張新 周紹杰 姚金偉

摘要：新型農(nóng)村合作醫(yī)療是目前中國覆蓋最廣的農(nóng)村社會(huì)保障制度，它能否提高農(nóng)民收入、擴(kuò)大勞動(dòng)力供給，其機(jī)制又是怎樣？認(rèn)識(shí)這些問題，對(duì)再造中國的人口紅利具有重要意義。本研究發(fā)現(xiàn)，參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療能提高參加人群平均勞動(dòng)收入約56%，且這種效應(yīng)在流動(dòng)人口中更加顯著，達(dá)到12%。同時(shí)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療能降低參加者勞動(dòng)時(shí)間約10%、提高工資率20%。這說明新型農(nóng)村合作醫(yī)療確實(shí)有利于提升勞動(dòng)生產(chǎn)率，并通過釋放農(nóng)村勞動(dòng)力改善了配置效率，進(jìn)一步促進(jìn)收入的提高。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村合作醫(yī)療；人口紅利；勞動(dòng)力市場干預(yù)；傾向值匹配（PSM）

中圖分類號(hào)：F3064文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000176X（2017）08007410

作為構(gòu)建中國農(nóng)村社會(huì)保障體系的重要組成部分，2003年開始施行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療（以下簡稱新農(nóng)合）制度，自試點(diǎn)推開以來一直受到學(xué)術(shù)界和實(shí)際部門的高度關(guān)注。到2013年全國參加新農(nóng)合為802億人，參合率達(dá)到99%，實(shí)際人均籌資370元，全國累計(jì)受益194億人次[1]。作為一項(xiàng)重大的社會(huì)保險(xiǎn)項(xiàng)目，它究竟能對(duì)參保人群產(chǎn)生哪些經(jīng)濟(jì)方面的影響，這些影響又在多大程度上會(huì)改變農(nóng)村居民的微觀行為和最終收益，始終是理論研究中持續(xù)關(guān)注的重點(diǎn)。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，程令國和張曄[2]等的成果大多集中于新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出的影響，周曉艷等[3]與白重恩等[4]主要考察新農(nóng)合對(duì)儲(chǔ)蓄消費(fèi)的影響，秦雪征和鄭直[5]與寧滿秀和劉進(jìn)[6]等主要關(guān)注新農(nóng)合與就醫(yī)地點(diǎn)等方面的研究。然而，需要注意的是，新農(nóng)合面對(duì)的不僅僅是被動(dòng)參保的農(nóng)村居民，更是主動(dòng)參與勞動(dòng)力市場的決策者。由于醫(yī)療保險(xiǎn)是為人們?cè)谡麄€(gè)工作期間內(nèi)提供的一項(xiàng)收入保障，因而Gruber認(rèn)為，相對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)來說，“這種保障制度對(duì)處于壯年期（Prime Aage）的勞動(dòng)力供給具有更關(guān)鍵的意義”[7]。隨著中國人口結(jié)構(gòu)老齡化矛盾的日益突出，新農(nóng)合實(shí)施的效果如何不僅直接關(guān)系到農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的變化，更意味著能否對(duì)農(nóng)村居民人力資本的提高，以及整個(gè)勞動(dòng)力市場產(chǎn)生積極的干預(yù)作用。

以往研究雖然沒有直接論及新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場的作用，但通過對(duì)保障農(nóng)戶收入、擴(kuò)大消費(fèi)支出和改變就醫(yī)、就業(yè)地點(diǎn)等方面的詳細(xì)考察，昭示出新農(nóng)合背后存在著潛在的勞動(dòng)力干預(yù)效應(yīng)，為我們進(jìn)一步探討新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場的影響提供了重要啟示。然而總體來看，直到目前鮮有文獻(xiàn)從勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角較為全面地考察新農(nóng)合實(shí)施給農(nóng)村勞動(dòng)力市場帶來的經(jīng)濟(jì)影響。

勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論指出，醫(yī)療保險(xiǎn)的覆蓋程度對(duì)勞動(dòng)者在勞動(dòng)力市場上的表現(xiàn)（工資水平、勞動(dòng)時(shí)間和就業(yè)狀況等）有著明確無疑的重要影響。但由于這項(xiàng)研究本身存在著各類內(nèi)生性挑戰(zhàn)以及數(shù)據(jù)可得等方面的限制，現(xiàn)有文獻(xiàn)并沒有對(duì)新農(nóng)合所隱含的這種勞動(dòng)力貢獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)性檢驗(yàn)。更為重要的是，作為國際學(xué)術(shù)領(lǐng)域的主流課題，醫(yī)療保險(xiǎn)與勞動(dòng)力市場的研究如果無法擴(kuò)展到新農(nóng)合的案例，無疑會(huì)大大削弱中國醫(yī)療保險(xiǎn)政策研究的國際可比性?？梢?，對(duì)這一課題的定量研究將對(duì)我們重新認(rèn)識(shí)和定位新農(nóng)合的作用與職能產(chǎn)生深刻影響。

基于新農(nóng)合的政策特點(diǎn)，考慮到提高參加與非參加人群的可比性，同時(shí)為剔除其他經(jīng)濟(jì)政策的影響以及校正研究對(duì)象的選擇偏差，本文結(jié)合近年來廣泛應(yīng)用于政策效應(yīng)評(píng)估的擬自然實(shí)驗(yàn)法——傾向值匹配（Propensity Score Matching，PSM），利用2005年1%的全國人口調(diào)查數(shù)據(jù)，在控制個(gè)體健康狀況和參加傾向等條件下，測算了新農(nóng)合對(duì)參保人群的勞動(dòng)收入效應(yīng)。特別的，與多數(shù)實(shí)證研究不同，我們還進(jìn)一步比較了新農(nóng)合對(duì)流動(dòng)人口/非流動(dòng)人口勞動(dòng)時(shí)間和小時(shí)工資率影響上的差異，以檢驗(yàn)新農(nóng)合產(chǎn)生收入效應(yīng)的內(nèi)在渠道和理論機(jī)制。

筆者的研究顯示，新農(nóng)合使得農(nóng)村勞動(dòng)力人口（16—60歲）的勞動(dòng)收入增加約56個(gè)百分點(diǎn)，而且這一正向效應(yīng)在流動(dòng)性人口（非本地戶口人群）中更為顯著，達(dá)到12%，大約為92元。同時(shí)，參保居民收入增加的幅度超過了政府的補(bǔ)貼金額（2003年總保費(fèi)為30元，各級(jí)財(cái)政補(bǔ)貼一般為50元），該項(xiàng)政府支出的拉動(dòng)系數(shù)達(dá)到184，這說明新農(nóng)合能夠有力撬動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)收入的提高，并可能超過新農(nóng)保等其他政策的收入效應(yīng)。

賈洪波[8]的研究通過兩期疊代的一般均衡模型測算，認(rèn)為實(shí)施新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度后，農(nóng)民的終生消費(fèi)-收入水平比增加到10413，增加幅度為413%。

最后，從新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民的勞動(dòng)收入影響機(jī)制來看，流動(dòng)人口的勞動(dòng)生產(chǎn)率（每小時(shí)工資）會(huì)由于參保而顯著增加，但這種效應(yīng)在本地參保人群中并沒有發(fā)現(xiàn)明顯的證據(jù)。這說明，新農(nóng)合在影響參保居民收入的過程中，勞動(dòng)力流動(dòng)是另一項(xiàng)不可忽視的重要途徑，這意味著勞動(dòng)力市場的配置效率會(huì)隨著新農(nóng)合的實(shí)施發(fā)生顯著變化。

綜上，本文測算了新農(nóng)合對(duì)參加人群帶來的平均收入效應(yīng)，并對(duì)這一結(jié)果的影響機(jī)制做出了謹(jǐn)慎的論證和檢驗(yàn)。筆者發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合不僅對(duì)增加農(nóng)村居民的勞動(dòng)收入具有重要作用，而且能帶來勞動(dòng)生產(chǎn)率和配置效率的提高。這些發(fā)現(xiàn)補(bǔ)充了已有文獻(xiàn)對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的認(rèn)識(shí)。同時(shí)，這些結(jié)論也意味著，新農(nóng)合在干預(yù)農(nóng)村勞動(dòng)力市場方面的作用可能比其他社保政策更加重要，會(huì)成為中國人口紅利再創(chuàng)造的關(guān)鍵制度支撐。

一、制度背景與理論假設(shè)

2002年11月9日，為降低原農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)施后農(nóng)村居民參保率低、因病返貧和因病致貧等問題的發(fā)生，中共中央、國務(wù)院提出“建立和完善農(nóng)村合作醫(yī)療制度和醫(yī)療救助制度”，這標(biāo)志著中國新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策的啟動(dòng)。自2003年7月起，新農(nóng)合開始在我國252個(gè)縣（市、區(qū)）進(jìn)行試點(diǎn)，覆蓋農(nóng)業(yè)人口107億。付曉光等[8]和Liu[9]研究認(rèn)為，新農(nóng)合是為了解決大部分農(nóng)村居民醫(yī)療費(fèi)用過高、就診困難而建立的一項(xiàng)公共醫(yī)療保障制度。

根據(jù)衛(wèi)生部公布的數(shù)據(jù)，到我們獲得全國抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的2005年為止，開展新農(nóng)合試點(diǎn)的縣（市、區(qū)）已經(jīng)達(dá)到678個(gè)，包括全國617個(gè)村覆蓋7566%的農(nóng)村居民，參加人數(shù)達(dá)到179億人，補(bǔ)償受益122億人[12]。

（一）新農(nóng)合試點(diǎn)政策的重點(diǎn)內(nèi)容

2003年8月25日，財(cái)政部和衛(wèi)生部規(guī)定了試點(diǎn)辦法與財(cái)政補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)。按要求，農(nóng)民個(gè)人每年每人繳費(fèi)不低于10元。中央財(cái)政對(duì)中西部除市區(qū)以外每年每人補(bǔ)助10元，中西部地區(qū)各級(jí)財(cái)政補(bǔ)助不低于每年每人10元，東部地區(qū)各級(jí)地方財(cái)政補(bǔ)助爭取達(dá)到20元。

2003年12月15日，衛(wèi)生部和民政部等十一個(gè)部委聯(lián)合出臺(tái)《關(guān)于進(jìn)一步做好新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點(diǎn)工作的指導(dǎo)意見》，該意見規(guī)定新農(nóng)合2003年下半年開始啟動(dòng)，2004年不再擴(kuò)大試點(diǎn)數(shù)量，并要求重點(diǎn)做好吉林、浙江、湖北和云南四省試點(diǎn)。選擇試點(diǎn)縣（市）的條件包括：一是當(dāng)?shù)刂饕?fù)責(zé)人高度重視。二是財(cái)政狀況較好。三是衛(wèi)生部門管理能力和醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)服務(wù)能力較強(qiáng)。四是農(nóng)村基層組織比較健全。

可見，新農(nóng)合的運(yùn)行，實(shí)際上是由中央政府頒布指導(dǎo)方針，省和縣級(jí)政府自行設(shè)計(jì)實(shí)施細(xì)節(jié)，包括具體的試點(diǎn)方案和保險(xiǎn)條款。這就使該項(xiàng)目從實(shí)施伊始就具有較強(qiáng)的自選擇性，既受到地方財(cái)力的制約，又受到試點(diǎn)地區(qū)選擇的影響。

一、理論假設(shè)與文獻(xiàn)評(píng)述

醫(yī)療保險(xiǎn)究竟會(huì)對(duì)勞動(dòng)市場產(chǎn)生怎樣的干預(yù)結(jié)果？勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論為我們提供了兩條重要的研究路徑：

首先，健康投資增加的直接效應(yīng)，這有助于人力資本的積累和勞動(dòng)效率的提升，從而提高勞動(dòng)者的收入。這是因?yàn)?，醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)減少參加者在醫(yī)療費(fèi)用中直接支付的比重，降低預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平。這不僅能改善參加者的健康狀況，也可以使勞動(dòng)者把原先應(yīng)對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的資源投資于人力或物質(zhì)資本，從而促進(jìn)個(gè)人收入的增長。大量實(shí)證文獻(xiàn)對(duì)這種勞動(dòng)收入的直接影響渠道進(jìn)行了驗(yàn)證。如 Lei和Lin[8]與 Yi等[9]的研究都發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合能夠提高參保者醫(yī)療服務(wù)利用率大約5%。同時(shí)，程令國和張曄[2]等發(fā)現(xiàn)，雖然參加者的總體醫(yī)療費(fèi)用并不會(huì)顯著減少，

甚至參保后總的醫(yī)療開支還可能會(huì)增長，其中一個(gè)很重要的原因是因?yàn)獒t(yī)療需求的彈性較大，因此，特別是對(duì)于參保人群以老年和低收入為主的農(nóng)村居民來說，醫(yī)療保險(xiǎn)就很可能帶來醫(yī)療需求和總支出水平的提高。但新農(nóng)合在降低農(nóng)民直接支付比重上的影響卻極其明顯。與此同時(shí)，白重恩等[4]的研究也發(fā)現(xiàn)了類似證據(jù)，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民消費(fèi)具有一定的示范性，并且這種影響在長期表現(xiàn)得更明顯。此外，欒大鵬和歐陽日輝[10]利用27省1999—2006年的數(shù)據(jù)就新農(nóng)合實(shí)施對(duì)中國農(nóng)民生活消費(fèi)所帶來的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，研究結(jié)果表明，新農(nóng)合增加了農(nóng)民醫(yī)療保險(xiǎn)方面的支出，也顯著提高了農(nóng)民在其他生活消費(fèi)方面的支出水平。這些發(fā)現(xiàn)支持了醫(yī)療保險(xiǎn)有利于促進(jìn)人力資本增長的前提假定，為我們進(jìn)一步探討新農(nóng)合可能產(chǎn)生的勞動(dòng)力市場效應(yīng)奠定了經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)。

其次，來自于Summers[11]與Gruber[12]等建立的“補(bǔ)償性工資差異（Pure Compensation Differentials）”理論認(rèn)為，在這個(gè)勞動(dòng)力市場的均衡模型中，勞動(dòng)供給與勞動(dòng)需求均衡不僅取決于工資水平，還取決于企業(yè)提供醫(yī)療保險(xiǎn)所帶來的“補(bǔ)償工資差額”（Compensating Wage Differential）。因此，勞動(dòng)需求取決于企業(yè)j按照平均水平Cij=Ci為勞動(dòng)者i提供的工資W和無差異的醫(yī)療保險(xiǎn)；勞動(dòng)供給決策會(huì)更多地考慮勞動(dòng)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的偏好ΔWij，以及醫(yī)療保險(xiǎn)與貨幣工資的效用差Vij，即值函數(shù)Vij=U（Wij-ΔWij，1）-U（Wij，0）的大小。

1表示提供醫(yī)療保險(xiǎn)的企業(yè)，0表示不提供醫(yī)療保險(xiǎn)的企業(yè)。進(jìn)一步地，這種偏好是由勞動(dòng)者對(duì)醫(yī)療保險(xiǎn)的邊際估價(jià)（Valuation of the Marginal Dollar）α決定的。其中，若醫(yī)療服務(wù)的成本越高，α越大，但醫(yī)療保險(xiǎn)的管理成本越高，α越趨近于零。對(duì)這一模型的具體闡釋詳見Gruber[7]。所以，醫(yī)療保險(xiǎn)帶來的效用溢價(jià)（經(jīng)濟(jì)租）就成為影響勞動(dòng)者工作流動(dòng)和供給決策的重要因素。

基于以上框架推進(jìn)的實(shí)證文獻(xiàn)，大多是從勞動(dòng)力流動(dòng)以及市場配置效率的角度來考察醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)收入的間接效應(yīng)。這類研究貢獻(xiàn)主要有兩類：第一，具有代表性的研究成果，如Currie和Madrian[13]、 Madrian[14]與Garthwaite等[15]在不同的方法與數(shù)據(jù)中都一致地發(fā)現(xiàn)，企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力具有重要的工作鎖定效應(yīng)，

Cutler[16]指出，美國醫(yī)療保險(xiǎn)市場中鎖定效應(yīng)的產(chǎn)生，是由于私人比企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的價(jià)格高出近40%，同時(shí)美國沒有覆蓋全民的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)，居民的醫(yī)療保險(xiǎn)（包括雇員與家屬保險(xiǎn)）都與工作地（Workplace）緊密相聯(lián)，因此，企業(yè)支付的醫(yī)療保險(xiǎn)福利就會(huì)造成勞動(dòng)力不愿意流動(dòng)，從而可能失去獲取更高收入的機(jī)會(huì)。而研究中國醫(yī)療保險(xiǎn)工作鎖定效應(yīng)的語境則完全不同，是指由于戶口或保險(xiǎn)報(bào)銷層級(jí)等限制所造成的勞動(dòng)力無法流動(dòng)的情況。正是這種工作鎖定效應(yīng)壓制了勞動(dòng)力的流動(dòng)性，阻礙了勞動(dòng)力在部門間的轉(zhuǎn)移，降低了勞動(dòng)市場的匹配度，這成為經(jīng)濟(jì)效率低和收入無法提高等一系列問題的最重要原因。第二，以Gruber[12]、Dey和Flinn [17]與 Cutler和Madrian[18]為代表的研究還發(fā)現(xiàn)，由于企業(yè)提供的強(qiáng)制保險(xiǎn)福利（Mandate Health Insurance）與支付的工資之間存在著轉(zhuǎn)嫁關(guān)系，醫(yī)療保險(xiǎn)的增加反而會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)時(shí)間的減少。

但這或者意味著非正式勞動(dòng)（Part-Time Workers）的增加。具體來說，如果人們對(duì)保費(fèi)上升持中性，沒有額外的價(jià)值偏好，那么保費(fèi)上升會(huì)帶來工資水平的等比例下降，員工的實(shí)際收入不變從而不影響勞動(dòng)供給；但如果人們是有保險(xiǎn)偏好的，則保費(fèi)上升會(huì)帶來實(shí)際工資的增加，從而提高勞動(dòng)供給。

這些研究成果不僅為我們理解醫(yī)療保險(xiǎn)干預(yù)勞動(dòng)力市場的作用機(jī)制提供了明確的分析思路，更具實(shí)際意義的是，這類文獻(xiàn)以收入的變化為標(biāo)準(zhǔn)，為我們?cè)u(píng)估醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)勞動(dòng)力市場配置效率的作用提供了一個(gè)較為客觀的度量依據(jù)。

綜上，本文對(duì)新農(nóng)合干預(yù)勞動(dòng)力市場的結(jié)果與機(jī)制提出如下理論假設(shè)：

H1：從新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場的干預(yù)結(jié)果來看，作為一項(xiàng)醫(yī)療補(bǔ)助政策，新農(nóng)合有助于改善參保者的健康狀況、鼓勵(lì)勞動(dòng)參與，從而提高勞動(dòng)者的收入水平。

H2：新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)收入的作用機(jī)制表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是對(duì)人力資本積累的影響。新農(nóng)合可以降低參保者的不確定性、減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而能夠擴(kuò)大消費(fèi)支出、強(qiáng)化人力資本投資，增加勞動(dòng)回報(bào)。二是與企業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的工作鎖定效應(yīng)不同，由于放松了農(nóng)村居民在就診地域和支付能力上的限制，新農(nóng)合存在著相反的勞動(dòng)釋放效應(yīng)，這有助于促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)、提升市場配置效率，進(jìn)一步增加勞動(dòng)收入。

在本研究之前，已有少量文獻(xiàn)對(duì)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的勞動(dòng)力市場效應(yīng)進(jìn)行了估計(jì)。如Gruber和Hanratty[19]對(duì)加拿大醫(yī)療保險(xiǎn)（National Health Insurance）的研究，通過DID方法比較實(shí)施和未實(shí)施保險(xiǎn)的省份發(fā)現(xiàn)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)具有提高工資水平但減少工作時(shí)間的作用。對(duì)這一結(jié)果通常的解釋是，即便有可能對(duì)就業(yè)造成一定沖擊，但社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)所帶來的重要收益（主要是減弱工作鎖定效應(yīng)）會(huì)超過失業(yè)的成本。

受數(shù)據(jù)限制，國內(nèi)學(xué)者在這方面的研究成果較少，主要有齊良書[20]使用2003—2006年全國省級(jí)面板數(shù)據(jù)，對(duì)新農(nóng)合減貧、增收和再分配效果的評(píng)估。該研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合能顯著促進(jìn)低收入和中等收入農(nóng)民增收，但需要有利的外部經(jīng)濟(jì)支持。同時(shí)，新農(nóng)合對(duì)省區(qū)范圍內(nèi)的農(nóng)民收入分配狀況沒有顯著影響。李立清和危薇[21]基于CHNS2000年、2004年、2006年和2009年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法測度了新農(nóng)合的減貧增收效應(yīng)。結(jié)果表明，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的正面效應(yīng)，能夠平均提高參加農(nóng)戶家庭人均收入的894個(gè)百分點(diǎn)。

以上研究都采用雙重差分和IV等方法，較好地處理了在醫(yī)療保險(xiǎn)實(shí)證研究中最關(guān)鍵的選擇偏差和無法觀測因素的影響。然而，由于此類研究大多是對(duì)平均收入的測算，雖然也發(fā)現(xiàn)了新農(nóng)合提高農(nóng)戶收入的顯著證據(jù)，但正如Gruber[7]等的研究中所指出的，由于參保人群的年齡結(jié)構(gòu)中老年人通常占比較高，以全體參保者的平均收入作為實(shí)際收入的代理變量（Proxy）會(huì)低估醫(yī)療保險(xiǎn)緩解鎖定效應(yīng)和促進(jìn)收入增長的貢獻(xiàn)。此外，這兩篇文獻(xiàn)雖然都控制了主要個(gè)體特征（如性別、健康程度、年齡和受教育程度等），但Rosen[22]、 Sheiner[23]與Ballard和Goddeeris[24]等的實(shí)證結(jié)果表明，如果不同部門之間存在著資本對(duì)勞動(dòng)替代的差異，醫(yī)療保險(xiǎn)都有可能對(duì)特定企業(yè)或部門產(chǎn)生不同的影響。因此，在檢驗(yàn)收入影響的計(jì)量設(shè)計(jì)中還必須控制住不同部門和不同行業(yè)的差異。

總體來說，在目前的文獻(xiàn)中，尚沒有對(duì)新農(nóng)合的勞動(dòng)力市場效應(yīng)及其作用機(jī)制進(jìn)行系統(tǒng)的分析和檢驗(yàn)，已有的研究方法也有待進(jìn)一步完善。本文利用2005年1%全國人口調(diào)查的大樣本數(shù)據(jù)，采用傾向值匹配（PSM）法，對(duì)新農(nóng)合產(chǎn)生的收入效應(yīng)以及這項(xiàng)制度的勞動(dòng)力市場干預(yù)機(jī)制均進(jìn)行了測度和檢驗(yàn)。可以說，本文是對(duì)該課題研究的首次嘗試，力圖對(duì)完善新農(nóng)合制度、促進(jìn)勞動(dòng)力市場流動(dòng)和創(chuàng)造新的人口紅利提供理論和經(jīng)驗(yàn)支持。

二、計(jì)量策略

為識(shí)別新農(nóng)合對(duì)參保人群收入的因果效應(yīng)，我們考慮的問題是：對(duì)參保的勞動(dòng)者來說，在其他因素保持不變的情況下，如果沒有參加保險(xiǎn)，那么其收入結(jié)果應(yīng)該會(huì)怎樣？如果能夠同時(shí)觀察到這一個(gè)體在參加與不參加兩種狀態(tài)下的收入狀況，兩者之差就是新農(nóng)合所帶來的純收入效應(yīng)。但由于我們?cè)诂F(xiàn)實(shí)中只能觀測到其中的一個(gè)結(jié)果，這就需要構(gòu)建該主體的反事實(shí)結(jié)果（Counterfactual Outcome）。需要注意的是，由于農(nóng)村居民的參保行為通常都是非隨機(jī)（自愿參加）的，既會(huì)受到個(gè)體健康狀況、地區(qū)財(cái)力及經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的影響，

正如前文背景介紹中提到的，該項(xiàng)目的試點(diǎn)與推行過程并非隨機(jī)而是選擇性的。試點(diǎn)地區(qū)的選擇受自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展和醫(yī)療組織程度的影響，而由于新農(nóng)合補(bǔ)貼政策在很大程度上依賴于地方政府的財(cái)政支付能力，因此，即使是新農(nóng)合的重要試點(diǎn)地區(qū)，也是采取了分縣（市、區(qū)）的逐步推開策略。同時(shí)，這些因素又反過來決定了個(gè)人的勞動(dòng)能力與收入水平。因此，簡單比較參保與非參保人群的收入必然會(huì)產(chǎn)生選擇偏差（Selection Bias）。

目前在政策效應(yīng)評(píng)估中廣泛應(yīng)用的PSM法能夠有效地克服這一計(jì)量問題。這一方法最早由Rubin[25]提出，是一種用擬自然實(shí)驗(yàn)的方法來解決選擇偏差的有效手段。其基本思路是，通過控制合理數(shù)量的個(gè)體特征向量Xi，估算出每一個(gè)體加入項(xiàng)目（接受處理）的傾向得分p（Xi）≡E（Di|Xi）（D為取值0或1的政策啞變量），

該得分在Probit模型的計(jì)算形式下為Probit（NCMSi=1|xi）=α+βXi+εi。并以傾向得分相等或最近的參加/未參加個(gè)體作為相互匹配的處理組/對(duì)照組，在匹配樣本滿足條件獨(dú)立（Conditional Independence Assumption， CIA）和共同支撐或重合條件（Common Support or Overlap Condition）的假定下，相互匹配個(gè)體之間處理變量的差異就被視為該政策的平均處理效應(yīng)（Average Treatment Effect on the Treated， ATT）。

以新農(nóng)合為例，如果個(gè)體i為參保者，則處理啞變量NCMSi為1；否則為0。那么處理變量（收入）yi就服從以下形式：

yi=（1-NCMSi）y0i+NCMSi×y1i=y0i+（y1i-y0i）×NCMSi（1）

其中，（y1i-y0i）為處理效應(yīng)，其期望值即總體平均處理效應(yīng)（ATE），表示為：

ATE≡E（y1i-y0i）（2）

而我們所關(guān)心的是參加者的平均處理效應(yīng)，即：

ATT≡E（y1i-y0i|NCMSi=1）（3）

如果簡單比較參加/非參加組的樣本處理結(jié)果，就會(huì)得到：

E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）

=E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=1）ATT

+E（y0i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）Selection Bias（4）

可見，PSM的實(shí)質(zhì)就是通過匹配的方式，從非參加組中選取并構(gòu)造最接近參加者的反事實(shí)結(jié)果E（y0i|NCMSi=0），Rosenbaum和Rubin [26]與Caliendo和Kopeinig[27]的研究都認(rèn)為，這種方法能夠最大程度上消除選擇偏差。

Imbens [28]與 Abadie和Imbens [29]的研究結(jié)果認(rèn)為，PSM法由于放松了對(duì)傳統(tǒng)回歸模型參數(shù)分布的假定，也不依賴于具體模型形式的設(shè)定，因而在最小化估計(jì)結(jié)果偏差上具有明顯的優(yōu)勢(shì)。但同時(shí)正是由于PSM法不考慮模型設(shè)定的具體形式，也就無法考察政策變量對(duì)處理結(jié)果的影響與傳導(dǎo)機(jī)制。

考慮到新農(nóng)合實(shí)施的特點(diǎn)，結(jié)合上文對(duì)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)干預(yù)勞動(dòng)力市場的理論假設(shè)，我們利用PSM法設(shè)計(jì)了兩個(gè)環(huán)節(jié)的計(jì)量過程：

第一個(gè)環(huán)節(jié)估計(jì)新農(nóng)合對(duì)參加者收入y的平均處理效應(yīng)，即：

δyATT=E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）（5）

第二個(gè)環(huán)節(jié)是對(duì)新農(nóng)合雙重作用機(jī)制的檢驗(yàn)。依據(jù)上文提出的假設(shè)框架，我們用人均勞動(dòng)時(shí)間τ與單位小時(shí)工資率ω檢驗(yàn)新農(nóng)合通過勞動(dòng)效率提高對(duì)收入產(chǎn)生的影響；同時(shí)結(jié)合流動(dòng)人口（r1）/非流動(dòng)人口（r0）因素，分樣本考察新農(nóng)合通過勞動(dòng)力流動(dòng)渠道產(chǎn)生的收入效應(yīng)，即：

δτATT=E（τ1i|NCMSi=1）-E（τ0i|NCMSi=0）（6）

δωATT=E（ω1i|NCMSi=1）-E（ω0i|NCMSi=0）（7）

δroATT=E（y1i|NCMSi=1，Resident=0）-E（y0i|NCMSi=0，Resident=0）（8）

δr1ATT=E（y1i|NCMSi=1，Resident=1）-E（y0i|NCMSi=0，Resident=1）（9）

三、數(shù)據(jù)與變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自2005年1%的全國人口調(diào)查數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)是國務(wù)院為摸清2000年以來中國人口數(shù)量、構(gòu)成以及居住等方面變化取得的全國家戶抽樣數(shù)據(jù)，調(diào)查對(duì)象為中國2005年11月1日具有中華人民共和國國籍的抽樣家庭住戶，調(diào)查樣本為占全國各省、自治區(qū)、直轄市人口規(guī)模1%的抽樣家庭，調(diào)查項(xiàng)目包括住戶的家庭成員基本特征、遷徙流動(dòng)、人口素質(zhì)、就業(yè)和社會(huì)保障以及婚姻生育等情況。該數(shù)據(jù)庫為我們考察新農(nóng)合的政策效應(yīng)提供巨大的研究便利：其一，該數(shù)據(jù)庫包含的信息開始于新農(nóng)合制度試點(diǎn)實(shí)施兩年之后，很多重點(diǎn)實(shí)施地區(qū)已經(jīng)取得顯著的效果。其二，由于2005年新農(nóng)合政策還處于試點(diǎn)推廣期，參加與未參加的樣本數(shù)量較為平衡、代表性強(qiáng)，有利于采用多種PSM法測度政策效應(yīng)。其三，由于數(shù)據(jù)庫中刻畫個(gè)體特征的維數(shù)較多，有利于多層次、多渠道地反映醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)各類群體的影響機(jī)制。

為了更好地捕捉新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場的干預(yù)效應(yīng)，我們對(duì)原始樣本進(jìn)行如下處理：其一，我們只考慮農(nóng)村戶籍的勞動(dòng)力人口（16—60歲），同時(shí)只保留獲得勞動(dòng)性收入的樣本。其二，為控制不可觀測因素（如地區(qū)性政策和省內(nèi)經(jīng)濟(jì)差異）對(duì)新農(nóng)合效應(yīng)的干擾，同時(shí)考慮到勞動(dòng)力流動(dòng)是本研究的一個(gè)重要出發(fā)點(diǎn)，我們選取浙江省數(shù)據(jù)作為研究樣本。

選取浙江省數(shù)據(jù)也兼顧了以下因素：（1）該省是新農(nóng)合重點(diǎn)推行的四個(gè)地區(qū)之一，政策實(shí)施早、更有利于效應(yīng)的度量。（2）省內(nèi)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較為均衡。（3）浙江省的數(shù)據(jù)也符合流動(dòng)人口較多的樣本實(shí)證需要。其三，在人口流動(dòng)原因上，我們僅保留因經(jīng)商務(wù)工發(fā)生遷徙的觀測值。經(jīng)上述處理，本文最終使用的數(shù)據(jù)是2005年浙江省10個(gè)地級(jí)市僅具有勞動(dòng)收入的農(nóng)村戶口居民樣本，共有8 319個(gè)觀測值，其中7 030個(gè)樣本屬于對(duì)照組（未參加新農(nóng)合），1 289個(gè)屬于處理組（參加新農(nóng)合）。

（二）變量

根據(jù)上文設(shè)計(jì)的兩環(huán)節(jié)計(jì)量策略，我們主要關(guān)注三項(xiàng)處理變量的變化：勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間與單位小時(shí)工資。勞動(dòng)收入反映新農(nóng)合干預(yù)勞動(dòng)力市場的總體結(jié)果，后兩項(xiàng)是對(duì)這種收入干預(yù)渠道的檢驗(yàn)。

為滿足對(duì)勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間與單位小時(shí)工資三項(xiàng)變量的實(shí)證要求，我們具體選取了樣本個(gè)體的上月收入對(duì)數(shù)作為勞動(dòng)收入的代理變量（Proxy Variable），采用原始樣本的上周工作時(shí)間對(duì)數(shù)作為勞動(dòng)時(shí)間的代理變量，并對(duì)樣本上月收入和上周工作時(shí)間的觀測值進(jìn)行了處理，統(tǒng)一換算為小時(shí)工資的對(duì)數(shù)作為單位小時(shí)工資的代理變量。同時(shí)，我們參考Gruber[12]與Wang等[30]在醫(yī)療保險(xiǎn)的多層次模型（Multi-Level Models）回歸中選取的變量，采用反映個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、政策理解能力等方面的指標(biāo)作為控制變量。各變量的統(tǒng)計(jì)性特征如表1所示。

我們根據(jù)該數(shù)據(jù)庫的指標(biāo)說明，將戶口登記地在本鄉(xiāng)以及本縣（市、區(qū)）的人口標(biāo)記為本地人口，戶口登記地為其他省、市、縣的人口標(biāo)記為外地戶口。由表3可知，僅從戶口所在地分布來看，本地農(nóng)村居民比外地居民收入更多，勞動(dòng)時(shí)間短且小時(shí)工資也略高（且都顯著）。有意思的是，如果同時(shí)按戶口所在地和參加新農(nóng)合兩個(gè)維度來分組（如表4所示），則可以看出，參保使外地與本地居民收入無差異（而在未參加人群中，這種收入差距仍然顯著）。

四、新農(nóng)合的政策處置效應(yīng)

按照第三部分的實(shí)證策略，本部分依次對(duì)參加新農(nóng)合人群的三項(xiàng)處理變量：勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間和單位小時(shí)工資進(jìn)行政策因果效應(yīng)的計(jì)量估計(jì)。按照PSM法的思想，其一，需要同時(shí)計(jì)算參保與未參保個(gè)體加入新農(nóng)合的傾向性得分；其二，對(duì)按傾向值匹配后的樣本進(jìn)行平衡性與共同支撐檢驗(yàn)，以滿足PSM擬自然實(shí)驗(yàn)回歸的理論假定；其三，給出我們所關(guān)心的三項(xiàng)處理變量的因果效應(yīng)估計(jì)，以此衡量與判斷新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場干預(yù)的結(jié)果和影響機(jī)制。

（一）利用匹配思想的OLS回歸結(jié)果

為了給PSM提供可參照的回歸基準(zhǔn)，提高估計(jì)結(jié)果的可靠性，我們首先利用匹配的思想，通過計(jì)算由個(gè)體特征值決定的傾向值，在保證對(duì)照組與處理組樣本具有相同參加意愿的前提下，截取處于共同支撐中的樣本，進(jìn)行多值啞變量的OLS回歸。

第一步，依以下Probit模型得到各主體參加新農(nóng)合的傾向值：

Pscore（Xi）≡Logit（NCMSi）=α+βXi+εi（10）

其中，Xi包括一系列反映參加意愿的個(gè)體和地區(qū)特征協(xié)變量（Covariates），包括收入對(duì)數(shù)、健康狀況、性別、教育程度、從事行業(yè)、職業(yè)和婚姻狀況。

第二步，根據(jù)傾向值截取對(duì)照組與處理組位于共同支撐部分的樣本，并以此將勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間和單位小時(shí)工資的對(duì)數(shù)作為三項(xiàng)被解釋變量，對(duì)參加新農(nóng)合、地級(jí)市、戶口登記地情況、是否獨(dú)生子女、受教育年限、從事行業(yè)、婚否、性別和健康狀況等變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。

果。以上回歸都控制住了以下啞變量：地級(jí)市啞變量包括浙江10個(gè)地級(jí)市，個(gè)體啞變量包括是否獨(dú)生子女、婚否、健康狀況，但均不顯著。

由表5可知，與簡單OLS相比，經(jīng)過匹配的回歸結(jié)果（第（4）—第（6）列）校正了政策效應(yīng)的方向和程度，符合我們的理論預(yù)期和觀察樣本的結(jié)果。

（二）PSM法的回歸結(jié)果

為了保證PSM法得到的估計(jì)結(jié)果是我們感興趣的因果效應(yīng)，必須在回歸前對(duì)處理組和控制組的配對(duì)結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，以滿足平衡性要求和共同支撐假定，這就要求參合與未參合樣本在匹配后，主要特征變量的分布不存在系統(tǒng)性差異。檢驗(yàn)結(jié)果表明，

檢驗(yàn)結(jié)果略，留存?zhèn)渌?。匹配后處理組和控制組的標(biāo)準(zhǔn)化偏差都明顯下降且大部分低于10%，各特征值分布具有較好的一致性。同時(shí)，一半以上的特征變量都不存在系統(tǒng)性差異，這就是說，就我們的研究樣本而言，依據(jù)參保概率匹配后的總體差異度大幅降低，符合PSM的應(yīng)用假定。

Caliendo和Kopeinig[27]的研究認(rèn)為，由于處在傾向值重疊區(qū)域的樣本越多PSM法越有效，為保證回歸估計(jì)擁有足夠多的匹配樣本，共同支撐域檢驗(yàn)必不可少。這可以利用可視化的傾向值密度分布圖（Density Distribution of Propensity Score）進(jìn)行直觀地檢驗(yàn)。我們可以看到，匹配后的參合與非參合樣本具有足夠?qū)挼闹睾蠀^(qū)域，很少有樣本落在共同支撐區(qū)間之外，能確保由此得到的平均處理效應(yīng)（ATT）具有很好的代表性。

在確保匹配后樣本符合PSM應(yīng)用假定的基礎(chǔ)上，我們就新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間和單位小時(shí)工資的平均處理效應(yīng)（ATT）分別進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6所示。與OLS估計(jì)相比較，可以看出全樣本和外地樣本的估計(jì)結(jié)果在方向上一致，但效應(yīng)大大減弱。值得注意的是，本地樣本的估計(jì)方向與基于傾向值的OLS估計(jì)僅在勞動(dòng)時(shí)間的影響上一致，但顯著性不強(qiáng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性，消除一對(duì)一匹配損失樣本的有偏性，我們?cè)谶x擇不同匹配方法和改變參數(shù)設(shè)定的情形下，進(jìn)一步完善檢驗(yàn)結(jié)果。由于Dehejia和Wahba[31]等都提出，各種方法在對(duì)不同結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)的估計(jì)上各有優(yōu)勢(shì)，僅在大樣本時(shí)具有漸進(jìn)一致性，而且在提高匹配精度和損失估計(jì)準(zhǔn)確度之間存在著不同程度的權(quán)衡。因此，我們采用最常見的一對(duì)多樣本匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配以及局部線性匹配方法，對(duì)以上PSM的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（四）回歸結(jié)果的評(píng)論

由上述檢驗(yàn)結(jié)果可知，采用不同PSM法和參數(shù)后的結(jié)果幾乎完全一致，而且匹配估計(jì)的結(jié)果都符合我們的理論預(yù)期，同時(shí)均具備很好的統(tǒng)計(jì)顯著性。

首先，從新農(nóng)合對(duì)干預(yù)勞動(dòng)力市場的直接收入效果來看，雖然在不同方法下得到的影響程度略有差異，但都表現(xiàn)出對(duì)勞動(dòng)收入顯著的正向影響，大約在56%，這一結(jié)果與齊良書[20]按農(nóng)戶個(gè)體收入估計(jì)的4%非常接近，同Gruber和Hanratty[19]對(duì)加拿大國家醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)證發(fā)現(xiàn)（4%）也基本一致。但低于李立清和危薇[21]利用平均收入測算得到結(jié)果（9%），這也驗(yàn)證了采用平均收入作為代理變量可能存在著高估效應(yīng)的問題。

其次，從新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場干預(yù)的影響機(jī)制來說，以上的回歸結(jié)果都與我們的理論假設(shè)極為吻合：社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民具有一定的收入保障作用，從而有助于增加自身的人力或物質(zhì)資本投資，從而提高了勞動(dòng)生產(chǎn)率，這在小時(shí)工資率接近17%的明顯增長上得到了驗(yàn)證；同時(shí)，新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)時(shí)間具有較強(qiáng)的負(fù)向效應(yīng)，會(huì)減少參加者雇傭勞動(dòng)時(shí)間10個(gè)百分點(diǎn)左右，這高于Gruber和Hanratty[19]估計(jì)的3%—6%的結(jié)果。這實(shí)際上反映了隨著社會(huì)醫(yī)療保障水平的提高，企業(yè)勞動(dòng)雇傭總量增加，從而單位勞動(dòng)時(shí)間減少的效應(yīng)。

從新農(nóng)合干預(yù)勞動(dòng)力市場結(jié)果的主要變量來說，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)是企業(yè)雇傭成本的外生變量，是對(duì)工資的補(bǔ)充而非替代，這勢(shì)必產(chǎn)生勞動(dòng)效率提高、勞動(dòng)雇傭上升和人均勞動(dòng)時(shí)間縮短的趨勢(shì)。相比之下，企業(yè)承擔(dān)的醫(yī)療保險(xiǎn)通常與工資之間存在著替代或轉(zhuǎn)嫁關(guān)系，因而會(huì)降低實(shí)際工資，產(chǎn)生勞動(dòng)雇傭數(shù)量減少、人均勞動(dòng)時(shí)間延長或非正式雇傭增加的結(jié)果。從這個(gè)角度看，新農(nóng)合可能還具有擴(kuò)大就業(yè)的作用。

最后，當(dāng)我們進(jìn)一步探討新農(nóng)合對(duì)勞動(dòng)力市場的作用機(jī)理時(shí)，必須結(jié)合勞動(dòng)力市場的配置效率問題。上文的理論分析指出，新農(nóng)合的勞動(dòng)力釋放效應(yīng)很可能是決定勞動(dòng)力收入結(jié)果的另一條重要途徑。因此，我們?cè)趯?shí)證中分樣本戶口進(jìn)行了回歸。結(jié)果顯示，無論是勞動(dòng)收入、勞動(dòng)時(shí)間還是小時(shí)工資，流動(dòng)人口的參加者都比本地人群表現(xiàn)出更為積極和顯著的影響。總體來看，本地參保人群的勞動(dòng)收入會(huì)低于未參保人群約10%（但不顯著），而流動(dòng)人群則正好高出10%；在小時(shí)工資率上的差異更加明顯，本地參合人群降低近10%，流動(dòng)人群提高超過20%。

特別值得注意的，在三組樣本中勞動(dòng)收入增長率的估計(jì)值與后兩項(xiàng)估計(jì)值之和大致相等，即滿足關(guān)系ln（Laborwage）=ln（Working Hour）+ln（Wage Rate）。

由于本文度量的是政策效應(yīng)的彈性，因而對(duì)被解釋的處理結(jié)果變量都采用了對(duì)數(shù)形式，因此，其非線性模型正好滿足勞動(dòng)收入=勞動(dòng)時(shí)間×工資率的關(guān)系，這就驗(yàn)證了我們所提出的理論框架的正確性。這不僅從數(shù)量上驗(yàn)證了我們對(duì)新農(nóng)合影響機(jī)制的假設(shè)，更直觀地體現(xiàn)了新農(nóng)合提高勞動(dòng)市場匹效率、增加社會(huì)福利的變量依賴路徑。

五、研究結(jié)論和趨勢(shì)判斷

作為一項(xiàng)對(duì)勞動(dòng)力具有重要保障作用的制度，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)具有減少居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄、增加消費(fèi)和投資的作用，但這種消費(fèi)和投資增長的背后，其收入機(jī)制來自哪里？這些支出的增長與人力資本的積累又是否符合經(jīng)典勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)理論的假設(shè)，能夠促進(jìn)勞動(dòng)者收入的增加？如果這種醫(yī)療保險(xiǎn)確實(shí)有利于勞動(dòng)力收入的提高，那么它的影響機(jī)制又是什么？本文基于2005年參加新農(nóng)合的勞動(dòng)力數(shù)據(jù)，利用擬自然實(shí)驗(yàn)方法，力圖從中國的實(shí)踐中找到相關(guān)證據(jù)，從定量方面對(duì)以上問題做出可能的回答。

研究發(fā)現(xiàn)，參加新農(nóng)合人群的平均勞動(dòng)收入分別高于未參加人群約56%。而且，新農(nóng)合對(duì)流動(dòng)人口的影響更為顯著，能夠帶來參加者勞動(dòng)收入12%的增長，提升工資率將近20%。賈洪波[32]通過兩期疊代的一般均衡模型測算認(rèn)為，實(shí)施新農(nóng)保后，農(nóng)民的終生消費(fèi)-收入水平比增加到10413，增加幅度為413%。參加居民收入增加的幅度超過了政府的補(bǔ)貼金額，該項(xiàng)政府支出的拉動(dòng)系數(shù)達(dá)到184，這說明新農(nóng)合能夠有力撬動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)收入的提高，并可能超過新農(nóng)保等其他政策的收入效應(yīng)。參保居民收入增加的幅度超過了政府的補(bǔ)貼金額，該項(xiàng)政府支出的拉動(dòng)系數(shù)達(dá)到184，這說明新農(nóng)合能夠有力撬動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)收入的提高，并可能超過新農(nóng)保等其他政策的收入效應(yīng)。

同時(shí)，從影響機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果來看，醫(yī)療保險(xiǎn)干預(yù)勞動(dòng)力市場最主要的途徑來自兩方面：一是提高人們的健康與人力資本水平，這從勞動(dòng)力生產(chǎn)率（小時(shí)工資率）的提升上得到了直接體現(xiàn)；另一項(xiàng)重要的間接收入途徑是增加了勞動(dòng)力的流動(dòng)性，從而改善了勞動(dòng)力市場的匹配度和配置效率，進(jìn)一步強(qiáng)化了新農(nóng)合的收入效應(yīng)。

從已有文獻(xiàn)看，本研究是對(duì)這一課題在該領(lǐng)域的首次嘗試，受理論和方法的限制，還存在諸多不足。從本文得到的結(jié)果來說，需要進(jìn)一步解答的問題是：第一，基于勞動(dòng)效率（小時(shí)工資率）—?jiǎng)趧?dòng)時(shí)間—?jiǎng)趧?dòng)收入的效應(yīng)機(jī)制分析，能否在勞動(dòng)力配置的市場背景下，在一個(gè)更為統(tǒng)一的理論框架內(nèi)得到闡釋。第二，如果在外地樣本上，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的收入效應(yīng)主要?dú)w因于勞動(dòng)力的釋放效應(yīng)，那么對(duì)本地人群而言，其收入和小時(shí)工資率的變化，與總體及外地樣本中呈現(xiàn)的趨勢(shì)相背離的原因又在哪里？這都有待于我們繼續(xù)探索和發(fā)現(xiàn)。

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