新农合对农村低收入家庭脆弱性的影响研究

[摘要]新农合作为一项广覆盖的社会保护措施，其在降低农村低收入家庭脆弱性上起到了一定的作用，但实际影响因家庭支付能力不同而存在分化。利用中国家庭追踪调查（CFPS）三期微观面板数据，根据消费均值和消费波动模型测算了农村低收入家庭的脆弱性，并在区分全样本家庭和有灾难性医疗支出样本的前提下，估计了新农合制度的实施效果。结果显示：总体上，新农合制度仅对低贫困标准下低收入家庭脆弱性有显著降低作用，但针对有灾难性医疗支出家庭，其脆弱性随新农合报销比例的提高而减少。因此仍然需要扩大新农合病种报销范围，提高报销比例以缓解疾病风险对农村低收入群体的冲击。

[关键词]新农合；低收入家庭；脆弱性；社会保护

[中图分类号]F328 [文献标识码]A

新农合制度作为农村社会保护政策的重要措施之一，以提升农村低收入家庭应对疾病风险的能力、降低家庭脆弱性为目标，帮助低收入群体实现其健康的基本权利、满足其享受医疗资源和医疗服务的基本需要。尽管国内并未实现由“社会保障”到“社会保护”的转变，但政府和社会都在最大限度地发挥社会保护措施的风险管理功能，为反贫困进程的深入提供可能。相对于其他群体，农村低收入家庭大多呈现出受教育程度偏低、缺乏劳动力、收入不稳定、入不敷出且消费层次低等特点，不少家庭在面临疾病、自然灾害或突发事故等严重的风险冲击时，应对能力弱，导致脆弱性高，易陷入贫困。因此，以脆弱性的视角进行政策评估，能够考虑到家庭未来面临的风险，结果更具说服力。

理论上，农村医疗保险是抵御疾病风险的重要手段，因为在个人风险中，健康风险对贫困脆弱性的影响最为显著，健康冲击会导致生产性支出与健康投资下降，进而带来收入或支出的波动增加脆弱性（Derose et al.，2007；方迎风，邹薇，2013），而随着新农合制度在农村的推广，其对农户的减贫增收效果显著（齐良书，2011），因病致贫、因病返贫的现象也得到了一定的緩解（陈庆锟，毛阿燕，等，2014），越来越多的农户认识到新农合可以通过风险共济减轻家庭的医疗负担，但是无论是经济绩效还是健康绩效，新农合仍有改善的空间（王丹华，2014；程令国，张晔，2014）。

尽管新农合的减贫效果有目共睹，但对于降低低收入家庭的脆弱性是否有显著效果尚缺乏有力的实证研究，因此本文就这一问题展开分析。本文使用中国家庭追踪调查（CFPS）2010年、2012年、2014年三期微观面板数据，采用“收入五分法”筛选出农村低收入家庭样本，根据消费均值和消费波动模型测算了农村低收入家庭的脆弱性，并在区分全样本低收入家庭和有灾难性医疗支出家庭的前提下，估计了新农合制度的实施效果。

1 理论分析：脆弱性与社会保护

1.1 风险、贫困与脆弱性

脆弱性是贫困、风险相结合的衍生物。正是由于风险的多样性，包括自然灾害、社会风险、个人风险、经济风险在内的各种因素，及其不确定性、危害性等，使得抗逆力弱的家庭容易陷入贫困。阿玛蒂亚·森认为，对贫困的考察不能仅仅停留在收入上，更应该挖掘低收入者易陷入贫困的原因。他们因可行能力缺失而贫困，因此就要从低收入者有可能实现的、各种可能的功能性活动及其组合的角度来进行考察。此外，动态贫困理论也认为，家庭进入或者退出贫困的情况是动态变化的，一个家庭现在可能不贫困，但不代表它明天不是贫困的，反之亦然。脆弱性不是对现在生存状态的描述，而是具有前瞻性的福利预测。它将风险对家庭的影响反映出来，但又不同于静态的贫困。因此，从某种意义上来说，脆弱性能够展示个人或家庭抵御风险的能力，也是动态贫困的表达式。

1.2 权利实现、社会风险管理与社会保护

人生而平等，每个人都应享有生存权、发展权、自由权等基本权利。但权利是一种稀缺的价值物，权利赋予的同时意味着义务的存在，因此权利的配置过程往往伴随着激烈的斗争和无奈的妥协。对社会弱势群体的权利予以保护，就意味着国家、他人要承担相应的义务。正是出于对低收入群体权利的保护，才会有政府为实现其基本权利和满足需要而采取的一系列社会保护政策。不难理解，社会保护能够解决低收入群体的温饱问题，更能保障他们教育、医疗以及养老等权利的实现。

而风险社会理论认为，进入现代社会的一定阶段后，必然伴随着社会风险的增长和累积，从而步入风险社会，此时就应当从社会风险管理的角度来审视贫困问题。正是由于风险的存在使得农户采取收入多样化、社会网络、向正式组织求助等方式应对可能的风险。而对于低收入农户来说，他们的生计境况脆弱，抵抗风险的能力也就更为微弱，因此需要社会保护政策来提高自身抗逆力，规避风险。社会风险管理下定义的社会保护更关注贫困的成因即风险，而不仅仅是贫困的表现；更重视对贫困的预防即降低脆弱性，而不仅仅是对事后的补偿。

2 实证分析：新农合对农村低收入家庭脆弱性的影响分析

2.1 数据与样本选择

本文的数据来源于中国家庭追踪调查（CFPS）。该调查是由北京大学社会科学调查中心（ISSS）实施，数据样本覆盖我国25个省（市、自治区），跟踪收集了个体、家庭、社区三个层次的数据，能够反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，而目前已公开2010年、2012年、2014年三期全国性的调查数据，其中包含详细的个人、家庭特征及经济信息，涉及本文所需要的家庭基本信息（包括家庭规模、家庭成员年龄、文化程度、人口结构特征等方面）、家庭收入情况、家庭各类消费支出情况以及新农合参与情况等信息，能够为本文研究提供数据支持。

本文样本选择规则如下：只保留样本中的农村户口家庭，并剔除了一些重要信息变量缺失的家庭，得到一个包含9425个家庭的三期面板数据。本文参照《中国统计年鉴》的“收入五等分法”，按收入情况将农村家庭分为五组：低、中低、中等、中高、高收入组，各组比例为20%，最终得到农村低收入家庭样本1885个。因此，本文中的低收入家庭是一个相对概念。

2.2 脆弱性指标测度

本文将脆弱性界定为家庭面临某些风险的可能性，或者由于遭遇风险导致财富损失或生活质量下降到某一社会公认水平之下的可能性。在实证分析中，本文选择了能够充分体现脆弱性在贫困测度方面之前瞻性的VEP方法来测度，即现在的非贫困家庭在将来变得贫困或现有贫困家庭在将来仍然贫困的事前风险。

由于CFPS只有关于新农合的短期面板数据，因此，本文参照Chaudhuri et al.提出的方法（Chaudhuri et al.， 2002），利用截面调查数据进行VEP估计，根据家庭的消费水平和波动变化，结合三阶段的可行广义最小二乘法（FGLS）（Amemiya， 1977）分步量化农村家庭贫困脆弱性，因文章篇幅限制，这里不予以展开描述。

2.3 新农合对农村低收入家庭脆弱性的影响：基于全样本的估计

为了缓解农村家庭的医疗支付压力，新农合制度自2003年开始试点，到2014年已经逐步实现全覆盖，很多家庭从中受益，得到了医疗报销补偿。由表1可看出，2010年农村低收入家庭中新农合参合率达到了87.2%，2012年这一比例上升到93.4%，2014年继续维持在93.2%的水平，正是由于新农合制度开展实施较早，推广时间长，农村家庭对新农合制度有较高的参与度，人们也更加关注对疾病风险的预防。但是，农村低收入家庭中存在着重复参保现象，仅参加新农合家庭比例（剔除参加其他医疗保险家庭，只参加新农合的家庭所占比例）并没有那么高，普遍下降2～7个百分点，尤其是2014年，新农合与城镇居民医疗保险合并为城乡居民医疗保险后，新农合参合率又下降至86.4%。

随着新农合参合率的上升，农村低收入家庭的医疗费用却并没有下降，医疗负担系数也呈现上升的趋势：2010年农村低收入家庭平均医疗支出金额为1795.14元，2012年为2944.97元，2014年又增加了2000元，四年期间增长了近1.75倍，可见在农民参加新农合后，低收入群体对医疗服务的利用率有所上升，进而带来医疗费用的增加。同样的，医疗负担系数即医疗保健支出占家庭总收入的比重逐年增加，2014年甚至超过了1，说明若不采取措施，农村低收入家庭将负担不起高额的医疗费用。那么，对于贫困群体，新农合制度对对抗健康冲击的效果是否明显？这是本节亟待解决的问题。

由表1新农合参与信息可知，剔除参加其他医疗保险家庭，2010年有1610个样本只参加了新农合，意味着这些家庭产生的医疗费用是可以通过新农合得到报销补偿的，根据参合家庭平均报销比例为26.7%，说明政府和集体补助能够缓解低收入家庭26.7%的医疗支付压力，并且从时间趋势来看报销比例逐渐增长，到2014年接近40%，因此本文基于全部低收入家庭样本，估计了包括新农合在内的诸多因素对低收入家庭脆弱性的影响（结果如表2所示）。

（1）

其中vit表示第i个家庭的第t年的贫困脆弱性，xnhit表示第i个家庭第t期参与新农合情况（主要使用是否有报销、报销比例为替代变量），ui代表不随时间而变的个体异质性的截距项，λt代表时间固定效应，eit随个体和时间而改变的扰动项。Xit表示不同时期的家庭特征变量，这里我们依旧使用家庭成年人平均年龄和平均受教育年限作为户主个人信息的替代变量进行定量分析。

由表2所示，新农合对农村低收入家庭脆弱性的影响在低贫困标准下效果显著，得到新农合报销的家庭，其自我支付医药费用的比重就会有所下降，从而降低脆弱性。这意味着新农合制度的实施的确减少了低收入家庭的疾病风险，因病致贫、因病返贫现象有所改善。但是在2美元/人·天的高贫困标准下，新农合制度并无显著效果，这可能与高额医疗负担家庭本身脆弱性就较高有关，且并不是所有疾病都能通过新农合报销。因此，对于有灾难性医疗支出的低收入家庭（实际医疗支出占家庭非食品支出的比重超过40%的家庭），新农合制度有其针对性，其影响可能存在不同。

2.4 新农合对农村低收入家庭脆弱性的影响：基于灾难性医疗支出样本的估计

尽管医疗负担系数有上升态势，但实际医疗支出占家庭总消费比例是逐年递减的，灾难性医疗支出发生率也由2010年的40.1%下降到2014年的23.7%，这其中必有医疗保险起到的抵御疾病风险作用。

另外，鉴于全样本估计中高贫困标准下新农合制度的保障

效果并不显著，而新农合制度的保障对象是家庭中患有疾病的成员，因此为了探究新农合制度对抵御健康风险的真实效果，我们从低收入家庭中筛选出有灾难性医疗支出的家庭656个作为样本代表（以基期为标准），采用是否受到新农合报销补偿、医疗费用报销比例作为新农合制度的替代变量，通过双向固定效应模型，并加入人口特征、地区因素等控制变量对参加新农合的灾难性支出家庭进行回归分析，对照组为参加新农合但并未有报销补偿的家庭样本。模型设定与基于全样本估计的相同，变量选择及相关描述性统计见表3。

由表3可知，灾难性支出家庭的脆弱性普遍高于低收入家庭平均水平，这与其医疗负担较大、家庭医疗费用支出较高密

不可分，但是通过基本医疗保险的风险共济只能报销一部分医药费用，则大大降低灾难性医疗支出发生概率，从而降低脆弱性。2014年新农合报销比例接近1/2，这与城乡居民医疗保险的合并不无关系，城乡医疗保险制度的整合为调整城乡医疗资源利用不均、缩小城乡医疗费用差距起到了一定的促进作用。

报告了双向固定面板效应下新农合制度对有灾难性支出的低收入家庭脆弱性的影响。根据回归结果，我们发现，新农合制度对这部分家庭的脆弱性有一定的降低作用，这与之前的描述性分析保持了一致性，对于灾难性医疗支出家庭，新农合的报销比例越高，其脆弱性越低。与全样本回归结果不同的是，新农合对灾难性医疗支出家庭的脆弱性无论是1.25美元/人·天的低贫困标准还是2美元/人·天的高貧困标准，都表现出相应的显著性，证明新农合制度对高额医疗费用的报销可以增强灾难性医疗支出家庭的抗风险能力，提高其规避健康风险的水平。

3 結论与政策建议

本文首先从脆弱性与社会保护的关系理论出发，在量化了农村家庭贫困脆弱性的基础上，采用双向固定面板效应验证新农合制度对全样本下的低收入家庭脆弱性的作用，并重点探讨其对灾难性医疗支出家庭脆弱性的影响。结果显示：

新农合制度对低收入家庭脆弱性的影响因支付能力不同而存在分化，总体上仅对低贫困标准下的脆弱性有显著影响，能够使得弱势群体得到一定的医疗费用补偿，而针对有灾难性医疗支出的低收入家庭，其脆弱性随报销比例不断提高而明显降低。

此外，脆弱性的动态变化还受家庭人口结构、受教育程度、人均纯收入、储蓄或借贷行为等特征的影响：儿童、老年人数量越多，家庭面临的健康风险、养老风险越大，带来的经济负担就越重，而劳动力人口、受教育程度、收入、储蓄行为都对脆弱性有显著的负向影响，在降低低收入家庭脆弱性上均起到了一定的效果。

基于上述结论，本文提出相对应的政策建议：

第一，针对灾难性医疗支出的低收入家庭，应配合大病医疗救助及时给予补贴和补偿，同时仍需扩大新农合病种报销范围、提高报销比例，从而减轻低收入群体的医疗负担。

第二，以发展的眼光实施社会保护政策，鼓励低收入家庭通过广义范畴下的社会保护网络提升家庭自身抗风险的能力，降低脆弱性。

[参考文献]

[1]Derose，K.P.， Escarce，J.J.& Lurie， N. Immigrants and health care： sources of vulnerability. [J]. Health Affairs，2007，26（5）：1258-1268.

[2]方迎风，邹薇.能力投资、健康冲击与贫困脆弱性[J].经济学动态，2013（07）：36-50.

[3]齐良书.新型农村合作医疗的减贫、增收和再分配效果研究[J].数量经济技术经济研究，2011（08）：35-52.

[4]陈庆锟，毛阿燕，代涛.新型农村合作医疗制度对农村居民医疗负担的影响研究[J].中国卫生经济，2014（04）：46-48.

[5]王丹华.“新农合”健康绩效及其作用机制研究—基于CLHLS数据[J].社会保障研究，2014（05）：59-67.

[6]程令国，张晔.“新农合”：经济绩效还是健康绩效？[J].经济研究，2012（01）：120-133.

[7]Chaudhuri S.，Jalan J.，Suryahadi A. Assessing Household Vulnerability to Poverty from Cross-sectional Data： A Methodology and Estimates from Indonesia .[M].New York： Columbia University，2002.

[8]Amemiya T.The Maximum Likelihood and The Nonlinear Three-stage Least Squares Estimator in the General Nonlinear Simultaneous Equation Model .[J].Econometrica，1977，45（4）：955-968.