毛志勇，王 娟,2

(1.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 統(tǒng)計與數(shù)學學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.北京航空航天大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100191)

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基于微觀視角的農(nóng)戶參與新農(nóng)合及其福利影響

毛志勇1，王 娟1,2

(1.內(nèi)蒙古財經(jīng)大學 統(tǒng)計與數(shù)學學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.北京航空航天大學 經(jīng)濟管理學院，北京 100191)

本文以全國農(nóng)村固定觀察資料為基礎(chǔ)，選取2011年共953個有效樣本農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用二元離散選擇Probit模型和Tobit模型對農(nóng)戶參與新農(nóng)合的影響因素進行定量分析。結(jié)果表明：家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認定的健康水平以及是否東部地區(qū)這些變量均正向顯著影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合。利用回歸控制協(xié)變量的研究策略發(fā)現(xiàn)，與那些沒有參加新農(nóng)合的農(nóng)戶相比，農(nóng)戶參與新農(nóng)合后其家庭日常消費支出在10%的水平上顯著增加了2%。

新農(nóng)合；農(nóng)戶；消費；福利效應(yīng)

一、引 言

長期以來，我國的經(jīng)濟增長都過度依賴于出口和投資，在GDP快速增長的同時忽略了消費的重要性，消費一直處于不溫不火的狀態(tài)。相比于歐美的一些發(fā)達國家，我國的消費率還是很低的。截止到2010年底，我國居住在鄉(xiāng)村的人口數(shù)達到了6.74億，占總?cè)丝跀?shù)的50.32%。如此規(guī)模龐大的農(nóng)村消費市場無疑蘊含了巨大的消費潛力，但農(nóng)村居民消費疲軟，消費需求與潛在消費群體的數(shù)量不相符合，消費潛力并沒有得到真正釋放。著力擴大農(nóng)村居民的消費需求，促使我國的經(jīng)濟增長方式向內(nèi)需拉動轉(zhuǎn)變，不僅事關(guān)國家經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時對推動我國經(jīng)濟增長，促進國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展意義重大。

我國居民的低消費與其高儲蓄率是密切相關(guān)的，中國居民的高儲蓄率在近幾年受到了全世界的關(guān)注(白重恩等，2012)。高儲蓄率阻礙了居民消費能力的進一步提升，從而導致經(jīng)濟增長過度依靠投資和出口(甘 犁，2010)。造成高儲蓄率的原因有很多，Meng(2003)認為由于存在潛在的支出和收入風險，加之傳統(tǒng)社會保障體系的消失，人們不得不進行更多的額外儲蓄來抵御風險。在我國廣袤的農(nóng)村地區(qū)，健康因素對農(nóng)戶的未來收入有著重要影響，倘若醫(yī)療保險可以控制由此引致的收入風險，那么農(nóng)戶應(yīng)該降低其預(yù)防性儲蓄的動機，只有增強了對于將來的樂觀預(yù)期，農(nóng)戶才可能在生命周期的不同階段都達到穩(wěn)定的消費水平(高夢滔，2010)。

“個人繳費、集體補助、政府資助相結(jié)合的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，于2003年開始試點和推廣，到2008年底已全面覆蓋有農(nóng)業(yè)人口的縣(市、區(qū))，參合農(nóng)民達8.15億人，參合率為91.5%，提前兩年完成目標。全國累計15億人次享受到補償，補償基金支出1253億元。其中有1.1億人次享受到住院補償、11.9億人次享受到門診補償，對2億人次進行了健康體檢。參合農(nóng)民次均住院補償金額從試點初期的690元提高到1066元”(文獻[5])。在新農(nóng)合推廣的過程中，農(nóng)戶以家庭為單位自愿參保，由政府承擔保費的主要部分，個人繳納少量費用。新農(nóng)合是我國農(nóng)村社會保障體系的重要組成部分，它的完善可以穩(wěn)定預(yù)期，減少農(nóng)民醫(yī)療花費的不確定性，那么在新農(nóng)合推廣的過程中，哪些因素影響了農(nóng)戶參與新農(nóng)合，新農(nóng)合的實施能否提升我國農(nóng)戶的消費水平，提升的程度是多少，這些都是本文將要研究的主要問題。

二、文獻綜述

20世紀30年代經(jīng)濟學家開始關(guān)注于對消費的研究，出現(xiàn)了很多消費函數(shù)的理論。早期的消費理論都將現(xiàn)期收入作為消費的主要影響因素，其中代表性的有Keynesian(1936)提出的絕對收入假說，Modigliani(1954)提出的生命周期假設(shè)消費函數(shù)模型及Friedman(1957) 提出的持久收入假設(shè)消費函數(shù)模型。Hall(1978)提出了著名的隨機游走假說，但其研究結(jié)論卻在隨后的實證研究中遭到了拒絕。隨著消費理論的進一步發(fā)展，經(jīng)濟學家們開始將不確定性納入消費函數(shù)的研究框架中，由此產(chǎn)生了預(yù)防性儲蓄理論(Zeldes，1989)和流動性約束假說(Deaton,1991)。預(yù)防性儲蓄理論認為，居民的預(yù)防性儲蓄動機是與未來收入的不確定性緊密相關(guān)的，不確定性使得居民的消費不再平滑，未來面臨的風險越大，消費者的儲蓄動機就越強，自然其消費意愿也就越低，居民的當期消費水平會顯著減少。而來自健康的風險則是風險來源的一個重要方面，它將導致未來支出的不確定性，這種來自消費的不確定性也會使居民的預(yù)防性儲蓄動機增強，見Atella et al(2005)。Hubbard et al(1995)的研究表明社會保障機制能夠減弱不確定性帶給居民的經(jīng)濟沖擊，促進消費者的當期消費，進而減少其預(yù)防性儲蓄。Chou et al(2004)在消費者的預(yù)算約束中考慮了醫(yī)療支出的不確定性，在此背景下研究了消費者的最優(yōu)消費路徑問題。相當數(shù)量的實證文獻都支持醫(yī)療保險能夠降低家庭儲蓄率，促進消費水平提高的研究結(jié)論，如Wagstaff & Pradhan( 2005)的研究發(fā)現(xiàn)參與醫(yī)療保險可以顯著增加越南家庭的非食品類消費水平。也有學者持相反的意見，認為社會保障機制會對居民消費支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而降低其消費支出水平，見Barro(1974)，Melvin(2005)。

國內(nèi)也有學者研究了社會保障體系對居民儲蓄和消費的影響。高夢滔(2010)從微觀層面研究了新農(nóng)合對于農(nóng)戶儲蓄的影響，實證分析表明：參與新農(nóng)合能夠使農(nóng)戶的儲蓄水平顯著減少12%～15%，新農(nóng)合能夠有效拉動農(nóng)戶的消費。馬雙等(2011)的研究表明農(nóng)戶參與新農(nóng)合能夠減少其未來醫(yī)療消費支出的不確定性，并且可以顯著增加當期農(nóng)村居民對熱量、碳水化合物及蛋白質(zhì)的攝入量，提高了食物消費的水平。臧文斌等(2012)的DID回歸結(jié)果表明，對城鎮(zhèn)居民而言，參加醫(yī)療保險可以顯著增加家庭的非醫(yī)療消費支出，但是對醫(yī)療開支和住房開支卻沒有顯著影響。白重恩等(2012)的研究結(jié)論也支持購買醫(yī)療保險能夠增加參合家庭的非醫(yī)療消費支出，新農(nóng)合可以減少農(nóng)戶的預(yù)防性儲蓄，顯著刺激農(nóng)村地區(qū)的消費。岳愛等(2013)以消費和儲蓄生命周期理論為基礎(chǔ)分析新農(nóng)保對農(nóng)戶家庭日常消費支出的影響，利用傾向評分匹配法的分析結(jié)果表明參與新農(nóng)合同樣可以顯著提高農(nóng)戶的家庭日常消費支出。

對我國農(nóng)戶來說，疾病是造成未來收入不確定的重要因素之一，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的實施提供了檢驗參與醫(yī)療保險與農(nóng)戶消費支出關(guān)系的一個素材。國內(nèi)研究醫(yī)療保險與居民消費問題的文章大部分是以城鎮(zhèn)居民為研究對象，專門研究農(nóng)村居民的比較少，而且由于數(shù)據(jù)可得性的原因，基于微觀視角進行研究的文章更少。新農(nóng)合采用的是先試點后推廣的政策，農(nóng)戶對新農(nóng)合的認識和接受需要一個過程。那么，究竟哪些因素會影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合，新農(nóng)合的實施是否會顯著影響我國農(nóng)戶的消費水平，影響的方向和程度如何，這些問題都是我們在下文將要解決的。本文的安排如下：第二部分是關(guān)于社會保障體系與居民儲蓄、消費關(guān)系的文獻綜述，第三部分是樣本數(shù)據(jù)來源及分析，第四部分是實證分析的結(jié)果及討論，最后一部分給出了研究結(jié)論和政策建議。

三、樣本數(shù)據(jù)來源及分析

我們使用的樣本信息來源于農(nóng)業(yè)部關(guān)于農(nóng)村固定觀察點的調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫是關(guān)于我國固定農(nóng)戶的微觀家計調(diào)查數(shù)據(jù)庫，涵蓋內(nèi)容廣，變量豐富，為本文的研究提供了豐富的經(jīng)驗事實。文中采用的是數(shù)據(jù)庫中2011年的數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)來自于10個省份：東北有吉林，東部沿海有四個省份，分別是遼寧、山東、江蘇和福建；河南和湖北是中部地區(qū)的兩個省份；選擇了四川、甘肅和新疆作為西部地區(qū)的代表。表1給出了2011年我國分省份農(nóng)戶參與新農(nóng)合的情況及所占的百分比。

從表1的分析中我們可以看到，在所調(diào)查的省份中，江蘇、福建、湖北、四川、新疆的樣本農(nóng)戶全部參加了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險，參合率最低的省份是甘肅省，只有69.8%，造成甘肅省農(nóng)戶參合率相對較低的原因除了由于甘肅地處我國中西部，經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后之外，可能部分地也與我國實施新農(nóng)合的方式有關(guān)，新農(nóng)合采用了先試點后推廣的方式，相比于東部發(fā)達省份，新農(nóng)合在中西部地區(qū)的推廣相對緩慢。總體來看，在我們調(diào)查的953個樣本農(nóng)戶中，參合農(nóng)戶數(shù)目達到了887戶，參合率高達93.1%，從我們的調(diào)查數(shù)據(jù)也可以看出，截至到2011年底，我國的新型農(nóng)村醫(yī)療合作保險制度已經(jīng)基本在全國范圍內(nèi)得到推廣。表2給出了文中所用變量的樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計特征。

表1 2011年分省份參合農(nóng)戶數(shù)及其所占百分比

表2 文中涉及變量樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

四、實證分析結(jié)果及討論

(一)農(nóng)戶參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的經(jīng)驗分析

我國的新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險于2003年開始試點和推廣，到2008年底已全面覆蓋有農(nóng)業(yè)人口的縣，截至到2009年末，全國參與新農(nóng)合的農(nóng)戶已達到8.33億，參合率達到了94.2%。但在新農(nóng)合試點的地區(qū)，仍然存在沒有參合的農(nóng)戶，農(nóng)戶參合可能存在逆向選擇問題，即如果農(nóng)戶認為自身的健康水平較高，可能會選擇不參合。參合農(nóng)戶需繳納保險費用的標準為：2003年每人每年10元，政府補貼20元；自2006年開始政府補貼增至每人40元(白重恩等2012)。二元離散選擇Probit模型是一種虛擬應(yīng)變量方程的估計技術(shù)，通過使用累積正態(tài)分布來避免線性概率模型的無界限問題，它的一般形式如下：

其中Φ(t)是標準正態(tài)分布的分布函數(shù)。因為許多經(jīng)濟變量是正態(tài)變量，所以理論上Probit模型更富有吸引力。下面我們分別以農(nóng)戶是否參與新農(nóng)合和新農(nóng)合參保費用支出為被解釋變量，以戶主的年齡、戶主的受教育程度、年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭人口規(guī)模、家庭資產(chǎn)原值-1、自我評定的健康狀況、是否干部家庭、是否東部地區(qū)為外生解釋變量，分別采用二元離散選擇Probit模型和Tobit模型定量分析農(nóng)戶是否參與新農(nóng)合和農(nóng)戶繳納新農(nóng)合保險費用的影響因素，估計結(jié)果見表3。

表3 Probit 和Tobit模型估計結(jié)果

注：年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭資產(chǎn)原值-1代表2010年的數(shù)據(jù)；***、**、*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著.

根據(jù)表3的估計結(jié)果，我們可以看到，在影響農(nóng)戶是否參保的決策中，家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認定的健康水平以及是否東部地區(qū)這些變量均在1%的水平上是顯著的，而且都正向影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合的決策；戶主的年齡、戶主的受教育程度、年末金融資產(chǎn)余額-1 、家庭資產(chǎn)原值-1這些變量均不顯著。在農(nóng)戶繳納新農(nóng)合保險費用的Tobit模型估計結(jié)果中，家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認定的健康水平、以及是否東部地區(qū)這三個變量均在1%的水平上正向顯著影響農(nóng)戶的參保費用，其余變量也不顯著。家庭規(guī)模越大，家庭人口數(shù)目就越多，為了降低家中成員由于疾病所造成的健康風險，農(nóng)戶可能更傾向于參合，而且由于家庭成員的增多，其繳納的參保費用也會相應(yīng)增加。農(nóng)戶自我認定的健康水平雖然帶有一定主觀色彩，但也能在一定程度上反映農(nóng)戶的身體狀況。在自我評定的健康狀況中，1代表優(yōu)，2代表良，3代表中，4代表差，5代表喪失勞動能力，數(shù)字越大，意味著農(nóng)戶認定的健康水平越低，為了控制健康風險帶來的不確定性，那些認為自身健康水平較差的農(nóng)戶可能更傾向于選擇繳納額度相對多的參保費用，以期將這種風險降至最低。相對西部地區(qū)，我國東部地區(qū)經(jīng)濟水平較高，新農(nóng)合實施的年限相對較早，農(nóng)戶對新農(nóng)合有更為深入和全面的了解，參與新農(nóng)合的意識觀念會更強。

(二)新農(nóng)合的福利效果分析

在這一部分，我們研究新農(nóng)合政策的實施是否會影響到農(nóng)村居民的家庭日常消費，以及其影響的程度和方向。在評估某項政策或項目的效果時，通常采用的計量方法是處理效應(yīng)模型。由于本文所使用的是2011年的數(shù)據(jù)，參合率高達94%以上，這使得對照組的樣本相對較少，使用匹配的方法估計處理效應(yīng)時可能無法為某些農(nóng)戶找到匹配對象，所以我們采用回歸的研究策略來控制協(xié)變量?；貧w與匹配的差別只在于將處理效應(yīng)加權(quán)平均到一個總體平均處理效應(yīng)時使用的權(quán)重不同，具體地，匹配策略中進行加權(quán)平均時使用的權(quán)重是處理組中協(xié)變量的分布，而回歸使用的權(quán)重是方差。

設(shè)定回歸模型如下：

yi=ci+δDi+βXi+μi

我們以能夠反映農(nóng)戶福利水平的家庭消費支出為因變量，Di表示農(nóng)戶是否參加新農(nóng)合的虛擬變量，1代表參加，0代表不參加，Xi是影響農(nóng)戶消費支出的外生解釋變量，μi代表隨機誤差項，回歸估計結(jié)果如下表4。

由表4的估計結(jié)果可知，家庭純收入、是否參加新農(nóng)合、年末金融資產(chǎn)余額-1 、家庭人口規(guī)模、家庭資產(chǎn)原值-1這些變量對農(nóng)戶消費支出的影響是顯著的。上年末金融資產(chǎn)余額每增加1萬元，農(nóng)戶的消費支出會在1%的水平上減少85.14元，這也從一個側(cè)面反映出農(nóng)戶由于潛在的收入或支出風險而進行更多的預(yù)防性儲蓄時，必然會導致其消費需求不足。參與新農(nóng)合的農(nóng)戶與不參與新農(nóng)合的農(nóng)戶相比，其家庭消費支出在10%的水平上顯著增加了310.96元，平均而言，使得農(nóng)戶的家庭消費支出在10%的水平上顯著增加了約2%。參與新農(nóng)合能夠顯著提高農(nóng)戶家庭消費支出，這項政策的實施將促進農(nóng)村居民消費水平的提高。另外我們從估計結(jié)果可知，家庭純收入每增加1萬元，農(nóng)戶的消費支出將在1%的水平上顯著增加4868.93元。 可見，收入變化對我國農(nóng)村居民的消費水平還是具有很大的影響，在著力擴大內(nèi)需，促進農(nóng)民消費水平提升的同時，切實保障農(nóng)民收入水平穩(wěn)步提高也是關(guān)鍵之舉。家庭人口規(guī)模對農(nóng)戶消費支出的影響是正向顯著的，家中成員每增加一個，家庭消費支出就會在1%的水平上顯著增加1018.12元；上年末家庭資產(chǎn)原值在1%的水平上正向顯著影響家庭消費支出，家庭資產(chǎn)原值每增加1萬元，家庭消費支出就會增加428.41元。最后，我們分別以家庭非醫(yī)療類消費支出和家庭醫(yī)療類消費支出為被解釋變量進行分析，為了簡單起見，我們只給出是否參與新農(nóng)合這個變量的系數(shù)估計值，結(jié)果見表5。

表4 回歸估計結(jié)果

注：年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭資產(chǎn)原值-1代表2010年的數(shù)據(jù)；***、**、*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著.

表5 回歸估計結(jié)果

由以上回歸結(jié)果可以看到，是否參與新農(nóng)合對家庭醫(yī)療類消費支出的影響是正向的，但是并不顯著，這可能是由于參合農(nóng)戶僅僅提高了醫(yī)療服務(wù)的利用率，由此我們也可以看出新農(nóng)合并沒有顯著降低農(nóng)戶的醫(yī)療消費支出，農(nóng)戶的醫(yī)療負擔沒有得到顯著的改善，本文由于數(shù)據(jù)所限，對此問題不再深入展開。但是我們該著力完善現(xiàn)有的新農(nóng)合體系，使新農(nóng)合除了能夠提高農(nóng)戶的健康水平外，也能切實減輕農(nóng)戶的醫(yī)療負擔，這需要從加大醫(yī)療保險的力度，提高補償金額等方面入手。

五、結(jié)論和政策建議

我們以全國農(nóng)村固定跟蹤觀察資料為基礎(chǔ)，利用2011年數(shù)據(jù)實證分析了農(nóng)戶參與新農(nóng)合的影響因素及其對農(nóng)戶家庭消費水平的影響，結(jié)果表明：家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認定的健康水平、以及是否東部地區(qū)這些變量均顯著影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合及農(nóng)戶繳納的新農(nóng)合參保費用。利用回歸控制協(xié)變量的研究策略，我們發(fā)現(xiàn)參與新農(nóng)合會使農(nóng)戶的日常消費水平顯著提高2%，新農(nóng)保政策的實施有利于提高農(nóng)戶的家庭日常消費水平。但是新農(nóng)合對農(nóng)戶醫(yī)療類消費支出的影響是不顯著的，并沒有顯著降低農(nóng)戶的醫(yī)療負擔。

“中共十八大樹立了要牢牢把握擴大內(nèi)需這一戰(zhàn)略基點，加快建立擴大消費需求的長效機制，加速我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變”。居民消費不足是阻礙我國內(nèi)需增長型經(jīng)濟發(fā)展方式形成的重要原因，而占我國人口一半以上的農(nóng)村居民的消費不振則是居民消費不足的基礎(chǔ)性因素。長期來看，提高農(nóng)村居民消費水平的根本在于提高農(nóng)民的收入預(yù)期與減少農(nóng)民收入的不確定性，考慮到農(nóng)村社會保障建設(shè)滯后是農(nóng)村居民消費不足的內(nèi)生性原因，在穩(wěn)定收入預(yù)期的同時應(yīng)大力提高農(nóng)村居民的社會保障水平。新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險是我國農(nóng)村社會保障體系的重要組成部分，著力健全和完善我國的新型農(nóng)村醫(yī)療保險體系，降低健康風險給農(nóng)戶帶來的不確定性，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費預(yù)期，并加大新農(nóng)合的宣傳力度，提高新農(nóng)合的覆蓋范圍，提高保障力度，鼓勵更多農(nóng)戶參與新農(nóng)合，使新農(nóng)合能夠真正降低農(nóng)戶的醫(yī)療負擔，提高農(nóng)戶的健康水平，進而促進農(nóng)戶的消費需求。

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[責任編輯：安 錦]

An Micro-econometric Analysis of welfare Effects of the New-Type Rural Cooperative System On Rural Households in China

MAO Zhi-yong1,WANG Juan1,2

(1.School of Statistics and Mathematics,Inner Mongolia University of Finance and Economics,Huhhot,010070,China; 2.School of Economic and Management,Beihang University,Beijing 100191,China)

Basing on the fixed follow-up observation data of the countryside in China,with micro—level data collected from 953 samples in 2011,we analyze the influence factors for the participation of the New-Type Rural Cooperative system empirically.We find that family size,east district and their heathy status all have significantly positive effects on the participation.With the tactics of regression,we find that the daily consuming expenditure can significantly improve about 2% for households who take part in the New-Type Rural Cooperative system.

New-Type Rural Cooperative system; rural households; consuming expenditure; welfare effects

2016-03-21

毛志勇(1963-),男，遼寧朝陽人，內(nèi)蒙古財經(jīng)大學統(tǒng)計與數(shù)學學院副教授，碩士，從事應(yīng)用統(tǒng)計研究.

F224.0

A

2095-5863(2016)05-0077-06