新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究

新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響研究

一、新型農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度投資、出口和消費(fèi)是增加經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三輛車”。但2008年金融危機(jī)后，出口的作用正在減弱，過度的投資帶來了泡沫經(jīng)濟(jì)。因此，擴(kuò)大內(nèi)需是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展的必然選擇。學(xué)者們認(rèn)為我國(guó)消費(fèi)需求低迷，居民消費(fèi)率呈下降趨勢(shì)，儲(chǔ)蓄率不斷升高，是由于20世紀(jì)80年代開始，政府實(shí)施住房改革、養(yǎng)老保險(xiǎn)改革、醫(yī)療保險(xiǎn)改革以及教育改革等多種原因?qū)е戮用竦奈磥聿淮_定性增加所引起的（袁志剛和宋錚，1999；張明，2007；臧文斌等，2012）。其中，醫(yī)療保險(xiǎn)作為社會(huì)保障體系的一部分，具有降低居民的未來不確定性，促進(jìn)居民消費(fèi)的作用。因此，我國(guó)政府自2003年開始實(shí)施了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度（簡(jiǎn)稱新農(nóng)合）。新農(nóng)合制度由政府引導(dǎo)，農(nóng)民自愿參與為原則，以個(gè)人、集體及政府多方籌資方式，保障農(nóng)民的大病為主的新型農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度。之后，2016年1月我國(guó)政府在《國(guó)務(wù)院關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見》中，明確提出了整合城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)制度的意見。但是，為了考察社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，本文從新農(nóng)合的視角，考察新農(nóng)合在解決農(nóng)村居民因病返貧、因病致貧的過程中是否發(fā)揮了積極作用，是否解除了農(nóng)民的后顧之憂，減少了農(nóng)民為預(yù)防不確定性風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而促進(jìn)了農(nóng)民的消費(fèi)水平，等等。二、新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民生活的影響國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)和健康影響的成果為本文研究提供了堅(jiān)實(shí)理論依據(jù)。學(xué)者們關(guān)于新農(nóng)合對(duì)健康影響的研究結(jié)果分歧較大。有些學(xué)者認(rèn)為健康對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的正向影響。綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者采用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用定量分析方法較為深入地研究了醫(yī)療保險(xiǎn)制度的消費(fèi)效應(yīng)并形成了寶貴的研究成果，但仍然存在一些不足。多數(shù)文獻(xiàn)主要從實(shí)證分析角度探討新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的直接影響，缺少探討新農(nóng)合制度通過改善農(nóng)村居民健康狀況影響其消費(fèi)的相關(guān)研究成果。據(jù)此，本文以定量分析方法，利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)考察新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及作用路徑，以期為農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革提供相應(yīng)理論依據(jù)。三、農(nóng)村居民點(diǎn)和新技術(shù)對(duì)社會(huì)保障和農(nóng)村人口的實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)源和變量定義1.樣本選取及樣本數(shù)量本文使用的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)是北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）在2010年和2012年全國(guó)范圍內(nèi)實(shí)施的一項(xiàng)大規(guī)模、多學(xué)科的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)。CFPS數(shù)據(jù)通過收集和追蹤個(gè)體、家庭及社會(huì)三個(gè)層面的數(shù)據(jù)，皆在反映中國(guó)社會(huì)的家庭關(guān)系、人口遷移、教育和健康變遷以及居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利等現(xiàn)狀。2008—2009年ISSS對(duì)北京市、上海市和廣東省進(jìn)行了試點(diǎn)調(diào)查，并于2010年開始在全國(guó)（除西藏自治區(qū)、青海省、新疆維吾爾自治區(qū)、寧夏回族自治區(qū)、內(nèi)蒙古自治區(qū)、海南省、香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣）每?jī)赡赀M(jìn)行了一次跟蹤調(diào)查。本文為了考察新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響，使用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS)2010年和2012年新農(nóng)合相關(guān)的微觀數(shù)據(jù)，利用家庭樣本代碼篩選出2010年和2012年兩年相互匹配的樣本。其中，總樣本中，剔除參加公費(fèi)醫(yī)療者，只保留參與新農(nóng)合的樣本和沒有參加任何醫(yī)療保險(xiǎn)的樣本；剔除了醫(yī)療支出、農(nóng)林牧副漁支出、日常用品支出、食品支出及收入等變量的數(shù)據(jù)缺失的樣本；篩選16歲以上農(nóng)村樣本，最終得到了2102個(gè)樣本。其中，2010年1045個(gè)農(nóng)村樣本和2012年1057個(gè)農(nóng)村樣本。2.樣本基本特征及變量自變量中，參保變量為農(nóng)村居民參與新農(nóng)合賦予1，反之，賦予0；政府補(bǔ)貼比例為（醫(yī)療消費(fèi)—醫(yī)療消費(fèi)的自付部分）/醫(yī)療消費(fèi)；住院補(bǔ)助比例為（住院醫(yī)療消費(fèi)—住院醫(yī)療消費(fèi)的自付部分）/住院醫(yī)療消費(fèi)。時(shí)間組為2010年樣本賦予0,2012年樣本賦予1；控制組為實(shí)驗(yàn)組樣本賦予1，控制組樣本賦予0。家庭規(guī)模為家庭的人口數(shù)量；年齡為農(nóng)村居民的年齡；教育年限為農(nóng)村居民的受教育程度，大學(xué)及以上賦予16，大專賦予15，高中賦予12，初中賦予9，小學(xué)賦予6，文盲賦予0；婚姻狀況為已婚賦予1，其余賦予0；收入水平為家庭人均收入對(duì)數(shù)。健康狀況為非常健康賦予5，健康賦予4，一般賦予3，不健康賦予2，非常不健康賦予1；身體不適變量為家庭成員在過去兩周中有身體不適賦予1，反之，賦予0。住院情況為家庭中有人住院賦予1，沒人住院賦予0；慢性病狀況為家庭成員過去六個(gè)月有醫(yī)生診斷的慢性病賦予1，反之，賦予0。因變量中，總支出變量為農(nóng)村居民消費(fèi)總支出的對(duì)數(shù)；醫(yī)療支出為農(nóng)村居民自付醫(yī)療支出的費(fèi)用取對(duì)數(shù)；農(nóng)林牧副漁支出為農(nóng)村居民在農(nóng)林牧副漁支出的費(fèi)用取對(duì)數(shù)；食品支出為農(nóng)村居民食品支出的對(duì)數(shù)；日常支出為農(nóng)村居民日常支出的對(duì)數(shù)。（二）模型建設(shè)1.農(nóng)村居民支出來源i代表CFPS數(shù)據(jù)庫(kù)中的農(nóng)村家庭，t代表2010年和2012年。Y代表農(nóng)村居民總支出，包括醫(yī)療支出、食品支出、農(nóng)林牧副漁支出、日常支出等家庭各項(xiàng)支出；X包含居民參保情況、收入水平、家庭規(guī)模、身體不適情況及住院狀況等。ε2.測(cè)量模型如下Y3.中介作用的檢驗(yàn)本文的中介作用分析模型如下：M模型（3.3）至模型（3.5）中，倘若滿足下列條件就證明中介作用的存在：模型（3.3）中，回歸系數(shù)a具有顯著性，說明自變量對(duì)中介變量具有顯著影響；模型（3.4）中，回歸系數(shù)c（三）新修訂后農(nóng)村居民點(diǎn)分析1.．收入和教育程度如表3.1所示，參保居民的總支出和食品支出與未參保居民的差距不大，但是，參保居民在醫(yī)療支出和農(nóng)林牧副漁支出比未參保居民更多，未參保居民的日常支出高于參保居民。從收入水平來看，參保和未參保居民的差距并不大，參保居民收入略高于未參保居民。從教育程度來看，參保居民的最高學(xué)歷者多于未參保居民。如表3.2所示，DID方法的使用一定程度上可以減少分析過程中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)新農(nóng)合政策實(shí)施效果的影響。實(shí)驗(yàn)組的農(nóng)村居民收入和總支出均低于控制組。從婚姻狀況和家庭規(guī)模來看，實(shí)驗(yàn)組和控制組的并沒有較大的差別。與未參保居民相比，有更多的參保居民患有身體不適，或健康狀況與去年相比變的更差。2.農(nóng)村居民的消費(fèi)支出本文運(yùn)用DID方法研究新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。如表3.3所示，實(shí)驗(yàn)?zāi)攴莸幕貧w系數(shù)為0.448且具有顯著性，實(shí)驗(yàn)?zāi)攴輰?duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的正向影響，說明2010年至2012年農(nóng)村居民的消費(fèi)水平發(fā)生了顯著的變化；實(shí)驗(yàn)組的回歸系數(shù)為-0.208且具有顯著性，實(shí)驗(yàn)組對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著的負(fù)向影響，2010年至2012年參合農(nóng)民比非參合農(nóng)民消費(fèi)水平更低，這可能是由于逆向選擇帶來結(jié)果。實(shí)驗(yàn)?zāi)攴莺蛯?shí)驗(yàn)組的交互項(xiàng)回歸系數(shù)為0.174且具有顯著性，這說明新農(nóng)合制度具有促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用，新農(nóng)合可以通過減輕農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)來緩解農(nóng)村居民“看病貴”的現(xiàn)象，從而促使農(nóng)村居民增加其他項(xiàng)目的消費(fèi)支出，提高其自身的生活水平。婚姻狀況來看，已婚農(nóng)民比未婚農(nóng)民更愿意消費(fèi)，這可能是由于大多數(shù)已婚農(nóng)民需要支付住所或房貸等支出，還需要為子女支付教育和食品等支出所致。農(nóng)村居民收入水平的提高會(huì)促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，這一結(jié)果符合凱恩斯的絕對(duì)收入理論，農(nóng)村居民的收入增加有助于提高其消費(fèi)水平。收入的增加會(huì)提高居民的消費(fèi)支出。與沒有成員住院的家庭相比，有成員住院的家庭其消費(fèi)水平更高，說明醫(yī)療費(fèi)過高依然是農(nóng)村家庭的主要負(fù)擔(dān)。如表3.4所示，從補(bǔ)償比例來看，政府補(bǔ)貼比例和住院補(bǔ)助比例均對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)具有顯著的正向影響。當(dāng)農(nóng)民生病時(shí)政府給予的補(bǔ)償比例越多，農(nóng)民自付部分就越少，農(nóng)民可以消費(fèi)的支出越多。農(nóng)村居民消費(fèi)支出的增加額主要是由預(yù)防性儲(chǔ)蓄降低所帶來的部分。如表3.5所示，從消費(fèi)支出結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)村居民參保對(duì)食品支出具有顯著的正向影響，說明參保的農(nóng)村居民由于其未來的預(yù)期風(fēng)險(xiǎn)減少，會(huì)增加對(duì)食品的支出，從而提高生活質(zhì)量。農(nóng)村居民參保對(duì)農(nóng)民的農(nóng)林牧漁支出具有顯著的正向影響，說明參保的農(nóng)村居民會(huì)將更多的資本用于農(nóng)林牧副漁方面的生產(chǎn)性支出。農(nóng)村居民參保對(duì)醫(yī)療支出具有顯著的正向影響，農(nóng)村居民參保會(huì)使家庭醫(yī)療支出減少。這是由于參保農(nóng)民受到疾病威脅而花費(fèi)醫(yī)療費(fèi)時(shí)，會(huì)得到政府的醫(yī)療補(bǔ)償，從而降低家庭自付的醫(yī)療費(fèi)水平。此外，農(nóng)村居民參保對(duì)家庭日常生活開支并沒有顯著性，但是，呈現(xiàn)出正向作用。新農(nóng)合的實(shí)施降低了家庭自付的醫(yī)療費(fèi)用，提高了家庭非醫(yī)療費(fèi)用。3.．農(nóng)民參保行為發(fā)生的逆向選擇行為本文在定量分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探討新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的作用路徑。如表3.6所示，從模型（一）來看，農(nóng)村居民參保對(duì)居民健康具有顯著的負(fù)向影響，說明健康狀況差的農(nóng)民更愿意參加新農(nóng)合，新農(nóng)合具有逆向選擇現(xiàn)象。從模型（二）來看，農(nóng)村居民參保對(duì)居民消費(fèi)具有顯著的正向影響且回歸系數(shù)為0.3，而模型（三）中，加入健康中介變量之后，農(nóng)村居民參保對(duì)居民消費(fèi)的回歸系數(shù)由原來的0.3減少至0.2，這說明健康在新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響中起到了中介作用。4.農(nóng)村消費(fèi)年齡與教育程度的回歸分析在DID模型中，引入影響農(nóng)村居民消費(fèi)的主要控制變量，進(jìn)一步檢驗(yàn)新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)是否具有穩(wěn)健性。為檢驗(yàn)結(jié)果是否穩(wěn)健，本文將年齡和受教育程度作為影響農(nóng)村居民消費(fèi)的控制變量，依次引入模型進(jìn)行回歸。如表3.7所示，依次引入教育程度和年齡變量后，回歸結(jié)果顯示，實(shí)驗(yàn)?zāi)攴?、?shí)驗(yàn)組以及交互項(xiàng)的回歸系數(shù)并沒有出現(xiàn)大幅度變化。之后，將教育程度和年齡變量全都加入模型中，進(jìn)行的回歸結(jié)果顯示，實(shí)驗(yàn)?zāi)攴?、?shí)驗(yàn)組以及交互項(xiàng)的回歸系數(shù)同樣呈現(xiàn)出較小的變化幅度，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果基本保持一致，說明本文的回歸結(jié)果較為穩(wěn)定。四、政府的補(bǔ)助比例本文利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS)2010年和2012年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型與雙重差分方法（DID），定量分析了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。結(jié)果顯示：1.農(nóng)民參保具有促進(jìn)消費(fèi)的作用。新農(nóng)合的實(shí)施減輕了家庭的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，降低了人們的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，促進(jìn)了家庭的當(dāng)期消費(fèi)。醫(yī)療類支出減少的部分來自新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的補(bǔ)償，總支出的增加部分來自非醫(yī)療類消費(fèi)的增加。2.農(nóng)民參合增加家庭生產(chǎn)性投入。醫(yī)療支出的補(bǔ)償只是減少了其醫(yī)療負(fù)擔(dān)，要想從根本上改變農(nóng)村居民的生活水平，就要提高其生產(chǎn)能力。家庭中農(nóng)林牧副漁支出的增加，可以提高其生產(chǎn)能力，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的良性循環(huán)。3.補(bǔ)償比例促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)支出。政府補(bǔ)償比例和住院補(bǔ)償比例越高，家庭的醫(yī)療支出越少，非醫(yī)療支出就越多。政府補(bǔ)助比例的提高有利于改善家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，增加家庭的當(dāng)期消費(fèi)，減少家庭的預(yù)防性儲(chǔ)蓄。要想合理地提高農(nóng)村家庭的消費(fèi)，政府應(yīng)適當(dāng)?shù)靥岣哚t(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭的補(bǔ)助比例。據(jù)此，本文根據(jù)研究結(jié)論提出以下政策建議：第一，完善補(bǔ)償機(jī)制、提高補(bǔ)償比例。在新農(nóng)合的報(bào)銷制度中，不同級(jí)別的醫(yī)療機(jī)構(gòu)報(bào)銷比例不同，醫(yī)療機(jī)構(gòu)的級(jí)別越高起付線越高而報(bào)銷比例也越低。新農(nóng)合設(shè)立的原則是以“大病統(tǒng)籌為主”，故住院的報(bào)銷比例高于門診補(bǔ)償比例。但在現(xiàn)實(shí)中小病的概率更大，而且住院與門診補(bǔ)償比例的差距會(huì)使農(nóng)村居民小病大養(yǎng)，住院比率增高，同時(shí)導(dǎo)致醫(yī)療保險(xiǎn)基金的過度花費(fèi)和醫(yī)療資源的緊張。因此，政府應(yīng)盡快實(shí)行門診統(tǒng)籌，降低起付線，降低同一級(jí)別醫(yī)院住院與門診的補(bǔ)償差異。根據(jù)疾病的嚴(yán)重程度設(shè)置不同級(jí)別醫(yī)院的補(bǔ)償比例。當(dāng)農(nóng)村居民患重大疾病時(shí)，就診醫(yī)院級(jí)別越高報(bào)銷比例越大；當(dāng)農(nóng)村居民只為感冒、發(fā)燒等小病時(shí)，就診醫(yī)院級(jí)別越低補(bǔ)償比例越高，既引導(dǎo)農(nóng)村居民去基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)，又不影響農(nóng)村居民疾病治療的效果。第二，加大宣傳力度，開展政策學(xué)習(xí)。我國(guó)新農(nóng)合的參保率高于98%，但仍有1%的人群沒有參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)，從而享受不到醫(yī)療補(bǔ)償。中共十九大報(bào)告中政府明確提出實(shí)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)的全民覆蓋。而且在醫(yī)療保險(xiǎn)的參保過程中存在嚴(yán)