社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民收入的沖擊效應(yīng)與傳導(dǎo)機(jī)制
——來(lái)自新農(nóng)合大病保險(xiǎn)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

趙為民

(安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

2003年及2009年中國(guó)分別在全國(guó)農(nóng)村推行新型農(nóng)村合作醫(yī)療(簡(jiǎn)稱新農(nóng)合)以及新農(nóng)合大病保險(xiǎn)制度，至2012年基本實(shí)現(xiàn)了對(duì)農(nóng)村人口的全面覆蓋，財(cái)政補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)從2010年的每人每年120元,提高到了2016年的420元，大病保險(xiǎn)的報(bào)銷比例則接近75%。然而，公共支出與成員平等分享之間并沒(méi)有必然聯(lián)系[1]，擁有不同稟賦的人群在接受同等的福利項(xiàng)目時(shí)可能產(chǎn)生不同的福利后果[2]。那么中國(guó)農(nóng)村的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度在農(nóng)村不同收入群體之間有著怎樣的受益分布，能否緩解農(nóng)村居民的收入不平等，縮小農(nóng)村收入差距？在當(dāng)下的中國(guó)這是一個(gè)非常重要的問(wèn)題，值得深入探討。

許多文獻(xiàn)從制度設(shè)計(jì)層面研究了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)公平性的問(wèn)題，例如，吳成丕(2003)基于衛(wèi)生服務(wù)利用、籌資渠道等角度，評(píng)估了中國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)改革中一種具有普遍意義的模式——威海模式的公平性[3]。譚曉婷和鐘甫寧(2010)對(duì)新農(nóng)合不同的補(bǔ)償模式進(jìn)行了分析研究，認(rèn)為與家庭賬戶相比，實(shí)施住院統(tǒng)籌或住院統(tǒng)籌加門診統(tǒng)籌的補(bǔ)償模式更有利于低收入人群[4]。Finkelstein et al.(2011)分析了奧巴馬醫(yī)改方案對(duì)中低收入階層在醫(yī)療服務(wù)利用與健康改善方面的異質(zhì)性效應(yīng)[5]。而更多的文獻(xiàn)則是直接研究社會(huì)醫(yī)療保障對(duì)居民消費(fèi)、福利等產(chǎn)生的異質(zhì)性沖擊。例如，Jack & Sheiner(1997)從理論上證明了不同的保險(xiǎn)費(fèi)用支付模式可產(chǎn)生不同的福利效應(yīng)[6]。白重恩等(2012)研究了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的異質(zhì)性影響[7]。此外，類似的研究還有Engen & Gruber(2001)對(duì)美國(guó)的研究[8]、Atella et al.(2005)對(duì)意大利的研究等[9]，結(jié)論大都支持社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民消費(fèi)及福利具有異質(zhì)性作用。

關(guān)于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)收入分配的影響，不少文獻(xiàn)是基于公共支出受益歸宿分析框架(Benefit Incidence Analysis, BIA)展開(kāi)研究(1)早在1979年，Meerman和Selowsky等人就提出了對(duì)公共支出直接受益進(jìn)行量化的成本法，后經(jīng)世界銀行學(xué)者的推動(dòng)和完善[10][11]逐漸發(fā)展成公共支出受益歸宿分析的標(biāo)準(zhǔn)框架。，李永友和鄭春榮(2016)認(rèn)為新醫(yī)改后公共醫(yī)療支出使得居民基尼系數(shù)降低了5至7個(gè)百分點(diǎn)，但基尼系數(shù)的降低主要來(lái)自中等收入群體[10]。Wagstaff et al.(2014)、解堊(2009)從不同收入階層醫(yī)療服務(wù)利用的角度探討了醫(yī)療保險(xiǎn)的分配公平性[11][12]；Zhong H.(2011)從醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)償比例、補(bǔ)償模式等角度分析了醫(yī)療保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)[13]。近年來(lái)采用“自然實(shí)驗(yàn)”研究醫(yī)療保險(xiǎn)政策效應(yīng)的文獻(xiàn)日漸增多。例如，程令國(guó)和張曄(2012)使用雙重差分傾向得分匹配(PSM-DID)方法研究了新農(nóng)合的經(jīng)濟(jì)績(jī)效與健康績(jī)效[14]。白重恩等(2013)采用無(wú)條件分位數(shù)處理效應(yīng)方法，研究了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的再分配效應(yīng)[15]。

綜上所述，中外學(xué)者們對(duì)社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的公平問(wèn)題進(jìn)行了廣泛的研究，但是以直接的收入再分配作為研究目標(biāo)的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，多數(shù)文獻(xiàn)止步于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)收入分配影響的估計(jì)和評(píng)價(jià)，并沒(méi)有就社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)收入差距影響的具體渠道展開(kāi)深入的分析。一般來(lái)說(shuō)，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)收入分配的影響主要通過(guò)兩個(gè)渠道發(fā)生作用：一是直接渠道，醫(yī)療保險(xiǎn)的報(bào)銷收入可以彌補(bǔ)家庭收入損失，這可以視為家庭獲得了一種直接轉(zhuǎn)移支付收入。二是間接渠道，醫(yī)療保險(xiǎn)提高了醫(yī)療服務(wù)的可及性，參保者可以利用醫(yī)療服務(wù)改善健康水平，從而提高自身的人力資本；此外，醫(yī)療保險(xiǎn)可以使得參保者減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，增加人力資本投資(教育、培訓(xùn)等)以及物質(zhì)資本投資，從而增強(qiáng)其收入獲得能力[16][17]。已有文獻(xiàn)忽視了影響機(jī)制和作用渠道的分析，這在一定程度上削弱了研究的實(shí)踐價(jià)值。

本文利用中國(guó)各地區(qū)推行大病保險(xiǎn)的進(jìn)程差異所提供的“自然實(shí)驗(yàn)”機(jī)會(huì)，通過(guò)雙重差分方法對(duì)大病保險(xiǎn)的收入分配效應(yīng)以及作用機(jī)制展開(kāi)分析研究，研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合大病保險(xiǎn)總體上擴(kuò)大了農(nóng)村居民的收入差距，使得基尼系數(shù)增長(zhǎng)了約11個(gè)百分點(diǎn)，但是這種收入差距的擴(kuò)大作用并非通過(guò)抑制低收入群體收入這一方式實(shí)現(xiàn)(2)醫(yī)療保險(xiǎn)并不必然促進(jìn)參保者的收入增長(zhǎng)，因?yàn)閰⒈Ｕ呓患{了參保費(fèi)用，如果在投保期間沒(méi)有疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊，從而未獲得任何醫(yī)療補(bǔ)償，參保者的收入反而是降低了。此外，醫(yī)療保險(xiǎn)可能會(huì)推高醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，如果報(bào)銷收入不足以彌補(bǔ)價(jià)格的上漲，則參保者的實(shí)際收入也會(huì)下降。，而是大病保險(xiǎn)受益不均擴(kuò)大了收入差距。對(duì)作用渠道的研究發(fā)現(xiàn),直接影響渠道并沒(méi)有擴(kuò)大收入差距，大病保險(xiǎn)的直接受益具有累進(jìn)性，并且隨著時(shí)間推移逐漸向窮人傾斜。實(shí)證并沒(méi)有找到大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民受教育水平、接受工作培訓(xùn)異質(zhì)性影響的證據(jù)，但是發(fā)現(xiàn)高收入家庭的健康改善效應(yīng)顯著大于低收入家庭，因此大病保險(xiǎn)通過(guò)擴(kuò)大不同收入群體的健康差距，間接擴(kuò)大了收入差距。

二、農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)收入再分配的機(jī)制分析

社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)參保者收入的異質(zhì)性影響決定了其收入再分配的性質(zhì)。圖1將社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)參保者的收入影響分為直接渠道和間接渠道。直接渠道主要是指參保者通過(guò)醫(yī)療消費(fèi)獲得了保險(xiǎn)補(bǔ)償收入，而間接渠道是指通過(guò)醫(yī)療消費(fèi)或非醫(yī)療消費(fèi)行為，改善了參保者的人力資本和物質(zhì)資本，間接提升了參保者的收入。

圖1 社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的收入影響渠道

新農(nóng)合籌資機(jī)制主要是政府補(bǔ)貼和個(gè)人繳費(fèi)，如果低收入群體利用的醫(yī)療服務(wù)比高收入群體多，就意味著這一群體在利用醫(yī)療服務(wù)改善自身健康的同時(shí)，將大部分的成本轉(zhuǎn)嫁給了他人，這實(shí)際上是政府補(bǔ)貼和高收入群體繳納的保費(fèi)向低收入群體進(jìn)行了收入轉(zhuǎn)移；反之，則是公共財(cái)政和低收入群體繳費(fèi)在補(bǔ)貼高收入群體。由于新農(nóng)合降低了醫(yī)療服務(wù)成本，從而促使人們更多地消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)改善自身健康水平，同時(shí)新農(nóng)合也將減少預(yù)防性儲(chǔ)蓄，刺激人們將更多的資金投入到教育、培訓(xùn)以及再生產(chǎn)領(lǐng)域，間接促進(jìn)收入增長(zhǎng)。但是上述影響的異質(zhì)性效應(yīng)難以確定。對(duì)于健康改善來(lái)說(shuō)，一方面，低收入者的醫(yī)療服務(wù)需求彈性大于高收入者，因此隨著醫(yī)療保障水平的提升，低收入者會(huì)更多地利用醫(yī)療服務(wù)；另一方面，在同樣的疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊下，對(duì)于社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)引致的醫(yī)療總支出，高收入群體大于低收入群體，因此高收入群體得到的醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量更高，健康改善效果也更好。這兩方面的作用孰大孰小，同樣受到保障水平、籌資補(bǔ)償模式等醫(yī)療保險(xiǎn)制度規(guī)則的影響。對(duì)于促進(jìn)人們教育投資和物質(zhì)投資的研究，一般都遵循“平滑風(fēng)險(xiǎn)—心理預(yù)期—行為響應(yīng)”的分析路徑，此種路徑的每個(gè)節(jié)點(diǎn)都存在不確定性，例如人們不同的認(rèn)知水平、風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)影響其對(duì)未來(lái)收入的心理預(yù)期，而即便心理預(yù)期相同，不同人群的行為響應(yīng)受消費(fèi)習(xí)慣、生活態(tài)度等的影響，其消費(fèi)行為也會(huì)存在較大差異，因此理論上難以作出準(zhǔn)確預(yù)測(cè)。

本文根據(jù)CFPS2010年和2016年農(nóng)村居民的收入與健康信息，利用醫(yī)療衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)中常用的“兩周患病率與就診率”這一指標(biāo)對(duì)農(nóng)村居民的健康狀況和醫(yī)療服務(wù)利用進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析。具體結(jié)果如表1所示。從患病率來(lái)看，隨著收入的提高，居民患病率逐漸降低，最低收入組的兩周患病率最大，最高收入組的最小，這說(shuō)明居民收入與健康狀況負(fù)相關(guān)，但是隨著時(shí)間的推移，各組的患病概率都在增大(最高收入組不顯著)(3)這一異?，F(xiàn)象可能的解釋是，該指標(biāo)是基于“過(guò)去兩周內(nèi)，您是否感到身體不適”這一問(wèn)題計(jì)算得來(lái)，對(duì)該問(wèn)題的回答取決于個(gè)人的主觀感受，而隨著生活水平的提高人們可能更加關(guān)注身體健康，從而導(dǎo)致“患病率”的提高，此外我們也沒(méi)有控制其他影響因素(老齡化、環(huán)境污染等)。。從就診率來(lái)看，該指標(biāo)隨著收入的提高呈下降趨勢(shì)(4)這和我們通常的預(yù)期不同，但是這一數(shù)值沒(méi)有控制其他影響因素，如醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量(村衛(wèi)生所還是市級(jí)醫(yī)院)、疾病性質(zhì)(慢性病還是急性病)等。，實(shí)施大病保險(xiǎn)后的2016年與未實(shí)施大病保險(xiǎn)的2010年相比，各收入分組的就診率均明顯提高且高度顯著，二者之間是否存在因果關(guān)系，還需要采用更加可信的方法加以驗(yàn)證。

表1 不同收入水平農(nóng)村居民的兩周患病率與就診率

三、大病保險(xiǎn)對(duì)收入差距影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選擇

本研究所用的微觀數(shù)據(jù)部分來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心(ISSS)實(shí)施的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)的農(nóng)村樣本，有關(guān)省份的宏觀數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒》。目前CFPS發(fā)布了2010年、2012年、2014年和2016年共四年的調(diào)查數(shù)據(jù)，因此本研究的樣本也是由這四年構(gòu)成的面板數(shù)據(jù)，其時(shí)間跨度符合本研究所采用的估計(jì)方法(DID)的需要：2010年和2012年是基準(zhǔn)年，2014年是部分省份(處理組)實(shí)施大病保險(xiǎn)的第二年(大病保險(xiǎn)對(duì)健康和收入的影響具有滯后性)，2016年所有省份均實(shí)施了大病保險(xiǎn)(5)需要指出的是，CFPS記載的經(jīng)濟(jì)類信息很多是調(diào)查前一年的信息，如CFPS2010年的數(shù)據(jù)，其收入和消費(fèi)等記錄的是上一年(2009年)的情況，但這并未影響本研究采用的DID估計(jì)方法。。納入研究的地區(qū)包括河北、山西、天津、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、上海、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅等24個(gè)省份(北京在2010年沒(méi)有農(nóng)村樣本，其他省份數(shù)據(jù)未包含在CFPS數(shù)據(jù)中)。

根據(jù)實(shí)證需要，本研究選擇了家庭收入、家庭特征和省份特征三組變量，表2給出了具體變量和統(tǒng)計(jì)描述結(jié)果。

表2 變量統(tǒng)計(jì)描述

續(xù)表

(二)計(jì)算不平等指數(shù)

本研究選擇人均收入(F_Income_Pee)作為計(jì)算不平等指數(shù)的福利指標(biāo)。由于CFPS采用分層隨機(jī)聚類抽樣，省作為分層單位，省以下隨機(jī)抽樣，CFPS給出了家庭的樣本權(quán)重，因此在計(jì)算各省份的不平等指數(shù)時(shí)，利用家庭人口數(shù)作為個(gè)人權(quán)重進(jìn)行加權(quán)處理，在涉及到全國(guó)性的統(tǒng)計(jì)推斷時(shí)，將家庭權(quán)重乘以個(gè)人權(quán)重進(jìn)行加權(quán)處理。表3給出了中國(guó)農(nóng)村居民不平等指數(shù)的測(cè)算結(jié)果。

表3 不平等指數(shù)

(三)雙重差分估計(jì)(DID)

各省份在新農(nóng)合中引入大病保險(xiǎn)的進(jìn)程不同，這為我們提供了一個(gè)“自然實(shí)驗(yàn)”以估計(jì)該政策的收入沖擊效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，2010年所有省份都沒(méi)有開(kāi)展新農(nóng)合大病保險(xiǎn)，2013年有部分省份(吉林、山東、湖北、江西、浙江、福建、山東、重慶)開(kāi)始在全省范圍內(nèi)實(shí)施大病保險(xiǎn)(6)判斷的依據(jù)是各省份頒布的實(shí)施方案或?qū)嵤┮庖?jiàn)。，2015年全國(guó)所有省份均開(kāi)始實(shí)施新農(nóng)合大病保險(xiǎn)，因此回歸模型(DID)設(shè)定為:

(1)

其中，Ypt表示p省t年的收入不平等指數(shù)；γp表示省份固定效應(yīng)；λt表示時(shí)間固定效應(yīng)；treatmentpt為處理變量，如果p省在t年實(shí)施了大病保險(xiǎn)則取值為1，否則為0。εpt為干擾項(xiàng)。X為隨時(shí)間變化的宏觀特征變量，包括人均GDP(S_Gdp)、GDP增長(zhǎng)率(S_Indic)、城鎮(zhèn)化率(S_Urban)、人均本級(jí)財(cái)政收入(S_Reven)和人均住院費(fèi)用(S_Cost)。選擇人均本級(jí)財(cái)政收入和人均住院費(fèi)用的原因是，地區(qū)的財(cái)政充裕程度和人均醫(yī)療費(fèi)用支出情況可能會(huì)影響地區(qū)實(shí)施大病保險(xiǎn)的決策，因此如果不控制上述變量可能導(dǎo)致treatment變量的內(nèi)生性。Z表示家庭特征變量的地區(qū)均值，包括戶均成人年齡(F_Age)、人均家庭農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)面積(F_land)、戶均受教育水平(F_Edu)、戶均中共黨員數(shù)(F_Party)、生產(chǎn)性固定資產(chǎn)(F_Asset)、60歲以上老人數(shù)(F_60)、16歲以下未成年人數(shù)(F_16)、農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入比例(F_Ratio)。式(1)的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 不平等指數(shù)的DID估計(jì)結(jié)果

由表4可知，treatment的系數(shù)估計(jì)值均為正，說(shuō)明新農(nóng)合大病保險(xiǎn)起著放大農(nóng)村居民收入差距的效果，其中，基尼系數(shù)和變異系數(shù)在三種情況下均高度顯著，泰爾一階指數(shù)在兩種情況下顯著，平均對(duì)數(shù)離差在第一種情況下顯著。綜合表4的結(jié)果，總體上可以得出如下結(jié)論，新農(nóng)合大病保險(xiǎn)放大了農(nóng)村居民的收入差距。

然而，即便我們控制了上述地區(qū)許多特征變量，仍然可能有遺漏變量同時(shí)影響收入差距和大病保險(xiǎn)進(jìn)程，使得大病保險(xiǎn)時(shí)間決策具有內(nèi)生性，即導(dǎo)致DID的共同趨勢(shì)假設(shè)不成立。為此，本文進(jìn)行協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)被許多DID研究文獻(xiàn)用于共同趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)。我們將式(1)中的每個(gè)控制變量依次作為因變量，做DID回歸并檢驗(yàn)treatment系數(shù)的顯著性。結(jié)果顯示(7)限于篇幅未給出具體結(jié)果，作者備索。，絕大部分控制變量的DID估計(jì)結(jié)果均不顯著，因此可以認(rèn)定共同趨勢(shì)假設(shè)成立。該檢驗(yàn)結(jié)果也為后續(xù)的DID估計(jì)提供了穩(wěn)健性支撐。

四、收入差距擴(kuò)大的機(jī)制分析：收入沖擊的異質(zhì)性效應(yīng)

本節(jié)將研究大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民收入的異質(zhì)性效應(yīng)，從而能更加準(zhǔn)確地理解大病保險(xiǎn)對(duì)收入差距沖擊的機(jī)制。這里我們?nèi)匀徊捎肈ID方法進(jìn)行估計(jì)，但式(2)的樣本單位為農(nóng)戶家庭。

(2)

其中，Yipt為p省t時(shí)期第i個(gè)農(nóng)戶家庭的人均收入，Zipt為農(nóng)戶家庭特征的控制變量，變量選取同式(1)，但變量值不再按照省份平均，其他變量的含義與取值均與式(1)相同。具體估計(jì)時(shí)，將樣本按照2012年家庭人均收入從低到高分為十等分組(組1～組10)，對(duì)每一收入組別采用式(2)進(jìn)行估計(jì)，圖2從左至右依次給出了十個(gè)組別的treatement系數(shù)估計(jì)。

圖2 人均收入十分位組系數(shù)估計(jì)結(jié)果注：人均收入單位為元，取對(duì)數(shù)形式；收入金額以2010年可比價(jià)格進(jìn)行調(diào)整；控制變量的選擇同表2；采用家庭權(quán)重乘以個(gè)人權(quán)重進(jìn)行加權(quán)估計(jì)；豎線部分為95%的置信區(qū)間。

從圖2可見(jiàn)，所有分位組的treatment估計(jì)系數(shù)均為正，并且在95%的置信水平上顯著，這說(shuō)明新農(nóng)合大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)民收入具有正向促進(jìn)作用，但是從最低收入組和最高收入組的政策效應(yīng)來(lái)看，大病保險(xiǎn)對(duì)高收入組的收入促進(jìn)作用更為明顯，使得高收入組的收入大約增長(zhǎng)了10%～20%，而低收入組僅僅增長(zhǎng)5%左右。以上結(jié)果提示我們，大病保險(xiǎn)并不是通過(guò)抑制低收入者的收入這一方式擴(kuò)大收入差距，而是所有農(nóng)村居民均從大病保險(xiǎn)中受益，只不過(guò)高收入者受益更多，從而間接擴(kuò)大了收入差距。

進(jìn)一步對(duì)式(2)運(yùn)用條件分位數(shù)模型對(duì)不同收入分位組的異質(zhì)性進(jìn)行再估計(jì)，結(jié)果如圖3所示。

圖3 四類收入的條件分位數(shù)雙重差分估計(jì)結(jié)果注：自左至右被解釋變量分別是人均收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)凈收入、工資性收入以及非農(nóng)經(jīng)營(yíng)性凈收入；收入取對(duì)數(shù)形式，收入金額以2010年可比價(jià)格進(jìn)行調(diào)整；估計(jì)方法和變量選擇同表3；陰影部分為95%的置信區(qū)間。

圖3的結(jié)果顯示，大病保險(xiǎn)對(duì)人均收入具有顯著促進(jìn)作用，但是高收入家庭收入增長(zhǎng)更多，這與我們采用分組回歸得到的結(jié)果類似。進(jìn)一步對(duì)家庭主要收入進(jìn)行類似分析可見(jiàn)，大病保險(xiǎn)促進(jìn)了農(nóng)村家庭的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)凈收入和工資性收入，上述收入與人均收入具有類似特征，即高收入家庭的受益大于低收入家庭，但非農(nóng)經(jīng)營(yíng)性凈收入并不具有這樣的趨勢(shì)，其政策效應(yīng)在所有分位區(qū)間均不顯著?？傊?，高收入家庭相對(duì)低收入家庭受益更多，因此大病保險(xiǎn)間接擴(kuò)大了農(nóng)村居民的收入差距。

五、收入差距擴(kuò)大的渠道分析：受益歸宿與人力資本

(一)直接渠道：受益歸宿分析

參保居民利用醫(yī)療服務(wù)并獲得保險(xiǎn)補(bǔ)償收入，這是參保者從醫(yī)療保險(xiǎn)中受益的直接渠道。這里采用公共支出受益歸宿分析框架，對(duì)大病保險(xiǎn)的直接受益進(jìn)行實(shí)證分析。根據(jù)基尼系數(shù)按收入來(lái)源的分解規(guī)則，假設(shè)總收入Y由K項(xiàng)彼此獨(dú)立的收入YK組成，則基尼系數(shù)G可按式(3)分解：

(3)

其中，n為總?cè)藬?shù)，μ為收入均值，i為按照總收入由低到高的個(gè)體排序位次。

圖4 農(nóng)村醫(yī)療保障受益集中曲線注：采用家庭權(quán)重乘以個(gè)人權(quán)重進(jìn)行加權(quán)估計(jì)；處理組是指在2013年在全省范圍內(nèi)實(shí)施大病保險(xiǎn)的省份，對(duì)照組是指在2013年尚未實(shí)施大病保險(xiǎn)的省份。

由圖4可見(jiàn)，新農(nóng)合隨著實(shí)施時(shí)間的推移，低收入群體的受益越來(lái)越大，集中曲線的性質(zhì)從累進(jìn)性轉(zhuǎn)變?yōu)榱讼蚋F人傾斜。而2014年處理組實(shí)施了大病保險(xiǎn)，其受益曲線也超過(guò)了45度線，但是此種差異微小且不顯著，這說(shuō)明實(shí)施大病保險(xiǎn)的省份并沒(méi)有改變新農(nóng)合的受益性質(zhì)。因此，新農(nóng)合大病保險(xiǎn)的直接受益渠道并不能解釋其擴(kuò)大收入差距這一現(xiàn)象。

(二)間接渠道：大病保險(xiǎn)與人力資本(9)由于CFPS沒(méi)有記錄農(nóng)村居民家庭的生產(chǎn)性物質(zhì)資本投資信息，因此本文主要就新農(nóng)合大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民人力資本的影響進(jìn)行分析評(píng)估。

前文已經(jīng)分析了間接渠道發(fā)生作用的兩種途徑，如果這一作用對(duì)于不同收入組的影響存在異質(zhì)性，那么社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)將對(duì)居民收入差距造成沖擊。但是在估計(jì)間接渠道的異質(zhì)性效應(yīng)之前，必須先確定“大病保險(xiǎn)—健康(教育、培訓(xùn))—收入”傳遞機(jī)制是否有效。根據(jù)中介效應(yīng)估計(jì)的一般模式，設(shè)定如下方程組：

其中，Yi為人均收入(結(jié)果變量)，Ti為treatment(處理變量)，Mi為戶均健康狀況、戶均受教育水平以及家庭接受技能培訓(xùn)次數(shù)/年(中介變量)，Xi為與式(2)相同的其他控制變量，ε為干擾項(xiàng)。通過(guò)λβ2的顯著性判斷中介效應(yīng)是否存在，而λβ2/β3或方差解釋率則作為中介效果量。本文采用Kosuke Imai et al.(2010)[18]提出的政策中介效應(yīng)的因果分析方法分別對(duì)健康、教育、培訓(xùn)的中介效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證，具體結(jié)果如表5所示。

表5 中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由表5可見(jiàn)，健康的中介效應(yīng)為0.017，并且95%的置信區(qū)間不包括0，因此可以確定“大病保險(xiǎn)—健康—收入”的影響渠道存在。而教育效應(yīng)和培訓(xùn)效應(yīng)，由于95%的置信區(qū)間均包括0，因此“大病保險(xiǎn)—教育(培訓(xùn))—收入”的影響渠道不顯著。

以下進(jìn)一步檢驗(yàn)新農(nóng)合大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村不同收入人群健康的異質(zhì)性效應(yīng)，我們基于式(2)的設(shè)定，因變量為戶均健康狀況以及家庭最不健康成員的健康水平。為了估計(jì)大病保險(xiǎn)健康沖擊效應(yīng)的異質(zhì)性，解釋變量中增加了處理變量與人均收入十分位組的交乘項(xiàng)(treatment×fz)。為了增加結(jié)果的穩(wěn)健性，同時(shí)進(jìn)行了標(biāo)尺模型的DID估計(jì)，模型中的其他控制變量與式(2)類似，包括省份和家庭特征變量。具體估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6 農(nóng)村居民健康狀況異質(zhì)性效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由表6可見(jiàn)，在兩種回歸設(shè)定下，大病保險(xiǎn)treatment的系數(shù)均為負(fù)值且顯著，這說(shuō)明大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民健康水平具有正向提升作用，并且標(biāo)尺DID回歸估計(jì)的提升效應(yīng)大于普通DID回歸。我們注意到捕捉健康沖擊異質(zhì)性效應(yīng)treatment×fz的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，盡管從系數(shù)估計(jì)的絕對(duì)水平來(lái)看比較小，但是統(tǒng)計(jì)上大多非常顯著，這表明隨著收入分組水平的提高，這種改善效應(yīng)也在逐步提升?；谏鲜龇治觯梢缘贸龅慕Y(jié)論是，大病保險(xiǎn)對(duì)所有農(nóng)村居民的健康均具有正向提升作用，但是對(duì)高收入家庭的健康改善效應(yīng)大于低收入家庭。表6為圖2的收入異質(zhì)性效應(yīng)提供了一個(gè)合理的解釋，也證實(shí)了新農(nóng)合大病保險(xiǎn)通過(guò)對(duì)健康沖擊的異質(zhì)性效應(yīng)擴(kuò)大了農(nóng)村收入差距。

盡管大病保險(xiǎn)通過(guò)教育和培訓(xùn)影響收入的渠道沒(méi)有通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)，考慮到內(nèi)容的完整性，我們也檢驗(yàn)了教育及培訓(xùn)的異質(zhì)性效應(yīng)。采用與表6同樣的DID回歸設(shè)定，因變量為戶均受教育水平以及家庭接受技能培訓(xùn)次數(shù)/年。與家庭健康狀況回歸類似，戶均受教育水平由于存在序數(shù)關(guān)系，因此我們同時(shí)進(jìn)行了標(biāo)尺模型的DID估計(jì)。對(duì)于家庭接受技能培訓(xùn)次數(shù)/年的回歸方程，因?yàn)榇罅考彝ソ邮軇趧?dòng)技能培訓(xùn)的次數(shù)為0，因此我們采用DID歸并回歸方法進(jìn)行檢驗(yàn)。由表7可見(jiàn)，對(duì)于戶均受教育水平的回歸結(jié)果，treatment×fz系數(shù)均為正且統(tǒng)計(jì)上顯著，但是加入treatment×fz后treatment系數(shù)不顯著。家庭接受技能培訓(xùn)次數(shù)/年回歸結(jié)果則顯示上述兩個(gè)變量系數(shù)均不顯著。因此，大病保險(xiǎn)通過(guò)對(duì)教育和培訓(xùn)的異質(zhì)性影響從而擴(kuò)大收入差距的證據(jù)不足。

表7 農(nóng)村居民教育及培訓(xùn)異質(zhì)性效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

六、結(jié) 論

本文采用雙重差分方法檢驗(yàn)了社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民收入的影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，大病保險(xiǎn)總體上擴(kuò)大了農(nóng)村居民的收入差距，使得處理組基尼系數(shù)擴(kuò)大了約11個(gè)百分點(diǎn)，但是大病保險(xiǎn)并沒(méi)有抑制低收入者的收入，大病保險(xiǎn)的實(shí)施使得低收入組的收入增長(zhǎng)了約5個(gè)百分點(diǎn)，而高收入組的家庭人均收入則增長(zhǎng)了10至15個(gè)百分點(diǎn)，因此間接擴(kuò)大了收入差距。本文進(jìn)一步研究了大病保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民收入的作用渠道?；诠仓С龅氖芤鏆w宿分析表明，農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)受益具有累進(jìn)性，直接受益渠道并未擴(kuò)大農(nóng)村居民收入差距，而間接渠道的分析顯示，大病保險(xiǎn)主要改善健康人力資本這一中介變量促進(jìn)收入增長(zhǎng)，并且大病保險(xiǎn)對(duì)高收入家庭的健康改善效應(yīng)大于低收入家庭，因此新農(nóng)合大病保險(xiǎn)通過(guò)對(duì)不同收入群體的健康沖擊的異質(zhì)性效應(yīng)擴(kuò)大了農(nóng)村收入差距。本文的研究表明,我國(guó)應(yīng)加大農(nóng)村基本醫(yī)療公共服務(wù)供給，減少農(nóng)村貧困地區(qū)缺醫(yī)少藥現(xiàn)象，同時(shí)完善公共醫(yī)療服務(wù)制度，抑制過(guò)高的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，增加醫(yī)療服務(wù)特別是優(yōu)質(zhì)服務(wù)的可及性，真正解決低收入者看病難、看病貴問(wèn)題。只有如此，農(nóng)村社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)方能產(chǎn)生更加公正的收入分配效應(yīng)。