鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略背景下新農(nóng)合助力農(nóng)民增收作用機制研究

鄭 軍王浩南

(安徽財經(jīng)大學金融學院,蚌埠 233030)

鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略是新時期國家在三農(nóng)領域的重要戰(zhàn)略部署,《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》指出,到2022年,農(nóng)民收入水平進一步提高,脫貧攻堅成果得到進一步鞏固。據(jù)中國農(nóng)村農(nóng)業(yè)部報道,2020年中國農(nóng)村人均可支配收入17 131元,與城鎮(zhèn)相比還有著較大差距(數(shù)據(jù)來源:中國農(nóng)村農(nóng)業(yè)部網(wǎng)站:www.moa.gov.cn)。農(nóng)民參加新農(nóng)合可以提高勞動供給,增加農(nóng)民收入,實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略。研究發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合可以通過提高勞動供給有效地提高農(nóng)民收入[1],因為新農(nóng)合對農(nóng)民起到了保障性的作用,主要體現(xiàn)在健康效應和經(jīng)濟效應。從健康效應來看,新農(nóng)合有助于提高農(nóng)民的健康水平[2],減少農(nóng)民醫(yī)療支出;從經(jīng)濟效應來看,新農(nóng)合的健康效應促使農(nóng)民選擇投入更多的時間從事農(nóng)業(yè)活動[3],促進農(nóng)民收入增加;由此可見,新農(nóng)合對于農(nóng)民增收十分重要。近年來關于新農(nóng)合如何影響勞動供給的研究主要集中在勞動供給時間方面,研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合與勞動力的農(nóng)業(yè)參與和勞動供給三個變量之間存在正向關系[4],有學者采用類似方法針對不同研究對象如農(nóng)村老人和農(nóng)村婦女的勞動供給時間進行了相關研究[5-6]。關于新農(nóng)合影響農(nóng)戶收入的研究,主要有兩種觀點,大部分研究認為兩者具有正向效應,新農(nóng)合能夠減少農(nóng)民的醫(yī)療支出,有效地保護了其收入損失[7-8];另一觀點認為新農(nóng)合沒有降低醫(yī)療支出,新農(nóng)合雖然可以報銷部分醫(yī)療支出,但增加了農(nóng)民的醫(yī)療服務利用率,實際上并沒有降低農(nóng)民醫(yī)療支出負擔[9];也有學者研究了新農(nóng)合與農(nóng)戶的收入增加,但缺少系統(tǒng)地分析增收效應的具體作用機制[10-12]。關于農(nóng)民收入影響因素方面的研究,有學者認為農(nóng)民勞動供給和農(nóng)民收入兩者之間存在顯著的正向關系[13-15];而利好政策對農(nóng)戶收入的增長是至關重要的[16-17],在研究農(nóng)村家庭支出與農(nóng)民收入之間的關系時,發(fā)現(xiàn)家庭支出增加是促進收入增長的重要影響因素[18]。現(xiàn)有研究僅僅針對新農(nóng)合影響勞動供給以及新農(nóng)合影響農(nóng)民收入兩方面,并未揭示勞動供給是影響新農(nóng)合提高農(nóng)民收入的作用機制。本文通過理論推導出新農(nóng)合、勞動供給與農(nóng)民收入三者之間的函數(shù)關系式,利用2016年和2018年中國家庭追蹤調查(CFPS)的數(shù)據(jù),實證檢驗了新農(nóng)合對于勞動供給的影響和新農(nóng)合影響農(nóng)民收入的作用機制。

1 理論模型推導

本文以家庭時間配置理論為基礎,構建新古典的農(nóng)戶家庭生產(chǎn)決策模型。假設農(nóng)戶的家庭效用函數(shù)

其中,Y表示農(nóng)戶收入;TF表示農(nóng)戶農(nóng)業(yè)勞動時間;QF表示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)量。農(nóng)戶面臨關于時間資源、家庭預算以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)的約束

式(2)是農(nóng)戶的時間資源約束方程。其中,T表示農(nóng)戶的時間資源稟賦,由農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)勞動時間TF和閑暇時間TO共同構成。式(3)是農(nóng)戶的收入預算約束,表示農(nóng)戶的家庭的可支配收入,包括農(nóng)業(yè)產(chǎn)出減去投入所獲得的凈收入以及其他非勞動性收入,其中,PF和QF分別表示為農(nóng)產(chǎn)品的市場價格和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)量,PC和C則分別表示為農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入品價格和投入品量,V是農(nóng)戶的其他非勞動性收入,如政府補貼、親友饋贈等。式(4)是農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù),投入要素包括農(nóng)業(yè)勞動時間TF、農(nóng)民的健康資本H以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投入品C(如土地、農(nóng)藥化肥等)。

在式(1)家庭效用函數(shù)的基礎上,結合式(2)、式(3)、式(4)的約束條件,得到最優(yōu)化的拉格朗日函數(shù)式

其中,λ1和λ2是拉格朗日乘數(shù)。

假設式(1)的效用函數(shù)和式(4)的生產(chǎn)函數(shù)均為嚴格擬凹、連續(xù)以及二次可微,根據(jù)拉格朗日函數(shù)一階偏導方程組可以分別求出農(nóng)戶勞動供給和農(nóng)戶收入的最優(yōu)解

如果將健康視為一種產(chǎn)品,那么本文所研究的新農(nóng)合醫(yī)療保險就是健康生產(chǎn)的投入品,因而農(nóng)民的健康生產(chǎn)函數(shù)表示為

其中,M表示個人對醫(yī)療服務的利用,個人通過增加醫(yī)療服務利用可以提高自己的健康資本,有助于改善健康,因而醫(yī)療服務利用對健康生產(chǎn)有正向效應,即。PN表示農(nóng)民參加新農(nóng)合所繳納的醫(yī)保費,其中,PN＞0表示參加了新農(nóng)合,參加新農(nóng)合的農(nóng)民會減輕其醫(yī)療支出,進而增加對醫(yī)療服務的利用;PN＝0表示沒有參加新農(nóng)合,農(nóng)民生病時不能獲得新農(nóng)合對其的經(jīng)濟補償,可能因為經(jīng)濟負擔較大而放棄醫(yī)療服務。綜上,新農(nóng)合對農(nóng)民醫(yī)療服務利用有正向作用,即。將式(8)代入到式(6)和式(7)中,并求解關于新農(nóng)合的偏導數(shù),分別得

由此得到理論命題1。

命題1農(nóng)民參加新農(nóng)合對勞動供給具有正向影響。

由此得到理論命題2。

命題2參加新農(nóng)合對農(nóng)民收入的增加具有正向影響,且勞動供給是新農(nóng)合促進農(nóng)民增收的關鍵。

2 變量選取與模型構建

2.1 模型設定

為檢驗新農(nóng)合是否能夠增加農(nóng)戶的勞動供給,基于相關文獻[19],新農(nóng)合與勞動供給之間存在線性關系,根據(jù)均衡理論模型(9)設計實證模型

其中,Laboursupply是勞動供給;NCMS是家庭參合比例;X1是其他控制變量,包括家庭人口數(shù)量、家庭總支出、家庭負債以及家庭成員受教育情況。

為研究農(nóng)民參加新農(nóng)合對農(nóng)民收入的正向影響情況,以及檢驗勞動供給所發(fā)揮的中介作用機制,由均衡理論模型(10)設計實證模型

其中,Perinc為家庭收入;X2表示控制變量,包括家庭人口數(shù)量、家庭總支出、家庭負債以及家庭成員受教育情況。式(13)在式(12)的基礎上加入了中介變量勞動供給(Laboursupply)。

2.2 變量選取

2.2.1 核心變量 勞動供給,是被解釋變量,用一個家庭中所有成員每周農(nóng)業(yè)勞動時間總和衡量勞動供給[7]。農(nóng)民收入,是被解釋變量,家庭人均收入是衡量一個家庭經(jīng)濟實力和富裕程度的重要標準,本文用家庭人均收入衡量農(nóng)民收入[20]。參合比例,是解釋變量,根據(jù)新農(nóng)合的相關政策,新農(nóng)合的投保人是家庭,部分家庭成員因其長期在外打工或者投保了其他醫(yī)療保險,以致于新農(nóng)合的家庭投保率參差不齊,而本文研究以家庭為單位,為此,采用家庭成員的參合比例作為主要解釋變量,參合比例是指一個家庭中參加新農(nóng)合的人數(shù)占比[21]。

2.2.2 控制變量 控制變量選取了家庭規(guī)模(Familysize)、家庭總支出(Fameexpen)、家庭負債(Familydebt),個人層面,考慮到受教育程度(Education)能夠影響到農(nóng)民收入,因此選取這四個量作為本文的控制變量。

2.3 內(nèi)生性問題

工具變量的選取主要基于兩個方面:從外生性角度來看,醫(yī)療保健支出是農(nóng)戶在醫(yī)療保健方面相關的支出,對本文被解釋變量(例如,勞動供給和農(nóng)民收入)的影響較弱;從相關性來看,農(nóng)戶參加新農(nóng)合會影響到醫(yī)療保健支出,這對農(nóng)戶參加新農(nóng)合具有一定的影響作用。由此,選擇醫(yī)療保健支出作為本文研究的工具變量。

2.4 變量描述性統(tǒng)計

所用的數(shù)據(jù)來自中國家庭追蹤調查CFPS,相關變量名稱和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

3 新農(nóng)合與勞動供給

3.1 模型結果描述

新農(nóng)合對勞動供給的影響結果見表2。列(1)、(2)是普通最小二乘(OLS)回歸結果,列(3)是在(2)列的基礎上使用工具變量估計后的第二階段估計結果,參合比例(NCMS)的回歸系數(shù)均為正,且通過了1%的顯著性檢驗,驗證了理論模型中命題1的結論。對比列(1)的回歸結果,在加入控制變量和工具變量醫(yī)療保健支出(Heacaspd)的情況下,參合比例的回歸系數(shù)明顯上升,由44.15上升到102.90,表明在不考慮參合比例和勞動供給之間的“雙向”因果關系時,容易低估參合比例對勞動供給的正向影響程度。

表2 新農(nóng)合對勞動供給的影響結果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

表3采用混合回歸(OLS)、隨機效應(ML)、固定效應(FE)分別研究了新農(nóng)合如何影響農(nóng)民的勞動供給。研究結果表明,無論是否加入控制變量,參合比例的回歸系數(shù)在1%的水平上均顯著為正,表明新農(nóng)合對勞動供給具有強烈的正向作用。表3穩(wěn)健性回歸結果與表2回歸結果相一致,驗證了理論模型的命題1。

表3 穩(wěn)健性檢驗

3.3 模型結果分析

參合比例(NCMS)和勞動供給時間(Labsuptime)兩者之間存在顯著正相關,即參加新農(nóng)合能顯著增加農(nóng)民勞動供給時間。由表1可知中國不同地區(qū)農(nóng)村家庭參合比例差距較大,根據(jù)表2列(1)、列(2)和列(3)的回歸結果可知,在控制了其他變量和工具變量的情況下,參合比例的回歸系數(shù)由44.15上升到102.43,且均顯著為正,也進一步驗證了理論命題1。這表明農(nóng)民參加新農(nóng)合之后,會增大自身的勞動傾向,增加日常農(nóng)業(yè)勞動時間。新農(nóng)合對農(nóng)業(yè)勞動者起到一定的保障作用,農(nóng)業(yè)勞動者因生活上的壓力會選擇增加勞動供給時間[22],2018年中共中央和國務院印發(fā)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》也指出要提高農(nóng)民的風險保障水平,而農(nóng)民參加新農(nóng)合也是順應鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃的要求。

4 新農(nóng)合的增收作用及機制檢驗

4.1 模型結果描述

表4是新農(nóng)合對農(nóng)民收入的影響以及中介作用檢驗的結果。其中,列(1)、列(2)是普通最小二乘(OLS)回歸結果,列(3)是在列(2)的基礎上使用工具變量估計后第二階段估計(2SLS)結果,參合比例(NCMS)的回歸系數(shù)都是正的,且通過了10%的顯著性檢驗,列(4)在列(3)的基礎上引入勞動供給這個中介變量之后,參合比例的回歸系數(shù)和顯著性都大幅下降,而勞動供給變量顯著且系數(shù)為正,結果符合預期。列(5)、列(6)是只考慮2018年的新農(nóng)合對農(nóng)民收入的影響以及中介作用檢驗。

表4 新農(nóng)合對農(nóng)民收入的影響以及中介作用檢驗的結果

4.2 穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證新農(nóng)合對農(nóng)民收入影響作用以及勞動供給的中介作用機制,表5采用混合回歸(OLS)、隨機效應(ML)、固定效應(FE)分別對新農(nóng)合影響農(nóng)民收入和勞動供給作為中介變量進行比較研究,從列(1)、列(3)、列(5)的結果可知,參合比例的回歸系數(shù)在1%的水平上均顯著為正,表明參合比例對農(nóng)民收入具有正向作用,列(2)、列(4)、列(6)結果表明,引入勞動供給時間后,參合比例回歸系數(shù)顯著降低,顯著性也有所降低。表5穩(wěn)健性回歸結果與表4回歸結果相一致,驗證了理論模型的命題2。

表5 穩(wěn)健性檢驗

4.3 模型結果分析

參合比例(NCMS)和農(nóng)民收入(Perinc)兩者之間存在顯著正相關,即農(nóng)民參加新農(nóng)合會顯著增加農(nóng)民收入。根據(jù)表4列(1)與列(3)的回歸結果,在控制了其他變量的情況下,參合比例的回歸系數(shù)由0.21上升到0.368,且均顯著為正,農(nóng)民參加新農(nóng)合能夠減少因疾病造成的醫(yī)療費用,對農(nóng)民的收入起到很好地保障作用。新農(nóng)合可以節(jié)約農(nóng)戶醫(yī)療支出,防止農(nóng)戶因病致貧,從而保障農(nóng)戶勞動成果,保護農(nóng)民的收入損失[11]。表4列(4)在列(3)的基礎上加入了中介變量——農(nóng)戶勞動供給,此時參合比例顯著性下降,回歸系數(shù)也由0.378下降為0.147,表明新農(nóng)合是通過提高農(nóng)戶勞動供給時間而增加農(nóng)戶收入,達到農(nóng)民增收作用,勞動供給是新農(nóng)合發(fā)揮增收作用的主要機制,也進一步驗證了理論命題2。2018年中共中央和國務院印發(fā)《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃(2018—2022年)》也指出農(nóng)村要進一步實現(xiàn)農(nóng)民富裕,提高農(nóng)民生活水平。

根據(jù)表1變量描述性統(tǒng)計可知,由于受到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的影響,2018年參保新農(nóng)合的家庭有3 117組,而2016年和2018年同時參加新農(nóng)合的只有1 660組家庭,且2018年家庭成員參加新農(nóng)合的比例也高于2016年。根據(jù)表4第(3)列和第(5)列的回歸結果可知,同時參加2016年和2018年新農(nóng)合的家庭的參合比例的回歸系數(shù)要遠高于2018年參加新農(nóng)合的家庭,表明在鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施給這些農(nóng)村家庭的收入帶來了重要影響。

5 結論和政策建議

本文在家庭效用函數(shù)的基礎上,通過理論推導出新農(nóng)合對勞動供給的影響以及通過影響勞動供給進而影響到家庭收入,并在理論推導的基礎上構建實證模型,研究了新農(nóng)合是否影響農(nóng)戶的勞動供給,以及檢驗了勞動供給是否是新農(nóng)合發(fā)揮增收作用的主要機制,研究結果驗證了本文所提出的理論命題。

為此建議政府增加對農(nóng)村地區(qū)公共服務的投入,提高新農(nóng)合補貼水平,加強對新農(nóng)合的宣傳力度,促使更多農(nóng)民投保新農(nóng)合,增大農(nóng)民的勞動供給,保障農(nóng)民生產(chǎn)生活,促進鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的實施;在推廣新農(nóng)合時,應開展農(nóng)業(yè)保險補貼、社會保險補貼等其他措施,促進農(nóng)民參與高風險高回報的經(jīng)濟活動,改善收入結構,增加經(jīng)濟收入;可以鼓勵農(nóng)戶自主創(chuàng)業(yè),并給予一部分的創(chuàng)業(yè)補貼,為農(nóng)戶增收開辟新的增收渠道,縮小農(nóng)村地區(qū)收入差距,讓新農(nóng)合的健康效應和經(jīng)濟效應得以充分發(fā)揮。