農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態轉變與影響因素分析

景正月,周成超

1.南京醫科大學醫政學院,江蘇 南京 211166;2.山東大學公共衛生學院衛生管理與政策研究中心,山東 濟南 250012;3.國家衛生健康委員會衛生經濟與政策研究重點實驗室(山東大學),山東 濟南 250012;4.山東大學醫養健康產業研究院,山東 濟南 250012

消除貧困是人類社會發展的共同目標。我國脫貧攻堅戰取得了全面勝利后,貧困的主要表現形式已從顯性的絕對貧困轉變為隱性的相對貧困,建立解決相對貧困的長效機制是全面推進鄉村振興和實現共同富裕的重要基石[1]。相對貧困治理視角下支出型貧困問題日益凸顯,而因病支出型貧困是相對貧困的主要表現形式之一[2]。習近平總書記曾多次強調“因病致貧、因病返貧問題,是需要長期逐步解決的問題,它不會隨著我們宣布消滅絕對貧困而消失”。如何防范化解因病支出型貧困依然是未來相對貧困治理工作亟待解決的關鍵環節。老年人隨著年齡增長,生理機能逐漸衰退并伴隨各種疾病風險的增加,由此誘發的高額醫療衛生費用會給家庭帶來沉重的疾病經濟負擔,加之經濟資源獲取能力的降低導致風險抵御能力不足,更容易陷入貧病交加的惡性循環[3]。在我國老齡化程度和城鎮化程度持續加深的背景下,農村空巢現象日益嚴重[4],相比非空巢老人,空巢老人因病致貧的風險更高[5],關注農村空巢老年人的因病致貧風險至關重要。

然而,既往研究對于老年人群因病致貧風險的評估多是從靜態角度進行分析,即分析某一特定時點上家庭的因病致貧狀態及影響因素,忽略了因病致貧風險的動態變化性[6],即忽略了家庭在一段時期內因病致貧狀態的持續與轉變過程,無法揭示因病致貧狀態的變動、特征及其成因。基于此,本研究在傳統因病致貧指標上引入時間維度,刻畫農村空巢老年家庭因病致貧狀態的動態轉變過程,并探討其影響因素,以解釋導致不同因病致貧狀態的成因,為后扶貧時代防范因病致貧風險提供理論參考和實證依據。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究使用的數據來源于“山東省老年健康隊列”數據,該數據旨在調查山東省農村地區60歲及以上老年人口的健康狀況[7-8]。該數據采用多階段分層整群抽樣的方法抽取調查對象,首先,根據山東省人均GDP水平從所有縣級市中選取經濟較好、中等及較差的3個農村縣級市;其次,從每個樣本縣級市中隨機抽取5個鄉鎮作為樣本鄉鎮;隨后,從每個樣本鄉鎮中隨機抽取4個村作為樣本村;最后,從每個樣本村中隨機抽取60名農村老年人作為調查對象。2019年所進行的基線調查,共抽取山東省3個農村縣、15個鄉鎮、60個村的3 600名農村老年人進行問卷調查,最終3 243名農村老年人完成了整個調查,其中空巢老人為2 654名。2020年所進行的隨訪調查,共隨訪到2 785名農村老年人,其中空巢老人為2 288名。由于本研究是以農村空巢老年家庭為研究對象,將農村空巢老年家庭定義為無子女或雖有子女,但與子女分開居住的60歲及以上的農村老年人家庭,經過相關變量清理和刪失后,最終利用2019年和2020年兩期調查的1 951戶農村空巢老年家庭的數據建立平衡面板。

1.2 主要指標與方法

本研究采用世界衛生組織推薦的致貧性衛生支出(Impoverishment Health Expenditure,IHE)指標對因病致貧風險進行衡量。致貧性衛生支出被定義為家庭因自付醫療費用而陷入貧困,即如果居民扣除自付醫療費用后的收入/消費水平低于貧困線,則被認為發生了致貧性衛生支出,否則為未發生致貧性衛生支出[9]。其中,自付醫療支出(Out-of-pocket medica expenditure,OOP)被定義為家庭在接受醫療服務時所自付的醫療費用,不包括各種醫療保障制度所補償的任何費用;以山東省貧困線(最新公布的2018年全省貧困線)、2美元和3美元作為貧困線,貧困線已根據購買力平價指數和CPI進行調整。

1.2.1 自付醫療支出的致貧影響

本研究通過比較OOP后家庭貧困狀況的變化來衡量自付醫療支出的致貧影響,采用貧困發生率和貧困差距反映致貧影響的廣度和深度。

①OOP對貧困發生率的影響

②OOP對貧困發生差距的影響

1.2.2 因病致貧風險的動態轉變

為反映因病致貧風險的動態轉變過程,本研究借助貧困轉移矩陣來描述不同時期內致貧衛生支出的發生數目和概率[10]。由2019年到2020年的轉移矩陣如下所示:

其中,下角標0表示未發生致貧性衛生支出,1表示發生致貧性衛生支出,矩陣中P00表示2019年未陷入因病致貧風險的家庭,在2020年仍然未陷入因病致貧風險的概率,P11表示2019年未陷入因病致貧風險的家庭,在2020年陷入因病致貧風險的概率,P10表示2019年發生因病致貧風險的家庭,在2020年脫離因病致貧風險的概率,P11表示2019年陷入因病致貧風險的家庭,在2020年仍陷入因病致貧風險的概率。此外,根據農村空巢老年家庭經歷的致貧性衛生支出的年數確定因病致貧風險動態類型,以2019—2020年為時間段,將兩年內從未經歷過因病致貧風險的家庭,劃分為從未發生因病致貧風險,兩年內有一年經歷過因病致貧風險的家庭,劃分為暫時發生因病致貧風險;兩年內持續經歷過IHE的家庭劃分為持續發生因病致貧風險。

1.3 統計分析法

本研究利用Stata 15.0軟件進行數據清理及分析。首先,采用描述性統計方法描述山東省農村空巢老年家庭的基本特征及OOP的致貧影響;其次,利用轉移矩陣依托于致貧性衛生支出指標描述農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態變化概率和類型;最后,利用有序Probit模型對因病致貧風險動態變化的影響因素進行分析,以P<0.05為差異有統計學意義。

2 研究結果

2.1 農村空巢老年家庭的基本狀況

本研究基線調查共包含1 951戶農村空巢老年家庭。在物質資本維度,大多數家庭做飯以柴草為燃料(57.6%),家庭廁所以衛生廁所為主(55.9%),住房面積平均為94.4 m2;在社會資本維度,空巢年限平均為16.8年,大多數家庭非獨居(67.8%);在金融資本維度,家庭總收入平均為14 228元,且6.3%的家庭是建檔立卡戶;在人力資本維度,家庭規模和家庭勞動力數量平均為1.8人和1.1人,戶主的文化程度以小學及以下學歷為主(79.1%),戶主年齡平均為70.3歲,慢病患者比例為(89.5%),調查前一年內利用住院服務的家庭占比為20.2%。見表1。

表1 農村空巢老年家庭的基線調查狀況

2.2 OOP的致貧影響

從貧困發生率來看,盡管OOP的致貧影響隨時間的變化幅度較小,但隨著貧困線標準的提高而逐漸增加,且致貧影響均在10%以上。以山東省貧困線為例,2019年支付前農村空巢老年家庭的貧困發生率為17.89%,OOP支付后貧困發生率上升為34.44%,致貧影響為16.55%。見表2。從貧困發生差距來看,OOP的致貧影響隨著貧困線標準的提高而逐漸增加,同時在同一貧困線標準下,OOP的致貧影響隨時間而下降。以山東省貧困線為例,2019年支付前農村空巢老年家庭的平均貧困差距和標化貧困差距分別為209.67元和5.6元,OOP支付后平均貧困差距和標化貧困差距分別上升為444.14元和11.8元,即平均貧困差距和標化貧困差距分別增加234.47元和6.2元。見表3。

表3 農村空巢老年家庭OOP的致貧影響—貧困差距(元)

2.3 農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態變化情況

2.3.1 因病致貧風險動態轉變分析

由表4可知2019—2020年農村空巢老年家庭因病致貧風險狀態的轉變情況,無論在哪一種貧困線標準下,總會有10%以上的家庭新陷入因病致貧風險狀態,總會有60%以上的家庭脫離因病致貧風險狀態,存在陷入因病致貧風險和脫離因病致貧風險并存的現象,且脫離因病致貧風險狀態的比例明顯高于陷入因病致貧風險狀態的比例。以山東省貧困線為例,2019—2020年,24.15%的農村空巢老年家庭持續陷入因病致貧風險狀態,84.95%的家庭從未陷入因病致貧風險狀態,15.05%的家庭陷入因病致貧風險狀態,75.85%脫離因病致貧風險狀態。

表4 基于轉移矩陣的農村空巢老年家庭因病致貧風險動態轉變分析(%)

2.3.2 因病致貧風險的動態變化類型

由表5可知農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態變化類型,以山東省貧困線為例,70.89%的家庭從未發生因病致貧風險,25.12%暫時發生因病致貧風險,4.0%的家庭持續發生因病致貧風險。無論在何種貧困線標準下,因病致貧風險的發生均是以暫時性發生為主。

表5 農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態變化類型(%)

2.3.3 農村空巢老年家庭因病致貧風險動態變化的影響因素

本研究所選取的因變量為致貧性衛生支出的動態變化類型(選取山東省貧困線標準),同時基于文獻分析和已有數據選取可能影響致貧性衛生支出發生的因素作為自變量。有序probit模型表示(見表6),物質資本維度中,相比使用燃氣的家庭,使用柴草的家庭降低了從不發生IHE的概率,增加了暫時發生和持續發生IHE的概率;相比沒有廁所的家庭,有衛生廁所的家庭增加了從未發生IHE的概率,減少了暫時發生IHE的概率,對持續發生IHE并沒有顯著影響。在社會資本上,相比獨居,偶居降低了家庭從未發生IHE的概率;在家庭經濟狀況中,相比最低收入組,最高收入組使得家庭從未發生IHE的概率提高,使得暫時發生和持續發生IHE的概率降低13.4%、10.5%、2.9%。在人力資本維度中,家庭每增加一個勞動力,家庭從不發生IHE的概率增加3.3%,暫時發生IHE和持續發生IHE的概率將分別下降2.5%和0.8%;戶主年齡每上升1歲,家庭從不發生IHE的概率下降10.0%,而暫時發生IHE和持續發生IHE的概率將分別上升7.4%和2.5%;與沒有慢病成員的家庭相比,慢病人數的增加會使家庭暫時發生和持續發生IHE的概率提高,從不發生IHE的概率降低,具體來說,慢病人數為1人和2人以上的家庭從不發生IHE的概率分別下降7.0%和16.5%,暫時發生IHE的概率分別上升5.6%和12.6%,持續發生IHE的概率分別上升1.3%和3.8%。與調查前一年內沒有利用住院服務的家庭相比,住院服務利用會使家庭從不發生IHE的概率降低12.0%,暫時發生IHE和持續發生IHE的概率分別增加8.7%、3.3%。

表6 農村空巢老年家庭因病致貧風險動態變化各影響因素的邊際效應

3 討論與建議

農村空巢老年家庭作為弱勢群體中的弱勢,健康脆弱性高且抵御風險的能力較低,該群體所面臨的因病致貧問題日益凸顯。本研究借助致貧性衛生支出指標對農村空巢老年家庭的因病致貧風險及動態轉變過程進行描述分析,在此基礎上將因病致貧動態變化類型分解為持續發生因病致貧風險、暫時陷入因病致貧風險和從未陷入因病致貧風險,并進一步分析農村空巢老年家庭因病致貧動態變化的影響因素。本研究的主要研究結論及政策建議如下:

第一,盡管農村空巢老年家庭自付醫療支出的致貧率和致貧差距隨時間有所下降但是下降幅度較低,但其發生水平(山東省貧困線標準下,OOP的致貧率為16.6%)高于Zhao Y等學者基于2016年CFPS數據所分析發現的我國農村地區OOP的致貧率(3.03%)[11]和Kumar K等學者基于世界衛生組織的SAGE調查數據所分析發現的我國農村地區OOP的致貧率(9.3%)[12]。由此可以看出,農村空巢老年家庭的因病致貧風險仍較高,后扶貧時代仍需重點關注農村空巢老年家庭,為其構建具有事前預防、事中監測和事后補助性質的疾病風險防御機制,以破解因病致貧返貧的惡性循環。在疾病發生前,加強對農村空巢老年家庭的健康教育與健康篩查,提升農村空巢老年家庭的健康素養和健康管理能力,轉變有病不醫的傳統思維;在疾病發生時,增強基層醫療衛生服務能力,加強對農村空巢老年家庭的健康服務,基于家庭醫生團隊對已患病家庭進行動態監測和持續追蹤,及時預警并進行針對性的干預和幫扶,做好風險研判和處置,避免小病拖大病,大病導致貧困的惡性循環;在疾病發生后,健全社會保障體系和多元化的社會救助制度,對不同類型因病致貧的家庭實施分類救助制度以減輕家庭疾病經濟負擔,如針對發生重大疾病的農村空巢老年家庭,設立大病救助和重特大疾病慈善救助金,針對長期羈患慢性病的農村空巢老年家庭,降低醫療保險報銷門檻和提高門診報銷比例。

第二,農村空巢老年家庭因病致貧風險不是一成不變,而是動態變化的,并且農村空巢老年家庭因病致貧風險的發生多為暫時性發生,因此設計具有動態瞄準機制的健康救助政策至關重要。對暫時陷入因病致貧風險的農村空巢老年家庭實施動態監測和預警,建立針對突發健康沖擊導致農村空巢老年家庭陷入貧困風險的應急響應制度,讓這些暫時陷入因病致貧風險狀態的家庭能有資格提出申請并及時獲得健康救助,以防止暫時陷入因病致貧風險向持續陷入因病致貧風險轉移。健全多層次醫療保障體系,多渠道籌措健康救助資金,加大對持續陷入因病致貧風險狀態的農村空巢老年家庭的救助力度和轉移支付力度。

第三,家庭的生計資本,包括物質資本、金融資本、社會資本和人力資本對農村空巢老年家庭因病致貧風險的動態變化類型具有顯著影響。具體來說,物質資本方面,使用柴草的家庭相比使用燃氣的家庭暫時發生和持續發生IHE的概率更高,有廁所的家庭相比沒有廁所的家庭暫時發生IHE的概率更低。物質資本的持有量在一定程度上反映了家庭的經濟水平,因此擁有更多物資資本的農村空巢老年家庭可能代表更好的經濟狀況,可以抵抗疾病風險的沖擊;此外,使用固體燃料會增加家庭的患病風險,從而誘發家庭醫療支出的增加[13]。金融資本方面,農場空巢老年家庭收入越高,暫時發生和持續發生IHE的頻率更低,這與以往研究結果一致,經濟狀況越高的家庭支付能力越強,抵御疾病風險沖擊的能力越強[14-15]。社會資本方面,偶居相比獨居會增加暫時發生和持續發生IHE的概率,這與以往的研究結果不一致,我們推測可能是因為獨居老年人相比偶居老年人從兒女或社區所得到的社會支持較多[16],因此抵御疾病風險沖擊的能力較強。人力資本方面,勞動力越多的家庭暫時發生和持續發生IHE的概率越小,反之戶主年齡越大、慢病人口越多和調查前一年內住院衛生服務利用越多的家庭暫時發生和持續發生IHE的概率越大,這是因為家庭勞動力越多的空巢老年家庭表明家庭獲取收入的能力越強,同時可能代表其健康水平越高,從而產生的醫療費用較少[17-18],而戶主年齡越大、慢病人口越多和調查前一年內住院衛生服務利用越多在一定程度上表明家庭成員的健康狀況較差,會增加家庭的醫療支出和疾病經濟負擔,最終增加因病致貧的可能性[19-20]。基于此,后扶貧時代因病致貧治理應多途徑改善農村空巢老年家庭的生計資本以增強其抵御疾病風險沖擊的能力,如改善農村空巢老年家庭的居住環境和生活配套措施以改善其物質資本,為健康狀況較好的家庭提供一定的就業崗位和為健康狀況較差的貧困家庭提供較高保障水平的醫療服務與醫療救助以改善其人力資本,為農村空巢老年家庭重構社會網絡多渠道獲取社會資源以改善其社會資本。

利益沖突無