新農合與農民消費：基于面板模型的實證研究

唐志祥

(安徽師范大學 經濟管理學院，安徽 蕪湖 241003)

新農合與農民消費：基于面板模型的實證研究

唐志祥

(安徽師范大學 經濟管理學院，安徽 蕪湖 241003)

新農合對農民不確定的未來醫療支出給予一定比例的報銷，降低了農民醫療服務的價格，報銷比例越高，農民自付醫療費用就越少，因此對農民的消費將產生正向的激勵。運用2007年—2012年的省際面板數據，實證研究分析了新農合對農民消費的影響。為了檢查檢驗結果是否具有穩健性，引入撫養比、文盲率、性別比和人均固定資產投資等控制變量做了進一步的檢驗。檢驗結果表明：新農合對農村人均消費、人均醫療消費、人均非醫療消費、食品支出和日常生活及其他消費都會產生影響，但在目前的籌資水平上，影響的程度有限。因此，需要進一步完善新農合制度，不斷提高籌資水平，提高報銷比例。

新農合；農民消費；面板數據

一、文獻綜述

20世紀80、90年代后，新型農村合作醫療保險(以下簡稱“新農合”)僅有5%～10%的農村居民擁有該保險[1]。由于廣大農民醫療保障的缺失，農民未來的支出(特別是醫療支出)和收入不確定性增加，導致“農民因大病出現的致貧、返貧的問題”，因此，自2003年起，新農合在全國189個縣試點，到2013年1月參合率已經達到95%，人均籌資水平達到340元左右[2]。新農合對參合農民的醫療費用給予一定比例的報銷，降低了農民未來醫療支出的不確定性。根據消費理論，未來支出不確定性的降低，居民將增加當期消費[3]。自新農合實施以來，關于新農合對農民消費的影響程度如何，目前研究結論尚不一致，主要有以下三類：

一是新農合的實施擴大了農民的非醫療類消費支出。白重恩等(2012)[4]使用了2003年到2006年的農村固定觀察點數據進行了面板分析，認為新農合這一政策變化使得農民非醫療類的消費增加了約5.6個百分點，而新農合對較低收入者或健康狀況較差的家庭消費影響更顯著。馬雙等(2010)[5]利用CHNS數據，得到了新農合顯著增加了農民對熱量、碳水化合物和蛋白質等物質的攝入量。高夢滔(2010)[6]利用面板數據，采用工具變量法得出結論認為，新農合減少儲蓄近12%～15%，大約為522元。

二是新農合增加了參合者的醫療衛生消費而非減少醫療支出。程令國等(2012)[7]利用中國老年健康影響因素跟蹤調查(CLHLS)的2005年和2008年兩期數據，使用面板分析方法，認為新農合顯著提高了參合者的健康水平，但是實際醫療支出和大病支出發生率并未顯著下降。Lei和Lin(2009)[8]使用中國健康營養調查(CHNS)數據，發現參合者的實際醫療支出并未顯著下降。Wagstaff等(2009)[9]認為新農合提高了非住院醫療服務支出。

三是新農合既提高了農民醫療保健支出也提高了消費支出。欒大鵬等(2012)[10]利用27個省份1999年—2006年的宏觀數據，運用面板數據研究方法，認為新農合減少了未來支出的不確定性，整體上來看，該制度的實施不僅促進了農民在醫療保健方面消費支出水平的提高，也顯著地推動農民在其他生活消費方面支出水平的提升。王艷玲(2014)也認為新農合也顯著地提高了農民的食物消費[11]。

此外，王翌秋[12]等采用中國健康和營養調查(CHNS)2000年和2006年數據，構建老年人醫療消費兩部模型，采用DID-Matching 方法，認為新農合顯著地降低了老年人自付醫療支出，促進了老年人健康狀況的自我評價。Philip H.Brown等認為，新農合的報銷力度尚不足以提升農戶的消費水平[13]。

上述文獻對完善新農合制度非常有意義，但研究中也存在一些不足之處。一是上述大多數文獻都是基于某些地區微觀層面的調查數據而展開的研究，得出的結論是否具有一般性還有待進一步檢驗；二是研究者研究的視角不同，得出的結論也不相同；三是上述文獻只分析了消費的某一方面，沒有全面分析新農合對消費的影響。

二、模型設定、變量和數據描述

(一)基準計量模型

實施新農合后，農民未來的醫療費用得到一定比例的補償；報銷的比例越高，農民的醫療費用補償的程度越大，自付醫療費用將越小。凱恩斯消費函數理論認為收入決定消費，因此新農合補償醫療費用將從整體上對農民的各項消費產生正向的影響?！吨袊l生統計年鑒》沒有各地區新農合報銷的數據，但是新農合人均報銷額與新農合人均籌資正相關，即人均籌資額越高，報銷的額度越高。因此，用新農合人均籌資作為報銷的代理變量。模型設定為:

ct=β0+β1csrt+β2czt+εt

(1)

其中，ct表示下文實證研究中農民的各種人均消費，csrt表示農民的人均純消費，czt表示新農合人均籌資水平，εt是隨機擾動項。

(二)基準計量模型拓展

基準模型突出反映了收入和新農合籌資對農民各種人均消費的影響，但影響農民消費有很多因素，不可避免會出現遺漏變量偏誤和產生內生性問題，為減輕這些問題對我們估計造成的偏差，結合相關經濟理論對基準模型引入若干控制變量以及進行了數據處理：

一是引入了消費的滯后變量。J.S.Duesenberry對凱恩斯的絕對收入理論進行了拓展，認為人們的消費不僅取決于當期的收入，而且也受到過去的消費水平的影響。因此，將上期的消費水平作為滯后變量引入模型，可以降低模型設定偏誤。

二是引入若干控制變量。借鑒欒大鵬的研究[10]，把農村人均的撫養比、文盲率、性別比和人均固定資產投資等作為控制變量引入模型，檢驗新農合對消費的影響是否具有穩健性。

三是對引入的變量進行了相應的數學變換。為了降低各地各變量之間可能存在的異方差，對上述各變量取自然對數進行了進一步的處理。因此最終模型設定為如下的形式:

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

(2)

其中，下標i表示各省份，t表示年份，rcit表示各種農民人均實際消費的自然對數，rcsrit表示農民人均實際純收入的自然對數，rcit-1表示農民實際消費滯后一期的自然對數，rczit代表新農合實際人均籌資的對數，zit表示控制變量，wi表示沒有觀測到的各省特定效應，δt表示沒有觀測到的時間特定效應，εit表示隨機誤差項。

(三)變量選擇和數據說明

(1)rcit表示農民各項人均實際消費的對數。在計量檢驗中，我們考慮人均消費的各個分量，分別是：rylzcit代表各省農民的人均實際醫療消費支出的對數；rnylzcit代表各省農民人均非醫療消費支出的對數；rjzzcit代表農民實際人均居住支出的對數；rspzcit代表農民實際食品消費支出的對數；rrcshit代表農民實際日常生活及其他支出的對數，日常生活及其它開支包括日常用品、食品、衣服、旅游、通訊和娛樂等各項支出，因此日常生活及其它開支的數值是通過把各分項的數據相加得到的。(2)rcsrit代表農村居民實際純收入的對數，它是通過對農民人均純收入進行價格指數平減得到實際純收入，再取對數得到的。各項消費數據和人均純收入數據來源于《中國統計年鑒》。(3)rczit代表新農合實際人均籌資的對數。通過將人均籌資水平除以相應的價格指數進行平減得到實際值，再取對數。新農合人均籌資數據來源于《中國衛生統計年鑒》(2008—2013)。其中，2010年和2012年的《中國衛生統計年鑒》中沒有報告天津市的人均籌資額，因此出現數據缺失；2008年和2009年沒有直接報告人均籌資額，只有新農合的籌資總額和參合人數的數據，因此，這兩年的人均籌資額數據是通過將新農合的籌資總額除以參合人數算得。(4)zit表示控制變量。控制變量包括：fybit表示撫養比；unit表示文盲率；sexbit表示性別比；rgdzcit表示人均實際固定資產投資，用各地農村價格水平對人均固定資產投資進行平減得到，再取對數。撫養比的數據來源于2008年—2013年的《中國人口和就業統計年鑒》，由于年鑒中沒有區分城鎮和農村的撫養比，因此以各省平均的撫養比來代替農村的撫養比。文盲率來源于相應年份的《中國統計年鑒》，用15歲及以上文盲數除以15歲及以上人口數得到，其中，2010年文盲率數據來源于第六次全國人口普查，以各省的文盲率作為農村文盲率的估計值，當然這可能低估了該年各地的農村文盲率。

上述變量中，各項消費、新農合人均籌資、農村人均純收入和人均固定資產投資數都利用各省農村價格水平進行了調整，價格指數以2006年作為基年進行了調整。關于價格指數的采用問題，應該利用各項消費除以各類的價格指數，但在《中國統計年鑒》中很多省份沒有報告2010年以后的分類價格指數，因此在求各變量實際值的過程中，統一采用各省農村居民價格指數進行平減。同時，歷年的《中國統計年鑒》沒有報告北京市、上海市、天津市和重慶市的農村價格指數，因此以各市的城鎮價格指數來替代。

檢驗的起始時間選擇2007年的原因為：一是新農合雖然自2003年開始試點，但在全國全面推廣是從2007年開始；二是數據的可得性問題，因為《中國衛生統計年鑒》從2008年才公布各地新農合的人均籌資數據。

表1 農村居民平均消費及各分項消費的描述統計

變量均值標準差中位數最大值最小值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、實證結果與分析

(一)模型說明

根據每一個截面個體不同的擾動項與解釋變量是否相關，面板模型分為隨機效應模型和固定效應模型。在回歸之前，應該確定選擇哪種模型。我們選擇通用的Hausman檢驗。對各模型運用Hausman檢驗，各模型卡方統計值都大于顯著性水平為5%的臨界值，因此拒絕個體隨機效應的原假設，選擇個體固定效應模型。由于各省的經濟發展水平有差異，農民的人均收入水平，新農合的籌資水平在各省存在差異，因此截面個體特征與解釋變量存在相關性，支持選用固定效應模型。

在樣本中，天津人均籌資和西藏的固定資產存在數據缺失，出現了非平衡面板數據。面板數據模型經過不斷發展，能夠很好地處理數據缺失問題，不影響參數估計的有效性。因此，選擇非平衡面板數據模型。由于各省之間的差異明顯，為了消除異方差，選擇截面加權方法估計參數。

(二)基準模型估計結果

表2報告了農村居民各項人均消費的回歸結果。第2列報告的是人均消費的回歸結果。人均純收入和人均籌資對人均消費都產生顯著的影響，都在1%的水平上顯著，人均純收入的系數是0.424，表明人均純收入提高1%,人均消費將提高0.424%，人均籌資的系數是0.108，表明人均籌資增長1%,人均消費將增加0.108%，相比較而言，人均籌資對消費有影響，但影響程度有限。

第3列報告的農村人均醫療消費的回歸結果。因為醫療消費主要用于疾病的診療和健康保健，前期的醫療支出對當期醫療消費不產生預期，而且在實證時，添加此滯后項，結果也不顯著，因此沒有報告滯后項的結果。 結果顯示，人均純收入和人均籌資都對醫療消費產生影響，都在1%的水平上顯著，籌資水平增加1%，人均醫療消費將增加0.225%；人均收入增加1%，人均醫療消費增加0.183%?？赡艿脑蚴鞘杖胨降奶岣撸藗儠幼⒅刈约旱纳眢w健康，增加在保健方面的支出；人均籌資水平的提高會促使農民增加對醫療服務的利用，因而會相應提高醫療消費。

第4列報告了非醫療消費的回歸結果。結果顯示，滯后項、人均純收入和人均籌資都對非醫療消除產生影響，且在分別在1%、1%和5%的水平上顯著。但人均籌資的系數為0.082，說明人均籌資增加1%，對非醫療消費的影響為0.082%，因此影響的程度非常有限。

第5列報告了人均住房支出的回歸結果。住房支出主要是房租和房貸的支出，一般在短期內比較穩定，基本不受醫療保障的影響。回歸的結果也證實這點，不但系數很小，而且也不顯著。

第6列報告了人均食品支出的回歸結果。結果顯示，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，這符合相對收入假說。人均籌資增加1%，食品支出將增加0.165%，這和馬雙(2010)的結論一致。同時收入不顯著，可能是更符合生命周期假設，因為模型中采用的收入為當期收入，而不是持久收入。

第7列報告了日常開支及其他支出。這是農民日常生活中開支的最主要部分。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支增加0.098%，盡管有非常顯著，但影響的程度不大。結合第6列可知，人均籌資更多的是影響農民的食品開支。

表2 各項消費的估計結果

變量人均消費人均醫療消費人均非醫療消費人均居住支出人均食品支出人均日常生活及其他開支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；括號內為標準差;(2) lc(-1)表示各項消費滯后1期的值。

(三)穩健性檢驗結果

將其他的可能影響消費的變量作為主要控制變量引入上述模型，進一步檢驗人均籌資對相關消費的影響是否具有穩健性?？紤]到模型簡約原則，引入過多的控制變量將損失自由度，因此根據模型設定的處理，引入撫養比、文盲率、性別比和人均固定資產投資作為控制變量。表3報告了各項消費的穩健估計結果。從上述結果看，除人均食品支出外，人均收入對人均消費和其他各分項消費在1%水平上顯著；除人均非醫療消費外，人均籌資對人均消費支出、人均醫療支出、人均居住支出、人均食品支出和日常生活及其他開支在1%水平上顯著，從影響的程度上看，對人均消費、食品支出和日常生活及其他開支相對比較弱，但對人均醫療消費和人均居住消費影響強度大。可能的原因是人均籌資越大，居民預期未來醫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的結果相對照，盡管程度有所減弱，但影響仍然顯著，這說明新農合對農民消費的影響具有穩健性。除人均非醫療支出外，撫養比對各項消費影響不顯著。原因可能是，目前國家實施一系列的社會保障措施，教育方面實施免費義務教育，養老保險等，這樣理論上撫養比高會降低人均消費水平，但在保障體系比較健全的情況下，對人均消費不會產生擠出效應。文盲率對人均消費、非醫療消費、居住支出和日常開支及其他消費顯著，但強度比較弱。一般來說，受教育水平低的人，他們即期消費的動機比較強烈，因此隨著收入水平的提高和有了新農合，他們會提高當期各項消費。性別比對消費的影響不顯著，除人均醫療支出外，都是負號?？赡艿脑蚴寝r村性別比失衡，男女比例嚴重不協調，會導致一些男性在適齡時難以娶到老婆。而在農村地區，必須有大房子、大彩電才有資本娶到老婆[14]。同時男女比例失衡，會影響成年男子的心理，患病的概率會增加，相應會增加醫療支出。人均固定資產投資對人均消費、居住消費和日常生活及其他開支影響顯著。

四、結論與政策建議

運用2007年到2012年的省際面板數據，實證研究了新農合對農民消費的影響。兩個維度的檢驗結果表明：新農合對農村人均消費、人均醫療消費、人均非醫療消費、食品支出和日常生活及其他消費都會產生影響，但在目前的籌資水平上，影響的程度有限。新農合之所以對消費產生影響主要的原因是新農合減少了農民對未來醫療支出的不確定性，穩定了未來的收入預期；新農合的實施能提高農民對醫療服務的利用，提高農民的健康水平，增加農民的收入水平。同時，實證結果也表明，農民的人均收入水平仍然是影響消費的主要因素。

表3 各項消費的穩健估計結果

變量人均消費人均醫療消費人均非醫療消費人均居住支出人均食品支出人均日常生活及其他開支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；括號內為標準差;(2) lc(-1)表示各項消費滯后1期的值。

為了提高農民的消費水平，要從收入水平的提高和新農合制度的完善兩個方面著手。一是繼續提高廣大農民的收入，特別是低收入群體的收入水平；二是進一步完善新農合制度，不斷提高籌資水平，提高報銷比例，加強對資金的有效監管。

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(責任編輯 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 網絡出版時間：2014-12-29 15：30

國家社科基金項目(14BJL042)；安徽師范大學科研培育基金資金項目(2012xmpy003)。

唐志祥(1976—)，男，安徽舒城人，經濟學碩士，安徽師范大學經濟管理學院講師，主要從事衛生經濟研究。

F063.2

A

1007-6875(2014)05-0073-05