吳鸞鶯，姚 洋

(北京大學(xué) 國家發(fā)展研究院，北京 100871)

一、引言

由于受到疾病、天氣災(zāi)害等方面的沖擊，發(fā)展中國家農(nóng)村地區(qū)的家戶經(jīng)常面臨收入波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)。發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域有很多研究家戶的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為，即家戶如何避免消費(fèi)隨著收入的沖擊而波動(dòng)。中國自2003年開始在農(nóng)村地區(qū)開展了一項(xiàng)重要的政策——新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，簡稱為新農(nóng)合。新農(nóng)合作為一種保險(xiǎn)制度，參合的家戶成員有生病住院發(fā)生醫(yī)療支出時(shí)可以得到報(bào)銷，改變家庭在受到疾病沖擊時(shí)的預(yù)算約束，導(dǎo)致可支配資源的重新分配從而改變家戶的消費(fèi)行為。因此，作為正式的醫(yī)療保險(xiǎn)制度，新農(nóng)合可能對(duì)于農(nóng)村居民的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為有所影響。

對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的已有研究包括兩個(gè)方面：一是檢驗(yàn)家戶消費(fèi)何種程度會(huì)隨著收入沖擊波動(dòng)，如Townsend(1994)[1]539-591、Townsend(1995)[2]83、Jalan and Ravallion(1999)[3]61-81的經(jīng)典研究發(fā)現(xiàn)，家戶之間存在不完全風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)；另一方面文獻(xiàn)試圖研究家戶風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的渠道，分為私人渠道和正式制度。私人渠道是指家戶相互分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的民間行為，如Fafchamps and Lund (2003)[4]261-287、Kinnan and Townsend (2012)[5]289-293發(fā)現(xiàn)借貸、轉(zhuǎn)移支付、變賣資產(chǎn)等方式可以實(shí)現(xiàn)消費(fèi)平滑。除私人渠道外，家戶也通過政府的正式制度以實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。已有研究證實(shí)了正式制度的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用：Dercon and Krishnan (2003)[6]86-94檢驗(yàn)了埃塞俄比亞政府食品援助計(jì)劃對(duì)居民風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的影響；甘犁等(2007)[7]2-13研究了中國農(nóng)村的家庭消費(fèi)保險(xiǎn)行為，發(fā)現(xiàn)村領(lǐng)導(dǎo)由選舉產(chǎn)生的村莊內(nèi)居民的消費(fèi)保險(xiǎn)更加完全。

關(guān)于新農(nóng)合的政策效果如何，Wagstaff et al.(2009)[8]1-19、Chen and Jin (2012)[9]1-14的研究從健康、教育和醫(yī)療資源利用等方面分析新農(nóng)合的影響，也有關(guān)注新農(nóng)合對(duì)于消費(fèi)和預(yù)防性儲(chǔ)蓄的直接影響，如馬雙等(2010)[10]249-268、白重恩等(2012)[11]41-53發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合減少了預(yù)防性儲(chǔ)蓄。本文將從風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的角度研究新農(nóng)合對(duì)居民消費(fèi)保險(xiǎn)的影響，以及新農(nóng)合是否對(duì)私人渠道有影響，對(duì)新農(nóng)合的政策效果評(píng)估進(jìn)行了補(bǔ)充，同樣也是對(duì)Attanasio and Rios-Rull(2000)[12]77-85、Albarran and Attanasio(2003)[13]1225-1258等研究正式制度對(duì)于非正式制度是否具有擠出效應(yīng)的文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充。

具體地，本文利用農(nóng)業(yè)部固定觀察點(diǎn)77村的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)以下三個(gè)假設(shè)：假設(shè)一，新農(nóng)合具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用；假設(shè)二，私人借款、轉(zhuǎn)移支付以及變賣資產(chǎn)等渠道可以分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)；假設(shè)三，新農(nóng)合對(duì)于私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道具有擠出效應(yīng)。

二、背景介紹與數(shù)據(jù)描述

(一)新農(nóng)合背景

自80年代農(nóng)村集體經(jīng)濟(jì)制度解體，使得以集體所有制為基礎(chǔ)的農(nóng)村合作醫(yī)療制度瓦解。隨著醫(yī)療價(jià)格不斷上升、農(nóng)民純收入增長相對(duì)緩慢，缺乏基本醫(yī)療保障制度使得農(nóng)村居民或減少醫(yī)療服務(wù)、有病不治，或者因舉債致貧，疾病成為農(nóng)村居民貧困的一個(gè)主要原因。為了幫助農(nóng)村居民應(yīng)對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)、改善醫(yī)療和生活福利，2002年10月中央政府出臺(tái)了《中共中央、國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村衛(wèi)生工作的決定》，明確指出要組織引導(dǎo)農(nóng)民建立以大病統(tǒng)籌為主的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，并從2003年開始試點(diǎn)。新農(nóng)合的開展，意在分散農(nóng)村居民的大病風(fēng)險(xiǎn)，防止因病致貧，緩解農(nóng)村合作醫(yī)療制度瓦解和農(nóng)民自費(fèi)醫(yī)療所造成的諸多社會(huì)問題與矛盾。

自新農(nóng)合開展以來，經(jīng)過了試點(diǎn)和全面推進(jìn)的階段，到2008年已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了對(duì)農(nóng)村地區(qū)的基本覆蓋。截至2008年底，全國已有2 729個(gè)縣(市、區(qū))建立了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，占總數(shù)量的95.32%，參合農(nóng)民8.15億，參合率為91.5%。新農(nóng)合覆蓋全國農(nóng)村地區(qū)，使得我國8億多農(nóng)民擁有了基本的醫(yī)療保險(xiǎn)制度，對(duì)農(nóng)村居民的生產(chǎn)生活具有重要影響。

(二)數(shù)據(jù)描述

本文采用農(nóng)業(yè)部農(nóng)村經(jīng)濟(jì)研究中心(簡稱RCRE)固定觀察點(diǎn)11省77村1995—2008年的面板數(shù)據(jù)，含有甘肅、吉林、湖北、四川、湖南、浙江、陜西、河南、江西、廣東和福建每年近5 000家戶的樣本。關(guān)于新型農(nóng)村合作醫(yī)療的信息，數(shù)據(jù)中的變量為“村莊內(nèi)參與新農(nóng)合的家戶數(shù)量”，將上述變量轉(zhuǎn)化為0、1，變量NCMSjt表示“村莊j是否在t年開展新農(nóng)合”。圖1顯示了2003—2008年開展新農(nóng)合的村莊數(shù)量和累計(jì)開展新農(nóng)合的村莊比例。

圖1 開展新農(nóng)合的村莊數(shù)量和累計(jì)開展比例

本文將檢驗(yàn)5個(gè)關(guān)于家戶消費(fèi)的因變量的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)情況，分別是食品、主食、副食、醫(yī)療服務(wù)和總消費(fèi)。檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)框架中的收入沖擊，一般是指人均收入，因此采用人均凈收入對(duì)數(shù)的一階差分作為自變量。本文要檢驗(yàn)的私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道，主要指家戶借款、轉(zhuǎn)移支付、變賣資產(chǎn)等融資行為。RCRE數(shù)據(jù)中關(guān)于借款按照來源分類，可以分為向銀行或信用社借款以及向私人借款；按照用途分，可分為生活目的借款和生產(chǎn)目的借款。除借款外，家戶的非生產(chǎn)經(jīng)營收入還包括來自親友的轉(zhuǎn)移支付和變賣資產(chǎn)收入等，這兩種收入來源也可能是家戶遇到?jīng)_擊時(shí)平滑消費(fèi)、分散風(fēng)險(xiǎn)的方式。因此，本文考察以上三種融資方式對(duì)于農(nóng)村居民風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的影響以及新農(nóng)合對(duì)私人渠道風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的影響。

三、計(jì)量模型設(shè)定與估計(jì)結(jié)果

基于Dercon and Krishnan(2003)的理論框架，檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的基本設(shè)定如(1)式：

ΔlnCit=β1ΔlnYit+Xitα+δjt+εit

(1)

其中，δjt是村莊—年份的虛擬變量，代表村莊j隨時(shí)間t發(fā)生變化的加總資源受到的特定沖擊，是檢驗(yàn)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)框架的重要設(shè)定。關(guān)于風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的形式，有如下3種情況：β1不顯著異于0且δjt聯(lián)合顯著，屬于完全風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)；β1顯著異于0且δjt不聯(lián)合顯著異于0，村莊層面沒有任何風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)；β1顯著異于0并且δjt也聯(lián)合顯著，屬于不完全風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)。以上分析表明β1越小，村莊內(nèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)越接近完全。分別設(shè)定如下三個(gè)計(jì)量模型以檢驗(yàn)引言提出的3個(gè)假設(shè)并報(bào)告估計(jì)結(jié)果。

(一)新農(nóng)合的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用

ΔlnCit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×NCMSjt+Xitα+δjt+εit

(2)

其中，Cit是家戶i年份t的家庭人均消費(fèi)；Yit是家庭人均可支配收入；NCMSjt是村莊j新農(nóng)合的虛擬變量；Xit是一系列特征變量；δjt是村莊j在年份t的村莊—年份虛擬變量。δjt能夠反映新農(nóng)合對(duì)于家戶i消費(fèi)變化的直接影響，而NCMSjt與收入的交互項(xiàng)反映新農(nóng)合對(duì)于家戶風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為的影響，是本文要考察的關(guān)鍵*此處需要特別指出，因?yàn)樾罗r(nóng)合是否開展的變量NCMSjt是隨村莊j和時(shí)間t發(fā)生改變的0,1變量，同時(shí)村莊—年份虛擬變量δjt也是關(guān)于村莊j和時(shí)間t的0,1變量，所以新農(nóng)合變量NCMSjt與村莊—年份虛擬變量δjt存在共線性(Multicollinearity)。因此NCMSjt的單獨(dú)影響不能被估計(jì)出，在Stata回歸中會(huì)被自動(dòng)drop掉。故在式(2)中不單獨(dú)控制NCMSjt變量，而是考察NCMSjt與家庭人均收入對(duì)數(shù)變化的交互項(xiàng)對(duì)消費(fèi)變化的影響。(3)、(4)式設(shè)定同理。。(2)式中，β1+β2NCMSjt越小，說明家戶消費(fèi)變化越少依賴于自身收入變化，表明家戶能夠在村莊內(nèi)獲得較好的消費(fèi)保險(xiǎn)，風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)越完全。因此，預(yù)計(jì)新農(nóng)合能夠?yàn)榧膊★L(fēng)險(xiǎn)提供有效的保險(xiǎn)，則β2為負(fù)。運(yùn)用數(shù)據(jù)對(duì)(2)式估計(jì)得到表1。

表1 新農(nóng)合的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著?；貧w中控制了村莊—年份虛擬變量，在此省略報(bào)告。標(biāo)準(zhǔn)誤cluster在村莊層面?！啊?是否開展新農(nóng)合”表示收入與新農(nóng)合的交互項(xiàng)。

從表1偶數(shù)欄看出，交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均為負(fù)，其中對(duì)主食、副食和食品的影響在1%的水平上顯著，對(duì)醫(yī)療服務(wù)的影響在10%的水平上顯著，而對(duì)總消費(fèi)影響不顯著。因此，表1結(jié)果表明，新農(nóng)合具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用，假設(shè)一成立。

(二)私人渠道與風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)

ΔlnCit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×Borrowi+β3ΔlnYit×Transferi+β4ΔlnYit×Asseti+Xitα+δjt+εit

(3)

其中，Borrowi,Transferi和Asseti是表示家戶i在樣本年份之中是否發(fā)生過向私人借款、收到轉(zhuǎn)移支付或者變賣資產(chǎn)的行為。如果在樣本年份間發(fā)生過變量取1，代表家戶是否具有私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的渠道。將上述三個(gè)代表私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道的變量分別與收入交互，以檢驗(yàn)家戶的私人風(fēng)險(xiǎn)渠道是否能夠平滑消費(fèi)。如果私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道有效，預(yù)計(jì)其與收入變化的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，即(3)式中β2,β3或β4應(yīng)該為負(fù)。估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 私人渠道與風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著?；貧w中控制了村莊—年份虛擬變量、家庭人口數(shù)量、人口撫養(yǎng)比、戶主教育程度和常數(shù)項(xiàng)，在此省略報(bào)告。標(biāo)準(zhǔn)誤cluster在村莊層面。

表2中關(guān)注交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)。估計(jì)結(jié)果表明，β2在第1欄主食回歸中在1%水平上顯著，在第2至5欄中在5%的水平上顯著且均為負(fù)，說明處于私人借貸網(wǎng)絡(luò)中對(duì)于家戶消費(fèi)具有顯著的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用。然而，β3雖為負(fù)但均不顯著，說明來轉(zhuǎn)移支付對(duì)于家庭消費(fèi)沒有明顯的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)作用。而β4在第一欄中顯著為負(fù)，在其他欄不顯著，說明變賣資產(chǎn)僅能提供對(duì)于主食消費(fèi)的保險(xiǎn)，對(duì)于其他消費(fèi)沒有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用。以上分析表明假設(shè)二成立：民間借貸等私人渠道具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用。

(三)新農(nóng)合與私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道

ΔlnOutcomeit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×NCMSjt+Xitα+δjt+εit

(4)

此處檢驗(yàn)新農(nóng)合對(duì)于私人渠道是否有擠出效應(yīng)。(4)式中的Outcomeit分別表示家戶i在年份t內(nèi)發(fā)生的借款變化、收到的轉(zhuǎn)移支付變化以及通過變賣資產(chǎn)得到的收入變化。如果新農(nóng)合作為正式制度對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)有效，那么新農(nóng)合會(huì)使得家戶減少對(duì)于私人渠道的依賴。因此，預(yù)計(jì)β2與β1符號(hào)相反，說明正式制度對(duì)于私人渠道的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)具有擠出效應(yīng)。表3為(4)式的估計(jì)結(jié)果。

表3 新農(nóng)合與私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%統(tǒng)計(jì)水平上顯著?；貧w中控制了村莊—年份虛擬變量、家庭人口數(shù)量、人口撫養(yǎng)比、戶主教育程度和常數(shù)項(xiàng)，在此省略報(bào)告。標(biāo)準(zhǔn)誤cluster在村莊層面。

表3第5和第7欄對(duì)于借款用途影響的估計(jì)結(jié)果顯示，人均凈收入對(duì)數(shù)的估計(jì)系數(shù)β1為負(fù)，說明家庭遇到收入的負(fù)向沖擊時(shí)，為了生活和生產(chǎn)性目的的借款均有所增加。而本文關(guān)注的交互項(xiàng)系數(shù)β2在第6欄中顯著為正，與β1方向相反，說明新農(nóng)合政策的開展在一定程度上降低農(nóng)村居民遇到收入沖擊時(shí)對(duì)生活性借款的依賴。第8欄中β2并不顯著，說明新農(nóng)合對(duì)于生產(chǎn)性目的的借款沒有影響。因此，上述討論表明新農(nóng)合的開展對(duì)于私人風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)渠道具有擠出影響，假設(shè)三成立。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用Dercon and Krishnan(2003)的理論框架，考察了新型農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)農(nóng)村居民風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為的影響。使用77村1995—2008年的家戶面板數(shù)據(jù)，本文檢驗(yàn)了三個(gè)假設(shè)：第一，新農(nóng)合具有風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用；第二，私人借款、轉(zhuǎn)移支付以及變賣資產(chǎn)等渠道可以分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)；第三，新農(nóng)合對(duì)于私人渠道具有擠出效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：開展新農(nóng)合的村莊中居民的食品和醫(yī)療服務(wù)消費(fèi)能夠得到更好的保險(xiǎn)。相比于收到轉(zhuǎn)移支付或者變賣資產(chǎn)，私人渠道提供的借款對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的作用更明顯。另外，已開展新農(nóng)合的村莊中居民會(huì)減少對(duì)于生活性借款的依賴，表明新農(nóng)合作對(duì)私人風(fēng)險(xiǎn)渠道具有擠出效應(yīng)。本文提出的三個(gè)假設(shè)均成立。以上分析表明，新農(nóng)合促進(jìn)了農(nóng)村居民的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)行為，從而提高了農(nóng)民福利。

參考文獻(xiàn)：

[1]Townsend R M. Risk and insurance in villageIndia[J]. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1994.

[2]Townsend R M. Consumption insurance: An evaluation of risk-bearing systems in low-income economies[J]. Journal of Economic Perspectives, 1995(9).

[3]Jalan J, Ravallion M. Are the poor less well insured? Evidence on vulnerability to income risk in ruralChina[J]. Journal of development economics, 1999, 58(1).

[4]Fafchamps M, Lund S. Risk-sharing networks in ruralPhilippines[J]. Journal of development Economics, 2003, 71(2).

[5]Kinnan C, Townsend R. Kinship and financial networks, formal financial access, and risk reduction[J]. The American Economic Review, 2012, 102(3).

[6]Dercon S, Krishnan P. Risk sharing and public transfers[J]. The Economic Journal, 2003, 113(486).

[7]甘犁, 徐立新, 姚洋. 村莊治理, 融資和消費(fèi)保險(xiǎn): 來自 8 省 49 村的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 中國農(nóng)村觀察, 2007(2).

[8]Wagstaff A, Lindelow M, Jun G, et al. Extending health insurance to the rural population: An impact evaluation of China's new cooperative medical scheme[J]. Journal of health economics, 2009, 28(1).

[9]Chen Y, Jin G Z. Does health insurance coverage lead to better health and educational outcomes? Evidence from ruralChina[J]. Journal of health economics, 2012, 31(1).

[10]馬雙, 臧文斌, 甘犁. 新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民食物消費(fèi)的影響分析[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué) (季刊), 2010, 10(1).

[11]白重恩, 李宏彬, 吳斌珍. 醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi): 來自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2012(2).

[12]Attanasio O, R1os-Rull J V. Consumption smoothing in island economies: Can public insurance reduce welfare?[J]. European Economic Review, 2000, 44(7).

[13]Albarran P, Attanasio O P. Limited commitment and crowding out of private transfers: evidence from a randomised experiment[J]. The Economic Journal, 2003, 113(486).