馬思婷 張新月 宋章良 李建國(guó) 廣州中醫(yī)藥大學(xué)公共衛(wèi)生與管理學(xué)院／廣東省中醫(yī)藥健康服務(wù)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心

一、引言與文獻(xiàn)綜述

作為社會(huì)主義國(guó)家促進(jìn)人民健康的保障體系，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度已基本達(dá)到全覆蓋的目標(biāo)。2015年，隨著《中共中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的決定》的發(fā)布，中國(guó)的健康扶貧進(jìn)入“精準(zhǔn)扶貧”階段：開展醫(yī)療保險(xiǎn)和醫(yī)療救助，保障貧困人口享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。2016年6月，原國(guó)家衛(wèi)計(jì)委等15個(gè)部門聯(lián)合印發(fā)《關(guān)于實(shí)施健康扶貧工程的指導(dǎo)意見》，明確了未來的工作重點(diǎn)就是完善農(nóng)村醫(yī)療保障，其對(duì)我國(guó)貧困工作的治理成效也受到越來越多學(xué)者的關(guān)注。

在已有研究中，黃薇（2017）使用處理效應(yīng)模型，動(dòng)態(tài)分析大病沖擊下城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同階層的收入影響及其滯后效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)低收入城鎮(zhèn)家庭具有明顯的扶貧作用。劉躍華等（2019）發(fā)現(xiàn)，經(jīng)過基本醫(yī)保等的報(bào)銷，貧困人口的醫(yī)療負(fù)擔(dān)得到極大減輕，2018年1至6月人均自付費(fèi)用已經(jīng)下降到貧困線的20%，遠(yuǎn)低于災(zāi)難性醫(yī)療支出線。張?chǎng)魏挖w苑達(dá)（2020）用DANP方法研究得出，人均社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，貧困發(fā)生率就可降低2.935個(gè)百分點(diǎn)。

然而，也有部分學(xué)者對(duì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)反貧困功效提出異議，認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)尚未對(duì)居民醫(yī)療類消費(fèi)產(chǎn)生顯著影響或是使直接醫(yī)療支付顯著下降以達(dá)到治理貧困的效果。解堊（2008）利用CHNS的數(shù)據(jù)，估計(jì)了1989—2006年醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)城鄉(xiāng)家庭的反貧困效應(yīng)，認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)償并沒有減輕城鄉(xiāng)患病家庭的貧困。李實(shí)等（2016）根據(jù)中國(guó)住戶收入調(diào)查2013年數(shù)據(jù)分析認(rèn)為，新型農(nóng)村合作醫(yī)療的醫(yī)療費(fèi)報(bào)銷制度對(duì)全國(guó)農(nóng)村減貧工作效果微弱。已有研究存在差異的原因可能是不同研究在目標(biāo)人群確定、識(shí)別方法選擇以及變量選取上不一致。全民基本醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施時(shí)間仍比較短，實(shí)施效果需根據(jù)實(shí)施時(shí)間調(diào)整評(píng)定。

目前學(xué)者大多針對(duì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)研究其經(jīng)濟(jì)效益，且大多數(shù)使用特定省份的早期調(diào)查數(shù)據(jù)，而鮮有對(duì)統(tǒng)一的基本醫(yī)療保險(xiǎn)反貧困效果及其差異進(jìn)行研究。本文基于CFPS（ChinaFamilyPanelStudies，中國(guó)家庭追蹤調(diào)查）數(shù)據(jù)庫，探討基本醫(yī)療保險(xiǎn)是否具有反貧困的治理效果，并提供實(shí)證證據(jù)。

二、基本醫(yī)療保險(xiǎn)的反貧機(jī)制

首先，基本醫(yī)療保險(xiǎn)具有收入再分配的職能。通過綜合性收入再分配手段，改善低收入群體的初始稟賦劣勢(shì)、放松收入約束以提高患者醫(yī)療可及性和醫(yī)療服務(wù)利用率，提高醫(yī)保受益水平以減輕醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)，快速有效地為低收入患者提供服務(wù)，從而增強(qiáng)減貧效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平正義和共享發(fā)展。

其次，基本醫(yī)療保險(xiǎn)能為貧困人群提供看病的基本保障，門診報(bào)銷降低了輕癥轉(zhuǎn)化為重癥的概率，從而減少疾病發(fā)生率和重癥的發(fā)生率。基本醫(yī)療保險(xiǎn)避免了高收入群體利用初次分配的優(yōu)勢(shì)占用較多的醫(yī)療資源，擠占低收入群體患者本應(yīng)獲得的份額，從而實(shí)現(xiàn)醫(yī)療資源合理化分配，減少重大疾病在低收入群體中的發(fā)生率。

再則，基本醫(yī)療保險(xiǎn)能夠改善國(guó)家對(duì)“因病致貧”群體的特殊政策?；踞t(yī)保強(qiáng)化了政府的償付責(zé)任，刺激政府出臺(tái)相關(guān)政策對(duì)低收入群體進(jìn)行傾向照顧，推動(dòng)醫(yī)療資源和收入的合理化分配，確保“因病致貧”治理工作取得進(jìn)一步的顯著成效。

三、數(shù)據(jù)來源及研究步驟

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查2018年截面數(shù)據(jù)，對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)卷與成人卷的數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配合并，共得到有效家庭樣本10439戶，其中貧困戶有1196戶，占比11.46%。

（二）變量選取

圖1 基本醫(yī)療保險(xiǎn)的反貧困機(jī)制

在界定貧困標(biāo)準(zhǔn)的工作中，我們綜合考慮中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的實(shí)際情況，取2018年中央財(cái)政專項(xiàng)扶貧標(biāo)準(zhǔn)3535元作為貧困線標(biāo)準(zhǔn)，并結(jié)合國(guó)家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查辦公室采用的貧困線進(jìn)行穩(wěn)健性研究。基于此，選用題目“過去12個(gè)月總收入（元/年），包括經(jīng)營(yíng)性收入、工資性收入、租金收入、政府補(bǔ)助或者他人的經(jīng)濟(jì)支持等，您家各項(xiàng)收入加在一起共有多少元？”和“您家目前有幾口人”構(gòu)建被解釋變量。

由于我國(guó)的公費(fèi)醫(yī)療并入職工醫(yī)保的工作一直在推行，因此為了更全面地分析基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困家庭產(chǎn)生的作用，我們將公費(fèi)醫(yī)療并入基本醫(yī)療保險(xiǎn)的總體樣本，以此構(gòu)建主要解釋變量。在進(jìn)一步作異質(zhì)性分析時(shí)，再對(duì)公費(fèi)醫(yī)療、職工醫(yī)保、居民醫(yī)保以及新農(nóng)合單獨(dú)進(jìn)行研究。詳細(xì)變量定義見表1。

表1 變量賦值

（三）模型設(shè)定

采用非線性概率回歸模型研究基本醫(yī)療保險(xiǎn)持有情況對(duì)出現(xiàn)貧困可能性的影響，將二元響應(yīng)變量Y（是否貧困）記為1表示“人均年收入小于等于3535元”，記為0表示“人均年收入大于3535元”。構(gòu)建逐步回歸Probit模型分別如下：

模型1：P（是否貧困=1|基本醫(yī)療保險(xiǎn)）=Φ（β0+β1×X1+ε）

模型2：P（是否貧困=1|基本醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭控制變量，戶主控制變量）

模型3：P（是否貧困=1|基本醫(yī)療保險(xiǎn)，家庭控制變量，戶主控制變量，區(qū)域控制變量）

四、變量描述性統(tǒng)計(jì)

據(jù)表2變量描述性統(tǒng)計(jì)分析，貧困家庭與非貧困家庭擁有基本醫(yī)療保險(xiǎn)的均值都在0.9左右，大部分家庭享有基本醫(yī)療保險(xiǎn)。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

從家庭變量層面上看，貧困家庭與非貧困家庭過去一年家庭總收入均值相差較大，非貧困家庭人均年收入均值為24549.36元，而貧困家庭人均年收入均值僅為1986.48元；貧困家庭擁有的家庭人口數(shù)更大，家庭規(guī)模更大，且家庭人口處于就業(yè)狀態(tài)的比率更低；從人均醫(yī)療支出、人均保健支出、人均總支出的均值上看，非貧困家庭的數(shù)值均高于貧困家庭，其中保健支出差距最大。從戶主變量層面上看，貧困家庭組中戶主平均年齡為59歲，受教育程度處于沒有上過學(xué)到小學(xué)之間，自評(píng)健康狀況更差；在非貧困家庭中，戶主平均年齡為49歲，受教育程度處于小學(xué)到初中之間，自評(píng)健康狀況比貧困家庭好。從區(qū)域變量層面上看，非貧困家庭的戶主戶籍更多是城市，貧困家庭平時(shí)更傾向于到基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)，非貧困家庭組更多分布于經(jīng)濟(jì)狀況更佳的東部地區(qū)。

表3為貧困情況與基本醫(yī)療保險(xiǎn)情況描述性統(tǒng)計(jì)表。按照經(jīng)濟(jì)情況以及本文實(shí)際調(diào)整的貧困標(biāo)準(zhǔn)來看，受訪者貧困發(fā)生率仍然較高。目前仍有120戶貧困家庭暫時(shí)沒有享有基本醫(yī)療保險(xiǎn)，占比1.15%，貧困家庭的醫(yī)療保障問題亟待進(jìn)一步解決。

表3 貧困情況與基本醫(yī)療保險(xiǎn)情況描述性統(tǒng)計(jì)

五、研究結(jié)果

（一）樣本總體分析

本文利用Probit模型進(jìn)行回歸分析，先后構(gòu)建三個(gè)不同控制變量的回歸模型，在進(jìn)行回歸后得到各模型樣本均值邊際效應(yīng)。模型1的自變量為主要解釋變量基本醫(yī)療保險(xiǎn)，模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加家庭控制變量和戶主控制變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入?yún)^(qū)域控制變量。三個(gè)模型中所有變量的VIF最大值均小于1.5，不存在多重共線性問題。調(diào)整后的R2值在模型中逐步增大，說明引入的新變量能夠提升模型整體的解釋力度。

從表4中可以看出，主要解釋變量基本醫(yī)療保險(xiǎn)在模型1、2、3中回歸系數(shù)預(yù)測(cè)方向一致，且可以認(rèn)為有無基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于家庭貧困發(fā)生率有顯著影響。從模型3中可知參加基本醫(yī)療保險(xiǎn)的行為，在樣本均值處將會(huì)使家庭貧困發(fā)生率下降1.98%，理論上分析，這可能是因?yàn)榛踞t(yī)療保險(xiǎn)分散了部分參保人的健康風(fēng)險(xiǎn)，為家庭提供了基本的醫(yī)療保障，一定程度上減輕了家庭的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)?？梢钥闯觯诋?dāng)下治理貧困進(jìn)程中，基本醫(yī)療保險(xiǎn)具有重要影響作用，是治理貧困的有效手段。

表4 模型總體估計(jì)

家庭控制變量與貧困發(fā)生率的關(guān)系。家庭在業(yè)率、人均保健支出、人均總支出以及家庭負(fù)債始終與被解釋變量保持穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。從模型3可知，就業(yè)是解決貧困戶收入來源的重要方法，家庭在業(yè)率的提升會(huì)使貧困發(fā)生率降低。人均總支出、人均保健支出與貧困發(fā)生情況存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，支出越高的家庭會(huì)相應(yīng)獲得更好的健康保障，能有效預(yù)防和控制健康風(fēng)險(xiǎn)。貧困家庭因無法承擔(dān)家庭開支，而向他人借債的可能性更大。人均醫(yī)療支出均值處邊際效應(yīng)在5%的水平下顯著，疾病治療等大額硬性支出更高的家庭直接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)也更重（鐘仁耀，2015）。

戶主控制變量與貧困發(fā)生率的關(guān)系。年齡以及學(xué)歷的樣本均值處邊際效應(yīng)系數(shù)均在1%的水平下顯著。戶主年齡與貧困發(fā)生率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，年輕型家庭貧困發(fā)生概率更低。戶主的受教育程度越低，貧困發(fā)生的可能性越高。從模型3的系數(shù)結(jié)果可知，健康水平的惡化會(huì)導(dǎo)致貧困脆弱性上升（黃瀟，2013）。居民健康狀況低下會(huì)導(dǎo)致貧困的加劇，“因病致貧、因病返貧”已成為我國(guó)貧困人口產(chǎn)生和存在的重要因素（曾晨晨，2010）。

區(qū)域控制變量與貧困發(fā)生率的關(guān)系。城鄉(xiāng)差別、就醫(yī)地點(diǎn)以及所屬地區(qū)劃分均在1%的水平下顯著。農(nóng)村家庭貧困發(fā)生概率更高，沉重的就醫(yī)經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)是農(nóng)村家庭利用門診服務(wù)和住院治療服務(wù)的一大障礙。更貧困的家庭平時(shí)更容易到基層進(jìn)行診療，這可能與醫(yī)療服務(wù)的可及性以及基層的醫(yī)療費(fèi)用較低、報(bào)銷比例較高有關(guān)，基層就診也在一定程度上緩解了貧困家庭的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。由表4可知，越接近西部地區(qū)的家庭，其貧困發(fā)生的概率越高，在樣本均值處貧困發(fā)生率的邊際變動(dòng)為1.28%，這可能與西部地區(qū)的地理位置較為偏僻、就業(yè)機(jī)會(huì)相對(duì)較少以及交通運(yùn)輸條件在一定程度上受限有關(guān)。

（二）異質(zhì)性分析

為了消除補(bǔ)充型醫(yī)療保險(xiǎn)以及多種醫(yī)療保險(xiǎn)持有情況而造成的回歸差異，本文選取僅含公費(fèi)醫(yī)療、職工醫(yī)保、居民醫(yī)保或者新農(nóng)合其中一種保險(xiǎn)的家庭組樣本，依次單獨(dú)替換模型3的“基本醫(yī)療保險(xiǎn)”變量來構(gòu)建Probit回歸模型，得到模型4—7，共得有效樣本9473個(gè)，以此進(jìn)一步分析家庭貧困在不同類型醫(yī)療保險(xiǎn)保障中的差異。由表5可知，模型4結(jié)果顯示公費(fèi)醫(yī)療在解決家庭貧困問題中發(fā)揮的作用并不明顯。模型5與模型6樣本均值處邊際效應(yīng)系數(shù)顯示職工醫(yī)保與居民醫(yī)保均在1%的顯著性水平下對(duì)家庭貧困存在改善效應(yīng)。這可能是因?yàn)槁毠めt(yī)保和居民醫(yī)保有效改善參保對(duì)象健康狀況，減少因健康而導(dǎo)致的勞動(dòng)時(shí)間的損失，從而保持家庭相對(duì)穩(wěn)定的收入水平。然而，這也可能與非貧困家庭因工作能力或待遇條件在職工醫(yī)保和居民醫(yī)保中所占比例更大、貧困家庭沒有資格或能力參與職工醫(yī)保和居民醫(yī)保有關(guān)。模型7表示新農(nóng)合并沒有對(duì)反貧困工作起到促進(jìn)作用，相反，持有新農(nóng)合的家庭更多的是貧困家庭，這可能是因?yàn)樾罗r(nóng)合所需繳納的費(fèi)用較低，但農(nóng)民的疾病或醫(yī)療費(fèi)用占家庭收入比例較大，新農(nóng)合的報(bào)銷比例又比較低，導(dǎo)致農(nóng)戶家庭仍肩負(fù)較重的醫(yī)療負(fù)擔(dān)（方黎明，2013）。

表5 異質(zhì)性估計(jì)

（三）內(nèi)生性問題

針對(duì)樣本選擇帶來的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配方法（PropensityScoreMatching）進(jìn)行一對(duì)三最近鄰匹配（NearestNeighbor Matching），使持有特定保險(xiǎn)和沒有特定保險(xiǎn)的兩類群體樣本特征相似，對(duì)其進(jìn)行平衡性結(jié)果檢驗(yàn)。從表6中可知，匹配后的各樣本結(jié)果的系數(shù)方向與未匹配前保持一致，總體樣本、職工醫(yī)保、居民醫(yī)保、新農(nóng)合匹配后的T檢驗(yàn)在1%水平下存在顯著的差異性，匹配前后的樣本組都對(duì)家庭貧困存在顯著影響，且每個(gè)樣本組匹配前后的誤差較小，選擇性偏差問題可以忽略不計(jì)。但本文未能對(duì)雙向因果與遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題展開進(jìn)一步的分析，這也是本文的不足之處。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

此外，本文還設(shè)計(jì)了三個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停Ｐ?是在模型3回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，刪除表6中總體樣本傾向得分匹配模型中未匹配的樣本，利用匹配成功的樣本進(jìn)行Probit回歸。模型9是對(duì)模型3進(jìn)行樣本的分類變換，選用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局住戶調(diào)查辦公室公布的貧困線2995元作為是否貧困的依據(jù)進(jìn)行Probit回歸，替換被解釋變量，報(bào)告樣本均值處的邊際效應(yīng)。模型10是對(duì)模型9進(jìn)行一對(duì)三的最近鄰匹配，刪除未成功匹配的樣本，利用匹配到的數(shù)據(jù)進(jìn)行Probit回歸。由表7可以看出，無論采用哪種分類依據(jù)或者方法進(jìn)行估計(jì)，主要解釋變量的邊際效應(yīng)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，并且主要解釋變量和其他控制變量的系數(shù)顯著性程度也相對(duì)一致，模型穩(wěn)健性程度較高。

表6 ATT檢驗(yàn)結(jié)果

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)

六、結(jié)論

在脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得全面勝利的背景下，為了推動(dòng)全面建成小康社會(huì)，評(píng)估基本醫(yī)療保險(xiǎn)的反貧困治理效果，從反貧困的角度來完善基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系具有重要作用?；诖?，本文使用2018年的CFPS數(shù)據(jù)，建立Probit計(jì)量模型并分析其在樣本均值處的邊際效應(yīng)，利用傾向得分匹配法對(duì)總體數(shù)據(jù)及分樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行最近鄰匹配，實(shí)證分析我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的反貧困治理效果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基本醫(yī)療保險(xiǎn)具有顯著的反貧困治理效果。同時(shí)，本文通過建立模型進(jìn)行異質(zhì)性分析，消除了由于持有補(bǔ)充型醫(yī)療保險(xiǎn)及其他多種醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)是否貧困回歸結(jié)果的影響，確保樣本選擇、回歸過程及結(jié)論具備嚴(yán)謹(jǐn)性。

基本醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭貧困影響的邊際效應(yīng)僅位于家庭在業(yè)率之后，具有顯著的影響。從家庭層面看，家庭在業(yè)率、家庭人均總支出以及人均保健支出越低，其貧困發(fā)生率越高。負(fù)債較高的家庭難以脫離貧困。戶主年齡越大、受教育程度較低以及自評(píng)健康狀況差的家庭，貧困發(fā)生率更高。從地區(qū)層面看，農(nóng)村地區(qū)、中西部地區(qū)的家庭貧困發(fā)生率更高。

基于上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，加大對(duì)普及基本醫(yī)療保險(xiǎn)的投入，實(shí)現(xiàn)中國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度全覆蓋。基本醫(yī)療保險(xiǎn)在樣本均值處的邊際效應(yīng)較強(qiáng)，反映出較好的反貧困治理效果。目前，我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)已實(shí)現(xiàn)基本覆蓋的目標(biāo)，但潛在疾病風(fēng)險(xiǎn)對(duì)于尚未參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)的群眾仍存在一定的影響。因此，我們要對(duì)該部分未參保群眾采取帶有一定強(qiáng)制性的措施，資助困難群眾參與基本醫(yī)療保險(xiǎn)。例如，對(duì)不同低收入階層的困難群眾分別實(shí)行補(bǔ)貼政策或者直接由政府代其繳納保費(fèi)，以達(dá)到全民參保的效果，進(jìn)一步鞏固脫貧成果。

第二，完善基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度建設(shè)，深化門診統(tǒng)籌工作。目前我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的保障水平和保障范圍仍比較有限，“看病太貴”導(dǎo)致農(nóng)村居民“因病致貧、因病返貧”仍有發(fā)生。因此，鼓勵(lì)貧困地區(qū)門診統(tǒng)籌，促進(jìn)家庭賬戶向門診統(tǒng)籌過渡，能夠加強(qiáng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)的收入再分配功能，使得醫(yī)保資金的使用更加靈活有效，從而進(jìn)一步提升貧困地區(qū)參保居民的受益程度。

第三，加強(qiáng)基本醫(yī)療保險(xiǎn)、大病保險(xiǎn)、醫(yī)療救助等多項(xiàng)醫(yī)療保障制度的合理銜接（康萌萌，2018），構(gòu)建多重醫(yī)療保障體系。首先要加強(qiáng)重大疾病保險(xiǎn)的補(bǔ)償力度，將患病率高、醫(yī)療費(fèi)用支出大的疾病納入重大疾病范圍，進(jìn)一步提高患病貧困居民的實(shí)際受益水平。同時(shí)，適當(dāng)提高困難群眾的報(bào)銷費(fèi)用，合理控制報(bào)銷范圍，即報(bào)即結(jié)，能在一定程度上減輕困難群眾的經(jīng)濟(jì)壓力。此外，對(duì)特困人員和享受最低生活保障的居民及其家庭成員加大醫(yī)療救助力度，在合規(guī)醫(yī)療費(fèi)用經(jīng)基本醫(yī)保、大病保險(xiǎn)等補(bǔ)償后，對(duì)其救助可以不設(shè)起付線或提高救助比例。

第四，提高個(gè)人自付封頂線。針對(duì)農(nóng)村地區(qū)和中西部地區(qū)等經(jīng)濟(jì)較為落后的區(qū)域，當(dāng)?shù)蒯t(yī)保統(tǒng)籌部門要因地制宜，根據(jù)參保對(duì)象設(shè)置相應(yīng)報(bào)銷規(guī)則。同時(shí)，對(duì)同一區(qū)域內(nèi)的農(nóng)村家庭和城市家庭設(shè)置不同的大病醫(yī)療自付費(fèi)用封頂線。在基本醫(yī)療保險(xiǎn)“?；尽钡那疤嵯拢凑詹煌》N，相應(yīng)提高自付費(fèi)用封頂線，以減輕大病、重癥給患者造成的直接經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。

第五，擴(kuò)大醫(yī)保藥品的報(bào)銷范圍。我國(guó)目前通過注冊(cè)的藥品共有一萬多種，而納入國(guó)家醫(yī)保藥品目錄的僅兩千多種，仍有許多藥品是不在醫(yī)保報(bào)銷范圍內(nèi)的。然而，其中部分藥品的可替代性弱且價(jià)格昂貴，給部分患者及其家庭帶來了沉重的負(fù)擔(dān)。這無疑是將部分群眾排除在了醫(yī)保保障范圍之外，從而進(jìn)一步導(dǎo)致了貧困發(fā)生率的提高。因此，科學(xué)合理地?cái)U(kuò)大醫(yī)保藥品目錄，有利于充分發(fā)揮基本醫(yī)療保險(xiǎn)的反貧困作用。

第六，加大對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)知識(shí)的宣傳力度，探索有效宣傳形式。政府需加大對(duì)保險(xiǎn)保障作用普及教育的投入，在中小學(xué)基礎(chǔ)教育和社區(qū)教育中推出相應(yīng)的疾病健康知識(shí)宣傳講座，提高居民保險(xiǎn)保障意識(shí)與風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)（仇雨臨、張忠朝，2016），倡導(dǎo)全民健康、全民醫(yī)療有保障。各地醫(yī)保管理部門要及時(shí)了解群眾相關(guān)問題，對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)定點(diǎn)報(bào)銷的地點(diǎn)數(shù)量進(jìn)行適當(dāng)拓展，縮小不同醫(yī)療機(jī)構(gòu)待遇差別，實(shí)現(xiàn)制度框架統(tǒng)一。社區(qū)要轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的開辦講座、發(fā)宣傳手冊(cè)等宣傳方式，增加廣播、電視宣講等宣講活動(dòng)，將醫(yī)療保險(xiǎn)教育融入居民的日常生活中。

基于CFPS微觀數(shù)據(jù)，本文探討了基本醫(yī)療保險(xiǎn)的減貧效果并得到一些啟示，但時(shí)間因素、內(nèi)生性問題以及現(xiàn)有研究中對(duì)基本醫(yī)療保險(xiǎn)助力精準(zhǔn)脫貧的中介變量在模型中仍不夠明確（劉子寧等，2019），這些都構(gòu)成了下一步的研究方向。