張仲芳 劉海蘭 劉 星

1.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)稅與公共管理學(xué)院 江西南昌 330013

2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)衛(wèi)生政策與治理創(chuàng)新研究中心 江西南昌 330013

3.廣東醫(yī)科大學(xué)醫(yī)療保障研究院 廣東東莞 523808

2020年，中共中央、國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于深化醫(yī)療保障制度改革的意見》，明確提出要健全統(tǒng)一規(guī)范的醫(yī)療救助制度，建立防范和化解因病致貧、因病返貧長效機(jī)制。但我國現(xiàn)有醫(yī)療救助政策及實(shí)踐一方面主要關(guān)注低收入的貧困群體，一方面在支出端設(shè)置的條件非常嚴(yán)苛，在家庭完全無法解決醫(yī)療負(fù)擔(dān)即因病致貧返貧形成既定事實(shí)時(shí)才給予救助，這樣的做法無法發(fā)揮預(yù)防作用。我國醫(yī)療救助制度有必要盡快完善支出端的對象識別機(jī)制。國際上普遍使用 “災(zāi)難性衛(wèi)生支出”(Catastrophic Health Expenditure)這一概念和指標(biāo)對一個(gè)國家或地區(qū)的家庭因疾病造成的醫(yī)療衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和財(cái)務(wù)脆弱風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行衡量，其中世界衛(wèi)生組織(WHO)2009年提出的標(biāo)準(zhǔn)使用最廣，即一段時(shí)間內(nèi)一個(gè)家庭的醫(yī)療支出占家庭可支付能力的比例達(dá)到40%時(shí)，即認(rèn)定發(fā)生了災(zāi)難性衛(wèi)生支出。這一標(biāo)準(zhǔn)的底層邏輯是當(dāng)閾值達(dá)到40%的時(shí)候，家庭強(qiáng)制性醫(yī)療支出將擠壓家庭基本生活消費(fèi)(生存型消費(fèi))，造成家庭生活水平下降甚至面臨貧困風(fēng)險(xiǎn)。事實(shí)上，除WHO提出的這一標(biāo)準(zhǔn)外，國內(nèi)外研究對于災(zāi)難性衛(wèi)生支出的指標(biāo)衡量問題存在諸多分歧。該指標(biāo)的計(jì)算公式由分子、分母和閾值組成，其中分母除了可支付能力外，有學(xué)者認(rèn)為可以用家庭總收入、家庭消費(fèi)支出、家庭可支配收入、非食品支出等數(shù)值指代[1-4]，40%的閾值則根據(jù)研究需要被學(xué)者們賦值為0%～60%不等[5-7]?，F(xiàn)階段有必要根據(jù)我國具體國情，對災(zāi)難性衛(wèi)生支出標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行較為科學(xué)的界定，為完善我國醫(yī)療救助對象識別機(jī)制奠定基礎(chǔ)。雖然以往研究基于個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用對醫(yī)療服務(wù)價(jià)格敏感度的變化、探索“災(zāi)難性衛(wèi)生支出”指標(biāo)與“因病致貧”最佳匹配模式等方式對災(zāi)難性衛(wèi)生支出標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了一些探討[8-9]，但是并未從災(zāi)難性衛(wèi)生支出這一概念的初衷出發(fā)開展研究。因此，本文分析醫(yī)療支出對我國家庭基本生活消費(fèi)的影響，以醫(yī)療支出占家庭收入的比例達(dá)到多少會對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)作為我國災(zāi)難性衛(wèi)生支出閾值選擇的依據(jù)，試圖尋找適合我國國情的災(zāi)難性衛(wèi)生支出標(biāo)準(zhǔn)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)

雖然從表面上看，醫(yī)療支出與其他消費(fèi)(包括家庭基本生活消費(fèi))同屬于家庭消費(fèi)的項(xiàng)目，醫(yī)療支出增多自然會擠壓其他消費(fèi)的空間，另外醫(yī)療消費(fèi)更多代表著受到的疾病沖擊更大，身體健康程度的下降會導(dǎo)致收入的減少，從而導(dǎo)致消費(fèi)水平的下降。但是根據(jù)“生命周期”理論，人們會在收入較高的時(shí)候通過儲蓄等各種方式提前進(jìn)行預(yù)防，從而具有面臨風(fēng)險(xiǎn)時(shí)實(shí)現(xiàn)平滑消費(fèi)的能力，因此，醫(yī)療支出并不會對其他家庭消費(fèi)產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)，這一理論在我國通過了眾多研究的檢驗(yàn)。[10-11]但以往研究由于直接用醫(yī)療支出作為自變量進(jìn)行回歸，并不能完整刻畫醫(yī)療支出對家庭財(cái)務(wù)的沖擊程度。本文使用醫(yī)療支出強(qiáng)度這一自變量以克服上述問題。醫(yī)療支出強(qiáng)度為家庭年度醫(yī)療支出占家庭年度總收入的比例，即醫(yī)療支出強(qiáng)度=家庭年度醫(yī)療支出/家庭年度總收入*100%。根據(jù)以上研究結(jié)論，可以推測醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間存在著非線性關(guān)系。當(dāng)醫(yī)療支出強(qiáng)度較小時(shí)，家庭具有平滑消費(fèi)能力，不會對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)面影響；當(dāng)醫(yī)療支出強(qiáng)度較大時(shí)，家庭平滑消費(fèi)能力喪失，對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，且隨著醫(yī)療支出強(qiáng)度的提高，這種負(fù)向效應(yīng)將愈加明顯。據(jù)此，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)H1：醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間并不是簡單的非線性關(guān)系，而是存在拐點(diǎn)的非線性關(guān)系。

1.2 災(zāi)難性衛(wèi)生支出的閾值

根據(jù)WHO提出的標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)制性醫(yī)療支出影響到家庭基本生活時(shí)才意味著災(zāi)難性衛(wèi)生支出發(fā)生，因此將醫(yī)療支出強(qiáng)度對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向關(guān)系的拐點(diǎn)作為災(zāi)難性衛(wèi)生支出的閾值。由于WHO提出的標(biāo)準(zhǔn)認(rèn)可度最高，國內(nèi)外針對中國災(zāi)難性衛(wèi)生支出的研究大多使用40%這一閾值，因此，本文假設(shè)當(dāng)醫(yī)療支出強(qiáng)度達(dá)到40%時(shí)，家庭平滑消費(fèi)能力將喪失，醫(yī)療支出與家庭基本生活消費(fèi)的負(fù)向線性關(guān)系開始出現(xiàn)。據(jù)此，本文提出第二個(gè)假設(shè)：

假設(shè)H2：醫(yī)療支出強(qiáng)度達(dá)到40%時(shí)，醫(yī)療支出開始對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)。

2 資料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的是中國家庭追蹤調(diào)查(China Family Panel Studies，CFPS)2012年、2014年、2016年和2018年四期的數(shù)據(jù)。CFPS由北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實(shí)施，樣本覆蓋25個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)，目標(biāo)樣本規(guī)模為16 000戶，跟蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)。除了核心自變量醫(yī)療支出強(qiáng)度需要做簡單的公式計(jì)算外，其他所有涉及變量都可以直接在CFPS個(gè)體和家庭板塊找到。四期數(shù)據(jù)的原始樣本量為46 471，去除沒有戶主信息、家庭id缺失和重復(fù)的樣本和異常值后，最終獲得了12 269個(gè)家戶共28 346個(gè)樣本的四期非平衡面板數(shù)據(jù)。所有收入變量均使用2010年的可比價(jià)格進(jìn)行平減，對所有數(shù)值較大的變量均進(jìn)行了上下各1%的縮尾處理。

2.2 模型構(gòu)建與變量選取

本文采用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)醫(yī)療支出強(qiáng)度對家庭基本生活消費(fèi)的影響?；竟烙?jì)模型如下：

yit=α+β1xit+βjxjit+μi+λt+εit

其中，i和t分別表示個(gè)體(家戶)和年份，εit表示誤差擾動項(xiàng)，μi和λt分別表示個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，yit表示因變量，β1表示估計(jì)系數(shù)，xit表示核心自變量，xjit表示一系列控制變量。

本文的因變量是家庭基本生活消費(fèi)，即家庭年度食品支出、衣著支出、住房支出三者之和。核心自變量是醫(yī)療支出強(qiáng)度，具體表示為家庭年度醫(yī)療支出/家庭年度總收入*100%。根據(jù)以往研究，控制變量包括家庭存款、家庭凈資產(chǎn)、家庭年度工資性收入、家庭年度經(jīng)營性收入、家庭年度轉(zhuǎn)移性收入、家庭年度財(cái)產(chǎn)性收入、家庭年度其他收入、家庭年度人均純收入、家庭規(guī)模等家庭特征變量和戶主戶口性質(zhì)(農(nóng)業(yè)戶口取值為0，非農(nóng)業(yè)戶口取值為1)、戶主婚姻狀態(tài)(在婚，有配偶取值為1，其他情況取值為0)、戶主受教育年限(文盲/半文盲取值為0，小學(xué)取值為6，根據(jù)常規(guī)學(xué)制賦值)、戶主個(gè)人年度總收入、戶主身體健康狀況等戶主個(gè)人特征變量。另外，考慮到家庭消費(fèi)情況受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平影響較大，因此將省份虛擬變量也納入控制變量考慮。

2.3 分析方法

首先，對獲得的CFPS 2012年、2014年、2016年和2018年四期數(shù)據(jù)進(jìn)行清洗，篩選本文需要的變量，再合并成一份四期非平衡面板數(shù)據(jù)。然后，借助統(tǒng)計(jì)軟件STATA17對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，采用的分析方法主要是雙向固定效應(yīng)模型和傾向得分匹配法。

3 結(jié)果

3.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

在經(jīng)過一系列檢驗(yàn)后，本研究放棄使用混合效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。然后，在固定效應(yīng)模型中加入時(shí)間固定效應(yīng)，即建立“雙向固定效應(yīng)模型”，另外考慮到家庭消費(fèi)行為可能受地區(qū)影響，因此，也將省份固定效應(yīng)加以控制。

表1展示了在全樣本下使用雙向固定效應(yīng)模型回歸的結(jié)果。在第(1)列中，我們以家庭基本生活消費(fèi)為因變量，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出強(qiáng)度對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的正向效應(yīng)(P<0.05)，即家庭醫(yī)療支出強(qiáng)度每提升一個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致家庭基本生活消費(fèi)增加20.051元。為驗(yàn)證假設(shè)H1的猜想，在第(2)列中加入了醫(yī)療支出強(qiáng)度的平方項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出對家庭基本生活消費(fèi)的正向效應(yīng)更加明顯(P<0.01)，系數(shù)也提升至108.269，同時(shí)平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(P<0.05)，說明二者之間存在著明顯的“倒U型”關(guān)系，假設(shè)H1成立。根據(jù)第(2)列的估計(jì)結(jié)果，對“倒U型”的拐點(diǎn)進(jìn)行估算(按照經(jīng)濟(jì)學(xué)一般做法，拐點(diǎn)處自變量的數(shù)值等于自變量系數(shù)除以2倍的平方項(xiàng)系數(shù)的負(fù)數(shù)，下文估算方法相同)，得出拐點(diǎn)處的醫(yī)療支出強(qiáng)度約為71.42%。也就是說，以71.42%為臨界值，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)的關(guān)系由正向效應(yīng)轉(zhuǎn)為負(fù)向效應(yīng)，也即災(zāi)難性衛(wèi)生支出的閾值應(yīng)該在71.42%左右，假設(shè)H2不成立。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了得到更加穩(wěn)健的研究結(jié)果，本文使用了不同的方法對可能存在的內(nèi)生性進(jìn)行解決。

3.2.1 更換變量

在表1第(3)(4)(5)列中，本研究分別使用家庭年度食品支出、家庭年度衣著支出和家庭年度住房支出來表示家庭基本生活消費(fèi)，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療支出強(qiáng)度的系數(shù)顯著為正，平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，因此醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間的“倒U型”關(guān)系依然成立。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.2.2 取對數(shù)

由于家庭收入、支出等變量數(shù)值較大，考慮到變量共線性的問題，對家庭收入、支出等變量進(jìn)行加1后取對數(shù)處理，再進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸。回歸結(jié)果如表2所示，在第(1)行中，以取對數(shù)后的家庭基本生活消費(fèi)為因變量，顯示醫(yī)療支出強(qiáng)度對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的正向影響(P<0.01)，同時(shí)平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(P<0.05)，說明二者之間“倒U型”關(guān)系依然成立。同樣的，在(2)(3)(4)行中，分別以取對數(shù)后的家庭食品支出、衣著支出和住房支出為因變量，結(jié)果依然保持一致。囿于篇幅，其他控制變量的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤未展示。

表2 轉(zhuǎn)換模型回歸結(jié)果

3.2.3 使用傾向得分匹配模型消除樣本選擇偏誤

本文的因變量與核心自變量，即醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間，可能存在著內(nèi)生性，雖然健康沖擊對于個(gè)體和家庭來說具有一定的隨機(jī)性，但有證據(jù)表明，收入、社會資本、受教育水平等要素會對健康產(chǎn)生直接或間接的影響[12-13]，也就是說，資源稟賦不足的家庭更有可能面臨健康風(fēng)險(xiǎn)。這些證據(jù)表明，醫(yī)療支出強(qiáng)度對家庭基本生活消費(fèi)的影響可能不僅僅是因?yàn)獒t(yī)療支出大引起的，而是背后隱藏的眾多因素導(dǎo)致的，換句話說，醫(yī)療支出強(qiáng)度大和醫(yī)療支出強(qiáng)度小的群體本身就具有差異，存在著樣本選擇偏誤。對此，利用傾向得分匹配方法消除樣本差異。

由于本文研究不涉及政策實(shí)施時(shí)間，因此采用混合匹配的方法，即把所有樣本打亂后進(jìn)行匹配。由于前面計(jì)算的“倒U型”拐點(diǎn)在70%左右，因此將醫(yī)療支出強(qiáng)度大于等于70%的家庭視為實(shí)驗(yàn)組，將醫(yī)療支出強(qiáng)度小于70%的家庭視為對照組。進(jìn)入匹配的協(xié)變量有家庭人均收入分位數(shù)、戶主外出吃飯的頻率、戶主受教育年限等變量，采用最近鄰匹配方式。將未匹配成功(offsupport)的樣本刪除后，共篩選得到27 425個(gè)家戶樣本，再進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸，回歸結(jié)果展示在表2第(5)(6)(7)(8)行。

在第(5)行中，本研究使用家庭基本生活消費(fèi)作為因變量，醫(yī)療支出強(qiáng)度的系數(shù)顯著為正(P<0.01)，平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(P<0.01)，說明二者之間“倒U型”關(guān)系依然穩(wěn)健，計(jì)算出拐點(diǎn)處的醫(yī)療支出強(qiáng)度為69.09%，證明基準(zhǔn)回歸模型得到的70%左右的臨界值是可靠的。在第(6)(7)(8)行中，同樣將因變量更換為家庭食品支出、衣著支出和住房支出，結(jié)果依然穩(wěn)健。

3.3 異質(zhì)性分析

經(jīng)過以上研究，可以確定在全樣本視角下，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間存在著穩(wěn)健的“倒U型”關(guān)系，且拐點(diǎn)在70%左右。因此，全樣本下，家庭年度醫(yī)療支出占家庭年度總收入的比例達(dá)到70%時(shí)，可視為發(fā)生了災(zāi)難性衛(wèi)生支出。為了使得災(zāi)難性衛(wèi)生支出的標(biāo)準(zhǔn)和醫(yī)療救助瞄準(zhǔn)機(jī)制更加精準(zhǔn)，有必要進(jìn)行異質(zhì)性分析。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)差異在研究中往往受到特別重視。另外，有理由相信不同貧富程度的家庭應(yīng)對健康風(fēng)險(xiǎn)的能力是有差異的。據(jù)此，本文對城鄉(xiāng)以及不同收入等級的家庭進(jìn)行了分類，開展異質(zhì)性分析。

3.3.1 城鄉(xiāng)異質(zhì)性

CFPS各年數(shù)據(jù)的“國家統(tǒng)計(jì)局城鄉(xiāng)分類”變量將家庭分為“城市”和“鄉(xiāng)村”，本文據(jù)此將樣本分為城市居民和農(nóng)村居民兩組，分別進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸。如表3前兩列所示，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)的“倒U型”關(guān)系集中體現(xiàn)在農(nóng)村居民家庭，城市居民家庭不顯著。說明城市居民家庭面對健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)實(shí)行平滑消費(fèi)的能力較強(qiáng)，醫(yī)療支出對其家庭基本生活沖擊較小。經(jīng)過計(jì)算，農(nóng)村居民家庭拐點(diǎn)處的醫(yī)療支出強(qiáng)度是61.39%。

3.3.2 貧富異質(zhì)性

CFPS各年數(shù)據(jù)中，將“家庭人均收入分位數(shù)”這一變量分為“最高25%”“中上25%”“中下25%”“最低25%”四個(gè)類型，將家庭人均收入四等分。結(jié)合一般研究習(xí)慣，將“最高25%”樣本定義為高收入家庭，“中上25%”和“中下25%”樣本定義為中等收入家庭，“最低25%”樣本定義為低收入家庭，分別進(jìn)行雙向固定效應(yīng)回歸。如表3后三列所示，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)的“倒U型”關(guān)系集中體現(xiàn)在中等收入家庭，高收入家庭和低收入家庭不顯著。經(jīng)過計(jì)算，中等收入家庭拐點(diǎn)處的醫(yī)療支出強(qiáng)度是51.58%。

表3 異質(zhì)性回歸結(jié)果

4 討論

4.1 醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間并不是簡單的線性關(guān)系，而是存在拐點(diǎn)的“倒U形”關(guān)系

本文的實(shí)證結(jié)果顯示，全樣本下，醫(yī)療支出并沒有對我國居民家庭基本生活消費(fèi)造成負(fù)向效應(yīng)，這一結(jié)果符合“生命周期”理論，即家庭會對疾病帶來的不確定的醫(yī)療支出進(jìn)行提前預(yù)防，在疾病風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生時(shí)，可以通過其他方式進(jìn)行消解，不至于對家庭的基本生活產(chǎn)生影響。而至于為什么醫(yī)療支出反而會對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生正向效應(yīng)，可能的原因是，當(dāng)某一家庭成員受到疾病沖擊時(shí)，會被認(rèn)為需要攝取更多的營養(yǎng)，因此會提高伙食標(biāo)準(zhǔn)，同時(shí)也會從改善衣著、住房條件等方面增強(qiáng)對患者的照顧。尤其是當(dāng)患者是家庭中的青壯年時(shí)，這一表現(xiàn)會更加明顯，因?yàn)榧彝ゼ毙杌颊呋謴?fù)健康，從而恢復(fù)勞動能力，以獲得收入。但二者之間“倒U型”的關(guān)系顯示，醫(yī)療支出對家庭基本生活消費(fèi)的正向效應(yīng)不是一直持續(xù)的，當(dāng)醫(yī)療支出強(qiáng)度達(dá)到71.42%左右，超過了家庭的平滑消費(fèi)能力水平或預(yù)期時(shí)，醫(yī)療支出將對家庭基本生活消費(fèi)產(chǎn)生負(fù)向效應(yīng)，家庭基本生活水平將受到影響。如果此時(shí)救助政策能夠介入的話，將使家庭基本生活得到保障，大大降低家庭陷入“因病致貧、因病返貧”的概率。

4.2 醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間的“倒U形”關(guān)系在城鄉(xiāng)居民家庭之間和不同收入水平家庭之間存在異質(zhì)性

城鄉(xiāng)異質(zhì)性分析顯示，相比于城市居民家庭，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間的“倒U形”關(guān)系主要表現(xiàn)在農(nóng)村居民家庭?？赡艿脑虬ǎ阂皇浅鞘嗅t(yī)療、教育、基礎(chǔ)設(shè)施等公共服務(wù)水平更高，居民受到重大健康沖擊的概率更小，醫(yī)療支出本身更?。欢浅青l(xiāng)居民收入差距較大，城市居民收入更高，因此醫(yī)療支出對城市居民帶來的沖擊更小。通過城鄉(xiāng)居民家庭醫(yī)療支出強(qiáng)度簡單統(tǒng)計(jì)，這一猜測得到了印證，城市居民家庭平均醫(yī)療支出強(qiáng)度為12.44%，而農(nóng)村居民家庭平均醫(yī)療支出強(qiáng)度高達(dá)17.99%。

貧富異質(zhì)性分析顯示，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)之間的“倒U形”關(guān)系主要表現(xiàn)在中等收入家庭，高收入家庭和低收入家庭都不明顯?？赡艿脑蚴歉呤杖爰彝?yīng)對健康風(fēng)險(xiǎn)的能力極強(qiáng)，醫(yī)療支出過高也不會對其產(chǎn)生影響，所以不存在拐點(diǎn)。而低收入家庭可能存在兩種情況：一是其應(yīng)對健康風(fēng)險(xiǎn)的能力極低，就算是很小的醫(yī)療支出也會對基本生活產(chǎn)生沖擊；二是由于經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)能力非常有限，在面對高額醫(yī)療支出時(shí)會被迫選擇消極治療甚至放棄治療，避免出現(xiàn)基本生活受到嚴(yán)重沖擊的情況，因此也不存在拐點(diǎn)。

4.3 適合我國國情的災(zāi)難性衛(wèi)生支出標(biāo)準(zhǔn)與WHO提出的標(biāo)準(zhǔn)有所差異

經(jīng)過本文的測算，全樣本下，醫(yī)療支出強(qiáng)度與家庭基本生活消費(fèi)關(guān)系的拐點(diǎn)在71.42%左右；農(nóng)村居民家庭樣本下，這一拐點(diǎn)在61.39%左右；中等收入家庭樣本下，這一拐點(diǎn)在51.58%左右。不管是全樣本還是分樣本，災(zāi)難性衛(wèi)生支出的閾值都高于WHO提出的40%，更是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國家尤其是北歐國家10%左右的標(biāo)準(zhǔn)。[14-15]這可能與不同國家福利水平、居民消費(fèi)習(xí)慣和不同的計(jì)算方式有關(guān)。一是雖然我國建立起了龐大的醫(yī)療保障網(wǎng)，但是實(shí)際保障水平有限，且伴隨著醫(yī)療費(fèi)用的不斷上漲，居民醫(yī)療費(fèi)用自付部分依然較多，跟發(fā)達(dá)國家尤其是北歐高福利國家相比，醫(yī)療福利水平相對較低。這導(dǎo)致我國居民傾向于對疾病等風(fēng)險(xiǎn)提前進(jìn)行“預(yù)防性儲蓄”和理性消費(fèi)，因此應(yīng)對疾病風(fēng)險(xiǎn)的能力更強(qiáng)；二是計(jì)算方式不同，WHO提出的災(zāi)難性衛(wèi)生支出計(jì)算方式是用醫(yī)療支出除以家庭可支付能力，一般使用家庭消費(fèi)支出減去食品支出來指代家庭可支付能力，鑒于我國居民較強(qiáng)的儲蓄意識，認(rèn)為相比于消費(fèi)支出，家庭收入更能代表我國居民家庭可支付能力，因此，本文設(shè)定的災(zāi)難性衛(wèi)生支出計(jì)算公式是以家庭收入為分母。從計(jì)算公式來說，分子相同，分母不同，產(chǎn)生的比值肯定也會產(chǎn)生差異。

5 建議

5.1 針對重點(diǎn)救助對象的醫(yī)療救助政策應(yīng)該繼續(xù)實(shí)施，且覆蓋范圍需不斷擴(kuò)大

以往基于收入端的醫(yī)療救助對象識別機(jī)制下，低保對象、特困人員等群體是重點(diǎn)救助對象，針對這些群體的醫(yī)療救助政策應(yīng)該繼續(xù)實(shí)施。根據(jù)本文的研究，低收入群體在面臨醫(yī)療支出時(shí)實(shí)行平滑消費(fèi)的能力很弱，甚至?xí)ㄟ^主動抑制醫(yī)療需求的方式來避免巨額醫(yī)療支出的發(fā)生，因此不宜使用支出端的識別機(jī)制。另外，基于收入端識別機(jī)制的醫(yī)療救助政策覆蓋范圍還需進(jìn)一步擴(kuò)大，本文所使用的“低收入”是指人均家庭收入處于“最低25%”的家庭，是一個(gè)相對概念，這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低保標(biāo)準(zhǔn)或貧困標(biāo)準(zhǔn)。因此，重點(diǎn)救助范圍還需根據(jù)財(cái)政負(fù)擔(dān)能力適度擴(kuò)大，從低保對象、特困人員擴(kuò)大至低收入群體。

5.2 以災(zāi)難性衛(wèi)生支出為指標(biāo)識別醫(yī)療支出型貧困，并根據(jù)我國國情制定其標(biāo)準(zhǔn)

建立健全重特大疾病醫(yī)療救助制度，除重點(diǎn)救助對象外，對面臨高額尤其是超高額醫(yī)療支出的醫(yī)療支出型貧困群體給予救助，發(fā)揮醫(yī)療救助的防范作用，警惕重大醫(yī)療支出對這些家庭財(cái)務(wù)帶來的風(fēng)險(xiǎn)，本文研究表明，就算是“中下”“中上”收入水平的家庭，也有可能因?yàn)獒t(yī)療支出過大而使基本生活受到?jīng)_擊，按照以往收入端識別機(jī)制，這些家庭可能會被排除在外，而以醫(yī)療支出為識別機(jī)制的做法則可以避免這些問題。針對這些群體，建議以災(zāi)難性衛(wèi)生支出作為識別條件，具體的指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)是以家庭年度醫(yī)療支出為分子，以家庭年度總收入為分母，閾值在50%～62%之間。另外，可以對城市居民家庭和農(nóng)村居民家庭設(shè)置有差異的閾值，以增強(qiáng)對農(nóng)村居民家庭的政策傾斜力度。

作者聲明本文無實(shí)際或潛在的利益沖突。