相对贫困家庭的灾难性医疗支出测度与空间传导机制研究

李 涛，成 前

（1.青岛大学 经济学院，山东 青岛 266071；2.国家卫生健康委员会 流动人口服务中心，北京 100191）

一、问题提出

灾难性医疗支出是衡量家庭因高额医疗费用而陷入贫困风险的重要指标。目前，中国家庭灾难性医疗支出整体发生率虽然呈现显著下降趋势，但因病致贫依然是引发城乡居民贫困的主要因素。中国共产党十九届四中全会提出“要打赢脱贫攻坚战，建立解决相对贫困的长效机制”，这意味着中国医疗扶贫方向也因此由“精准性”向“常规性”转变。可以预见，未来医疗扶贫的政策实施和机制建设将更加注重减贫效果的长效性，医疗扶贫对象也更加关注收入水平低于社会平均收入水平的相对贫困家庭。然而，在贫困治理由绝对贫困向相对贫困战略转变的大背景下，针对相对贫困家庭的灾难性医疗支出我们不禁会提出一些问题，如相对贫困家庭面对超出自身经济能力的医疗支出很容易重新回到绝对贫困状态，而现行灾难性医疗支出标准又难以反映相对贫困家庭由于过高医疗支出而重新返贫的问题，那么如何界定相对贫困家庭的灾难性医疗支出呢？同时，相对贫困家庭灾难性医疗支出往往带有一定区域性或群体性，那么这种空间特征形成的传导机制是什么？为了降低家庭因病致贫和因病返贫的概率，我国逐步建立了覆盖城乡居民的基本医疗保险和商业补充医疗保险的多层次医疗保障体系，那么多层次医疗保障体系是否能够有效阻断相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间传导呢？

旨在阐释上述问题，本文拟从以下三个方面进行研究：第一，由于医疗需求偏好不同和医疗支付能力有限，相对贫困家庭较一般家庭面对高额医疗支出更加脆弱，因此，统一运用现行灾难性医疗支出标准衡量其医疗贫困状况有悖现实；本文基于相对贫困家庭灾难性医疗支出理论分析，重新测度了相对贫困家庭灾难性医疗支出标准，丰富了灾难性医疗支出标准的相关研究。第二，灾难性医疗支出不仅是单个家庭问题，很有可能通过社会关系在相对贫困家庭之间传递，进而导致相对贫困家庭群体式回归绝对贫困状态；基于此，本文对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导机制的探讨，拓展了灾难性医疗支出作用机制研究视角。第三，现有文献仅考虑参保前后家庭医疗福利变化，使得政策制定受到局限，本文关于医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间阻断效应的讨论，为防止相对贫困家庭规模性返贫提供了政策依据。

本文首先将相对贫困因素考虑在内拓展灾难性医疗支出理论，进而测度相对贫困家庭灾难性医疗支出标准，从而构建相对贫困家庭因病返贫的理论识别框架。其次，在标准界定的基础上，进一步探讨相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间传导机制。最后，评估多层次医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导的政策影响效果，以便为相对贫困家庭医疗保障制度长效机制的建立提供政策建议。

二、文献回顾

（一）相对贫困与灾难性医疗支出界定

相对贫困是指如果某一家庭收入只能够满足基本生存需求，但是难以维持当地条件所认可的其他生活需求，那么该家庭就处于相对贫困状态（S tar k和Taylor，1991；Macunovich，1997）。[1-2]与绝对贫困相比，相对贫困着重强调家庭收入水平远低于当地社会平均收入水平，以至于该家庭除生存需求外的其他需求处于当地平均水平以下。就如何界定相对贫困，国际上多采用绝对收入、收入分布、中位数收入以及基尼系数等方法（James等，2010；K haled和Besma，2017；A a b erge等，2019）。[3-5]陈宗胜等（2013）选取中国农村住户调查数据，利用SS T指数分解法对我国农村相对贫困线进行测度，将0.4～0.5的均值系数作为界定“相对贫困”的标准较为合适。[6]何家军和朱乾宇（2016）选取三峡湖移民入户调查数据，采用正态收入分布测算人均纯收入中位数为5208元，以此确定三峡湖移民相对贫困标准。[7]

从家庭医疗需求层面来看，家庭医疗支出超过非食品支出一定比例会发生灾难性医疗支出（S u等，2006；Limwattananon等，2007；E k man，2007）。[8-10]对于灾难性医疗支出认定标准，国际卫生组织指出倘若家庭医疗支出占家庭除食品支出的40%，那么就认定该家庭发生灾难性医疗支出。多数学者基于该指标针对不同户籍人口和不同收入人群灾难性医疗支出发生率进行了测算（方豪等，2003；吴群红等，2012；褚福灵，2016；刘世爱和张奇林，2020）。[11-14]

（二）医疗保障对灾难性医疗支出影响研究

关于医疗保障能否降低家庭灾难性医疗支出，国外多数研究认为扩大医疗保险覆盖范围，能够提高家庭医疗服务利用率，降低家庭医疗自付费用，减少家庭医疗财务压力，分散家庭医疗经济风险，从而减少中低收入家庭和贫困家庭的灾难性医疗支出发生概率（Barcellos和Jaco b son，2015；A ryeetey等，2016；F iestas等，2019）。[15-17]就中国实际情况来看，政府针对不同人群建立了多层次医疗保障体系，如城镇居民基本医疗保险、城镇职工基本医疗保险以及新型农村合作医疗。然而，由于发展阶段不同步和待遇水平不一致，各医疗保障制度对不同人群灾难性医疗支出影响也存在较大差异。丁继红和游丽（2019）利用中国健康与养老追踪调查(C H A R L S)数据，研究基本医疗保险对老年人群灾难性医疗支出的影响，表明城镇职工基本医疗保险相对城镇医疗保险和新农合影响效果更显著。[18]朱铭来和史晓晨（2016）采用流动人口动态监测数据实证分析了基本医疗保险与流动人口灾难性医疗支出关系，参加城镇医疗保险的流动人口灾难性医疗支出发生率下降程度要高于参加新农合的家庭。[19]周钦等（2013）、王鑫等（2014）和朱铭来等（2017）利用城镇居民基本医疗保险入户调查数据，研究了城镇家庭灾难性医疗支出的医疗保障效果，指出基本医疗保险显著降低了城镇家庭灾难性支出，并且随着报销比例和大病医疗保险补偿机制的完善，医疗保障的作用也将逐步增大。[20-22]相比城镇家庭，宫习飞等（2009）、封进和李珍珍（2009）、闫菊娥等（2012）、吴群红等（2012）、陈在余等（2016）、黄术生和尹爱田（2018）针对农村家庭灾难性医疗支出研究，认为由于报销比例和补偿水平较低，使得新农合对农村家庭灾难性医疗支出作用有限。[23-28]

综合上述文献对相对贫困界定与灾难性医疗支出标准的研究，以及针对医疗保障对灾难性医疗支出影响的讨论。本文认为有两点内容值得思考：第一，相对贫困家庭对医疗支出承受能力存在一个上限，医疗支出一旦超过这个临界点该家庭就会发生灾难性医疗支出，从而重新陷入绝对贫困境遇。但是，由于医疗需求偏好不同和医疗支付能力有限，相对贫困家庭较一般家庭面对高额医疗支出更加脆弱，统一运用现行灾难性医疗支出标准衡量其医疗贫困状况有悖现实。因此，本文试图利用相对贫困定义和大额刚性支出概念，基于健康人力资本模型，对灾难性医疗支出指标进行拓展，构建相对贫困家庭灾难性医疗支出的理论框架，发现相对贫困程度与医疗支出负担之间存在某一阈值或门槛，相对贫困家庭在这一门槛值前后对医疗支出反应存在明显差异，针对这种情况采用面板门槛模型对理论假说进行回归分析，以测度相对贫困家庭灾难性医疗支出标准，这是本文的创新点之一。第二，以往文献重点考察灾难性医疗支出对家庭医疗经济负担的长期影响，只能体现灾难性医疗支出对家庭长期作用机制；而关于医疗保障与家庭灾难性医疗支出研究，也只是描述了参保前后家庭灾难性医疗支出的发生变化，仅从时间维度阐述医疗保障对家庭灾难性医疗支出的影响。但是，相对贫困概念将“社会平均”和“当地条件”作为界定相对贫困家庭的前提条件，突出了相对贫困具有空间相对性。而且灾难性医疗支出不仅是单个家庭问题，很有可能通过社会网络在相对贫困家庭之间传递，进而导致相对贫困家庭群体式回归绝对贫困状态。所以，本文尝试利用空间To b it杜宾模型实证分析相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间传导机制，并进一步采用空间To b it杜宾中介模型刻画医疗保障对相对贫困家庭的灾难性医疗支出空间影响机制，这是本文的创新点之二。

三、相对贫困家庭灾难性医疗支出测度

（一）理论模型

相对贫困与绝对贫困相比在需求维度上，不仅涉及家庭食品支出还包括家庭发展型支出如医疗、教育和住房，但是因为不同阶段消费需求偏好不同和流动性约束，中国居民消费模式与西方生命周期消费理论阐述内容有所不同，家庭在某一时期针对这些方面支出远远超过家庭当期可支配收入，称作大额刚性支出（余永定和李军，2000）。[29]同时医疗支出也是家庭对人力资本的一种投入（Grossman，1972）。[30]而现行灾难性医疗支出指标主要衡量家庭除食品支出外的医疗经济风险，仅能体现家庭因病陷入绝对贫困概率。所以，为了阐释相对贫困家庭因高额医疗支出回归绝对贫困的演变逻辑，本文利用相对贫困定义和大额刚性支出概念，基于健康人力资本模型，对灾难性医疗支出指标进行拓展，构建相对贫困家庭的灾难性医疗支出函数：

式（1）为相对贫困家庭消费支出效用目标函数。其中，cit为家庭t期除去食品支出的总支出，zit为家庭t期教育和居住等大额刚性支出。该效用函数中消费支出cit与大额刚性支出zit在当期存在替代关系。θ和ρ分别为家庭风险厌恶系数和贴现率。

式（2）和式（3）为相对贫困家庭约束条件，涵盖了家庭预算约束条件和横截面条件。式（2）为家庭动态预算收入约束条件，）为家庭相对收入水平，Yit为家庭t期收入水平，为社会平均收入水平。由于当家庭发生因病致贫时，家庭相对收入难以应对高额医疗支出，因此家庭所有财富全部转化为高额医疗支出。其中，Ait为相对贫困家庭t期财富水平，A˙为相对贫困家庭t期财富和收入去掉消费支出cit和大额刚性支出zit的财富变化量。式（3）代表相对贫困家庭在0期和T期财富水平的横截面约束条件。其中，假设期初家庭财富水平为0，当家庭在t期发生高额医疗支出时，家庭财富全部用于高额医疗支出。根据式（1）和式（3）构建汉密尔顿方程：

对式（4）关于相对贫困家庭消费支出cit求偏导，并结合财富动态方程求积分可得相对贫困家庭医疗负担函数：

（二）实证方法

基于上述理论，相对贫困程度与医疗支出负担之间存在某一阈值或门槛，相对贫困家庭在这一临界点前后医疗支出贴现预期截然不同。那么如何识别这一门槛条件是确定相对贫困家庭灾难性医疗支出标准的必要环节。H ansen（1999）认为针对经济因素之间门槛效应可以采用面板门槛回归模型加以描述。[31]具体到本文研究问题模型可以设定为：

面板门槛模型基本思路是：xit(g)是示性函数，qit为门槛变量，γ是所要确定门槛值，并且在qit＜γ和qit＞γ两种情况下，解释变量xit对被解释变量yit具有不同的影响，xkit是控制变量，和βk分别表示xit、xkit与yit估计系数，εit为扰动项。

被解释变量：相对贫困家庭i在t年的医疗支出占比即医疗支出与除食品支出、教育支出和居住支出的总支出占比。

门槛变量：相对贫困程度采用相对贫困家庭i在t年的人均可支配收入的自然对数。

解释变量：家庭健康水平越高，家庭医疗经济风险预期越小，家庭健康水平越差，家庭医疗经济风险预期越大；并且当家庭发生灾难性医疗支出时，家庭健康水平波动较大，所以将家庭健康水平作为家庭医疗经济风险预期代理变量。

控制变量：选取了多个家庭特征变量包括户主年龄以及年龄平方、受教育水平、婚姻状况以及家庭存款状况等。

（三）数据描述

本文选用北京大学中国社会科学调查中心发布的中国家庭跟踪调查（C F P S）数据，之所以选择该数据库主要出于以下几点考虑：第一，家庭医疗保障和医疗服务利用信息较为全面，涵盖了家庭成员基本医疗保险参保情况、家庭商业医疗保险支出、家庭健康水平和家庭医疗费用支出等。第二，时间连续，该调查数据从2010年起每两年调研一次，已连续发布2012年、2014年和2016年追踪数据，样本量较为稳定。第三，代表性鲜明，该数据库年度数据涉及个人、家庭和社区三个不同微观层面，覆盖28个省级行政单位、621个社区单位、13，946个家庭单位以及33，296个人，生动刻画了人口健康、经济效益和社会福利的变迁。第四，研究成果丰硕，该数据已被广泛应用到健康经济与社会保障以及与之相关的领域。第五，适合本文研究主题，为了降低家庭灾难性医疗支出发生率，2012年大病医疗保险开始试点，部分地区实行相对贫困标准也发生在2012年之后，该数据库2012年之后的数据调查趋于成熟，可以很好地为本文相对贫困家庭灾难性医疗支出标准测度与空间传导机制检验，以及医疗保险对灾难性医疗支出空间影响机制分析提供可靠的数据支持。

依照模型（7），变量具体设定如下：医疗支出、教育支出和居住支出为家庭在过去12个月三项消费支出，家庭医疗负担分子为医疗支出，分母为总支出减去家庭教育支出和居住支出；家庭人均可支配收入为家庭过去12个月总可支配收入除以家庭规模取对数，依照相对贫困概念选取了人均可支配收入低于本地区人均可支配收入的家庭，而相对贫困指标则根据家庭人均可支配收入门槛值占地区人均可支配收入比例进行确定；家庭健康水平为家庭成员对自家健康水平主观评价；其他变量关于家庭户主年龄和年龄平方，受教育水平，婚姻状况以及家庭是否负债均为卫生经济与医疗保障研究的通常设定，这里就不再赘述。

此外，面板门槛回归要求样本必须是平衡面板数据，所以将原始数据进行了一定处理，删除了相关变量的缺失值和不适用样本，并且只保留各变量各年度不存在缺失的家庭样本，处理过后样本横跨2014年和2016年两个年度平衡面板数据，有效样本量为11012个。

（四）实证结果

经过300次Bootstrap抽样方法对相对贫困家庭人均可支配收入对数进行门槛效应检验，结果表明单一门槛检验P值为0.04，在5%显著水平下拒绝存在无门槛效应，双重门槛检验P值为0.0000，在1%显著水平下拒绝存在无门槛效应，三重门槛检验P值为0.98，接受存在无门槛效应，因此认为存在双重门槛（如表1）。进一步的门槛95%置信区间显著性检验，单一门槛估计值为9.2411，对应家庭医疗负担占比为0.196，相对贫困系数0.238；双重门槛估计值为9.3475，对应家庭医疗负担占比为0.2102，相对贫困系数0.3005（如表2）。

表1 门槛效果检验

表2 门槛估计值与置信区间

根据门槛模型估计结果，家庭健康水平在双门槛值前后与家庭医疗负担占比关系有明显差异，当人均可支配收入小于等于9.3475时，家庭健康水平与家庭医疗负担占比正相关，回归系数为0.1846，此时家庭收入水平难以承受高额医疗支出，家庭医疗经济风险预期处于上行区间；当人均可支配收入大于9.3475时，家庭健康水平与家庭医疗负担占比负相关，回归系数为-0.1723，此时家庭收入水平能够承受高额医疗支出，家庭医疗经济风险预期处于下行区间（如表3）。综上，门槛变量对应相对贫困系数为0.3005时，由式（8）可以确定0.2102是相对贫困家庭灾难性医疗支出标准。

表3 门槛模型估计结果

续表3

四、相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导机制

（一）空间传导机制与模型构建

相对贫困概念指出，相对贫困家庭收入水平处于社会平均水平以下，从而难以满足基于当地需求的平均水平，这里重点强调了“社会平均”和“当地条件”，突出了相对贫困具有空间相对性。朱铭来等（2017）认为灾难性医疗支出可以通过健康水平和收入水平给家庭带来长期影响，从时间维度实证分析了灾难性医疗支出传导路径。[22]实际上，处于一定群体范围内的相对贫困家庭，灾难性医疗支出能够以社会关系为媒介通过收入和健康水平产生空间传导效应。

第一，发生灾难性医疗支出的相对贫困家庭，因为难以承受高额医疗费用支出，会向与其社会关系密切的家庭请求资金援助，这样医疗支出不但影响了灾难性医疗支出家庭的资产配置，同时影响了施援家庭的财富支配决策。如果该施援家庭同属相对贫困家庭，那么灾难性医疗支出通过收入在社会关系家庭中产生空间传导效应。

第二，发生灾难性医疗支出的相对贫困家庭，向其他社会关系家庭医疗借债过程中，影响了其他家庭医疗的支出决策，这些家庭健康福利下降，导致相对贫困群体的灾难性医疗支出发生概率上升，所以灾难性医疗支出也可以通过影响健康水平在相对贫困家庭之间进行传导。

总之，对于群体范围内相对贫困家庭来说，灾难性医疗支出不仅影响家庭自身资产配置和健康水平，还会通过社会关系影响其他相对贫困家庭财富支配和健康水平，关联家庭灾难性医疗支出概率也随之上升，从而导致灾难性医疗支出在相对贫困家庭之间传导。

A nselin（1988）认为处理类似家庭之间社会互动问题，可以采用空间计量模型进行回归分析。[32]目前，空间计量模型可以划分为空间滞后模型、空间误差模型以及空间杜宾模型。其中，空间杜宾模型能够完全描述邻近家庭经济行为对本家庭被解释变量影响。考虑到所研究被解释变量均为非连续变量，这里将利用空间To b it杜宾模型对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导机制进行检验。具体模型设定如下：

其中，hp*为相对贫困家庭健康水平（等级变量，1-5数值越大越健康）；transfer*为家庭转移性支出与社区人均收入占比；相对贫困家庭以低于各地区人均可支配收入的0.3005比例进行界定；CHE为核心解释变量家庭灾难性医疗支出，利用相对贫困家庭灾难性支出测度标准，将相对贫困家庭医疗支出与除食品支出、教育支出和居住支出的总支出占比超过0.2102设定为1，否则为0；W表示空间地理权重矩阵元素即相对贫困家庭之间空间距离，空间权重矩阵是构建空间计量模型核心，本文针对数据可及性将属于同一基层辖区相对贫困家庭视为邻近家庭设定为1，否则为0；ρ表示被解释变量空间相关性，当ρ＜0被解释变量存在空间替代效应，当ρ＞0被解释变量存在空间溢出效应，当ρ=0被解释变量不存在空间效应；μ代表误差项。hp*和transfer*为潜变量，当hp*和transfer*大于0时，取hp*等于hpi，transfer*等于transferi，当hp*和transfer*小于0时，在0处截尾。X为控制变量涵盖家庭人均可支配收入；亲友关系（等级变量，1～4由小到大越和睦）；邻里关系（等级变量，1～4由小到大越和睦）；基层医疗人员数量；是否接受补贴（虚拟变量，1有补贴，否则为0）；居民同质性（等级变量，1～4由小到大偏好越一致）；是否发生过自然灾害（虚拟变量，有为1，否则为0）。

（二）实证结果

如表4中模型1为家庭转移性支出的空间计量To b it杜宾模型，即式（9）估计结果。W*灾难性医疗支出回归系数在5%水平下显著为正，说明邻近相对贫困家庭发生灾难性医疗支出促使本家庭给予一定资金援助。W*家庭人均收入回归系数在1%水平下显著为负，说明邻近家庭收入水平越高抵御医疗经济风险能力越强，对本家庭资金需求越低。W*亲友关系在10%水平下显著为正，W*邻里关系在5%水平下显著为负，说明与邻里关系相比家庭关系是相对贫困家庭医疗求助的主要渠道。W*基层医疗人员数量回归系数在1%水平下显著为正，说明基层公共卫生环境建设对相对贫困家庭互助产生了空间溢出效应。W*是否接受补贴回归系数不显著，说明基层政府财政资源有限导致政府补贴不能让相对贫困家庭转移性支出产生空间溢出效应。W*居民同质性回归系数在10%水平下显著为负，说明相同贫困家庭医疗需求一致，家庭医疗负担越趋同，越不利于家庭转移支出。W*自然灾害回归系数在1%水平下显著为负，说明自然灾害降低了家庭转移支出能力。ρ在1%水平下显著为负，说明相对贫困家庭转移性支出存在空间替代效应，当某一家庭发生灾难性医疗支出时，家庭之间具有较强转移动机。

表4 灾难性医疗支出空间传导机制检验

如表4模型2所示，为家庭健康水平的空间计量To b it杜宾模型，即式（10）估计结果。W*灾难性医疗支出在1%水平下显著为负，说明本家庭在向邻近发生灾难性支出家庭的援助过程中改变了自身家庭的医疗支出决策，从而导致本家庭健康水平下降。W*基层医疗人员数量在1%水平下显著为负，说明有限的基层公共卫生资源抑制了社区健康水平提高。W*自然灾害在5%水平下显著为正，说明潜在自然灾害提高了整个基层辖区对抵御健康损害的意识。ρ在1%水平下显著为正，说明相对贫困家庭健康水平存在空间溢出效应。其余变量如W*家庭人均收入、W*邻里关系、W*是否接受补贴、W*居民同质性虽然不显著，但其符号基本符合现实预期情况，这里就不再赘述。

五、医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间影响机制检验

（一）空间影响机制与模型设定

理论上，医疗保障通过补偿机制，能够使灾难性医疗支出家庭经济水平恢复到之前的某种状态，那么医疗保障是否能够通过缓解相对贫困家庭间转移支出压力和提高整体健康水平，从而阻断灾难性医疗支出在相对贫困家庭之间的空间传递，这需要进一步实证分析。温忠麟等（2004）认为处理类似家庭经济行为影响机制检验，可以采用中介效应模型加以分析。[33]而医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间影响仍然需要利用空间To b it杜宾模型予以刻画。本文结合空间To b it杜宾模型和中介效应模型构建空间中介效应模型，实证分析医疗保障通过收入水平和健康水平对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间影响机制。首先，将医疗保障与家庭灾难性医疗支出进行空间To b it杜宾模型回归；其次，将医疗保障与中介变量进行空间To b it杜宾模型回归；最后将医疗保障、中介变量与家庭灾难性医疗支出进行回归。具体结构模型设定如下：

其中，CHE*为相对贫困家庭灾难性医疗支出；insur为核心解释变量医疗保障，这里将家庭参加基本医疗保险人数与家庭是否参加商业医疗保险加总，再除以家庭规模作为家庭医疗保障程度；W表示空间地理权重矩阵元素即相对贫困家庭之间空间距离；M*为转移性支出与社区人均收入占比和基层辖区健康水平等中介变量；P表示相对贫困家庭灾难性医疗支出和中介变量的空间相关性，当ρ＜0表明相对贫困家庭灾难性医疗支出和中介变量存在空间替代效应，当ρ＞0表明相对贫困家庭灾难性医疗支出和中介变量存在空间溢出效应，当ρ=0表明相对贫困家庭灾难性医疗支出和中介变量不存在空间效应；u代表误差项。CHE*和M*为潜变量，当CHE*和M*大于0时，取CHE*等于CHEi，M*等于Mi，当CHE*和M*小于等于0时，在0处截尾。同样，控制X变量涵盖家庭人均可支配收入、亲友关系、邻里关系、基层医疗人员数量、是否接受补贴、居民同质性、是否发生过自然灾害。

（二）实证结果

如表5中第1列所示，为医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间To b it杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为负，邻近相对贫困家庭医疗保障程度越高，可以降低代表性相对贫困家庭灾难性医疗支出发生概率。第2列为医疗保障对家庭转移性支出与基层辖区人均收入占比的空间To b it杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为负，邻近相对贫困家庭医疗保障程度越高，可以显著降低代表性相对贫困家庭转移性支出。第3列为医疗保障、家庭转移性支出占比对相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间To b it杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为负，转移性支出占比在1%水平显著为正。综合第1、2、3列回归结果，可以确定医疗保障能够通过影响相对贫困家庭之间收入分配状态，进而降低相对贫困家庭灾难性医疗支出发生概率。

从控制变量来看，如表5第1、3列所示，医疗保障对灾难性医疗支出空间To b it杜宾模型中，W*家庭人均收入显著为正、W*邻里关系显著为正、W*亲友关系不显著，说明相对贫困家庭存在共同承担灾难性医疗支出现象，但是由于相对贫困家庭收入水平普遍较低，因而由社会关系形成的社会资本难以应对某个家庭灾难性医疗支出风险。W*基层医疗人员数量显著为负，基层医疗卫生环境改善，增加了家庭就医可及性，降低了相对贫困家庭灾难性医疗支出。W*居民同质性显著为正，相对贫困家庭医疗需求越趋同，家庭灾难性医疗支出发生概率越高。W*自然灾害显著为正，基层过去发生自然灾害提高了家庭灾难性医疗支出发生概率。ρ显著为负，相对贫困家庭间医疗资金援助有限，使得家庭灾难性医疗支出存在空间替代效应。W*是否接受补贴变量虽然不显著但符号与预期相符，这里就不再赘述。

表5 医疗保障空间影响机制检验（转移性支出）

如表5第2列所示，为医疗保障与家庭转移性支出空间Tobit杜宾模型中，W*家庭人均收入显著为负，说明邻近家庭收入越高越不需要本家庭救济。W*基层医疗人员数量显著为正，基层医疗卫生环境改善对家庭转移性支出产生溢出效应。W*居民同质性显著为负，相对贫困家庭医疗需求越趋同越不利于家庭间转移性支出互动。W*自然灾害显著为负，自然灾害降低了家庭间转移性支出能力。ρ显著为负，相对贫困家庭间转移性支出存在空间替代效应。W*亲友关系、W*邻里关系和W*是否接受补贴虽然不显著但符号与预期相符，这里就不再赘述。

如表6第1列所示，为医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间Tobit杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为负，邻近相对贫困家庭医疗保障程度提高，可以降低代表性相对贫困家庭灾难性医疗支出。第2列为医疗保障对健康水平空间Tobit杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为正，邻近相对贫困家庭医疗保障程度越高越能缓解家庭医疗支出压力，从而提高了整个基层辖区的健康水平。第3列为医疗保障、基层辖区健康水平对相对贫困家庭灾难性医疗支出空间Tobit杜宾模型估计结果。W*医疗保障回归系数在1%水平下显著为正，W*基层辖区健康水平在1%水平下显著为负。综合第1、2、3列回归结果，可以确定医疗保障通过提高相对贫困家庭的整体健康水平，从而降低了相对贫困家庭灾难性医疗支出发生概率。

从控制变量来看，如表6第2列所示，医疗保障与基层辖区健康水平空间Tobit杜宾模型中，W*家庭人均收入和W*亲友关系显著为负，相对贫困家庭收入水平较低，家庭社会资本难以保证家庭健康需求。W*居民同质性和W*基层医疗人员数量显著为负，家庭对健康需求在逐渐提高，但是基层有限的医疗卫生资源阻碍了基层辖区健康水平上升。ρ显著为正，相对贫困家庭间转移性支出存在空间溢出效应。W*自然灾害、W*邻里关系和W*是否接受补贴虽然不显著但符号与预期相符，其他两列控制变量与表5回归结果解释基本一致，这里就不再赘述。

表6 医疗保障空间影响机制检验（基层辖区健康水平）

六、结论与政策建议

目前，中国贫困治理理念已由绝对贫困转向相对贫困。同时，面对高额医疗支出相对贫困家庭十分脆弱且返贫风险较大，而现行灾难性医疗支出标准难以衡量这种状况。鉴于此，本文采用中国家庭调查追踪数据（C F P S）测度相对贫困家庭灾难性医疗支出标准，并考虑到相对贫困具有一定群体性，分析灾难性医疗支出以社会关系为媒介在相对贫困家庭之间的空间传导机制，以及在此基础上医疗保障对相对贫困家庭灾难性医疗支出的空间影响机制。研究得出以下结论：（1）相对贫困家庭灾难性医疗支出标准为家庭医疗支出占除食品支出、教育支出和居住支出的家庭总支出21.02%。（2）灾难性医疗支出通过社会关系影响相对贫困家庭间的转移性支出和基层辖区整体健康水平，进而导致灾难性医疗支出在相对贫困家庭间产生空间传导效应。（3）医疗保障补偿机制通过缓解相对贫困家庭转移性支出压力和提高整体健康水平从而降低相对贫困家庭灾难性医疗支出，进而阻断了灾难性医疗支出在群体范围内相对贫困家庭间的空间传递。

基于以上结论，本文关于相对贫困家庭医疗防贫政策给予以下建议：

第一，客观制定相对贫困家庭灾难性医疗支出标准。相对贫困家庭灾难性医疗支出标准制定的前提，是如何界定相对贫困家庭。广东省采取的做法是以本省农村居民人均可支配收入33%为基准，浙江省是以低于农村居民人均可支配收入4600元作为相对贫困界定标准。不难看出，现行相对贫困标准并未将发展型需求纳入到指标设计框架中。如果以现行相对贫困线为参照，制定相对贫困家庭灾难性医疗支出标准，相对贫困家庭的灾难性医疗支出发生率很可能被低估。因此，各地区首先要针对本辖区内居民医疗需求平均水平进行实际考察，进而评估处于当地社会平均收入以下居民的医疗负担状况，从而制定较为合理的相对贫困家庭灾难性医疗支出标准。

第二，探寻相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导诱因，建立相对贫困家庭医疗返贫的预警机制。灾难性医疗支出通过社会关系可能导致相对贫困家庭群体性陷入绝对贫困，家庭转移性支出和健康水平是两个重要的传导路径。因此，对于相对贫困家庭灾难性医疗支出发生率较高的基层辖区，适时采取建档立卡方式对相对贫困家庭财务状况和健康情况进行动态监测。对于相对贫困家庭灾难性医疗支出空间传导新诱因，及时发现及时预警。

第三，灵活建立多层次医疗保障防贫机制。目前，各地区为了降低因病返贫的概率，在积极推进医疗保险、医疗救助和补充商业医疗保险的有效衔接。但是，由于各地经济发展的不均衡，地区间面临的财政压力程度也有所差异。在相对贫困治理框架下，各地区多层次医疗保障制度的衔接，既要结合当地经济和财政的实际发展情况，又要具有针对性。为此，经济发达地区可以适当提高医疗救助比例，经济较为发达地区需提高商业医疗保险补充程度，经济欠发达地区可以考虑在多层次医疗保障的基础上，探索引入社会医疗互助机制。另外，针对相对贫困家庭比较集中的基层辖区，经济较发达地区和经济欠发达地区可以分别选择以基层辖区为基准参保医疗保险和家庭共享参保医疗保险的模式。

第四，加快多元配套机制建设，优化相对贫困家庭的社会网络环境。仅依靠医疗保障难以达到降低相对贫困家庭灾难性医疗支出的目标。应该适时降低相对贫困家庭就医准入门槛，加大对相对贫困基层医疗卫生服务的投入，积极推进相对贫困家庭教育专项救助与住房保障等机制建设。加强基层民主制度建设，使相对贫困家庭得以充分参与，使其充分监督财政补贴用处。此外，利用基层网络与互联网拓宽相对贫困家庭增收与就业渠道。