新農(nóng)合與農(nóng)民消費(fèi)：基于面板模型的實(shí)證研究

唐志祥

(安徽師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241003)

新農(nóng)合與農(nóng)民消費(fèi)：基于面板模型的實(shí)證研究

唐志祥

(安徽師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，安徽 蕪湖 241003)

新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民不確定的未來(lái)醫(yī)療支出給予一定比例的報(bào)銷(xiāo)，降低了農(nóng)民醫(yī)療服務(wù)的價(jià)格，報(bào)銷(xiāo)比例越高，農(nóng)民自付醫(yī)療費(fèi)用就越少，因此對(duì)農(nóng)民的消費(fèi)將產(chǎn)生正向的激勵(lì)。運(yùn)用2007年—2012年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究分析了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響。為了檢查檢驗(yàn)結(jié)果是否具有穩(wěn)健性，引入撫養(yǎng)比、文盲率、性別比和人均固定資產(chǎn)投資等控制變量做了進(jìn)一步的檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明：新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村人均消費(fèi)、人均醫(yī)療消費(fèi)、人均非醫(yī)療消費(fèi)、食品支出和日常生活及其他消費(fèi)都會(huì)產(chǎn)生影響，但在目前的籌資水平上，影響的程度有限。因此，需要進(jìn)一步完善新農(nóng)合制度，不斷提高籌資水平，提高報(bào)銷(xiāo)比例。

新農(nóng)合；農(nóng)民消費(fèi)；面板數(shù)據(jù)

一、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)80、90年代后，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)合”)僅有5%～10%的農(nóng)村居民擁有該保險(xiǎn)[1]。由于廣大農(nóng)民醫(yī)療保障的缺失，農(nóng)民未來(lái)的支出(特別是醫(yī)療支出)和收入不確定性增加，導(dǎo)致“農(nóng)民因大病出現(xiàn)的致貧、返貧的問(wèn)題”，因此，自2003年起，新農(nóng)合在全國(guó)189個(gè)縣試點(diǎn)，到2013年1月參合率已經(jīng)達(dá)到95%，人均籌資水平達(dá)到340元左右[2]。新農(nóng)合對(duì)參合農(nóng)民的醫(yī)療費(fèi)用給予一定比例的報(bào)銷(xiāo)，降低了農(nóng)民未來(lái)醫(yī)療支出的不確定性。根據(jù)消費(fèi)理論，未來(lái)支出不確定性的降低，居民將增加當(dāng)期消費(fèi)[3]。自新農(nóng)合實(shí)施以來(lái)，關(guān)于新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響程度如何，目前研究結(jié)論尚不一致，主要有以下三類(lèi)：

一是新農(nóng)合的實(shí)施擴(kuò)大了農(nóng)民的非醫(yī)療類(lèi)消費(fèi)支出。白重恩等(2012)[4]使用了2003年到2006年的農(nóng)村固定觀察點(diǎn)數(shù)據(jù)進(jìn)行了面板分析，認(rèn)為新農(nóng)合這一政策變化使得農(nóng)民非醫(yī)療類(lèi)的消費(fèi)增加了約5.6個(gè)百分點(diǎn)，而新農(nóng)合對(duì)較低收入者或健康狀況較差的家庭消費(fèi)影響更顯著。馬雙等(2010)[5]利用CHNS數(shù)據(jù)，得到了新農(nóng)合顯著增加了農(nóng)民對(duì)熱量、碳水化合物和蛋白質(zhì)等物質(zhì)的攝入量。高夢(mèng)滔(2010)[6]利用面板數(shù)據(jù)，采用工具變量法得出結(jié)論認(rèn)為，新農(nóng)合減少儲(chǔ)蓄近12%～15%，大約為522元。

二是新農(nóng)合增加了參合者的醫(yī)療衛(wèi)生消費(fèi)而非減少醫(yī)療支出。程令國(guó)等(2012)[7]利用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)的2005年和2008年兩期數(shù)據(jù)，使用面板分析方法，認(rèn)為新農(nóng)合顯著提高了參合者的健康水平，但是實(shí)際醫(yī)療支出和大病支出發(fā)生率并未顯著下降。Lei和Lin(2009)[8]使用中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)參合者的實(shí)際醫(yī)療支出并未顯著下降。Wagstaff等(2009)[9]認(rèn)為新農(nóng)合提高了非住院醫(yī)療服務(wù)支出。

三是新農(nóng)合既提高了農(nóng)民醫(yī)療保健支出也提高了消費(fèi)支出。欒大鵬等(2012)[10]利用27個(gè)省份1999年—2006年的宏觀數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)研究方法，認(rèn)為新農(nóng)合減少了未來(lái)支出的不確定性，整體上來(lái)看，該制度的實(shí)施不僅促進(jìn)了農(nóng)民在醫(yī)療保健方面消費(fèi)支出水平的提高，也顯著地推動(dòng)農(nóng)民在其他生活消費(fèi)方面支出水平的提升。王艷玲(2014)也認(rèn)為新農(nóng)合也顯著地提高了農(nóng)民的食物消費(fèi)[11]。

此外，王翌秋[12]等采用中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2000年和2006年數(shù)據(jù)，構(gòu)建老年人醫(yī)療消費(fèi)兩部模型，采用DID-Matching 方法，認(rèn)為新農(nóng)合顯著地降低了老年人自付醫(yī)療支出，促進(jìn)了老年人健康狀況的自我評(píng)價(jià)。Philip H.Brown等認(rèn)為，新農(nóng)合的報(bào)銷(xiāo)力度尚不足以提升農(nóng)戶的消費(fèi)水平[13]。

上述文獻(xiàn)對(duì)完善新農(nóng)合制度非常有意義，但研究中也存在一些不足之處。一是上述大多數(shù)文獻(xiàn)都是基于某些地區(qū)微觀層面的調(diào)查數(shù)據(jù)而展開(kāi)的研究，得出的結(jié)論是否具有一般性還有待進(jìn)一步檢驗(yàn)；二是研究者研究的視角不同，得出的結(jié)論也不相同；三是上述文獻(xiàn)只分析了消費(fèi)的某一方面，沒(méi)有全面分析新農(nóng)合對(duì)消費(fèi)的影響。

二、模型設(shè)定、變量和數(shù)據(jù)描述

(一)基準(zhǔn)計(jì)量模型

實(shí)施新農(nóng)合后，農(nóng)民未來(lái)的醫(yī)療費(fèi)用得到一定比例的補(bǔ)償；報(bào)銷(xiāo)的比例越高，農(nóng)民的醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償?shù)某潭仍酱螅愿夺t(yī)療費(fèi)用將越小。凱恩斯消費(fèi)函數(shù)理論認(rèn)為收入決定消費(fèi)，因此新農(nóng)合補(bǔ)償醫(yī)療費(fèi)用將從整體上對(duì)農(nóng)民的各項(xiàng)消費(fèi)產(chǎn)生正向的影響。《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》沒(méi)有各地區(qū)新農(nóng)合報(bào)銷(xiāo)的數(shù)據(jù)，但是新農(nóng)合人均報(bào)銷(xiāo)額與新農(nóng)合人均籌資正相關(guān)，即人均籌資額越高，報(bào)銷(xiāo)的額度越高。因此，用新農(nóng)合人均籌資作為報(bào)銷(xiāo)的代理變量。模型設(shè)定為:

ct=β0+β1csrt+β2czt+εt

(1)

其中，ct表示下文實(shí)證研究中農(nóng)民的各種人均消費(fèi)，csrt表示農(nóng)民的人均純消費(fèi)，czt表示新農(nóng)合人均籌資水平，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)基準(zhǔn)計(jì)量模型拓展

基準(zhǔn)模型突出反映了收入和新農(nóng)合籌資對(duì)農(nóng)民各種人均消費(fèi)的影響，但影響農(nóng)民消費(fèi)有很多因素，不可避免會(huì)出現(xiàn)遺漏變量偏誤和產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，為減輕這些問(wèn)題對(duì)我們估計(jì)造成的偏差，結(jié)合相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)基準(zhǔn)模型引入若干控制變量以及進(jìn)行了數(shù)據(jù)處理：

一是引入了消費(fèi)的滯后變量。J.S.Duesenberry對(duì)凱恩斯的絕對(duì)收入理論進(jìn)行了拓展，認(rèn)為人們的消費(fèi)不僅取決于當(dāng)期的收入，而且也受到過(guò)去的消費(fèi)水平的影響。因此，將上期的消費(fèi)水平作為滯后變量引入模型，可以降低模型設(shè)定偏誤。

二是引入若干控制變量。借鑒欒大鵬的研究[10]，把農(nóng)村人均的撫養(yǎng)比、文盲率、性別比和人均固定資產(chǎn)投資等作為控制變量引入模型，檢驗(yàn)新農(nóng)合對(duì)消費(fèi)的影響是否具有穩(wěn)健性。

三是對(duì)引入的變量進(jìn)行了相應(yīng)的數(shù)學(xué)變換。為了降低各地各變量之間可能存在的異方差，對(duì)上述各變量取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行了進(jìn)一步的處理。因此最終模型設(shè)定為如下的形式:

rcit=β0+β1rcsrit+β2rczit+β3rcit-1+β4zit+β5wi+β6δt+εit

(2)

其中，下標(biāo)i表示各省份，t表示年份，rcit表示各種農(nóng)民人均實(shí)際消費(fèi)的自然對(duì)數(shù)，rcsrit表示農(nóng)民人均實(shí)際純收入的自然對(duì)數(shù)，rcit-1表示農(nóng)民實(shí)際消費(fèi)滯后一期的自然對(duì)數(shù)，rczit代表新農(nóng)合實(shí)際人均籌資的對(duì)數(shù)，zit表示控制變量，wi表示沒(méi)有觀測(cè)到的各省特定效應(yīng)，δt表示沒(méi)有觀測(cè)到的時(shí)間特定效應(yīng)，εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(三)變量選擇和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(1)rcit表示農(nóng)民各項(xiàng)人均實(shí)際消費(fèi)的對(duì)數(shù)。在計(jì)量檢驗(yàn)中，我們考慮人均消費(fèi)的各個(gè)分量，分別是：rylzcit代表各省農(nóng)民的人均實(shí)際醫(yī)療消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)；rnylzcit代表各省農(nóng)民人均非醫(yī)療消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)；rjzzcit代表農(nóng)民實(shí)際人均居住支出的對(duì)數(shù)；rspzcit代表農(nóng)民實(shí)際食品消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)；rrcshit代表農(nóng)民實(shí)際日常生活及其他支出的對(duì)數(shù)，日常生活及其它開(kāi)支包括日常用品、食品、衣服、旅游、通訊和娛樂(lè)等各項(xiàng)支出，因此日常生活及其它開(kāi)支的數(shù)值是通過(guò)把各分項(xiàng)的數(shù)據(jù)相加得到的。(2)rcsrit代表農(nóng)村居民實(shí)際純收入的對(duì)數(shù)，它是通過(guò)對(duì)農(nóng)民人均純收入進(jìn)行價(jià)格指數(shù)平減得到實(shí)際純收入，再取對(duì)數(shù)得到的。各項(xiàng)消費(fèi)數(shù)據(jù)和人均純收入數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。(3)rczit代表新農(nóng)合實(shí)際人均籌資的對(duì)數(shù)。通過(guò)將人均籌資水平除以相應(yīng)的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減得到實(shí)際值，再取對(duì)數(shù)。新農(nóng)合人均籌資數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》(2008—2013)。其中，2010年和2012年的《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》中沒(méi)有報(bào)告天津市的人均籌資額，因此出現(xiàn)數(shù)據(jù)缺失；2008年和2009年沒(méi)有直接報(bào)告人均籌資額，只有新農(nóng)合的籌資總額和參合人數(shù)的數(shù)據(jù)，因此，這兩年的人均籌資額數(shù)據(jù)是通過(guò)將新農(nóng)合的籌資總額除以參合人數(shù)算得。(4)zit表示控制變量。控制變量包括：fybit表示撫養(yǎng)比；unit表示文盲率；sexbit表示性別比；rgdzcit表示人均實(shí)際固定資產(chǎn)投資，用各地農(nóng)村價(jià)格水平對(duì)人均固定資產(chǎn)投資進(jìn)行平減得到，再取對(duì)數(shù)。撫養(yǎng)比的數(shù)據(jù)來(lái)源于2008年—2013年的《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于年鑒中沒(méi)有區(qū)分城鎮(zhèn)和農(nóng)村的撫養(yǎng)比，因此以各省平均的撫養(yǎng)比來(lái)代替農(nóng)村的撫養(yǎng)比。文盲率來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，用15歲及以上文盲數(shù)除以15歲及以上人口數(shù)得到，其中，2010年文盲率數(shù)據(jù)來(lái)源于第六次全國(guó)人口普查，以各省的文盲率作為農(nóng)村文盲率的估計(jì)值，當(dāng)然這可能低估了該年各地的農(nóng)村文盲率。

上述變量中，各項(xiàng)消費(fèi)、新農(nóng)合人均籌資、農(nóng)村人均純收入和人均固定資產(chǎn)投資數(shù)都利用各省農(nóng)村價(jià)格水平進(jìn)行了調(diào)整，價(jià)格指數(shù)以2006年作為基年進(jìn)行了調(diào)整。關(guān)于價(jià)格指數(shù)的采用問(wèn)題，應(yīng)該利用各項(xiàng)消費(fèi)除以各類(lèi)的價(jià)格指數(shù)，但在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中很多省份沒(méi)有報(bào)告2010年以后的分類(lèi)價(jià)格指數(shù)，因此在求各變量實(shí)際值的過(guò)程中，統(tǒng)一采用各省農(nóng)村居民價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。同時(shí)，歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》沒(méi)有報(bào)告北京市、上海市、天津市和重慶市的農(nóng)村價(jià)格指數(shù)，因此以各市的城鎮(zhèn)價(jià)格指數(shù)來(lái)替代。

檢驗(yàn)的起始時(shí)間選擇2007年的原因?yàn)椋阂皇切罗r(nóng)合雖然自2003年開(kāi)始試點(diǎn)，但在全國(guó)全面推廣是從2007年開(kāi)始；二是數(shù)據(jù)的可得性問(wèn)題，因?yàn)椤吨袊?guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》從2008年才公布各地新農(nóng)合的人均籌資數(shù)據(jù)。

表1 農(nóng)村居民平均消費(fèi)及各分項(xiàng)消費(fèi)的描述統(tǒng)計(jì)

變量均值標(biāo)準(zhǔn)差中位數(shù)最大值最小值rc8.1550.3608.0879.1677.466rylzc5.5420.4795.5136.7974.282rnylzc8.0760.3578.0179.0697.423rjzzc6.4470.4226.4297.6175.505rspzc7.2840.3247.2348.2396.756rrcsh7.6510.3337.5908.5757.058rcsr8.3970.3978.3339.5077.671rcz4.7120.5954.5956.7183.745fyb0.3570.0680.3590.5510.193un6.8093.9335.84119.3301.701sexb1.0590.0291.0611.1240.989rgdzc771.745471.519696.4862608.869302.231

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)模型說(shuō)明

根據(jù)每一個(gè)截面?zhèn)€體不同的擾動(dòng)項(xiàng)與解釋變量是否相關(guān)，面板模型分為隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型。在回歸之前，應(yīng)該確定選擇哪種模型。我們選擇通用的Hausman檢驗(yàn)。對(duì)各模型運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)，各模型卡方統(tǒng)計(jì)值都大于顯著性水平為5%的臨界值，因此拒絕個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。由于各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有差異，農(nóng)民的人均收入水平，新農(nóng)合的籌資水平在各省存在差異，因此截面?zhèn)€體特征與解釋變量存在相關(guān)性，支持選用固定效應(yīng)模型。

在樣本中，天津人均籌資和西藏的固定資產(chǎn)存在數(shù)據(jù)缺失，出現(xiàn)了非平衡面板數(shù)據(jù)。面板數(shù)據(jù)模型經(jīng)過(guò)不斷發(fā)展，能夠很好地處理數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題，不影響參數(shù)估計(jì)的有效性。因此，選擇非平衡面板數(shù)據(jù)模型。由于各省之間的差異明顯，為了消除異方差，選擇截面加權(quán)方法估計(jì)參數(shù)。

(二)基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

表2報(bào)告了農(nóng)村居民各項(xiàng)人均消費(fèi)的回歸結(jié)果。第2列報(bào)告的是人均消費(fèi)的回歸結(jié)果。人均純收入和人均籌資對(duì)人均消費(fèi)都產(chǎn)生顯著的影響，都在1%的水平上顯著，人均純收入的系數(shù)是0.424，表明人均純收入提高1%,人均消費(fèi)將提高0.424%，人均籌資的系數(shù)是0.108，表明人均籌資增長(zhǎng)1%,人均消費(fèi)將增加0.108%，相比較而言，人均籌資對(duì)消費(fèi)有影響，但影響程度有限。

第3列報(bào)告的農(nóng)村人均醫(yī)療消費(fèi)的回歸結(jié)果。因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)主要用于疾病的診療和健康保健，前期的醫(yī)療支出對(duì)當(dāng)期醫(yī)療消費(fèi)不產(chǎn)生預(yù)期，而且在實(shí)證時(shí)，添加此滯后項(xiàng)，結(jié)果也不顯著，因此沒(méi)有報(bào)告滯后項(xiàng)的結(jié)果。 結(jié)果顯示，人均純收入和人均籌資都對(duì)醫(yī)療消費(fèi)產(chǎn)生影響，都在1%的水平上顯著，籌資水平增加1%，人均醫(yī)療消費(fèi)將增加0.225%；人均收入增加1%，人均醫(yī)療消費(fèi)增加0.183%。可能的原因是收入水平的提高，人們會(huì)更加注重自己的身體健康，增加在保健方面的支出；人均籌資水平的提高會(huì)促使農(nóng)民增加對(duì)醫(yī)療服務(wù)的利用，因而會(huì)相應(yīng)提高醫(yī)療消費(fèi)。

第4列報(bào)告了非醫(yī)療消費(fèi)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，滯后項(xiàng)、人均純收入和人均籌資都對(duì)非醫(yī)療消除產(chǎn)生影響，且在分別在1%、1%和5%的水平上顯著。但人均籌資的系數(shù)為0.082，說(shuō)明人均籌資增加1%，對(duì)非醫(yī)療消費(fèi)的影響為0.082%，因此影響的程度非常有限。

第5列報(bào)告了人均住房支出的回歸結(jié)果。住房支出主要是房租和房貸的支出，一般在短期內(nèi)比較穩(wěn)定，基本不受醫(yī)療保障的影響。回歸的結(jié)果也證實(shí)這點(diǎn)，不但系數(shù)很小，而且也不顯著。

第6列報(bào)告了人均食品支出的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，食品支出主要受滯后期和人均籌資的影響，且分別在5%和1%的水平上顯著。食品支出受滯后期的影響，這符合相對(duì)收入假說(shuō)。人均籌資增加1%，食品支出將增加0.165%，這和馬雙(2010)的結(jié)論一致。同時(shí)收入不顯著，可能是更符合生命周期假設(shè)，因?yàn)槟Ｐ椭胁捎玫氖杖霝楫?dāng)期收入，而不是持久收入。

第7列報(bào)告了日常開(kāi)支及其他支出。這是農(nóng)民日常生活中開(kāi)支的最主要部分。人均籌資在1%的水平上顯著。人均籌資增1%，人均日常生活及其他開(kāi)支增加0.098%，盡管有非常顯著，但影響的程度不大。結(jié)合第6列可知，人均籌資更多的是影響農(nóng)民的食品開(kāi)支。

表2 各項(xiàng)消費(fèi)的估計(jì)結(jié)果

變量人均消費(fèi)人均醫(yī)療消費(fèi)人均非醫(yī)療消費(fèi)人均居住支出人均食品支出人均日常生活及其他開(kāi)支clc(-1)rcsrrczAd-R2F2.083▲-2.0811.891△0.6064.430▲2.715▲(0.693)(1.268)(0.732)(2.192)(0.485)(0.699)0.246▲0.303△0.299▲0.160△0.281▲(0.087)(0.095)(0.089)(0.075)(0.085)0.424▲0.183▲0.400▲0.4280.1080.278△(0.115)(0.179)(0.115)(0.336)(0.083)(0.118)0.108▲0.225▲0.082△0.0730.165▲0.098▲(0.033)(0.051)(0.034)(0.106)(0.025)(0.036)0.9370.8850.9210.9080.9020.903582.42▲323.73▲428.27▲37.22▲1128.79▲373.82▲

注：(1)▲、△、* 分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差;(2) lc(-1)表示各項(xiàng)消費(fèi)滯后1期的值。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

將其他的可能影響消費(fèi)的變量作為主要控制變量引入上述模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)人均籌資對(duì)相關(guān)消費(fèi)的影響是否具有穩(wěn)健性。考慮到模型簡(jiǎn)約原則，引入過(guò)多的控制變量將損失自由度，因此根據(jù)模型設(shè)定的處理，引入撫養(yǎng)比、文盲率、性別比和人均固定資產(chǎn)投資作為控制變量。表3報(bào)告了各項(xiàng)消費(fèi)的穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果。從上述結(jié)果看，除人均食品支出外，人均收入對(duì)人均消費(fèi)和其他各分項(xiàng)消費(fèi)在1%水平上顯著；除人均非醫(yī)療消費(fèi)外，人均籌資對(duì)人均消費(fèi)支出、人均醫(yī)療支出、人均居住支出、人均食品支出和日常生活及其他開(kāi)支在1%水平上顯著，從影響的程度上看，對(duì)人均消費(fèi)、食品支出和日常生活及其他開(kāi)支相對(duì)比較弱，但對(duì)人均醫(yī)療消費(fèi)和人均居住消費(fèi)影響強(qiáng)度大。可能的原因是人均籌資越大，居民預(yù)期未來(lái)醫(yī)療支出的不確定性顯著降低，所以也愿意在居住支出方面有較大投入。與表2的結(jié)果相對(duì)照，盡管程度有所減弱，但影響仍然顯著，這說(shuō)明新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響具有穩(wěn)健性。除人均非醫(yī)療支出外，撫養(yǎng)比對(duì)各項(xiàng)消費(fèi)影響不顯著。原因可能是，目前國(guó)家實(shí)施一系列的社會(huì)保障措施，教育方面實(shí)施免費(fèi)義務(wù)教育，養(yǎng)老保險(xiǎn)等，這樣理論上撫養(yǎng)比高會(huì)降低人均消費(fèi)水平，但在保障體系比較健全的情況下，對(duì)人均消費(fèi)不會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)。文盲率對(duì)人均消費(fèi)、非醫(yī)療消費(fèi)、居住支出和日常開(kāi)支及其他消費(fèi)顯著，但強(qiáng)度比較弱。一般來(lái)說(shuō)，受教育水平低的人，他們即期消費(fèi)的動(dòng)機(jī)比較強(qiáng)烈，因此隨著收入水平的提高和有了新農(nóng)合，他們會(huì)提高當(dāng)期各項(xiàng)消費(fèi)。性別比對(duì)消費(fèi)的影響不顯著，除人均醫(yī)療支出外，都是負(fù)號(hào)。可能的原因是農(nóng)村性別比失衡，男女比例嚴(yán)重不協(xié)調(diào)，會(huì)導(dǎo)致一些男性在適齡時(shí)難以娶到老婆。而在農(nóng)村地區(qū)，必須有大房子、大彩電才有資本娶到老婆[14]。同時(shí)男女比例失衡，會(huì)影響成年男子的心理，患病的概率會(huì)增加，相應(yīng)會(huì)增加醫(yī)療支出。人均固定資產(chǎn)投資對(duì)人均消費(fèi)、居住消費(fèi)和日常生活及其他開(kāi)支影響顯著。

四、結(jié)論與政策建議

運(yùn)用2007年到2012年的省際面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民消費(fèi)的影響。兩個(gè)維度的檢驗(yàn)結(jié)果表明：新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村人均消費(fèi)、人均醫(yī)療消費(fèi)、人均非醫(yī)療消費(fèi)、食品支出和日常生活及其他消費(fèi)都會(huì)產(chǎn)生影響，但在目前的籌資水平上，影響的程度有限。新農(nóng)合之所以對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響主要的原因是新農(nóng)合減少了農(nóng)民對(duì)未來(lái)醫(yī)療支出的不確定性，穩(wěn)定了未來(lái)的收入預(yù)期；新農(nóng)合的實(shí)施能提高農(nóng)民對(duì)醫(yī)療服務(wù)的利用，提高農(nóng)民的健康水平，增加農(nóng)民的收入水平。同時(shí)，實(shí)證結(jié)果也表明，農(nóng)民的人均收入水平仍然是影響消費(fèi)的主要因素。

表3 各項(xiàng)消費(fèi)的穩(wěn)健估計(jì)結(jié)果

變量人均消費(fèi)人均醫(yī)療消費(fèi)人均非醫(yī)療消費(fèi)人均居住支出人均食品支出人均日常生活及其他開(kāi)支clc(-1)rcsrrczfybunsexbrgdzcAd-R2F2.778△-8.814▲3.158△-1.1060.3020.275(1.119)(2.862)(1.370)(0.731)(0.281)(0.229)0.1540.177*0.925▲0.835▲(0.101)(0.103)(0.028)(0.032)0.554▲1.057▲0.545▲0.692▲0.0180.083▲(0.105)(0.191)(0.106)(0.046)(0.027)(0.024)0.063△0.176▲0.0410.238▲0.049▲0.047▲(0.031)(0.056)(0.031)(0.028)(0.011)(0.008)0.0490.4150.073*-0.0520.014-0.018(0.159)(0.368)(0.195)(0.253)(0.103)(0.064)0.004*0.0070.004*0.019▲0.0010.003△(0.002)(0.005)(0.002)(0.004)(0.002)(0.001)-1.2493.992-1.732-0.071-0.1160.007(0.803)(2.590)(1.139)(0.460)(0.202)(0.145)0.074▲0.0350.0810.089▲0.0040.018▲(0.015)(0.041)(0.017)(0.026)(0.009)(0.006)0.9420.8440.9220.8730.8240.924559.13▲202.42▲412.66▲169.20▲33.49▲90.30▲

注：(1)▲、△、* 分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差;(2) lc(-1)表示各項(xiàng)消費(fèi)滯后1期的值。

為了提高農(nóng)民的消費(fèi)水平，要從收入水平的提高和新農(nóng)合制度的完善兩個(gè)方面著手。一是繼續(xù)提高廣大農(nóng)民的收入，特別是低收入群體的收入水平；二是進(jìn)一步完善新農(nóng)合制度，不斷提高籌資水平，提高報(bào)銷(xiāo)比例，加強(qiáng)對(duì)資金的有效監(jiān)管。

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(責(zé)任編輯 吳 星)

An Empirical Study on the Effect of the New Rural Cooperative Medical System on Farmer's Consumption：Based on Panel Data

TANG Zhi-xiang

(Anhui Normal University, Wuhu, Anhui 241003)

New rural cooperative medical system(NRCMS)reimburse a certain proportion of the uncertain future medical expenditure for farmers and reducing the farmers' medical service price, the higher reimbursement ratio, the less farmers pay cost, so will produce positive incentives to farmers' consumption. By utilizing provincial panel data during 2007-2012, the empirical analysis study on the influence of NRCMS on the consumption structure of rural residents. In order to check whether the inspection result has robustness or not, the article employs the dependency ratio, the illiteracy rate, sex ratio and per capita investment in fixed assets as control variables to do the further test. The results show that NRCMS will have an impact on per capita farmers' consumption, per capita medical expenditures, per capita non-medical consumption, expenditure on food, daily life and other consumption, but in the current financing level, the extent of the impact is limited. Therefore, in order to further improve NRCMS, it need constantly improve the level of financing and raise the proportion of costs reimbursed.

new rural cooperative medical system; farmer’s consumption; panel data

10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2014.06.014

2014-09-18

http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2014.06.014.html 網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2014-12-29 15：30

國(guó)家社科基金項(xiàng)目(14BJL042)；安徽師范大學(xué)科研培育基金資金項(xiàng)目(2012xmpy003)。

唐志祥(1976—)，男，安徽舒城人，經(jīng)濟(jì)學(xué)碩士，安徽師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師，主要從事衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)研究。

F063.2

A

1007-6875(2014)05-0073-05