新农合对农村居民消费的影响研究

新农合对农村居民消费的影响研究

一、新型农村医疗保险制度投资、出口和消费是增加经济增长的“三辆车”。但2008年金融危机后，出口的作用正在减弱，过度的投资带来了泡沫经济。因此，扩大内需是我国经济增长保持长期稳定发展的必然选择。学者们认为我国消费需求低迷，居民消费率呈下降趋势，储蓄率不断升高，是由于20世纪80年代开始，政府实施住房改革、养老保险改革、医疗保险改革以及教育改革等多种原因导致居民的未来不确定性增加所引起的（袁志刚和宋铮，1999；张明，2007；臧文斌等，2012）。其中，医疗保险作为社会保障体系的一部分，具有降低居民的未来不确定性，促进居民消费的作用。因此，我国政府自2003年开始实施了新型农村合作医疗保险制度（简称新农合）。新农合制度由政府引导，农民自愿参与为原则，以个人、集体及政府多方筹资方式，保障农民的大病为主的新型农村医疗保险制度。之后，2016年1月我国政府在《国务院关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》中，明确提出了整合城乡居民医疗保险制度的意见。但是，为了考察社会医疗保险对农村居民消费的影响，本文从新农合的视角，考察新农合在解决农村居民因病返贫、因病致贫的过程中是否发挥了积极作用，是否解除了农民的后顾之忧，减少了农民为预防不确定性风险而进行的预防性储蓄，从而促进了农民的消费水平，等等。二、新农合对农村居民生活的影响国内外学者关于农村医疗保险对居民消费和健康影响的成果为本文研究提供了坚实理论依据。学者们关于新农合对健康影响的研究结果分歧较大。有些学者认为健康对居民消费具有显著的正向影响。综上所述，国内外学者采用微观调查数据，运用定量分析方法较为深入地研究了医疗保险制度的消费效应并形成了宝贵的研究成果，但仍然存在一些不足。多数文献主要从实证分析角度探讨新农合对农村居民消费的直接影响，缺少探讨新农合制度通过改善农村居民健康状况影响其消费的相关研究成果。据此，本文以定量分析方法，利用微观调查数据考察新农合对农村居民的消费水平和消费结构以及作用路径，以期为农村社会医疗保险制度改革提供相应理论依据。三、农村居民点和新技术对社会保障和农村人口的实证分析（一）数据源和变量定义1.样本选取及样本数量本文使用的中国家庭追踪调查（CFPS）数据是北京大学中国社会科学调查中心（ISSS）在2010年和2012年全国范围内实施的一项大规模、多学科的追踪调查数据。CFPS数据通过收集和追踪个体、家庭及社会三个层面的数据，皆在反映中国社会的家庭关系、人口迁移、教育和健康变迁以及居民的经济与非经济福利等现状。2008—2009年ISSS对北京市、上海市和广东省进行了试点调查，并于2010年开始在全国（除西藏自治区、青海省、新疆维吾尔自治区、宁夏回族自治区、内蒙古自治区、海南省、香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾）每两年进行了一次跟踪调查。本文为了考察新农合对农村居民消费的影响，使用中国家庭追踪调查（CFPS)2010年和2012年新农合相关的微观数据，利用家庭样本代码筛选出2010年和2012年两年相互匹配的样本。其中，总样本中，剔除参加公费医疗者，只保留参与新农合的样本和没有参加任何医疗保险的样本；剔除了医疗支出、农林牧副渔支出、日常用品支出、食品支出及收入等变量的数据缺失的样本；筛选16岁以上农村样本，最终得到了2102个样本。其中，2010年1045个农村样本和2012年1057个农村样本。2.样本基本特征及变量自变量中，参保变量为农村居民参与新农合赋予1，反之，赋予0；政府补贴比例为（医疗消费—医疗消费的自付部分）/医疗消费；住院补助比例为（住院医疗消费—住院医疗消费的自付部分）/住院医疗消费。时间组为2010年样本赋予0,2012年样本赋予1；控制组为实验组样本赋予1，控制组样本赋予0。家庭规模为家庭的人口数量；年龄为农村居民的年龄；教育年限为农村居民的受教育程度，大学及以上赋予16，大专赋予15，高中赋予12，初中赋予9，小学赋予6，文盲赋予0；婚姻状况为已婚赋予1，其余赋予0；收入水平为家庭人均收入对数。健康状况为非常健康赋予5，健康赋予4，一般赋予3，不健康赋予2，非常不健康赋予1；身体不适变量为家庭成员在过去两周中有身体不适赋予1，反之，赋予0。住院情况为家庭中有人住院赋予1，没人住院赋予0；慢性病状况为家庭成员过去六个月有医生诊断的慢性病赋予1，反之，赋予0。因变量中，总支出变量为农村居民消费总支出的对数；医疗支出为农村居民自付医疗支出的费用取对数；农林牧副渔支出为农村居民在农林牧副渔支出的费用取对数；食品支出为农村居民食品支出的对数；日常支出为农村居民日常支出的对数。（二）模型建设1.农村居民支出来源i代表CFPS数据库中的农村家庭，t代表2010年和2012年。Y代表农村居民总支出，包括医疗支出、食品支出、农林牧副渔支出、日常支出等家庭各项支出；X包含居民参保情况、收入水平、家庭规模、身体不适情况及住院状况等。ε2.测量模型如下Y3.中介作用的检验本文的中介作用分析模型如下：M模型（3.3）至模型（3.5）中，倘若满足下列条件就证明中介作用的存在：模型（3.3）中，回归系数a具有显著性，说明自变量对中介变量具有显著影响；模型（3.4）中，回归系数c（三）新修订后农村居民点分析1.．收入和教育程度如表3.1所示，参保居民的总支出和食品支出与未参保居民的差距不大，但是，参保居民在医疗支出和农林牧副渔支出比未参保居民更多，未参保居民的日常支出高于参保居民。从收入水平来看，参保和未参保居民的差距并不大，参保居民收入略高于未参保居民。从教育程度来看，参保居民的最高学历者多于未参保居民。如表3.2所示，DID方法的使用一定程度上可以减少分析过程中经济增长对新农合政策实施效果的影响。实验组的农村居民收入和总支出均低于控制组。从婚姻状况和家庭规模来看，实验组和控制组的并没有较大的差别。与未参保居民相比，有更多的参保居民患有身体不适，或健康状况与去年相比变的更差。2.农村居民的消费支出本文运用DID方法研究新农合对农村居民消费的影响。如表3.3所示，实验年份的回归系数为0.448且具有显著性，实验年份对农村居民消费具有显著的正向影响，说明2010年至2012年农村居民的消费水平发生了显著的变化；实验组的回归系数为-0.208且具有显著性，实验组对农村居民消费具有显著的负向影响，2010年至2012年参合农民比非参合农民消费水平更低，这可能是由于逆向选择带来结果。实验年份和实验组的交互项回归系数为0.174且具有显著性，这说明新农合制度具有促进农村居民消费的作用，新农合可以通过减轻农村居民的医疗负担来缓解农村居民“看病贵”的现象，从而促使农村居民增加其他项目的消费支出，提高其自身的生活水平。婚姻状况来看，已婚农民比未婚农民更愿意消费，这可能是由于大多数已婚农民需要支付住所或房贷等支出，还需要为子女支付教育和食品等支出所致。农村居民收入水平的提高会促进农村居民的消费水平，这一结果符合凯恩斯的绝对收入理论，农村居民的收入增加有助于提高其消费水平。收入的增加会提高居民的消费支出。与没有成员住院的家庭相比，有成员住院的家庭其消费水平更高，说明医疗费过高依然是农村家庭的主要负担。如表3.4所示，从补偿比例来看，政府补贴比例和住院补助比例均对农村居民的消费具有显著的正向影响。当农民生病时政府给予的补偿比例越多，农民自付部分就越少，农民可以消费的支出越多。农村居民消费支出的增加额主要是由预防性储蓄降低所带来的部分。如表3.5所示，从消费支出结构来看，农村居民参保对食品支出具有显著的正向影响，说明参保的农村居民由于其未来的预期风险减少，会增加对食品的支出，从而提高生活质量。农村居民参保对农民的农林牧渔支出具有显著的正向影响，说明参保的农村居民会将更多的资本用于农林牧副渔方面的生产性支出。农村居民参保对医疗支出具有显著的正向影响，农村居民参保会使家庭医疗支出减少。这是由于参保农民受到疾病威胁而花费医疗费时，会得到政府的医疗补偿，从而降低家庭自付的医疗费水平。此外，农村居民参保对家庭日常生活开支并没有显著性，但是，呈现出正向作用。新农合的实施降低了家庭自付的医疗费用，提高了家庭非医疗费用。3.．农民参保行为发生的逆向选择行为本文在定量分析新农合对农村居民消费的影响的基础上，进一步探讨新农合对农村居民消费的作用路径。如表3.6所示，从模型（一）来看，农村居民参保对居民健康具有显著的负向影响，说明健康状况差的农民更愿意参加新农合，新农合具有逆向选择现象。从模型（二）来看，农村居民参保对居民消费具有显著的正向影响且回归系数为0.3，而模型（三）中，加入健康中介变量之后，农村居民参保对居民消费的回归系数由原来的0.3减少至0.2，这说明健康在新农合对农村居民消费的影响中起到了中介作用。4.农村消费年龄与教育程度的回归分析在DID模型中，引入影响农村居民消费的主要控制变量，进一步检验新农合对农村居民消费是否具有稳健性。为检验结果是否稳健，本文将年龄和受教育程度作为影响农村居民消费的控制变量，依次引入模型进行回归。如表3.7所示，依次引入教育程度和年龄变量后，回归结果显示，实验年份、实验组以及交互项的回归系数并没有出现大幅度变化。之后，将教育程度和年龄变量全都加入模型中，进行的回归结果显示，实验年份、实验组以及交互项的回归系数同样呈现出较小的变化幅度，与基础回归结果基本保持一致，说明本文的回归结果较为稳定。四、政府的补助比例本文利用中国家庭追踪调查（CFPS)2010年和2012年的数据，运用固定效应模型与双重差分方法（DID），定量分析了新农合对农村居民消费的影响。结果显示：1.农民参保具有促进消费的作用。新农合的实施减轻了家庭的医疗负担，降低了人们的风险预期，促进了家庭的当期消费。医疗类支出减少的部分来自新农合对医疗消费的补偿，总支出的增加部分来自非医疗类消费的增加。2.农民参合增加家庭生产性投入。医疗支出的补偿只是减少了其医疗负担，要想从根本上改变农村居民的生活水平，就要提高其生产能力。家庭中农林牧副渔支出的增加，可以提高其生产能力，实现经济发展的良性循环。3.补偿比例促进农村居民的消费支出。政府补偿比例和住院补偿比例越高，家庭的医疗支出越少，非医疗支出就越多。政府补助比例的提高有利于改善家庭的消费结构，增加家庭的当期消费，减少家庭的预防性储蓄。要想合理地提高农村家庭的消费，政府应适当地提高医疗保险对农村家庭的补助比例。据此，本文根据研究结论提出以下政策建议：第一，完善补偿机制、提高补偿比例。在新农合的报销制度中，不同级别的医疗机构报销比例不同，医疗机构的级别越高起付线越高而报销比例也越低。新农合设立的原则是以“大病统筹为主”，故住院的报销比例高于门诊补偿比例。但在现实中小病的概率更大，而且住院与门诊补偿比例的差距会使农村居民小病大养，住院比率增高，同时导致医疗保险基金的过度花费和医疗资源的紧张。因此，政府应尽快实行门诊统筹，降低起付线，降低同一级别医院住院与门诊的补偿差异。根据疾病的严重程度设置不同级别医院的补偿比例。当农村居民患重大疾病时，就诊医院级别越高报销比例越大；当农村居民只为感冒、发烧等小病时，就诊医院级别越低补偿比例越高，既引导农村居民去基层医疗机构就医，又不影响农村居民疾病治疗的效果。第二，加大宣传力度，开展政策学习。我国新农合的参保率高于98%，但仍有1%的人群没有参加新型农村合作医疗保险，从而享受不到医疗补偿。中共十九大报告中政府明确提出实现医疗保险的全民覆盖。而且在医疗保险的参保过程中存在严