新農(nóng)合與中國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi):經(jīng)驗(yàn)判斷和實(shí)證研究

王艷玲 欒大鵬

一、引 言

自1978年開(kāi)始實(shí)施改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了30多年的持續(xù)高速增長(zhǎng)，廣大人民群眾的收入水平得到有效提升。進(jìn)入本世紀(jì)的初期，中國(guó)如期實(shí)現(xiàn)了總體進(jìn)入小康社會(huì)的階段性建設(shè)目標(biāo)?；诖耍?002年召開(kāi)的黨的十六大，進(jìn)一步確立了全面建設(shè)小康社會(huì)的宏偉目標(biāo)。然而，從當(dāng)前來(lái)看，現(xiàn)實(shí)中制約全面建設(shè)小康社會(huì)的體制機(jī)制障礙并未完全打破，其中最為突出的問(wèn)題，就是中國(guó)的城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)二元結(jié)構(gòu)問(wèn)題到目前為止仍未得到妥善解決。在城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)社會(huì)結(jié)構(gòu)長(zhǎng)期存在的背景下，廣大農(nóng)村居民在收入水平、消費(fèi)水平、健康狀況等方面與城市居民之間長(zhǎng)期存在差距。特別是在一些貧困的農(nóng)村地區(qū)，雖然廣大農(nóng)民群眾的溫飽問(wèn)題已經(jīng)基本得到解決，但是營(yíng)養(yǎng)和健康狀況仍十分堪憂，與全面建成小康社會(huì)的目標(biāo)仍有很大的差距。

另一方面，為加快推進(jìn)我國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的進(jìn)程，自2003年開(kāi)始，中央政府啟動(dòng)了以個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、國(guó)家資助三者為支撐的新農(nóng)合制度，不僅邁出了新型農(nóng)村社會(huì)保障制度的建設(shè)步伐，也在事實(shí)上拉開(kāi)了社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的序幕。隨后的幾年時(shí)間里，新農(nóng)合試點(diǎn)工作在我國(guó)各省 (自治區(qū)、直轄市)有序展開(kāi)，并在廣大的農(nóng)村地區(qū)逐步得到落實(shí)和推進(jìn)。相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2006年底，在中國(guó)的大陸地區(qū)，共有超過(guò)1400多個(gè)縣 (市、區(qū))推行了新農(nóng)合試點(diǎn)工作，在數(shù)量上占到了中國(guó)大陸地區(qū)縣 (市、區(qū))總數(shù)的50.1%。與此同時(shí)，在2006年底，我國(guó)大陸地區(qū)參加新農(nóng)合的總?cè)藬?shù)，也占到了同時(shí)期中國(guó)大陸地區(qū)農(nóng)業(yè)總?cè)丝?0%左右。截至2012年底，我國(guó)大陸地區(qū)參加新農(nóng)合的總?cè)藬?shù)達(dá)到了8億以上，農(nóng)民參合率達(dá)到95%以上，基本實(shí)現(xiàn)了新農(nóng)合的全覆蓋。

相關(guān)研究表明，中國(guó)廣大農(nóng)民有著較為明顯的預(yù)防性儲(chǔ)蓄傾向和動(dòng)機(jī) (王宏偉，2000〔1〕;周建，2005〔2〕，楊霞，2010〔3〕)，而且，在市場(chǎng)化改革不斷向前推進(jìn)的進(jìn)程中，由于未來(lái)自身和家人的身體健康狀況、個(gè)人發(fā)展情況，以及收入水平等方面存在著較強(qiáng)的不確定性，廣大農(nóng)民群眾普遍具有了預(yù)防性的儲(chǔ)蓄行為?！?〕而新農(nóng)合在廣大農(nóng)村地區(qū)的實(shí)施，不僅能夠在一定程度上為廣大農(nóng)民群眾解決看病難、看病貴等醫(yī)療方面的問(wèn)題，也能夠在一定程度上降低廣大農(nóng)民群眾未來(lái)預(yù)期的不確定性。所以，該項(xiàng)制度的實(shí)施，不單單被人們賦予了解決廣大農(nóng)民群眾醫(yī)療方面問(wèn)題的厚望，還被寄予了降低農(nóng)民對(duì)未來(lái)的不確定性預(yù)期、提高農(nóng)民食物消費(fèi)水平，以及以此來(lái)改善廣大農(nóng)民群眾營(yíng)養(yǎng)健康狀況的期望。然而，到目前為止，關(guān)于新農(nóng)合的實(shí)施是否對(duì)廣大農(nóng)民群眾的消費(fèi)支出水平，特別是是否對(duì)廣大農(nóng)民群眾的食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生影響，相關(guān)研究還明顯不足。

二、經(jīng)驗(yàn)性判斷

自新農(nóng)合試點(diǎn)工作于2003年開(kāi)始試點(diǎn)以來(lái)，廣大農(nóng)民群眾的就診次數(shù)和住院人次顯著增加，在醫(yī)療方面的消費(fèi)支出水平明顯提升?！吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，從新農(nóng)合制度實(shí)施前后的幾年間來(lái)看，廣大農(nóng)民群眾醫(yī)療保健消費(fèi)金額的年均增長(zhǎng)率，從1999年－2002年的11.4%上升到了2003年－2006年的16.71%。〔5〕另一方面，按照為我們所熟知的恩格爾定律，一般來(lái)說(shuō)，在食物消費(fèi)支出占收入的比重與收入水平之間，存在著明顯的負(fù)向關(guān)系，也就是說(shuō)，雖然隨著人們收入水平的提升，食物消費(fèi)方面的支出水平一般也會(huì)隨之提高，但是，食物消費(fèi)支出占收入水平的比重，卻會(huì)隨著收入水平的提升而不斷下降。然而，從具體數(shù)字上來(lái)看，在新農(nóng)合實(shí)施后的兩年間，盡管我國(guó)廣大農(nóng)民群眾的人均純收入水平逐年提高，但食物消費(fèi)支出占收入水平的比重，卻在2004年和2005年這兩年間表現(xiàn)出了明顯的遞增趨勢(shì) (見(jiàn)圖1)。這似乎使我們能夠初步地做出一個(gè)經(jīng)驗(yàn)上的判斷，即，由于新農(nóng)合的實(shí)施在一定程度上降低了廣大農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)支出方面的不確定性，因而促進(jìn)了反映食物消費(fèi)支出占收入水平比重的恩格爾系數(shù)的相應(yīng)提高。

圖1 中國(guó)農(nóng)民人均食物支出占人均純收入比重的變化

三、實(shí)證性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證前面的經(jīng)驗(yàn)性判斷是否在現(xiàn)實(shí)中真正成立，我們對(duì)新農(nóng)合是否對(duì)農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生了影響，以及到底產(chǎn)生了何種影響兩個(gè)問(wèn)題展開(kāi)實(shí)證分析。這里需要事先給出說(shuō)明的是，在整個(gè)實(shí)證研究的過(guò)程中，應(yīng)用的都是EVIEWS6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件。

(一)核心變量的確定

按照恩格爾定律，通常來(lái)說(shuō)，食物消費(fèi)支出占收入的比重隨收入水平提高，存在著逐漸減小的遞減趨勢(shì)，這也就決定了，研究食物消費(fèi)支出水平的影響因素問(wèn)題時(shí)，必須考慮收入和收入的平方這兩個(gè)基本的變量。與此同時(shí)，無(wú)論是在整個(gè)國(guó)家或地區(qū)的宏觀層面上，還是在作為微觀經(jīng)濟(jì)個(gè)體的個(gè)人層面上，從邏輯上看，人口撫養(yǎng)比的變化都會(huì)對(duì)人們的食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生影響。例如，如果一個(gè)家庭的兒童和老年人口數(shù)量較多，那么，這個(gè)家庭的食物消費(fèi)支出水平往往也會(huì)更高。而在中國(guó)，這也已經(jīng)被很多的相關(guān)研究所證實(shí) (萬(wàn)廣華等，2003〔5〕; 欒大鵬，歐陽(yáng)日輝，2012〔5〕)。因此，在我們的實(shí)證研究中，人口撫養(yǎng)這一因素也必須要加以考慮。此外，消費(fèi)價(jià)格指數(shù)也是一個(gè)要考慮的因素。雖然很多研究都以某一固定年份為基期對(duì)各年的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行統(tǒng)一計(jì)算，但是王宇鵬 (2011)〔7〕的研究卻表明，與通過(guò)此種計(jì)算得到的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)相比，以同比和環(huán)比所代表的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，對(duì)中國(guó)居民消費(fèi)行為所產(chǎn)生的影響更大。也就是說(shuō)，在中國(guó)，居民更多地是將當(dāng)年的物價(jià)水平與前一年的物價(jià)水平進(jìn)行比較，來(lái)決定自身當(dāng)年的消費(fèi)支出水平。最后，如果從宏觀層面來(lái)看的話，為了能夠?qū)嵶C探索新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平是否產(chǎn)生影響，以及產(chǎn)生了何種影響，虛擬變量法是一個(gè)較為合適的選擇。因?yàn)椋ㄟ^(guò)采用虛擬變量法，將新農(nóng)合實(shí)施之前的年份設(shè)定為0，將新農(nóng)合開(kāi)始實(shí)施當(dāng)年及以后的各年份設(shè)定為1，就可以定量地對(duì)這些影響展開(kāi)實(shí)證探索。

(二)樣本選擇

為了能夠盡量避免宏觀層面制度變遷對(duì)我國(guó)廣大農(nóng)民群眾的食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生的系統(tǒng)性影響，以盡可能地降低實(shí)證研究過(guò)程中所面臨的難度，并提高實(shí)證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，我們這里將樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間起點(diǎn)界定在了2001年我國(guó)加入WTO以后至2012年這12年間。在此基礎(chǔ)上，以滿足相關(guān)假設(shè)性檢驗(yàn)以及回歸分析對(duì)于樣本量的需求為導(dǎo)向，我們最終選擇了以這12年間我國(guó)大陸地區(qū)31個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)作為實(shí)證樣本。

(三)計(jì)量模型的設(shè)定與樣本數(shù)據(jù)說(shuō)明

在確定核心變量和樣本數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，為了能夠?qū)π罗r(nóng)合制度的落實(shí)對(duì)于我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生的影響展開(kāi)有效探索，構(gòu)建如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型:

其中，C代表農(nóng)民人均食物消費(fèi)支出水平，i代表大陸地區(qū)的31個(gè)省 (自治區(qū)、直轄市)，t代表2001年到2012年12個(gè)年份，x代表包含收入水平、收入水平的平方、價(jià)格指數(shù)、人口撫養(yǎng)比，以及代表新農(nóng)合是否實(shí)施的虛擬變量等在內(nèi)的解釋變量集合。此外，在該模型中，α被用來(lái)代表每一個(gè)橫截面?zhèn)€體 (也就是各省 (自治區(qū)、直轄市)不同的常數(shù)項(xiàng)，μ則被用來(lái)代表由影響農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平的其他不可觀測(cè)因素所構(gòu)成的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

在各指標(biāo)數(shù)據(jù)的選擇上，我們綜合考慮了現(xiàn)實(shí)中數(shù)據(jù)的可得性和數(shù)據(jù)本身對(duì)于各解釋變量的反映程度。這些數(shù)據(jù)均來(lái)自2002年－2013年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。第一，各 (自治區(qū)、直轄市)各年的農(nóng)民人均食物消費(fèi)支出，以各 (自治區(qū)、直轄市)各年農(nóng)村居民人均食物消費(fèi)支出(元)代表;第二，各省市各年農(nóng)民人均收入和人均收入的平方，分別以各 (自治區(qū)、直轄市)各年農(nóng)村居民人均可支配收入 (元)以及農(nóng)民人均可支配收入的平方 (元)來(lái)代表;第三，各省市各年農(nóng)民人均撫養(yǎng)比，以各 (自治區(qū)、直轄市)各年農(nóng)村居民人均人口總撫養(yǎng)比 (少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比總和)來(lái)代表;第四，各 (自治區(qū)、直轄市)各年農(nóng)民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，以各省市各年農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)代表;第五，由于遼寧省自2004年起才開(kāi)始推行新農(nóng)合試點(diǎn)工作，而其余30個(gè)省 (直轄市、自治區(qū))均自2003年已全部開(kāi)始推行新農(nóng)合試點(diǎn)工作，因此，除遼寧省的虛擬變量是從2004年起開(kāi)始設(shè)定為1，而2004年之前設(shè)定為0以外，對(duì)于其他的30個(gè)省 (自治區(qū)、直轄市)的數(shù)據(jù)，全部是以2003年為時(shí)間結(jié)點(diǎn)，將虛擬變量從2003年起開(kāi)始設(shè)定為1，將虛擬變量在2003年之前的設(shè)定為0。此外，鑒于我國(guó)大陸地區(qū)各省 (自治區(qū)、直轄市)自2009年開(kāi)始在廣大農(nóng)村地區(qū)實(shí)施了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度 (簡(jiǎn)稱(chēng)“新養(yǎng)老”)，因此，為剔除這一制度的落實(shí)對(duì)于農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平可能產(chǎn)生的影響，我們又在模型中加入了新型農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)制度是否實(shí)施這個(gè)虛擬變量。具體做法是，以2009年為結(jié)點(diǎn)，將各省(自治區(qū)、直轄市)2009年以前的年份設(shè)定為0，2009－2012年的各年份設(shè)定為1。各樣本數(shù)據(jù)的具體說(shuō)明和樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述見(jiàn)下表1。

表1 樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述

(四)反映地區(qū)特征的虛擬變量的加入

從現(xiàn)實(shí)中來(lái)看，很多相關(guān)研究都表明，除了上述的核心因素之外，諸如市場(chǎng)化進(jìn)程，金融體系的完善程度，以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等很多其他的經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素，也會(huì)對(duì)中國(guó)居民的消費(fèi)行為以及消費(fèi)水平產(chǎn)生影響。因此，為增加實(shí)證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，在開(kāi)展實(shí)證研究的過(guò)程中，也需要對(duì)這些因素加以考慮。然而，如果試圖將這些因素全部找到并加入到模型之中，不僅非常困難，而且也容易導(dǎo)致我們?cè)诳刂谱兞康倪x擇上出現(xiàn)隨意性，繼而產(chǎn)生內(nèi)生性等易導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果出現(xiàn)偏誤的問(wèn)題。為避免這一情況的出現(xiàn)，我們借鑒了欒大鵬、歐陽(yáng)日輝〔8〕的做法，即，基于我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)改革所具有的由東向西的梯度推移特征，在模型中加入反映市場(chǎng)化進(jìn)程、金融體系完善程度、基礎(chǔ)設(shè)施完備程度的區(qū)域性特征的虛擬變量，借此來(lái)控制這些因素對(duì)于農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平產(chǎn)生的影響。具體做法做是，按照我國(guó)大陸地區(qū)東、中、西三大經(jīng)濟(jì)帶的劃分，設(shè)定I1、I2、I3三個(gè)虛擬變量。首先，對(duì)于I1來(lái)說(shuō)，當(dāng)某一省市屬于東部地區(qū)時(shí)，I1取1，當(dāng)某一省市不屬于東部地區(qū)時(shí)，I1取0;其次，對(duì)于I2來(lái)說(shuō)，當(dāng)某一省 (自治區(qū)、直轄市)屬于中部地區(qū)時(shí)，I2取1，當(dāng)某一省 (自治區(qū)、直轄市)不屬于中部地區(qū)時(shí)，I2取0;再次，對(duì)于I3來(lái)說(shuō)，當(dāng)某一省 (自治區(qū)、直轄市)屬于西部地區(qū)時(shí)，I3取1，當(dāng)某一省 (自治區(qū)、直轄市)不屬于西部地區(qū)時(shí)，I3取0。

(五)模型形式檢驗(yàn)

對(duì)于一個(gè)面板數(shù)據(jù)模型來(lái)說(shuō)，可依據(jù)隨機(jī)干擾項(xiàng)與解釋變量之間是否存在明顯的正交關(guān)系，將其進(jìn)一步劃歸到固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩者中的一種。特別是在橫截面合體數(shù)量多于所選擇的年份數(shù)量的情況下，對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型具體屬于這兩種模型中哪一種的確定，就顯得更為重要。因?yàn)椋跇颖緮?shù)據(jù)中的橫截面?zhèn)€體數(shù)多于所選擇的年份數(shù)量的時(shí)候，基于固定影響和隨機(jī)影響兩種模型，應(yīng)用同樣的樣本數(shù)據(jù)對(duì)同一模型展開(kāi)回歸，所得到的結(jié)果也會(huì)出現(xiàn)很大的差異。這其中的具體原因如下:依據(jù)面板數(shù)據(jù)模型的基本分析原理，如果一個(gè)面板數(shù)據(jù)模型中的隨機(jī)干擾項(xiàng)和模型中的解釋變量之間沒(méi)有明顯的正交關(guān)系，那么，基于隨機(jī)影響模型這一形式進(jìn)行回歸后，所得到的估計(jì)量往往不僅將會(huì)是有偏的，而且也將會(huì)是非有效的。相反，前述這種正交關(guān)系的存在，并不會(huì)影響基于固定影響模型這一形式展開(kāi)回歸所得到的估計(jì)量的無(wú)偏性和有效性。另一方面，如果面板數(shù)據(jù)模型中的隨機(jī)干擾項(xiàng)和模型中解釋變量之間存在著明顯的正交關(guān)系，那么，基于隨機(jī)影響模型這一形式展開(kāi)回歸后，所得到的估計(jì)量就將不僅是無(wú)偏的，而且將會(huì)是有效的。通過(guò)應(yīng)用為廣大學(xué)者所廣泛采用過(guò)的豪斯曼 (Hausman)檢驗(yàn)法，我們發(fā)現(xiàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果拒絕了隨機(jī)干擾項(xiàng)與模型中的解釋變量之間并不存在正交關(guān)系這一假設(shè)，也就是說(shuō)，我們?cè)谇懊嫠O(shè)定的面板數(shù)據(jù)模型，應(yīng)具體屬于固定影響面板數(shù)據(jù)模型。

表2 豪斯曼檢驗(yàn)基本結(jié)果

確定了面板數(shù)據(jù)模型的具體形式之后，就可以結(jié)合相關(guān)的樣本數(shù)據(jù)，對(duì)新農(nóng)合對(duì)我國(guó)農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平所產(chǎn)生的影響進(jìn)行回歸分析。由于在現(xiàn)實(shí)中，受文化、自然條件、區(qū)位差異等因素的影響，代表各省 (自治區(qū)、直轄市)的橫截面?zhèn)€體之間的隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差可能會(huì)出現(xiàn)顯著的不一致性，如果直接對(duì)模型展開(kāi)回歸，就會(huì)導(dǎo)致回歸的結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，為了能夠避免這一問(wèn)題出現(xiàn)，我們?cè)诨貧w的過(guò)程中采用了懷特截面方法。在此基礎(chǔ)上，通過(guò)進(jìn)一步地應(yīng)用廣義最小二乘法 (GLS)，得到了如下回歸結(jié)果:

表3 主要回歸結(jié)果

其中，模型的整體R2達(dá)到0.985，調(diào)整后的R2達(dá)到0.983，說(shuō)明模型的整體擬合情況非常好。從回歸結(jié)果中各解釋變量的具體系數(shù)及其顯著性上來(lái)看，首先，農(nóng)民人均純收入前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著農(nóng)民收入水平的提升，農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平也會(huì)隨之提高。這與我們前面的基本判斷和描述相一致。農(nóng)民人均收入平方前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為負(fù)，而且也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著自身收入水平的提升，農(nóng)民食物消費(fèi)支出占收入的比重會(huì)出現(xiàn)遞減的趨勢(shì)，與恩格爾定律的基本內(nèi)涵相一致。其次，農(nóng)民人均撫養(yǎng)比前面的系數(shù)雖表現(xiàn)為負(fù)，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的加重，農(nóng)民人均食物消費(fèi)支出的水平并沒(méi)有相應(yīng)提升，這與我們前面的基本判斷并非一致。究其原因，可能是由于新農(nóng)合的實(shí)施，促進(jìn)了人口撫養(yǎng)比較高的農(nóng)民家庭在醫(yī)療、保健等方面的消費(fèi)支出水平的大幅提高。而農(nóng)村居民價(jià)格指數(shù)前面的系數(shù)，則不僅在數(shù)值上表現(xiàn)為正，而且也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明隨著食物價(jià)格水平的升高、通貨膨脹的加劇，農(nóng)民群眾會(huì)降低當(dāng)期的食物消費(fèi)水平。再次，從東、中、西三個(gè)地區(qū)來(lái)看，代表東部地區(qū)和西部地區(qū)的虛擬變量前面的系數(shù)雖表現(xiàn)為負(fù)，但均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn);代表中部地區(qū)的虛擬變量前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明在當(dāng)前，與東部和西部地區(qū)相比，中部地區(qū)的廣大農(nóng)民群眾具有著更高的食物消費(fèi)需求水平。最后，我們最為關(guān)心的代表新農(nóng)合是否實(shí)施的虛擬變量前面的系數(shù)不僅表現(xiàn)為正，而且通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明新農(nóng)合的實(shí)施確實(shí)在一定程度上降低了廣大農(nóng)民群眾未來(lái)的不確定性，顯著地促進(jìn)了我國(guó)廣大農(nóng)民群眾食物消費(fèi)支出水平的提升。而代表新養(yǎng)老是否實(shí)施的虛擬變量前面的系數(shù)，雖然表現(xiàn)為正，但并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明新養(yǎng)老的實(shí)施，并沒(méi)有在促進(jìn)農(nóng)民食物消費(fèi)支出水平的提升方面發(fā)揮作用。

小 結(jié)

綜合經(jīng)驗(yàn)上的判斷和以31個(gè)省 (自治區(qū)、直轄市)2001年－2012年的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)所展開(kāi)的實(shí)證研究的結(jié)果表明，作為社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的主要任務(wù)之一的新農(nóng)合的實(shí)施，不僅促進(jìn)了我國(guó)廣大農(nóng)民群眾醫(yī)療消費(fèi)支出水平的提高，而且由于在一定程度上降低了廣大農(nóng)民群眾對(duì)于未來(lái)的不確定性，因而也促進(jìn)了廣大農(nóng)民群眾食物消費(fèi)支出水平的提高。因此，為了促進(jìn)廣大農(nóng)民群眾消費(fèi)支出水平不斷提升，順利實(shí)現(xiàn)全面建成小康社會(huì)這一宏偉目標(biāo)，在今后全面發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、加快促進(jìn)農(nóng)民收入水平不斷提高的過(guò)程中，各地區(qū)應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)新農(nóng)合制度在廣大農(nóng)村地區(qū)的全面落實(shí)，并努力解決制約農(nóng)民參加新農(nóng)合的各種體制和機(jī)制障礙。與此同時(shí)，本文的實(shí)證研究結(jié)果還表明，與東部地區(qū)和西部地區(qū)的廣大農(nóng)民群眾相比，中部農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)民群眾具有著更高的食物消費(fèi)需求水平。因此，通過(guò)加快推進(jìn)中部地區(qū)的發(fā)展，以努力形成中部地區(qū)新的增長(zhǎng)極為契機(jī)來(lái)促進(jìn)中部地區(qū)廣大農(nóng)民群眾收入水平的提升，并借此促進(jìn)中部地區(qū)廣大農(nóng)民群眾食物消費(fèi)支出水平的提高，改善中部地區(qū)廣大農(nóng)民群眾的營(yíng)養(yǎng)健康狀況，在當(dāng)前也是黨和國(guó)家應(yīng)該重點(diǎn)關(guān)注和解決的一個(gè)問(wèn)題。

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