趙桂芹，孔祥釗，陳 瑩

（上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，上海 200433）

一、引 言

貧困一直是世界各國政府高度關(guān)注的問題。在現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下，我國絕大多數(shù)農(nóng)村貧困人口已經(jīng)成功擺脫貧困，脫貧攻堅(jiān)工作取得了決定性進(jìn)展和階段性勝利。扶貧投入的持續(xù)增長是中國取得巨大減貧成就的重要原因之一。在2013 年至2020 年期間，中央財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金從381 億元增長至1 465 億元，①具體請(qǐng)參考《人類減貧的中國實(shí)踐》白皮書，國務(wù)院新聞辦公室，2021。然而大規(guī)模中央扶貧投入的可持續(xù)狀況存在不確定性（陳志鋼等，2019），可持續(xù)的減貧策略面臨新的困難和挑戰(zhàn)。不僅如此，部分脫貧人口存在返貧風(fēng)險(xiǎn)，一些邊緣人口存在致貧風(fēng)險(xiǎn)，必須把防止返貧擺到更加重要的位置。2020 年后，我國正式步入全面建成小康社會(huì)的發(fā)展階段，反貧困戰(zhàn)略將主要圍繞鞏固脫貧成果和減少長期貧困展開（黃征學(xué)等，2019；張楠等，2020；鄭曉冬等，2020）。因此，有必要針對(duì)貧困問題的新特征，探討減貧政策對(duì)防止返貧、降低長期貧困率以及減少貧困深度的影響，并進(jìn)一步分析減貧政策所需的長期減貧成本，優(yōu)化現(xiàn)有減貧政策和高效配置扶貧資源。

醫(yī)療保險(xiǎn)是減貧的重要政策工具之一。直觀來講，一旦家庭遭受疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊，在保障范圍內(nèi)，醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)補(bǔ)償其經(jīng)濟(jì)損失，即“保險(xiǎn)的損失補(bǔ)償效應(yīng)”，從而降低了家庭陷入貧困的可能性。但是，該結(jié)論是建立在保費(fèi)支出不影響家庭資產(chǎn)積累的前提假設(shè)下，實(shí)際上在基本生活消費(fèi)和投資不變的情況下，保費(fèi)支出會(huì)降低家庭資產(chǎn)積累規(guī)模，即“保費(fèi)的資產(chǎn)侵蝕效應(yīng)”，從而可能提高家庭陷入貧困的可能性（景鵬等，2019）。這兩種效應(yīng)都是家庭購買醫(yī)療保險(xiǎn)的事后效應(yīng)。那么，醫(yī)療保險(xiǎn)是否存在事前效應(yīng)呢？也就是說，即使家庭未購買醫(yī)療保險(xiǎn)，醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的存在也可能改變家庭對(duì)未來消費(fèi)和投資的預(yù)期，從而具有事前的投資激勵(lì)效應(yīng)，但目前尚未有文獻(xiàn)研究醫(yī)療保險(xiǎn)的這種事前效應(yīng)。發(fā)展是解決貧困問題的“總鑰匙”，要從根源上解決貧困問題，關(guān)鍵還是要提升貧困家庭和脫貧家庭的自主發(fā)展能力。因此，研究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)于家庭投資決策的影響具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。考慮到我國大部分貧困人口位于農(nóng)村，貧困地區(qū)也多以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為主，金融資產(chǎn)投資較少，因此我們通過構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)建立家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，分析醫(yī)療保險(xiǎn)的事前投資激勵(lì)效應(yīng)，豐富了醫(yī)療保險(xiǎn)減貧作用機(jī)制的相關(guān)研究。

醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同貧困狀態(tài)家庭的影響可能存在異質(zhì)性。Kovacevic 和Pflug（2011）基于破產(chǎn)理論構(gòu)建了非貧困家庭（包括脫貧家庭和從未陷入貧困的家庭）的資產(chǎn)隨機(jī)損失模型，研究發(fā)現(xiàn)保險(xiǎn)只能降低資產(chǎn)相對(duì)較多家庭的陷貧概率。孫武軍和祁晶（2016）拓展了Kovacevic 和Pflug（2011）的研究，理論研究了臨界資本對(duì)保險(xiǎn)費(fèi)率的敏感性及對(duì)家庭“貧困陷阱”的影響，發(fā)現(xiàn)資本較多家庭購買保險(xiǎn)后陷貧概率顯著下降，但資本較少家庭購買保險(xiǎn)后陷貧概率變化不確定，其取決于家庭對(duì)保費(fèi)的敏感程度。在我國精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略實(shí)施的過程中，我國通過多重保障制度和傾斜性醫(yī)保報(bào)銷政策，降低看病門檻，提高補(bǔ)償比例，顯著降低了貧困人口發(fā)生家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的風(fēng)險(xiǎn)，但同時(shí)扶貧政策也存在各種不足。例如，扶貧政策難以精確關(guān)注貧困群體，貧困家庭可能會(huì)陷入“福利陷阱”，邊緣非貧家庭可能面臨“懸崖效應(yīng)”等，這些不足使得當(dāng)前的扶貧政策可能較難從根源上解決貧困問題。簡單的“一刀切”的醫(yī)保扶貧政策無法滿足不同家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)需求，相較于貧困家庭，貧困邊緣家庭同樣值得關(guān)注，這些家庭享受不到扶貧優(yōu)惠政策，“因病致貧”風(fēng)險(xiǎn)依舊較高。因此，在探討醫(yī)療保險(xiǎn)減貧的作用機(jī)制時(shí)，需要針對(duì)不同貧困狀態(tài)的家庭分別進(jìn)行分析。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的扶貧效果還存在爭議。一些研究認(rèn)為，醫(yī)療保險(xiǎn)不僅可以減少貧困（Hamid 等，2011；盧盛峰和盧洪友，2013），還可以幫助家庭有效地應(yīng)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)和平滑消費(fèi)，實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)的平穩(wěn)積累，進(jìn)而使得家庭擺脫貧困并維持福利效應(yīng)的增加（Akotey 和Adjasi，2014），并且其減貧作用隨時(shí)間延續(xù)有進(jìn)一步增強(qiáng)的趨勢（黃薇，2017）?！靶罗r(nóng)合”政策是農(nóng)村地區(qū)減貧的重要手段之一，許多學(xué)者分析了“新農(nóng)合”政策的減貧效果，齊良書（2011）、趙思誠等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”政策顯著提高了農(nóng)戶收入，減貧效果明顯。此外，“新農(nóng)合”政策還可以顯著提高參加者的健康水平（程令國和張曄，2012；王翌秋和劉蕾，2016），減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)（黃曉寧和李勇，2016）。另一些證據(jù)表明，醫(yī)療保險(xiǎn)的扶貧效果微小或不顯著（解堊，2008）?，F(xiàn)有研究存在爭議的原因，一方面可能是因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)扶貧效果具有收入異質(zhì)性（黃薇，2017；于新亮等，2020）、健康異質(zhì)性（劉子寧等，2019）。另一方面，這些文獻(xiàn)大多實(shí)證研究醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)當(dāng)期貧困的影響，較少關(guān)注醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困的長期影響，忽視了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困動(dòng)態(tài)長期作用機(jī)制的研究。醫(yī)療保險(xiǎn)在長期減貧方面能夠發(fā)揮何種作用？特別是其對(duì)于長期貧困有何影響？這些都值得進(jìn)一步深入研究。

我國政府通過向貧困群體提供現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付或者現(xiàn)金補(bǔ)助來減少當(dāng)期貧困，最低生活保障以及其他現(xiàn)金補(bǔ)貼（如五保戶補(bǔ)助、特困戶補(bǔ)貼等）已經(jīng)成為貧困人群基本生活保障的“社會(huì)保護(hù)網(wǎng)”。作為當(dāng)前國際上廣泛運(yùn)用的長期多維減貧方案之一，有條件的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付項(xiàng)目通過將現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付和兒童人力資本積累、勞動(dòng)收入獎(jiǎng)勵(lì)、婦幼保健服務(wù)等主題相結(jié)合，實(shí)現(xiàn)長期減貧和包容性均衡發(fā)展，鄭曉冬等（2020）綜合分析了國內(nèi)外有條件的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付政策的長期減貧成效，但目前文獻(xiàn)較少關(guān)注現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付與保險(xiǎn)相結(jié)合對(duì)減貧成本的影響。

鮮有文獻(xiàn)從長期視角來研究減貧成本問題。Ikegami 等（2019）理論分析表明，從長期來看，相較于政府把現(xiàn)金優(yōu)先轉(zhuǎn)移給貧困家庭，優(yōu)先轉(zhuǎn)移給非貧脆弱家庭能減少長期減貧成本。Janzen 等（2021）研究表明，相較于單一的公共轉(zhuǎn)移支付政策，引入財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)后，家庭的貧困動(dòng)態(tài)發(fā)生變化，從而減少了長期減貧成本。上述研究表明，減貧政策需要兼顧長期減貧成本和減貧收益，在強(qiáng)調(diào)減貧收益的同時(shí)，也要關(guān)注反貧困成本大幅攀升的問題。因此，將現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付和醫(yī)療保險(xiǎn)政策相結(jié)合，研究其對(duì)長期減貧成本的影響，是具有實(shí)際意義的。

基于上述原因，本文從長期減貧視角出發(fā)，針對(duì)我國貧困人口大多從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特點(diǎn)，建立了包含醫(yī)療保險(xiǎn)、消費(fèi)及投資的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，在無醫(yī)療保險(xiǎn)、有醫(yī)療保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有醫(yī)療保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼三種情形下，數(shù)值模擬分析不同資產(chǎn)水平家庭的貧困脆弱性及投資決策變化，考察了這種效應(yīng)在不同群體之間的異質(zhì)性，并進(jìn)一步對(duì)比分析了“政府現(xiàn)金補(bǔ)助”“醫(yī)療保險(xiǎn)+政府現(xiàn)金補(bǔ)助”和“定向保費(fèi)補(bǔ)貼+政府現(xiàn)金補(bǔ)助”三種政策對(duì)長期貧困發(fā)生率、貧困深度的影響以及不同政策所需的長期減貧成本，從理論上豐富了醫(yī)療保險(xiǎn)和政府現(xiàn)金補(bǔ)助政策在長期減貧效果上的研究，為存在分歧的現(xiàn)有實(shí)證結(jié)果提供了一種新的理論上的解釋，有助于學(xué)術(shù)界和政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的長期減貧作用有一個(gè)清晰認(rèn)識(shí)和系統(tǒng)把握，對(duì)扶貧機(jī)制的完善和扶貧資源配置的優(yōu)化具有重要價(jià)值。

本文通過構(gòu)建家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，研究發(fā)現(xiàn)：（1）醫(yī)療保險(xiǎn)具有事后的貧困脆弱性降低效應(yīng)，這種效應(yīng)對(duì)于非貧脆弱家庭尤為顯著。（2）醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困家庭和非貧脆弱家庭具有生產(chǎn)投資的事前激勵(lì)效應(yīng)。（3）相較于單一的現(xiàn)金補(bǔ)助扶貧模式，“現(xiàn)金補(bǔ)助+保費(fèi)補(bǔ)貼”的扶貧模式顯著降低了長期貧困率和貧困深度，有效減少了長期減貧成本。與僅使用現(xiàn)金補(bǔ)助政策相比，“醫(yī)療保險(xiǎn)+政府現(xiàn)金補(bǔ)助”使得長期減貧成本下降了1 /2左右，若進(jìn)一步對(duì)貧困家庭進(jìn)行50%的保費(fèi)補(bǔ)貼，長期減貧成本將再下降1 /6左右。

相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文主要貢獻(xiàn)在于：（1）將醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制納入包含消費(fèi)和投資的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型中，分析了在無醫(yī)療保險(xiǎn)和有醫(yī)療保險(xiǎn)兩種情形下家庭的貧困脆弱性和投資決策的動(dòng)態(tài)變化，揭示了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困家庭和非貧脆弱家庭生產(chǎn)投資的事前激勵(lì)效應(yīng)，豐富了醫(yī)療保險(xiǎn)減貧和抑制返貧的作用機(jī)制的理論研究。（2）從長期減貧視角出發(fā)，探討了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)不同群體貧困動(dòng)態(tài)的作用機(jī)制，特別是醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)非貧脆弱家庭的跨期資本動(dòng)態(tài)的影響，深化了對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)“抑制返貧”功能的認(rèn)識(shí)。（3）在政府現(xiàn)金補(bǔ)助的扶貧政策基礎(chǔ)上，加入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制，并進(jìn)一步探討了二者對(duì)長期減貧的協(xié)同作用。

本文的結(jié)構(gòu)如下：第二部分為模型構(gòu)建；第三部分利用數(shù)值模擬分析方法探討了醫(yī)療保險(xiǎn)減貧的作用機(jī)制；第四部分分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)長期貧困率、貧困深度和長期減貧成本的影響；第五部分是結(jié)論與政策建議。

二、模型構(gòu)建

本文借鑒Ikegami 等（2019）、Janzen 等（2021）的多重均衡理論框架，建立家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制，比較分析在無醫(yī)療保險(xiǎn)、有醫(yī)療保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有醫(yī)療保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼三種情形下，不同資產(chǎn)水平的家庭受到外生疾病沖擊后的貧困脆弱性及投資決策變化。

（一）生產(chǎn)函數(shù)

基于我國貧困地區(qū)以農(nóng)業(yè)為主的經(jīng)濟(jì)特征，本文參考經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)典的自給自足的經(jīng)濟(jì)模型，假設(shè)經(jīng)濟(jì)中只有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)一種生產(chǎn)活動(dòng)，只產(chǎn)出一種產(chǎn)品，經(jīng)濟(jì)中的個(gè)體是具有代表性的理性個(gè)體，而本文的個(gè)體均指家庭。不同資產(chǎn)水平的個(gè)體可能會(huì)采用不同效率的生產(chǎn)技術(shù)，為了簡化模型，本文僅考慮兩種生產(chǎn)技術(shù)水平，假設(shè)貧困地區(qū)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的生產(chǎn)函數(shù)為：

其中， αH和αL分別表示高生產(chǎn)技術(shù)水平和低生產(chǎn)技術(shù)水平， kt為第t期期初投入農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的資產(chǎn)量，γH、γL(0＜γL＜γH＜1)分別是在高生產(chǎn)技術(shù)水平和低生產(chǎn)技術(shù)水平下的資產(chǎn)的邊際產(chǎn)出彈性，為采用高技術(shù)水平和低技術(shù)水平對(duì)應(yīng)的最低產(chǎn)出。為技術(shù)轉(zhuǎn)換水平，當(dāng)時(shí)，個(gè)體將采用高技術(shù)水平進(jìn)行生產(chǎn)。采用式（1）所示的非凸生產(chǎn)函數(shù)后，個(gè)體可以根據(jù)自身資產(chǎn)水平選擇不同的生產(chǎn)技術(shù)，從而在理論上保證了模型中二重均衡和“貧困陷阱”的存在。

（二）基準(zhǔn)模型

我們考慮無限時(shí)域下的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型。假設(shè)經(jīng)濟(jì)中僅存在一種商品，個(gè)體的投入、產(chǎn)出和消費(fèi)均以此衡量，且不存在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以外的其他投資方式，個(gè)體的效用完全源自消費(fèi)，并且按照追求終身效用最大化的原則進(jìn)行決策。同時(shí)，由于本文關(guān)注的是醫(yī)療保險(xiǎn)，因此并未考慮產(chǎn)出的隨機(jī)性。在初始時(shí)期，個(gè)體擁有生產(chǎn)資產(chǎn) k0，個(gè)體面臨的效用最大化問題可以表示為：

其中， u(·)為 個(gè)體的效用函數(shù)， β 為效用折現(xiàn)水平， δ 為資產(chǎn)折舊水平， kt為 第 t 期期初個(gè)體投入生產(chǎn)的資產(chǎn)。相較于期末個(gè)體的總資產(chǎn)，個(gè)體在期初投入生產(chǎn)的資產(chǎn)對(duì)本文更有研究意義，因此若無特殊說明，資產(chǎn)均指投入生產(chǎn)的資產(chǎn)。 ct和 it分別為第t期 期末個(gè)體的消費(fèi)和投資， εt為個(gè)體面臨的外生疾病沖擊，且獨(dú)立同分布，外生疾病沖擊發(fā)生在兩個(gè)時(shí)期交接時(shí)刻，家庭做出決策的時(shí)刻為每期的期末。

式（2）的含義為在第 t期期初，個(gè)體投入資產(chǎn) kt進(jìn) 行生產(chǎn)。在第 t 期期末，個(gè)體的總資產(chǎn)應(yīng)為生產(chǎn)所得 f(kt) 與資產(chǎn)折舊 ( 1-δ)kt之和，即 f(kt)+(1-δ)kt，家庭在每期的期末做出決策，確定最優(yōu)消費(fèi) ct與 投資it。決策完成后，外生疾病沖擊發(fā)生。第 t +1期 期初，原計(jì)劃在 t +1期投入生產(chǎn)的資產(chǎn)it中，僅有 kt+1=(1-εt)it可以實(shí)際投入生產(chǎn)，其余作為疾病治療費(fèi)用。在不引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的情形下，個(gè)體終身效用最大化問題的貝爾曼方程為：

VN(kt)中 的下標(biāo) N 表示經(jīng)濟(jì)中不存在醫(yī)療保險(xiǎn)。本文所采用的非凸生產(chǎn)函數(shù) f(·)決定了一高一低兩個(gè)非零均衡和“貧困陷阱”的存在。另外， k=0顯然是一個(gè)均衡，但是在本文中沒有意義，文中所述的均衡全都為非零均衡。在兩重均衡模型中會(huì)存在一個(gè)Micawber 閾值（Zimmerman 和Carter，2003），①M(fèi)icawber 閾值最早由Skiba（1978）提出，用以區(qū)分個(gè)體是否能夠進(jìn)行儲(chǔ)蓄和資產(chǎn)良性積累。Zimmerman 和Carter（2003）首次將其運(yùn)用于“貧困陷阱”模型中，用以區(qū)分個(gè)體是否會(huì)陷入“貧困陷阱”。在無保險(xiǎn)情形下，資產(chǎn)水平低于Micawber 閾值的個(gè)體必然會(huì)陷入“貧困陷阱”。本文稱之為臨界資產(chǎn)水平，資產(chǎn)水平低于臨界資產(chǎn)水平的個(gè)體必然陷入貧困，而資產(chǎn)水平高于臨界資產(chǎn)水平的個(gè)體也可能因?yàn)橥馍膊_擊而陷入“貧困陷阱”。為了方便說明，我們將個(gè)體的貧困脆弱性定義為：在 T 期內(nèi)，初始資產(chǎn)水平為 k0的個(gè)體落入“貧困陷阱”的概率，即個(gè)體在任意第 t ≤T期的資產(chǎn)水平低于臨界資產(chǎn)水平的概率，具體為：

由式（3）可得一階條件如下：

式（5）等號(hào)右側(cè)為 t 期增加1 單位投資在 t+1期產(chǎn)生的期望收益，即投資的邊際收益，本文將其視為資產(chǎn)的期望影子價(jià)格，記為 λN(kt+1)， 以此來衡量個(gè)體的流動(dòng)性成本。式（5）表明，個(gè)體在 t期的最優(yōu)消費(fèi) c*t使得個(gè)體的邊際效用等于投資的邊際收益，也等于個(gè)體的流動(dòng)性成本。

（三）引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型

在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上，我們?cè)诮?jīng)濟(jì)中引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制，假定在任意時(shí)期的期末，個(gè)體都可以選擇以費(fèi)率 p 投保醫(yī)療保險(xiǎn)，且可自由選擇保額 It。假設(shè)醫(yī)療保險(xiǎn)的免賠率為s ，賠付比例為η，設(shè)置免賠率和賠付比例，可以有效防范道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問題，減少醫(yī)療資源浪費(fèi)。在上述假設(shè)下，單位保險(xiǎn)的賠付額為：

引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，個(gè)體面臨的效用最大化問題可以表示為：

上述約束條件的含義為個(gè)體根據(jù)當(dāng)期的生產(chǎn)收入 f(kt) 以 及折舊后的資產(chǎn)存量 ( 1-δ)kt，決定當(dāng)期的消費(fèi) ct、 投資水平 it以及保額 It。當(dāng)外生疾病沖擊發(fā)生時(shí)，個(gè)體可以得到相應(yīng)的保險(xiǎn)賠付，最終有 (1-εt)it+d(εt)It的資產(chǎn)投入下一期的生產(chǎn)活動(dòng)。相應(yīng)的貝爾曼方程為：

VI(kt)中下標(biāo)I 表示經(jīng)濟(jì)中引入了醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制。

根據(jù)一階條件 ? VI/?ct=0 和 ? VI/?It=0可得式（9）和式（10）：

λI(kt+1) 表示經(jīng)濟(jì)中引入了醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后資產(chǎn)的（期望）影子價(jià)格。式（9）表明，個(gè)體在第 t 期的最優(yōu)消費(fèi)使得個(gè)體的邊際效用等于投資的邊際收益。式（10）等號(hào)左右兩側(cè)分別表示醫(yī)療保險(xiǎn)的邊際成本和邊際收益，即個(gè)體在 t 期的最優(yōu)投保額使得保險(xiǎn)的邊際成本等于邊際收益。

（四）模型求解

本文使用值函數(shù)迭代的方法對(duì)上文中第（二）和第（三）部分的模型進(jìn)行求解，得到無保險(xiǎn)、有保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼三種情況下的動(dòng)態(tài)資產(chǎn)路徑和政策函數(shù)，進(jìn)一步求得不同情況下個(gè)體的流動(dòng)性成本、貧困脆弱性以及投資函數(shù)，深入分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)家庭資產(chǎn)路徑的影響。函數(shù)設(shè)定和參數(shù)假設(shè)主要分為四部分，表1 給出了本文所用的函數(shù)形式和參數(shù)假設(shè)。

表1 函數(shù)形式及參數(shù)假設(shè)

1.生產(chǎn)函數(shù)及參數(shù)設(shè)定。本文采用形如式（1）的生產(chǎn)函數(shù)來描繪生產(chǎn)活動(dòng)，參考Janzen 等（2021），以上標(biāo)H、L 分別代表高技術(shù)水平和低技術(shù)水平，邊際產(chǎn)出彈性分別設(shè)定為 γH=0.56、γL=0.28， 生產(chǎn)率分別設(shè)定為 αH=1.45、 αL=1.25， 不同技術(shù)水平對(duì)應(yīng)的最低產(chǎn)出分別設(shè)定為=0.70、=2.80，二者之差為提升技術(shù)水平所需的成本。

3.醫(yī)療保險(xiǎn)參數(shù)設(shè)定。參考《山西省人民政府關(guān)于進(jìn)一步完善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)政策的通知》（晉政發(fā)[2017]36 號(hào)）和《貴州省整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度實(shí)施方案》（黔府辦發(fā)[2016]52 號(hào)）中的有關(guān)規(guī)定，設(shè)定賠付比例 η=70% ，免賠率 s=0.05，保險(xiǎn)費(fèi)率采用精算公平費(fèi)率。

4.外生疾病沖擊的概率分布設(shè)定如表1 所示。①由于疾病種類的多樣性和治療費(fèi)用的差異化，在模型測試過程中，我們加入了隨機(jī)因素，令疾病沖擊和發(fā)生概率隨機(jī)變動(dòng)（上下變動(dòng)20%），模型結(jié)果依舊穩(wěn)健，因此本文僅遵循疾病產(chǎn)生的負(fù)面沖擊和疾病發(fā)生概率呈負(fù)相關(guān)的原則設(shè)定了一種可能的分布。

三、醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困脆弱性的作用機(jī)制

（一）醫(yī)療保險(xiǎn)的貧困脆弱性降低效應(yīng)

本文構(gòu)建基于基準(zhǔn)模型和引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，采用表1 中的函數(shù)形式和參數(shù)假設(shè)，利用值函數(shù)迭代法求解貝爾曼方程，得到無醫(yī)療保險(xiǎn)、有醫(yī)療保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有醫(yī)療保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼，三種情形下不同資產(chǎn)水平的個(gè)體的貧困脆弱性，分別以實(shí)線、點(diǎn)劃線和虛點(diǎn)線表示，結(jié)果如圖1 所示。 kN、 kI和 kS分別表示三種情形下的Micawber 閾值。在表1 所示的參數(shù)假設(shè)下，求得模型的低均衡水平約為2.2，高均衡水平約為18.5。

圖1 不同情形下的貧困脆弱性大小

當(dāng)經(jīng)濟(jì)中不存在醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制時(shí)，若個(gè)體的初始資產(chǎn)水平低于 kN，個(gè)體的貧困脆弱性大小為1，此時(shí)個(gè)體必然陷入“貧困陷阱”。而當(dāng)個(gè)體的資產(chǎn)超過 kN時(shí)，隨著個(gè)體資產(chǎn)的累積，其貧困脆弱性會(huì)迅速降低，大約在資產(chǎn)水平為10 時(shí)達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)。而由于外生疾病沖擊的存在，個(gè)體的貧困脆弱性無法減小至接近于0，高資產(chǎn)水平的個(gè)體仍有返貧的可能性。

引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，Micawber 閾值會(huì)降低，即 kI＜kN，這意味著必然陷入“貧困陷阱”的個(gè)體數(shù)量減少。同時(shí)，初始資產(chǎn)位于 [kI,kN]間 的個(gè)體的陷貧概率大幅降低。以初始資產(chǎn)水平為 kI的個(gè)體為例，其陷入“貧困陷阱”的概率從1 降低至0.7 左右，降幅達(dá)到30%。不僅如此，由于保險(xiǎn)的損失補(bǔ)償功能，隨著個(gè)體資產(chǎn)的積累，個(gè)體陷入貧困的概率可以減小至0，當(dāng)個(gè)體資產(chǎn)超過一定水平后，個(gè)體幾乎不可能返貧。我們將上述結(jié)果稱為醫(yī)療保險(xiǎn)的事后貧困脆弱性降低效應(yīng)，這一效應(yīng)對(duì)于Micawber 閾值附近的個(gè)體尤為顯著，這部分個(gè)體的資產(chǎn)高于低均衡水平，但是其返貧概率仍然較高，研究這類群體的貧困脆弱性問題對(duì)于防止返貧和鞏固現(xiàn)階段脫貧攻堅(jiān)成果具有重要意義。為了敘述方便，下文將這部分個(gè)體統(tǒng)稱為非貧脆弱個(gè)體。當(dāng)政府進(jìn)行50%的醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼后，①目前，政府對(duì)城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行了66%左右的保費(fèi)補(bǔ)貼。本文選取50%的價(jià)格補(bǔ)貼進(jìn)行研究是為了分析在采用略低于現(xiàn)有補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)的情況下，醫(yī)療保險(xiǎn)的長期減貧效果，探討能否通過降低醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼來減少長期減貧成本。Micawber 閾值進(jìn)一步降低， kS＜kI，醫(yī)療保險(xiǎn)的貧困脆弱性降低效應(yīng)將更加明顯。對(duì)于非貧脆弱個(gè)體而言，其貧困脆弱性平均降低了約50%，與無保險(xiǎn)的情形相比，必然陷入貧困的個(gè)體數(shù)也降低了三分之一左右。

綜上所述，醫(yī)療保險(xiǎn)具有貧困脆弱性降低效應(yīng)，這是購買醫(yī)療保險(xiǎn)后所產(chǎn)生的事后效應(yīng)，無論對(duì)貧困脆弱個(gè)體還是非貧脆弱個(gè)體，保險(xiǎn)均通過損失補(bǔ)償降低了貧困脆弱性。當(dāng)政府進(jìn)行醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼后，該效應(yīng)更為顯著。

（二）醫(yī)療保險(xiǎn)的投資激勵(lì)效應(yīng)

前文討論了醫(yī)療保險(xiǎn)的事后脆弱性降低效應(yīng)，這種事后效應(yīng)僅對(duì)購買了保險(xiǎn)的個(gè)體有效，與這些個(gè)體相比，缺乏充足資產(chǎn)購買醫(yī)療保險(xiǎn)的個(gè)體的貧困脆弱性更值得關(guān)注。有鑒于此，下文中我們將討論醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)個(gè)體的事前效應(yīng)。事前效應(yīng)在醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制引入后即會(huì)生效，與個(gè)體是否購買醫(yī)療保險(xiǎn)無關(guān)，我們將其稱為投資激勵(lì)效應(yīng)，研究這種事前效應(yīng)，對(duì)于識(shí)別醫(yī)療保險(xiǎn)減貧的內(nèi)在機(jī)制，精準(zhǔn)激勵(lì)個(gè)體主動(dòng)脫貧和防止返貧具有重要意義。

圖2 不同情形下的流動(dòng)性成本大小

引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，由于醫(yī)療保險(xiǎn)的損失補(bǔ)償功能，外生疾病沖擊的影響會(huì)降低，投資的邊際期望收益將會(huì)提高，這也推高了個(gè)體的流動(dòng)性成本，即 λI(kt+1)≥λN(kt+1)。①由式（5）和式（9）可知，均衡狀態(tài)下個(gè)體的流動(dòng)性成本即為投資的邊際收益，投資的邊際收益越高，個(gè)體的流動(dòng)性成本也就相應(yīng)地更高。相較于無保險(xiǎn)情形，在有保險(xiǎn)無補(bǔ)貼情形下，醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入會(huì)弱化外生疾病沖擊的影響，使得投資的邊際收益更高，即λI(kt+1)≥λN(kt+1)。同時(shí)，由于閾值的降低，流動(dòng)性成本峰值對(duì)應(yīng)的資產(chǎn)水平會(huì)相應(yīng)降低，此時(shí)個(gè)體的最優(yōu)投保比例如圖3 所示。資產(chǎn)水平在 [ 3,8]之間的個(gè)體保險(xiǎn)需求變化劇烈，保險(xiǎn)的價(jià)格需求彈性在資產(chǎn)水平8 附近最高，資產(chǎn)水平在 [7.2,7.9]之間的個(gè)體不購買保險(xiǎn)，而當(dāng)個(gè)體資產(chǎn)超過8 時(shí)，保險(xiǎn)比例會(huì)迅速反彈到1，個(gè)體會(huì)選擇最大保額，這與圖2 中流動(dòng)性成本在8 附近達(dá)到極值相一致。在政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)行50%的保費(fèi)補(bǔ)貼后，個(gè)體的最優(yōu)保險(xiǎn)比例始終為1，反映出保險(xiǎn)的價(jià)格需求彈性較高，這與式（10）相一致，即保險(xiǎn)邊際收益最高的個(gè)體，其購買保險(xiǎn)的邊際成本也最高，高昂的價(jià)格抑制了非貧脆弱個(gè)體對(duì)保險(xiǎn)的需求。

圖3 不同情形下的保險(xiǎn)需求函數(shù)

在無政府保費(fèi)補(bǔ)貼的情況下，由于流動(dòng)性約束，非貧脆弱個(gè)體并不會(huì)主動(dòng)選擇購買保險(xiǎn)，這意味著事后的脆弱性降低效應(yīng)不存在。然而從圖1 可以看出， kN附近的非貧脆弱個(gè)體貧困脆弱性顯著降低，表明醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)個(gè)體可能存在另一種事前的影響效應(yīng)，這種效應(yīng)與個(gè)體是否購買保險(xiǎn)無關(guān)。為了更好地探討這種效應(yīng)是否存在，有必要分析醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入對(duì)個(gè)體投資決策的影響。以=it-(1-δ)kt表示個(gè)體在第 t期期末確定的凈投資，①凈投資表示家庭在折舊后的上期投資 (1-δ)kt 的基礎(chǔ)上，本期額外增加的投資量。凈投資也可以理解為在扣除消費(fèi) ct和保險(xiǎn)費(fèi)用pIt后 ，家庭本期生產(chǎn)收入 f(kt) 中 用于投資的部分。凈投資i nt et＞0，可理解為家庭自愿犧牲部分當(dāng)期消費(fèi)，使得未來的生產(chǎn)收入增加，從而加速資產(chǎn)積累。不同資產(chǎn)水平個(gè)體的凈投資情況如圖4 所示。

圖4 不同情形下的凈投資大小

從圖4 可以看出，相較于無醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的情形，引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，資產(chǎn)水平在 [5,10]之間的個(gè)體凈投資有所增加。以資產(chǎn)水平為6 的個(gè)體為例，其凈投資大小從—0.1 增加至0.3，而由圖3可知，此時(shí)個(gè)體的最優(yōu)保險(xiǎn)比例僅為16%左右。而對(duì)于資產(chǎn)水平在 [7.2,7.9]之間的個(gè)體，其最優(yōu)決策為不購買醫(yī)療保險(xiǎn)，但其凈投資水平也比無醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制情形下更高，這說明醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入激勵(lì)了部分非貧脆弱個(gè)體自愿減少當(dāng)期消費(fèi)來增加生產(chǎn)投資，為降低自身貧困脆弱性而努力，且這種激勵(lì)效應(yīng)與是否購買醫(yī)療保險(xiǎn)無關(guān)，僅是由于醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入而產(chǎn)生，因此我們將這種效應(yīng)稱之為醫(yī)療保險(xiǎn)的事前投資激勵(lì)效應(yīng)。

從長期來看，圖1 中位于 [ kI,kN]之間的個(gè)體，其陷入貧困的概率降低并非由于保險(xiǎn)事后的貧困脆弱性降低效應(yīng)，而是保險(xiǎn)事前的投資激勵(lì)效應(yīng)改變了這部分個(gè)體的跨期資本動(dòng)態(tài)。如果沒有保險(xiǎn)機(jī)制，這部分非貧脆弱個(gè)體必然會(huì)陷入“貧困陷阱”，因此他們會(huì)放棄主動(dòng)脫貧，轉(zhuǎn)而選擇剝離資產(chǎn)，減少投資和增加當(dāng)期消費(fèi)享樂，從而陷入“貧困陷阱”之中。與之相反，醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入增加了資產(chǎn)投資的邊際期望收益，使得這部分個(gè)體脫離“貧困陷阱”的概率不為0。同時(shí)，個(gè)體在資產(chǎn)達(dá)到略高于閾值的資產(chǎn)水平以后即可充分利用醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制，有效降低外生疾病沖擊帶來的影響，實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)的平穩(wěn)積累。由圖1 可知，當(dāng)醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制存在時(shí)，如果資產(chǎn)水平超過10，個(gè)體幾乎不可能陷入“貧困陷阱”，可以認(rèn)為該個(gè)體徹底脫貧，無返貧的可能性。在知道這一事實(shí)后，這部分個(gè)體自愿犧牲當(dāng)期消費(fèi)效用，增加投資和加快資產(chǎn)累積，為能夠收斂到高均衡點(diǎn)而努力。

綜上所述，醫(yī)療保險(xiǎn)的事前投資激勵(lì)效應(yīng)主要作用于資產(chǎn)水平在閾值附近的非貧脆弱個(gè)體，無論是否購買醫(yī)療保險(xiǎn)，這部分個(gè)體都會(huì)自愿降低當(dāng)期消費(fèi)，將更多資產(chǎn)投入生產(chǎn)活動(dòng)，使得資產(chǎn)累積更快，從而降低了自身的貧困脆弱性。引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，相較于無保險(xiǎn)的情況，資產(chǎn)水平較高的個(gè)體幾乎不可能陷入“貧困陷阱”，其貧困脆弱性接近0。在知道這個(gè)事實(shí)后，這部分個(gè)體才會(huì)自愿降低當(dāng)期消費(fèi)擴(kuò)大投資，以期未來能永久脫離貧困。在政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行價(jià)格補(bǔ)貼后，醫(yī)療保險(xiǎn)的投資激勵(lì)效應(yīng)會(huì)使受益的人群進(jìn)一步擴(kuò)大。對(duì)于資產(chǎn)水平較低的個(gè)體而言，保險(xiǎn)機(jī)制的引入只能在一定程度上改善其效用，而不足以改變其長期貧困的趨勢。對(duì)于比較富裕的家庭而言，De Nicola（2015）和McPeak（2004）證實(shí)了保險(xiǎn)可能會(huì)對(duì)比較富裕家庭的投資產(chǎn)生負(fù)面影響，這與圖4 的結(jié)果相符。

四、醫(yī)療保險(xiǎn)與長期減貧成本

接下來我們將通過一個(gè)數(shù)值模擬案例，對(duì)比分析無醫(yī)療保險(xiǎn)、有醫(yī)療保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有醫(yī)療保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼三種情形對(duì)經(jīng)濟(jì)中總體長期貧困發(fā)生率、貧困深度及長期減貧成本的影響。

（一）經(jīng)濟(jì)中長期貧困的動(dòng)態(tài)模擬

為了分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)中總體貧困的動(dòng)態(tài)影響，首先需要考慮家庭的初始資產(chǎn)分布。本文使用中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2018 年農(nóng)村家庭人均年收入數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，初始樣本量為6 744戶，在剔除缺失值和異常值后，樣本量為6 204 戶。表2 列出了2018 年農(nóng)村家庭人均年收入的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。數(shù)據(jù)表明，家庭人均年收入均值為12 253.27 元，最小值為100 元，最大值為40 000元。為了便于處理，將原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為 [ 0,1]區(qū)間的數(shù)據(jù)，計(jì)算得到的經(jīng)驗(yàn)分布函數(shù)和概率密度函數(shù)如圖5 所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

圖5 農(nóng)村家庭人均年收入情況

我們假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在200 戶家庭，①穩(wěn)健性檢驗(yàn)表明，模擬結(jié)果對(duì)家庭戶數(shù)（大于100）的選擇不敏感，改變家庭戶數(shù)，模型結(jié)果無顯著變化。其初始資產(chǎn)分布服從上述經(jīng)驗(yàn)分布，使用數(shù)值方法隨機(jī)生成家庭未來30 年可能面臨的外生疾病沖擊，進(jìn)而模擬出200 戶家庭未來30 年的資產(chǎn)路徑。模擬結(jié)果很大程度上取決于生成的初始資產(chǎn)與隨機(jī)沖擊，兩次不同的模擬結(jié)果可能會(huì)有較大差異，為了減小隨機(jī)性，盡可能地避免極端結(jié)果，我們進(jìn)行了1 000 次模擬，以1 000 次模擬路徑的均值作為最終的模擬結(jié)果，所有家庭第30 年的資產(chǎn)分布如圖6 所示。

圖6 中，p25、p50、p75 分別代表1 000 次模擬的25 分位、50 分位和75 分位分布。從50 分位分布的曲線可以看出，約有30%的家庭資產(chǎn)水平在 [0,5]之間，剩余家庭的資產(chǎn)水平則集中于[20,25]之間，分別對(duì)應(yīng)第三部分模型中的低均衡點(diǎn)2.2 和高均衡點(diǎn)18.5 附近，幾乎沒有資產(chǎn)水平位于 [ 5,20]之間的家庭，這說明30 年的模擬結(jié)果和模型預(yù)測結(jié)果相一致，家庭的資產(chǎn)水平已經(jīng)收斂至兩個(gè)均衡點(diǎn)附近。

圖6 模擬分布結(jié)果

（二）醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)長期貧困動(dòng)態(tài)的影響

為了更好地利用上述模擬結(jié)果分析醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)長期貧困動(dòng)態(tài)的影響，我們定義如下三個(gè)指標(biāo)，分別衡量長期貧困率、貧困深度和長期減貧成本。

其次，借鑒Foster 等（1984）的研究，用FGT（Foster-Greer-Thorbecke）貧困指數(shù)來衡量貧困深度，以 n 表示總家庭數(shù)， k(i)表示第i個(gè)家庭所擁有的資產(chǎn)， kN為無保險(xiǎn)情形下的Micawber 閾值，1{·}為示性函數(shù)，則FGT 貧困指數(shù)可以由（11）式得出：

最后，本文用社會(huì)保護(hù)成本來衡量長期減貧成本，首先對(duì)社會(huì)保護(hù)成本進(jìn)行定義。在經(jīng)濟(jì)中無醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制時(shí)，政府為扶貧所投入的社會(huì)保護(hù)成本全部為現(xiàn)金補(bǔ)助，即為資產(chǎn)水平低于 kN的家庭提供現(xiàn)金補(bǔ)助，使其資產(chǎn)水平達(dá)到 kN，對(duì)于資產(chǎn)水平高于 kN的家庭不進(jìn)行現(xiàn)金補(bǔ)助。引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，若政府不對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行50%的保費(fèi)補(bǔ)貼，則社會(huì)保護(hù)成本仍為現(xiàn)金補(bǔ)助成本。若政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼，則社會(huì)保護(hù)成本為現(xiàn)金補(bǔ)助成本與保費(fèi)補(bǔ)貼成本之和。

由圖3 可知，政府進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼僅對(duì)資產(chǎn)水平在 [ 3,8]之間家庭的保險(xiǎn)需求有影響，若不對(duì)家庭資產(chǎn)水平進(jìn)行區(qū)分，對(duì)所有家庭都進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼，會(huì)導(dǎo)致社會(huì)資源的浪費(fèi)和扶貧資金的損失，降低扶貧資金的使用效率。因此，在模擬過程中，我們采用了定向補(bǔ)貼的方式，即僅對(duì)資產(chǎn)水平低于8 的家庭進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼，在保證補(bǔ)貼效用的同時(shí)盡可能減少社會(huì)保護(hù)成本，這與國務(wù)院扶貧辦的扶貧工作要求相契合，符合精準(zhǔn)扶貧的戰(zhàn)略思想?；? 000 次模擬結(jié)果的平均值計(jì)算得到的上述三種衡量貧困動(dòng)態(tài)的指標(biāo)分別如圖7 至圖9 所示。

圖7 表明，無醫(yī)療保險(xiǎn)的情況下，初始時(shí)刻貧困家庭占比約為27%，但隨著時(shí)間的推移，貧困家庭占比持續(xù)上升，在第30 年已高達(dá)43%，相較于初始時(shí)刻增加了16%。引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制后，貧困家庭占比在略微上升后達(dá)到穩(wěn)定，30 年間貧困家庭比例穩(wěn)定在27%。而在政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼后，貧困家庭占比迅速下降至20%以下并保持穩(wěn)定，長期貧困率顯著降低。

圖7 貧困家庭占比隨時(shí)間變化情況

圖8 表明，醫(yī)療保險(xiǎn)的引入不僅有效降低了長期貧困率，同時(shí)減小了貧困家庭的貧困深度。無醫(yī)療保險(xiǎn)的情況下，隨時(shí)間推移，貧困深度由2%增加至5.7%，漲幅為185%，這意味著貧困家庭的資產(chǎn)在逐漸減少。引入醫(yī)療保險(xiǎn)后，貧困深度由2%增加至2.7%并保持穩(wěn)定，第30 年的貧困深度相較無醫(yī)療保險(xiǎn)情形下降了3%。在政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼后，貧困深度進(jìn)一步降低至1.8%并保持穩(wěn)定。以初始時(shí)刻無保險(xiǎn)機(jī)制情形下的社會(huì)保護(hù)成本為基準(zhǔn)值100，對(duì)社會(huì)保護(hù)成本進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理可得圖9。

圖8 貧困深度隨時(shí)間變化情況

圖9 社會(huì)保護(hù)成本隨時(shí)間變化情況

圖9 表明，初始時(shí)刻，在沒有保費(fèi)補(bǔ)貼的情況下，醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制對(duì)社會(huì)保護(hù)成本并無影響，都只有現(xiàn)金補(bǔ)助成本，而政府對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼則會(huì)大幅提高社會(huì)保護(hù)成本，由100 上升至150 以上。但是其會(huì)在短期內(nèi)迅速下降，5 年以內(nèi)就會(huì)低于另外兩種情形下的社會(huì)保護(hù)成本。從長期來看，有保費(fèi)補(bǔ)貼情形下的社會(huì)保護(hù)成本會(huì)逐漸減小直至穩(wěn)定。在第30 年，相較于單一的現(xiàn)金補(bǔ)助政策，“醫(yī)療保險(xiǎn)+現(xiàn)金補(bǔ)助”的政策組合會(huì)使得社會(huì)保護(hù)成本下降1 /2左右，而實(shí)行定向保費(fèi)補(bǔ)貼政策將令社會(huì)保護(hù)成本進(jìn)一步下降1 /6左右。雖然對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)進(jìn)行保費(fèi)補(bǔ)貼在短期內(nèi)抬高了社會(huì)保護(hù)成本，但從長期來看，其所需的社會(huì)保護(hù)成本在三種情形中最小。

綜上所述，從長期來看，有政府保費(fèi)補(bǔ)貼的醫(yī)療保險(xiǎn)不僅能有效降低長期貧困發(fā)生率和貧困深度，鞏固脫貧攻堅(jiān)成果，還能減少長期減貧成本。在無保險(xiǎn)情形下，若采用現(xiàn)金補(bǔ)助的扶貧方式，隨時(shí)間推移，長期減貧成本將持續(xù)增加，這是因?yàn)楝F(xiàn)金補(bǔ)助政策只有事后的補(bǔ)償效應(yīng)，貧困家庭可能自身不僅缺乏主動(dòng)努力脫貧的意識(shí)，而且對(duì)政府的扶貧工作產(chǎn)生福利依賴。而在引入醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼政策后，由于醫(yī)療保險(xiǎn)的事前投資激勵(lì)效應(yīng)，部分貧困家庭會(huì)主動(dòng)降低消費(fèi)，充分利用政府的幫扶政策擴(kuò)大生產(chǎn)，加快資產(chǎn)積累，同時(shí)通過醫(yī)療保險(xiǎn)降低外生疾病沖擊的影響，從而脫離“貧困陷阱”。

五、結(jié)論與政策建議

發(fā)展是解決貧困問題的“總鑰匙”，要從根源上解決貧困問題，關(guān)鍵還是要提升貧困家庭和脫貧家庭的自主發(fā)展能力，而醫(yī)療保險(xiǎn)是解決此問題的重要政策工具。本文構(gòu)建了包含醫(yī)療保險(xiǎn)、消費(fèi)和投資的家庭資產(chǎn)隨機(jī)增長模型，分析了擁有不同資產(chǎn)水平的家庭受到外生疾病沖擊后的貧困脆弱性及投資決策的動(dòng)態(tài)變化，厘清了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)貧困脆弱性的作用機(jī)制。本文還分析了無醫(yī)療保險(xiǎn)、有醫(yī)療保險(xiǎn)無保費(fèi)補(bǔ)貼和有醫(yī)療保險(xiǎn)有保費(fèi)補(bǔ)貼三種扶貧模式對(duì)長期貧困率、貧困深度及長期減貧成本的影響。數(shù)值模擬結(jié)果表明：（1）醫(yī)療保險(xiǎn)具有事后的貧困脆弱性降低效應(yīng)，這種效應(yīng)對(duì)于非貧脆弱家庭效果尤為顯著。政府可以通過醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼政策，緩解貧困個(gè)體和貧困邊緣個(gè)體的流動(dòng)性壓力，激勵(lì)該類個(gè)體通過醫(yī)療保險(xiǎn)來應(yīng)對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)，更有效地降低貧困脆弱性。（2）醫(yī)療保險(xiǎn)具有事前的投資激勵(lì)效應(yīng)。醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制的引入改變了部分貧困家庭和貧困邊緣家庭的跨期資本動(dòng)態(tài)，激勵(lì)部分貧困家庭和非貧脆弱家庭主動(dòng)降低消費(fèi)和增加凈投資，為了擺脫貧困而努力，從而降低了這類家庭的貧困脆弱性。（3）相較于單一的現(xiàn)金補(bǔ)助扶貧模式，“現(xiàn)金補(bǔ)助+保費(fèi)補(bǔ)貼”的扶貧模式顯著降低了長期貧困率和貧困深度，有效減少了長期減貧成本。與僅使用現(xiàn)金補(bǔ)助政策相比，“醫(yī)療保險(xiǎn)+政府現(xiàn)金補(bǔ)助”使得長期減貧成本下降了1 /2 左右，若進(jìn)一步對(duì)貧困家庭進(jìn)行50%的保費(fèi)補(bǔ)貼，長期減貧成本將再下降1 /6左右。引入醫(yī)療保險(xiǎn)機(jī)制并進(jìn)行定向保費(fèi)補(bǔ)貼則是一種更加積極主動(dòng)的政策，它從根本上改變了貧困家庭的跨期資本動(dòng)態(tài)，提高了其生產(chǎn)積極性，從而顯著降低了長期貧困率和貧困深度。與現(xiàn)金補(bǔ)助政策相比，“現(xiàn)金補(bǔ)助+保費(fèi)補(bǔ)貼”的政策雖然在短期內(nèi)推高了減貧成本，但隨著時(shí)間推移，減貧成本逐漸下降，使得政策具有可持續(xù)性。

本文結(jié)論具有重要的政策含義。第一，從長期來看，相較于單一的現(xiàn)金補(bǔ)助政策，“醫(yī)療保險(xiǎn)+政府現(xiàn)金補(bǔ)助”政策的長期減貧效果更顯著，所需的成本也更少。因此，在扶貧資源有限的約束下，本文建議政府應(yīng)當(dāng)將部分資源投向醫(yī)療保險(xiǎn)市場，發(fā)展普惠型醫(yī)療保險(xiǎn)，提高扶貧資金使用效率，提升減貧質(zhì)量，緩解財(cái)政壓力。第二，醫(yī)療保險(xiǎn)保障是一項(xiàng)能夠預(yù)防非貧困人口陷入貧困的良好措施。政府可以通過醫(yī)療保險(xiǎn)為貧困和貧困邊緣人群建立保障機(jī)制，也可以建立分段醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼模式，把保費(fèi)補(bǔ)貼和家庭資產(chǎn)掛鉤，提高醫(yī)療保險(xiǎn)補(bǔ)貼的精準(zhǔn)性。政府可以對(duì)需求彈性高的非貧脆弱個(gè)體進(jìn)行定向保費(fèi)補(bǔ)貼，擴(kuò)大保險(xiǎn)需求，守住脫貧成果。第三，對(duì)于貧困家庭，政府在對(duì)其提供醫(yī)療保險(xiǎn)保費(fèi)補(bǔ)貼的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)建立和實(shí)施激勵(lì)相容的有條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付制度，與鄉(xiāng)村振興有效進(jìn)行銜接，形成貧困農(nóng)戶的內(nèi)生發(fā)展能力，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村長效脫貧。第四，需在資源分配過程中兼顧貧困人群與非貧脆弱人群，更加注重貧困人口自身發(fā)展能力與抵御風(fēng)險(xiǎn)能力的提升。因此，政府需要建立動(dòng)態(tài)貧困監(jiān)測系統(tǒng)，動(dòng)態(tài)監(jiān)測評(píng)估貧困個(gè)體的行為，避免其產(chǎn)生對(duì)現(xiàn)金補(bǔ)助政策的福利依賴，同時(shí)也要建立動(dòng)態(tài)系統(tǒng)識(shí)別非貧脆弱個(gè)體，避免這部分個(gè)體因疾病沖擊而返貧。

本文的不足之處在于，模型設(shè)定中選擇了簡單的現(xiàn)金補(bǔ)助形式，未能考慮較為復(fù)雜的有條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付政策在長期減貧實(shí)踐中的激勵(lì)相容效應(yīng)，因此無法對(duì)有條件現(xiàn)金轉(zhuǎn)移支付和醫(yī)療保險(xiǎn)政策的長期減貧效果進(jìn)行直接比較，這也是未來需要進(jìn)一步研究的內(nèi)容。