铁仿207年第9期 城居保政策能够较为有效的减轻家庭医疗负担、增加医疗救助,分担了大病冲击所造成家庭人均收 入的下降,一定程度上缓解了因病致贫、因病返贫问题的出现。 表4 treatment effect model回归结果(等分分组样本) Robust Robust Robust bmi(The Treatment) 0.2278 Lnsickexpenp 0.1642 0.0142 0.1921 0.016 0.2107 0.0167 bmi* Lnsickexpenp 0.0488 0.0140 0.0162 0.0301 inclevel=* bmi 0.0059 0.1919 0.0059 0.2053 0.01330.19580.0130.19690.0197 0.2113 4 0.02690.20640.0269 0.2077 0.0339 0.2153 0670239006802 0.0733 0.2336 inclevel-* bmi* Lnsickexpenp 0.3074 0.0356 234 0.1369 0.0393 0.0205 0.0261 0.0102*0.0295 0.8634 0.0359 8633 0358 0.0358 Wald Test of p= 0 86.22 86.34 样本观察值 7752 7752 注:限于篇幅,没有列出其他控制变量以及选择模型的回归结果。表示1%显著,表示5%显著,表示10%显著 为了观察城居保政策对家庭灾难性的医疗冲击的缓解作用是否在不同收入阶层存在差异, 评估其扶贫效果的精准性,本文在五等分分组样本里进一步引入了交互项 unlevel*bmi* Lnsickexpenp。除相关回归结果继续支持城居保对住院患病家庭的人均收入起到缓冲作用的结 论外(表4第2列),这种作用在不同收入阶层存在明显差异。表4第(3)列回归结果显示,交互 项 unlevel*bmi* Lnsickexpenp仅在参保的次高阶层(第4组,样本人均消费次高的20%)和最高 阶层(第5组)显著为正,回归系数分别为0.0205和0.0102,且两者分别在10%和5%的水平上 显著,而对于中等阶层(第3组,人均消费中间的20%)以下的家庭来说, inclevel*bmi* Lnsickexpenp的系数并不显著。这说明,在五等分分组样本中,在发生灾难性的医疗风险冲击下, 城居保的作用特别在中等以上收入阶层显得愈发明显。也就是说,城居保政策虽然对低收入阶 层因病造成贫困的程度有所缓解,但它对受到灾难性医疗风险冲击的高收入家庭更为有利,这也 会在某种程度上鼓励高收入家庭对医疗服务的过度利用,造成医疗资源的不公平,影响了精准扶 贫目标的实现。 (四)稳健性检验 鉴于 URBMI问卷对低收入人群的界定标准差异性较大,为进一步考察城居保对低收入家庭的 扶贫效果,本文在考虑家庭所在地区差异特征的基础上,以样本家庭“是否被列为当地的低保户” 127 21994-2017ChinaAcademicjOurnalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp:/www.cnki.net城居保政策能够较为有效的减轻家庭医疗负担、增加医疗救助，分担了大病冲击所造成家庭人均收 入的下降，一定程度上缓解了因病致贫、因病返贫问题的出现。 表 4 treatment effect model 回归结果( 等分分组样本) ( 1) ( 2) ( 3) Coef． Ｒobust Std． Err Coef． Ｒobust Std． Err Coef． Ｒobust Std． Err bmi ( The Treatment) 0. 1136＊＊＊ 0. 2265 0. 1137＊＊＊ 0. 2295 0. 1131＊＊＊ 0. 2278 Lnsickexpenp － 0. 1642＊＊＊ 0. 0142 － 0. 1921＊＊＊ 0. 0168 － 0. 2107＊＊＊ 0. 0167 bmi* Lnsickexpenp 0. 0488* 0. 0140 0. 0162* 0. 0301 inclevel* bmi 2 0. 0059＊＊＊ 0. 1919 0. 0059＊＊＊ 0. 1924 0. 01＊＊＊ 0. 2053 3 0. 0133＊＊＊ 0. 1958 0. 0133＊＊＊ 0. 1969 0. 0197＊＊＊ 0. 2113 4 0. 0269＊＊＊ 0. 2064 0. 0269＊＊＊ 0. 2077 0. 0339＊＊＊ 0. 2153 5 0. 0617* 0. 2259 0. 0618* 0. 2292 0. 0733＊＊ 0. 2336 inclevel* bmi* Lnsickexpenp 2 0. 3074 0. 0356 3 0. 1369 0. 0393 4 0. 0205* 0. 0261 5 0. 0102＊＊ 0. 0295 Ｒho 0. 8634 0. 0359 0. 8633 0. 0358 0. 8633 0. 0358 Wald Test of ρ = 0 85. 88＊＊＊ 86. 22＊＊＊ 86. 34＊＊＊ 样本观察值 7752 7752 7752 注:限于篇幅，没有列出其他控制变量以及选择模型的回归结果。＊＊＊ 表示 1% 显著，＊＊ 表示 5% 显著，* 表示 10% 显著。 为了观察城居保政策对家庭灾难性的医疗冲击的缓解作用是否在不同收入阶层存在差异， 评估其扶贫效 果 的 精 准 性，本文在五等分分组样本里进一步引入了交互项 inclevel * bmi * Lnsickexpenp。除相关回归结果继续支持城居保对住院患病家庭的人均收入起到缓冲作用的结 论外(表 4 第 2 列)，这种作用在不同收入阶层存在明显差异。表 4 第(3)列回归结果显示，交互 项 inclevel* bmi* Lnsickexpenp 仅在参保的次高阶层(第 4 组，样本人均消费次高的 20% )和最高 阶层(第 5 组)显著为正，回归系数分别为 0. 0205 和 0. 0102，且两者分别在 10% 和 5% 的水平上 显著，而对于中等阶层 ( 第 3 组，人 均 消 费 中 间 的 20% ) 以下的家庭来说，inclevel * bmi * Lnsickexpenp 的系数并不显著。这说明，在五等分分组样本中，在发生灾难性的医疗风险冲击下， 城居保的作用特别在中等以上收入阶层显得愈发明显。也就是说，城居保政策虽然对低收入阶 层因病造成贫困的程度有所缓解，但它对受到灾难性医疗风险冲击的高收入家庭更为有利，这也 会在某种程度上鼓励高收入家庭对医疗服务的过度利用，造成医疗资源的不公平，影响了精准扶 贫目标的实现。 (四)稳健性检验 鉴于 UＲBMI 问卷对低收入人群的界定标准差异性较大，为进一步考察城居保对低收入家庭的 扶贫效果，本文在考虑家庭所在地区差异特征的基础上，以样本家庭“是否被列为当地的低保户” 127 2017 年第 9 期