性醫(yī)療支出作用有限。[23-28]

綜合上述文獻對相對貧困界定與災難性醫(yī)療支出標準的研究，以及針對醫(yī)療保障對災難性醫(yī)療支出影響的討論。本文認為有兩點內容值得思考：第一，相對貧困家庭對醫(yī)療支出承受能力存在一個上限，醫(yī)療支出一旦超過這個臨界點該家庭就會發(fā)生災難性醫(yī)療支出，從而重新陷入絕對貧困境遇。但是，由于醫(yī)療需求偏好不同和醫(yī)療支付能力有限，相對貧困家庭較一般家庭面對高額醫(yī)療支出更加脆弱，統(tǒng)一運用現(xiàn)行災難性醫(yī)療支出標準衡量其醫(yī)療貧困狀況有?，F(xiàn)實。因此，本文試圖利用相對貧困定義和大額剛性支出概念，基于健康人力資本模型，對災難性醫(yī)療支出指標進行拓展，構建相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的理論框架，發(fā)現(xiàn)相對貧困程度與醫(yī)療支出負擔之間存在某一閾值或門檻，相對貧困家庭在這一門檻值前后對醫(yī)療支出反應存在明顯差異，針對這種情況采用面板門檻模型對理論假說進行回歸分析，以測度相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準，這是本文的創(chuàng)新點之一。第二，以往文獻重點考察災難性醫(yī)療支出對家庭醫(yī)療經濟負擔的長期影響，只能體現(xiàn)災難性醫(yī)療支出對家庭長期作用機制；而關于醫(yī)療保障與家庭災難性醫(yī)療支出研究，也只是描述了參保前后家庭災難性醫(yī)療支出的發(fā)生變化，僅從時間維度闡述醫(yī)療保障對家庭災難性醫(yī)療支出的影響。但是，相對貧困概念將“社會平均”和“當?shù)貤l件”作為界定相對貧困家庭的前提條件，突出了相對貧困具有空間相對性。而且災難性醫(yī)療支出不僅是單個家庭問題，很有可能通過社會網絡在相對貧困家庭之間傳遞，進而導致相對貧困家庭群體式回歸絕對貧困狀態(tài)。所以，本文嘗試利用空間To b it杜賓模型實證分析相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間傳導機制，并進一步采用空間To b it杜賓中介模型刻畫醫(yī)療保障對相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出空間影響機制，這是本文的創(chuàng)新點之二。

三、相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出測度

（一）理論模型

相對貧困與絕對貧困相比在需求維度上，不僅涉及家庭食品支出還包括家庭發(fā)展型支出如醫(yī)療、教育和住房，但是因為不同階段消費需求偏好不同和流動性約束，中國居民消費模式與西方生命周期消費理論闡述內容有所不同，家庭在某一時期針對這些方面支出遠遠超過家庭當期可支配收入，稱作大額剛性支出（余永定和李軍，2000）。[29]同時醫(yī)療支出也是家庭對人力資本的一種投入（Grossman，1972）。[30]而現(xiàn)行災難性醫(yī)療支出指標主要衡量家庭除食品支出外的醫(yī)療經濟風險，僅能體現(xiàn)家庭因病陷入絕對貧困概率。所以，為了闡釋相對貧困家庭因高額醫(yī)療支出回歸絕對貧困的演變邏輯，本文利用相對貧困定義和大額剛性支出概念，基于健康人力資本模型，對災難性醫(yī)療支出指標進行拓展，構建相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出函數(shù)：

式（1）為相對貧困家庭消費支出效用目標函數(shù)。其中，cit為家庭t期除去食品支出的總支出，zit為家庭t期教育和居住等大額剛性支出。該效用函數(shù)中消費支出cit與大額剛性支出zit在當期存在替代關系。θ和ρ分別為家庭風險厭惡系數(shù)和貼現(xiàn)率。

式（2）和式（3）為相對貧困家庭約束條件，涵蓋了家庭預算約束條件和橫截面條件。式（2）為家庭動態(tài)預算收入約束條件，）為家庭相對收入水平，Yit為家庭t期收入水平，為社會平均收入水平。由于當家庭發(fā)生因病致貧時，家庭相對收入難以應對高額醫(yī)療支出，因此家庭所有財富全部轉化為高額醫(yī)療支出。其中，Ait為相對貧困家庭t期財富水平，A˙為相對貧困家庭t期財富和收入去掉消費支出cit和大額剛性支出zit的財富變化量。式（3）代表相對貧困家庭在0期和T期財富水平的橫截面約束條件。其中，假設期初家庭財富水平為0，當家庭在t期發(fā)生高額醫(yī)療支出時，家庭財富全部用于高額醫(yī)療支出。根據(jù)式（1）和式（3）構建漢密爾頓方程：

對式（4）關于相對貧困家庭消費支出cit求偏導，并結合財富動態(tài)方程求積分可得相對貧困家庭醫(yī)療負擔函數(shù)：

（二）實證方法

基于上述理論，相對貧困程度與醫(yī)療支出負擔之間存在某一閾值或門檻，相對貧困家庭在這一臨界點前后醫(yī)療支出貼現(xiàn)預期截然不同。那么如何識別這一門檻條件是確定相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準的必要環(huán)節(jié)。H ansen（1999）認為針對經濟因素之間門檻效應可以采用面板門檻回歸模型加以描述。[31]具體到本文研究問題模型可以設定為：

面板門檻模型基本思路是：xit(g)是示性函數(shù)，qit為門檻變量，γ是所要確定門檻值，并且在qit＜γ和qit＞γ兩種情況下，解釋變量xit對被解釋變量yit具有不同的影響，xkit是控制變量，和βk分別表示xit、xkit與yit估計系數(shù)，εit為擾動項。

被解釋變量：相對貧困家庭i在t年的醫(yī)療支出占比即醫(yī)療支出與除食品支出、教育支出和居住支出的總支出占比。

門檻變量：相對貧困程度采用相對貧困家庭i在t年的人均可支配收入的自然對數(shù)。

解釋變量：家庭健康水平越高，家庭醫(yī)療經濟風險預期越小，家庭健康水平越差，家庭醫(yī)療經濟風險預期越大；并且當家庭發(fā)生災難性醫(yī)療支出時，家庭健康水平波動較大，所以將家庭健康水平作為家庭醫(yī)療經濟風險預期代理變量。

控制變量：選取了多個家庭特征變量包括戶主年齡以及年齡平方、受教育水平、婚姻狀況以及家庭存款狀況等。

（三）數(shù)據(jù)描述

本文選用北京大學中國社會科學調查中心發(fā)布的中國家庭跟蹤調查（C F P S）數(shù)據(jù)，之所以選擇該數(shù)據(jù)庫主要出于以下幾點考慮：第一，家庭醫(yī)療保障和醫(yī)療服務利用信息較為全面，涵蓋了家庭成員基本醫(yī)療保險參保情況、家庭商業(yè)醫(yī)療保險支出、家庭健康水平和家庭醫(yī)療費用支出等。第二，時間連續(xù)，該調查數(shù)據(jù)從2010年起每兩年調研一次，已連續(xù)發(fā)布2012年、2014年和2016年追蹤數(shù)據(jù)，樣本量較為穩(wěn)定。第三，代表性鮮明，該數(shù)據(jù)庫年度數(shù)據(jù)涉及個人、家庭和社區(qū)三個不同微觀層面，覆蓋28個省級行政單位、621個社區(qū)單位、13，946個家庭單位以及33，296個人，生動刻畫了人口健康、經濟效益和社會福利的變遷。第四，研究成果豐碩，該數(shù)據(jù)已被廣泛應用到健康經濟與社會保障以及與之相關的領域。第五，適合本文研究主題，為了降低家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生率，2012年大病醫(yī)療保險開始試點，部分地區(qū)實行相對貧困標準也發(fā)生在2012年之后，該數(shù)據(jù)庫2012年之后的數(shù)據(jù)調查趨于成熟，可以很好地為本文相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準測度與空間傳導機制檢驗，以及醫(yī)療保險對災難性醫(yī)療支出空間影響機制分析提供可靠的數(shù)據(jù)支持。

依照模型（7），變量具體設定如下：醫(yī)療支出、教育支出和居住支出為家庭在過去12個月三項消費支出，家庭醫(yī)療負擔分子為醫(yī)療支出，分母為總支出減去家庭教育支出和居住支出；家庭人均可支配收入為家庭過去12個月總可支配收入除以家庭規(guī)模取對數(shù)，依照相對貧困概念選取了人均可支配收入低于本地區(qū)人均可支配收入的家庭，而相對貧困指標則根據(jù)家庭人均可支配收入門檻值占地區(qū)人均可支配收入比例進行確定；家庭健康水平為家庭成員對自家健康水平主觀評價；其他變量關于家庭戶主年齡和年齡平方，受教育水平，婚姻狀況以及家庭是否負債均為衛(wèi)生經濟與醫(yī)療保障研究的通常設定，這里就不再贅述。

此外，面板門檻回歸要求樣本必須是平衡面板數(shù)據(jù)，所以將原始數(shù)據(jù)進行了一定處理，刪除了相關變量的缺失值和不適用樣本，并且只保留各變量各年度不存在缺失的家庭樣本，處理過后樣本橫跨2014年和2016年兩個年度平衡面板數(shù)據(jù)，有效樣本量為11012個。

（四）實證結果

經過300次Bootstrap抽樣方法對相對貧困家庭人均可支配收入對數(shù)進行門檻效應檢驗，結果表明單一門檻檢驗P值為0.04，在5%顯著水平下拒絕存在無門檻效應，雙重門檻檢驗P值為0.0000，在1%顯著水平下拒絕存在無門檻效應，三重門檻檢驗P值為0.98，接受存在無門檻效應，因此認為存在雙重門檻（如表1）。進一步的門檻95%置信區(qū)間顯著性檢驗，單一門檻估計值為9.2411，對應家庭醫(yī)療負擔占比為0.196，相對貧困系數(shù)0.238；雙重門檻估計值為9.3475，對應家庭醫(yī)療負擔占比為0.2102，相對貧困系數(shù)0.3005（如表2）。

表1 門檻效果檢驗

表2 門檻估計值與置信區(qū)間

根據(jù)門檻模型估計結果，家庭健康水平在雙門檻值前后與家庭醫(yī)療負擔占比關系有明顯差異，當人均可支配收入小于等于9.3475時，家庭健康水平與家庭醫(yī)療負擔占比正相關，回歸系數(shù)為0.1846，此時家庭收入水平難以承受高額醫(yī)療支出，家庭醫(yī)療經濟風險預期處于上行區(qū)間；當人均可支配收入大于9.3475時，家庭健康水平與家庭醫(yī)療負擔占比負相關，回歸系數(shù)為-0.1723，此時家庭收入水平能夠承受高額醫(yī)療支出，家庭醫(yī)療經濟風險預期處于下行區(qū)間（如表3）。綜上，門檻變量對應相對貧困系數(shù)為0.3005時，由式（8）可以確定0.2102是相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準。

表3 門檻模型估計結果

續(xù)表3

四、相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導機制

（一）空間傳導機制與模型構建

相對貧困概念指出，相對貧困家庭收入水平處于社會平均水平以下，從而難以滿足基于當?shù)匦枨蟮钠骄?，這里重點強調了“社會平均”和“當?shù)貤l件”，突出了相對貧困具有空間相對性。朱銘來等（2017）認為災難性醫(yī)療支出可以通過健康水平和收入水平給家庭帶來長期影響，從時間維度實證分析了災難性醫(yī)療支出傳導路徑。[22]實際上，處于一定群體范圍內的相對貧困家庭，災難性醫(yī)療支出能夠以社會關系為媒介通過收入和健康水平產生空間傳導效應。

第一，發(fā)生災難性醫(yī)療支出的相對貧困家庭，因為難以承受高額醫(yī)療費用支出，會向與其社會關系密切的家庭請求資金援助，這樣醫(yī)療支出不但影響了災難性醫(yī)療支出家庭的資產配置，同時影響了施援家庭的財富支配決策。如果該施援家庭同屬相對貧困家庭，那么災難性醫(yī)療支出通過收入在社會關系家庭中產生空間傳導效應。

第二，發(fā)生災難性醫(yī)療支出的相對貧困家庭，向其他社會關系家庭醫(yī)療借債過程中，影響了其他家庭醫(yī)療的支出決策，這些家庭健康福利下降，導致相對貧困群體的災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率上升，所以災難性醫(yī)療支出也可以通過影響健康水平在相對貧困家庭之間進行傳導。

總之，對于群體范圍內相對貧困家庭來說，災難性醫(yī)療支出不僅影響家庭自身資產配置和健康水平，還會通過社會關系影響其他相對貧困家庭財富支配和健康水平，關聯(lián)家庭災難性醫(yī)療支出概率也隨之上升，從而導致災難性醫(yī)療支出在相對貧困家庭之間傳導。

A nselin（1988）認為處理類似家庭之間社會互動問題，可以采用空間計量模型進行回歸分析。[32]目前，空間計量模型可以劃分為空間滯后模型、空間誤差模型以及空間杜賓模型。其中，空間杜賓模型能夠完全描述鄰近家庭經濟行為對本家庭被解釋變量影響?？紤]到所研究被解釋變量均為非連續(xù)變量，這里將利用空間To b it杜賓模型對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導機制進行檢驗。具體模型設定如下：

其中，hp*為相對貧困家庭健康水平（等級變量，1-5數(shù)值越大越健康）；transfer*為家庭轉移性支出與社區(qū)人均收入占比；相對貧困家庭以低于各地區(qū)人均可支配收入的0.3005比例進行界定；CHE為核心解釋變量家庭災難性醫(yī)療支出，利用相對貧困家庭災難性支出測度標準，將相對貧困家庭醫(yī)療支出與除食品支出、教育支出和居住支出的總支出占比超過0.2102設定為1，否則為0；W表示空間地理權重矩陣元素即相對貧困家庭之間空間距離，空間權重矩陣是構建空間計量模型核心，本文針對數(shù)據(jù)可及性將屬于同一基層轄區(qū)相對貧困家庭視為鄰近家庭設定為1，否則為0；ρ表示被解釋變量空間相關性，當ρ＜0被解釋變量存在空間替代效應，當ρ＞0被解釋變量存在空間溢出效應，當ρ=0被解釋變量不存在空間效應；μ代表誤差項。hp*和transfer*為潛變量，當hp*和transfer*大于0時，取hp*等于hpi，transfer*等于transferi，當hp*和transfer*小于0時，在0處截尾。X為控制變量涵蓋家庭人均可支配收入；親友關系（等級變量，1～4由小到大越和睦）；鄰里關系（等級變量，1～4由小到大越和睦）；基層醫(yī)療人員數(shù)量；是否接受補貼（虛擬變量，1有補貼，否則為0）；居民同質性（等級變量，1～4由小到大偏好越一致）；是否發(fā)生過自然災害（虛擬變量，有為1，否則為0）。

（二）實證結果

如表4中模型1為家庭轉移性支出的空間計量To b it杜賓模型，即式（9）估計結果。W*災難性醫(yī)療支出回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明鄰近相對貧困家庭發(fā)生災難性醫(yī)療支出促使本家庭給予一定資金援助。W*家庭人均收入回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明鄰近家庭收入水平越高抵御醫(yī)療經濟風險能力越強，對本家庭資金需求越低。W*親友關系在10%水平下顯著為正，W*鄰里關系在5%水平下顯著為負，說明與鄰里關系相比家庭關系是相對貧困家庭醫(yī)療求助的主要渠道。W*基層醫(yī)療人員數(shù)量回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明基層公共衛(wèi)生環(huán)境建設對相對貧困家庭互助產生了空間溢出效應。W*是否接受補貼回歸系數(shù)不顯著，說明基層政府財政資源有限導致政府補貼不能讓相對貧困家庭轉移性支出產生空間溢出效應。W*居民同質性回歸系數(shù)在10%水平下顯著為負，說明相同貧困家庭醫(yī)療需求一致，家庭醫(yī)療負擔越趨同，越不利于家庭轉移支出。W*自然災害回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，說明自然災害降低了家庭轉移支出能力。ρ在1%水平下顯著為負，說明相對貧困家庭轉移性支出存在空間替代效應，當某一家庭發(fā)生災難性醫(yī)療支出時，家庭之間具有較強轉移動機。

表4 災難性醫(yī)療支出空間傳導機制檢驗

如表4模型2所示，為家庭健康水平的空間計量To b it杜賓模型，即式（10）估計結果。W*災難性醫(yī)療支出在1%水平下顯著為負，說明本家庭在向鄰近發(fā)生災難性支出家庭的援助過程中改變了自身家庭的醫(yī)療支出決策，從而導致本家庭健康水平下降。W*基層醫(yī)療人員數(shù)量在1%水平下顯著為負，說明有限的基層公共衛(wèi)生資源抑制了社區(qū)健康水平提高。W*自然災害在5%水平下顯著為正，說明潛在自然災害提高了整個基層轄區(qū)對抵御健康損害的意識。ρ在1%水平下顯著為正，說明相對貧困家庭健康水平存在空間溢出效應。其余變量如W*家庭人均收入、W*鄰里關系、W*是否接受補貼、W*居民同質性雖然不顯著，但其符號基本符合現(xiàn)實預期情況，這里就不再贅述。

五、醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間影響機制檢驗

（一）空間影響機制與模型設定

理論上，醫(yī)療保障通過補償機制，能夠使災難性醫(yī)療支出家庭經濟水平恢復到之前的某種狀態(tài)，那么醫(yī)療保障是否能夠通過緩解相對貧困家庭間轉移支出壓力和提高整體健康水平，從而阻斷災難性醫(yī)療支出在相對貧困家庭之間的空間傳遞，這需要進一步實證分析。溫忠麟等（2004）認為處理類似家庭經濟行為影響機制檢驗，可以采用中介效應模型加以分析。[33]而醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間影響仍然需要利用空間To b it杜賓模型予以刻畫。本文結合空間To b it杜賓模型和中介效應模型構建空間中介效應模型，實證分析醫(yī)療保障通過收入水平和健康水平對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間影響機制。首先，將醫(yī)療保障與家庭災難性醫(yī)療支出進行空間To b it杜賓模型回歸；其次，將醫(yī)療保障與中介變量進行空間To b it杜賓模型回歸；最后將醫(yī)療保障、中介變量與家庭災難性醫(yī)療支出進行回歸。具體結構模型設定如下：

其中，CHE*為相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出；insur為核心解釋變量醫(yī)療保障，這里將家庭參加基本醫(yī)療保險人數(shù)與家庭是否參加商業(yè)醫(yī)療保險加總，再除以家庭規(guī)模作為家庭醫(yī)療保障程度；W表示空間地理權重矩陣元素即相對貧困家庭之間空間距離；M*為轉移性支出與社區(qū)人均收入占比和基層轄區(qū)健康水平等中介變量；P表示相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出和中介變量的空間相關性，當ρ＜0表明相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出和中介變量存在空間替代效應，當ρ＞0表明相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出和中介變量存在空間溢出效應，當ρ=0表明相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出和中介變量不存在空間效應；u代表誤差項。CHE*和M*為潛變量，當CHE*和M*大于0時，取CHE*等于CHEi，M*等于Mi，當CHE*和M*小于等于0時，在0處截尾。同樣，控制X變量涵蓋家庭人均可支配收入、親友關系、鄰里關系、基層醫(yī)療人員數(shù)量、是否接受補貼、居民同質性、是否發(fā)生過自然災害。

（二）實證結果

如表5中第1列所示，為醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間To b it杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，鄰近相對貧困家庭醫(yī)療保障程度越高，可以降低代表性相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率。第2列為醫(yī)療保障對家庭轉移性支出與基層轄區(qū)人均收入占比的空間To b it杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，鄰近相對貧困家庭醫(yī)療保障程度越高，可以顯著降低代表性相對貧困家庭轉移性支出。第3列為醫(yī)療保障、家庭轉移性支出占比對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間To b it杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，轉移性支出占比在1%水平顯著為正。綜合第1、2、3列回歸結果，可以確定醫(yī)療保障能夠通過影響相對貧困家庭之間收入分配狀態(tài)，進而降低相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率。

從控制變量來看，如表5第1、3列所示，醫(yī)療保障對災難性醫(yī)療支出空間To b it杜賓模型中，W*家庭人均收入顯著為正、W*鄰里關系顯著為正、W*親友關系不顯著，說明相對貧困家庭存在共同承擔災難性醫(yī)療支出現(xiàn)象，但是由于相對貧困家庭收入水平普遍較低，因而由社會關系形成的社會資本難以應對某個家庭災難性醫(yī)療支出風險。W*基層醫(yī)療人員數(shù)量顯著為負，基層醫(yī)療衛(wèi)生環(huán)境改善，增加了家庭就醫(yī)可及性，降低了相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出。W*居民同質性顯著為正，相對貧困家庭醫(yī)療需求越趨同，家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率越高。W*自然災害顯著為正，基層過去發(fā)生自然災害提高了家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率。ρ顯著為負，相對貧困家庭間醫(yī)療資金援助有限，使得家庭災難性醫(yī)療支出存在空間替代效應。W*是否接受補貼變量雖然不顯著但符號與預期相符，這里就不再贅述。

表5 醫(yī)療保障空間影響機制檢驗（轉移性支出）

如表5第2列所示，為醫(yī)療保障與家庭轉移性支出空間Tobit杜賓模型中，W*家庭人均收入顯著為負，說明鄰近家庭收入越高越不需要本家庭救濟。W*基層醫(yī)療人員數(shù)量顯著為正，基層醫(yī)療衛(wèi)生環(huán)境改善對家庭轉移性支出產生溢出效應。W*居民同質性顯著為負，相對貧困家庭醫(yī)療需求越趨同越不利于家庭間轉移性支出互動。W*自然災害顯著為負，自然災害降低了家庭間轉移性支出能力。ρ顯著為負，相對貧困家庭間轉移性支出存在空間替代效應。W*親友關系、W*鄰里關系和W*是否接受補貼雖然不顯著但符號與預期相符，這里就不再贅述。

如表6第1列所示，為醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間Tobit杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，鄰近相對貧困家庭醫(yī)療保障程度提高，可以降低代表性相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出。第2列為醫(yī)療保障對健康水平空間Tobit杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，鄰近相對貧困家庭醫(yī)療保障程度越高越能緩解家庭醫(yī)療支出壓力，從而提高了整個基層轄區(qū)的健康水平。第3列為醫(yī)療保障、基層轄區(qū)健康水平對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間Tobit杜賓模型估計結果。W*醫(yī)療保障回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，W*基層轄區(qū)健康水平在1%水平下顯著為負。綜合第1、2、3列回歸結果，可以確定醫(yī)療保障通過提高相對貧困家庭的整體健康水平，從而降低了相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生概率。

從控制變量來看，如表6第2列所示，醫(yī)療保障與基層轄區(qū)健康水平空間Tobit杜賓模型中，W*家庭人均收入和W*親友關系顯著為負，相對貧困家庭收入水平較低，家庭社會資本難以保證家庭健康需求。W*居民同質性和W*基層醫(yī)療人員數(shù)量顯著為負，家庭對健康需求在逐漸提高，但是基層有限的醫(yī)療衛(wèi)生資源阻礙了基層轄區(qū)健康水平上升。ρ顯著為正，相對貧困家庭間轉移性支出存在空間溢出效應。W*自然災害、W*鄰里關系和W*是否接受補貼雖然不顯著但符號與預期相符，其他兩列控制變量與表5回歸結果解釋基本一致，這里就不再贅述。

表6 醫(yī)療保障空間影響機制檢驗（基層轄區(qū)健康水平）

六、結論與政策建議

目前，中國貧困治理理念已由絕對貧困轉向相對貧困。同時，面對高額醫(yī)療支出相對貧困家庭十分脆弱且返貧風險較大，而現(xiàn)行災難性醫(yī)療支出標準難以衡量這種狀況。鑒于此，本文采用中國家庭調查追蹤數(shù)據(jù)（C F P S）測度相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準，并考慮到相對貧困具有一定群體性，分析災難性醫(yī)療支出以社會關系為媒介在相對貧困家庭之間的空間傳導機制，以及在此基礎上醫(yī)療保障對相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的空間影響機制。研究得出以下結論：（1）相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準為家庭醫(yī)療支出占除食品支出、教育支出和居住支出的家庭總支出21.02%。（2）災難性醫(yī)療支出通過社會關系影響相對貧困家庭間的轉移性支出和基層轄區(qū)整體健康水平，進而導致災難性醫(yī)療支出在相對貧困家庭間產生空間傳導效應。（3）醫(yī)療保障補償機制通過緩解相對貧困家庭轉移性支出壓力和提高整體健康水平從而降低相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出，進而阻斷了災難性醫(yī)療支出在群體范圍內相對貧困家庭間的空間傳遞。

基于以上結論，本文關于相對貧困家庭醫(yī)療防貧政策給予以下建議：

第一，客觀制定相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準。相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準制定的前提，是如何界定相對貧困家庭。廣東省采取的做法是以本省農村居民人均可支配收入33%為基準，浙江省是以低于農村居民人均可支配收入4600元作為相對貧困界定標準。不難看出，現(xiàn)行相對貧困標準并未將發(fā)展型需求納入到指標設計框架中。如果以現(xiàn)行相對貧困線為參照，制定相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準，相對貧困家庭的災難性醫(yī)療支出發(fā)生率很可能被低估。因此，各地區(qū)首先要針對本轄區(qū)內居民醫(yī)療需求平均水平進行實際考察，進而評估處于當?shù)厣鐣骄杖胍韵戮用竦尼t(yī)療負擔狀況，從而制定較為合理的相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出標準。

第二，探尋相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導誘因，建立相對貧困家庭醫(yī)療返貧的預警機制。災難性醫(yī)療支出通過社會關系可能導致相對貧困家庭群體性陷入絕對貧困，家庭轉移性支出和健康水平是兩個重要的傳導路徑。因此，對于相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出發(fā)生率較高的基層轄區(qū)，適時采取建檔立卡方式對相對貧困家庭財務狀況和健康情況進行動態(tài)監(jiān)測。對于相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出空間傳導新誘因，及時發(fā)現(xiàn)及時預警。

第三，靈活建立多層次醫(yī)療保障防貧機制。目前，各地區(qū)為了降低因病返貧的概率，在積極推進醫(yī)療保險、醫(yī)療救助和補充商業(yè)醫(yī)療保險的有效銜接。但是，由于各地經濟發(fā)展的不均衡，地區(qū)間面臨的財政壓力程度也有所差異。在相對貧困治理框架下，各地區(qū)多層次醫(yī)療保障制度的銜接，既要結合當?shù)亟洕拓斦膶嶋H發(fā)展情況，又要具有針對性。為此，經濟發(fā)達地區(qū)可以適當提高醫(yī)療救助比例，經濟較為發(fā)達地區(qū)需提高商業(yè)醫(yī)療保險補充程度，經濟欠發(fā)達地區(qū)可以考慮在多層次醫(yī)療保障的基礎上，探索引入社會醫(yī)療互助機制。另外，針對相對貧困家庭比較集中的基層轄區(qū)，經濟較發(fā)達地區(qū)和經濟欠發(fā)達地區(qū)可以分別選擇以基層轄區(qū)為基準參保醫(yī)療保險和家庭共享參保醫(yī)療保險的模式。

第四，加快多元配套機制建設，優(yōu)化相對貧困家庭的社會網絡環(huán)境。僅依靠醫(yī)療保障難以達到降低相對貧困家庭災難性醫(yī)療支出的目標。應該適時降低相對貧困家庭就醫(yī)準入門檻，加大對相對貧困基層醫(yī)療衛(wèi)生服務的投入，積極推進相對貧困家庭教育專項救助與住房保障等機制建設。加強基層民主制度建設，使相對貧困家庭得以充分參與，使其充分監(jiān)督財政補貼用處。此外，利用基層網絡與互聯(lián)網拓寬相對貧困家庭增收與就業(yè)渠道。