健康扶貧對貧困戶年度疾病經濟負擔的影響及機制分析

張需 呂國營

（中南財經政法大學 武漢 430000）

因病致貧、因病返貧是貧困的重要原因之一，低收入慢性病群體更是因病致貧、因病返貧的重點群體[1]。為配合打贏脫貧攻堅戰(zhàn)，國家實施了健康扶貧政策，這一政策在因病致貧、因病返貧貧困戶脫貧過程中發(fā)揮了重要作用，助力了脫貧攻堅戰(zhàn)的勝利[2]。健康扶貧對因病致貧、因病返貧貧困戶脫貧的影響主要通過影響疾病經濟負擔實現的[3]，疾病經濟負擔主要包括直接經濟負擔、間接經濟負擔，其中，直接經濟負擔是指疾病治療總的花費，間接經濟負擔指勞動能力降低帶來的經濟損失。此外，還有無形負擔，指疾病帶來的痛苦等[4]。本研究中的疾病經濟負擔是指患者自己支付的直接醫(yī)療費用。

本文主要研究健康扶貧對貧困戶群體疾病經濟負擔的影響及其實現路徑，對這一問題的研究，可以幫助總結健康扶貧防止因病致貧、因病返貧的成功經驗，為鞏固脫貧攻堅成果、助力鄉(xiāng)村振興提供借鑒與啟示。

一般來說，疾病經濟負擔主要由就醫(yī)次數和單次就醫(yī)經濟負擔組成,如式（1）所示：

在式（1）中，Y代表個體年度疾病經濟負擔，P代表單次就醫(yī)經濟負擔，Q代表年度就醫(yī)次數。健康扶貧對年度疾病經濟負擔（Y）的影響是通過影響單次就醫(yī)經濟負擔（P）和年度就醫(yī)次數（Q）實現的。

理論上講，健康扶貧政策提高了貧困戶群體的醫(yī)療保障水平，在其他因素不變的情況下，貧困戶群體單次就醫(yī)經濟負擔（P）會下降，貧困戶群體的年度疾病經濟負擔（Y）也會下降。但同時，健康扶貧改變了貧困戶群體的疾病經濟負擔預期，降低了貧困戶群體的醫(yī)療價格敏感程度，會增加貧困戶群體的就醫(yī)概率，從這一點來看，年度就醫(yī)次數（Q）會增加。

而就醫(yī)次數的增加會改善貧困戶群體的健康狀況，健康狀況好轉有助于減少年度就醫(yī)次數，因此，健康扶貧對年度就醫(yī)次數的影響是不確定的。同時考慮就醫(yī)次數和單次就醫(yī)經濟負擔的變化，健康扶貧對貧困戶年度疾病經濟負擔的影響程度是不確定的，需要通過實證進行研究。

本文首先實證分析健康扶貧對疾病經濟負擔的影響，然后再通過影響路徑分析找出影響的實現路徑，最后對結論進行分析討論，提出政策建議。本文創(chuàng)新之處在于：在已有研究的基礎上，進一步深入討論健康扶貧政策對貧困人口醫(yī)療服務預期經濟負擔和價格敏感程度的影響，即回答健康扶貧政策實施以后，貧困人口就醫(yī)行為的變化及重點變化群體。

1 數據與方法

1.1 數據來源與變量選取

1.1.1 數據來源及選取理由

本文數據來自中國健康與養(yǎng)老追蹤調查（CHARLS）項目2011年和2018年數據。之所以選擇該數據庫，是因為相比于其他數據庫，該數據庫有明確指標反映樣本是否為建檔立卡貧困戶，且該數據庫關于醫(yī)療費用的數據較為詳細，從數據滿足程度來看，該數據庫是較好選擇。

之所以選擇2011年和2018年數據，是因為黨的十八大以來，健康扶貧工程就在逐步推進，2015年《中共中央國務院關于打贏脫貧攻堅戰(zhàn)的決定》正式提出健康扶貧[5]。為了增強評估的準確性，剔除了中間過渡實施階段的數據，使用健康扶貧實施前后各一期數據進行研究，2011年數據為未受健康扶貧影響的數據，2018年數據為受到政策影響的數據。

1.1.2 變量選取及選取理由

主回歸分析：

健康扶貧對貧困戶群體年度疾病經濟負擔的影響研究是一個總效應的評估，由于本研究的年度經濟負擔主要指年度內自己支付的直接醫(yī)療費用，因此分別使用總住院自付醫(yī)療費用和總門診自付醫(yī)療費用來表示。此外，由于健康扶貧政策只針對建檔立卡貧困戶，因此選用是否為建檔立卡貧困戶作為是否受到健康扶貧政策影響的依據①機制檢驗部分自變量選取依據與主回歸一樣，故在機制檢驗中不再重復自變量的選取依據。。

在這一分析中，使用總住院自付醫(yī)療費用和總門診自付醫(yī)療費用作為因變量，是否為貧困戶作為自變量，用來識別樣本是否受到健康扶貧影響。此外，自評健康狀況、是否患有慢性病、年齡、性別、有無配偶、受教育程度、居住地類型、有無保險、總醫(yī)療費用這些其他因素作為控制變量[6]。

機制檢驗：

第一種路徑檢驗：檢驗健康扶貧對貧困戶群體就醫(yī)次數的影響。需要年度門診就醫(yī)次數和年度住院就醫(yī)次數數據。在這一檢驗過程中，年度門診就醫(yī)次數和年度住院就醫(yī)次數為因變量，是否為貧困戶為自變量，用來衡量樣本是否受到健康扶貧影響，年齡、性別、有無配偶、受教育程度、居住地類型、有無保險這些其他影響因素為控制變量[7]。

第二種路徑檢驗：檢驗健康扶貧對貧困戶群體單次就醫(yī)經濟負擔的影響，需要使用每次就醫(yī)自付醫(yī)療費用數據，由于這部分數據不可得，因此使用問卷中“最近一次住院自付醫(yī)療費用”和“最近一次門診自付醫(yī)療費用”來表示患者每次就醫(yī)自付醫(yī)療費用②使用這一變量表示每次自付醫(yī)療費用可能存在代表性問題，但這一套數據隨機性較好，可以認為采訪期最近一次就醫(yī)自付醫(yī)療費用與年度內其他時期就診自付醫(yī)療費用相差不大，這一點可以通過描述性統(tǒng)計分析中總住院自付醫(yī)療費用均值、總門診自付醫(yī)療費用均值和最近一次住院自付醫(yī)療費用及最近一次門診自付醫(yī)療費用相差不大得到佐證。。

在這一檢驗中，使用最近一次住院自付醫(yī)療費用和最近一次門診自付醫(yī)療費用作為因變量，是否為貧困戶為自變量，自評健康狀況、是否患有慢性病、年齡、性別、有無配偶、受教育程度、居住地類型、有無保險、住院天數、看病醫(yī)療機構等級、最近一次就醫(yī)醫(yī)療費用為控制變量③變量選取理由與主回歸一致，這里不再重復，且由于篇幅限制，本文不詳細闡述控制變量選取理由。。變量選擇與定義如表1所示：

表1 變量選擇與定義

1.2 研究方法

本文主要使用雙重差分（DID）模型進行研究。之所以使用雙重差分模型，是因為健康扶貧對貧困戶群體疾病經濟負擔的影響及其實現路徑研究，實質上是對健康扶貧效果的一種評估，政策評估注重效果識別的精準性，而雙重差分模型（DID）能夠在一定程度上消除時間趨勢和其他干擾因素的影響，得到政策影響的凈效應。其思想如式（2）所示：

在式（2）中，i代表樣本個體，t代表時間，t=1代表政策實施后的時期,為2018年數據所代表的時期,t=0代表政策實施前的時期,為2011年數據所代表的時期。[E(Yit|i=treatment,t=1)-E(Yit|i=treatment，t=0)]為受健康扶貧影響群體政策實施前后時期因變量的差值，這個結果不僅包括健康扶貧的影響效應，還包括其他因素的影響和時間趨勢。模型中，[E(Yit|i=control，t=1)-E(Yit|i=control，t=0)]為未受健康扶貧影響的群體政策實施前后兩個時期因變量的差值，這個結果為除健康扶貧影響效應外的其他因素的影響效應；用上述兩部分相減就可得到健康扶貧影響的凈效應。

具體思路為先識別出樣本群體是否受到健康扶貧政策影響，然后將受到政策影響的群體設為實驗組，將未受到政策影響的群體設為控制組；將2011年數據設為未受政策影響的第一期數據，將2018年數據設為受到政策影響的第二期數據；最后利用雙重差分模型對兩條可能的影響路徑進行檢驗，實證結果的估計采用STATA軟件實現。

2 結果

2.1 描述性統(tǒng)計結果

由表2可知，健康扶貧實施后，貧困戶群體所在的實驗組平均總住院自付醫(yī)療費用下降421.874元，下降8.59%，平均總門診自付醫(yī)療費用上升125.953元，上升24.19%；控制組中非貧困戶群體平均總住院自付醫(yī)療費用上升4111.651元，上升92.45%，平均總門診自付醫(yī)療費用上升764.735元，上升157.40%。

表2 主要因變量的描述性統(tǒng)計分析（單位：元）

單次就醫(yī)經濟負擔方面，健康扶貧實施后，貧困戶群體的最近一次住院醫(yī)療費用下降924.715元，下降幅度為19.15%，非貧困戶群體的最后一次住院醫(yī)療費用上升了1872.581元，上升幅度為42.00%?？梢钥闯?，健康扶貧實施后，貧困戶群體的單次住院自付醫(yī)療費用明顯下降，單次門診自付醫(yī)療費用雖然上升，但上升幅度明顯小于非貧困戶群體。

就醫(yī)次數方面，健康扶貧實施后，貧困戶群體和非貧困戶群體的平均住院次數都明顯上升，且貧困戶群體的平均住院次數上升幅度大于非貧困戶群體；兩組群體的平均門診次數均下降，且貧困群體平均門診次數下降幅度大于非貧困群體。

2.2 實證結果

2.2.1 健康扶貧對疾病經濟負擔的影響

由于健康扶貧對就醫(yī)次數的影響不確定，對年度疾病經濟負擔的影響也不確定，其具體影響需要使用實證方法進行檢驗。

由表3可知，健康扶貧實施后，貧困戶群體的總住院自付醫(yī)療費用下降3.7%，總門診自付醫(yī)療費用沒有明顯變化，健康扶貧對總住院自付醫(yī)療費用有顯著的負向影響。這一影響應該是由于健康扶貧給予了貧困戶群體較高的醫(yī)療保障待遇水平，幫助這類群體分擔了住院經濟負擔。但健康扶貧對貧困戶群體總門診自付醫(yī)療費用無顯著影響，這可能與這類群體的就醫(yī)行為變化有關，具體原因需要進一步討論。

表3 健康扶貧對貧困戶年度疾病經濟負擔的影響

2.2.2 健康扶貧對疾病經濟負擔影響的路徑分析

表3證實了健康扶貧政策對年度住院經濟負擔有顯著負向影響，但對年度門診經濟負擔無顯著影響。研究健康扶貧對疾病經濟負擔影響的實現路徑，有利于了解影響產生的機理，為醫(yī)療保障長效反貧機制的建立提供政策建議。接下來將對兩條影響路徑進行檢驗。

第一種路徑檢驗：健康扶貧對年度就醫(yī)次數的影響。健康扶貧對貧困戶群體就醫(yī)次數的影響不能由理論直接推導出，需要采用實證方法進行檢驗，這部分檢驗的實證方法采用雙重差分與負二項柵欄模型相結合。

由表4可知，健康扶貧對貧困戶患者的住院次數有顯著正向影響，健康扶貧的實施顯著增加了貧困戶患者的住院次數，這與健康扶貧較高醫(yī)療保障待遇有關。較高的醫(yī)療保障待遇，改變了貧困戶群體的疾病經濟負擔預期，降低了他們的醫(yī)療價格敏感程度，使他們就醫(yī)概率增加；但健康扶貧對貧困戶患者的門診就醫(yī)次數無顯著影響，這可能是健康狀況變化對就醫(yī)次數的影響，疾病經濟負擔預期改變與就醫(yī)次數交互影響的結果，需要進一步分析。

表4 健康扶貧對年度就醫(yī)次數的影響

第二種路徑檢驗：健康扶貧對單次就醫(yī)經濟負擔的影響。若健康扶貧對貧困戶患者疾病經濟負擔的影響通過第二種路徑實現，則健康扶貧實施后，貧困戶患者單次就醫(yī)經濟負擔會有明顯的下降，接下來使用最近一次住院自付醫(yī)療費用和最近一次門診自付醫(yī)療費用兩方面對這一分析進行檢驗。

由表5可知，健康扶貧實施后，貧困戶群體的單次就醫(yī)經濟負擔明顯降低。其中，最近一次住院自付醫(yī)療費用降低79.2%，且在1%顯著性水平上顯著；最近一次門診自付醫(yī)療費用降低32.1%，且在10%顯著性水平上顯著。因此，基于以上實證結果分析可以得出，健康扶貧降低了貧困戶群體單次就醫(yī)經濟負擔，與理論分析相一致。

表5 健康扶貧對單次就醫(yī)經濟負擔的影響

2.2.3 事前平行趨勢檢驗

使用雙重差分（DID）模型的前提是在政策沖擊發(fā)生前，控制組和實驗組的因變量具有相同的趨勢，滿足這一條件下得出的結果才是政策的凈效應。因此，需要對事前因變量進行平行趨勢檢驗，由于本研究只有政策沖擊發(fā)生前后各一期的數據，無法通過畫圖和檢驗事前交互項系數的方式來進行平行趨勢檢驗。

為證明控制組和實驗組在政策沖擊發(fā)生前具有相同的發(fā)展趨勢，參考已有研究，通過比較控制協(xié)變量后控制組和實驗組在政策沖擊發(fā)生前是否存在差異來進行證明。若控制協(xié)變量后，控制組和實驗組在政策沖擊發(fā)生前不存在差異，則證明現有的差異是政策沖擊造成的[8]。

由表6可知，控制協(xié)變量后，健康扶貧實施前，貧困戶和非貧困戶群體的年度住院自付醫(yī)療費用和年度門診自付醫(yī)療費用均不存在顯著差異，滿足雙重差分模型使用的條件，可以使用該模型。

表6 事前平行趨勢檢驗

2.2.4 穩(wěn)健性檢驗

為了增強研究結果的可信性，使用PSM-DID方法對主回歸進行穩(wěn)健性檢驗。

由表7可知，通過PSM-DID方法對主回歸進行穩(wěn)健性檢驗，得到的結果與主回歸結果一致，健康扶貧對總住院自付醫(yī)療費用有顯著負向影響，對總門診自付醫(yī)療費用的影響不顯著，證明本文結論較為穩(wěn)健。

表7 使用PSM-DID方法進行的穩(wěn)健性檢驗

3 進一步討論

由理論分析可知，健康扶貧通過影響年度就醫(yī)次數和單次就醫(yī)經濟負擔對年度疾病經濟負擔產生影響，但影響效應無法由理論分析得出，需要進行實證分析。實證結果顯示，健康扶貧政策的實施，顯著減輕了貧困戶群體的總住院自付醫(yī)療費用，但對總門診自付醫(yī)療費用的影響不顯著。且通過影響路徑分析發(fā)現，健康扶貧顯著降低了單次住院和門診就醫(yī)經濟負擔，增加了住院次數，但對門診就醫(yī)次數的影響不顯著。

健康扶貧在住院次數明顯增加的情況下，仍然能夠使年度住院疾病經濟負擔減輕，說明健康扶貧政策發(fā)揮了明顯的減負作用。健康扶貧政策對年度門診疾病經濟負擔的影響不顯著，可能與年度就醫(yī)次數有關，健康扶貧使年度住院次數增加，但對年度門診次數無顯著影響。此外，還與保障政策有關。當前基本醫(yī)保堅持“?；尽痹瓌t，住院保障水平、門特門慢病保障明顯高于普通門診保障，普通門診保障相對不充分。健康扶貧中，住院保障水平高，在同等情況下，患者更傾向于住院獲取更高保障、更低自付。

由理論分析可知，這一不顯著影響，應該是健康狀況變化對就醫(yī)次數的影響，與預期疾病經濟負擔改變對就醫(yī)次數影響的交互影響所致。為了解具體原因，接下來就健康扶貧對健康狀況的影響進行研究。

由表8可知，健康扶貧對貧困戶群體的自評健康有明顯的改善作用，但對貧困戶群體的慢性病患病率也有顯著正向影響，這一正向影響看起來與理論分析不一致。健康扶貧對貧困戶群體慢性病患病率的正向影響，應該不是健康扶貧導致了這類群體患慢性病的概率增加，而是原有的慢性病個體預期疾病經濟負擔改變，就醫(yī)概率增加，使得自身患有的慢性病被檢測了出來。

表8 健康扶貧對健康狀況的影響

因為是否患有慢性病與醫(yī)療服務的使用無關，主要受生活方式和行為習慣影響，且醫(yī)療服務即使不能根治慢性病，但也不會使沒有慢性病的群體患上慢性病。通過分析可知，這一正向影響導致了就醫(yī)次數的增加，應該是貧困戶群體預期疾病經濟負擔變化導致的醫(yī)療需求正常釋放的結果，也符合理論分析中預期疾病經濟負擔對年度就醫(yī)次數的正向影響。

而年度住院次數的增加，應該是由于新檢測出的這部分慢性病群體，長時間沒有就醫(yī)，病情較嚴重，通過門診診斷被收入為住院患者，因此導致年度門診就醫(yī)次數和年度門診疾病經濟負擔無顯著變化。為驗證這一分析，需要通過對不同健康狀況貧困戶年度住院次數變化進行研究。

表9結果的第一列使用是否患有慢性病來衡量健康狀況，發(fā)現患有慢性病的群體住院次數明顯增加。結果的第二列使用自評健康表示健康狀況，同樣發(fā)現不健康的群體住院次數顯著增加。由表9可知，健康狀況差的個體住院次數明顯增加，證明上述分析是可信的。

表9 健康扶貧對不同健康狀況群體住院次數的影響

表8和表9證明了健康扶貧既能增加貧困戶群體，尤其是潛在的慢性病群體自身疾病被檢出的可能性，又能增加不健康群體尤其是慢性病群體接受高質量醫(yī)療服務的機會，有利于這部分群體正常醫(yī)療需求的釋放。

需要注意的是，年度門診自付醫(yī)療費用和就醫(yī)次數沒有顯著變化，并不代表健康扶貧對這兩部分沒有任何影響，住院都先要經過門診診斷，同時單次就醫(yī)醫(yī)療負擔明顯下降和自評健康的改善，也在一定程度上證明了貧困戶群體門診醫(yī)療服務的變化[10-14]。

4 結論與政策建議

通過健康扶貧對貧困群體年度疾病經濟負擔的影響及其影響機制研究發(fā)現，健康扶貧顯著減輕了貧困戶群體年度住院經濟負擔，但對這類群體的年度門診經濟負擔無顯著影響。這一結果是由于健康扶貧政策改變了貧困戶群體的預期疾病經濟負擔，降低了這部分群體的醫(yī)療價格敏感程度，釋放了貧困戶群體尤其是慢性病群體的正常醫(yī)療需求，不僅使?jié)撛诼圆∪后w被檢測出概率增加，還使這類群體接受高質量醫(yī)療服務的機會增加而致。通過這一結論，可以發(fā)現，健康扶貧的實施有利于降低貧困戶群體疾病經濟負擔，有利于低收入慢性病群體正常醫(yī)療需求的釋放[15-18]。

因此，在鞏固拓展脫貧攻堅成果的過渡期內，應考慮將這一政策擴大到對醫(yī)療服務價格敏感程度較高、極易因病致貧、因病返貧的群體。而現有的政策使得貧困戶群體享受的醫(yī)療保障待遇是非貧困戶邊緣群體的2倍至3倍，醫(yī)療保障待遇在貧困戶與非貧困戶邊緣群體之間存在著“懸崖效應”[9]，適當提高非貧困戶邊緣群體的慢性病保障待遇水平，能夠使醫(yī)療保障長效反貧機制更有針對性，具體可以通過慢性病門診統(tǒng)籌和慢性病醫(yī)療救助實現。