方迎風(fēng) 周辰雨
摘要:基于新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的改革,本文意在評估健康改善的長期減貧效應(yīng)。使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1997—2015年的面板數(shù)據(jù),利用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計方法,分別從健康狀況、醫(yī)療選擇、收入、消費(fèi)四個角度,對新型農(nóng)村合作醫(yī)療的實(shí)施效果進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn),相對短期來看,新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策在長期顯著地提升了農(nóng)民對自身健康的重視與對醫(yī)療保險的理解程度,通過提高投資、減少健康沖擊下的兒童輟學(xué)、提高居民收入、降低醫(yī)療支出等渠道顯著地改善了中國農(nóng)村的因病致貧現(xiàn)象。
關(guān)鍵詞:健康;貧困;減貧;醫(yī)療保險;醫(yī)療政策;新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度
文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A
文章編號:1002-2848-2020(04)-0017-12
一、引言
中國農(nóng)村扶貧取得了顯著的成績,貧困人口由2012年末的9899萬人減少至2019年末的551萬人,貧困發(fā)生率也由2012年的10.2%下降到2019年的0.6%。但是,走好扶貧“最后一公里”依然不易,剩余的脫貧任務(wù)艱巨,新冠肺炎疫情又帶來新的挑戰(zhàn)。從結(jié)構(gòu)上看,現(xiàn)有貧困大都是自然條件差、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)弱、貧困程度深的地區(qū)和群眾;從群體分布上看,主要是殘疾人、孤寡老人、長期患病者等無業(yè)可扶、無力脫貧的貧困人口。其中,健康問題是當(dāng)前中國脫貧攻堅的主要阻力。在中國農(nóng)村,遭受疾病等健康沖擊而陷入貧困的家戶比例越來越高,已成為農(nóng)村家庭貧困的主要原因。1998年因病致貧占總貧困的比例僅為21.61%,2004年上升到33.14%,2015年則已上升至約44.1%,其后一直維持在42%以上①。不僅如此,健康也將是未來建立長久的、可持續(xù)的扶貧體制必須要考慮的關(guān)鍵點(diǎn)。疾病、死亡等負(fù)向健康沖擊將是未來中國家庭貧困的重要影響因素,它不隨社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而消失。習(xí)近平總書記近來強(qiáng)調(diào),“沒有全民健康,就沒全面小康”。因此,居民健康狀況與公共衛(wèi)生治理不僅是當(dāng)前扶貧攻堅的重點(diǎn)和難點(diǎn),也將是未來中國扶貧中越來越需要關(guān)注的焦點(diǎn)。新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡稱“新農(nóng)合”)由中央政府在2003年開始推行,以取代舊的農(nóng)村合作醫(yī)療體系,且計劃到2010年覆蓋所有的農(nóng)村地區(qū),旨在給中國廣大農(nóng)村居民提供基礎(chǔ)的社會醫(yī)療保障。新農(nóng)合的開展與實(shí)施在一定程度上降低了健康沖擊帶給家戶的不利影響,顯著地改變了農(nóng)村居民以往的就醫(yī)習(xí)慣,降低了醫(yī)療支出,提升了居民的健康水平。因而,面對負(fù)向健康沖擊的致貧效應(yīng),健康的提升具有長期的減貧效應(yīng),個體或家庭成員的健康在長期能減少醫(yī)療支出和生病導(dǎo)致的收入損失,提升個體的生產(chǎn)效率,增強(qiáng)收入能力,減少因病導(dǎo)致的兒童輟學(xué)打工現(xiàn)象,從而降低農(nóng)村家戶落入貧困的可能性。
與現(xiàn)有研究不同的是,首先,本文旨在通過評估新農(nóng)合在改善農(nóng)村居民健康狀況、減少因病致貧和因病返貧方面起到的作用,從而對健康的短期和長期減貧效應(yīng)進(jìn)行評估。其次,本文基于新農(nóng)合政策對不同類別收入、就醫(yī)選擇、消費(fèi)支出、農(nóng)業(yè)投資、兒童輟學(xué)打工等的影響,討論健康的減貧和致貧效應(yīng)的內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制。再者,本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China?Health?and?Nutrition?Survey,CHNS)1997—2015年共7輪調(diào)查跨度18年的面板數(shù)據(jù),政策執(zhí)行前后各9年,而前期大部分研究主要使用2000—2009年的CHNS數(shù)據(jù),最新研究也只到2011年。由于新農(nóng)合醫(yī)療體制在初期還不完善,農(nóng)村信息擴(kuò)散較慢,需要很長的時間才能夠顯示效果。不僅如此,中國現(xiàn)有其他微觀家戶數(shù)據(jù)庫不是混合數(shù)據(jù),就是數(shù)據(jù)起始調(diào)查年份在2010年之后。最后,本文使用模糊斷點(diǎn)回歸方法,是解決非實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)下因果推斷問題的一個標(biāo)準(zhǔn)框架,尤其是在政策的減貧效應(yīng)評估中[1],它要求的假設(shè)相對其他非實(shí)驗(yàn)方法更弱,因果推斷結(jié)果相對典型的自然實(shí)驗(yàn)策略也更為可信[2],因而優(yōu)于雙重差分法以及傳統(tǒng)的因果推斷模型。
二、文獻(xiàn)綜述
健康是減貧和致貧的重要影響因素,而保險能夠緩解健康沖擊下的貧困脆弱性?,F(xiàn)有關(guān)于健康和醫(yī)療保險對收入和消費(fèi)兩方面的研究文獻(xiàn)比較多,但對健康的減貧效應(yīng),尤其是長期的健康減貧效應(yīng)以及內(nèi)在傳導(dǎo)機(jī)制討論較少。
(一)健康與貧困
健康是人力資本的重要組成部分,是提升個體收入能力、影響一國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,因而是減貧的重要動力來源。當(dāng)前,健康與貧困的研究可歸納為宏觀和微觀兩個視角。宏觀視角主要通過探討健康與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系來研究減貧,但實(shí)際關(guān)注的是健康人力資本下的經(jīng)濟(jì)增長問題。Fogel[3]對英國1780—1979年長達(dá)200年高達(dá)1.15%的人均收入年增長率分解后發(fā)現(xiàn),有20%~30%的動力來源于健康與營養(yǎng)的提高。而Acemoglu等[4]在研究中更是把疾病、死亡率等具體的健康指標(biāo)與宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接聯(lián)系起來。國內(nèi)關(guān)于健康對經(jīng)濟(jì)增長的重要性研究也有很多。張芬等[5]論證了健康在經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)發(fā)展機(jī)會均等和減貧方面的重要作用。蔣萍等[6]證明了健康對于長期經(jīng)濟(jì)增長的作用是教育不能替代的。李力行等[7]揭示了成人壽命增加對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的機(jī)制,并指出健康人力資本積累是一國擺脫貧困的重要力量。
健康在微觀層次上對農(nóng)村減貧也具有至關(guān)重要的作用,并且現(xiàn)有研究論證也都發(fā)現(xiàn),相比教育,健康對中國農(nóng)村減貧的貢獻(xiàn)更大[8]。良好的健康能夠提升個體生產(chǎn)和工作的效率,而負(fù)向健康沖擊必然對個體造成直接的收入損失和間接的效率損失[9]。Bartel[10]詳細(xì)量化了個體由于健康不佳而導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)損失,包括直接的醫(yī)療支出與間接減少的工作收入。方迎風(fēng)等[9]通過理論與實(shí)證研究指出,健康沖擊對個體的消費(fèi)、收入、生產(chǎn)性投資和能力投資都有顯著的負(fù)向影響,容易使個體陷入貧困陷阱。高夢滔等[11]研究發(fā)現(xiàn),大病沖擊對農(nóng)村居民人均純收入具有顯著的負(fù)面效應(yīng),使患病家戶人均純收入平均降低5%~6%,并且沖擊對中低收入農(nóng)戶的影響更為嚴(yán)重。不僅如此,健康還存在嚴(yán)重的跨代影響,父母健康會影響到子女健康、教育等人力資本積累,從而影響到子女未來的發(fā)展,容易形成貧困的代際傳遞[1,12]。Bharadwaj等[13]分析發(fā)現(xiàn),出生時受到醫(yī)療護(hù)理的青少年具有較低的死亡率,并且在學(xué)校考試中有更好的成績。因此,健康是個體或家戶良好發(fā)展的保障,負(fù)向的健康沖擊也是導(dǎo)致個體或家戶落入貧困的重要原因之一。
(二)健康保險與減貧
醫(yī)療保險能提升居民健康,減少健康沖擊帶來的貧困脆弱性,提升居民長期的生產(chǎn)率[14],降低貧困的發(fā)生率。具體來說,醫(yī)療保險會影響勞動市場,它對勞動參與以及職業(yè)選擇都具有顯著的影響[15]。Korenman等[16]將健康狀況和醫(yī)療保險納入到貧困測度中,并提出一個新概念——包含健康的貧困測度(healthinclusive?poverty?measure),通過實(shí)證分析表明,公共醫(yī)療保險與保費(fèi)補(bǔ)貼會降低1/3的包含健康貧困率。但是,Islam等[17]使用孟加拉國的農(nóng)村面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),農(nóng)村家庭在面臨健康沖擊時,往往還會使用其他手段去平滑消費(fèi),比如小額信貸。所以很多農(nóng)民不愿意承擔(dān)長期的保費(fèi)參與醫(yī)療保險。
國內(nèi)基于新農(nóng)合的研究也比較多。其中,很多研究指出,新農(nóng)合對消費(fèi)支出、健康等有顯著的正向影響。馬雙等[18]通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn),在控制人均實(shí)際收入后,參加新農(nóng)合的家庭每日人均熱量攝入量顯著增加,并且對低收入家庭的熱量攝入量影響更大。白重恩等[19]也研究指出,新農(nóng)合使得非醫(yī)療支出類的家庭消費(fèi)增加了約5.6%,并且這一正向作用隨醫(yī)療保險保障水平的提高而增強(qiáng),甚至在沒有醫(yī)療支出的家庭中仍然存在;新農(nóng)合對消費(fèi)的正向影響在收入較低或健康狀況較差的家庭中更強(qiáng)。王泓懿[20]使用2010—2014年中國家庭追蹤調(diào)查面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民的總消費(fèi)、醫(yī)療消費(fèi)、非醫(yī)療消費(fèi)和食品消費(fèi)都有顯著正向影響。新農(nóng)合在一定程度上增強(qiáng)了人們的消費(fèi)信心,尤其是貧困者,由此可以推測,新農(nóng)合對于減貧有積極的意義。但是,這些研究僅關(guān)注的是新農(nóng)合對于消費(fèi)的影響,并沒有討論健康減貧問題。程令國等[21]則研究發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合能夠顯著改善農(nóng)村居民“有病不醫(yī)”的狀況,提高醫(yī)療服務(wù)利用率和參保者的健康水平,但并未深入討論新農(nóng)合和減貧的關(guān)系。
不過,也有一些研究指出,新農(nóng)合對居民的消費(fèi)、健康沒有顯著影響,或是有條件的顯著影響。熊波等[22]使用CHNS?1997—2011年間的農(nóng)戶微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合對居民消費(fèi)并沒有顯著影響。雖然新農(nóng)合顯著提高了中等收入群體的消費(fèi)水平,但并沒有從根本上解決貧困人群的醫(yī)療支出和消費(fèi)問題。出現(xiàn)此現(xiàn)象的原因可能有兩方面:一方面,醫(yī)療保險與健康的關(guān)系受到農(nóng)民教育程度的影響。鄒薇等[23]認(rèn)為,教育程度對新農(nóng)合存在門限效應(yīng),只有當(dāng)學(xué)齡大于5年時,新農(nóng)合才能發(fā)揮提高農(nóng)村居民健康水平的作用,當(dāng)受教育程度不夠時,農(nóng)民就可能由于自身思維的局限性,出現(xiàn)“參保冷漠”現(xiàn)象,導(dǎo)致新農(nóng)合并沒有給改善農(nóng)村居民的健康狀況帶來顯著影響。但是,前期研究使用的數(shù)據(jù)都是2011年之前的,新農(nóng)合還處在鋪展期,各項制度都在不斷完善之中,相關(guān)信息也處在傳播階段,新農(nóng)合的作用還沒有完全顯現(xiàn)出來,因此這些研究可能低估了新農(nóng)合的作用。另一方面,在沒有保險的情況下,家庭還有其他方法來平滑消費(fèi),如增加勞動力供給(包括兒童)、減少投資、轉(zhuǎn)移支付等[24]。但是,需要注意的是,保險能夠通過緩解疾病對病人收入的不利影響,同時減少醫(yī)療支出造成的負(fù)擔(dān)。保險也能夠減少兒童被迫輟學(xué)打工這種平滑消費(fèi)的機(jī)制。因此,只分析消費(fèi)波動并不能準(zhǔn)確地度量社會保險的價值,中國的新農(nóng)合制度會通過擠出那些代價高昂的平滑機(jī)制帶來正向福利的增加。
三、制度背景與數(shù)據(jù)
(一)制度背景
在實(shí)行新農(nóng)合之前,中國曾施行過合作醫(yī)療計劃(Cooperative?Medical?Scheme,CMS),旨在讓農(nóng)村家庭享受共有的醫(yī)療保險。但是,在改革開放推行農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制之后,由于缺乏資金,合作醫(yī)療制度崩潰,近九成的農(nóng)民失去了醫(yī)療保險[25]。接下來的20年間,廣大農(nóng)民一直沒有機(jī)會享受健康保險,以預(yù)防身體疾病帶來的沖擊。盡管政府在20世紀(jì)90年代付出很多努力試圖來重建CMS,卻收效甚微,健康保險的覆蓋率一直低于15%。為了給廣大農(nóng)村居民提供基礎(chǔ)的社會醫(yī)療保障,中央政府在2003年開始推行新農(nóng)合制度,且計劃到2010年能覆蓋中國所有農(nóng)村地區(qū),并全面取代CMS。新農(nóng)合的推廣由各省在中央政府確定的時間線指導(dǎo)下,以市為單位進(jìn)行推廣。2003年,中央政府要求各省在境內(nèi)選擇2~3個有意愿參與、財政穩(wěn)定、管理扎實(shí)的市進(jìn)行新農(nóng)合試點(diǎn)。2006年則要求各省在年底之前將新農(nóng)合推廣到轄區(qū)至少40%的市,2007年底之前推廣到60%,2008年則要在廣大農(nóng)村完成全面施行。短短5年間,農(nóng)村地區(qū)的家庭就能夠參與完全不同的健康保險,但因嚴(yán)格的戶口制度限制了人口的流動,參與條件完全取決于戶籍所在地。為了鼓勵農(nóng)民參與新農(nóng)合,降低農(nóng)民的負(fù)擔(dān),中央政府與地方政府為每個參與者都提供了補(bǔ)助。在推廣新農(nóng)合的最初幾年,政策主要針對住院花費(fèi)以及非住院大病花費(fèi)進(jìn)行報銷,之后數(shù)年則致力于擴(kuò)大非住院疾病的報銷范圍和降低住院花費(fèi)的免賠額。
(二)數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)集構(gòu)建
本文使用的數(shù)據(jù)來自CHNS。基于研究的需要,選取1997年、2000年、2004年、2006年、2009年、2011年、2015年共7輪微觀層面的面板數(shù)據(jù)。調(diào)查人群主要分布在廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧、山東共九個省(自治區(qū)),2011年之后新增了北京、上海、重慶三個直轄市。本文使用的數(shù)據(jù)集通過合并CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于生物標(biāo)記、家庭收入、家庭消費(fèi)、個體健康以及醫(yī)療狀況的數(shù)據(jù)集構(gòu)建而成,共7年131258個觀測值,包含來自12個省(直轄市)的36(2011年后為48)個縣(市、區(qū))的37502位居民、9674個家庭的居住地、家庭特征情況、健康、疾病、醫(yī)療、保險方面的數(shù)據(jù)。由于存在大量的缺失值以及數(shù)據(jù)樣本不統(tǒng)一等問題,在進(jìn)行回歸之前,本文對數(shù)據(jù)進(jìn)行了適度的清洗,刪去部分不重要的缺失數(shù)據(jù),整合各個數(shù)據(jù)集中一致的部分,重要數(shù)據(jù)則通過模擬已調(diào)查數(shù)據(jù)的分布來補(bǔ)全缺失值,最終得到本文所使用的數(shù)據(jù)集。
(三)主要變量構(gòu)建
1.結(jié)果變量
(1)健康指標(biāo)。包括自評健康和戶主夫婦在過去28天(四周)內(nèi)生病天數(shù)所占的比例。其中,自評健康如果好表示為1,差表示為0。生病天數(shù)占比的計算公式如式(1)所示,其中上標(biāo)h和s分別代表戶主夫婦。
hijt=100×(hhijt+hsijt)/28(1)
(2)收入。選擇經(jīng)過價格調(diào)整后的家庭年度總收入作為衡量家庭收入情況的指標(biāo)。其中,貧困指標(biāo)以經(jīng)過價格調(diào)整的年人均純收入測算獲得,選用國家貧困線2300元/人/年(2010年不變價),并利用0.5倍、1倍和2倍貧困線將農(nóng)村人口劃分成極度貧困、中度貧困、輕度貧困和非貧困四類群體。
(3)醫(yī)療選擇。解釋為農(nóng)村居民在感覺生病時做出的處理方式選擇。為了在回歸中用數(shù)值表現(xiàn)出農(nóng)村居民醫(yī)療選擇的變化,將“毫不在意”(pay?no?attention)的指標(biāo)由4改為0,刪去“未知”的指標(biāo)值9。最終,醫(yī)療選擇分為4類,其中,如果農(nóng)民對此毫不在意,則為0;如果進(jìn)行自我治療,則為1;如果找當(dāng)?shù)匦l(wèi)生員,則為2;如果去看醫(yī)生,則為3。
(4)報銷后醫(yī)療支出。用“醫(yī)療支出×(1-報銷比例)”計算得出。
2.前定變量
按照盡可能外生的原則來選擇前定變量,包括性別、居住地、受教育程度、婚配情況、家庭成員數(shù)量等。
(四)新農(nóng)合的推廣情況
基于CHNS數(shù)據(jù)的統(tǒng)計結(jié)果所反映的新農(nóng)合推廣情況與實(shí)際情況相當(dāng)吻合(如表1所示)。2004年僅有3個縣(市、區(qū))開始試點(diǎn)新農(nóng)合,2006年增加到19個,覆蓋率超過一半,2009年數(shù)據(jù)中的36個縣(市、區(qū))已全部覆蓋,2015年新加入的12個縣(市、區(qū))也完全覆蓋。隨著新農(nóng)合的推廣,健康保險的覆蓋率從2004年試點(diǎn)新農(nóng)合之前的14.8%上升到2015年的98.7%。不僅如此,如表2所示,新農(nóng)合的參與情況在不同收入群體間并不存在顯著差異,推廣情況相當(dāng)一致。這也排除了貧困與不參保存在雙向因果關(guān)系的可能性。
四、回歸設(shè)計與分析
(一)實(shí)證方法:模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計
評估新農(nóng)合的作用,常規(guī)做法是引入是否參保的虛擬變量,用OLS方法進(jìn)行估計。但實(shí)際上,只有在最理想的隨機(jī)實(shí)驗(yàn)情況下,OLS才能準(zhǔn)確地估計出新農(nóng)合對健康的影響,而新農(nóng)合的試點(diǎn)、推廣以及農(nóng)民是否愿意參保并不是完全隨機(jī)的。與此同時,還存在一些無法觀測的變量,比如農(nóng)民對新農(nóng)合的信任程度等。雙向因果也是一個不可忽視的問題,健康的農(nóng)民不會參保,而生病或體弱多病的農(nóng)民反而有意愿去參保。非觀測因素與雙向因果都可能帶來非常嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。因此,簡單的OLS模型估計不可能是無偏的,無法準(zhǔn)確地識別政策效應(yīng)。
斷點(diǎn)回歸設(shè)計作為最接近自然實(shí)驗(yàn)的擬實(shí)驗(yàn)方法,能夠利用現(xiàn)有的約束條件避免參數(shù)估計的內(nèi)生性問題,是非常好的因果識別方法。由圖1可以看出,新農(nóng)合的推廣在2006年出現(xiàn)了一個明顯的跳躍,但是,其實(shí)施并不是一個強(qiáng)制參與、瞬間達(dá)成的過程,而是一直在不斷地推廣之中。因此,基于Dahl等[26]提出的實(shí)證策略,本文使用模糊斷點(diǎn)回歸設(shè)計來測度新農(nóng)合推廣對農(nóng)民健康的影響??紤]到健康的變化是一個緩慢而持續(xù)的過程,新農(nóng)合政策在這一過程中一直保持著影響,本文將新農(nóng)合推廣后10年的時間都考慮在內(nèi)作為實(shí)驗(yàn)組,此前1997—2006年共9年的時間作為控制組。與此同時,由于新農(nóng)合的覆蓋率在斷點(diǎn)處(2006年)發(fā)生了明顯的跳躍,而時間又是均勻前進(jìn),且不會受到個體操縱,滿足Lee等[2]提出的斷點(diǎn)回歸設(shè)計規(guī)范,即RDD的前提條件是個體不能精準(zhǔn)操控配置變量。因此,本文選擇將時間作為斷點(diǎn)回歸設(shè)計的配置變量。
由于使用的是模糊型斷點(diǎn)回歸設(shè)計,處置變量D表示“是否參?!?,其取值為:
P(Di=1|Xi)=αl(Xi),Xi≥2006
αr(Xi),其他?αl(Xi)>αr(Xi)(2)
其中,X表示年份,為配置變量。在加入處置變量之后,整個斷點(diǎn)回歸設(shè)計模型為:
y=α+ρ×D+∑Kk=1βk×(X-2006)k+∑Kk=1γk×D×(X-2006)k+ηW+ε(3)
其中,y為結(jié)果變量,W為前定變量。根據(jù)Lee等[2]的研究,模糊型斷點(diǎn)回歸估計可以通過兩階段最小二乘法實(shí)現(xiàn)。其中,第一階段回歸式如下:
D=δ+f(X)+θW+μ(4)
其中,f(X)為配置變量X的多項式,前定變量W作為處置變量D的工具變量,μ為擾動項。因此,在第一階段,根據(jù)式(5)(6)分別求出結(jié)果變量和是否參保的系數(shù)τy與τD:
其中,D表示處置變量,是否參保;T表示時間變量,如果大于等于2006年即為1,否則為0。處置效應(yīng)可以估計為τ=τy/τD。與通常工具變量回歸估計相同的是,如果政策影響存在異質(zhì)性,通過模糊型斷點(diǎn)回歸設(shè)計估計得到局部平均處理效應(yīng)。
(二)健康貧困效應(yīng)的基本回歸結(jié)果
參保率與配置變量的關(guān)系如圖2所示,使用四次多項式擬合,可以觀察到明顯斷點(diǎn),證明2006年以后農(nóng)民參與新農(nóng)合的概率遠(yuǎn)高于2006年以前。使用兩階段最小二乘法(2SLS)來進(jìn)行模糊斷點(diǎn)回歸估計。其中,在第一階段使用不同的帶寬來估計年份對于參保概率的影響,回歸結(jié)果如表3所示??梢园l(fā)現(xiàn),在不同的帶寬下,本文所得到的結(jié)果與定性結(jié)論相當(dāng)一致,在新農(nóng)合政策推廣之后(2006年后),農(nóng)村居民參與新農(nóng)合的概率顯著地提高了18%~30%。并且工具變量的F值遠(yuǎn)高于弱工具變量的臨界F值(一般為10),說明不需要擔(dān)心弱工具變量的問題。
2SLS的第二階段回歸結(jié)果如表4所示??梢园l(fā)現(xiàn),新農(nóng)合政策的實(shí)施對居民的生病情況有顯著減弱作用,即新農(nóng)合的深入?yún)⑴c,顯著地減少了農(nóng)村居民生病的天數(shù)。這證明新農(nóng)合政策對居民健康情況的改善起到了顯著作用。隨著帶寬的增加,新農(nóng)合政策對于生病情況的減少作用逐漸增強(qiáng),從0.004到0.006,再到0.0098。這符合本文剛開始所提到的,由于健康的改善是一個長期的、循序漸進(jìn)的過程,并非一蹴而就,進(jìn)而突顯出醫(yī)保政策的傳染效應(yīng)。隨著時間的推移,尤其是近些年來,新農(nóng)合政策不斷推廣,報銷程序不斷改善,其實(shí)施的健康效應(yīng)不斷增強(qiáng)。不僅如此,新農(nóng)合政策的實(shí)施對于自評健康狀況的提升也非常顯著,相對于帶寬的選擇也十分穩(wěn)健,時間越長,其自評健康改善效應(yīng)越顯著,從0.077提升到了0.213和0.376。本文認(rèn)為,隨著新農(nóng)合政策的推廣直到完全覆蓋全部農(nóng)村地區(qū),合作醫(yī)療的概念不斷深入人心,農(nóng)民對于合作醫(yī)療的理解也日益加深,心理上對自己“健康”的認(rèn)同也不斷加強(qiáng),從而出現(xiàn)“自評健康”狀況顯著優(yōu)化的現(xiàn)象。新農(nóng)合政策使得農(nóng)村居民的貧困指標(biāo)顯著地減少了0.092,并長期達(dá)到0.099。因而,無論從數(shù)值上還是從顯著性水平上來說,回歸結(jié)果都證明了參與新農(nóng)合在農(nóng)村減貧上的顯著作用,并且隨著時間的推移,減貧效果不斷增強(qiáng),顯著性也在不斷增強(qiáng)。新農(nóng)合影響貧困的健康渠道可能有兩方面:一方面是改善居民的健康水平,提升生產(chǎn)效率;另一方面是降低居民在受到健康沖擊時的醫(yī)療支出。
(三)健康與貧困的作用渠道
為了進(jìn)一步研究健康作用于貧困的渠道,首先,繼續(xù)使用斷點(diǎn)回歸設(shè)計模型,分別以家庭收入、家庭總消費(fèi)、醫(yī)療選擇、醫(yī)療支出等作為結(jié)果變量,測算新農(nóng)合政策的推廣實(shí)施對這些變量的影響。其次,考慮健康沖擊下的居民投資、子女的教育行為?;貧w結(jié)果如表5和表6所示。
1.家庭總收入
表5描述了新農(nóng)合的推廣實(shí)施對于農(nóng)村家庭總收入的影響??梢园l(fā)現(xiàn),新農(nóng)合的實(shí)施確實(shí)通過轉(zhuǎn)移支付手段對家庭總收入起到了顯著的提升作用,并且在2~3倍的帶寬下,均在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。這符合本文的假設(shè),新農(nóng)合的作用應(yīng)該是一個長期的循序漸進(jìn)的過程,數(shù)值上也證明了這一點(diǎn),即處置效應(yīng)的估計值大小是遞增的,由0.121到0.176,再到0.257。單單從轉(zhuǎn)移支付的角度考慮,新農(nóng)合的實(shí)施似乎不應(yīng)該對農(nóng)村居民的總收入情況產(chǎn)生如此顯著的正向影響。為了更細(xì)致地揭示新農(nóng)合影響家庭收入的機(jī)制,本文將個體收入分解為農(nóng)業(yè)收入、投資收入、工資收入、經(jīng)商收入,以測算新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民各類收入情況的影響。觀察表5,新農(nóng)合的實(shí)施對農(nóng)村居民的農(nóng)業(yè)收入有著顯著且遞增的正向影響。直觀地,這是由于新農(nóng)合帶來的健康提升和優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù),減少了健康沖擊對于農(nóng)村居民勞動收入的損失,從而提升了農(nóng)村居民在農(nóng)業(yè)、林業(yè)以及工作方面的勞動收入。但是,不管個體還是家戶,新農(nóng)合的實(shí)施反而使得工資收入減少,只是減少的幅度隨著時間推移在下降,可能由于沒有參與新農(nóng)合的居民大都是工薪階層,他們有其他的商業(yè)醫(yī)療保障。但是隨著城鄉(xiāng)人口流動以及城鄉(xiāng)醫(yī)療保險的融合,工資收入開始成為農(nóng)村家庭的主要收入,所以這種減少幅度在下降。新農(nóng)合的實(shí)施對于投資收入與經(jīng)商收入也有顯著遞增的正向影響,優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)對于工作時間(勞動供給)損失的減少似乎并不能完全解釋投資收入與經(jīng)商收入的增加。
考慮到健康沖擊對于固定資產(chǎn)投資和就業(yè)的影響,本文使用一階差分模型繼續(xù)分析健康沖擊與新農(nóng)合的實(shí)施對于投資和工作的影響:
其中,γj與γt分別為地區(qū)與時間固定效應(yīng),Δyijt為投資金額的變化,Δhijt表示健康沖擊,Rijt表示是否參加新農(nóng)合。表6中,α0表示在未參保新農(nóng)合時健康沖擊對農(nóng)村家庭投資情況的影響,α1則描述了新農(nóng)合對健康沖擊的補(bǔ)償效應(yīng)。顯然健康沖擊顯著地減少了農(nóng)村家庭在農(nóng)業(yè)方面的投資,每增加10%的生病比例,在農(nóng)業(yè)方面的投資就會減少6%。在存在小額信貸的情況下,健康沖擊對于農(nóng)業(yè)投資的影響應(yīng)該被完全平復(fù)。但是,結(jié)合中國農(nóng)村的實(shí)際情況,信貸約束與信貸意識限制之下,中國農(nóng)民往往并不利用小額信貸來平滑消費(fèi),因此也就導(dǎo)致了健康沖擊對農(nóng)業(yè)投資的顯著負(fù)面影響。同時,α1的顯著性證明了新農(nóng)合對于健康沖擊的緩解作用,這也部分解釋了新農(nóng)合給農(nóng)業(yè)收入帶來的增長。表6的第3列給出了新農(nóng)合對于農(nóng)民其他投資情況顯著的正向影響,這很好地解釋了新農(nóng)合對于投資收入與經(jīng)商收入的提高效應(yīng)。
綜合來說,新農(nóng)合對于家庭總收入的提升主要通過三個途徑:一是醫(yī)療支出的報銷,作為一次性轉(zhuǎn)移支付增加了農(nóng)村家庭的總收入;二是合作醫(yī)療的存在讓生病的農(nóng)民能夠得到更好的醫(yī)療服務(wù)和更快的康復(fù),從而減少了勞動收入的損失,提升了個體的總收入;三是來自其他家庭成員的勞動收入。Liu[24]研究表明,戶主或戶主的配偶生病時,其他家庭成員會通過提高勞動供給的手段來應(yīng)對健康沖擊,即他們將會更加努力地工作以獲得更高的收入。由此考慮健康長期的減貧效應(yīng),擁有健康的身體,就能夠規(guī)避因?yàn)樯《鴰淼尼t(yī)療支出與生病不能工作導(dǎo)致的收入損失。新農(nóng)合對患病農(nóng)民的收入提升,對因病致貧情況的預(yù)防,也是健康帶來的減貧效應(yīng)的體現(xiàn)。
2.家庭總消費(fèi)
表5還描述了新農(nóng)合政策的推廣實(shí)施對農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響??梢园l(fā)現(xiàn),新農(nóng)合的實(shí)施對于農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)的影響為正,但是實(shí)施之初在統(tǒng)計上并不顯著,加入前定變量作為協(xié)變量后依然統(tǒng)計不顯著,Wald統(tǒng)計量為負(fù),但在長期統(tǒng)計上顯著。這也就是說,新農(nóng)合在實(shí)施之初對于農(nóng)村居民家庭總消費(fèi)只有微弱的(甚至可能不存在的)正效應(yīng)。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因是,由于在早期新農(nóng)合報銷程序復(fù)雜并受到諸多限制,而農(nóng)村的信息獲取比較慢,新農(nóng)合在消費(fèi)和醫(yī)療選擇方面的作用還不明顯。但是,隨著新農(nóng)合的普遍使用,其調(diào)節(jié)作用開始顯現(xiàn)。然而需要注意的是,公共醫(yī)療保險擠出了家庭其他用以平滑消費(fèi)的手段。即使沒有公共醫(yī)療保險的存在,健康沖擊不會對家庭的總消費(fèi)支出造成比較大的影響。其中一種途徑就是購買商業(yè)醫(yī)療保險,但是,考慮到研究對象是中國農(nóng)村居民,他們一般不會有購買商業(yè)醫(yī)療保險的意愿和余力,結(jié)合前文中使用到的所有種類醫(yī)療保險覆蓋率的數(shù)據(jù),本文認(rèn)為可以排除商業(yè)醫(yī)療保險的情況,不必考慮公共醫(yī)療保險擠出私人醫(yī)療保險這一可能性。
農(nóng)村家庭平滑消費(fèi)的第二種手段是來自親友的私人轉(zhuǎn)移支付。根據(jù)中國農(nóng)村的實(shí)際情況,本文認(rèn)為這一情況非常合理。在中國農(nóng)村地區(qū),往往親戚關(guān)系錯綜復(fù)雜,很有可能住在一個村莊里的所有居民彼此之間都是親朋好友的關(guān)系。當(dāng)一戶家庭的成員遭受健康沖擊時,很可能會收到來自大量親友的私人轉(zhuǎn)移支付,單個數(shù)量可能較少,但總數(shù)卻足以幫助受到健康沖擊的家庭緩解沖擊的影響,平滑家庭消費(fèi)。從數(shù)據(jù)上看,所有家庭的消費(fèi)情況都沒有受到健康沖擊的影響。調(diào)查數(shù)據(jù)往往不會調(diào)查記錄如此龐大的親友網(wǎng)絡(luò),也沒有記載這些私人轉(zhuǎn)移支付情況,但是不可否認(rèn),這一情況在中國的農(nóng)村地區(qū)是普通存在的。
農(nóng)村居民平滑家庭消費(fèi)還有一種手段,即讓子女輟學(xué)去打工賺錢。Beegle等[27]指出,家庭受到健康沖擊會對兒童上學(xué)與工作情況產(chǎn)生影響。正因?yàn)檗r(nóng)村居民家庭本來就有平滑家庭消費(fèi)的手段,所以,從家庭總消費(fèi)情況來看,新農(nóng)合的作用顯得很微弱。但這并不能證明新農(nóng)合“無作用”,相反,新農(nóng)合在這一機(jī)制中充當(dāng)了擠出其他平滑消費(fèi)手段的角色。即使新農(nóng)合并沒有帶來總消費(fèi)水平上的提升,只要它確實(shí)擠出了那些代價高昂的平滑手段,那么,就可認(rèn)為新農(nóng)合對社會福利水平的提高有著顯著的正效應(yīng)。
因此,同樣使用一階差分模型式(7)分析健康沖擊對兒童學(xué)習(xí)和工作情況的影響。此時,式(7)中的Δyijt分別表示兒童上學(xué)天數(shù)的變化和工作天數(shù)的變化,α0表示在未參保新農(nóng)合時健康沖擊對兒童上學(xué)、工作情況的影響,α1則描述了新農(nóng)合對健康沖擊的補(bǔ)償效應(yīng)。回歸結(jié)果如表6所示。可以看到,健康沖擊對兒童的上學(xué)情況有顯著的負(fù)效應(yīng)(-0.008),而對兒童的工作情況有顯著的正效應(yīng)(0.007),這印證了家庭使用兒童輟學(xué)以緩沖健康沖擊。α1對兒童上學(xué)與工作情況的影響分別為0.006與-0.007,這有力地證明了新農(nóng)合對兒童受教育的顯著作用,它通過減少輟學(xué)行為這一代價高昂的平滑措施,給農(nóng)村居民帶來正的社會福利。兒童受教育程度的增加,意味著人力資本的增加,最終可能提升整個家庭的收入,減少代際貧困傳遞的可能性。同時體現(xiàn)出健康減貧的長期效應(yīng)。
3.醫(yī)療選擇
醫(yī)療選擇變量描述了農(nóng)村居民在患病時所做出的決策。表5中,處置效應(yīng)的估計值在數(shù)值上與顯著性上都是遞增的,由早期不顯著的正向影響變成了當(dāng)前長期的顯著影響。這表明新農(nóng)合對于農(nóng)村居民在患病時對醫(yī)療服務(wù)的選擇起到了有效且顯著的引導(dǎo)作用,能夠鼓勵農(nóng)村居民患病時選擇到衛(wèi)生院或者醫(yī)院去看病,而不是自己吃藥甚至是硬扛。同時可以看出,即使農(nóng)村居民受教育程度整體不高并且參差不齊,他們對新農(nóng)合的理解程度和參與熱情卻在提升。這一現(xiàn)象降低了患者患病時長,減少了患病對健康的損害與收入的損失,對“因病致貧”起到了一定的緩解作用。
4.醫(yī)療支出
該處使用的醫(yī)療支出是指報銷后自負(fù)的醫(yī)療支出。觀察表5可以發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合的推廣實(shí)施對農(nóng)村家庭的醫(yī)療支出有顯著且逐漸增強(qiáng)的減少作用,這表明了在醫(yī)療支出不斷增加的大環(huán)境下,新農(nóng)合能夠極大地緩解農(nóng)村居民在面對健康沖擊時需要承受的經(jīng)濟(jì)壓力,很大程度上避免了因病致貧情況的出現(xiàn)。在農(nóng)村居民遭遇大病時,巨額的醫(yī)藥費(fèi)支出往往對家庭的經(jīng)濟(jì)狀況造成毀滅性的打擊,但是,在新農(nóng)合的推廣之下,參保農(nóng)民能夠得到直接的轉(zhuǎn)移支付以應(yīng)對醫(yī)療支出,從而避免了家庭陷入貧困。就這一點(diǎn)而論,新農(nóng)合的健康減貧作用是極其顯著的。
五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)
借鑒Lee等[2]的研究,本文還從配置變量、結(jié)果變量、前定變量、帶寬與協(xié)變量對斷點(diǎn)回歸模型進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先,配置變量選擇的前提是個體不能精確控制配置變量,而年份這一特殊變量符合條件,并且在前文中也發(fā)現(xiàn)了農(nóng)村居民參保概率的跳躍,因此,使用年份作為配置變量對斷點(diǎn)回歸設(shè)計是合適的。結(jié)果變量方面,圖3顯示了結(jié)果變量和配置變量的關(guān)系,在斷點(diǎn)處(2006年為相對時間0點(diǎn)),結(jié)果變量也發(fā)生了跳躍,表示處置效應(yīng)的影響存在。
其次,觀察圖4可以發(fā)現(xiàn),本文選取的居住地、家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等前定變量都沒有在斷點(diǎn)處產(chǎn)生跳躍,即前定變量是連續(xù)的,符合斷點(diǎn)回歸設(shè)計的適用性要求。利用前定變量對處置變量的多項式、配置變量、常數(shù)項以及處置變量和配置變量四次多項式的交互項做回歸,結(jié)果如表7所示??梢园l(fā)現(xiàn),除居住地之外,家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等其他三個前定變量對處置變量的回歸結(jié)果均不顯著。雖然居住地作為因變量的回歸結(jié)果顯著,但是如前文提到的,如果前定變量數(shù)量較多,那么隨機(jī)因素可能會導(dǎo)致某個前定變量存在顯著斷點(diǎn),因此,需要把眾多檢驗(yàn)合并為一個來檢驗(yàn)所有前定變量都不存在斷點(diǎn)的統(tǒng)計量。使用似不相關(guān)回歸(Seemingly?Unrelated?Regression,SUR)來檢驗(yàn)所有前定變量是否存在斷點(diǎn),得到的統(tǒng)計量如表7所示,可以確信前定變量滿足斷點(diǎn)回歸設(shè)計的適用性條件。使用交叉驗(yàn)證法計算得出的最優(yōu)帶寬為1.054,再使用最優(yōu)帶寬的一半與兩倍分別進(jìn)行驗(yàn)證,可以發(fā)現(xiàn)斷點(diǎn)回歸估計的結(jié)果依然是穩(wěn)健的。根據(jù)AIC取值最小的赤池信息準(zhǔn)則,最終選定使用配置變量的二次多項式。Gelman等[28]也反駁了Lee等[2]提出的多項式次數(shù)應(yīng)該從一至八、九次的嘗試,而應(yīng)該只用局部一次或二次多項式。
最終,如表8回歸結(jié)果所示,在加入居住地、家庭成員數(shù)量、婚配情況、受教育程度等前定變量作為協(xié)變量之后,斷點(diǎn)回歸設(shè)計對于不同帶寬的選擇依然非常穩(wěn)健。對于處置效應(yīng)的估計,數(shù)值上的細(xì)微差異并沒有影響前文所得出的定性結(jié)論。新農(nóng)合政策對農(nóng)村居民健康情況的作用依然顯著,不僅對農(nóng)村居民生病情況的減少有著顯著作用,而且對于農(nóng)村居民心理上對自身健康的認(rèn)可度也有著顯著的提升作用。綜合考慮表4與表8的結(jié)果可以驗(yàn)證,新農(nóng)合的實(shí)施使得農(nóng)村居民在過去四周內(nèi)生病天數(shù)所占的百分比減少了2%~3%左右。雖然數(shù)值上看起來不大,但是,在實(shí)際意義上等同于減少了過去四周內(nèi)一天左右的患病天數(shù)。至于自評健康情況,回歸結(jié)果表明新農(nóng)合的實(shí)施推廣使得農(nóng)村居民的自評健康狀況顯著地提高了8%~37%。本文認(rèn)為,這樣大的幅度且統(tǒng)計上顯著是由于農(nóng)村居民對新農(nóng)合理解的不斷加深以及對自身健康狀況認(rèn)同感的增強(qiáng)所致。
六、結(jié)論與政策啟示
中國扶貧正處在關(guān)鍵時刻,如何能順利完成2020年的扶貧目標(biāo)和應(yīng)對未來的扶貧任務(wù)是當(dāng)前中國貧困研究的重要議題。健康同時是減貧和返貧的重要作用因素,因此,本文使用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查1997—2015年的數(shù)據(jù),評估新農(nóng)合作用下的健康減貧的長期效應(yīng)。可以發(fā)現(xiàn):
(1)新農(nóng)合對健康有直接的正向作用效應(yīng),顯著地減少了農(nóng)村居民生病的天數(shù),提升了農(nóng)村居民的自評健康水平。不僅如此,隨著新農(nóng)合報銷制度的完善和信息推廣,其健康作用效應(yīng)隨著時間推移不斷增強(qiáng)。
(2)健康提升顯著地降低了農(nóng)村貧困水平。新農(nóng)合顯著地提升了農(nóng)民在生病時接受醫(yī)療服務(wù)的積極性,大幅減少了農(nóng)村居民在醫(yī)療方面的支出,并通過一次轉(zhuǎn)移支付和改善居民健康水平提高了農(nóng)村家庭的總收入。綜合這些因素,說明新農(nóng)合在中國農(nóng)村健康減貧中起到了積極作用。
(3)新農(nóng)合對農(nóng)村家庭總消費(fèi)的影響從早期的不顯著變?yōu)楹笃诘母叨蕊@著,并且作用效果不斷增大。這些都體現(xiàn)出新農(nóng)合政策的長期推廣效應(yīng),也解釋了很多早期研究中出現(xiàn)的新農(nóng)合對總消費(fèi)影響不顯著或者影響為負(fù)的問題。不僅如此,新農(nóng)合還顯著地影響了農(nóng)村居民戶的投資,并顯著地減少了兒童輟學(xué)打工的概率,從而降低了貧困的代際傳遞效應(yīng)和長期貧困問題。
因?yàn)檎叩耐茝V和使用的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),政策的效果隨著時間的推移不斷增強(qiáng),提升了政策的減貧效應(yīng),這與早期研究結(jié)論的不顯著或相互矛盾不同,早期研究的時間主要集中在新農(nóng)合剛剛推行之際,政策的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)還沒有顯現(xiàn)。從本文的結(jié)論可以看出,新農(nóng)合作為社會保障措施在未來中國健康減貧中的作用將越來越明顯,它能夠有效降低“因病致貧”和“因病返貧”。隨著2020年現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下減貧任務(wù)的完成,在新的貧困標(biāo)準(zhǔn)或相對貧困標(biāo)準(zhǔn)下,中國將出現(xiàn)新的貧困問題,疾病、意外傷害等負(fù)外部沖擊將是未來主要的致貧因素,未來仍然需要深入研究具有中國特色的最優(yōu)醫(yī)療保障體制,從提升健康水平和降低健康沖擊兩個方面,降低因病致貧和因病返貧問題。
因此,接下來的工作主要包括:第一,借助鄉(xiāng)村振興全面推進(jìn)的契機(jī),提高貧困地區(qū)的公共醫(yī)療服務(wù)支出,改善農(nóng)村地區(qū)公共衛(wèi)生設(shè)施和飲用水狀況,增強(qiáng)居民的健康防護(hù)意識,提升居民的健康水平,降低醫(yī)療方面的支出,提高生產(chǎn)率。第二,進(jìn)一步改進(jìn)和完善新農(nóng)合制度設(shè)計,充分利用信息化的發(fā)展,簡化新農(nóng)合使用的程序,通過全國聯(lián)網(wǎng)體系的建設(shè),推進(jìn)新農(nóng)合異地結(jié)算系統(tǒng)的建立。當(dāng)前隨著中國城鄉(xiāng)醫(yī)療保險的逐步融合,未來新農(nóng)合在健康減貧方面的作用將會越來越突出。第三,在推進(jìn)新農(nóng)合異地結(jié)算的同時,還需要調(diào)節(jié)地區(qū)間的醫(yī)療資源分配,促進(jìn)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療資源下沉,推進(jìn)基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)均等化,加強(qiáng)醫(yī)藥、醫(yī)療和醫(yī)保的有效銜接,保證貧困者病有所醫(yī)、病能敢醫(yī),但同時需要防止出現(xiàn)醫(yī)療保險融合所引致的過度醫(yī)療現(xiàn)象,加快推進(jìn)多層級醫(yī)療服務(wù)體系,構(gòu)建病診相容的醫(yī)療保險報銷體系。第四,加快鄉(xiāng)村地區(qū)現(xiàn)代化治理體系構(gòu)建,加強(qiáng)教育、培訓(xùn)以及政策的宣傳工作,提升貧困群體的認(rèn)知能力和學(xué)習(xí)能力,進(jìn)而增強(qiáng)貧困群體的健康管理意識、新農(nóng)合等健康減貧政策的網(wǎng)絡(luò)效應(yīng),提高政策的使用效率和減貧效果。
參考文獻(xiàn):
[1]?方迎風(fēng).?行為視角下的貧困研究新動態(tài)[J].?經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài),?2019(1):?131-144.
[2]?LEE?D?S,?LEMIEUX?T.?Regression?discontinuity?designs?in?economics[J].?Journal?of?Economic?Literature,?2010,?48(2):?281-355.
[3]?FOGEL?R?W.?New?Findings?on?secular?trends?in?nutrition?and?mortality:?some?implications?for?population?theory[M]∥Rosenzweig?M?R,?Stark?O.?Handbook?of?Population?and?Family?Economics.?Amsterdam:?NorthHolland,?1997:?433-481.
[4]?ACEMOGLU?D,?JOHNSON?S.?Disease?and?development:?the?effect?of?life?expectancy?on?economic?growth[J].?Journal?of?Political?Economy,?2007,?115(6):?925-985.
[5]?張芬,?何艷.?健康、教育與經(jīng)濟(jì)增長[J].?經(jīng)濟(jì)評論,?2011(4):?5-13.
[6]?蔣萍,?田成詩,?尚紅云.?中國衛(wèi)生行業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究[M].?北京:?人民出版社,?2009.
[7]?李力行,?吳曉瑜.?健康、教育和經(jīng)濟(jì)增長:?理論及跨國證據(jù)[J].?南開經(jīng)濟(jì)研究,?2011(1):?102-119.
[8]?程名望,?Jin?Yanhong,?蓋慶恩,?等.?農(nóng)村減貧:?應(yīng)該更關(guān)注教育還是健康?——基于收入增長和差距縮小雙重視角的實(shí)證[J].?經(jīng)濟(jì)研究,?2014(11):?130-144.
[9]?方迎風(fēng),?鄒薇.?能力投資、健康沖動與貧困脆弱性[J].?經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài),?2003(7):?36-50.
[10]BARTEL?A,?TAUBMAN?P.?Health?and?labor?market?success:?the?role?of?various?diseases[J].?The?Review?of?Economics?and?Statistics,?1979,?61(1):?1-8.
[11]高夢滔,?姚洋.?健康風(fēng)險沖擊對農(nóng)戶收入的影響[J].?經(jīng)濟(jì)研究,?2005(12):?15-25.
[12]CURRIE?J.?Healthy,?wealthy,?and?wise:?socioeconomic?status,?poor?health?in?childhood,?and?human?capital?development[J].?Journal?of?Economic?Literature,?2009,?47(1):?87-122.
[13]BHARADWAJ?P,?LOKEN?K?V,?NEILSON?C.?Early?life?health?interventions?and?academic?achievement[J].?American?Economic?Review,?2013,?103(5):?1862-1891.
[14]POWELL?D,?SEABURY?S.?Medical?care?spending?and?labor?market?outcomes:?evidence?from?workers?compensation?reforms[J].?American?Economic?Review,?2018,?108(10):?2995-3027.
[15]ADHVARYU?A,?NYSHADHAM?A.?Health,?enterprise,?and?labor?complementarity?in?the?household[J].?Journal?of?Development?Economics,?2017,?126:?91-111.
[16]KORENMAN?S?D,?REMLER?D?K.?Including?health?insurance?in?poverty?measurement:?the?impact?of?Massachusetts?health?reform?on?poverty[J].?Journal?of?Health?Economics,?2016,?50:?27-35.
[17]ISLAM?A,?MAITRA?P.?Health?shocks?and?consumption?smoothing?in?rural?households:?Does?microcredit?have?a?role?to?play[J].?Journal?of?Development?Economics,?2012,?97(2):?232-243.
[18]馬雙,?張劼.?新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險與居民營養(yǎng)結(jié)構(gòu)的改[J].?經(jīng)濟(jì)研究,?2011(5):?126-137.
[19]白重恩,?李宏彬,?吳斌珍.?醫(yī)療保險與消費(fèi):?來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J].?經(jīng)濟(jì)研究,?2012(2):?41-53.
[20]王泓懿,?李盛基.?新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險對消費(fèi)的影響——基于CFPS數(shù)據(jù)的分析[J].?當(dāng)代經(jīng)濟(jì),?2017(23):?18-19.
[21]程令國,?張曄.?“新農(nóng)合”:?經(jīng)濟(jì)績效還是健康績效[J].?經(jīng)濟(jì)研究,?2012(1):?120-133.
[22]熊波,?李佳桐.?新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險與農(nóng)村居民消費(fèi)[J].?財經(jīng)科學(xué),?2017(7):?64-76.
[23]鄒薇,?宣穎超.?“新農(nóng)合”、教育程度與農(nóng)村居民健康的關(guān)系研究——基于“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)的面板分析[J].?武漢大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版),?2016(6):?35-49.
[24]LIU?K.?Insuring?against?health?shocks:?health?insurance?and?household?choices[J].?Journal?of?Health?Economics,?2016,?46:?16-32.
[25]WAGSTAFF?A,?YIP?W,?LINDELOW?M,?et?al.?Chinas?health?system?and?its?reform:?a?review?of?recent?studies[J].?Health?Economics,?2009,?18(S2):?7-23.
[26]DAHL?G?B,?LOKEN?K?V,?MOGSTAD?M.?Peer?effects?in?program?participation[J].?American?Economic?Review,?2014,?104(7):?2049-2074.
[27]BEEGLE?K,?DEHEJIA?R?H,?GATTI?R.?Child?labor?and?agricultural?shocks[J].?Journal?of?Development?Economics,?2006,?81(1):?80-96.
[28]GELMAN?A,?IMBENS?G.?Why?highorder?polynomials?should?not?be?used?in?regression?discontinuity?designs[J].?Journal?of?Business?&?Economic?Statistics,?2019,?37(3):?447-456.
[本刊相關(guān)文獻(xiàn)鏈接]
[1]?宋顏群,?解堊.?政府轉(zhuǎn)移支付的扶貧效率、減貧效應(yīng)及減貧方案選擇[J].?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),?2020(2):?1-15.
[2]?張文武,?歐習(xí),?徐嘉婕.?家庭視角下的勞動參與和多維貧困——來自CHNS連續(xù)追蹤面板的證據(jù)[J].?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),?2020(1):?85-97.
[3]?姚樹潔,?王潔菲,?汪鋒.?新時代習(xí)近平關(guān)于扶貧工作重要論述的學(xué)理機(jī)制及文獻(xiàn)分析[J].?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),?2019(1):?7-19.
[4]?侯亞景,?周云波.?收入貧困與多維貧困視角下中國農(nóng)村家庭致貧機(jī)理研究[J].?當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),?2017(2):?116-123.
責(zé)任編輯、校對:?鄭雅妮
The?Long?Term?Effects?of?Health?on?Poverty?Reduction
—The?Evaluation?Based?on?the?New?Cooperative?Medical?Scheme
FANG?Yingfeng,?ZHOU?Chenyu
(School?of?Economics?and?Management,?Wuhan?University,?Wuhan?430072,?China)
Abstract:Based?on?the?reform?of?New?Cooperative?Medical?Scheme,?this?paper?evaluates?the?longterm?effects?of?health?improvement?on?poverty?reduction.?This?paper?uses?the?panel?data?from?China?Health?and?Nutrition?Survey?from?1997?to?2015,?employs?the?fuzzy?regression?discontinuity?design?and?analyzes?the?effects?of?NCMS?on?health?status,?medical?choice,?income?and?consumption?to?assess?the?longterm?effects?of?health?improvement?on?poverty?reduction.?The?result?shows,?in?the?long?run,?the?NCMS?significantly?enhances?farmers?awareness?of?their?own?health?and?medical?insurance,?and?it?significantly?reduces?the?poverty?due?to?illness?through?the?increase?of?agricultural?investment,?reduction?of?thechildrens?dropout?under?the?health?shock,?the?increase?of?income?and?reduction?of?medical?expenditure.
Keywords:health;?poverty;?poverty?reduction;?medical?insurance;?medical?policy;?the?New?Cooperative?Medical?Scheme
收稿日期:2019-09-19
基金項目:教育部人文社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“中國農(nóng)村貧困的動態(tài)變遷研究:基于社會相互作用效應(yīng)的視角”(18YJA790021);教育部人文社會科學(xué)規(guī)劃基金項目“母嬰代際健康聯(lián)系與減貧:測算、作用機(jī)制和政策選擇”(19YJA790113);中央高?;究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金項目“中國農(nóng)村精準(zhǔn)扶貧的長效機(jī)制研究”(2018QN017)。
作者簡介:方迎風(fēng),男,武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授,研究方向:經(jīng)濟(jì)增長、公共政策與貧困,電子郵箱:eco_yingfeng@whu.edu.cn;周辰雨,男,武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生,研究方向:健康與貧困。
①?各年的因病致貧率來自國家衛(wèi)生健康委員會官方網(wǎng)站的統(tǒng)計信息中心,經(jīng)筆者整理得出。