健康风险、医疗保障与农村家庭内部资源配置，本文主要内容关键词为：资源配置论文,医疗保障论文,风险论文,农村论文,家庭论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
集体经济时期，中国农村地区建立了广为覆盖的合作医疗体制，“以最少投入获得了最大健康收益”（世界银行，1993），对于提高人们的健康水平起到了非常重要的作用。但这种保障体制在当时就已经表现出了某些难以持续的特征（朱玲，2000），集体经济的瓦解进一步导致这种合作医疗保障体制丧失了存在的基础。农村经济体制改革强化了对农户的经济激励，从而有力地推动了农民收入的增长和农村经济的发展，但这种经济发展并没有自发地导致农村居民医疗保障体制的重建，农村医疗保障的覆盖面在急剧下降。根据卫生部1998年的第二次全国卫生服务调查资料，87.32%的农村居民没有任何形式的医疗保障，而卫生部最近公布的这一数字为79.1%。大多数农民都需要自己承担相应的医疗费用支出。
人均寿命的延长、人口老龄化及各类慢性病发病率的上升导致了居民医疗费用支出的上涨，医疗管理体制转型中所存在的缺陷也导致了医疗机构行为的变化，不仅可能直接导致医疗费用的上涨，也可能导致发病率的上升（国务院发展研究中心课题组，2005）。因此，居民医疗费用的绝对数量与相对比重都在大幅度上升。从国家统计局的住户调查数据来看，2003年的人均医疗保健支出为115.75元，占生活消费总支出的5.96%；而1985年为7.65元，占生活消费总支出的比重为2.41%。医疗保健支出的绝对数量上涨了14倍，而在家庭生活消费总支出中的比重也上升了3.5个百分点。
医疗费用的上涨及医疗保障覆盖面的下降，意味着健康风险将构成家庭资源配置的重要影响因素。家庭应对健康风险可能存在不同的选择策略，一方面，居民可能为了健康风险所可能引发的健康支出而储蓄；另一方面，通过压缩其他方面的支出以适应医疗支出份额的增长，或对不同家庭成员的健康风险有不同的关注程度。本文将利用中国社会科学院经济研究所健康经济学课题组于2004年对重庆、山西和甘肃地区农户所做的住户调查，讨论医疗风险对家庭内部资源配置的影响，并以当时正在实施的医疗救助制度为案例，讨论医疗保障对健康风险影响家庭内部资源配置的作用。
二、基本思路
在家庭资源总量一定的情况下，用于健康支出部分的增长必定会降低非健康性的消费支出。但健康支出是依存于家庭成员的健康状况的，医疗支出的不确定性将使之与消费支出之间具有更为复杂的联系形式。在预防性储蓄理论的相关研究中，医疗支出的不确定性构成居民消费行为的一个重要影响因素。如果居民是风险回避的，为了应对潜在的支出增长，消费者会减少当期的消费量以增加储蓄，增强未来的支付能力。健康支出的不确定性可能会导致居民储蓄的增加(Kitolikoff,1986)，这一命题的反面就是，健康保障体制会有助于降低居民的储蓄动机（Hubbard等，1995），或者说增加居民的消费水平。总体上说，多数文献强调健康支出的不确定性将降低或延迟居民的当期消费、增加储蓄，而医疗保障制度则具有相反的效应。但这里的消费指的是消费的总量水平，不包括消费项目的内部构成，而后者通常是在家庭内部资源配置的框架下来进行讨论的。
家庭内部资源配置研究的重点多强调家庭资源在不同性别之间的分配，特别是夫妻双方对于家庭资源的不同支配能力，以及这种支配能力差异对家庭中其他成员的经济福利的影响。一般说来，家庭消费资源的分配偏向于收入水平相对较高的家庭成员。Duncan(1990)对巴西的研究发现，母亲对家庭资源控制能力的增强有助于提高子女的健康水平。家庭内部资源分.配研究的另一个重要方面是家庭内部成员的风险分散问题。从居民消费的角度来说，持久性收入假说强调消费水平是由持久性收入决定的，来自收入或支出的随机冲击不会影响到居民的持久性消费水平，在信贷完善的条件下，消费者可以利用信贷机制调节储蓄水平，平滑掉随机冲击对居民消费的影响。如果家庭具有这种消费平滑功能，那么个别成员所面临的随机冲击将不会影响到家庭消费的动态调整路径。Dercon和Krishnan(2000)的研究发现，家庭成员个人的健康风险能够在多数家庭内部得到有效分散，但在低收入家庭中，女性成员的健康风险不能被分散掉。
根据健康支出对家庭消费行为的影响及家庭消费资源在不同用途之间的分配关系，本研究试图检验以下两方面的作用机制：(1)医疗保障对家庭医疗支出与非医疗支出替代性的影响。在收入一定的情况下，家庭的总消费资源也是一定的，则医疗支出的增加将会导致其他支出的下降。如果存在医疗保障机制，则由于医疗保障制度能对医疗支出提供一定的补偿，因此，医疗支出与其他消费支出之间的替代性会减弱。(2)医疗保障机制对家庭成员医疗资源分配的影响。由于家庭中的医疗支出数量要受收入水平的制约，因此医疗支出的不足将会影响不同成员之间的医疗资源分配。医疗保障制度提高了家庭的医疗支出能力，有助于家庭中处于弱势地位的成员获得更多的医疗资源。
为了对以上可能性进行检验，笔者采用Working-Lesser支出函数作为基本的分析工具，通过家庭支出构成的变化来分析特定人群对家庭支出行为的影响，这一函数在估算成人等价折算因子、儿童抚养成本等方面有着非常广泛的运用。Working-Lesser支出函数的形式可表示为：
三、描述性分析
本文所使用的数据来自于中国社会科学院经济研究所健康经济学课题组于2004年对重庆市、山西和甘肃省所做的住户调查，我们从这三地中各选取两个调查县，这些调查县都在世界银行卫生VIII贷款项目支持下实施了特困人口的医疗救助①，由于新型农村合作医疗制度当时仍处于试点阶段，这一救助制度也是这些人群在当时的主要医疗保障制度。调查包括 1206户住户样本，每个项目县大体上为200户住户，其中救助户与非救助户调查样本分别为 269户和937户，救助对象占全部样本（以户为计算单位）的22.31%；从个人样本来看，全部个人样本总数为4536人，救助户与非救助户所覆盖的个人数量分别为931人（占20.52%②）和 3605人（占79.48%）。整个样本是根据救助对象与非救助对象分类抽样得到的，在确定救助对象与非救助对象大体比例的前提下，在各自分样本中再进行随机抽样。本次调查是由卫生系统完成的，由各项目县组织调查员入户，课题组成员负责对调查员进行培训和调查过程的质量控制。
（一）消费特征
家庭消费支出分为四类，食品支出与衣着支出归结为基本消费，其他三类包括教育支出、医疗支出与其他支出。表1给出了各类支出在总支出中所占比重及绝对水平的描述性统计量，同时也给出了家庭人均纯收入与人均总消费的特征。这里的总收入与总消费概念中，既包括了现金性收入或消费，也包括了非现金的实物收入或消费。非现金实物性收入与消费金额是根据相关农产品的数量乘以对应的价格水平得到的。
从表1中可以看出，非救助户的基本消费支出比救助户低将近5个百分点，且差异显著。这就意味着救助户的整体家庭福利水平要低于非救助户。尽管非救助户基本消费支出的比重较低，但绝对数量仍比救助户高出1000元以上。非救助户的医疗支出份额比救助对象低将近 4个百分点，但从绝对数量来看，非救助户的医疗支出总额比救助对象要低将近200元，但这一差异不具有统计意义上的显著性。应当说明的是，这里的医疗支出指的是居民自我支付的医疗费用数量，已经扣除了医疗救助的补偿金额。不难理解，如果没有这些补偿，救助户医疗支出的绝对数量及其占家庭总消费的比重都将会有进一步的增长。
从描述性的结果来看，非救助户的教育支出与其他消费品支出在总消费支出中的比重及绝对数量都要高于救助对象。因此，医疗支出似乎与基本消费品支出之间没有表现出替代关系，救助对象的基本消费支出份额与医疗支出份额都高于非救助家庭。存在替代性的似乎应该是教育支出和其他支出，即医疗支出的增长导致家庭降低了家庭的教育支出和其他支出。
（二）健康状况
本文以两类变量来描述健康状况③，一是健康自我评价，二是健康对行为能力的影响，后者具体包括两个变量，病伤导致的累计不能干活天数和因病伤卧床天数④。调查中，健康状况是针对个人询问的，但本文对家庭消费行为的分析是以家庭为基本单位，因此需要将个人的健康状况加总为家庭的健康特征。对于健康自我评价，选择的家庭健康测度变量为家庭中自我感觉身体状况差或非常差的总人数，而对于因病伤导致的不能干活天数及卧床天数，我们取的是家庭中患病成员不能干活天数或卧床天数的总和。
非救助户与救助户中健康状况的分布如表2所示。在计算家庭健康状况时，是分性别考虑的，因为不同性别成员的健康状况对家庭行为所产生的影响可能是不一样的。各个健康变量都显示出，救助户的家庭健康状况比非救助户要更为恶化，并且所表现出的健康状况差异均具有统计显著性。从健康状况的自我评价来看，救助户中自我感觉身体状况欠佳的男性成员数为0.6691人，比非救助户要高0.2454人；身体状况差的女性成员数量也表现出相同的比较关系，救助户也要高于非救助户。从病伤导致的不能干活天数与卧床天数来看，两类住户之间的差异更为明显。救助户中，男性成员因病伤不能干活天数或卧床天数都要高出非救助户50%以上，女性成员的相应指标也反映出救助户中的家庭健康状况比非救助户要差很多。
救助户中，无论是健康自我评价还是因病伤不能干活或卧床的天数都显示出，男性的健康状况比女性要略差一些，如自我感觉身体状况差的男性数量比女性要多0.067人，男性因病伤不能干活的天数和因病伤卧床的天数都比女性高出1天。而非救助户中，女性成员的健康状况似乎要比男性成员略差一些，如自我感觉身体状况差的女性数量比男性数量要多o.07人，女性因病伤不能干活天数、因病伤卧床天数都比男性多1天。两类家庭健康状况的这种性别构成差异很可能与救助标准、救助对象的选择相关，但这两类差异都不具有统计意义上的显著性，因此总体上说，两类家庭内部不同性别之间的健康状况没有显著的差异。
一般说来，在农村经济中，男性比女性对家庭收入具有更大的贡献，因此其健康状况对家庭收入的影响也就更大。如果男性成员健康状况较差，那么家庭更有可能陷入低收入状态，从而更有可能成为救助对象。应当指出的是，尽管这一制度安排是以贫困与疾病双重因素为瞄准目标，但由于男性与女性对影响家庭贫困或脱贫方面的差异，有可能导致家庭资源的内部分配中更偏向男性成员，从而造成救助优先顺序上的性别差异。
四、经验结果
方程(1)中的解释变量除了健康变量外，还包括家庭人均收入水平对数、家庭人口规模对数、家庭人口的年龄结构和地区虚拟变量（以县为单位）。这里只给出了健康变量的相关估计系数及检验结果。由于家庭人均收入水平可能是一个具有内生性的变量，因此以家庭所承包的土地面积（对数）作为工具变量进行内生化处理。
表3中的健康变量是根据家庭成员的健康自评得到的，所给出的是工具变量法的估计结果。从表3中可以看出，对于非救助户来说，家庭成员健康状况的自我评价对基本消费支出比重、医疗支出比重具有非常显著的影响。如果包括实物性消费支出，从医疗支出的比重来看，男性健康状况较差对非救助户医疗支出比重具有显著的正效应。男性成员健康状况自我评价较差的数量增加1人，则家庭中的医疗支出比重将上升4.64%。女性成员这一变量的效应则不显著。因此可以认为，在非救助家庭内部，医疗费用的分配有利于男性而不利于女性。
如果总消费中不包括实物性支出，在非救助家庭中，男女性成员健康状况自我评价对基本消费支出比重都具有非常显著的影响，并且影响系数都显示为负，即家庭中健康状况较差的成员数量增加将导致基本消费支出比重的下降，出现这一结果的背后机制很可能是因为健康状况成员数量的增长将导致家庭中医疗支出的增长，从而导致基本消费支出的下降。并且，健康状况对基本消费支出比重的影响也存在着性别差异，尽管系数差额Δη的t统计量在10%的水平下仍不具有显著性，但估计系数的绝对值显示，健康状况较差的男性成员数量对家庭基本消费支出比重的影响系数比女性成员要高出近1倍。男女性成员健康自我评价对医疗支出比重也都有非常显著的影响，家庭中男性成员身体较差的数量增加1人，则家庭的医疗支出将增长 8.76%，女性成员的这一比例为4.38%，并且这种差异在10%的水平下具有显著性。此外，在非救助家庭中，男性成员的健康状况对教育支出比重也具有显著的影响，健康自我评价差的男性成员数量增加1人，教育支出比重将下降2.67个百分点。
总体上说，在非救助家庭中，健康状况对于家庭内部资源分配具有比较显著的影响，这种影响既表现在不同支出项目构成之间，也表现在不同性别成员之间。家庭中健康状况差的成员数量增加，将会导致家庭中用于基本消费与教育支出的比重下降，医疗费用支出比重的上升，并且男性的影响系数高于女性。这就意味着，在非救助户中，家庭成员健康状况不仅造成了医疗支出与非医疗支出之间的替代，并且医疗支出在家庭成员内部的分配也是不均等的。
对于救助户来说，这种形式测度的健康变量对家庭消费支出构成基本上都不具有显著的影响，只有在包含实物性消费的教育支出比重中，救助户中男性成员健康状况自我评价差的成员数量增加将导致这一比重的下降。与非救助户比较可以发现，救助户中医疗支出与非医疗支出之间的替代性非常弱，并且医疗支出在男女性成员之间分配的不均等性也要低很多，无论是否包括实物性支出，在救助户中，不同性别对医疗支出比重的影响系数差异都不具有显著性。
通过对非救助户与救助户家庭消费结构的比较不难看出，医疗救助制度的推行不仅降低了家庭消费资源在医疗支出与非医疗支出之间的替代性，也降低了医疗支出在不同性别成员之间分配的不均等性，增强低收入人群中女性的医疗服务利用能力。
进一步，我们将再次考虑家庭成员因病伤不能干活的总天数和因病伤卧床的总天数⑤这两个变量测度的健康状况，这主要是出于两方面的考虑，一是试图通过对健康变量的不同测度形式对健康与家庭内部资源配置结构的关系的稳定性进行检验；二是因病伤不能干活天数与卧床天数在一定程度上反映了疾病的不同严重程度，特别是卧床天数，可能是由于比较严重的疾病作用的结果，因此可以对不同患病程度与家庭内部资源配置关系进行更为深入的讨论。相应的工具变量法估计结果分别见表4和表5。
首先讨论因病伤不能干活天数与消费结构之间的关系。对于非救助户来说，男性成员因病伤不能干活的天数对基本消费支出比重和教育支出比重都有显著的负效应而对医疗支出增长具有显著的正效应。如果消费中不包括实物性支出，则非救助户中女性成员的因病伤不能干活天数对基本消费、医疗支出的份额也有显著影响，并且男女性成员的影响系数都基本上接近，差额既不明显也不显著。总体来说，在非救助户中，家庭成员健康状况的恶化将导致医疗支出的显著增长，并由此导致基本消费与教育支出等非医疗支出份额显著下降。
这里救助户的情况与健康自我评价中的消费结构特征有所不同。在不含实物性支出的消费结构中，救助户中男女性成员因病伤不能干活天数对基本消费支出比重都具有显著的负效应，并且女性的影响系数略高于男性，尽管这一差异不具有显著性。但我们同时也发现，这两个变量的影响系数比非救助户中的绝对值更大。教育支出比重的估计结果显示，女性成员因病伤不能干活天数具有较为显著的负效应。但男女性成员因病伤不能干活天数对医疗支出比重并没有显著影响，性别差异也不显著。
这就意味着，尽管救助家庭已经获得了医疗救助，但当疾病比较严重时，仍然对其消费结构具有冲击作用，基本消费支出比重会有所降低。救助户与非救助户的估计结果比较也表明，对于比较严重的疾病来说，救助并没有使健康冲击对居民消费支出份额的影响（对基本消费支出份额的负效应）有所下降。结合表5，这一特征可能会更为明显。表5中健康状况的测度变量是因病伤卧床天数。这一变量所描述的疾病状况显然比前两种方式要更为严重。
比较表4和表5可以发现，对于非救助户来说，不含实物性支出的消费结构中，女性成员因病伤卧床天数仍不具有显著的影响，但男性成员的相应估计系数在基本消费、医疗支出和教育支出份额方程中是显著的，并且系数绝对值也要高于表4。这可能表明，疾病状况越严重则对消费结构的影响也越大，具体仍表现为对非医疗支出（基本消费与教育支出）的显著负效应和对医疗支出的显著正效应。并且，医疗支出中仍具有显著的性别差异，也仍然表现为有利于男性成员，不利于女性成员。但这些健康变量对救助户消费结构仍没有显著的影响。
对于不含有实物支出的消费结构来说，在非救助户中，男女性成员卧床天数对基本消费支出份额具有显著的负效应，并对医疗支出份额具有显著的正效应，男性成员的影响系数仍要大于女性。非救助户中，男性成员卧床天数也会导致教育支出比重的显著下降。而对于救助户来说，男女性成员的卧床天数对基本消费支出份额都具有显著的负效应，男性成员影响系数绝对值要明显高于表4中的估计结果，并且男女性成员的估计系数也都仍要高于非救助家庭。此外，男性成员卧床天数对医疗支出份额具有显著的正效应，而女性成员则不然。对于救助户来说，当面临严重的疾病冲击时，现有的医疗救助仍然不能够完全化解家庭所面临的这种风险，家庭医疗支出在不同成员之间分布不均等的现象也仍然存在。这也可能在一定程度上反映出现有医疗救助仍未能完全化解健康风险对居民消费结构的冲击。
五、总结
在经济转轨过程中，居民自我支出的医疗费用在不断上升，使健康风险成为影响家庭支出水平、福利水平的重要因素。对于中国广大农村地区来说，由于农民收入水平大多低下、医疗保障制度缺乏，疾病对居民收支行为的冲击可能表现得更为强烈。疾病与贫困之间的交互作用，成为农民生活水平、福利水平提高的重要障碍。
本文根据实施医疗救助的3个项目省、6个项目县的住户调查资料，对救助户与非救助户家庭消费结构的比较分析表明，医疗救助制度的推行对于降低医疗支出与非医疗支出之间的替代性、改善家庭内部成员之间的医疗资源分配的不均等性具有非常显著的改善作用。但同时也表明，如果居民遭受比较严重的疾患，现有医疗救助制度仍不能够完全化解健康风险对居民消费行为的冲击。
由于本文使用的是横截面数据，不能讨论健康风险冲击对家庭消费动态路径的影响，而考虑外在冲击对居民消费动态路径的影响，以此判定消费风险的分散程度也是居民消费行为的主流分析思路。横截面数据造成的另一个缺陷是，不能把健康风险对居民消费行为所造成的长期效应与当期暂时性效应进行有效地识别与区分，但不难理解，健康对居民消费行为的影响可能不仅仅是短期性的，也会有长期效应，这主要是因为疾病的发生可能对家庭收入获取能力造成长期影响，医疗费用也可能在一定时期中具有延续性。这两个问题的解决必须建立在对调查户长期观察的基础上。
注释：
①基于国际机构贷款资助的医疗救助在这些地区已经基本停止，但民政部门吸收了这些项目实施的成功经验在更为广泛的农村地区推行了医疗救助制度。
②这一比例大大高于实际中的医疗救助比例。根据相关制度设计规定，医疗救助的规模为当地农业人口的 5%，部分地区由于有其他项目的支持，如重庆市巫溪县另有DFID（英国国际开发署）的支持，救助规模比这一比例略高。之所以对救助户抽取这么高的比例，是需要保持医疗救助样本量足够大。
③这两类变量都是针对家庭中15岁以上成员询问的，但更偏向于测量家庭中成年人的健康状况。
④这里的天数是指调查时点一个月以内的情况。
⑤这两个变量都取的是对数形式，为了保证0值样本在取对数后不被删掉，我们将这一变量转化为（总天数+1）的对数。