中國農村醫療保障制度與農民貧困的實證研究——以廣東省為例

[摘 要]從宏觀角度考察新型農村合作醫療制度的推行對農村貧困人口的影響有十分重要的現實意義。以廣東省為例，采用2005～2007年的各縣(市、區)的面板數據進行實證分析，結果表明，農村合作醫療對各地減少農村貧困人口的數量有顯著的作用。因此，進一步完善中國新型農村合作醫療制度能有效地減輕農村貧困。

[關鍵詞]新型農村合作醫療制度；農村貧困；農村醫療保障制度

[中圖分類號]F323.89 [文獻標識碼]A [文章編號]1003-3890(2007)11-0018-05

一、引言

農村人口的醫療保障一直是困擾世界上很多國家的難題。中國對農村醫療保障的探索始于20世紀60年代，當時興起的合作醫療取得了巨大成功，解決了絕大多數低收入農民的醫療保障問題，在國際上一度被譽為成功的“衛生革命”(世界銀行，1994)。但隨著中國農村家庭聯產承包責任制的推行，合作醫療失去了賴以存在的經濟基礎，農村醫療衛生保障事業發展嚴重滯后，廣大農村居民不能獲得合理的醫療衛生服務，自費醫療再次成為農村占主導地位的醫療制度。與此同時，農民人均純收入增長緩慢，甚至在某些年份出現下滑的趨勢，而醫療保健的費用卻持續攀升。在這種情況下，近年來疾病支出負擔成為農村居民致貧和返貧的主要原因。國務院發展研究中心2003年對全國118個村的醫療衛生狀況的調查表明，疾病成為導致農民貧困的主要原因。因此，建立有效保障農村居民健康水平的農村醫療衛生保障制度已經成為關乎農村經濟發展和社會穩定大局的重大問題。

已有的研究表明，農村醫療保障制度對農村居民、特別是貧困農民收入狀況的影響主要通過以下兩種途徑實現：一方面，從外部的制度條件來看，健全農村醫療保障制度有利于實現社會成員之間的風險共擔，特別是能夠提高貧困人口抵抗疾病風險的能力，在一定程度上縮小收入差距。根據尼古拉斯·巴爾的觀點，調節收入再分配是醫療保障的重要目標。他認為，因疾病導致的醫療支出和勞動力損失是個人和家庭的一種主要風險。遇到這種風險本身需要付出很高的代價，對窮人而言更會形成長期的影響，使低收入家庭陷入貧困。通過醫療保險，在不同的人群中分散疾病所帶來的風險，或者對貧窮者進行醫療補助，讓人人享有醫療服務，可以調節高收入者和低收入者、高風險人群和低風險人群之間的收入分配。因此，醫療保障在國民收入再分配中可以起到重要的調節功能。另一方面，從農民自身的內部條件來看，健全農村醫療保障有利于人力資本的積累，提高勞動生產率，從而有助于農民增加收入和農村貧困人口的脫貧。西奧多·W·舒爾茨(1976)認為，人力資本表現為人的知識、技能、資歷和經驗等，即人的能力和素質。人力資本是通過對人力的投資而獲得的，這種投資表現在貨幣形態上就是為提高人力的各項開支，包括保健支出、教育支出、勞動力遷移的支出等等。在人力資本投資的各種方式中，通過投資于健康來改善人力資本的質量是提高人口素質、增加窮人福利的重要手段，同時也是促進經濟增長的主要動力。大量有關健康改善與勞動生產率、健康與經濟發展關系的經驗研究也支持了這一觀點，如拉蒂，拉姆和舒爾茨(1979)在研究印度農業生產增長的原因時發現，由于連續實施了10年(1951～1961年)公共保健計劃，印度的國民健康狀況得到了顯著改善，從而大大提高了此間的農業生產率。Sen(1995)通過對印度克拉拉邦的分析發現，在適當的政府扶持下，貧困地區的醫療保健水平能得到改善，人們的生活質量會不斷提高，對經濟的增長具有重大的作用。LireErasado，Gre Gory Amacher和Jeffarey Alwary(2004)通過對埃塞俄比亞農民在采用旨在提高勞動生產率和保護農業生產資源的農業新技術研究發現，疾病降低了農戶的收入并改變了勞動力配置，減低了農戶采用新技術的可能性。建議有關方面要推廣農業新技術不僅應該考慮到潛在采用者的經濟狀況，還應考慮他們的身體狀況。張車偉(2003)運用來自中國貧困農村地區的數據資料，估計了不同的營養和健康指標在中國貧困農村的回報和彈性，證實營養和疾病顯著地影響農村的勞動生產率，其中家庭勞動力因病無法工作的期限每增加1個月會導致種植業收入損失約為2 300元，這說明加強營養和醫療保健的投資對于農村脫貧具有至關重要的作用，這也在一定程度上從定量研究的角度證明疾病導致農民致貧和返貧的風險相當大。

當前在中國農村，為了減輕醫療支出給農民帶來的經濟負擔，防止農民因病致貧、因病返貧現象繼續發生，中國政府又開始了完善農村醫療保障制度的新探索。2002年國務院提出建立農村新型合作醫療制度的決定，要求在2010年基本覆蓋全體農村居民，并自2003年始在全國21％的縣市進行了試點。隨著新型農村合作醫療規模的不斷擴大，中國農民的基本醫療衛生需求得到了一定程度的保障。而近幾年來，中國新型農村合作醫療的推行實際效果如何。是否使農民尤其是貧困農民的收入狀況真正得到改善，對這些問題的分析和研究有助于更好地推進新型農村合作醫療制度的可持續發展和該項制度在全國的推廣。由于推行時間較短以及相關數據的缺乏，學者們從經濟學角度研究新型農村合作醫療對農民收入影響的文獻不多。宋明山等(2005，2006)以浙江省為例，根據對當地農戶的抽樣調查數據，研究了新型農村合作醫療改善農村居民收入，公平的能力，他們應用GINI系數和洛倫茲曲線原理，分析了籌資、醫療費用和新型農村合作償付對農村居民收入公平的影響。結果顯示：新型農村合作醫療償付對發生醫療費用人群收入公平影響顯著，而新型農村合作醫療籌資導致的GINI系數變化非常微弱，從而指出，疾病經濟負擔明顯加重了農村居民收入分布的不公平，新型農村合作醫療在改善上述不公平方面的作用已經有相當程度的體現。

由此可見，新型農村合作醫療的推行有效改善了農村收入不平等的狀況。而進一步考慮，貧困人口是農村中健康狀況相對較差、衛生服務支付能力弱、衛生服務利用低的人群，是在建立和完善農村醫療保障體系中最需要保護的人群。評價新型農村合作醫療制度是否成功，關鍵應該看是否真正解決了貧困人口的基本醫療保障問題，他們是否真正獲益。否則，即使建立了保障體系，如果并不能使最需要的人群最大限度地受益，必將會導致衛生服務領域的不公問題進一步突出。

筆者以廣東省為例，從宏觀角度考察新型農村合作醫療的推行對農村貧困人口數量的影響。不同于宋明山等(2005，2006)的研究方法，筆者采用的是廣東省114個縣(市、區)從2005年第一季度～2007年第一季度農村合作醫療的推廣情況的面板數據，通過對廣東省多年來各地農村合作醫療參與程度的變化，考察合作醫療對各地農村貧困人口數量的影響。

二、計量模型

采用面板數據模型，估計農村合作醫療的發展狀況對農村貧困人口數量的影響。面板數據模型是把時間序列沿空間方向擴展或把截面數據沿時間方向擴展而成的二維結構的數據集合，它既能反映某一時期各個個體數據的規律，也能描述每個個體隨時間變化的規律，集合了時間序列和截面數據的共同優點。具體來說，我們采用的是聯合回歸模型(Pooled Regression Model)，需首先建立基本的計量模型：

Id poor_it=α+poor_attentit_itβ₁+lnpopulation_itβ₂+ε_it (1)

其中，poor_it各地區不同時期的農村貧困人口數量，模型中我們對poor_it取對數值，從而以它的變動作為被解釋變量，考察農村合作醫療所帶來的農村貧困人口的變化情況。poor_attent_it代表各地區不同時期農村貧困人口中參加合作醫療的比例，它是我們關注的最主要解釋變量：農村貧困人口參加合作醫療是否能帶來脫貧的效果，就要看poor_attent_it的估計系數，如果系數為負，即較高的參合程度導致農村貧困人口數量的減少，說明農村合作醫療能使農村貧困狀況得到顯著改善；如果系數為正或不顯著，則說明農村合作醫療的推行并沒有帶來農村貧困人口減少的理想效果。為了避免異方差，我們在模型中加入population_it這個變量，即各地不同時期的農村人口總數，以控制各地農村人口的規模。α為常數項，β_i為各解釋變量的系數，i代表不同的個體(縣、市、區)，代表不同時期(季度)。

在建立基本的估計模型之后，我們還需要進一步考慮其他影響農村貧困人口變動的因素。

1．農村合作醫療基金的籌資規模影響貧困人口的變動。由于農村合作醫療對于包括貧困人口在內的農村參合人口具有社會保障的性質，所以合作醫療基金的籌資規模決定了對參合農民的醫療保障能力，影響參合的農村貧困人口通過合作醫療獲得經濟補償的多少，從而影響整個農村貧困人口的貧困狀況。

2．由于采用的面板數據地域跨度較大，所以應該考慮各地環境的特殊性對估計結果的影響。具體來說，各地的政策制定、行政效率和居民偏好等都不盡相同，而這些因素會通過各地農民的整體參合狀況反映出來。因此，我們加入各地農民參合總人數的變動來考察各地不同環境對當地貧困人口數量變動的影響。

3．為了增加模型的解釋力度，我們加入其他影響農村貧困人口變動的因素。首先；當地農村的貧困程度影響農村貧困人口的變動情況。一般來講，當地農村特困人口越多，貧困人口相對越貧困，要想脫貧就越困難。盡管在我們的數據樣本即廣東全省范圍內對農村貧困人口的劃分是統一的，即年收入在1500元以下，但是各地農村貧困人口中特困人口的多少卻不盡相同，因此我們以農村特困人口的數量來代表當地農村貧困人口的貧困程度。其次，當地農村人口整體的健康狀況也會影響貧困人口的變動。這里我們以農村合作醫療各期的補償支出作為衡量當地農民健康狀況的指標，醫療補償支出的增多意味著個人不良的健康狀況導致患病后醫療支出的相對增多，病痛和醫療支出惡化丫個人的經濟狀況，使得貧困人口的增多。

由此，我們估計擴展的面板數據模型如下：

其中，除了我們最關注的poor_attent_it變量所代表的農村貧困人口參合率之外，fund_it代表各地區不同時期農村合作醫療基金累計的籌資總額，它包括省、市、縣、鄉各級財政對當地合作醫療基金的撥款以及包括集體扶持、民政醫療救助在內的個人繳款，代表了農村合作醫療的規模和支付能力，對農村貧困人口的減少應該有積極的影響。理想的情況是，農村合作醫療基金籌資越多，可使包括貧困人口在內的更多參合農民受益，從而導致農村貧困人口數量的減少。pay_it指各地區不同時期農村合作醫療補償的累計支出總額，包括住院補償費用、門診補償費用及其他支出，對它的估計考察的是醫療補償支出的變動也即當地農村人口的健康狀況與貧困人口數量變動的關系。extra_poor_it表各地區不同時期農村特困人口的數量，取對數值是以它的變動作為解釋變量。attend_pop_it指各地區不同時期參加農村合作醫療的總人數，代表了各地農村合作醫療的發展程度所反映出的當地的特殊環境。8為常數項，γ_ii為各解釋變量的系數，i代表不同的個體(縣、市、區)，t代表不同時期(季度)。

三、數據說明

筆者所用的是廣東省114個縣(市、區)2005年以來有關農村貧困和農村合作醫療的推廣情況的季度面板數據。由于廣東省的農村合作醫療制度以縣(市、區)為基本單位推行，所以我們以各個縣(市、區)為統計的個體，考察2005年第一季度至2007年初共9個季度的時間序列數據。這些數據覆蓋了全省幾乎所有轄農村的縣(市、區)，反映的是廣東省推行農村合作醫療的最重要階段。

從這些數據可以看到，盡管廣東省是中國沿海第一經濟大省，但2005年，在全省農業總人口5048萬人中，農村的貧困人口仍有484萬人。其中特困人口高達148萬人。2005年廣東省各縣(市、區)中貧困人口比例最高的是清遠市的連山壯族、瑤族自治縣，高達38.9％，而湛江市的雷州市、揭陽市的普寧市也屬于農村貧困人口高密度地區，比例都超過了30％。其他縣(市、區)的農村貧困人口大都在10％以下。可見，對于廣東這個東部經濟發達省份來說，減少農村貧困依然是一項嚴峻的任務。

廣東省從2002年開始推進農村合作醫療，2005年。全省轄農村的縣(市、區)都建立了合作醫療制度。2005年初，一半以上的縣(市、區)的參與率都在50％以上，2006年上半年各地參與率有明顯增加，超過50％的縣(市、區)達2/3以上。與此同時，各級財政對農村合作醫療投入持續增加，截至2007年初全省農村合作醫療總籌資超過20億元，全省參加農村合作醫療人數達到3950萬人，占全省農民人數的80％，珠江三角洲地區達到96％以上。全省合作醫療制度覆蓋的村達到99.5％以上。

四、實證檢驗

根據以上數據，首先對基本模型(1)進行估計。考慮到本文的時間序列較長，采用普通面板數據估計方法很可能存在殘差的序列相關問題。對此，筆者采用Prais-Winsteu方法來修正估計參差，從而得出穩健的估計系數。估計結果如表1所示。

表1結果顯示，poor_attend估計系數顯著為負，即農村合作醫療參與率的增加減少了農村貧困人口的數量。具體來說，參與率每增加1個百分點，各地農村貧困人口數平均減少約1.49％，這說明了農村合作醫療的推行的確存在使當地農民脫貧的效果。另一個解釋變量Ln population的估計系數顯著為正。 接下來估計擴展的面板數據模型，結果如表2所示。

表2的結果顯示，解釋變量的增加使模型的解釋力有所增加，與模型(1)相比，R²由0.73增加到0.77。我們最關心的解釋變量poor_attend的估計系數值僅有略微變化，由1.49％變為1.11％，而估計符號不變。Ln population的估計也是類似的情況。這說明我們基本模型(1)估計的系數比較可靠。

模型(2)中其他變量的估計結果同樣比較理想。ln fund的估計系數為負顯著，說明農村合作醫療的籌資規模越大，其保障能力就越強，從而就越有利于減少當地貧困農民的數量。Ln pay代表農村合作醫療補償支出的變動，它的估計系數為正顯著，說明農村人口整體的健康狀況影響農村貧困人口數量，較差健康狀況增加總醫療支出的同時會使貧困人口的增多。Id extra_poor代表貧困人口中的特困人口，它的估計系數為正顯著，說明特困人口越多，貧困人口就越難脫貧。而當地農村的參合規模Lnattend_pop的估計系數為負顯著。從另一角度說明各地農村合作醫療制度有效的推行會減輕當地貧困農民的數量。

五、結論

上文的分析表明，在廣東省各地推行的新型農村合作醫療制度能夠顯著減少農村貧困人口的數量。各地農村人口中貧困人口參與農村合作醫療的比例越高，其農村貧困人口數量減少的幅度越大：貧困人口的合作醫療參與率每增加1個百分點，當地農村貧困人口數平均減少約1.11％～1.49％；增強農村合作醫療基金的籌資能力將有利于當地貧困人口數量的減少；同時，各地農村人口的貧困程度、健康狀況等因素也顯著影響著貧困人口數量的變動。

筆者采用的是縣級統計數據，由于某些數據如貧困農民平均純收入、各地扶貧基金數等很難以縣(市、區)為單位獲得，所以筆者沒有考察這些因素對農村貧困人口數量變動的影響。最終的估計結果表明，貧困人口合作醫療的參與率對農村貧困人口數量的影響比較穩定，系數值較為可靠。

回顧宋明山等(2005，2006)對浙江省的研究，我們可以得出的結論是，最起碼在沿海發達省份，中國新型的農村合作醫療制度對農村人口，特別是農村貧困人口的脫貧還是有著非常明顯的作用的。

但是，中國各省份的情況千差萬別，東、中、西部地區的經濟發展水平參差不齊，各地區政府的財政能力不同，貧困農村人口的負擔各異，新型農村合作醫療制度在中部和西部省份的作用情況還有待實證的檢驗。進一步的研究需要全國性的宏觀統計數據和較大規模的微觀人戶調查數據，這樣才能更加準確、全面地估算出中國新型農村合作醫療制度給各地農村居民帶來的收益。

責任編輯：艾 嵐

責任校對：武占江

[作者簡介]李曉嘉(1978—)，女，遼寧沈陽人，對外經濟與貿易大學公共與管理學院講師，博士，研究方向為財政理論與政策；劉鵬(1976—)，男，山東濰坊人，北京大學中國經濟研究中心博士，研究方向為宏觀經濟。