新农合与中国农民食物消费:经验判断和实证研究

王艳玲 栾大鹏

一、引 言

自1978年开始实施改革开放以来，中国经济取得了30多年的持续高速增长，广大人民群众的收入水平得到有效提升。进入本世纪的初期，中国如期实现了总体进入小康社会的阶段性建设目标。基于此，2002年召开的党的十六大，进一步确立了全面建设小康社会的宏伟目标。然而，从当前来看，现实中制约全面建设小康社会的体制机制障碍并未完全打破，其中最为突出的问题，就是中国的城乡经济社会二元结构问题到目前为止仍未得到妥善解决。在城乡二元经济社会结构长期存在的背景下，广大农村居民在收入水平、消费水平、健康状况等方面与城市居民之间长期存在差距。特别是在一些贫困的农村地区，虽然广大农民群众的温饱问题已经基本得到解决，但是营养和健康状况仍十分堪忧，与全面建成小康社会的目标仍有很大的差距。

另一方面，为加快推进我国统筹城乡经济社会发展的进程，自2003年开始，中央政府启动了以个人缴费、集体补助、国家资助三者为支撑的新农合制度，不仅迈出了新型农村社会保障制度的建设步伐，也在事实上拉开了社会主义新农村建设的序幕。随后的几年时间里，新农合试点工作在我国各省 (自治区、直辖市)有序展开，并在广大的农村地区逐步得到落实和推进。相关统计数据显示，截至2006年底，在中国的大陆地区，共有超过1400多个县 (市、区)推行了新农合试点工作，在数量上占到了中国大陆地区县 (市、区)总数的50.1%。与此同时，在2006年底，我国大陆地区参加新农合的总人数，也占到了同时期中国大陆地区农业总人口50%左右。截至2012年底，我国大陆地区参加新农合的总人数达到了8亿以上，农民参合率达到95%以上，基本实现了新农合的全覆盖。

相关研究表明，中国广大农民有着较为明显的预防性储蓄倾向和动机 (王宏伟，2000〔1〕;周建，2005〔2〕，杨霞，2010〔3〕)，而且，在市场化改革不断向前推进的进程中，由于未来自身和家人的身体健康状况、个人发展情况，以及收入水平等方面存在着较强的不确定性，广大农民群众普遍具有了预防性的储蓄行为。〔4〕而新农合在广大农村地区的实施，不仅能够在一定程度上为广大农民群众解决看病难、看病贵等医疗方面的问题，也能够在一定程度上降低广大农民群众未来预期的不确定性。所以，该项制度的实施，不单单被人们赋予了解决广大农民群众医疗方面问题的厚望，还被寄予了降低农民对未来的不确定性预期、提高农民食物消费水平，以及以此来改善广大农民群众营养健康状况的期望。然而，到目前为止，关于新农合的实施是否对广大农民群众的消费支出水平，特别是是否对广大农民群众的食物消费支出水平产生影响，相关研究还明显不足。

二、经验性判断

自新农合试点工作于2003年开始试点以来，广大农民群众的就诊次数和住院人次显著增加，在医疗方面的消费支出水平明显提升。《中国统计年鉴》提供的相关数据显示，从新农合制度实施前后的几年间来看，广大农民群众医疗保健消费金额的年均增长率，从1999年－2002年的11.4%上升到了2003年－2006年的16.71%。〔5〕另一方面，按照为我们所熟知的恩格尔定律，一般来说，在食物消费支出占收入的比重与收入水平之间，存在着明显的负向关系，也就是说，虽然随着人们收入水平的提升，食物消费方面的支出水平一般也会随之提高，但是，食物消费支出占收入水平的比重，却会随着收入水平的提升而不断下降。然而，从具体数字上来看，在新农合实施后的两年间，尽管我国广大农民群众的人均纯收入水平逐年提高，但食物消费支出占收入水平的比重，却在2004年和2005年这两年间表现出了明显的递增趋势 (见图1)。这似乎使我们能够初步地做出一个经验上的判断，即，由于新农合的实施在一定程度上降低了广大农民群众对于未来支出方面的不确定性，因而促进了反映食物消费支出占收入水平比重的恩格尔系数的相应提高。

图1 中国农民人均食物支出占人均纯收入比重的变化

三、实证性检验

为了进一步验证前面的经验性判断是否在现实中真正成立，我们对新农合是否对农民食物消费支出水平产生了影响，以及到底产生了何种影响两个问题展开实证分析。这里需要事先给出说明的是，在整个实证研究的过程中，应用的都是EVIEWS6.0统计分析软件。

(一)核心变量的确定

按照恩格尔定律，通常来说，食物消费支出占收入的比重随收入水平提高，存在着逐渐减小的递减趋势，这也就决定了，研究食物消费支出水平的影响因素问题时，必须考虑收入和收入的平方这两个基本的变量。与此同时，无论是在整个国家或地区的宏观层面上，还是在作为微观经济个体的个人层面上，从逻辑上看，人口抚养比的变化都会对人们的食物消费支出水平产生影响。例如，如果一个家庭的儿童和老年人口数量较多，那么，这个家庭的食物消费支出水平往往也会更高。而在中国，这也已经被很多的相关研究所证实 (万广华等，2003〔5〕; 栾大鹏，欧阳日辉，2012〔5〕)。因此，在我们的实证研究中，人口抚养这一因素也必须要加以考虑。此外，消费价格指数也是一个要考虑的因素。虽然很多研究都以某一固定年份为基期对各年的价格指数进行统一计算，但是王宇鹏 (2011)〔7〕的研究却表明，与通过此种计算得到的消费价格指数相比，以同比和环比所代表的消费价格指数，对中国居民消费行为所产生的影响更大。也就是说，在中国，居民更多地是将当年的物价水平与前一年的物价水平进行比较，来决定自身当年的消费支出水平。最后，如果从宏观层面来看的话，为了能够实证探索新农合对农民食物消费支出水平是否产生影响，以及产生了何种影响，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实证探索。

(二)样本选择

为了能够尽量避免宏观层面制度变迁对我国广大农民群众的食物消费支出水平产生的系统性影响，以尽可能地降低实证研究过程中所面临的难度，并提高实证研究结果的稳健性，我们这里将样本数据的时间起点界定在了2001年我国加入WTO以后至2012年这12年间。在此基础上，以满足相关假设性检验以及回归分析对于样本量的需求为导向，我们最终选择了以这12年间我国大陆地区31个省市的面板数据作为实证样本。

(三)计量模型的设定与样本数据说明

在确定核心变量和样本数据的基础上，为了能够对新农合制度的落实对于我国农民食物消费支出水平产生的影响展开有效探索，构建如下的计量经济模型:

其中，C代表农民人均食物消费支出水平，i代表大陆地区的31个省 (自治区、直辖市)，t代表2001年到2012年12个年份，x代表包含收入水平、收入水平的平方、价格指数、人口抚养比，以及代表新农合是否实施的虚拟变量等在内的解释变量集合。此外，在该模型中，α被用来代表每一个横截面个体 (也就是各省 (自治区、直辖市)不同的常数项，μ则被用来代表由影响农民食物消费支出水平的其他不可观测因素所构成的随机干扰项。

在各指标数据的选择上，我们综合考虑了现实中数据的可得性和数据本身对于各解释变量的反映程度。这些数据均来自2002年－2013年的《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》，以及《中国人口和就业统计年鉴》。第一，各 (自治区、直辖市)各年的农民人均食物消费支出，以各 (自治区、直辖市)各年农村居民人均食物消费支出(元)代表;第二，各省市各年农民人均收入和人均收入的平方，分别以各 (自治区、直辖市)各年农村居民人均可支配收入 (元)以及农民人均可支配收入的平方 (元)来代表;第三，各省市各年农民人均抚养比，以各 (自治区、直辖市)各年农村居民人均人口总抚养比 (少儿抚养比和老年抚养比总和)来代表;第四，各 (自治区、直辖市)各年农民消费价格指数，以各省市各年农村居民消费价格指数来代表;第五，由于辽宁省自2004年起才开始推行新农合试点工作，而其余30个省 (直辖市、自治区)均自2003年已全部开始推行新农合试点工作，因此，除辽宁省的虚拟变量是从2004年起开始设定为1，而2004年之前设定为0以外，对于其他的30个省 (自治区、直辖市)的数据，全部是以2003年为时间结点，将虚拟变量从2003年起开始设定为1，将虚拟变量在2003年之前的设定为0。此外，鉴于我国大陆地区各省 (自治区、直辖市)自2009年开始在广大农村地区实施了新型农村养老保险制度 (简称“新养老”)，因此，为剔除这一制度的落实对于农民食物消费支出水平可能产生的影响，我们又在模型中加入了新型农村养老保险制度是否实施这个虚拟变量。具体做法是，以2009年为结点，将各省(自治区、直辖市)2009年以前的年份设定为0，2009－2012年的各年份设定为1。各样本数据的具体说明和样本数据的统计性描述见下表1。

表1 样本数据的统计性描述

(四)反映地区特征的虚拟变量的加入

从现实中来看，很多相关研究都表明，除了上述的核心因素之外，诸如市场化进程，金融体系的完善程度，以及基础设施建设等很多其他的经济社会因素，也会对中国居民的消费行为以及消费水平产生影响。因此，为增加实证研究结果的稳健性，在开展实证研究的过程中，也需要对这些因素加以考虑。然而，如果试图将这些因素全部找到并加入到模型之中，不仅非常困难，而且也容易导致我们在控制变量的选择上出现随意性，继而产生内生性等易导致实证结果出现偏误的问题。为避免这一情况的出现，我们借鉴了栾大鹏、欧阳日辉〔8〕的做法，即，基于我国经济社会改革所具有的由东向西的梯度推移特征，在模型中加入反映市场化进程、金融体系完善程度、基础设施完备程度的区域性特征的虚拟变量，借此来控制这些因素对于农民食物消费支出水平产生的影响。具体做法做是，按照我国大陆地区东、中、西三大经济带的划分，设定I1、I2、I3三个虚拟变量。首先，对于I1来说，当某一省市属于东部地区时，I1取1，当某一省市不属于东部地区时，I1取0;其次，对于I2来说，当某一省 (自治区、直辖市)属于中部地区时，I2取1，当某一省 (自治区、直辖市)不属于中部地区时，I2取0;再次，对于I3来说，当某一省 (自治区、直辖市)属于西部地区时，I3取1，当某一省 (自治区、直辖市)不属于西部地区时，I3取0。

(五)模型形式检验

对于一个面板数据模型来说，可依据随机干扰项与解释变量之间是否存在明显的正交关系，将其进一步划归到固定影响模型和随机影响模型两者中的一种。特别是在横截面合体数量多于所选择的年份数量的情况下，对于面板数据模型具体属于这两种模型中哪一种的确定，就显得更为重要。因为，在样本数据中的横截面个体数多于所选择的年份数量的时候，基于固定影响和随机影响两种模型，应用同样的样本数据对同一模型展开回归，所得到的结果也会出现很大的差异。这其中的具体原因如下:依据面板数据模型的基本分析原理，如果一个面板数据模型中的随机干扰项和模型中的解释变量之间没有明显的正交关系，那么，基于随机影响模型这一形式进行回归后，所得到的估计量往往不仅将会是有偏的，而且也将会是非有效的。相反，前述这种正交关系的存在，并不会影响基于固定影响模型这一形式展开回归所得到的估计量的无偏性和有效性。另一方面，如果面板数据模型中的随机干扰项和模型中解释变量之间存在着明显的正交关系，那么，基于随机影响模型这一形式展开回归后，所得到的估计量就将不仅是无偏的，而且将会是有效的。通过应用为广大学者所广泛采用过的豪斯曼 (Hausman)检验法，我们发现，检验的结果拒绝了随机干扰项与模型中的解释变量之间并不存在正交关系这一假设，也就是说，我们在前面所设定的面板数据模型，应具体属于固定影响面板数据模型。

表2 豪斯曼检验基本结果

确定了面板数据模型的具体形式之后，就可以结合相关的样本数据，对新农合对我国农民食物消费支出水平所产生的影响进行回归分析。由于在现实中，受文化、自然条件、区位差异等因素的影响，代表各省 (自治区、直辖市)的横截面个体之间的随机干扰项的方差可能会出现显著的不一致性，如果直接对模型展开回归，就会导致回归的结果出现偏误。因此，为了能够避免这一问题出现，我们在回归的过程中采用了怀特截面方法。在此基础上，通过进一步地应用广义最小二乘法 (GLS)，得到了如下回归结果:

表3 主要回归结果

其中，模型的整体R2达到0.985，调整后的R2达到0.983，说明模型的整体拟合情况非常好。从回归结果中各解释变量的具体系数及其显著性上来看，首先，农民人均纯收入前面的系数不仅表现为正，而且通过了显著性检验，说明随着农民收入水平的提升，农民食物消费支出水平也会随之提高。这与我们前面的基本判断和描述相一致。农民人均收入平方前面的系数不仅表现为负，而且也通过了显著性检验，说明随着自身收入水平的提升，农民食物消费支出占收入的比重会出现递减的趋势，与恩格尔定律的基本内涵相一致。其次，农民人均抚养比前面的系数虽表现为负，但没有通过显著性检验，说明随着人口抚养负担的加重，农民人均食物消费支出的水平并没有相应提升，这与我们前面的基本判断并非一致。究其原因，可能是由于新农合的实施，促进了人口抚养比较高的农民家庭在医疗、保健等方面的消费支出水平的大幅提高。而农村居民价格指数前面的系数，则不仅在数值上表现为正，而且也通过了显著性检验，说明随着食物价格水平的升高、通货膨胀的加剧，农民群众会降低当期的食物消费水平。再次，从东、中、西三个地区来看，代表东部地区和西部地区的虚拟变量前面的系数虽表现为负，但均未通过显著性检验;代表中部地区的虚拟变量前面的系数不仅表现为正，而且通过了显著性检验。这说明在当前，与东部和西部地区相比，中部地区的广大农民群众具有着更高的食物消费需求水平。最后，我们最为关心的代表新农合是否实施的虚拟变量前面的系数不仅表现为正，而且通过了显著性检验，说明新农合的实施确实在一定程度上降低了广大农民群众未来的不确定性，显著地促进了我国广大农民群众食物消费支出水平的提升。而代表新养老是否实施的虚拟变量前面的系数，虽然表现为正，但并未通过显著性检验，说明新养老的实施，并没有在促进农民食物消费支出水平的提升方面发挥作用。

小 结

综合经验上的判断和以31个省 (自治区、直辖市)2001年－2012年的面板数据为基础所展开的实证研究的结果表明，作为社会主义新农村建设的主要任务之一的新农合的实施，不仅促进了我国广大农民群众医疗消费支出水平的提高，而且由于在一定程度上降低了广大农民群众对于未来的不确定性，因而也促进了广大农民群众食物消费支出水平的提高。因此，为了促进广大农民群众消费支出水平不断提升，顺利实现全面建成小康社会这一宏伟目标，在今后全面发展农村经济、加快促进农民收入水平不断提高的过程中，各地区应该进一步推进新农合制度在广大农村地区的全面落实，并努力解决制约农民参加新农合的各种体制和机制障碍。与此同时，本文的实证研究结果还表明，与东部地区和西部地区的广大农民群众相比，中部农村地区的农民群众具有着更高的食物消费需求水平。因此，通过加快推进中部地区的发展，以努力形成中部地区新的增长极为契机来促进中部地区广大农民群众收入水平的提升，并借此促进中部地区广大农民群众食物消费支出水平的提高，改善中部地区广大农民群众的营养健康状况，在当前也是党和国家应该重点关注和解决的一个问题。

〔1〕王宏伟.中国农村居民消费的基本趋势及制约农民消费行为的基本因素分析〔J〕.管理世界，2000，(4).

〔2〕周建.中国农村居民预防性储蓄行为分析〔J〕.统计研究，2005，(9).

〔3〕汪伟.中国居民储蓄率的决定因素——基于1995－2005年省际动态面板数据的分析〔J〕.财经研究，2008，(2).

〔4〕杨霞.我国农村居民预防性储蓄行为研究〔J〕.大众商务，2010，(6).

〔5〕栾大鹏，欧阳日辉.新型农村合作医疗对我国农民消费的影响研究〔J〕.人口与经济，2012，(2).

〔6〕万广华，史清华，汤树梅.转型经济中农户储蓄行为:中国农村的实证研究〔J〕.经济研究，2003，(5).

〔7〕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).

〔8〕栾大鹏，欧阳日辉.生产要素内部投入结构与中国经济增长〔J〕.世界经济，2012，(6).