災(zāi)難性自付醫(yī)療支出與貧困
——來自中國的微觀證據(jù)

解 堊

（山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院, 山東 濟南 250100）

一、引言與文獻綜述

全球范圍內(nèi)，每年約有1.5億人承受了由高自付醫(yī)療支出（out-of-pocket，OOP）造成的災(zāi)難性支出，約1億人因此陷入貧困（World Health Organization，2010），由于大多數(shù)人（超過90%）居住在發(fā)展中國家（Xu等，2007），災(zāi)難性自付醫(yī)療支出構(gòu)成了發(fā)展中國家減貧的主要威脅。盡管自付醫(yī)療支出在減少道德風(fēng)險和控制衛(wèi)生費用方面有一定作用，但這并不說明它就是一種公平的衛(wèi)生籌資方式，自付醫(yī)療支出隨著時間的推移會變成災(zāi)難性的支出，并對個體健康公平、生活福利產(chǎn)生影響。由于以下原因?qū)е伦愿夺t(yī)療支出成為政策關(guān)注的焦點：自付醫(yī)療支出可能使家庭陷入貧困或更深的貧困；面臨這些醫(yī)療費用負擔(dān)的家庭可能會減少諸如食品、衣物等必需品的支出；家庭可能選擇放棄治療而非直面因治療而致的嚴(yán)重的財務(wù)后果，進而形成健康低下、殘疾和貧困的惡性循環(huán)。因病致貧、返貧是造成中國人口貧困的重要因素，在全面實施健康中國國家戰(zhàn)略背景下，研究災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困效應(yīng)具有重要的理論和現(xiàn)實價值。

自付醫(yī)療支出高到何等程度才能算作“災(zāi)難性”的支出呢？現(xiàn)有文獻對該問題并沒有一致的答案。但Russell提出了一個災(zāi)難性醫(yī)療支出的廣義定義：“災(zāi)難性意味著這種支出水平可能迫使家庭成員減少其他最低需求的消費，引發(fā)生產(chǎn)性資產(chǎn)出售或高額債務(wù)并導(dǎo)致貧困”（Russell，2004）。Wagstaff和van Doorslaer（2003）認為個體為維持其他基本需求，家庭不應(yīng)該將超過一定百分比的收入用于醫(yī)療支出。災(zāi)難性支出的定義涉及兩個要素：一是家庭的自付醫(yī)療支出，一般是指醫(yī)療保險補償后的醫(yī)療支出（Ranson，2002）；二是家庭以收入、支出或消費來衡量的家庭總資源。然而，如果以醫(yī)療支出占收入的比重來測度衛(wèi)生籌資可能會存在以下問題（Wyszewianski，1986）：比如，兩個家庭有相同的收入、相同的醫(yī)療支出，一個家庭有儲蓄并且以儲蓄來應(yīng)對醫(yī)療支出，另一個沒有儲蓄的家庭必須以消費的減少來應(yīng)對醫(yī)療支出，而且沒有儲蓄的家庭醫(yī)療支出占家庭總支出的比例又比較大，兩個家庭的差異無法通過醫(yī)療支出占收入比來衡量。假設(shè)當(dāng)前消費的機會成本較高，“災(zāi)難性影響”無疑會對無儲蓄家庭的效應(yīng)更大，這種災(zāi)難性支出效應(yīng)應(yīng)由作為分母的家庭總支出反映出來而非由收入反映出來。現(xiàn)有文獻以收入作為分母定義的災(zāi)難性支出（下文的以支出作分母也如此）往往以門檻值范圍而非單值門檻作為標(biāo)準(zhǔn)（Dilek等，2012）。如果家庭總支出作為分母，而災(zāi)難性支出又根據(jù)醫(yī)療支出預(yù)算份額來定義（Berki，1986），那么潛在的問題就是低收入家庭的預(yù)算份額可能很低，預(yù)算約束的嚴(yán)重性意味著絕大部分資源被諸如食品這種基本生活需求所吸收，留給健康支出的份額很少，而無法承擔(dān)災(zāi)難性支出的家庭就沒有被考慮在上述定義之內(nèi)。一個可能的解決途徑是：災(zāi)難性支出以醫(yī)療支出占總支出減去基本必需品后的凈支出份額來定義，基本生活必需品對應(yīng)著Wagstaff和van Doorslaer提出的非自主支出（Wagstaff和van Doorslaer，2003）。Xu等（2003）還提出支付能力（capacity to pay）的概念?，F(xiàn)實中普遍使用扣除食品支出后的家庭消費作為生活水平的代理指標(biāo)。

跨國研究證據(jù)表明災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的社會經(jīng)濟分布并沒有確定的模式。Makinen等（2000）對發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)軌國家的研究發(fā)現(xiàn)，以收入分位劃分的醫(yī)療支出模式之間沒有明顯不同，布基納法索、巴拉圭、泰國出現(xiàn)了累退趨勢，即富裕人群的醫(yī)療支出在其總消費中所占比例小于窮人的醫(yī)療支出在其總消費中所占比例。危地馬拉、南非則呈現(xiàn)出累進性的特點。該研究還發(fā)現(xiàn)，富人的健康需求比窮人更易得到滿足，這也反映了窮人存在支付能力的問題。一些文獻研究發(fā)現(xiàn)有些國家自付醫(yī)療支出呈現(xiàn)累退性使得收入不平等更加惡化（Lasprilla等，1999；Suarez，1999；Valladares和Barillas，1999）。Xu等（2003）基于59個國家的對比研究表明，各國災(zāi)難性醫(yī)療支出的模式不盡相同。醫(yī)保系統(tǒng)較為完善的國家如加拿大、英國、法國等國家遭受災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭比例不足0.1%，而中低收入國家遭受災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭比例則高得多，越南和巴西的比例甚至超過了10%。

災(zāi)難性自付醫(yī)療支出決定因素的研究從宏觀和微觀兩方面展開。一些研究從微觀家庭層面切入進行分析，比如，Su等（2006）的研究表明家庭中患慢性病成人數(shù)量以及家庭經(jīng)濟狀況是影響災(zāi)難性醫(yī)療支出的決定因素；Berki（1986）認為貧困、醫(yī)保覆蓋率低是與災(zāi)難性衛(wèi)生支出相關(guān)的風(fēng)險因素。另一些研究則從政策或制度層面切入，比如Xu等（2003）認為醫(yī)療服務(wù)收費高、支付能力低、醫(yī)療保險或預(yù)付制缺乏是災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的三個先決條件。如果一國衛(wèi)生籌資系統(tǒng)以自付醫(yī)療支出為主且缺乏預(yù)付機制，疾病的不確定性及醫(yī)療保險缺乏就會使一些家庭陷入災(zāi)難性醫(yī)療支出風(fēng)險中。衛(wèi)生籌資系統(tǒng)高度依賴自付醫(yī)療支出的國家如美國會出現(xiàn)親富人的不平等現(xiàn)象（Merlis，2002）。一些對泰國（Limwattananon等，2007）、墨西哥（Knaul等，2006）的文獻研究發(fā)現(xiàn)，全民醫(yī)保（健康）計劃實施后災(zāi)難性支出發(fā)生率下降。當(dāng)然，醫(yī)療保險可能會伴隨醫(yī)療服務(wù)供給方誘導(dǎo)需求問題，進而帶來較高的自付醫(yī)療支出。如果醫(yī)療保險受益包不能覆蓋所有的醫(yī)療支出，災(zāi)難性醫(yī)療支出就不會消失（Wagstaff和Lindelow，2008； Kawabata等，2002）。

研究高自付醫(yī)療支出貧困效應(yīng)的一般做法是比較醫(yī)療支付前后貧困率的變動。Van Doorslaer等（2006）研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)使用1$PPP貧困線并把自付醫(yī)療支出從消費中扣除時，亞洲11個樣本國家的貧困人頭率平均上升3個百分點。Alam等（2005）用2.15$PPP作貧困線比較了10個東歐國家和前蘇聯(lián)的醫(yī)療支付前后的貧困率變動，總體來看，自付醫(yī)療支出使得貧困率上升2個百分點，一些國家醫(yī)療支出的高貧困效應(yīng)是由該國衛(wèi)生籌資系統(tǒng)中公共籌資崩塌及對自付醫(yī)療支出依賴不斷增長所致。Flores等（2008）發(fā)現(xiàn)如果不扣除家庭消費中的醫(yī)療支出，住院患者的貧困率將被低估7%-8%。Mussa（2016）認為災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困測度與Sen（1976）的貧困測度有相通之處，并把災(zāi)難性自付醫(yī)療支出測度分為兩個階段：第一個階段是進行個體或家庭的災(zāi)難性醫(yī)療支出的識別，即將自付醫(yī)療支出超過一定金額或超過支付能力的一定比率抑或超過醫(yī)療支付前收入的一定比率（門檻）定義為災(zāi)難性支出；第二個階段是以個體或家庭匯總為災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的總量指標(biāo)，匯總合計階段包括災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率、強度及貧困的影響。該文獻還基于Morduch（1998）提出的方法發(fā)展出了災(zāi)難性醫(yī)療支出貧困退出測度工具，解答了個體或家庭退出災(zāi)難性自付醫(yī)療支出狀態(tài)所需時間這一問題。

國內(nèi)的相關(guān)研究主要集中于兩方面：其一，醫(yī)療保險與災(zāi)難性醫(yī)療支出之間的關(guān)系研究。朱銘來等（2017）研究了中國家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出與大病保險補償模式，陳在余等（2016）分析了新農(nóng)合對農(nóng)村居民災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。其二，災(zāi)難性支出的公平性分析。李樂樂等（2022）探究了慢性病對患者家庭災(zāi)難性衛(wèi)生支出發(fā)生率的影響及不同病種下家庭風(fēng)險的不平等性，蘇敏和張葦樂（2022）運用集中指數(shù)測量了災(zāi)難性支出的公平性。分析中國災(zāi)難性自付醫(yī)療支出貧困效應(yīng)的文獻較為缺乏，本文的貢獻在于：使用微觀數(shù)據(jù)分析了中國家庭災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率、強度及其對貧困率變動的效應(yīng)，剖析了災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的決定因素、親貧性問題，對災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出時間進行了測度，并對城鄉(xiāng)、不同醫(yī)保類型進行了分組研究，為健康中國建設(shè)中防止因病致貧、因病返貧提供理論參考和實證支持。

二、方法與數(shù)據(jù)

（一）方法

假設(shè)T代表家庭人均自付醫(yī)療支出（OOP），x代表家庭人均總支出，f（x）代表人均食品支出，當(dāng)T/x或T/f（x）超過特定門檻值z時，家庭就發(fā)生了災(zāi)難性支出。z值代表醫(yī)療支出吸收家庭資源達到了嚴(yán)重干擾生活水平的值。當(dāng)然，z值要依據(jù)分母是總消費還是非食品消費而定，當(dāng)醫(yī)療支出占總支出的比例為10%時就可定義為災(zāi)難性的支出；但當(dāng)醫(yī)療支出占非食品支出的比例為10%時可能就不是災(zāi)難性的支出。已有文獻表明，當(dāng)分母為總支出時，通用的門檻值為10%（Pradhan和Prescott，2002；Ranson，2002；Wagstaff和van Doorslaer，2003），此時，家庭被迫犧牲其他需求，出售生產(chǎn)性資產(chǎn)，產(chǎn)生債務(wù)或變得貧困（Russell，2004）；當(dāng)使用支付能力（大約等同于非食品支出）作為分母時，一般使用40%的臨界值（Xu等，2003）。

本文使用 Wagstaff和van Doorslaer（2003）提出的方法，即災(zāi)難性支出發(fā)生率和強度的計算方法，類似于貧困的計算方法，災(zāi)難性支出的發(fā)生率用醫(yī)療支出占總支出（或非食品支出）的比例超過給定閾值來表示，這就是災(zāi)難性支出人頭計數(shù)（head count）H，定義示性函數(shù)E，當(dāng)Ti/xi＞z時，E為1，否則為0。估計的人頭計數(shù)H為：

式（1）中的N代表樣本數(shù)量。另一個測度指標(biāo)災(zāi)難性支出超調(diào)（overshoot）O應(yīng)運而生，它能計算支出（作為總支出一部分）超過門檻值的平均程度，O測度災(zāi)難性支出的強度，假設(shè)家庭的Oi=Ei[(Ti/xi)-z]，O是Oi的簡單平均，即：

H反映的是災(zāi)難性事件的發(fā)生率，O反映的是其強度大小，二者通過平均正向超調(diào)（mean positive overshoot，MPO）發(fā)生關(guān)聯(lián)：

H、O均對富人、窮人的災(zāi)難性支出分布不敏感，在災(zāi)難性支出人頭計數(shù)H中，所有超過門檻值的家庭被同等對待，在災(zāi)難性支出超調(diào)O中，所有超過門檻值的醫(yī)療支出被同等對待。醫(yī)療支出具有收入彈性且邊際效用遞減，窮人的醫(yī)療支出機會成本將大于富人的機會成本，因此，H、O應(yīng)該進行加權(quán)以解釋社會福利。與收入相關(guān)的災(zāi)難性支出的分布可通過Ei、Oi的集中系數(shù)來衡量，分別記作CE、CO，當(dāng)CE為正時代表富人更具有超過門檻值的傾向，當(dāng)CE為負時代表窮人更具有超過門檻值的傾向。同理，正的CO表明富裕人群的超調(diào)值更大。Wagstaff和van Doorslaer（2003）建議將每個指標(biāo)用相應(yīng)的集中系數(shù)相乘來進行調(diào)整。

式（4）、式（5）意味著窮人災(zāi)難性支出的權(quán)重較高，收入最低家庭的權(quán)重為2，權(quán)重隨著收入排序秩次線性下降，即最富裕的家庭權(quán)重為0。當(dāng)最窮家庭發(fā)生災(zāi)難性支出時，在HW構(gòu)造中被計算兩次；而如果最富裕家庭發(fā)生災(zāi)難性支出，則在HW構(gòu)造中根本不被計算。OW的解釋也基本相同（O’Donnell等，2008a）。

自付醫(yī)療支出的貧困效應(yīng)由醫(yī)療支出前和醫(yī)療支出后的貧困差異水平求得。首先估計醫(yī)療支出前的貧困人頭水平（Hgross）：

當(dāng)xi＜PL（PL為貧困線）時，pgiross等于1，反之則為0。si是家庭規(guī)模，N是樣本中的總?cè)丝?。定義醫(yī)療支付前個體的貧困距gigross=pgiross(PL-xi)，那么貧困距均值為：

醫(yī)療支出后的貧困人頭[如式（6）]計算用pnet代替pgross，當(dāng)(xi-Ti)＜PL時，pnet為1，否則為0。醫(yī)療支出后的貧困距[如式（7）]計算用ginet代替gigross，醫(yī)療支出前貧困距標(biāo)準(zhǔn)化的計算如下：醫(yī)療支出后的貧困距標(biāo)準(zhǔn)化計算同理。貧困的強度計算可由平均正向超調(diào)貧困距衡量：

為探究災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的決定因素，我們使用世界衛(wèi)生組織報告中建議的Logistic回歸模型（Xu，2005）。

式（8）中的Y為二元啞變量，當(dāng)家庭經(jīng)歷災(zāi)難性自付醫(yī)療支出時賦值為1，否則為0。自變量包括家庭成員健康狀況、家庭特征和家庭經(jīng)濟狀況。

基于Morduch（1998）提出的方法，本文還考察了災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出問題。假設(shè)醫(yī)療支出Ti占支付能力的比以 νi表示，νi=Ti/[xi-fi(x)]∈(0,1)，醫(yī)療支出份額每年以常數(shù)g的速度下降，貧困退出時間t、門檻值z及醫(yī)療支出份額之間的關(guān)系如下：

式（9）取對數(shù)后，ti的解為：ti=-(lnz-lnνi)/g，定義新變量mi如下：

當(dāng)lnz-lnvi≤0時，mi=|lnz-lnvi|；當(dāng)lnz-lnvi＞0時，mi=0。家庭i的退出時間為：

式（10）表明沒有經(jīng)歷災(zāi)難性醫(yī)療支出的家庭其退出時間為0，災(zāi)難性醫(yī)療支出平均退出時間Ug的計算公式如下：

（二）數(shù)據(jù)

本文使用中國家庭跟蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年和2018年的數(shù)據(jù)。CFPS的抽樣設(shè)計關(guān)注初訪調(diào)查樣本的代表性，采用了內(nèi)隱分層、多階段、多層次與人口規(guī)模成比例的概率抽樣方式（PPS）。樣本覆蓋了全國25個省份。CFPS的問卷分為三個層級：個體，個體生活的緊密環(huán)境即家庭，家庭的緊密環(huán)境即村居。由此形成了三種問卷：個人問卷、家庭問卷、村居問卷，其中根據(jù)年齡特征把個人問卷分為成人問卷和少兒問卷。本文的分析單元為家庭。刪除關(guān)鍵變量缺失后的樣本量為12 965個。

表1報告了2018年不同消費分位下自付醫(yī)療支出占總消費的比率及自付醫(yī)療支出為零的比率。由表1可知，城市樣本、農(nóng)村樣本及全部樣本的自付醫(yī)療支出占總消費的比率均隨著消費分位的上升而下降，比如最窮消費分位為1的城市樣本、農(nóng)村樣本及全部樣本的自付醫(yī)療支出比率分別約為11%、14%、13%，最富消費分位為5的城市樣本、農(nóng)村樣本及全部樣本的自付醫(yī)療支出比率分別為8%、11%、9%，均下降3-4個百分點左右。自付支出為0的最高比率發(fā)生在最窮和最富的家庭中，而非處于第2、3、4中間消費分位的家庭中。

表1 2018年不同消費分位下的自付醫(yī)療支出

三、實證分析

（一）災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率、強度與貧困效應(yīng)

表2匯報了2014—2018年基于總消費視閾使用不同門檻值①國內(nèi)學(xué)者大多采用WHO 的災(zāi)難性醫(yī)療支出的標(biāo)準(zhǔn)，即家庭現(xiàn)金衛(wèi)生支出超過家庭非食品支出的40%來衡量災(zāi)難性醫(yī)療支出（朱銘來和宋占軍，2012；王欽池，2016；封進和李珍珍，2019），我們認為40%的門檻值可能對中國更有啟發(fā)性，為反映不同門檻值的影響，本文還測算了不同門檻值的相關(guān)結(jié)果。的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的發(fā)生率及強度情況。由表2可知，當(dāng)2014年門檻值從占總消費的5%上升到40%時，災(zāi)難性支出的發(fā)生率（H）從47.4%下降到5.5%，超調(diào)值（O）從占總消費的6.9%下降到1%。與H和O不同，超過門檻值的平均正向超調(diào)（MPO）并不隨門檻值的上升而下降，醫(yī)療支付支出超過總消費5%的家庭，平均支出了19.6%（5%+14.6%），而醫(yī)療支付支出超過總消費30%的家庭，則平均支出了49.3%。與此同時，2014年有29.9%的家庭自付醫(yī)療支出占總消費的比例超過10%，2016年有32%的家庭的自付醫(yī)療支出占總消費的比例超過10%，欣慰的是，2018年有31.2%的家庭的自付醫(yī)療支出占總消費的比例超過10%，較之前年份呈現(xiàn)下降態(tài)勢。當(dāng)自付醫(yī)療支出占總消費的10%時，2014年、2016年、2018年平均的自付醫(yī)療支出分別為26.9%、27.1%、28.5%，說明平均的自付醫(yī)療支出占總消費的比例呈現(xiàn)逐年增加的態(tài)勢。對于所有時期，最窮家庭遭受災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的程度最高，最窮消費分位的自付醫(yī)療支出超過總消費10%的家庭比例在2014年為39%，2016年增長至40.8%，2018年雖然比2016年有所下降，但仍接近40%。

表2 災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的發(fā)生率和強度：總消費視閾

表3是2014—2018年基于非食品消費視閾使用不同門檻值的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度結(jié)果。在非食品消費視閾下，對于特定的同一門檻值而言，災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度相較于總消費視閾下的值更高?？傁M視閾下，2018年的H值變動范圍為48%-6.8%，而在非食品消費視閾下，2018年的H值變動范圍為61.4%-13.3%。表3還顯示，2018年災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率隨著消費分位的增加而下降，即富裕家庭在自付醫(yī)療支出上的份額較低。

表3 災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的發(fā)生率和強度:非食品消費視閾

圖1以2018年醫(yī)療支出份額為例，比較了自付醫(yī)療支出占總消費、自付醫(yī)療支出占非食品消費比例的曲線變動情況。圖1表明，對任意的預(yù)算份額而言，自付醫(yī)療支出占非食品消費曲線始終處于自付醫(yī)療支出占總消費曲線的右邊。比如有23%的家庭其自付醫(yī)療支出占非食品消費的比例至少為25%，而自付醫(yī)療支出占總消費比例為25%的家庭只有13%。當(dāng)縱軸均為25%時，OOP占非食品消費曲線比的家庭比例遠大于占總消費比的家庭比例。

圖1 2018年醫(yī)療支出份額

大多數(shù)研究更關(guān)心最窮群體而非關(guān)心最富裕群體是否有災(zāi)難性自付醫(yī)療支出，為估計此效應(yīng)，本文測度了災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的分布敏感性②篇幅原因，具體結(jié)果的表格和圖形展示略去，感興趣的作者可向作者索取。。無論總消費視閾還是非食品消費視閾，除2016年和2018年H的40%門檻值集中系數(shù)為正號外，其他門檻值的集中系數(shù)均為負號。這表明消費水平或非食品消費水平較低的家庭更易引致災(zāi)難性自付醫(yī)療支出，即最窮的人更易陷入災(zāi)難性自付醫(yī)療支出，這導(dǎo)致加權(quán)的貧困人頭（HW）大于非加權(quán)的貧困人頭（H）（除2016年和2018年40%的門檻值外）。2016年和2018年災(zāi)難性支出強度O的集中系數(shù)在高門檻值上出現(xiàn)正號的次數(shù)比H的集中系數(shù)出現(xiàn)正號的次數(shù)多，即反映了這兩個年份災(zāi)難性支出強度隨著消費水平和非食品消費水平的上升而提高，這也引致了2016年和2018年較高門檻值加權(quán)的災(zāi)難性支出強度（OW）小于非加權(quán)的災(zāi)難性支出強度（O）。

本文分別以1.25$PPP、2.5$PPP相對貧困線作為貧困線，考察2014—2018年自付醫(yī)療支出前、自付醫(yī)療支出后的貧困率比較情況。當(dāng)貧困線為1.25$PPP時，自付醫(yī)療支付前的貧困率從2014年的4.1%下降到2018年的3%，而當(dāng)考慮到自付醫(yī)療支出后，貧困率有較高增長，2014年、2016年、2018年貧困率分別增長2.2%、2.1%、2.2%；所有年份的自付醫(yī)療支付后的貧困距均高于自付醫(yī)療支出前的貧困距，貧困距百分比的影響從2014年的16.2%下降到2018年的13.1%。當(dāng)貧困線為2.5$PPP時，上述結(jié)果的模式基本相同，只不過是自付醫(yī)療支付前后的貧困率變化在最后兩個調(diào)查年份出現(xiàn)了較大的增長，比如2016年、2018年自付醫(yī)療支付前后貧困率增長分別為4.4%、5.1%。當(dāng)使用較低的貧困線1.25$PPP時，3%-4%的家庭被視為極度貧困，將OOP從家庭消費中去除時，貧困率上升到5%-6%，所以使用通常的計算方法約有2%的家庭沒有被計算在極度貧困中。當(dāng)使用相對貧困線時，自付醫(yī)療支出后，貧困率的增長更高，2014年、2016年、2018年貧困率分別增長5%、5.2%、6%，所有年份的自付醫(yī)療支付后的貧困距都比自付醫(yī)療支出前的貧困距高，貧困距百分比的影響從2014年的110.1%上升到2018年的193.7%，20%-28%的家庭被視為貧困，OOP從家庭消費中去除時，貧困率上升到26%-34%，所以使用通常的計算方法約有6%的家庭沒有被計算在相對貧困中。

圖2描繪了2018年自付醫(yī)療支出貧困效應(yīng)的Pen隊列①本文也對2014年和2016年自付醫(yī)療支出貧困效應(yīng)的Pen隊列圖進行了繪制，限于篇幅未予匯報，感興趣的作者可向作者索取。（Cowell，1995；O’Donnell等，2008b）。橫軸是按消費排序的累積人口比，平行于橫軸的線為貧困線，縱軸是貧困線的倍數(shù)消費額，直條或稱“油漆滴落”（paint drip）衡量的是每個家庭消費減去醫(yī)療支出的余額高低的程度。如果直條與貧困線相交，則說明以總消費衡量的生活水平為非貧困；但若以總消費減去自付醫(yī)療支出后的凈消費來衡量生活水平，則為貧困。貧困線以下、醫(yī)療支付以前部分圍成的面積代表貧困距，顯然，貧困線以下的家庭如果再扣除自付醫(yī)療支出后其生活水平更加低下。高消費家庭的自付醫(yī)療支出數(shù)額較大，一些總消費排序居中及一些醫(yī)療支付前消費較高的家庭也被自付醫(yī)療支出拖入貧困之中，剛超過貧困線的家庭即使有較小的自付醫(yī)療支出也會把他們拖入貧困線之下。與2014年和2016年相比，2018年貧困家庭的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出更趨嚴(yán)重。

圖2 2018年貧困效應(yīng)的Pen’s Parade

（二）自付醫(yī)療支出決定因素及自付醫(yī)療支出的親貧性

本小節(jié)分別以自付醫(yī)療支出占總消費、非食品消費的40%、20%作為災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的門檻值，基于式（8）的Logistic回歸結(jié)果如表4所示，為篇幅計，本文只報告了2018年的回歸結(jié)果。自變量中的健康狀況均為二元啞變量，包括家庭中是否至少有1人住院，用CFPS調(diào)查家庭成員過去12個月是否因病住過院來測度；家庭中是否至少1人有慢性病，用CFPS調(diào)查家庭成員過去六個月內(nèi)是否患過經(jīng)醫(yī)生診斷的慢性疾病來測度；控制變量中的家庭特征變量也均為二元啞變量，包括是否為城市家庭、戶主性別是否為男性①將2018年調(diào)查中的家庭財務(wù)主要受訪者定義為戶主。、戶主是否有醫(yī)療保險，家庭經(jīng)濟狀況以人均消費五分位代表。

表4 2018年災(zāi)難性自付醫(yī)療支出決定因素的Logistic回歸

如表4所示，家庭中至少1人住院、家庭中至少1人有慢性病使災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的概率顯著上升，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。相對于農(nóng)村家庭而言，城市家庭的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出概率顯著下降。無論自付醫(yī)療支出占總消費20%、40%的門檻值，還是自付醫(yī)療支出占非食品消費20%、40%的門檻值，戶主的性別均對災(zāi)難性支出的概率沒有影響。戶主有醫(yī)療保險雖然能降低災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的概率，但該效應(yīng)僅在自付醫(yī)療支出占非食品消費20%的門檻值處顯著①醫(yī)療保險除存在多軌且待遇有別現(xiàn)象（比如，公費醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療）外，還有以下亂象：醫(yī)療服務(wù)供給方在對待有無醫(yī)療保險患者時的要價并不相同，比如對有醫(yī)保者要價高，對無醫(yī)保者要價低，同一病種醫(yī)保報銷后的自付醫(yī)療支出并不低于無醫(yī)保方的自付醫(yī)療支出，甚或出現(xiàn)醫(yī)保報銷后的自付醫(yī)療支出高于無醫(yī)保方的自付醫(yī)療支出。 其實，這種情況也可能構(gòu)成了近年來醫(yī)療問題比較嚴(yán)重的一個方面。CFPS調(diào)查問卷中有一項調(diào)查為：醫(yī)療問題在我國有多嚴(yán)重（0代表不嚴(yán)重，10代表非常嚴(yán)重），2014年、2016年、2018年醫(yī)療問題在我國的嚴(yán)重程度均值分別為5.3、6.1、5.9。。在自付醫(yī)療支出占總消費或非食品消費的較低數(shù)值的20%門檻值時，富人發(fā)生災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的概率下降，相對于第一消費分位而言，各消費分位的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著。當(dāng)自付醫(yī)療支出占非食品消費的門檻值為40%時，富人發(fā)生災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的概率仍顯著下降，但當(dāng)自付醫(yī)療支出占總消費的門檻值為40%時，各消費分位與第一消費分位相比的回歸系數(shù)不再有顯著不同。另外，本文也以自付醫(yī)療支出是否超過相對貧困線為測量標(biāo)準(zhǔn)進行了回歸分析，結(jié)論具有穩(wěn)健性。

通過描繪2014—2018年自付醫(yī)療支出集中系數(shù)曲線及消費分位的醫(yī)療支出占比情況，本文對自付醫(yī)療支出的親貧性進行了分析②篇幅原因，本文僅在圖3中匯報了2018年自付醫(yī)療支出集中系數(shù)曲線及消費分位的醫(yī)療支出占比情況，感興趣的作者可向作者索取2014年和2016年自付醫(yī)療支出的集中曲線和各消費分位的醫(yī)療支出占比圖。。2014年OOP集中曲線與2016年的有相似之處，較窮家庭的OOP集中曲線高于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），但較富家庭的OOP集中曲線卻低于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），說明OOP這種衛(wèi)生籌資方式在富裕家庭中具有一定的累進性，2014年第三消費分位到第四、第五消費分位的醫(yī)療支出占比變化也說明OOP籌資有一定的累進性。OOP集中曲線與家庭消費曲線（洛倫茲曲線）之間的距離，反映OOP與家庭消費之間的相對不平等程度，2014年、2016年各自的兩條曲線之間距離較小，說明這兩個年份的OOP付款主要按照支付能力分配（分布）且兩者之間差距不大。圖3描繪了2018年自付醫(yī)療支出集中系數(shù)曲線及消費分位的醫(yī)療支出占比情況。2018年的OOP集中曲線高于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），說明OOP這種衛(wèi)生籌資方式呈現(xiàn)出累退性，OOP是親富人的。2018年消費分位的醫(yī)療支出占比表明，隨著消費支出的增加醫(yī)療支出的份額在下降，這也從另一個側(cè)面說明OOP籌資具有累退性。這說明隨著時間的推移，自付醫(yī)療支出這種衛(wèi)生籌資方式的親貧性在降低。此外，2018年OOP集中曲線與家庭消費曲線（洛倫茲曲線）之間的距離是最遠的。

圖3 2018年自付醫(yī)療支出的親貧性

（三）自付醫(yī)療支出的貧困退出時間③篇幅原因，具體結(jié)果的表格和圖形展示略去，感興趣的作者可向作者索取。

本小節(jié)假設(shè)自付醫(yī)療支出占總消費比、自付醫(yī)療支出占非食品消費比每年均以-2%的常速下降，以2018年數(shù)據(jù)計算了自付醫(yī)療支出貧困退出時間在不同門檻值下的結(jié)果。

無論是自付醫(yī)療支出占總消費比還是自付醫(yī)療支出占非食品消費比的結(jié)果均顯示，隨著門檻值的上升平均退出時間下降，該結(jié)論與前文貧困發(fā)生率貧困強度的分析結(jié)論相合。其實這也是可預(yù)期的，因為較高的門檻值意味著作為災(zāi)難性的自付醫(yī)療支出條件更加苛刻，相對于自付醫(yī)療支出占總消費的比而言，自付醫(yī)療支出占非食品消費比視閾下，貧困退出時間更長。當(dāng)自付醫(yī)療支付前的門檻值從5%上升到10%時，貧困平均退出時間從27.03年下降到13.42年；當(dāng)災(zāi)難性自付醫(yī)療支出占非食品消費的門檻值從10%上升到40%時，貧困平均退出時間從22.41年下降到2.66年，對同一門檻值而言，比如當(dāng)門檻值同為10%時，OOP占非食品消費比視閾下的貧困退出時間要長得多。

超調(diào)的集中系數(shù)有正號（當(dāng)OOP占總消費的門檻值大于30%時為正號）也有負號，正號表明非貧困人口比貧困人口更易超過災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的門檻值，負號則表明貧困人口較非貧困人口更易超過災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的門檻值。當(dāng)超調(diào)集中系數(shù)為負時，對于各類醫(yī)保類型OOP兩種份額占比視域下及所有門檻值下貧困的平均退出時間均更長。在以基尼系數(shù)衡量的超調(diào)純不平等的情況下①基尼系數(shù)的值較高取值范圍在0.67-0.95之間。，災(zāi)難性支出分布通過較高基尼系數(shù)調(diào)整后，貧困退出時間大幅下降。當(dāng)OOP占總消費門檻值為10%時，平均退出時間由13.42年急劇下降到2.83年；當(dāng)OOP占非食品消費門檻值為10%時，平均退出時間由22.41年下降到8.01年?？傊?，貧困平均退出時間與使用何種不平等定義有關(guān)，當(dāng)使用社會經(jīng)濟不平等指標(biāo)進行調(diào)整時，貧困退出時間變動較??；當(dāng)使用純粹的不平等指標(biāo)時，貧困退出時間變動很大。

本文進一步對當(dāng)增長率變動時不同門檻值不同增長率下的貧困退出平均時間進行了分析。當(dāng)衰減增長率從-10%變動到-1%時，不同門檻值下其平均退出時間存在明顯不同。給定增長率時，低門檻值的退出時間高于高門檻值的退出時間，意味著門檻值越低，從災(zāi)難性支出中退出的時間也越長。增長率的下降（以絕對值表示）會伴隨著平均退出時間的加長。無論使用何種增長率，同一門檻值下OOP占非食品消費的退出時間比OOP占總消費的退出時間要長。

把2014—2018年OOP占總消費相同門檻值下的退出時間的結(jié)果進行對比可以發(fā)現(xiàn)，由于Watts隨著時間的推移呈現(xiàn)上升態(tài)勢，而各年份的超調(diào)集中系數(shù)、基尼系數(shù)差異并不太大，無論是沒有超調(diào)的退出時間還是經(jīng)過集中系數(shù)和基尼系數(shù)調(diào)整的退出時間都有所增加。以支付能力衡量的2016年的Watts比2014年有所下降，2018年的Watts比2016年高，時間形態(tài)的U形Watts指數(shù)在各年份超調(diào)集中系數(shù)、基尼系數(shù)差異并不太大的情況下，引致了總消費及支付能力視角下的退出時間也呈現(xiàn)U形形態(tài)。

本文以2018年數(shù)據(jù)為例計算了當(dāng)貧困退出為1年時相應(yīng)的自付醫(yī)療支出占總消費比的衰減增長率。對兩種OOP占比而言，門檻值與要求在一年內(nèi)退出貧困的衰減增長率（絕對值）之間呈現(xiàn)負向關(guān)系，如當(dāng)醫(yī)療支付前的OOP門檻值從5%上升至15%時，衰減增長率從54.06%下降到16.01%。當(dāng)施加收入敏感限定時，除OOP占總消費的門檻值大于30%外，增長速度（絕對值）呈上升態(tài)勢。

（四）城鄉(xiāng)比較①篇幅原因，具體結(jié)果的表格和圖形展示略去，感興趣的作者可向作者索取。

在OOP占總消費的視角下，城市、農(nóng)村的H、O數(shù)值均隨著門檻值的增加而下降（OOP占非食品消費視角下的結(jié)論相同）；2014—2018年農(nóng)村各門檻值下H、O值呈現(xiàn)先增后減的倒U形形狀，城市則呈現(xiàn)先減后增的正U形形狀，2014—2018年農(nóng)村、城市各門檻值下MPO值則沒有明顯的規(guī)律可循；各年份OOP占總消費同一門檻值下農(nóng)村的H、O、MPO值基本上均大于城市，各年份OOP占非食品消費同一門檻值下農(nóng)村的H、O、MPO值基本上也均大于城市，說明與城市相比，農(nóng)村處于劣勢地位。

各年份OOP占總消費的城鄉(xiāng)集中系數(shù)值在高門檻值上均為正，低門檻值為負，集中系數(shù)為正的城市門檻值更高一些，各年份城市集中系數(shù)為正值的門檻值均為40%以上，而農(nóng)村集中系數(shù)為正的門檻值則從25%或30%開始出現(xiàn)。這說明貧困家庭更易引致災(zāi)難性自付醫(yī)療支出，即最窮的人更易陷入災(zāi)難性自付醫(yī)療支出。農(nóng)村災(zāi)難性支出超調(diào)集中系數(shù)除2018年的5%門檻值為負以外，其他年份各門檻值對應(yīng)的集中系數(shù)均為正，城市則是在低門檻值處為負號，高門檻值處為正號，說明農(nóng)村富人災(zāi)難性自付支出強度更高一些。

各年份OOP占非食品消費的城鄉(xiāng)集中系數(shù)值均為負號，從非食品的視角看，窮人更易引致災(zāi)難性自付醫(yī)療支出。各年份OOP占非食品消費的城鄉(xiāng)超調(diào)集中系數(shù)值在高門檻值上均為正，反映了災(zāi)難性支出強度隨著非食品消費水平的上升而提高。

各年的城市貧困率、城市貧困距均低于農(nóng)村。城鄉(xiāng)醫(yī)療支付后的貧困率均高于醫(yī)療支付前的貧困率。隨著時間的推移，無論醫(yī)療支付前還是醫(yī)療支付后農(nóng)村的貧困率、貧困距均基本上呈現(xiàn)下降趨勢；在貧困線為1.25$PPP時，城市2018年醫(yī)療支付前貧困率與2016年醫(yī)療支付前的貧困率基本相同，城市2018年醫(yī)療支付后貧困率與2016年醫(yī)療支付后的貧困率基本相同；在貧困線為2.5$PPP時，城市2018年醫(yī)療支付前貧困率比2016年醫(yī)療支付前的貧困率高，2018年醫(yī)療支付后貧困率也高于2016年醫(yī)療支付后的貧困率。無論是將貧困線定為1.25$PPP還是2.5$PPP，農(nóng)村醫(yī)療支付后與醫(yī)療支付前比較的貧困率增長均大于城市。當(dāng)使用相對貧困線時，隨著時間的推移，無論醫(yī)療支付前還是醫(yī)療支付后城市和農(nóng)村的貧困率、貧困距均基本上呈現(xiàn)上升趨勢，在各年份OOP從家庭消費中去除時，農(nóng)村貧困率的增長均高于城市，即農(nóng)村2014年、2016年、2018年貧困增長率分別為5%、6%、7.1%，而城市相應(yīng)年份的數(shù)值為3.9%、3.9%、5%，再次說明與城市相比，農(nóng)村處于脆弱地位且更易陷入貧困。

各年份貧困效應(yīng)的Pen’s隊列圖形顯示，農(nóng)村醫(yī)療支付前處于貧困線以下的家庭比城市多，貧困家庭遭受小額的自付醫(yī)療支出就會使其境況變得更糟。城市富裕家庭即使遭受較大數(shù)額的自付醫(yī)療支出，其生活狀況仍不致于陷入貧困線以下。

2014年、2016年無論是城市還是農(nóng)村，較富裕家庭的OOP集中曲線都低于家庭消費曲線，說明OOP這種衛(wèi)生籌資方式在富裕家庭中具有一定的累進性，2014年農(nóng)村的兩條曲線（即OOP集中曲線與家庭消費曲線）之間的距離大于同年城市兩條曲線之間的距離，說明農(nóng)村的OOP更多集中于富裕家庭，城市的OOP則更多按照消費水平分布。2018年城鄉(xiāng)較高消費分位上的OOP集中曲線均高于洛倫茲曲線，農(nóng)村的兩條曲線之間的距離小于城市的兩條曲線之間的距離，說明城市OOP這種健康籌資方式的累退性更高，即OOP表現(xiàn)出了親富人的特征。隨著時間的推移，城鄉(xiāng)OOP這種衛(wèi)生籌資方式出現(xiàn)了從親窮人到親富人的轉(zhuǎn)變，城市表現(xiàn)得尤為明顯。

無論是以總消費還是以支付能力衡量的各門檻值下農(nóng)村的Watts指數(shù)均遠大于城市的Watts指數(shù)，即在自付醫(yī)療支出衰減增長率相同的情況下，農(nóng)村災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出時間長于城市，農(nóng)村沒有超調(diào)的退出時間、經(jīng)過集中系數(shù)調(diào)整的退出時間和經(jīng)過基尼系數(shù)調(diào)整的退出時間都比城市長。

（五）不同醫(yī)保類型比較：個體層面的分析①篇幅原因，具體結(jié)果的表格和圖形展示略去，感興趣的作者可向作者索取。

前文的分析單元為家庭，為分析不同醫(yī)保類型的影響，本部分以個體作為分析單元。中國家庭跟蹤調(diào)查（CFPS）2014年自付醫(yī)療支出只列示了住院的自付醫(yī)療支出數(shù)據(jù)而未調(diào)查全部自付醫(yī)療支出數(shù)據(jù)，為此，我們舍棄了該年份的調(diào)查數(shù)據(jù)。另外，中國家庭跟蹤調(diào)查（CFPS）對成年個體享有醫(yī)療保險的類型調(diào)查有如下選項：公費醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、補充醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡稱“新農(nóng)合”），其中，公費醫(yī)療的經(jīng)費來源于國家與各級政府的財政預(yù)算撥款，患病者本人只負擔(dān)住院的膳食、就醫(yī)路費，補充醫(yī)療保險只是基本醫(yī)療保險的一種補充形式，而且這兩種醫(yī)療保險的受眾較少，比如在2016年、2018年享有公費醫(yī)療的個體樣本占比均在2%左右，享有補充醫(yī)療保險的個體樣本占比均不足1%，為此，下文沒有把這兩種醫(yī)保類型納入分析之中。

2016—2018年基于總消費視閾使用不同門檻值的各醫(yī)保類型的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度情況表明，當(dāng)門檻值從占總消費的5%上升到40%時，各年份各類型醫(yī)療保險災(zāi)難性支出的發(fā)生率（H）、超調(diào)值（O）均呈現(xiàn)下降態(tài)勢。與H和O不同，超過門檻值的平均正向超調(diào)（MPO）并不隨門檻值的上升而下降。當(dāng)個體自付醫(yī)療支出占總消費的比例超過某一門檻值時，醫(yī)保類型為新農(nóng)合的平均支出占比最高，比如2018年城鎮(zhèn)職工醫(yī)保、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、新農(nóng)合自付醫(yī)療支出超過總消費10%的家庭，平均支出分別為49.7%（10+39.7）、46.3%（10+36.3）、70.5%（10+60.5），無論何種醫(yī)療保險類型，其平均正向超調(diào)（MPO）值基本上隨著時間的推移而下降。這是一個利好消息，表明各醫(yī)保平均自付醫(yī)療支出占總消費的比例呈現(xiàn)減少的態(tài)勢。在兩個調(diào)查期內(nèi)，各醫(yī)保類型中最窮家庭遭受災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的程度最高，其中，新農(nóng)合的最窮家庭遭受災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的程度比其他醫(yī)保類型的程度更高，即在2018年新農(nóng)合中最窮消費分位的自付醫(yī)療支出超過總消費10%的家庭比例為54.9%，高于城鎮(zhèn)職工醫(yī)保的36.2%、城鎮(zhèn)居民醫(yī)保的40.4%。

2016—2018年基于非食品消費視閾各醫(yī)保類型，使用不同門檻值的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度的結(jié)果顯示，在非食品消費視閾下，對特定的同一門檻值而言，各醫(yī)保類型下的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度相對于總消費視閾下相應(yīng)的值更高。各醫(yī)保類型下災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率基本上隨著消費分位的增加而下降，富裕家庭在自付醫(yī)療支出上的份額較低。換言之，較貧窮的家庭削減了更多的非食品支出來應(yīng)對醫(yī)療費用的支出。

當(dāng)使用絕對貧困線時，自付醫(yī)療支出后，即如果將自付醫(yī)療（OOP）支出從家庭消費中扣除，各類型醫(yī)保的貧困率均有所增長。城市職工醫(yī)保貧困率增長約為2%-3%，城市居民醫(yī)保貧困率增長約為4%-5%，新農(nóng)合的貧困率增長約為8%-9%。當(dāng)使用各醫(yī)保類型子組的相對貧困線時，自付醫(yī)療支出后，城市職工醫(yī)保貧困率增長約為5%，城市居民醫(yī)保貧困率增長約為6%，新農(nóng)合的貧困率增長約為9%，表明OOP從家庭消費中去除時，新農(nóng)合的個體貧困率降低的幅度最大；當(dāng)使用相對貧困線時，新農(nóng)合醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出使貧困率增長最大，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出使貧困率增長最小，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出使貧困率增長居中。這也從另一個側(cè)面說明享受新農(nóng)合醫(yī)保的脆弱性較高，相較于享受另外兩種醫(yī)保類型，可能更易陷入貧困之中。

從2016年、2018年各醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出集中系數(shù)曲線的情況來看，2016年城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險較富裕家庭的OOP集中曲線低于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），說明該醫(yī)保的OOP這種衛(wèi)生籌資方式在富裕家庭中具有一定的累進性。無論何種醫(yī)療保險，2018年的OOP集中曲線均高于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），說明各醫(yī)療保險下OOP這種衛(wèi)生籌資方式均呈現(xiàn)出累退性，即OOP是親富人的。

假設(shè)各醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出占總消費比、自付醫(yī)療支出占非食品消費比每年均以-2%的常速下降，以2018年數(shù)據(jù)計算的各醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出的貧困退出時間在不同門檻值的結(jié)果顯示， 各醫(yī)保類型下無論是自付醫(yī)療支出占總消費比還是自付醫(yī)療支出占非食品消費比的結(jié)果均顯示，隨著門檻值的上升平均退出時間下降。因為較高的門檻值意味著作為災(zāi)難性的自付醫(yī)療支出的條件更加苛刻。相對于自付醫(yī)療支出占總消費的比而言，各醫(yī)保類型的自付醫(yī)療支出占非食品消費比視閾下，貧困退出的時間更長。當(dāng)門檻值相同時，城鎮(zhèn)職工醫(yī)保退出時間最短，新農(nóng)合退出時間最長，城鎮(zhèn)居民醫(yī)保退出時間居于二者之間。

超調(diào)的集中系數(shù)的負號表明貧困人口比非貧困人口更易超過災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的門檻值。當(dāng)超調(diào)集中系數(shù)為負號時，對于各類醫(yī)保類型，OOP兩種份額占比視域下及所有門檻值下貧困的平均退出時間均更長。而災(zāi)難性支出分布通過較高基尼系數(shù)調(diào)整后，貧困退出時間大幅下降。

自付醫(yī)療支出占總消費比的衰減增長率會發(fā)生何種變動呢？當(dāng)衰減增長率從-10%變動到-1%時，結(jié)果顯示，各醫(yī)保類型當(dāng)增長率給定時，低門檻值的退出時間高于高門檻值的退出時間。這意味著門檻值越低，從災(zāi)難性支出中退出的時間也越長，其中新農(nóng)合的退出時間最長。增長率的下降（以絕對值表示）會伴隨著平均退出時間的加長。無論使用何種增長率，同一門檻值下，各醫(yī)保類型下OOP占非食品消費的退出時間比OOP占總消費的退出時間要長。

四、結(jié) 論

本文基于中國家庭動態(tài)跟蹤調(diào)查（CFPS）2014年、2016年、2018年的數(shù)據(jù)，首先分析了家庭災(zāi)難性自付醫(yī)療支出（out-of-pocket，OOP）發(fā)生率、強度及其對貧困變動的效應(yīng)，然后研究了災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的決定因素及該種衛(wèi)生籌資的親貧性，最后對災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出時間進行了測算。結(jié)果顯示：使用相對貧困線標(biāo)準(zhǔn)，20%-28%的家庭被視為貧困，當(dāng)把OOP從家庭消費中扣除時，貧困率上升到26%-34%，即通常算法中約有6%的家庭沒有被計算在貧困中；隨著時間的推移，自付醫(yī)療支出這種衛(wèi)生籌資方式的親貧性在降低；當(dāng)使用社會經(jīng)濟不平等指標(biāo)調(diào)整后，災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出時間變動較小，而當(dāng)使用純粹不平等指標(biāo)調(diào)整時，貧困退出時間變動很大。城鄉(xiāng)分組樣本中，在同一門檻值下，無論是總消費還是非食品消費視域，農(nóng)村的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出發(fā)生率和強度均大于城市；當(dāng)將OOP從家庭消費中去除時，農(nóng)村貧困率的增長高于城市；隨著時間的推移，城鄉(xiāng)OOP衛(wèi)生籌資方式出現(xiàn)了從親窮人到親富人的狀態(tài)轉(zhuǎn)變，城市表現(xiàn)得尤為明顯；農(nóng)村災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的平均退出時間長于城市。醫(yī)保類型分組中，新型農(nóng)村合作醫(yī)療（新農(nóng)合）類型的最窮家庭遭受災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的程度高于其他醫(yī)保類型的最窮家庭遭受災(zāi)難性自付醫(yī)療支出程度；新農(nóng)合醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出使貧困率增長最大，而城鎮(zhèn)職工醫(yī)保類型下自付醫(yī)療支出使貧困率增長最??；各醫(yī)保類型中2018年的OOP集中曲線高于家庭消費曲線（洛倫茲曲線），各醫(yī)療保險中，OOP衛(wèi)生籌資方式均呈現(xiàn)出累退性，OOP是親富人的；新農(nóng)合災(zāi)難性自付醫(yī)療支出的貧困退出時間最長。

研究結(jié)論意味著我國當(dāng)前衛(wèi)生籌資中的稅收、社會醫(yī)療保險、私人醫(yī)療保險和直接付費這四種方式的比重結(jié)構(gòu)仍需優(yōu)化。我國OOP在衛(wèi)生籌資中的比例已從21世紀(jì)初的最高近六成下降到2021年的不足三成，但該比例與一些OECD國家一成左右的占比相比仍有差距，設(shè)計靶向保護家庭財務(wù)的科學(xué)衛(wèi)生籌資政策是促進衛(wèi)生籌資公平和健康公平的重要一環(huán)。完善預(yù)付制來影響OOP份額衰減（增長）率，從而縮短貧困退出時間。此外，貧困家庭承擔(dān)醫(yī)療風(fēng)險的能力較弱，減輕或消除貧困家庭的災(zāi)難性自付醫(yī)療支出負擔(dān)對反貧困具有較強的現(xiàn)實意義，把發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的貧困家庭作為扶貧對象也是精準(zhǔn)脫貧題中之意。在實施城鄉(xiāng)統(tǒng)籌制定全民健康政策時，須注意城鄉(xiāng)自付醫(yī)療災(zāi)難性支出的異質(zhì)性特點，適當(dāng)對農(nóng)村進行政策照顧，防止因病致貧、因病返貧現(xiàn)象的出現(xiàn)。在當(dāng)前進行的新農(nóng)合與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險整合過程中，首先需要在新農(nóng)合補償力度上進行傾斜性的調(diào)整，再漸次把新農(nóng)合與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險中的繳費標(biāo)準(zhǔn)、用藥（報銷）目錄、起付線以及封頂線進行統(tǒng)一，最后建立城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療三網(wǎng)并一網(wǎng)的醫(yī)保網(wǎng)（保障范圍和支付標(biāo)準(zhǔn)等要素統(tǒng)一）。完善社會醫(yī)療保險與社會福利的銜接，推進大病保險制度建設(shè)，籍此增加OOP的親貧性，使災(zāi)難性自付醫(yī)療支出風(fēng)險得到預(yù)防與化解。當(dāng)然，我們也要辯證地看待OOP問題，OOP在防范供方誘導(dǎo)需求方面并非一無是處，恰當(dāng)?shù)腛OP水平是醫(yī)療籌資系統(tǒng)可持續(xù)發(fā)展的保障，OOP占總消費的比例呈現(xiàn)逐年增加的態(tài)勢，表明隨著醫(yī)保保障水平逐年提高，醫(yī)療需求可能正在釋放。

本研究尚有待完善。在以家庭為分析單位時未考慮家庭內(nèi)部的多樣性和復(fù)雜性。此外，樣本中有家庭的OOP為零，這是否是由于貧困家庭無法支付醫(yī)療費用而放棄治療所致？如果答案肯定，則這些人群將面臨健康惡化，可能比發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的人們面臨更大的福利損失，因此，測度災(zāi)難性醫(yī)療支出暴露風(fēng)險（exposure to）比測度災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生更有意義（Pradhan和Prescott，2002）。災(zāi)難性自付醫(yī)療支出可能會有兩種效應(yīng)：以當(dāng)前消費的減少來籌資應(yīng)對的短期效應(yīng)，以儲蓄減少、資產(chǎn)售賣來籌資應(yīng)對的長期效應(yīng)，限于數(shù)據(jù)本文無法區(qū)分這兩種效應(yīng)和其對貧困影響的差異。在貧困平均退出時間中使用統(tǒng)一和不變的OOP份額衰減（增長）率是一個強假設(shè)，在現(xiàn)實中可能不成立。這些內(nèi)容將作為本文后續(xù)課題深入探究。