乡村振兴战略背景下新农合助力农民增收作用机制研究

郑 军王浩南

(安徽财经大学金融学院,蚌埠 233030)

乡村振兴战略是新时期国家在三农领域的重要战略部署,《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》指出,到2022年,农民收入水平进一步提高,脱贫攻坚成果得到进一步巩固。据中国农村农业部报道,2020年中国农村人均可支配收入17 131元,与城镇相比还有着较大差距(数据来源:中国农村农业部网站:www.moa.gov.cn)。农民参加新农合可以提高劳动供给,增加农民收入,实现乡村振兴战略。研究发现,新农合可以通过提高劳动供给有效地提高农民收入[1],因为新农合对农民起到了保障性的作用,主要体现在健康效应和经济效应。从健康效应来看,新农合有助于提高农民的健康水平[2],减少农民医疗支出;从经济效应来看,新农合的健康效应促使农民选择投入更多的时间从事农业活动[3],促进农民收入增加;由此可见,新农合对于农民增收十分重要。近年来关于新农合如何影响劳动供给的研究主要集中在劳动供给时间方面,研究发现新农合与劳动力的农业参与和劳动供给三个变量之间存在正向关系[4],有学者采用类似方法针对不同研究对象如农村老人和农村妇女的劳动供给时间进行了相关研究[5-6]。关于新农合影响农户收入的研究,主要有两种观点,大部分研究认为两者具有正向效应,新农合能够减少农民的医疗支出,有效地保护了其收入损失[7-8];另一观点认为新农合没有降低医疗支出,新农合虽然可以报销部分医疗支出,但增加了农民的医疗服务利用率,实际上并没有降低农民医疗支出负担[9];也有学者研究了新农合与农户的收入增加,但缺少系统地分析增收效应的具体作用机制[10-12]。关于农民收入影响因素方面的研究,有学者认为农民劳动供给和农民收入两者之间存在显著的正向关系[13-15];而利好政策对农户收入的增长是至关重要的[16-17],在研究农村家庭支出与农民收入之间的关系时,发现家庭支出增加是促进收入增长的重要影响因素[18]。现有研究仅仅针对新农合影响劳动供给以及新农合影响农民收入两方面,并未揭示劳动供给是影响新农合提高农民收入的作用机制。本文通过理论推导出新农合、劳动供给与农民收入三者之间的函数关系式,利用2016年和2018年中国家庭追踪调查(CFPS)的数据,实证检验了新农合对于劳动供给的影响和新农合影响农民收入的作用机制。

1 理论模型推导

本文以家庭时间配置理论为基础,构建新古典的农户家庭生产决策模型。假设农户的家庭效用函数

其中,Y表示农户收入;TF表示农户农业劳动时间;QF表示农产品生产量。农户面临关于时间资源、家庭预算以及农业生产函数的约束

式(2)是农户的时间资源约束方程。其中,T表示农户的时间资源禀赋,由农户的农业劳动时间TF和闲暇时间TO共同构成。式(3)是农户的收入预算约束,表示农户的家庭的可支配收入,包括农业产出减去投入所获得的净收入以及其他非劳动性收入,其中,PF和QF分别表示为农产品的市场价格和农产品生产量,PC和C则分别表示为农户的农业生产投入品价格和投入品量,V是农户的其他非劳动性收入,如政府补贴、亲友馈赠等。式(4)是农户的农业生产函数,投入要素包括农业劳动时间TF、农民的健康资本H以及农业生产投入品C(如土地、农药化肥等)。

在式(1)家庭效用函数的基础上,结合式(2)、式(3)、式(4)的约束条件,得到最优化的拉格朗日函数式

其中,λ1和λ2是拉格朗日乘数。

假设式(1)的效用函数和式(4)的生产函数均为严格拟凹、连续以及二次可微,根据拉格朗日函数一阶偏导方程组可以分别求出农户劳动供给和农户收入的最优解

如果将健康视为一种产品,那么本文所研究的新农合医疗保险就是健康生产的投入品,因而农民的健康生产函数表示为

其中,M表示个人对医疗服务的利用,个人通过增加医疗服务利用可以提高自己的健康资本,有助于改善健康,因而医疗服务利用对健康生产有正向效应,即。PN表示农民参加新农合所缴纳的医保费,其中,PN＞0表示参加了新农合,参加新农合的农民会减轻其医疗支出,进而增加对医疗服务的利用;PN＝0表示没有参加新农合,农民生病时不能获得新农合对其的经济补偿,可能因为经济负担较大而放弃医疗服务。综上,新农合对农民医疗服务利用有正向作用,即。将式(8)代入到式(6)和式(7)中,并求解关于新农合的偏导数,分别得

由此得到理论命题1。

命题1农民参加新农合对劳动供给具有正向影响。

由此得到理论命题2。

命题2参加新农合对农民收入的增加具有正向影响,且劳动供给是新农合促进农民增收的关键。

2 变量选取与模型构建

2.1 模型设定

为检验新农合是否能够增加农户的劳动供给,基于相关文献[19],新农合与劳动供给之间存在线性关系,根据均衡理论模型(9)设计实证模型

其中,Laboursupply是劳动供给;NCMS是家庭参合比例;X1是其他控制变量,包括家庭人口数量、家庭总支出、家庭负债以及家庭成员受教育情况。

为研究农民参加新农合对农民收入的正向影响情况,以及检验劳动供给所发挥的中介作用机制,由均衡理论模型(10)设计实证模型

其中,Perinc为家庭收入;X2表示控制变量,包括家庭人口数量、家庭总支出、家庭负债以及家庭成员受教育情况。式(13)在式(12)的基础上加入了中介变量劳动供给(Laboursupply)。

2.2 变量选取

2.2.1 核心变量 劳动供给,是被解释变量,用一个家庭中所有成员每周农业劳动时间总和衡量劳动供给[7]。农民收入,是被解释变量,家庭人均收入是衡量一个家庭经济实力和富裕程度的重要标准,本文用家庭人均收入衡量农民收入[20]。参合比例,是解释变量,根据新农合的相关政策,新农合的投保人是家庭,部分家庭成员因其长期在外打工或者投保了其他医疗保险,以致于新农合的家庭投保率参差不齐,而本文研究以家庭为单位,为此,采用家庭成员的参合比例作为主要解释变量,参合比例是指一个家庭中参加新农合的人数占比[21]。

2.2.2 控制变量 控制变量选取了家庭规模(Familysize)、家庭总支出(Fameexpen)、家庭负债(Familydebt),个人层面,考虑到受教育程度(Education)能够影响到农民收入,因此选取这四个量作为本文的控制变量。

2.3 内生性问题

工具变量的选取主要基于两个方面:从外生性角度来看,医疗保健支出是农户在医疗保健方面相关的支出,对本文被解释变量(例如,劳动供给和农民收入)的影响较弱;从相关性来看,农户参加新农合会影响到医疗保健支出,这对农户参加新农合具有一定的影响作用。由此,选择医疗保健支出作为本文研究的工具变量。

2.4 变量描述性统计

所用的数据来自中国家庭追踪调查CFPS,相关变量名称和描述性统计见表1。

表1 各变量描述性统计

3 新农合与劳动供给

3.1 模型结果描述

新农合对劳动供给的影响结果见表2。列(1)、(2)是普通最小二乘(OLS)回归结果,列(3)是在(2)列的基础上使用工具变量估计后的第二阶段估计结果,参合比例(NCMS)的回归系数均为正,且通过了1%的显著性检验,验证了理论模型中命题1的结论。对比列(1)的回归结果,在加入控制变量和工具变量医疗保健支出(Heacaspd)的情况下,参合比例的回归系数明显上升,由44.15上升到102.90,表明在不考虑参合比例和劳动供给之间的“双向”因果关系时,容易低估参合比例对劳动供给的正向影响程度。

表2 新农合对劳动供给的影响结果

3.2 稳健性检验

表3采用混合回归(OLS)、随机效应(ML)、固定效应(FE)分别研究了新农合如何影响农民的劳动供给。研究结果表明,无论是否加入控制变量,参合比例的回归系数在1%的水平上均显著为正,表明新农合对劳动供给具有强烈的正向作用。表3稳健性回归结果与表2回归结果相一致,验证了理论模型的命题1。

表3 稳健性检验

3.3 模型结果分析

参合比例(NCMS)和劳动供给时间(Labsuptime)两者之间存在显著正相关,即参加新农合能显著增加农民劳动供给时间。由表1可知中国不同地区农村家庭参合比例差距较大,根据表2列(1)、列(2)和列(3)的回归结果可知,在控制了其他变量和工具变量的情况下,参合比例的回归系数由44.15上升到102.43,且均显著为正,也进一步验证了理论命题1。这表明农民参加新农合之后,会增大自身的劳动倾向,增加日常农业劳动时间。新农合对农业劳动者起到一定的保障作用,农业劳动者因生活上的压力会选择增加劳动供给时间[22],2018年中共中央和国务院印发《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》也指出要提高农民的风险保障水平,而农民参加新农合也是顺应乡村振兴战略发展规划的要求。

4 新农合的增收作用及机制检验

4.1 模型结果描述

表4是新农合对农民收入的影响以及中介作用检验的结果。其中,列(1)、列(2)是普通最小二乘(OLS)回归结果,列(3)是在列(2)的基础上使用工具变量估计后第二阶段估计(2SLS)结果,参合比例(NCMS)的回归系数都是正的,且通过了10%的显著性检验,列(4)在列(3)的基础上引入劳动供给这个中介变量之后,参合比例的回归系数和显著性都大幅下降,而劳动供给变量显著且系数为正,结果符合预期。列(5)、列(6)是只考虑2018年的新农合对农民收入的影响以及中介作用检验。

表4 新农合对农民收入的影响以及中介作用检验的结果

4.2 稳健性检验

为进一步验证新农合对农民收入影响作用以及劳动供给的中介作用机制,表5采用混合回归(OLS)、随机效应(ML)、固定效应(FE)分别对新农合影响农民收入和劳动供给作为中介变量进行比较研究,从列(1)、列(3)、列(5)的结果可知,参合比例的回归系数在1%的水平上均显著为正,表明参合比例对农民收入具有正向作用,列(2)、列(4)、列(6)结果表明,引入劳动供给时间后,参合比例回归系数显著降低,显著性也有所降低。表5稳健性回归结果与表4回归结果相一致,验证了理论模型的命题2。

表5 稳健性检验

4.3 模型结果分析

参合比例(NCMS)和农民收入(Perinc)两者之间存在显著正相关,即农民参加新农合会显著增加农民收入。根据表4列(1)与列(3)的回归结果,在控制了其他变量的情况下,参合比例的回归系数由0.21上升到0.368,且均显著为正,农民参加新农合能够减少因疾病造成的医疗费用,对农民的收入起到很好地保障作用。新农合可以节约农户医疗支出,防止农户因病致贫,从而保障农户劳动成果,保护农民的收入损失[11]。表4列(4)在列(3)的基础上加入了中介变量——农户劳动供给,此时参合比例显著性下降,回归系数也由0.378下降为0.147,表明新农合是通过提高农户劳动供给时间而增加农户收入,达到农民增收作用,劳动供给是新农合发挥增收作用的主要机制,也进一步验证了理论命题2。2018年中共中央和国务院印发《乡村振兴战略规划(2018—2022年)》也指出农村要进一步实现农民富裕,提高农民生活水平。

根据表1变量描述性统计可知,由于受到乡村振兴战略的影响,2018年参保新农合的家庭有3 117组,而2016年和2018年同时参加新农合的只有1 660组家庭,且2018年家庭成员参加新农合的比例也高于2016年。根据表4第(3)列和第(5)列的回归结果可知,同时参加2016年和2018年新农合的家庭的参合比例的回归系数要远高于2018年参加新农合的家庭,表明在乡村振兴战略的实施给这些农村家庭的收入带来了重要影响。

5 结论和政策建议

本文在家庭效用函数的基础上,通过理论推导出新农合对劳动供给的影响以及通过影响劳动供给进而影响到家庭收入,并在理论推导的基础上构建实证模型,研究了新农合是否影响农户的劳动供给,以及检验了劳动供给是否是新农合发挥增收作用的主要机制,研究结果验证了本文所提出的理论命题。

为此建议政府增加对农村地区公共服务的投入,提高新农合补贴水平,加强对新农合的宣传力度,促使更多农民投保新农合,增大农民的劳动供给,保障农民生产生活,促进乡村振兴战略的实施;在推广新农合时,应开展农业保险补贴、社会保险补贴等其他措施,促进农民参与高风险高回报的经济活动,改善收入结构,增加经济收入;可以鼓励农户自主创业,并给予一部分的创业补贴,为农户增收开辟新的增收渠道,缩小农村地区收入差距,让新农合的健康效应和经济效应得以充分发挥。