基于微觀視角的農(nóng)戶參與新農(nóng)合及其福利影響

毛志勇，王 娟,2

(1.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100191)

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基于微觀視角的農(nóng)戶參與新農(nóng)合及其福利影響

毛志勇1，王 娟1,2

(1.內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010070；2.北京航空航天大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100191)

本文以全國農(nóng)村固定觀察資料為基礎(chǔ)，選取2011年共953個(gè)有效樣本農(nóng)戶的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，利用二元離散選擇Probit模型和Tobit模型對農(nóng)戶參與新農(nóng)合的影響因素進(jìn)行定量分析。結(jié)果表明：家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認(rèn)定的健康水平以及是否東部地區(qū)這些變量均正向顯著影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合。利用回歸控制協(xié)變量的研究策略發(fā)現(xiàn)，與那些沒有參加新農(nóng)合的農(nóng)戶相比，農(nóng)戶參與新農(nóng)合后其家庭日常消費(fèi)支出在10%的水平上顯著增加了2%。

新農(nóng)合；農(nóng)戶；消費(fèi)；福利效應(yīng)

一、引 言

長期以來，我國的經(jīng)濟(jì)增長都過度依賴于出口和投資，在GDP快速增長的同時(shí)忽略了消費(fèi)的重要性，消費(fèi)一直處于不溫不火的狀態(tài)。相比于歐美的一些發(fā)達(dá)國家，我國的消費(fèi)率還是很低的。截止到2010年底，我國居住在鄉(xiāng)村的人口數(shù)達(dá)到了6.74億，占總?cè)丝跀?shù)的50.32%。如此規(guī)模龐大的農(nóng)村消費(fèi)市場無疑蘊(yùn)含了巨大的消費(fèi)潛力，但農(nóng)村居民消費(fèi)疲軟，消費(fèi)需求與潛在消費(fèi)群體的數(shù)量不相符合，消費(fèi)潛力并沒有得到真正釋放。著力擴(kuò)大農(nóng)村居民的消費(fèi)需求，促使我國的經(jīng)濟(jì)增長方式向內(nèi)需拉動(dòng)轉(zhuǎn)變，不僅事關(guān)國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時(shí)對推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展意義重大。

我國居民的低消費(fèi)與其高儲(chǔ)蓄率是密切相關(guān)的，中國居民的高儲(chǔ)蓄率在近幾年受到了全世界的關(guān)注(白重恩等，2012)。高儲(chǔ)蓄率阻礙了居民消費(fèi)能力的進(jìn)一步提升，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長過度依靠投資和出口(甘 犁，2010)。造成高儲(chǔ)蓄率的原因有很多，Meng(2003)認(rèn)為由于存在潛在的支出和收入風(fēng)險(xiǎn)，加之傳統(tǒng)社會(huì)保障體系的消失，人們不得不進(jìn)行更多的額外儲(chǔ)蓄來抵御風(fēng)險(xiǎn)。在我國廣袤的農(nóng)村地區(qū)，健康因素對農(nóng)戶的未來收入有著重要影響，倘若醫(yī)療保險(xiǎn)可以控制由此引致的收入風(fēng)險(xiǎn)，那么農(nóng)戶應(yīng)該降低其預(yù)防性儲(chǔ)蓄的動(dòng)機(jī)，只有增強(qiáng)了對于將來的樂觀預(yù)期，農(nóng)戶才可能在生命周期的不同階段都達(dá)到穩(wěn)定的消費(fèi)水平(高夢滔，2010)。

“個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助、政府資助相結(jié)合的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，于2003年開始試點(diǎn)和推廣，到2008年底已全面覆蓋有農(nóng)業(yè)人口的縣(市、區(qū))，參合農(nóng)民達(dá)8.15億人，參合率為91.5%，提前兩年完成目標(biāo)。全國累計(jì)15億人次享受到補(bǔ)償，補(bǔ)償基金支出1253億元。其中有1.1億人次享受到住院補(bǔ)償、11.9億人次享受到門診補(bǔ)償，對2億人次進(jìn)行了健康體檢。參合農(nóng)民次均住院補(bǔ)償金額從試點(diǎn)初期的690元提高到1066元”(文獻(xiàn)[5])。在新農(nóng)合推廣的過程中，農(nóng)戶以家庭為單位自愿參保，由政府承擔(dān)保費(fèi)的主要部分，個(gè)人繳納少量費(fèi)用。新農(nóng)合是我國農(nóng)村社會(huì)保障體系的重要組成部分，它的完善可以穩(wěn)定預(yù)期，減少農(nóng)民醫(yī)療花費(fèi)的不確定性，那么在新農(nóng)合推廣的過程中，哪些因素影響了農(nóng)戶參與新農(nóng)合，新農(nóng)合的實(shí)施能否提升我國農(nóng)戶的消費(fèi)水平，提升的程度是多少，這些都是本文將要研究的主要問題。

二、文獻(xiàn)綜述

20世紀(jì)30年代經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始關(guān)注于對消費(fèi)的研究，出現(xiàn)了很多消費(fèi)函數(shù)的理論。早期的消費(fèi)理論都將現(xiàn)期收入作為消費(fèi)的主要影響因素，其中代表性的有Keynesian(1936)提出的絕對收入假說，Modigliani(1954)提出的生命周期假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型及Friedman(1957) 提出的持久收入假設(shè)消費(fèi)函數(shù)模型。Hall(1978)提出了著名的隨機(jī)游走假說，但其研究結(jié)論卻在隨后的實(shí)證研究中遭到了拒絕。隨著消費(fèi)理論的進(jìn)一步發(fā)展，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們開始將不確定性納入消費(fèi)函數(shù)的研究框架中，由此產(chǎn)生了預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論(Zeldes，1989)和流動(dòng)性約束假說(Deaton,1991)。預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論認(rèn)為，居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)是與未來收入的不確定性緊密相關(guān)的，不確定性使得居民的消費(fèi)不再平滑，未來面臨的風(fēng)險(xiǎn)越大，消費(fèi)者的儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，自然其消費(fèi)意愿也就越低，居民的當(dāng)期消費(fèi)水平會(huì)顯著減少。而來自健康的風(fēng)險(xiǎn)則是風(fēng)險(xiǎn)來源的一個(gè)重要方面，它將導(dǎo)致未來支出的不確定性，這種來自消費(fèi)的不確定性也會(huì)使居民的預(yù)防性儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)增強(qiáng)，見Atella et al(2005)。Hubbard et al(1995)的研究表明社會(huì)保障機(jī)制能夠減弱不確定性帶給居民的經(jīng)濟(jì)沖擊，促進(jìn)消費(fèi)者的當(dāng)期消費(fèi)，進(jìn)而減少其預(yù)防性儲(chǔ)蓄。Chou et al(2004)在消費(fèi)者的預(yù)算約束中考慮了醫(yī)療支出的不確定性，在此背景下研究了消費(fèi)者的最優(yōu)消費(fèi)路徑問題。相當(dāng)數(shù)量的實(shí)證文獻(xiàn)都支持醫(yī)療保險(xiǎn)能夠降低家庭儲(chǔ)蓄率，促進(jìn)消費(fèi)水平提高的研究結(jié)論，如Wagstaff & Pradhan( 2005)的研究發(fā)現(xiàn)參與醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著增加越南家庭的非食品類消費(fèi)水平。也有學(xué)者持相反的意見，認(rèn)為社會(huì)保障機(jī)制會(huì)對居民消費(fèi)支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)，從而降低其消費(fèi)支出水平，見Barro(1974)，Melvin(2005)。

國內(nèi)也有學(xué)者研究了社會(huì)保障體系對居民儲(chǔ)蓄和消費(fèi)的影響。高夢滔(2010)從微觀層面研究了新農(nóng)合對于農(nóng)戶儲(chǔ)蓄的影響，實(shí)證分析表明：參與新農(nóng)合能夠使農(nóng)戶的儲(chǔ)蓄水平顯著減少12%～15%，新農(nóng)合能夠有效拉動(dòng)農(nóng)戶的消費(fèi)。馬雙等(2011)的研究表明農(nóng)戶參與新農(nóng)合能夠減少其未來醫(yī)療消費(fèi)支出的不確定性，并且可以顯著增加當(dāng)期農(nóng)村居民對熱量、碳水化合物及蛋白質(zhì)的攝入量，提高了食物消費(fèi)的水平。臧文斌等(2012)的DID回歸結(jié)果表明，對城鎮(zhèn)居民而言，參加醫(yī)療保險(xiǎn)可以顯著增加家庭的非醫(yī)療消費(fèi)支出，但是對醫(yī)療開支和住房開支卻沒有顯著影響。白重恩等(2012)的研究結(jié)論也支持購買醫(yī)療保險(xiǎn)能夠增加參合家庭的非醫(yī)療消費(fèi)支出，新農(nóng)合可以減少農(nóng)戶的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，顯著刺激農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)。岳愛等(2013)以消費(fèi)和儲(chǔ)蓄生命周期理論為基礎(chǔ)分析新農(nóng)保對農(nóng)戶家庭日常消費(fèi)支出的影響，利用傾向評分匹配法的分析結(jié)果表明參與新農(nóng)合同樣可以顯著提高農(nóng)戶的家庭日常消費(fèi)支出。

對我國農(nóng)戶來說，疾病是造成未來收入不確定的重要因素之一，新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)施提供了檢驗(yàn)參與醫(yī)療保險(xiǎn)與農(nóng)戶消費(fèi)支出關(guān)系的一個(gè)素材。國內(nèi)研究醫(yī)療保險(xiǎn)與居民消費(fèi)問題的文章大部分是以城鎮(zhèn)居民為研究對象，專門研究農(nóng)村居民的比較少，而且由于數(shù)據(jù)可得性的原因，基于微觀視角進(jìn)行研究的文章更少。新農(nóng)合采用的是先試點(diǎn)后推廣的政策，農(nóng)戶對新農(nóng)合的認(rèn)識(shí)和接受需要一個(gè)過程。那么，究竟哪些因素會(huì)影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合，新農(nóng)合的實(shí)施是否會(huì)顯著影響我國農(nóng)戶的消費(fèi)水平，影響的方向和程度如何，這些問題都是我們在下文將要解決的。本文的安排如下：第二部分是關(guān)于社會(huì)保障體系與居民儲(chǔ)蓄、消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)綜述，第三部分是樣本數(shù)據(jù)來源及分析，第四部分是實(shí)證分析的結(jié)果及討論，最后一部分給出了研究結(jié)論和政策建議。

三、樣本數(shù)據(jù)來源及分析

我們使用的樣本信息來源于農(nóng)業(yè)部關(guān)于農(nóng)村固定觀察點(diǎn)的調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫是關(guān)于我國固定農(nóng)戶的微觀家計(jì)調(diào)查數(shù)據(jù)庫，涵蓋內(nèi)容廣，變量豐富，為本文的研究提供了豐富的經(jīng)驗(yàn)事實(shí)。文中采用的是數(shù)據(jù)庫中2011年的數(shù)據(jù)，樣本數(shù)據(jù)來自于10個(gè)省份：東北有吉林，東部沿海有四個(gè)省份，分別是遼寧、山東、江蘇和福建；河南和湖北是中部地區(qū)的兩個(gè)省份；選擇了四川、甘肅和新疆作為西部地區(qū)的代表。表1給出了2011年我國分省份農(nóng)戶參與新農(nóng)合的情況及所占的百分比。

從表1的分析中我們可以看到，在所調(diào)查的省份中，江蘇、福建、湖北、四川、新疆的樣本農(nóng)戶全部參加了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)，參合率最低的省份是甘肅省，只有69.8%，造成甘肅省農(nóng)戶參合率相對較低的原因除了由于甘肅地處我國中西部，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后之外，可能部分地也與我國實(shí)施新農(nóng)合的方式有關(guān)，新農(nóng)合采用了先試點(diǎn)后推廣的方式，相比于東部發(fā)達(dá)省份，新農(nóng)合在中西部地區(qū)的推廣相對緩慢?？傮w來看，在我們調(diào)查的953個(gè)樣本農(nóng)戶中，參合農(nóng)戶數(shù)目達(dá)到了887戶，參合率高達(dá)93.1%，從我們的調(diào)查數(shù)據(jù)也可以看出，截至到2011年底，我國的新型農(nóng)村醫(yī)療合作保險(xiǎn)制度已經(jīng)基本在全國范圍內(nèi)得到推廣。表2給出了文中所用變量的樣本數(shù)據(jù)的基本統(tǒng)計(jì)特征。

表1 2011年分省份參合農(nóng)戶數(shù)及其所占百分比

表2 文中涉及變量樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)分析

四、實(shí)證分析結(jié)果及討論

(一)農(nóng)戶參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)的經(jīng)驗(yàn)分析

我國的新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)于2003年開始試點(diǎn)和推廣，到2008年底已全面覆蓋有農(nóng)業(yè)人口的縣，截至到2009年末，全國參與新農(nóng)合的農(nóng)戶已達(dá)到8.33億，參合率達(dá)到了94.2%。但在新農(nóng)合試點(diǎn)的地區(qū)，仍然存在沒有參合的農(nóng)戶，農(nóng)戶參合可能存在逆向選擇問題，即如果農(nóng)戶認(rèn)為自身的健康水平較高，可能會(huì)選擇不參合。參合農(nóng)戶需繳納保險(xiǎn)費(fèi)用的標(biāo)準(zhǔn)為：2003年每人每年10元，政府補(bǔ)貼20元；自2006年開始政府補(bǔ)貼增至每人40元(白重恩等2012)。二元離散選擇Probit模型是一種虛擬應(yīng)變量方程的估計(jì)技術(shù)，通過使用累積正態(tài)分布來避免線性概率模型的無界限問題，它的一般形式如下：

其中Φ(t)是標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的分布函數(shù)。因?yàn)樵S多經(jīng)濟(jì)變量是正態(tài)變量，所以理論上Probit模型更富有吸引力。下面我們分別以農(nóng)戶是否參與新農(nóng)合和新農(nóng)合參保費(fèi)用支出為被解釋變量，以戶主的年齡、戶主的受教育程度、年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭人口規(guī)模、家庭資產(chǎn)原值-1、自我評定的健康狀況、是否干部家庭、是否東部地區(qū)為外生解釋變量，分別采用二元離散選擇Probit模型和Tobit模型定量分析農(nóng)戶是否參與新農(nóng)合和農(nóng)戶繳納新農(nóng)合保險(xiǎn)費(fèi)用的影響因素，估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 Probit 和Tobit模型估計(jì)結(jié)果

注：年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭資產(chǎn)原值-1代表2010年的數(shù)據(jù)；***、**、*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著.

根據(jù)表3的估計(jì)結(jié)果，我們可以看到，在影響農(nóng)戶是否參保的決策中，家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認(rèn)定的健康水平以及是否東部地區(qū)這些變量均在1%的水平上是顯著的，而且都正向影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合的決策；戶主的年齡、戶主的受教育程度、年末金融資產(chǎn)余額-1 、家庭資產(chǎn)原值-1這些變量均不顯著。在農(nóng)戶繳納新農(nóng)合保險(xiǎn)費(fèi)用的Tobit模型估計(jì)結(jié)果中，家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認(rèn)定的健康水平、以及是否東部地區(qū)這三個(gè)變量均在1%的水平上正向顯著影響農(nóng)戶的參保費(fèi)用，其余變量也不顯著。家庭規(guī)模越大，家庭人口數(shù)目就越多，為了降低家中成員由于疾病所造成的健康風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)戶可能更傾向于參合，而且由于家庭成員的增多，其繳納的參保費(fèi)用也會(huì)相應(yīng)增加。農(nóng)戶自我認(rèn)定的健康水平雖然帶有一定主觀色彩，但也能在一定程度上反映農(nóng)戶的身體狀況。在自我評定的健康狀況中，1代表優(yōu)，2代表良，3代表中，4代表差，5代表喪失勞動(dòng)能力，數(shù)字越大，意味著農(nóng)戶認(rèn)定的健康水平越低，為了控制健康風(fēng)險(xiǎn)帶來的不確定性，那些認(rèn)為自身健康水平較差的農(nóng)戶可能更傾向于選擇繳納額度相對多的參保費(fèi)用，以期將這種風(fēng)險(xiǎn)降至最低。相對西部地區(qū)，我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平較高，新農(nóng)合實(shí)施的年限相對較早，農(nóng)戶對新農(nóng)合有更為深入和全面的了解，參與新農(nóng)合的意識(shí)觀念會(huì)更強(qiáng)。

(二)新農(nóng)合的福利效果分析

在這一部分，我們研究新農(nóng)合政策的實(shí)施是否會(huì)影響到農(nóng)村居民的家庭日常消費(fèi)，以及其影響的程度和方向。在評估某項(xiàng)政策或項(xiàng)目的效果時(shí)，通常采用的計(jì)量方法是處理效應(yīng)模型。由于本文所使用的是2011年的數(shù)據(jù)，參合率高達(dá)94%以上，這使得對照組的樣本相對較少，使用匹配的方法估計(jì)處理效應(yīng)時(shí)可能無法為某些農(nóng)戶找到匹配對象，所以我們采用回歸的研究策略來控制協(xié)變量。回歸與匹配的差別只在于將處理效應(yīng)加權(quán)平均到一個(gè)總體平均處理效應(yīng)時(shí)使用的權(quán)重不同，具體地，匹配策略中進(jìn)行加權(quán)平均時(shí)使用的權(quán)重是處理組中協(xié)變量的分布，而回歸使用的權(quán)重是方差。

設(shè)定回歸模型如下：

yi=ci+δDi+βXi+μi

我們以能夠反映農(nóng)戶福利水平的家庭消費(fèi)支出為因變量，Di表示農(nóng)戶是否參加新農(nóng)合的虛擬變量，1代表參加，0代表不參加，Xi是影響農(nóng)戶消費(fèi)支出的外生解釋變量，μi代表隨機(jī)誤差項(xiàng)，回歸估計(jì)結(jié)果如下表4。

由表4的估計(jì)結(jié)果可知，家庭純收入、是否參加新農(nóng)合、年末金融資產(chǎn)余額-1 、家庭人口規(guī)模、家庭資產(chǎn)原值-1這些變量對農(nóng)戶消費(fèi)支出的影響是顯著的。上年末金融資產(chǎn)余額每增加1萬元，農(nóng)戶的消費(fèi)支出會(huì)在1%的水平上減少85.14元，這也從一個(gè)側(cè)面反映出農(nóng)戶由于潛在的收入或支出風(fēng)險(xiǎn)而進(jìn)行更多的預(yù)防性儲(chǔ)蓄時(shí)，必然會(huì)導(dǎo)致其消費(fèi)需求不足。參與新農(nóng)合的農(nóng)戶與不參與新農(nóng)合的農(nóng)戶相比，其家庭消費(fèi)支出在10%的水平上顯著增加了310.96元，平均而言，使得農(nóng)戶的家庭消費(fèi)支出在10%的水平上顯著增加了約2%。參與新農(nóng)合能夠顯著提高農(nóng)戶家庭消費(fèi)支出，這項(xiàng)政策的實(shí)施將促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的提高。另外我們從估計(jì)結(jié)果可知，家庭純收入每增加1萬元，農(nóng)戶的消費(fèi)支出將在1%的水平上顯著增加4868.93元。 可見，收入變化對我國農(nóng)村居民的消費(fèi)水平還是具有很大的影響，在著力擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)農(nóng)民消費(fèi)水平提升的同時(shí)，切實(shí)保障農(nóng)民收入水平穩(wěn)步提高也是關(guān)鍵之舉。家庭人口規(guī)模對農(nóng)戶消費(fèi)支出的影響是正向顯著的，家中成員每增加一個(gè)，家庭消費(fèi)支出就會(huì)在1%的水平上顯著增加1018.12元；上年末家庭資產(chǎn)原值在1%的水平上正向顯著影響家庭消費(fèi)支出，家庭資產(chǎn)原值每增加1萬元，家庭消費(fèi)支出就會(huì)增加428.41元。最后，我們分別以家庭非醫(yī)療類消費(fèi)支出和家庭醫(yī)療類消費(fèi)支出為被解釋變量進(jìn)行分析，為了簡單起見，我們只給出是否參與新農(nóng)合這個(gè)變量的系數(shù)估計(jì)值，結(jié)果見表5。

表4 回歸估計(jì)結(jié)果

注：年末金融資產(chǎn)余額-1、家庭資產(chǎn)原值-1代表2010年的數(shù)據(jù)；***、**、*分別代表在1%，5%，10%的水平上顯著.

表5 回歸估計(jì)結(jié)果

由以上回歸結(jié)果可以看到，是否參與新農(nóng)合對家庭醫(yī)療類消費(fèi)支出的影響是正向的，但是并不顯著，這可能是由于參合農(nóng)戶僅僅提高了醫(yī)療服務(wù)的利用率，由此我們也可以看出新農(nóng)合并沒有顯著降低農(nóng)戶的醫(yī)療消費(fèi)支出，農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)沒有得到顯著的改善，本文由于數(shù)據(jù)所限，對此問題不再深入展開。但是我們該著力完善現(xiàn)有的新農(nóng)合體系，使新農(nóng)合除了能夠提高農(nóng)戶的健康水平外，也能切實(shí)減輕農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，這需要從加大醫(yī)療保險(xiǎn)的力度，提高補(bǔ)償金額等方面入手。

五、結(jié)論和政策建議

我們以全國農(nóng)村固定跟蹤觀察資料為基礎(chǔ)，利用2011年數(shù)據(jù)實(shí)證分析了農(nóng)戶參與新農(nóng)合的影響因素及其對農(nóng)戶家庭消費(fèi)水平的影響，結(jié)果表明：家庭人口規(guī)模、農(nóng)戶自我認(rèn)定的健康水平、以及是否東部地區(qū)這些變量均顯著影響農(nóng)戶參與新農(nóng)合及農(nóng)戶繳納的新農(nóng)合參保費(fèi)用。利用回歸控制協(xié)變量的研究策略，我們發(fā)現(xiàn)參與新農(nóng)合會(huì)使農(nóng)戶的日常消費(fèi)水平顯著提高2%，新農(nóng)保政策的實(shí)施有利于提高農(nóng)戶的家庭日常消費(fèi)水平。但是新農(nóng)合對農(nóng)戶醫(yī)療類消費(fèi)支出的影響是不顯著的，并沒有顯著降低農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

“中共十八大樹立了要牢牢把握擴(kuò)大內(nèi)需這一戰(zhàn)略基點(diǎn)，加快建立擴(kuò)大消費(fèi)需求的長效機(jī)制，加速我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變”。居民消費(fèi)不足是阻礙我國內(nèi)需增長型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式形成的重要原因，而占我國人口一半以上的農(nóng)村居民的消費(fèi)不振則是居民消費(fèi)不足的基礎(chǔ)性因素。長期來看，提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平的根本在于提高農(nóng)民的收入預(yù)期與減少農(nóng)民收入的不確定性，考慮到農(nóng)村社會(huì)保障建設(shè)滯后是農(nóng)村居民消費(fèi)不足的內(nèi)生性原因，在穩(wěn)定收入預(yù)期的同時(shí)應(yīng)大力提高農(nóng)村居民的社會(huì)保障水平。新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)是我國農(nóng)村社會(huì)保障體系的重要組成部分，著力健全和完善我國的新型農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)體系，降低健康風(fēng)險(xiǎn)給農(nóng)戶帶來的不確定性，穩(wěn)定農(nóng)村居民的消費(fèi)預(yù)期，并加大新農(nóng)合的宣傳力度，提高新農(nóng)合的覆蓋范圍，提高保障力度，鼓勵(lì)更多農(nóng)戶參與新農(nóng)合，使新農(nóng)合能夠真正降低農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，提高農(nóng)戶的健康水平，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)戶的消費(fèi)需求。

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[責(zé)任編輯：安 錦]

An Micro-econometric Analysis of welfare Effects of the New-Type Rural Cooperative System On Rural Households in China

MAO Zhi-yong1,WANG Juan1,2

(1.School of Statistics and Mathematics,Inner Mongolia University of Finance and Economics,Huhhot,010070,China; 2.School of Economic and Management,Beihang University,Beijing 100191,China)

Basing on the fixed follow-up observation data of the countryside in China,with micro—level data collected from 953 samples in 2011,we analyze the influence factors for the participation of the New-Type Rural Cooperative system empirically.We find that family size,east district and their heathy status all have significantly positive effects on the participation.With the tactics of regression,we find that the daily consuming expenditure can significantly improve about 2% for households who take part in the New-Type Rural Cooperative system.

New-Type Rural Cooperative system; rural households; consuming expenditure; welfare effects

2016-03-21

毛志勇(1963-),男，遼寧朝陽人，內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院副教授，碩士，從事應(yīng)用統(tǒng)計(jì)研究.

F224.0

A

2095-5863(2016)05-0077-06