新型农村合作医疗对中国农民食物消费的影响研究

栾大鹏，王士海，李晓丹

（1．人民论坛，北京100733；2．山东农业大学 农林经济管理系，山东 泰安271000；3．维多利亚大学 国际经济与贸易学院，澳大利亚 墨尔本8W3P2）

0 引言

党的十六大和党的十八大，先后确立了全面建设小康社会和全面建成小康社会两个阶段性发展目标。然而从近些年的实际情况来看，在现实中仍存在着很多制约全面建设小康社会的障碍和壁垒，这其中表现得最为突出的就是长期存在的城乡二元结构。在这种二元结构的限制下，自1978年实施改革开放至今，广大农民群众在生活水平、收入水平、健康状况等方面与城市居民之间一直有着较大的差距。特别是在我国中西部的一些贫困农村地区，虽然农民群众基本温饱问题妥善地得到了解决，但是这些地区农民的营养健康状况堪忧，与党中央全面建成小康社会的经济社会发展目标相差较远。

为了尽快加快推进我国城乡经济社会同步、协调发展，2003年，中央启动了作为新型农村社会保障制度重要支撑之一的新型农村合作医疗制度（简称“新农合”）。此后，新农合制度的试点工作开始逐步在我国多个省市得到落实，并在随后几年间在广大农村地区有序推进。国家统计局提供的相关数据显示，2006年底，我国共有1 400多个县市推行了新农合制度的试点工作，参加新农合制度的总人数也占到了我国农业总人口的50%左右。

已有研究表明，由于对今后的健康状况、收入水平，特别是支出水平有着较强的不确定性，因此，在现实中中国的农民群众具有明显的预防性储蓄倾向和行为［1－2］。而新农合制度在我国广大农村地区的实施，除了会有效地缓解广大农民群众看病难和看病贵等医疗问题之外，还被寄予了降低农民对于未来支出的不确定性，继而提高了农民群众的当前食物消费水平，改善了农民群众自身的营养健康状况。查阅相关的文献后发现，到目前为止，与新农合制度对农民食物消费水平影响的有关研究还显得非常欠缺。

1 变量的选择与模型的设定

1．1 解释变量的选择

首先，依照经济学中的恩格尔定律，随着收入水平的提高，人们的边际消费倾向是递减的。这意味着探讨与消费有关的影响因素时，需要同时考虑收入和收入的平方两个变量。其次，按照通常的逻辑，人口抚养负担水平的变化，也会给人们的消费水平以及人们的食物消费支出水平带来影响。直观上来看，倘若一个家庭内儿童和老年人口的数量增多了，那么一般来说，这个家庭的食物消费水平也会随之提高。再次，从理论的层面来看，物价指数也很可能会对人们的消费水平产生影响，例如随着物价水平的上升，人们的实际收入水平会随之下降，因此往往也会降低自身的消费水平。当然，这里有必要指出的是，王宇鹏的一项研究发现，与之前某一年份为基准衡量的物价指数相比，基于同比和环比计算所得到的物价指数，对我国居民消费行为所产生的影响更大［3］。最后，在宏观的层面，为了能够围绕新农合制度对我国农民食物消费的影响展开实证探索，采用虚拟变量法是一个较为合适的选择，因为通过采用虚拟变量法，将新农合实施之前的年份设定为0，将新农合开始实施当年及以后的各年份设定为1，就可以定量地对这些影响展开探索。

1．2 样本数据的说明

为了能够尽量避免宏观层面的其他制度和体制变迁给我国农民食物消费带来的影响，降低实证分析的难度，并提高回归结果的稳健性，我们率先将时间的起点界定在2001年我国成功加入世界贸易组织以后。同时，由于自2008年以来，新型农村养老保险等其他新型农村社会保障制度相继在我国的农村地区开始实施，因此为避开其他新型农村社会保障制度的实施对农民食物消费所可能产生的潜在影响，我们又将时间终点界定为2007年。更近一步地，为满足回归分析对于样本数量的需求，我们最终决定以该期间我国31个省市的面板数据为基础来展开实证分析。

1．3 模型的设定与样本数据说明

由于选择了面板数据，因此为实证探索新农合制度的实施对我国农民食物消费所产生的影响，我们可构建如下的面板数据模型：

在该面板数据模型中，C代表各省市农民的人均食物消费水平，i代表31个省市，t代表2001年至2007年间的各个年份，x代表包含前述所选定的各个解释变量（其中包括反映新农合制度是否实施的虚拟变量）。与此同时，在该面板数据模型中，α代表处于同一横截面上不同个体（也就是各省市）的不同常数项，μ代表影响农民食物消费的其他一些不可观测因素。

关于指标数据的选取，不仅充分考虑了在现实中的可得性，而且也全面考虑了数据本身对于其所代表的解释变量的反映程度，计算指标数据所涉及的原始数据均来自于2002－2008年的《中国统计年鉴》、2002－2006年的《中国人口统计年鉴》，以及2007－2008年的《中国人口和就业统计年鉴》。关于各省市2001－2007年的农民人均食物消费水平，以各省市2001－2007年间每一年的农村居民人均食物消费支出来代表；关于各省市2001－2007年的农民人均收入和农民人均收入的平方，分别以各省市2001－2007年间每一年的农村居民人均可支配收入以及农村居民人均可支配收入的平方来代表；关于各省市2001－2007年的农民人均抚养负担水平，以各省市2001－2007年的农村居民人均人口总抚养比（少儿抚养比和老年抚养比两者之和）来代表；关于各省市2001－2007年的农村物价指数，以各省市2001－2007年的农村居民消费价格指数来代表。此外，2004年和2005年的《中国统计年鉴》所提供的数据显示，在中国的31个省市之中，除了辽宁省是2004年开始实施新农合制度试点工作以外，其余的30个省市全部是从2003年开始实施该项试点工作。因此，在虚拟变量的设定方面，除了辽宁省的虚拟变量是从2004年开始设定为1，将2003年及之前各年设定为0之外，其他30个省市的虚拟变量全部是从2003年开始设定为1，将2002年及之前各年设定为0。这些样本数据的具体统计性描述见表1。

表1 各样本数据的统计性描述

2 模型形式检验与回归分析

2．1 模型形式检验

关于面板数据模型，分为固定效应模型和随机效应模型两种具体形式。一般来说，即便是使用相同的数据样本，那么在固定效应和随机效用两种情况下分别对同一个面板数据模型展开回归，得到的结果也会出现不一致的情况。为此，我们应用了豪斯曼检验法对所设定的面板数据模型的具体形式进行了相关检验（见表2）。结果发现，检验的结果拒绝了原模型属于固定效应模型的假设，这也就意味着，我们在文中设定的面板数据模型应属于随机效应模型。

表2 豪斯曼检验的结果

在确定了模型的具体形式后，我们对新农合制度的实施对我国农民食物消费水平的影响展开了回归分析。由于受文化、自然条件等因素的影响，在现实中，代表着不同省市的横截面个体之间的随机干扰项的方差很可能并不完全相同。因此，为了避免这一潜在问题所可能导致的回归结果的偏误，我们采用了怀特截面加权法，并通过应用广义最小二乘法，得到了表3中所示的具体回归结果。

表3 面板数据模型的回归结果

回归结果显示，模型的调整R2达到了0．91，说明整体的拟合情况良好。关于各解释变量的回归系数及显著性方面，农民人均收入、农民人均人口抚养比前面的系数均表现为正，而且两者均通过了显著性检验，说明随着自身收入的增长、人口抚养负担的加重，我国农民的食物消费的水平也会随之提高，这些与我们在前面的基本描述和判断相一致；农民人均收入的平方前面的系数在数值上表现为负，同时也通过了显著性检验，这说明，随着自身收入的增长，农民食物消费水平占自身收入水平的比重会出现逐渐降低的趋势，这也与我们前面的基本判断和描述相吻合；农村居民消费价格指数前面的系数在数值上表现为负，且通过了显著性检验，虽然从直观上这一结果似乎与我们日常所观察到的现象相反，但是应该指出的是，这恰恰说明了农民群众对于食物的需求价格弹性相对较低，因此是与经济学中关于“食品的需求价格弹性相对较低”这一基本命题相符合的。而我们最为关心的代表新农合制度是否实施的虚拟变量，其前面的系数不仅在数值上表现为正，而且也通过了显著性检验，说明该项制度的实施，确实在一定程度上降低了我国农民对于未来支出的不确定性，继而促进了我国农民食物消费水平的显著提升。

3 结论

以我国31个省市2001－2007年的宏观面板数据为基础所展开的实证研究表明，新农合制度在我国广大农村地区实施以后，由于在一定程度上降低了我国农民对于未来支出的不确定性，从而显著地促进了农民食物消费水平的提升。因此，为进一步促进我国农民食物消费水平的提升，以此来为全面建成小康社会奠定更加坚实的基础，在未来全面完善农村市场经济体制，加快发展农村经济的过程中，各地区应进一步加快落实新农合制度，并努力解决制约本地区农民参加新农合制度所面临的各种障碍。

［1］ 周建．中国农村居民预防性储蓄行为分析［J］．统计研究，2005（9）：45－50．

［2］ 刘兆博，马树才．基于微观面板数据的中国农民预防性储蓄研究［J］．世界经济，2007（2）：40－49．

［3］ 王宇鹏．人口老龄化对中国城镇居民消费行为的影响研究［J］．中国人口科学，2011（1）：64－73．