基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响研究
时间：2023-04-25 12:10:03 来源：千叶帆 本文已影响人
徐晓红 甘洁宇
内容提要：基于CHARLS2018数据，本文首先测算绝对贫困和相对贫困标准下的城乡居民贫困脆弱性，在此基础上分析基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响，并采用PSM法消除自选择偏误。研究结果表明，获得基本医疗保障报销和提高保障水平均显著降低了居民贫困脆弱性，且绝对贫困标准下的作用更大。利用工具变量法消除内生性后，该结论依然稳健。进一步分析发现，基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响存在健康异质性但无显著的地区异质性，降低自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和减少灾难性医疗支出的发生概率是基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的重要渠道。放宽报销条件、提高保障水平，有助于降低贫困脆弱性，加快共同富裕进程。
基本医疗保障作为社会保障体系中惠及面最广的项目之一，为我国脱贫攻坚事业做出了巨大贡献。党的十八大以来，我国已经实现了农村贫困人口基本医疗有保障，累计使近1000万因病致贫返贫贫困户摆脱了贫困①数据来源：国家卫生健康委员会宣传司：《2022年5月24日新闻发布会文字实录》，http：//www.nhc.gov.cn/xcs/s3574/202205/1ba733b821ff4dd6939ab5a3c8217ac5.shtml。。在我国脱贫攻坚战取得全面胜利后，防范返贫风险成为新的工作重点。因此，准确评估城乡居民贫困脆弱性，分析基本医疗保障对贫困脆弱性的影响及其内在机制，对于巩固脱贫攻坚成果，进而促进共同富裕具有重要意义。
纵观已有文献可以发现，有关基本医疗保障减贫的研究主要是从其覆盖程度展开的，而对医疗保险报销政策的减贫效果关注的较少，并且近年来我国基本医疗保障的覆盖率一直稳定在95%以上②数据来源：国家医疗保障局：《2021年全国医疗保障事业发展统计公报》，http：//www.nhsa.gov.cn/art/2022/6/8/art_7_8276.html。，研究医疗保险报销政策减贫可以更为准确地反映出基本医疗保障近期的减贫效果，具有良好的现实意义。更重要的是，当前贫困治理工作的重心已转换为巩固脱贫成果、防范返贫风险，以往针对基本医疗保障与已发生贫困展开的研究无法反映在防范家庭或个体未来陷贫的过程中基本医疗保障是否会发挥作用。基于此，本文分别以居民是否获得基本医疗保障报销和保障水平为核心解释变量，采用CHARLS2018数据，研究绝对贫困和相对贫困两种标准下我国基本医疗保障对贫困脆弱性的影响，并进一步讨论基本医疗保障对贫困脆弱性影响的异质性。与已有文献相比，本文可能的边际贡献有以下两点：第一，以往文献大多基于个体是否被医疗保险覆盖展开研究，本文分别以个体是否获得基本医疗保障报销和保障水平为核心解释变量进行分析，是对已有研究的深入；
第二，对比了绝对贫困与相对贫困两种标准下，基本医疗保障对贫困脆弱性影响的差异。本文的研究结论有助于深入了解基本医疗保障的报销政策对贫困脆弱性的影响，为当前巩固脱贫攻坚成果政策的制定与调整贡献实证经验支持。
本文接下来的行文安排如下：第二部分是文献综述，第三部分是方法与数据，第四部分是实证分析，第五部分是对实证结论的稳健性检验，第六部分是异质性分析，第七部分是机制分析，第八部分是结论与政策建议。
学界普遍认为防范因病返贫是当前巩固脱贫攻坚成果、防范返贫的重点与难点（刘子宁等，2019）。一方面，疾病降低了个体的劳动效率与劳动供给，劳动所得减少；
另一方面，医疗支出会增加个体的经济负担，若超过了个体的承受能力则易引发灾难性医疗支出，使得个体陷入贫困与疾病的恶性循环难以摆脱（方迎风、邹薇，2013），因此研究医疗保险对贫困的影响引起了国内外学者的广泛关注。理论层面，福利经济学的代表人物庇古认为国家通过社会保险制度参与收入分配促进了收入均等化，有助于实现社会福利最大化，为医疗保险减贫提供了坚实的理论支持。国内学者刘远立在Pen氏队列的基础上最早提出了医疗保险减贫理论，经Yip和Hsiao补充完善后，形成了如下理论：个体在发生疾病时，其拥有的医疗保险通过对医疗负担予以补偿，达到缓解因病致贫的目的；
此外由于医疗保险的补偿数额和自付医疗支出呈负相关关系，医疗保险的补偿水平越高，减贫的效果越好。而有关医疗保险对贫困的作用机制可以归纳为直接与间接两种，直接机制为对个体的医疗消费予以补偿，具体表现为：减少医疗自付支出以降低灾难性医疗支出的发生率；
间接机制为改善个体的资本存量，具体表现为改善个体健康状况和增加教育投入实现人力资本的增长以及促进金融资本和社会资本的增长等（郑超等，2022；
鲍震宇、赵元凤，2018；
常青等，2021）。医疗保险通过上述机制有效缓解了疾病对个体收入的冲击，降低了个体陷入贫困的可能，防范返贫、巩固脱贫成果的目的初步达到。
基于上述理论，国内外学者在实证层面对医疗保险治理贫困进行了丰富的探讨。Asfaw和Jütting（2007）发现在非洲等不发达地区医疗保险具有提高医疗服务利用率和降低贫困发生率的双重效果；
Sommers和Oellerich（2013）则发现美国的Medicare大幅降低了医疗自付支出，为摆脱贫困做出了重要贡献；
齐良书（2011）发现新农合具有良好的减贫、增收和再分配的效果；
顾鑫等（2021）发现城镇居民医疗保险可以改善居民健康状况，有效缓解因病致贫。医疗保险良好的减贫效果在发达地区和不发达地区均得到了证实，但是也有部分学者对此持相反观点，认为我国医疗保险治理贫困的效果并不显著，仅提高了医疗服务的整体利用率（解垩，2008；
程令国、张晔，2012；
Wagstaff，2008）。这种分歧可能与制度的完善程度和医疗保险减贫的异质性有关，早期医疗保险管理不够成熟，医疗保险的减贫效应未能如期体现；
健康状况较差等群体由于患病概率高和医疗支出费用高等因素从医疗保险中获取的补偿更多，医疗保险对其减贫效果更显著，进而整体的减贫效果易受到研究对象的分布特征影响（刘子宁等，2019；
鲍震宇、赵元凤，2018；
潘杰，2013）。
新时期，治理贫困不仅要重视当下，更应关注未来。已有研究使用贫困发生率、贫困强度等测度贫困，无法满足这一工作需要。贫困脆弱性反映的是个体未来陷贫的风险，具有良好的前瞻性。刘子宁等（2019）在考虑了资产因素对贫困脆弱性影响的基础上，从居民是否参保的层面论证了医疗保险可以有效降低贫困脆弱性且对健康状况较差的群体作用更加明显。高健和丁静（2021）则借助该指标论证了新农合大病保险能有效缓解农村的长期贫困问题。
通过上述文献梳理可以看出，医疗保险治理贫困的积极效果已经得到了证实，其他不一致的结论可以从医疗保险减贫异质性等角度得到解释。目前分析医疗保障与贫困脆弱性关系的研究不断涌现，但基于是否获得报销与保障水平展开分析，并将绝对贫困与相对贫困两种情况对比考虑的尚不多见。有鉴于此，本文利用CHARLS2018数据从是否获得报销和保障水平两个层面研究基本医疗保障对城乡居民贫困脆弱性的影响，并进一步讨论其对不同类型居民贫困脆弱性影响的差异与作用机制，以期丰富医疗保障与贫困脆弱性问题的研究。
（一）实证方法
1.贫困脆弱性及其测算方法
贫困脆弱性是指在风险冲击时，个体或家庭未来的福利下降到某一社会公认水平之下的可能性。已有研究对贫困脆弱性的测算有多种方法，其中，Chaudhuri在2002年提出的期望贫困的脆弱性较好地考虑了个体异质性和贫困的动态性，被广泛应用于实证研究中（蒋丽丽，2017）。Chiwaula（2011）假定个体的资产存量决定了其期望收入，在期望贫困的脆弱性的基础上进一步提出了从资产角度测算贫困脆弱性的方法，丰富了期望贫困的脆弱性的内涵（游士兵、张颖莉，2017）。本文采用该方法来测算城乡居民期望贫困的脆弱性。
从资产角度测算期望贫困的脆弱性的基本逻辑是：考虑个体的资产持有量对期望收入的影响，在利用三阶段可行广义最小二乘法得到具体的期望收入后，假设个体期望收入的对数服从正态分布，进而得到个体的期望收入低于给定标准的概率即为期望贫困的脆弱性。具体而言，首先，按照式（1）进行普通最小二乘回归（OLS）得到反映收入波动的残差平方值；
在此基础上，该残差平方值的对数按式（2）再次进行OLS回归，即可得到残差平方项对数的估计值；
随后，以该残差平方估计值的倒数为权重对式（1）进行广义线性回归（GLS）即可得到消除异方差后各系数的有效估计量、期望收入的对数ln（Yie）和反映未来收入波动情况的标准差σ；
最后，将前述测算结果按式（3）计算即可得到所求贫困脆弱性的具体数值（poor为计算时期对应的贫困标准线）。
其中Vuli即为所求的居民贫困脆弱性水平；
Yi为个体i的年收入，包括个体的劳动性收入、养老金收入和政府转移支付；
A1、A2、A3、A4、A5分别代表金融资产、房屋资产、土地资产、其他固定资产和负债；
Xi为影响个体收入的控制变量。
现行的农村绝对贫困标准是2011年公布的人均年收入2300元（2010年不变价格），调整得到可比的2018年农村绝对贫困标准为人均年收入2995元（汪三贵、孙俊娜，2021）。目前中国没有官方界定的城镇绝对贫困标准，本文参考陈宗胜和于涛（2017）提出的基期与近期标准的倍数关系加物价指数法确定2018年城镇绝对贫困标准。具体是：假设城镇贫困线和农村贫困线在比较期内调整幅度一致，根据1985年政府公布的城镇贫困线和农村贫困线在1985至2018年之间的变动情况①1985年政府公布的城镇贫困标准和农村贫困标准分别为：375元和206元；
2995/206=14.5即为农村贫困标准在1985年至2018年间的变动情况。，得到2018年城镇地区的贫困标准为5437.5元。
相对贫困标准也无官方界定，国内外学者对此进行了深入研究，针对我国相对贫困标准的设定达成了如下共识：以收入为核心、具体基数和比例分城乡设定（邢成举、李小云，2019；
沈扬扬、李实，2020）。基于此，本文选择城镇居民人均可支配收入中位数的50%和农村居民人均可支配收入中位数的40%分别为城乡的相对贫困线（李莹等，2021）。2018年国民经济和社会发展统计公报显示城乡居民人均可支配收入中位数分别为36413元和13066元②数据来源：国家统计局：《2018年国民经济和社会发展统计公报》，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201902/t20190228_1651265.html。，对应的城乡相对贫困线即为18206.5元和5226.4元。
2.多元线性回归
基于前文论述的医疗保险减贫理论，居民是否获得基本医疗保障报销和保障水平与基本医疗保障降低贫困脆弱性的作用密切相关。本文采用个体医疗总支出与自付支出是否相等刻画是否获得报销，以居民医疗支出实际的报销比例反映保障水平，设定了如式（4）的多元线性回归模型进行基准分析。
其中Vuli为个体i的贫困脆弱性水平，insurancei是核心解释变量，包括个体是否获得基本医疗保障报销、保障水平两种含义，以分别满足上述两种不同层面研究的需求，Xi为影响个体贫困脆弱性大小的一系列控制变量，εi为随机扰动项。
3.倾向得分匹配法
尽管个体的报销资格根据政策制定可视为外生给定，但实际生活中，交通出行不便利、报销金额较小且手续复杂等因素会影响居民是否报销。因此，按是否报销所产生的分组不是完全随机的，存在自选择问题。基准分析无法解决自选择问题，易得到有偏的估计结果，需采用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，以下简称PSM）做进一步分析。该方法的基本思路是：依据可观测变量，将处理组和控制组的个体进行匹配，为每一个处理组个体在控制组里尽可能寻找到相似的个体，以获得处理组的反事实个体，从而剔除选择偏误得到无偏的估计结果。具体步骤为：首先选择合适的可观测变量按式（5）计算倾向得分：
其中，cover为因变量，表示个体是否获得报销（cover=1，个体获得报销；
cover=0，个体未获得报销）；
Xi为影响个体贫困脆弱性和报销状况的协变量，包括年龄、性别、户口、婚姻状况、是否退休、家庭成员数、自评健康水平、过去一年住院治疗总支出和住院次数。
在得到倾向得分后，采用近邻匹配、卡尺匹配和核匹配等方式匹配，确保各匹配方法满足共同支撑假设和平衡性假设后即可得到基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性的平均处理效应（ATT）如下：
其中Vul1为得到基本医疗保障报销个体的贫困脆弱性水平，Vul0为没有得到基本医疗保障报销个体的贫困脆弱性水平。
（二）数据
本文使用的数据是中国健康与养老调查（CHARLS）数据。该数据由北京大学国家发展研究院主持，采用多阶段抽样和PPS抽样方法获得，涵盖全国28个省份。该调查历经2011年、2013年、2015年和2018年四轮，得到了中国45岁以上中老年人家庭和个人的高质量微观数据，广泛应用于医疗保障和人口老龄化等研究。
2016年以来，国家对基本医疗保障制度进行了较大力度的改革，国务院在2016年1月12日印发《关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》要求各地在2016年底制定具体实施方案，逐步在全国范围建立统一的城乡居民医保制度，实现筹资政策、保障待遇、医保目录和基金管理的统一。基本医疗保障逐渐趋向城乡统筹发展，较以往有较大的变化，为更加准确地识别出目前基本医疗保障政策对居民贫困脆弱性的影响，本文仅采用了CHARLS2018数据，并将城镇居民和农村居民均纳入考虑。此外，为排除商业医疗保险等其他医疗保险的影响，本文选取仅被我国基本医疗保障覆盖的样本。在对样本的缺失值和异常值处理后，得到有效样本11981个，记为样本A，用于测算城乡居民的贫困脆弱性水平。如表1的描述性统计所示，除了前文论述到的金融资产、房屋资产、土地资产、其他固定资产和负债外，本部分还从个人、家庭和地区三个层面选取变量对实证结果予以控制，具体为年龄、性别、婚姻状况、户口、受教育水平、自评身体健康等个体特征变量，子女数量等家庭特征变量和区分东中西的地区特征变量。
表1 样本A的描述性统计
续表
样本B为样本A中过去一年发生了住院支出的个体，是样本A的子样本①本文只关注住院医疗费用及其报销金额和比例的情况，因为门诊医疗费用较小且很多医疗保险不报销门诊医疗费用，因而其对贫困脆弱性的影响较小。此前也有文献在考察医疗保险保障水平时只关注住院医疗费用（刘子宁等，2019）。。如表2的描述性统计所示，本部分分别以是否报销和保障水平为核心解释变量实证分析基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响。同时对比可发现样本B整体的健康状况要明显比样本A差。
表2 样本B的描述性统计
续表
（一）贫困脆弱性测算
基于前文对贫困脆弱性及其测算方法的介绍，并结合给定的绝对贫困与相对贫困标准，得到城乡居民贫困脆弱性水平如表3所示。进一步地将全样本划分为过去一年发生了住院支出组和过去一年未发生住院支出组，初步直观对比疾病对两组居民贫困脆弱性水平的影响。
表3中数据表明，不论总样本还是两组分样本，相对贫困线对应的居民贫困脆弱性水平更高，这主要是因为相对贫困中的贫困对生活有更全面且更高的要求，因而居民的贫困脆弱性水平在相对贫困标准下更高；
对于不同的贫困线来说，发生了住院支出组居民的贫困脆弱性水平整体要明显高于未发生住院支出组居民，这主要是因为，发生住院支出会增加居民的经济负担，同时削弱居民获取收入的能力，进而居民的贫困脆弱性水平相对较高。基本医疗保障与居民贫困脆弱性的关系如何，下文将从居民是否报销和保障水平两方面实证分析这一问题。
表3 2018年城乡居民的贫困脆弱性统计
（二）基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响
1.基准分析
基准分析的结果如表4所示，其中列（1）与列（2）分别汇报的是基本医疗保障对绝对贫困和相对贫困标准下居民贫困脆弱性的影响效果。结果表明，基本医疗保障对两种标准下的贫困脆弱性均具有显著的负向作用，但绝对贫困标准下该作用更大，具体的边际效应分别为3.8%和2.0%。在其他控制变量方面，随着年龄增大，个体的劳动能力、风险抵抗力等能力均会下降，贫困脆弱性水平会显著提升；
在性别方面贫困脆弱性也呈现出显著差异，与女性相比，男性的贫困脆弱性水平更低，这可能与男性的身体机能更好，获取收入和抵御风险的能力更强有关；
受教育水平是构成个体人力资本的重要部分，受教育水平越高者拥有的人力资本更多，获取收入的能力更强，贫困脆弱性水平更低；
同时，结合自评健康的具体赋值，身体健康状况越好的个体贫困脆弱性水平越低，进一步说明了人力资本存量越大，个体获取收入抵抗贫困风险的能力更强；
除此之外，贫困脆弱性水平也呈现出显著的城乡和工作状态差异，具体而言，农业户口居民比非农户口居民的贫困脆弱性水平更低，工作群体比非工作群体的贫困脆弱性水平更高，这种差异可能与本文使用的CHARLS数据库的调查对象是45岁以上居民有关，农村中老年居民享受的户口福利待遇更多、未工作的老年居民中退休群体的保障待遇更高；
而东部地区居民的贫困脆弱性水平相较于西部地区更低则主要是因为东部地区经济发达，居民整体生活水平较高。
表4 基准分析：基本医疗保障降低贫困脆弱性的效果
2.倾向得分匹配分析
表5汇报的是分别采用一对五近邻匹配、半径匹配和核匹配得到的绝对贫困与相对贫困两种标准对应的平均处理效应ATT值。结果表明：绝对贫困标准下，基本医疗保障使贫困脆弱性水平显著降低了3.7%—4.9%；
但是相对贫困标准下，该效应不显著。将PSM估计结果与基准分析结果对比可以发现：基准分析低估了基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的效果。
表5 PSM估计：基本医疗保障降低贫困脆弱性的效果
有效的PSM估计需要满足平衡性假设和共同支撑假设，本文以一对五近邻匹配为例进行平衡性检验和共同支撑检验，结果如表6和图1所示。表6中结果显示经匹配后各变量的标准偏误均显著下降且绝对值小于临界值10%，t检验对应的p值均大于10%，即经匹配后报销组与未报销组的个体无显著差异，平衡性检验通过。图1反映的是匹配前后报销组与未报销组的核密度函数，图1（a）显示，匹配前报销组和未报销组的支撑区域存在一定的差别，图1（b）显示匹配后报销组与未报销组样本的倾向得分区域基本重合，共同支撑假设满足。综上，PSM估计的基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的结论是稳健且有效的。
图1 报销组和未报销组倾向得分核密度函数图
表6 匹配变量的平衡性检验
（三）提高基本医疗保障水平的减贫效果
前文以是否报销为核心解释变量论证了基本医疗保障对绝对贫困标准下的贫困脆弱性有显著的负向作用，但在相对贫困标准下该负向作用不稳健，表明放宽居民获得基本医疗保障报销的条件有助于增强基本医疗保障降低贫困脆弱性的效果。本部分从保障水平的层面对基本医疗保障降低贫困脆弱性的效果做进一步分析。结果如表7所示，表7中模型（1）与模型（2）分别汇报了基本医疗保障的保障水平对绝对贫困和相对贫困两种标准下贫困脆弱性的影响。结果表明：基本医疗保障的保障水平与贫困脆弱性之间存在显著的负向关系，提高其保障水平可以有效降低贫困脆弱性水平，其中，绝对贫困标准下该影响作用更大，具体的边际效应分别为6.9%和4.2%。因此，提高基本医疗保障的保障水平是增强其降低贫困脆弱性效果的又一重要手段。
表7 基本医疗保障水平对贫困脆弱性的影响
续表
为确保实证结果的稳健，本文采用工具变量法和替换贫困标准两种方法进行稳健性分析。
（一）基准回归的内生性处理：工具变量法
PSM估计虽然克服了基准回归可能存在的选择偏误，但准确评估基本医疗保障与贫困脆弱性的关系还应考虑遗漏变量与反向因果带来的偏误，本文采用工具变量法进一步识别可能存在的偏误。依据工具变量理论，合适的工具变量应满足相关性和外生性条件，即工具变量应与内生解释变量相关与扰动项不相关，本文选择家庭住址与医疗机构距离的对数为工具变量。根据我国基本医疗保障给付的有关制度，影响个体能否获得报销的主要因素有：医疗机构级别、医疗服务类型和“两定点、三目录”等。与医疗机构的距离一定程度上和医疗机构级别、医疗服务类型有关，有文献发现我国69.3%的城市居民患病后首次就医选择社区卫生服务站，78.3%的农村居民患病后首次就医选择基层医疗（李冬冬等，2020），而这些医疗机构大部分是离家较近且报销比例高于省市中心等发达地区的大型医疗机构，满足工具变量的相关性条件。此外尚未有证据表明家庭住址与医疗机构的距离会直接影响个体的贫困脆弱性水平，工具变量的外生性条件满足。
表8是两阶段最小二乘法的估计结果。结果表明：绝对贫困标准下，基本医疗保障可以显著降低居民的贫困脆弱性，而在相对贫困标准下，仅有不显著的负向作用，与PSM估计结果一致。有效的工具变量估计结果还应通过弱工具变量检验和内生性检验，弱工具变量检验的F统计量大于临界值10，可以拒绝“存在弱工具变量”的假设，内生性检验的结果在5%的水平上拒绝了“所有变量均为外生变量”的假设。本文的实证结论稳健。
表8 工具变量：基本医疗保障降低贫困脆弱性效果
续表
（二）替换贫困标准
本文选择世界银行2015年公布的每人每天1.9美元作为绝对贫困标准，并利用世界银行公布的PPP购买力平价转换因子和2015年后国家统计局公布的CPI指数，得到可比的2018年城乡居民的绝对贫困标准。对于相对贫困标准，本文参考沈扬扬和李实（2020）的方法，分别按照城镇和农村人均可支配收入中位数的40%予以确定。在重新计算居民的贫困脆弱性后，采用基准分析和PSM分析得到结果如表9、表10所示。基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响与前文研究结论相同，实证结论稳健。
表9 基准分析：替换贫困标准的稳健性检验结果
表10 PSM分析：替换贫困标准的稳健性检验结果
续表
为深入了解居民异质性特征对基本医疗保障降低贫困脆弱性的影响，本文从居民健康水平和所在地区两方面进行异质性分析。
（一）健康异质性
为便于分析，本部分将自评健康非常差、较差、一般、好、非常好归纳整理为自评健康差、自评健康一般和自评健康好三组，相应设置虚拟变量自评健康等级，并在基准模型中引入自评健康等级与是否报销的交互项，以评估基本医疗保障报销对不同健康水平居民贫困脆弱性的影响。实证分析结果如表11所示，表11中第（1）列是在绝对贫困标准下，以自评健康好的一组为参考基准，得到的基本医疗保障影响居民贫困脆弱性的健康异质性分析结果，回归结果显示，是否报销的系数不显著为负，表明对于自评健康较好的群体，基本医疗保障报销降低贫困脆弱性的作用不显著，但“自评健康一般×是否报销”与“自评健康较差×是否报销”的系数均显著为负且“自评健康较差×是否报销”的系数绝对值更大，表明基本医疗保障报销降低贫困脆弱性存在显著的健康异质性且对健康状况越差的个体作用越明显。表11中第（2）列是基于相对贫困标准下的贫困脆弱性，以自评健康好的一组为参考基准，进行的基本医疗保障影响居民贫困脆弱性的健康异质性分析，表中的回归结果显示，“自评健康一般×是否报销”与“自评健康较差×是否报销”的系数均不显著，说明相对贫困标准下，基本医疗保障影响居民贫困脆弱性不存在显著的健康异质性。
表11 基于健康水平异质性的分析结果
综上，基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响仅在绝对贫困标准下存在显著的健康异质性，相对贫困标准下，健康异质性则不显著。绝对贫困标准下，基本医疗保障影响居民贫困脆弱性存在健康异质性的主要原因是，与健康状况较好的个体相比，健康状况较差的个体患病的概率和医疗费用支出都更高，直接从基本医疗保障中获取的补偿更多，基本医疗保障降低其贫困脆弱性的作用相应更为显著。在相对贫困标准下，基本医疗保障影响居民贫困脆弱性不存在显著的健康异质性则与目前我国基本医疗保障的保障水平有限，降低相对贫困标准下居民贫困脆弱性的整体效果不显著有关。
（二）地区异质性
本部分基于个体所在地区区分为东部和中西部进行异质性分析，相应地设置地区分组虚拟变量，并在基准模型中引入地区分组与是否报销的交互项，以评估基本医疗保障报销对不同地区居民贫困脆弱性的影响。具体的分析结果如表12所示，表12中第（1）和（2）列是以中西部地区为参考基准，回归结果显示，是否报销的系数显著为负且绝对值高于基准分析结果，表明对于中西部地区，基本医疗保障可以显著降低贫困脆弱性水平，但是地区分组与是否报销的交互项系数不显著为正，表明基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性的影响在中西部地和东部地区之间没有显著差异；
进一步分析发现，更换参考基准为东部地区后，结果如表12中的第（3）和（4）列所示，是否报销的系数不显著为负，即对于东部地区而言，基本医疗保障对居民贫困脆弱性没有显著影响，这可能是该类群体样本量过小所致，也进一步佐证了基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性的影响在中西部地和东部地区之间没有显著差异的结论。
表12 地区异质性分析结果
现有文献对医疗保险发挥减贫效应的机制做了详细分析。然而，有关医疗保险报销影响贫困脆弱性的传导机制有待补充，本文在已有文献的基础上，基于灾难性医疗支出的概念分析基本医疗保障报销降低贫困脆弱性的作用机制。灾难性医疗支出是指个人的疾病医疗支出导致个人或家庭的经济结构出现严重失衡的状况，是国际上公认的衡量疾病造成医疗支出风险的重要指标。目前国内外研究大多以医疗支出超出收入的某个比例作为发生灾难性医疗支出的界定标准，其中40%是被学者运用最广泛的阈值（戴卫东、徐谷雄，2020）。因此，本文以自付医疗支出占家庭人均纯收入的比重来刻画疾病带来的经济负担，定义该比值超过40%即为发生了灾难性医疗支出。实证分析中，本文采用温忠麟的中介效应方法，分别以自付医疗支出占家庭人均纯收入的比重和是否发生灾难性医疗支出作为中介变量进行分析，首先，检验基本医疗保障对居民贫困脆弱性是否显著，表4和表5中结果均表明，基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性有显著的负向影响；
因此，第二步检验基本医疗保障报销对中介变量的影响以及第三步检验中介变量和基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性的影响。此外，为消除自选择偏误，确保实证结果的稳健性，本文分别将被解释变量替换为自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和是否发生灾难性医疗支出后采用PSM法进行机制分析。
实证结果如表13和表14所示。表13中结果表明，基本医疗保障报销显著降低了自付医疗支出占家庭人均纯收入比重，减少了灾难性医疗支出的发生概率；
表14中结果表明，在加入中介变量自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和是否发生灾难性医疗支出后，中介变量分别在5%和1%的水平上显著为负，解释变量是否报销的系数不显著，说明自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和是否发生灾难性医疗支出均发挥了完全中介效应。综上所述，降低自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和减少灾难性医疗支出的发生概率是基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的重要渠道。
表13 PSM分析：基本医疗保障报销对居民贫困脆弱性的作用路径检验
表14 基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的中介效应检验
本文利用CHARLS2018数据，采用三阶段可行广义最小二乘法从资产角度分别测算了绝对贫困和相对贫困两种标准下居民的贫困脆弱性水平，在此基础上采用多元线性回归和PSM法研究基本医疗保障对居民贫困脆弱性的影响及其异质性特点。主要研究结论如下：第一，绝对贫困标准下，基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的效果是显著且稳健的，基准分析和PSM法估计的政策效应分别为3.8%和4.9%；
第二，相对贫困标准下，基本医疗保障降低居民贫困脆弱性的效果仅在基准分析中显著，具体政策效应为2.0%。第三，在绝对贫困和相对贫困标准下，提高基本医疗保障的保障水平可以显著降低居民的贫困脆弱性，具体的政策效应分别为6.9%和4.2%。第四，基本医疗保障对贫困脆弱性的影响存在健康异质性但没有明显的地区异质性，绝对贫困标准下，基本医疗保障对健康状况较差居民贫困脆弱性的作用更显著；
相对贫困标准下，基本医疗保障对居民贫困脆弱性影响的健康异质性不显著。第五，机制分析表明，降低自付医疗支出占家庭人均纯收入比重和减少灾难性医疗支出的发生概率是基本医疗保障报销影响居民贫困脆弱性的重要渠道。
基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：第一，消除绝对贫困后，应增强基本医疗保障降低相对贫困标准下居民贫困脆弱性的作用，可以通过放宽获得报销资格的条件和提高保障水平两种渠道实现，具体而言就是扩大基本医疗保障补偿的目录范围、降低起付线和提高报销比例。第二，提高基本医疗保障资金统筹协调的效率，在保证整体的保障水平稳定的同时，向健康状况较差和中西部地区居民予以适度倾斜。第三，目前我国基本医疗保障中的门诊统筹保险的保障水平相对落后于住院统筹保险，应加快门诊统筹保险发展，在贫困治理工作中发挥出更大的效果。首先，扎实推进门诊费用异地直接结算工作，以适应当前人口跨区域流动的整体趋势；
其次，在财政压力允许的范围内，扩大门诊统筹保险补偿的目录范围，提高门诊统筹保险的保障水平。第四，试行基本医疗保障的有关项目筹资模式由定额筹资向定比例筹资转变，增强基本医疗保障对居民收入分配的调节能力，更好地推进相对贫困治理工作，加快共同富裕进程。
