新型農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)中國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)的影響研究

欒大鵬，王士海，李曉丹

（1．人民論壇，北京100733；2．山東農(nóng)業(yè)大學(xué) 農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理系，山東 泰安271000；3．維多利亞大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，澳大利亞 墨爾本8W3P2）

0 引言

黨的十六大和黨的十八大，先后確立了全面建設(shè)小康社會(huì)和全面建成小康社會(huì)兩個(gè)階段性發(fā)展目標(biāo)。然而從近些年的實(shí)際情況來(lái)看，在現(xiàn)實(shí)中仍存在著很多制約全面建設(shè)小康社會(huì)的障礙和壁壘，這其中表現(xiàn)得最為突出的就是長(zhǎng)期存在的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。在這種二元結(jié)構(gòu)的限制下，自1978年實(shí)施改革開(kāi)放至今，廣大農(nóng)民群眾在生活水平、收入水平、健康狀況等方面與城市居民之間一直有著較大的差距。特別是在我國(guó)中西部的一些貧困農(nóng)村地區(qū)，雖然農(nóng)民群眾基本溫飽問(wèn)題妥善地得到了解決，但是這些地區(qū)農(nóng)民的營(yíng)養(yǎng)健康狀況堪憂，與黨中央全面建成小康社會(huì)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展目標(biāo)相差較遠(yuǎn)。

為了盡快加快推進(jìn)我國(guó)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)同步、協(xié)調(diào)發(fā)展，2003年，中央啟動(dòng)了作為新型農(nóng)村社會(huì)保障制度重要支撐之一的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）。此后，新農(nóng)合制度的試點(diǎn)工作開(kāi)始逐步在我國(guó)多個(gè)省市得到落實(shí)，并在隨后幾年間在廣大農(nóng)村地區(qū)有序推進(jìn)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2006年底，我國(guó)共有1 400多個(gè)縣市推行了新農(nóng)合制度的試點(diǎn)工作，參加新農(nóng)合制度的總?cè)藬?shù)也占到了我國(guó)農(nóng)業(yè)總?cè)丝诘?0%左右。

已有研究表明，由于對(duì)今后的健康狀況、收入水平，特別是支出水平有著較強(qiáng)的不確定性，因此，在現(xiàn)實(shí)中中國(guó)的農(nóng)民群眾具有明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向和行為［1－2］。而新農(nóng)合制度在我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)的實(shí)施，除了會(huì)有效地緩解廣大農(nóng)民群眾看病難和看病貴等醫(yī)療問(wèn)題之外，還被寄予了降低農(nóng)民對(duì)于未來(lái)支出的不確定性，繼而提高了農(nóng)民群眾的當(dāng)前食物消費(fèi)水平，改善了農(nóng)民群眾自身的營(yíng)養(yǎng)健康狀況。查閱相關(guān)的文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn)，到目前為止，與新農(nóng)合制度對(duì)農(nóng)民食物消費(fèi)水平影響的有關(guān)研究還顯得非常欠缺。

1 變量的選擇與模型的設(shè)定

1．1 解釋變量的選擇

首先，依照經(jīng)濟(jì)學(xué)中的恩格爾定律，隨著收入水平的提高，人們的邊際消費(fèi)傾向是遞減的。這意味著探討與消費(fèi)有關(guān)的影響因素時(shí)，需要同時(shí)考慮收入和收入的平方兩個(gè)變量。其次，按照通常的邏輯，人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)水平的變化，也會(huì)給人們的消費(fèi)水平以及人們的食物消費(fèi)支出水平帶來(lái)影響。直觀上來(lái)看，倘若一個(gè)家庭內(nèi)兒童和老年人口的數(shù)量增多了，那么一般來(lái)說(shuō)，這個(gè)家庭的食物消費(fèi)水平也會(huì)隨之提高。再次，從理論的層面來(lái)看，物價(jià)指數(shù)也很可能會(huì)對(duì)人們的消費(fèi)水平產(chǎn)生影響，例如隨著物價(jià)水平的上升，人們的實(shí)際收入水平會(huì)隨之下降，因此往往也會(huì)降低自身的消費(fèi)水平。當(dāng)然，這里有必要指出的是，王宇鵬的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn)，與之前某一年份為基準(zhǔn)衡量的物價(jià)指數(shù)相比，基于同比和環(huán)比計(jì)算所得到的物價(jià)指數(shù)，對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)行為所產(chǎn)生的影響更大［3］。最后，在宏觀的層面，為了能夠圍繞新農(nóng)合制度對(duì)我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)的影響展開(kāi)實(shí)證探索，采用虛擬變量法是一個(gè)較為合適的選擇，因?yàn)橥ㄟ^(guò)采用虛擬變量法，將新農(nóng)合實(shí)施之前的年份設(shè)定為0，將新農(nóng)合開(kāi)始實(shí)施當(dāng)年及以后的各年份設(shè)定為1，就可以定量地對(duì)這些影響展開(kāi)探索。

1．2 樣本數(shù)據(jù)的說(shuō)明

為了能夠盡量避免宏觀層面的其他制度和體制變遷給我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)帶來(lái)的影響，降低實(shí)證分析的難度，并提高回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們率先將時(shí)間的起點(diǎn)界定在2001年我國(guó)成功加入世界貿(mào)易組織以后。同時(shí)，由于自2008年以來(lái)，新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)等其他新型農(nóng)村社會(huì)保障制度相繼在我國(guó)的農(nóng)村地區(qū)開(kāi)始實(shí)施，因此為避開(kāi)其他新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的實(shí)施對(duì)農(nóng)民食物消費(fèi)所可能產(chǎn)生的潛在影響，我們又將時(shí)間終點(diǎn)界定為2007年。更近一步地，為滿足回歸分析對(duì)于樣本數(shù)量的需求，我們最終決定以該期間我國(guó)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)來(lái)展開(kāi)實(shí)證分析。

1．3 模型的設(shè)定與樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

由于選擇了面板數(shù)據(jù)，因此為實(shí)證探索新農(nóng)合制度的實(shí)施對(duì)我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)所產(chǎn)生的影響，我們可構(gòu)建如下的面板數(shù)據(jù)模型：

在該面板數(shù)據(jù)模型中，C代表各省市農(nóng)民的人均食物消費(fèi)水平，i代表31個(gè)省市，t代表2001年至2007年間的各個(gè)年份，x代表包含前述所選定的各個(gè)解釋變量（其中包括反映新農(nóng)合制度是否實(shí)施的虛擬變量）。與此同時(shí)，在該面板數(shù)據(jù)模型中，α代表處于同一橫截面上不同個(gè)體（也就是各省市）的不同常數(shù)項(xiàng)，μ代表影響農(nóng)民食物消費(fèi)的其他一些不可觀測(cè)因素。

關(guān)于指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取，不僅充分考慮了在現(xiàn)實(shí)中的可得性，而且也全面考慮了數(shù)據(jù)本身對(duì)于其所代表的解釋變量的反映程度，計(jì)算指標(biāo)數(shù)據(jù)所涉及的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自于2002－2008年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、2002－2006年的《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及2007－2008年的《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。關(guān)于各省市2001－2007年的農(nóng)民人均食物消費(fèi)水平，以各省市2001－2007年間每一年的農(nóng)村居民人均食物消費(fèi)支出來(lái)代表；關(guān)于各省市2001－2007年的農(nóng)民人均收入和農(nóng)民人均收入的平方，分別以各省市2001－2007年間每一年的農(nóng)村居民人均可支配收入以及農(nóng)村居民人均可支配收入的平方來(lái)代表；關(guān)于各省市2001－2007年的農(nóng)民人均撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)水平，以各省市2001－2007年的農(nóng)村居民人均人口總撫養(yǎng)比（少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比兩者之和）來(lái)代表；關(guān)于各省市2001－2007年的農(nóng)村物價(jià)指數(shù)，以各省市2001－2007年的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)代表。此外，2004年和2005年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》所提供的數(shù)據(jù)顯示，在中國(guó)的31個(gè)省市之中，除了遼寧省是2004年開(kāi)始實(shí)施新農(nóng)合制度試點(diǎn)工作以外，其余的30個(gè)省市全部是從2003年開(kāi)始實(shí)施該項(xiàng)試點(diǎn)工作。因此，在虛擬變量的設(shè)定方面，除了遼寧省的虛擬變量是從2004年開(kāi)始設(shè)定為1，將2003年及之前各年設(shè)定為0之外，其他30個(gè)省市的虛擬變量全部是從2003年開(kāi)始設(shè)定為1，將2002年及之前各年設(shè)定為0。這些樣本數(shù)據(jù)的具體統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)表1。

表1 各樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述

2 模型形式檢驗(yàn)與回歸分析

2．1 模型形式檢驗(yàn)

關(guān)于面板數(shù)據(jù)模型，分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型兩種具體形式。一般來(lái)說(shuō)，即便是使用相同的數(shù)據(jù)樣本，那么在固定效應(yīng)和隨機(jī)效用兩種情況下分別對(duì)同一個(gè)面板數(shù)據(jù)模型展開(kāi)回歸，得到的結(jié)果也會(huì)出現(xiàn)不一致的情況。為此，我們應(yīng)用了豪斯曼檢驗(yàn)法對(duì)所設(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型的具體形式進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)（見(jiàn)表2）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕了原模型屬于固定效應(yīng)模型的假設(shè)，這也就意味著，我們?cè)谖闹性O(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)屬于隨機(jī)效應(yīng)模型。

表2 豪斯曼檢驗(yàn)的結(jié)果

在確定了模型的具體形式后，我們對(duì)新農(nóng)合制度的實(shí)施對(duì)我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)水平的影響展開(kāi)了回歸分析。由于受文化、自然條件等因素的影響，在現(xiàn)實(shí)中，代表著不同省市的橫截面?zhèn)€體之間的隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差很可能并不完全相同。因此，為了避免這一潛在問(wèn)題所可能導(dǎo)致的回歸結(jié)果的偏誤，我們采用了懷特截面加權(quán)法，并通過(guò)應(yīng)用廣義最小二乘法，得到了表3中所示的具體回歸結(jié)果。

表3 面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果

回歸結(jié)果顯示，模型的調(diào)整R2達(dá)到了0．91，說(shuō)明整體的擬合情況良好。關(guān)于各解釋變量的回歸系數(shù)及顯著性方面，農(nóng)民人均收入、農(nóng)民人均人口撫養(yǎng)比前面的系數(shù)均表現(xiàn)為正，而且兩者均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著自身收入的增長(zhǎng)、人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重，我國(guó)農(nóng)民的食物消費(fèi)的水平也會(huì)隨之提高，這些與我們?cè)谇懊娴幕久枋龊团袛嘞嘁恢?；農(nóng)民人均收入的平方前面的系數(shù)在數(shù)值上表現(xiàn)為負(fù)，同時(shí)也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明，隨著自身收入的增長(zhǎng)，農(nóng)民食物消費(fèi)水平占自身收入水平的比重會(huì)出現(xiàn)逐漸降低的趨勢(shì)，這也與我們前面的基本判斷和描述相吻合；農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)前面的系數(shù)在數(shù)值上表現(xiàn)為負(fù)，且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，雖然從直觀上這一結(jié)果似乎與我們?nèi)粘Ｋ^察到的現(xiàn)象相反，但是應(yīng)該指出的是，這恰恰說(shuō)明了農(nóng)民群眾對(duì)于食物的需求價(jià)格彈性相對(duì)較低，因此是與經(jīng)濟(jì)學(xué)中關(guān)于“食品的需求價(jià)格彈性相對(duì)較低”這一基本命題相符合的。而我們最為關(guān)心的代表新農(nóng)合制度是否實(shí)施的虛擬變量，其前面的系數(shù)不僅在數(shù)值上表現(xiàn)為正，而且也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明該項(xiàng)制度的實(shí)施，確實(shí)在一定程度上降低了我國(guó)農(nóng)民對(duì)于未來(lái)支出的不確定性，繼而促進(jìn)了我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)水平的顯著提升。

3 結(jié)論

以我國(guó)31個(gè)省市2001－2007年的宏觀面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)所展開(kāi)的實(shí)證研究表明，新農(nóng)合制度在我國(guó)廣大農(nóng)村地區(qū)實(shí)施以后，由于在一定程度上降低了我國(guó)農(nóng)民對(duì)于未來(lái)支出的不確定性，從而顯著地促進(jìn)了農(nóng)民食物消費(fèi)水平的提升。因此，為進(jìn)一步促進(jìn)我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)水平的提升，以此來(lái)為全面建成小康社會(huì)奠定更加堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，在未來(lái)全面完善農(nóng)村市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，加快發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的過(guò)程中，各地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步加快落實(shí)新農(nóng)合制度，并努力解決制約本地區(qū)農(nóng)民參加新農(nóng)合制度所面臨的各種障礙。

［1］ 周建．中國(guó)農(nóng)村居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為分析［J］．統(tǒng)計(jì)研究，2005（9）：45－50．

［2］ 劉兆博，馬樹(shù)才．基于微觀面板數(shù)據(jù)的中國(guó)農(nóng)民預(yù)防性儲(chǔ)蓄研究［J］．世界經(jīng)濟(jì)，2007（2）：40－49．

［3］ 王宇鵬．人口老齡化對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)行為的影響研究［J］．中國(guó)人口科學(xué)，2011（1）：64－73．