“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響研究

成 前，李 月，李策劃

(1.國家衛(wèi)生健康委員會 流動人口服務(wù)中心，北京 海淀 100000；2.中國人口與發(fā)展研究中心，北京 海淀 100000；3.中共江蘇省委黨校 經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，江蘇 南京 210009)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，中國收入分配差距自20世紀(jì)80年代中期開始不斷擴(kuò)大，1985年中國的基尼系數(shù)僅為0.266，到2017年，該系數(shù)已超過0.4(一般而言，這一數(shù)值通常作為收入分配差距的“警戒線”)，達(dá)到0.467。按照國際慣例，通常將基尼系數(shù)劃分為5檔，大于0.4小于0.5為第4檔，此時(shí)，收入差距較大。雖然有研究顯示中國收入差距估計(jì)中存在各種原因造成的偏差，但中國社會收入分配差距自20世紀(jì)80年代中期開始不斷增大是一個(gè)不爭的事實(shí)[1]。收入差距的增大會帶來居民消費(fèi)水平的下降，擴(kuò)大家庭教育投入的差距，不利于個(gè)體人力資本的積累，進(jìn)而降低生產(chǎn)效率，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，影響居民福利水平的提高，最終影響社會的和諧穩(wěn)定。因此，收入差距問題一直為國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，造成收入差距擴(kuò)大的原因包括經(jīng)濟(jì)、政策和人力資本投資等多個(gè)方面，其中，社會保險(xiǎn)政策的不完善是中國收入差距不斷擴(kuò)大的主要原因之一[2]。社會保險(xiǎn)是調(diào)節(jié)居民收入差距的重要工具，然而，由于我國社保制度城鄉(xiāng)高度分化的特征，一定程度上造成了其對居民收入差距調(diào)節(jié)的失效，甚至部分社保項(xiàng)目還起了拉大收入差距的作用[3-4]。

以醫(yī)療保險(xiǎn)為例，我國醫(yī)療保險(xiǎn)長期采用“低保費(fèi)、高共付率”模式，合作醫(yī)療收益存在明顯不公平性，給高收入階層帶來的好處大于給低收入階層的好處[5]。因此，現(xiàn)行醫(yī)保制度不僅調(diào)節(jié)收入分配的效果不理想，部分項(xiàng)目甚至出現(xiàn)了“逆向調(diào)節(jié)”作用。香伶的研究就發(fā)現(xiàn)目前的醫(yī)療保險(xiǎn)制度在收入再分配方面缺乏相應(yīng)的調(diào)節(jié)機(jī)制，并沒有發(fā)揮應(yīng)有的功能[6]。曹陽等認(rèn)為，總體上分析，基本醫(yī)療保險(xiǎn)并沒有發(fā)揮收入再分配的調(diào)節(jié)作用，反而形成了逆向再分配效應(yīng)。進(jìn)一步分地區(qū)的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，這種效應(yīng)在東西部地區(qū)的表現(xiàn)具有一定差異，東部地區(qū)顯著，西部地區(qū)不顯著[7]。醫(yī)療保險(xiǎn)制度的逆向再分配效應(yīng)在不同群體和不同地區(qū)中也存在一定差異，在在職群體和發(fā)達(dá)地區(qū)表現(xiàn)更為顯著[8]。此外，醫(yī)療保險(xiǎn)制度的逆向再分配效應(yīng)在不同醫(yī)療保險(xiǎn)制度中具有一定差異，比如城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)制度在補(bǔ)償環(huán)節(jié)中的“逆向再分配”效應(yīng)非常顯著。最后，還有學(xué)者認(rèn)為社會保障拉大了收入差距，王茂福和謝勇才將社會保障視為一種轉(zhuǎn)移支付，認(rèn)為高收入階層從醫(yī)療保險(xiǎn)中得到的好處大于低收入階層居民，由此醫(yī)療保險(xiǎn)拉大了居民間的收入差距[9]。

也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，雖然我國醫(yī)保制度設(shè)計(jì)還存在很多問題和不足，但其對居民收入分配的調(diào)節(jié)確實(shí)發(fā)揮了一定積極作用。這是因?yàn)?，如果沒有醫(yī)保制度，一旦家庭因成員患病引發(fā)勞動力缺失，往往會導(dǎo)致收入減少而陷入貧困，發(fā)生“因病致貧、因病返貧”現(xiàn)象[10]，而合理的醫(yī)保制度設(shè)計(jì)可以有效解決“因病致貧、因病返貧”，進(jìn)而改善不合理的居民收入分配狀況。Wagstaff 等認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)具有按可支付能力籌資、按需分配的特性，正因?yàn)橛羞@些特性，其對國民收入再分配調(diào)節(jié)作用突出，能夠顯著促進(jìn)社會公平[11]。金彩紅認(rèn)為，醫(yī)療保險(xiǎn)制度之所以具有良好的收入再分配作用，是因?yàn)樵撝贫瓤梢詾樯鐣蓡T提供低廉的醫(yī)療保障，從而將個(gè)體所面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)降至最低[12]。權(quán)衡研究發(fā)現(xiàn)，無論是個(gè)人還是家庭，疾病導(dǎo)致的醫(yī)療支出和勞動力損失是造成其收入風(fēng)險(xiǎn)的重要因素，醫(yī)療保險(xiǎn)能分散疾病所帶來的各種風(fēng)險(xiǎn)，可以對低收入者的醫(yī)療服務(wù)開支進(jìn)行補(bǔ)助，因此，醫(yī)保在國民收入再分配中發(fā)揮了一定作用，可以減輕市場自身產(chǎn)生的收入初次分配不平等[13]。任苒和金鳳對“新農(nóng)合”的研究發(fā)現(xiàn)，該制度實(shí)施后，農(nóng)村居民收入差距不公平程度有所下降[14]。譚曉婷和鐘甫寧進(jìn)一步指出，“新農(nóng)合”制度對于補(bǔ)償患病群體有更大的作用，其對低收入群體的補(bǔ)償高于高收入群體[15]。高文書通過研究陜西省寶雞市的相關(guān)數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保障的轉(zhuǎn)移支出降低了城鄉(xiāng)居民的收入差距[16]。

綜上可見，現(xiàn)有關(guān)于醫(yī)療保險(xiǎn)對居民收入差距影響的研究尚存在較大爭議，由于研究視角不同，使用的數(shù)據(jù)、方法各異，這些研究的結(jié)論并不一致。醫(yī)療保險(xiǎn)對居民收入差距影響的定量研究相對缺乏，基于此，本文擬進(jìn)一步探究醫(yī)療保險(xiǎn)與居民收入差距的關(guān)系，以“新農(nóng)合”制度改革為背景，利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，并選擇社區(qū)參加“新農(nóng)合”的比例作為工具變量，用工具變量法論證“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距作用的因果效應(yīng)，進(jìn)一步，使用雙重差分模型(DID)因果效應(yīng)分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)，并比較“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的異質(zhì)性。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)變量

文中使用數(shù)據(jù)源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)，該調(diào)查追蹤了過去20多年中國居民的健康、營養(yǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)，考察了相關(guān)政策、社會經(jīng)濟(jì)狀況轉(zhuǎn)變對人口健康營養(yǎng)的影響。調(diào)查采用整群隨機(jī)抽樣調(diào)查方法，涉及住戶、營養(yǎng)、健康、成人、兒童和社區(qū)等方面，覆蓋我國東、中、西三大地區(qū)，樣本代表性較好，該調(diào)查數(shù)據(jù)已被眾多針對“新農(nóng)合”的研究采用。本文使用了1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年9次調(diào)查數(shù)據(jù)。[注]本文之所以使用1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年9次調(diào)查數(shù)據(jù)，是因?yàn)?“新農(nóng)合”從2003年起在全國部分縣(市)試點(diǎn)，到2010年已基本實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民全覆蓋。因此，通過這9年數(shù)據(jù)的對比，可以很好反映“新農(nóng)合”實(shí)施前后農(nóng)村居民收入的差異，反映“新農(nóng)合”實(shí)施對農(nóng)村居民收入差距的影響。

CHNS追蹤調(diào)查了個(gè)體參與 “新農(nóng)合”的情況，對應(yīng)的問題是“您是否參加了‘新農(nóng)合’？”，“0”代表沒有參加，“1”代表參加了。由于參加“新農(nóng)合”的不一定擁有城市戶口，所以，本研究參考其他學(xué)者的研究方法[17]，剔除了CHNS中所有城鎮(zhèn)居民點(diǎn)的調(diào)查對象，保留農(nóng)村居民點(diǎn)的個(gè)體作為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，以盡可能提高樣本數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

CHNS也追蹤調(diào)查了個(gè)體收入情況，本研究選擇CHNS問卷中 “個(gè)人凈總收入” “家庭人均收入”兩個(gè)問題的數(shù)據(jù)測度個(gè)體收入水平，并進(jìn)一步依據(jù)上述兩項(xiàng)數(shù)據(jù)計(jì)算得到社區(qū)層面的基尼系數(shù)，以反映農(nóng)村居民收入差距。除此之外，還選取了其他對收入差距有影響的因素作為控制變量，包括以下兩個(gè)方面：個(gè)體自身變量，主要有年齡、性別、民族、婚姻、受教育情況和家庭成員數(shù)量等；進(jìn)一步控制所需的宏觀變量，如通貨膨脹、固定投資、人口密度、人均GDP、城鎮(zhèn)化率等。由于某些變量存在缺失值，本文在使用CHNS原始數(shù)據(jù)時(shí)，對部分樣本的缺失值進(jìn)行了剔除。

(二)變量描述統(tǒng)計(jì)

表1根據(jù)樣本個(gè)體“新農(nóng)合”參與情況報(bào)告了變量的統(tǒng)計(jì)特征，包括全體樣本、參加和沒有參加“新農(nóng)合”兩類個(gè)體樣本的均值與標(biāo)準(zhǔn)差。觀察表1可以發(fā)現(xiàn)，個(gè)體收入方面，從個(gè)人凈總收入看，參合者的均值8.561，高于非參合者的8.417，從家庭人均收入看，參合者的均值8.357，高于非參合者的8.097。收入差距方面，不論采用個(gè)人凈總收入還是家庭人均收入，參合者均值均高于非參合者，這預(yù)示了實(shí)證分析將要得到的結(jié)果，即參加“新農(nóng)合”一定程度上拉大了農(nóng)村居民收入差距。此外，參合者的年齡、性別、民族、婚姻、家庭人數(shù)描述統(tǒng)計(jì)均值分別為41.867、1.519、1.927、2.074、25.924，均高于非參合者，但在受教育水平這一變量上參合者則低于非參合者的20.466。雖然從表1的簡單數(shù)據(jù)比較似乎可得出一定的結(jié)論，但是由于兩類人群在個(gè)體層面和宏觀層面的變量差異較大，所以還需要進(jìn)一步考察兩類人群在排除其他可觀測因素后的關(guān)系如何。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

續(xù)表1

全樣本參合者非參合者性別1.505(0.5)1.519(0.5)1.417(0.5)民族2.228(3.499)1.927(3.131)1.775(2.965)婚姻1.812(0.719)2.074(0.66)1.874(0.647)家庭人數(shù)17.474(22.588)25.924(33.523)20.648(28.094)教育16.271(8.684)16.143(8.487)20.466(8.32)通貨膨脹102.476(0.265)102.448(0.274)102.426(0.266)固定投資20 485.39(10 497.62)22 570.37(11 217.99)22 068.9(11 621.38)人口密度2 887.049(1 260.94)2 734.649(1 287.675)2 666.413(1 240.138)人均GDP41 231.39(15 928.06)46 192.97(17 732.68)47 783.28(19 921.83)城鎮(zhèn)化率0.497(0.087)0.526(0.094)0.534(0.116)

說明：(1)收入差距一為以個(gè)體凈總收入衡量的居民收入差距，收入差距二為以家庭人均收入衡量的居民收入差距；(2)括號外數(shù)字為均值，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差

(三)實(shí)證方法

1．基礎(chǔ)回歸模型

為了探索“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，參考成前等的研究[17]，構(gòu)建模型如下：

Yit=aDit+bXit+εit

其中，t代表調(diào)查的年份，i代表調(diào)查個(gè)體編號，被解釋變量Yit表示農(nóng)村居民收入差距情況，解釋變量Dit表示個(gè)體參加“新農(nóng)合”情況，控制變量Xit表示影響居民收入差距的其他因素，包括年齡、性別、民族、婚姻、家庭成員數(shù)量、受教育水平、通貨膨脹、固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化率、人口密度、人均GDP等，εit為誤差項(xiàng)。系數(shù)a是最重要的回歸參數(shù)，給出了處理組和控制組在收入差距上的平均效應(yīng)，反映了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的作用方向和水平。

2．內(nèi)生性問題處理

基礎(chǔ)回歸模型很可能存在內(nèi)生性問題，內(nèi)生性的來源首先是反向因果，即收入差距也是決定居民參加“新農(nóng)合”的重要因素。其次是參加“新農(nóng)合”的個(gè)體具有不可觀測的特質(zhì)，這些特質(zhì)可能導(dǎo)致逆向選擇，從而影響居民收入差距，導(dǎo)致計(jì)量方程的殘差與自變量相關(guān)，出現(xiàn)有偏估計(jì)，最終造成基礎(chǔ)回歸得到的農(nóng)村居民收入差距與“新農(nóng)合”之間的結(jié)果是相關(guān)關(guān)系，而非因果效應(yīng)[18]。為了處理內(nèi)生性問題，參考研究的通常做法，選擇社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為“新農(nóng)合”的工具變量，進(jìn)行工具變量回歸。

三、”新農(nóng)合”與居民收入差距的關(guān)系

(一)基礎(chǔ)回歸分析

表2給出了全部樣本下“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的估計(jì)結(jié)果，其中模型1、模型2為“新農(nóng)合”對以個(gè)體凈總收入衡量的農(nóng)村居民收入差距影響的估計(jì)結(jié)果，模型3、模型4為“新農(nóng)合”對以家庭人均收入衡量的農(nóng)村居民收入差距影響的估計(jì)結(jié)果。具體分析可見：以個(gè)體凈總收入衡量的收入差距作為因變量的模型估計(jì)顯示，參加“新農(nóng)合”后農(nóng)村居民收入差距增大了0.058 2，以家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量的模型估計(jì)結(jié)果為0.04，且均有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著意義。從表2可以看出，不論是以個(gè)體凈總收入還是以家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用在統(tǒng)計(jì)水平上均顯著。其他變量分析顯示，居民收入差距也與年齡、教育、性別、民族、婚姻情況、通貨膨脹、家庭成員數(shù)量、固定資產(chǎn)投資、人均GDP、城市化率和人口密度等均有關(guān)，這些結(jié)果都與已有研究相一致。

表2 基礎(chǔ)回歸估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

模型1模型2模型3模型4人均GDP2.10E-06???(2.33E-07)-6.20E-07???(2.21E-07)城市化率-0.798???(0.033 6)-0.396???(0.031 9)觀測值15 44715 44719 97219 972統(tǒng)計(jì)量208.29613.27174.29613.36

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型1和模型2的因變量為收入差距一，其中模型1未控制宏觀變量，模型2控制了宏觀變量，模型3和模型4為收入差距二，其中模型3未控制宏觀變量，模型4控制了宏觀變量；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

(二)內(nèi)生性處理

由于基礎(chǔ)回歸中嚴(yán)苛的假設(shè)條件很難得到滿足，基礎(chǔ)回歸結(jié)果可能并不反映“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的因果效應(yīng)，因此需要考慮使用工具變量進(jìn)行回歸。筆者選擇社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的農(nóng)村居民比例作為“新農(nóng)合”的工具變量。在進(jìn)行工具變量回歸之前，首先考察社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的農(nóng)村居民比例對居民收入差距的簡約影響，采用以下模型進(jìn)行估計(jì)：

Yit=cRjt+dXit+εit

其中Rjt為t年j社區(qū)中參加“新農(nóng)合”的居民比例，c就是社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的居民比例對農(nóng)村居民收入差距的簡約影響。表3報(bào)告了簡約形式的回歸結(jié)果，模型5、模型6分別報(bào)告了以個(gè)體凈總收入和家庭人均收入衡量的收入差距作為因變量的模型估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，以個(gè)體凈總收入和家庭人均收入衡量的收入差距為因變量的估計(jì)結(jié)果未發(fā)生太大變化，估計(jì)系數(shù)分別為0.083 8、0.085 3，且均在統(tǒng)計(jì)水平上顯著。因此，不論是以個(gè)體凈總收入還是以家庭人均收入衡量的收入差距作為因變量進(jìn)行估計(jì)，社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的居民比例與農(nóng)村居民收入差距之間都存在非常強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。顯然簡約形式的回歸為“新農(nóng)合”可能有加大農(nóng)村居民收入差距的作用提供了間接證據(jù)。

在簡約影響分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為參加“新農(nóng)合”的工具變量進(jìn)行估計(jì)，表3報(bào)告了工具變量估計(jì)結(jié)果。分析可見，以個(gè)體凈總收入和家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量，工具變量估計(jì)系數(shù)分別為0.048 6和0.03，證明“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距拉大的因果效應(yīng)確實(shí)存在。第一階段回歸中，社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例變量估計(jì)系數(shù)為1.49，且在1%水平上顯著，顯示社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例對于個(gè)人參加“新農(nóng)合”存在顯著的正向作用，兩者高度相關(guān)。同時(shí)，判別弱工具變量的統(tǒng)計(jì)量超過了文獻(xiàn)中的常用標(biāo)準(zhǔn)[19]，證明使用社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為工具變量不存在弱工具變量問題。

表3 工具變量估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)工具變量兩階段的第一階段估計(jì)統(tǒng)計(jì)量為F，其余為Wald chi2；(3)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型5和模型6為簡約回歸，模型7和模型8為工具變量回歸，其中，模型5和模型7因變量為收入差距一，模型6和模型8因變量為收入差距二；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

在工具變量回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用雙重差分模型(DID)探索“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的因果效應(yīng)。模型構(gòu)建如下：

Yit=aTit·Wit+bXit+cTit+dWit+εit

其中，t代表調(diào)查的年份，i代表調(diào)查個(gè)體編號，Wit表示地區(qū)虛擬變量，如果一個(gè)地區(qū)實(shí)施了“新農(nóng)合”，那么賦值為1，否則為0，Tit表示時(shí)間虛擬變量，“新農(nóng)合”實(shí)施以前賦值為0，“新農(nóng)合”實(shí)施以后賦值為1，地區(qū)虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)Wit·Tit表示雙重差分估計(jì)量，其估計(jì)系數(shù)a表示“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響。表4報(bào)告了雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果。分析發(fā)現(xiàn)，雙重差分模型(DID)估計(jì)系數(shù)分別為0.025、0.009，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，其他變量結(jié)果未發(fā)生太大變化。同時(shí)，估計(jì)結(jié)果通過了雙重差分模型(DID)的常用檢測，進(jìn)一步證實(shí)了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的作用確實(shí)存在因果效應(yīng)。

表4 雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)模型9因變量為收入差距一，模型10因變量為收入差距二；(3)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的穩(wěn)健性，對收入調(diào)整樣本量進(jìn)行了表5的安慰劑檢驗(yàn)，先將樣本按收入排序，首先刪除最低50%收入樣本，再使用面板模型在控制微觀和宏觀變量的情形下分別進(jìn)行估計(jì)，觀察發(fā)現(xiàn)第1、2列估計(jì)系數(shù)分別為0.065 3、0.044 7，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；然后刪除最高50%收入樣本，再使用面板模型在控制微觀和宏觀變量的情形下分別進(jìn)行估計(jì)，觀察發(fā)現(xiàn)第3、4列估計(jì)系數(shù)分別為0.044 8、0.033，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。比較以上兩種情況可以發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響在高收入人群中更顯著?；仡櫳衔目梢姡?回歸結(jié)果仍與表2基本保持一致，可以認(rèn)為上文得到的“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型11和模型12為刪除最低50%收入樣本后的回歸模型，模型13和模型14為刪除最高50%收入樣本后的回歸模型，其中，模型11和模型13因變量為收入差距一，模型12和模型14因變量為收入差距二；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

四、進(jìn)一步討論

(一)個(gè)體層面的系統(tǒng)性差異分析

直觀上，“新農(nóng)合”對于某些按屬性劃分的不同居民群體收入差距的影響可能存在系統(tǒng)差異。為了探究這種影響的人群異質(zhì)性，提高政策干預(yù)的準(zhǔn)確性，本研究按照年齡、性別和地區(qū)對樣本進(jìn)行分組，檢驗(yàn)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的人群差異。結(jié)果表明：(1)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在中老年人身上。將全部樣本以40歲為基準(zhǔn)分成青年和中老年兩個(gè)子樣本[注]本文樣本的年齡中位數(shù)位于40歲附近，基于此，以40歲為基準(zhǔn)將全部樣本分成青年和中老年兩個(gè)子樣本。，分別進(jìn)行估計(jì)，表6Panal A的前四列報(bào)告了按年齡分組回歸的結(jié)果，控制微觀和宏觀變量，青年組的回歸系數(shù)為0.044 1、0.033 9，中老年組的回歸系數(shù)為0.064 9、0.045 2，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。(2)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在女性身上。表6Panal A的后四列報(bào)告了按性別分組的子樣本回歸結(jié)果，控制微觀和宏觀變量的男性組回歸系數(shù)為0.052 9、0.036 3，女性組為0.064 5、0.044 0，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，顯示“新農(nóng)合”對女性收入差距的影響大于男性。(3)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在已婚者身上。表6 Panal B的前四列報(bào)告了按婚姻分組的子樣本回歸結(jié)果，分析發(fā)現(xiàn)，控制微觀和宏觀變量的已婚組回歸系數(shù)為0.061 3、0.044 0，未婚組為0.044 1、0.031 3，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

(二)空間層面的系統(tǒng)性差異分析

“新農(nóng)合”對于不同居民群體收入差距的影響可能還存在空間層面的系統(tǒng)差異，其中一個(gè)重要的差異就是“新農(nóng)合”對地區(qū)農(nóng)村居民間收入差距影響的系統(tǒng)差異。為進(jìn)一步研究分析這一差異，我們在基本模型的基礎(chǔ)上又分地區(qū)樣本考察“新農(nóng)合”對居民收入差距影響的空間層面的系統(tǒng)性差異，表6的Panal B報(bào)告了回歸結(jié)果。

表6 個(gè)體層面的系統(tǒng)性差異分析

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)收入差距一為以個(gè)體凈總收入衡量的居民收入差距，收入差距二為以家庭人均收入衡量的居民收入差距；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

觀察表6 Panal B后四列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在東部地區(qū)，“新農(nóng)合”對東部居民收入差距擴(kuò)大的推動作用更顯著。具體來看，控制微觀和宏觀變量，東部地區(qū)回歸系數(shù)為0.086 2、0.073 5，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，西部地區(qū)為0.040 3、0.008 14，并不顯著，這表明“新農(nóng)合”擴(kuò)大收入差距的作用在東部地區(qū)更顯著。仔細(xì)分析可以發(fā)現(xiàn)，改革開放40多年來，我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地區(qū)差距一定程度上有所擴(kuò)大，正是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地區(qū)差距導(dǎo)致的地方政府政策力度的差異，帶來了“新農(nóng)合”對不同地區(qū)間農(nóng)村居民收入差距影響的差異性。

五、結(jié)論與建議

本文利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，并選擇社區(qū)參加“新農(nóng)合”的比例作為工具變量，用工具變量法論證了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距作用的因果效應(yīng)，再用雙重差分模型(DID)因果效應(yīng)分析法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后比較了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：“新農(nóng)合”增大了農(nóng)村居民間的收入差距，工具變量估計(jì)結(jié)果證實(shí)了“新農(nóng)合”對農(nóng)村收入差距影響作用的因果效應(yīng)，進(jìn)一步的雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果證實(shí)了這一因果效應(yīng)的穩(wěn)健性。同時(shí)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在個(gè)體層面，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在中老年、女性和已婚居民群體中；在空間層面，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在東部地區(qū)居民群體中?！靶罗r(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距有加大作用的事實(shí)在一定程度上制約了“新農(nóng)合”制度平抑收入差距效用的發(fā)揮。本文認(rèn)為，未來應(yīng)繼續(xù)調(diào)整資源投入，增加“新農(nóng)合”制度供給，穩(wěn)步推進(jìn)“新農(nóng)合”制度改革，但改革中要特別注意“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距有增大作用這一問題。為了減弱這一作用對“新農(nóng)合”應(yīng)有效用發(fā)揮的制約，要改變之前的“新農(nóng)合”供給模式，以農(nóng)民需求導(dǎo)向作為“新農(nóng)合”進(jìn)一步改革的出發(fā)點(diǎn)，避免公共服務(wù)供給的無效和浪費(fèi)。此外，在推進(jìn)“新農(nóng)合”制度改革時(shí)，要注意推動相關(guān)政策向老人、兒童和婦女等弱勢群體傾斜，重點(diǎn)偏向農(nóng)村，偏向低收入、低教育水平人口，加大對基層醫(yī)療的人力、財(cái)力、物力支持，切實(shí)提高基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力和服務(wù)水平。