發(fā)布時(shí)間：2021-03-01所屬分類：農(nóng)業(yè)論文瀏覽：1次
摘 要： 摘要：基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年和2018年數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM-DID模型，采用貧困脆弱性識(shí)別農(nóng)村居民的相對(duì)貧困狀態(tài)，考察農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村居民的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度具有良好的相對(duì)貧困治理效應(yīng)，能夠顯著、穩(wěn)健地降低農(nóng)村
摘要：基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)2010年和2018年數(shù)據(jù)，運(yùn)用PSM-DID模型，采用貧困脆弱性識(shí)別農(nóng)村居民的相對(duì)貧困狀態(tài)，考察農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村居民的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度具有良好的相對(duì)貧困治理效應(yīng)，能夠顯著、穩(wěn)健地降低農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度顯著降低了35～54歲農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率，對(duì)16～34歲、55歲以上兩組農(nóng)村居民影響不顯著;低收入農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率顯著提升17.1%，中、高收入農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率分別下降18.3%、40.3%。通過及時(shí)改進(jìn)貧困識(shí)別方法，積極促進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)服務(wù)個(gè)性化，合理引導(dǎo)農(nóng)村居民金融市場(chǎng)參與等措施，進(jìn)一步提高農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。
關(guān)鍵詞：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度;農(nóng)村居民;相對(duì)貧困治理;PSM-DID
一、問題的提出
在絕對(duì)貧困即將在全國范圍內(nèi)被基本消除之際，黨的十九屆四中全會(huì)提出了“鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，建立解決相對(duì)貧困的長效機(jī)制”的目標(biāo)要求。這意味著全面建成小康社會(huì)后，黨和政府的貧困治理工作重點(diǎn)和中心將由消除絕對(duì)貧困轉(zhuǎn)向解決相對(duì)貧困。農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度作為減輕群眾就醫(yī)負(fù)擔(dān)、增進(jìn)民生福祉的重要制度安排，防止或緩解農(nóng)村居民貧困是其主要初衷。
已有研究從絕對(duì)貧困角度考察農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的減貧效果。有研究認(rèn)為，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度能夠提高農(nóng)村居民處于非貧困狀態(tài)的概率，對(duì)于抑制“因病致貧”“因病返貧”具有良好政策效應(yīng)。黃曉寧等基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1989—2011年數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS回歸分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)加入新農(nóng)合使得農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)有所減輕[1];潘文軒基于家庭人均相對(duì)收入函數(shù)的數(shù)理分析，論證了醫(yī)療保險(xiǎn)有助于降低貧困率與減輕貧困度[2]。也有學(xué)者認(rèn)為，我國農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的反貧困效率仍然不高，一邊脫貧、一邊返貧的現(xiàn)象仍然十分突出[3]。馬志雄等通過研究不同經(jīng)濟(jì)狀況農(nóng)戶在大病沖擊下的籌資能力和籌資行為，發(fā)現(xiàn)越貧困的大病農(nóng)戶籌資約束越大，從而面臨更大的“因病致貧”風(fēng)險(xiǎn)[4];鮑震宇等研究發(fā)現(xiàn)，門診統(tǒng)籌保險(xiǎn)的減貧作用尚未有效發(fā)揮，多重醫(yī)保的減貧效果仍不穩(wěn)健[5]。
絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困是關(guān)于貧困問題研究中常用的兩個(gè)基本概念與基本指標(biāo)。從我國農(nóng)村的現(xiàn)實(shí)語境來看，相對(duì)貧困是指在現(xiàn)行農(nóng)村收入貧困標(biāo)準(zhǔn)基礎(chǔ)上歷史性的整體消除絕對(duì)貧困現(xiàn)象之后，在當(dāng)?shù)靥囟ǖ纳a(chǎn)、生活條件下，在特定的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展約束下，個(gè)人或家庭獲得的合法收入雖然可以維持家庭成員的基本生存性需求，但是無法滿足當(dāng)?shù)貤l件下所認(rèn)同的其他基本生活需求的狀態(tài)[6]。由于部分農(nóng)村居民的返貧問題不會(huì)在短時(shí)間全面解決，因此對(duì)我國相對(duì)貧困概念的理解仍要持有“由于收入不足造成的不能維持基本需要”的“絕對(duì)內(nèi)核”[7]。有效識(shí)別相對(duì)貧困是進(jìn)行相對(duì)貧困治理的前提和基礎(chǔ)。湯森最早研究相對(duì)貧困的識(shí)別方法，提出了貧困的相對(duì)收入標(biāo)準(zhǔn)，即參照平均收入來界定貧困。之后又提出了貧困的剝奪標(biāo)準(zhǔn)，即根據(jù)對(duì)資源不同程度的剝奪水平，提供一個(gè)對(duì)貧困的客觀評(píng)估方法[8]。森從“可行能力”出發(fā)，采用公理化的方法，結(jié)合貧困發(fā)生率、貧困缺口率與基尼系數(shù)設(shè)計(jì)出了測(cè)量相對(duì)貧困的“森指數(shù)”[9]。國內(nèi)學(xué)者也對(duì)相對(duì)貧困的識(shí)別方法進(jìn)行了積極探索。蔡亞慶等以人均凈收入中位數(shù)的二分之一為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)我國農(nóng)村居民家庭相對(duì)貧困狀況進(jìn)行識(shí)別[10]。孫久文等認(rèn)為2021年宜選用2020年農(nóng)村居民中位數(shù)收入的40%為相對(duì)貧困線，以5年為調(diào)整周期[11]。
綜上，學(xué)界在相對(duì)貧困識(shí)別方法上已經(jīng)取得了豐富的成果，但還存在以下局限：一是主要從靜態(tài)角度識(shí)別相對(duì)貧困，無法動(dòng)態(tài)地考察農(nóng)村居民的相對(duì)貧困狀態(tài);二是部分方法直接使用多維剝奪指標(biāo)識(shí)別相對(duì)貧困，在現(xiàn)階段存在夸大貧困范圍的風(fēng)險(xiǎn)[12];三是大多相對(duì)貧困的識(shí)別方法是回顧性的，無法滿足前瞻性政策制定的需要。有鑒于此，本文基于中國家庭追蹤調(diào)査(CFPS)2010年和2018年數(shù)據(jù)，采用貧困脆弱性識(shí)別農(nóng)村居民的相對(duì)貧困狀態(tài)，綜合運(yùn)用傾向得分匹配法(PSM)和雙重差分法(DID)，探討農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)，以期為下一階段貧困治理工作提供經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。
二、理論分析與研究假設(shè)
健康與教育所體現(xiàn)的人力資本是影響農(nóng)村居民近期收入和長期發(fā)展的關(guān)鍵因素。一方面，農(nóng)村居民大多從事體力勞動(dòng)，身體健康狀況較差的農(nóng)村居民既無法承擔(dān)繁重的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，又不能在農(nóng)閑時(shí)節(jié)外出打工，生產(chǎn)性收入和工資性收入的獲取受到嚴(yán)重限制。研究表明，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度能夠顯著增加農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間[13]，提高農(nóng)村居民的勞動(dòng)供給量和供給效率[14]，從而有效提升農(nóng)村居民收入水平。另一方面，教育作為提高人力資本最有效的途徑之一，對(duì)于增強(qiáng)農(nóng)村居民長期發(fā)展能力具有重要意義。在收入水平偏低的條件下，農(nóng)村居民對(duì)技能培訓(xùn)和子女教育的投資受到嚴(yán)重制約。農(nóng)村居民遭受健康沖擊時(shí)會(huì)增加醫(yī)療支出，教育投資會(huì)被相應(yīng)地?cái)D出。而農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度能夠消除不確定性對(duì)農(nóng)村居民的預(yù)算約束，促進(jìn)農(nóng)村居民增加教育、培訓(xùn)等方面的投資[15]，從而增強(qiáng)長期發(fā)展能力。
農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度可避免農(nóng)村居民物質(zhì)資本受損。農(nóng)村居民遭受健康沖擊后，會(huì)動(dòng)用現(xiàn)金或儲(chǔ)蓄來支付醫(yī)療費(fèi)用。當(dāng)現(xiàn)金和儲(chǔ)蓄不足時(shí)，他們會(huì)通過借貸來彌補(bǔ)資金缺口，進(jìn)而產(chǎn)生債務(wù)壓力。當(dāng)借貸也不足以應(yīng)對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)時(shí)，農(nóng)村居民可能通過出售生產(chǎn)工具、農(nóng)作物、牲畜等資產(chǎn)來籌集資金，從而影響其未來創(chuàng)收能力，甚至陷入“疾病-貧困”的惡性循環(huán)[16]。農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度能夠顯著減輕參保居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，降低災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出發(fā)生率，從而避免農(nóng)村居民的物質(zhì)資本因健康沖擊直接受損。另一方面，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度一定程度上降低了健康沖擊對(duì)農(nóng)村居民物質(zhì)資本的負(fù)向影響，增強(qiáng)了農(nóng)村居民的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，可增進(jìn)農(nóng)村居民物質(zhì)資本積累。對(duì)農(nóng)村居民的投資行為產(chǎn)生重要影響。具體而言，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度通過背景風(fēng)險(xiǎn)和外部風(fēng)險(xiǎn)的替代效應(yīng)促進(jìn)農(nóng)村居民資產(chǎn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，并有效提升農(nóng)村居民的資產(chǎn)配置效率[17]，從而促進(jìn)農(nóng)村居民的物質(zhì)資本積累�；谝陨戏治�，提出如下假設(shè)：
H1：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度具有良好的相對(duì)貧困治理效應(yīng)，能夠有效避免農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困。
不同年齡段農(nóng)村居民身體機(jī)能存在差異，相同健康沖擊所導(dǎo)致的疾病嚴(yán)重程度與醫(yī)療服務(wù)利用深度不同。一般而言，農(nóng)村居民的身體機(jī)能與年齡呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，年齡越大，健康沖擊導(dǎo)致的疾病嚴(yán)重程度越高，醫(yī)療服務(wù)利用的需求也會(huì)相應(yīng)增加，從而使得農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)在不同年齡段農(nóng)村居民中存在差異。此外，不同收入農(nóng)村居民所擁有的健康資源存在差異，面臨相同健康沖擊時(shí)所選擇的應(yīng)對(duì)策略也會(huì)有所不同。諸多研究表明，高收入農(nóng)村居民比低收入農(nóng)村居民擁有更為明顯的健康優(yōu)勢(shì)和更多的健康資源，相同的健康沖擊往往給低收入農(nóng)村居民帶來更為嚴(yán)重的后果，而低收入農(nóng)村居民卻難以獲取更多、更好的醫(yī)療服務(wù)[18]，造成農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)在不同收入農(nóng)村居民中存在差異。鑒此，提出如下假設(shè)：
H2：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)在不同年齡和不同收入人群中存在異質(zhì)性。
三、實(shí)證策略
1.相對(duì)貧困識(shí)別
貧困脆弱性具有動(dòng)態(tài)性、前瞻性特征，它根據(jù)農(nóng)村居民當(dāng)前福利水平綜合評(píng)估農(nóng)村居民未來面臨風(fēng)險(xiǎn)沖擊的可能性與農(nóng)村居民的風(fēng)險(xiǎn)沖擊抵御能力，從而有效識(shí)別出農(nóng)村居民的相對(duì)貧困狀態(tài)。同時(shí)，對(duì)貧困脆弱性的度量主要是基于收入、支出或其他福利指標(biāo)的變動(dòng)性[19]，而這一變動(dòng)性的參考標(biāo)準(zhǔn)一般等于甚至高于絕對(duì)貧困線，因此能夠體現(xiàn)出相對(duì)貧困的“絕對(duì)內(nèi)核”。有學(xué)者從發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)角度出發(fā)，將貧困脆弱性測(cè)度方法分為風(fēng)險(xiǎn)暴露脆弱性(VER)、期望效用脆弱性(VEU)以及預(yù)期貧困脆弱性(VEP)。其中，VER主要用于估計(jì)個(gè)人或家庭遭受風(fēng)險(xiǎn)沖擊后產(chǎn)生的事后福利損失。VEU和VEP主要用未來的期望福利來度量脆弱性，但在已有數(shù)據(jù)維度不足以刻畫個(gè)人偏好及消費(fèi)變動(dòng)性的條件下，VEU的實(shí)際應(yīng)用受到很大限制[20]�；谏鲜鲈颍疚倪x擇VEP方法測(cè)度農(nóng)村居民貧困脆弱性。
2.PSM-DID模型
評(píng)估農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度相對(duì)貧困治理效應(yīng)最理想的情形是對(duì)比農(nóng)村居民i分別在未參保和參保時(shí)相對(duì)貧困的變化情況。假設(shè)Di∈{0，1}表示農(nóng)村居民i是否參保，其中Di=1表示農(nóng)村居民已參保，Di=0表示農(nóng)村居民未參保。據(jù)此，將全部樣本分為處理組和控制組，其中處理組由已參保樣本構(gòu)成，控制組由未參保樣本構(gòu)成。
四、數(shù)據(jù)來源及結(jié)果分析
(一)數(shù)據(jù)來源
本文所使用的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)中國社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心實(shí)施的中國家庭追蹤調(diào)査(CFPS)。CFPS的全國基線調(diào)查始于2010年，此后每?jī)赡赀M(jìn)行一次追蹤調(diào)查，目前最新發(fā)布的數(shù)據(jù)為2018年調(diào)查數(shù)據(jù)。根據(jù)研究需要，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：第一，保留CFPS2010年與2018年兩期數(shù)據(jù)，構(gòu)建評(píng)估農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度相對(duì)貧困治理效應(yīng)的DID模型;第二，保留具有農(nóng)村戶籍的16歲以上樣本數(shù)據(jù)，并將變量有缺失值的樣本剔除;第三，2010年數(shù)據(jù)保留未參保樣本，2018年數(shù)據(jù)保留兩年均有觀測(cè)值的樣本，最后進(jìn)行數(shù)據(jù)平衡化處理。經(jīng)過上述調(diào)整后，最終保留的有效樣本為2240個(gè)。
(二)變量選取
被解釋變量“相對(duì)貧困”在上文中已有詳細(xì)介紹。核心解釋變量為參加醫(yī)療保險(xiǎn)，由于農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度不僅包括基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度還包括其他補(bǔ)充性醫(yī)療保險(xiǎn)制度，結(jié)合CFPS調(diào)查問卷選項(xiàng)設(shè)置，核心解釋變量由“新型農(nóng)村合作醫(yī)療”和“補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)”兩個(gè)選項(xiàng)整理得出。為獲得基本無偏的估計(jì)結(jié)果，還需盡可能地識(shí)別出各類混淆因素作為協(xié)變量納入模型，將協(xié)變量分為三大類：第一，反映個(gè)體基本特征的變量：年齡、性別、教育程度、婚姻狀況;第二，反映個(gè)體健康行為的變量：抽煙、喝酒、午休、身體鍛煉;第三，反映樣本經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征的變量：做飯用水、做飯燃料、家庭人均年收入、家庭規(guī)模。各變量的統(tǒng)計(jì)性描述結(jié)果詳見表1。
(三)實(shí)證分析
1.匹配檢驗(yàn)
為確保PSM-DID模型估計(jì)結(jié)果的信度和效度，需對(duì)模型進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)和共同支撐檢驗(yàn)。平衡性檢驗(yàn)意在驗(yàn)證經(jīng)傾向得分匹配后處理組和控制組間樣本特征是否存在顯著差異。如表2所示，處理組與控制組各協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對(duì)值在經(jīng)過匹配以后均被控制在3%以下，遠(yuǎn)優(yōu)于Rosenbaum和Rubin界定的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值小于20%的標(biāo)準(zhǔn)[23]。同時(shí)，各協(xié)變量t檢驗(yàn)的p值也均不顯著，表明經(jīng)匹配后，處理組與控制組樣本不存在顯著特征差異，匹配達(dá)到預(yù)期效果。共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)的目的在于確保大多數(shù)處理組樣本可以在控制組中找到匹配對(duì)象。圖1、圖2分別匯報(bào)了匹配前、后的傾向得分核密度分布情況，發(fā)現(xiàn)處理組和控制組樣本傾向得分在匹配前差異并不大，經(jīng)過匹配以后，差異進(jìn)一步縮小。圖3中共同取值范圍條形圖進(jìn)一步證明處理組與控制組存在較大共同取值范圍。綜上，可判斷模型通過平衡性假設(shè)檢驗(yàn)和共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。
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2.實(shí)證結(jié)果
(1)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。首先分析在50%門檻值下農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。如表3所示，2010年，處理組與控制組的平均處理效應(yīng)為0.016，且未通過顯著性檢驗(yàn)，表明處理組與控制組的相對(duì)貧困狀態(tài)尚無顯著差異。2018年，處理組與控制組的平均處理效應(yīng)為-0.078，在1%的顯著性水平上顯著。此時(shí)，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)已經(jīng)顯現(xiàn)。PSM-DID結(jié)果顯示，自2010年到2018年，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度使得農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率顯著降低了9.4%。接下來，分析在75%高脆弱性門檻值下農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)。如表3所示，2010年處理組與控制組的平均處理效應(yīng)為0.016。2018年處理組與控制組的平均處理效應(yīng)為-0.049，在10%的顯著性水平上顯著。PSM-DID結(jié)果顯示在75%門檻值下，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度仍使得農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率顯著降低了6.4%。上述結(jié)果表明，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度具有良好的相對(duì)貧困治理效應(yīng)，總體上可顯著、穩(wěn)健地降低農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率。可能的解釋是：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度提高了農(nóng)村居民的勞動(dòng)時(shí)間，促進(jìn)其收入的增長;農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度降低了農(nóng)村居民的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，從而一定程度上降低了其發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出的概率;農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)農(nóng)村居民的資產(chǎn)配置效率產(chǎn)生正向影響，一定程度上促進(jìn)其財(cái)產(chǎn)性收入的增加。由于農(nóng)村居民教育程度已被作為協(xié)變量引入計(jì)量模型，人力資本中教育對(duì)估計(jì)結(jié)果的作用已經(jīng)被人為消除，此處不再討論。因不同樣本組的特征存在差異，接下來將對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度在不同樣本組中相對(duì)貧困治理效應(yīng)的異質(zhì)性進(jìn)行分析。
(2)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)年齡異質(zhì)性分析。將樣本按年齡高低劃分為16～34歲、35～54歲、55歲以上三組，并分別建立模型。PSM-DID估計(jì)結(jié)果表明：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度未能顯著降低16～34歲農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率。可能的解釋是：該年齡段農(nóng)村居民健康狀況較好，健康沖擊造成其勞動(dòng)供給減少與發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出的概率較低，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度發(fā)揮作用的空間有限。同時(shí)，該年齡段農(nóng)村居民尚未擁有充足財(cái)富積累，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化所產(chǎn)生的收益較為有限。農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度使得35～54歲農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率顯著降低了12.6%。可能的解釋是：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度降低了該年齡段農(nóng)村居民發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出的概率，避免其物質(zhì)資本遭受直接損失。同時(shí)，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度一定程度上提高了該年齡段農(nóng)村居民的健康水平，有利于其增加勞動(dòng)供給，進(jìn)而促進(jìn)勞動(dòng)收入的增長。55歲以上農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率有微弱上升趨勢(shì)，但未通過顯著性檢驗(yàn)。可能的解釋是：農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的保障效應(yīng)減少了他們非農(nóng)勞動(dòng)供給時(shí)間，使得非農(nóng)勞動(dòng)收入減少。同時(shí)，該年齡段農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用的頻率和程度均較高，雖然農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度可在一定程度上降低其單次發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出的可能性，但在一定時(shí)期內(nèi)的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)仍然較重。而且該年齡段農(nóng)村居民投資傾向趨于保守，無法獲得更高的資產(chǎn)收益率�？偟膩砜�，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度對(duì)不同年齡段農(nóng)村居民貧困脆弱性的影響呈現(xiàn)出“U”型特征，35～54歲農(nóng)村居民拉低了農(nóng)村居民整體的陷入相對(duì)貧困的概率。
(3)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的相對(duì)貧困治理效應(yīng)的收入異質(zhì)性分析。將樣本按家庭人均純收入高低劃分為低收入、中收入、高收入三組，并分別建立模型。PSM-DID估計(jì)結(jié)果表明：1)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度使得低收入農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率顯著提升了17.1%�？赡艿慕忉屖牵罕疚氖褂秘毨Т嗳跣苑椒ㄗR(shí)別相對(duì)貧困，部分收入在絕對(duì)貧困線上的樣本也會(huì)進(jìn)入低收入樣本組，這部分樣本在健康沖擊下極易返貧卻未能得到傾向性保障，說明農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度在進(jìn)行傾向性保障時(shí)存在貧困識(shí)別不精準(zhǔn)問題。另外，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度一定程度上釋放了低收入農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)需求，在某種程度上增加了他們的醫(yī)療支出，這種支出的增加在短期內(nèi)會(huì)增加低收入農(nóng)村居民的貧困脆弱性但有利于其長遠(yuǎn)發(fā)展。2)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度使得中收入、高收入農(nóng)村居民陷入相對(duì)貧困的概率分別降低了18.3%、40.3%�？赡艿慕忉屖牵褐�、高收入農(nóng)村居民獲得醫(yī)療保險(xiǎn)的保障以后，應(yīng)對(duì)健康沖擊的能力進(jìn)一步增強(qiáng)，發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療衛(wèi)生支出的概率隨之進(jìn)一步降低;由于中、高收入農(nóng)村居民的財(cái)富積累較為殷實(shí)，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行資產(chǎn)結(jié)構(gòu)優(yōu)化所產(chǎn)生的收益將較為可觀，使其陷入相對(duì)貧困的概率進(jìn)一步下降，并且下降幅度與收入呈正相關(guān)。總的來看，農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的再分配存在不利于低收入農(nóng)村居民的遞減結(jié)構(gòu)，即存在對(duì)低收入農(nóng)村居民的“分配偏見困境”。——論文作者：鄢洪濤，楊仕鵬
