新型农村合作医疗与居民风险分担

新型农村合作医疗与居民风险分担
吴鸾莺;姚洋
【摘要】基于Dercon and Krishnan(2003)的理论框架,考察了新型农村合作医疗制度对农村居民风险分担行为的影响.提出并检验三个假设:第一,新农合具有风险分担的作用;第二,私人借款、转移支付以及变卖资产等私人渠道可以分担风险;第三,新农合对于私人风险分担渠道具有挤出效应.对于村庄—年份固定效应模型的估计发现:开展新农合的村庄中居民的食品消费和医疗服务支出能够得到更好的保险;相比于收到转移支付或者变卖资产,私人渠道提供的借款对于风险分担的作用更明显;另外,已开展新农合的村庄中居民会减少对于生活性借款的依赖.上述研究表明新农合具有风险分担作用,同时对私人风险渠道具有挤出效应,文章提出的三个假设均成立.【期刊名称】《湘潭大学学报（哲学社会科学版）》
【年(卷),期】2014(038)005
【总页数】5页(P60-63,82)
【关键词】新型农村合作医疗;消费保险;风险分担
【作者】吴鸾莺;姚洋
【作者单位】北京大学国家发展研究院,北京100871;北京大学国家发展研究院,北京100871
【正文语种】中文
【中图分类】F323.89
一、引言
由于受到疾病、天气灾害等方面的冲击，发展中国家农村地区的家户经常面临收入波动的风险。

发展经济学领域有很多研究家户的风险分担行为，即家户如何避免消费随着收入的冲击而波动。

中国自2003年开始在农村地区开展了一项重要的政策——新型农村合作医疗制度，简称为新农合。

新农合作为一种保险制度，参合的
家户成员有生病住院发生医疗支出时可以得到报销，改变家庭在受到疾病冲击时的预算约束，导致可支配资源的重新分配从而改变家户的消费行为。

因此，作为正式的医疗保险制度，新农合可能对于农村居民的风险分担行为有所影响。

对于风险分担的已有研究包括两个方面：一是检验家户消费何种程度会随着收入冲击波动，如Townsend(1994) [1]539-591、Townsend(1995) [2]83、Jalan and Ravallion(1999) [3]61-81的经典研究发现，家户之间存在不完全风险分担；另一方面文献试图研究家户风险分担的渠道，分为私人渠道和正式制度。

私人渠道是指家户相互分担风险的民间行为，如Fafchamps and Lund (2003) [4]261-287、Kinnan and Townsend (2012) [5]289-293发现借贷、转移支付、变卖资产等方式可以实现消费平滑。

除私人渠道外，家户也通过政府的正式制度以实现风险分担。

已有研究证实了正式制度的风险分担作用：Dercon and Krishnan (2003) [6]86-94检验了埃塞俄比亚政府食品援助计划对居民风险分担的影响；甘犁等(2007)[7]2-13研究了中国农村的家庭消费保险行为，发现村领导由选举产生的村庄内居民的消费保险更加完全。

关于新农合的政策效果如何，Wagstaff et al.(2009) [8]1-19、Chen and Jin (2012) [9]1-14的研究从健康、教育和医疗资源利用等方面分析新农合的影响，
也有关注新农合对于消费和预防性储蓄的直接影响，如马双等(2010) [10]249-268、白重恩等(2012) [11]41-53发现新农合减少了预防性储蓄。

本文将从风险分
担的角度研究新农合对居民消费保险的影响，以及新农合是否对私人渠道有影响，对新农合的政策效果评估进行了补充，同样也是对Attanasio and Rios-
Rull(2000) [12]77-85、Albarran and Attanasio(2003) [13]1225-1258等研究
正式制度对于非正式制度是否具有挤出效应的文献进行补充。

具体地，本文利用农业部固定观察点77村的面板数据检验以下三个假设：假设一，新农合具有风险分担的作用；假设二，私人借款、转移支付以及变卖资产等渠道可以分担风险；假设三，新农合对于私人风险分担渠道具有挤出效应。

二、背景介绍与数据描述
(一)新农合背景
自80年代农村集体经济制度解体，使得以集体所有制为基础的农村合作医疗制度瓦解。

随着医疗价格不断上升、农民纯收入增长相对缓慢，缺乏基本医疗保障制度使得农村居民或减少医疗服务、有病不治，或者因举债致贫，疾病成为农村居民贫困的一个主要原因。

为了帮助农村居民应对疾病风险、改善医疗和生活福利，2002年10月中央政府出台了《中共中央、国务院关于进一步加强农村卫生工作
的决定》，明确指出要组织引导农民建立以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，并从2003年开始试点。

新农合的开展，意在分散农村居民的大病风险，防止因病致贫，缓解农村合作医疗制度瓦解和农民自费医疗所造成的诸多社会问题与矛盾。

自新农合开展以来，经过了试点和全面推进的阶段，到2008年已经实现了对农村地区的基本覆盖。

截至2008年底，全国已有2 729个县(市、区)建立了新型农村合作医疗制度，占总数量的95.32%，参合农民8.15亿，参合率为91.5%。

新农
合覆盖全国农村地区，使得我国8亿多农民拥有了基本的医疗保险制度，对农村
居民的生产生活具有重要影响。

(二)数据描述
本文采用农业部农村经济研究中心(简称RCRE)固定观察点11省77村1995—
2008年的面板数据，含有甘肃、吉林、湖北、四川、湖南、浙江、陕西、河南、江西、广东和福建每年近5 000家户的样本。

关于新型农村合作医疗的信息，数
据中的变量为“村庄内参与新农合的家户数量”，将上述变量转化为0、1，变量NCMSjt表示“村庄j是否在t年开展新农合”。

图1显示了2003—2008年开展新农合的村庄数量和累计开展新农合的村庄比例。

图1 开展新农合的村庄数量和累计开展比例
本文将检验5个关于家户消费的因变量的风险分担情况，分别是食品、主食、副食、医疗服务和总消费。

检验风险分担框架中的收入冲击，一般是指人均收入，因此采用人均净收入对数的一阶差分作为自变量。

本文要检验的私人风险分担渠道，主要指家户借款、转移支付、变卖资产等融资行为。

RCRE数据中关于借款按照来源分类，可以分为向银行或信用社借款以及向私人借款；按照用途分，可分为生活目的借款和生产目的借款。

除借款外，家户的非生产经营收入还包括来自亲友的转移支付和变卖资产收入等，这两种收入来源也可能是家户遇到冲击时平滑消费、分散风险的方式。

因此，本文考察以上三种融资方式对于农村居民风险分担的影响以及新农合对私人渠道风险分担的影响。

三、计量模型设定与估计结果
基于Dercon and Krishnan(2003)的理论框架，检验风险分担的基本设定如(1)式：ΔlnCit=β1ΔlnYit+Xitα+δjt+εit
(1)
其中，δjt是村庄—年份的虚拟变量，代表村庄j随时间t发生变化的加总资源受
到的特定冲击，是检验风险分担框架的重要设定。

关于风险分担的形式，有如下3种情况：β1不显著异于0且δjt联合显著，属于完全风险分担；β1显著异于0且δjt不联合显著异于0，村庄层面没有任何风险分担；β1显著异于0并且δjt也联合显著，属于不完全风险分担。

以上分析表明β1越小，村庄内风险分担越接近完
全。

分别设定如下三个计量模型以检验引言提出的3个假设并报告估计结果。

(一)新农合的风险分担作用
ΔlnCit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×NCMSjt+Xitα+δjt+εit
(2)
其中，Cit是家户i年份t的家庭人均消费；Yit是家庭人均可支配收入；NCMSjt
是村庄j新农合的虚拟变量；Xit是一系列特征变量；δjt是村庄j在年份t的村庄—年份虚拟变量。

δjt能够反映新农合对于家户i消费变化的直接影响，而NCMSjt与收入的交互项反映新农合对于家户风险分担行为的影响，是本文要考察的关键*此处需要特别指出，因为新农合是否开展的变量NCMSjt是随村庄j和时
间t发生改变的0,1变量，同时村庄—年份虚拟变量δjt也是关于村庄j和时间t
的0,1变量，所以新农合变量NCMSjt与村庄—年份虚拟变量δjt存在共线性(Multicollinearity)。

因此NCMSjt的单独影响不能被估计出，在Stata回归中会
被自动drop掉。

故在式(2)中不单独控制NCMSjt变量，而是考察NCMSjt与家
庭人均收入对数变化的交互项对消费变化的影响。

(3)、(4)式设定同理。

(2)式中，β1+β2NCMSjt越小，说明家户消费变化越少依赖于自身收入变化，表明家户能
够在村庄内获得较好的消费保险，风险分担越完全。

因此，预计新农合能够为疾病风险提供有效的保险，则β2为负。

运用数据对(2)式估计得到表1。

表1 新农合的风险分担作用变量主食消费副食消费食品消费医疗服务支出总消费(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)(10)人均净收入对数0.087 0∗∗∗0.093
1∗∗∗0.162∗∗∗0.175∗∗∗0.161∗∗∗0.168∗∗∗0.122∗∗∗0.137∗∗∗0.213∗∗∗0.21
9∗∗∗(0.010 4)(0.011 0)(0.016 1)(0.017 7)(0.015 1)(0.016 2)(0.027 3)(0.029
6)(0.020 2)(0.021 3)～～～∗是否开展新农合-0.042 1∗∗∗-0.089 9∗∗∗-0.051
7∗∗∗-0.107∗-0.037 3(0.013 7)(0.017 7)(0.018 2)(0.055 6)(0.023 7)家庭人口数量-0.014 2∗∗∗-0.014 3∗∗∗-0.017 7∗∗∗-0.017 7∗∗∗-0.014 0∗∗∗-0.014
0∗∗∗0.004 310.004 23-0.012 7∗∗∗-0.012 7∗∗∗(0.001 53)(0.001 53)(0.002 08)(0.002 09)(0.001 84)(0.001 83)(0.004 20)(0.004 21)(0.001 57)(0.001 57)人口抚养比-0.007 88∗∗∗-0.007 87∗∗∗-0.009 04∗∗∗-0.009 02∗∗∗-0.008
39∗∗∗-0.008 38∗∗∗-0.007 10-0.007 070.000 1820.000 191(0.002 49)(0.002 48)(0.002 50)(0.002 51)(0.001 70)(0.001 71)(0.007 27)(0.007 29)(0.002
30)(0.002 30)户主教育程度-0.000 986-0.000 961-0.001 75-0.001 700.000 3030.000 333-0.007 90∗∗-0.007 84∗∗0.001 54∗0.001 56∗(0.000 623)(0.000 622)(0.001 16)(0.001 16)(0.000 741)(0.000744)(0.003 50)(0.003 49)(0.000 851)(0.000 857)常数项0.041 3∗∗∗0.041 8∗∗∗0.125∗∗∗0.126∗∗∗0.083
4∗∗∗0.0840∗∗∗-0.001 48-0.000 1550.083 2∗∗∗0.083 7∗∗∗(0.007 39)(0.007 39)(0.011 4)(0.011 4)(0.009 15)(0.009 11)(0.023 3)(0.023 3)(0.008 15)(0.008 11)Observations59 56659 56659 56659 56659 56659 56659 56659 56659 56659 566R-squared0.2600.2600.4380.4390.4100.4110.3120.3130.1740.175 注：***、**、*分别代表1%、5%、10%统计水平上显著。

回归中控制了村庄—
年份虚拟变量，在此省略报告。

标准误cluster在村庄层面。

“～～～*是否开展
新农合”表示收入与新农合的交互项。

从表1偶数栏看出，交互项估计系数均为负，其中对主食、副食和食品的影响在1%的水平上显著，对医疗服务的影响在10%的水平上显著，而对总消费影响不显著。

因此，表1结果表明，新农合具有风险分担的作用，假设一成立。

(二)私人渠道与风险分担
ΔlnCit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×Borrowi+β3ΔlnYit×Transferi+β4ΔlnYit×Asseti+ Xitα+δjt+εit
(3)
其中，Borrowi,Transferi和 Asseti是表示家户i在样本年份之中是否发生过向私
人借款、收到转移支付或者变卖资产的行为。

如果在样本年份间发生过变量取1，代表家户是否具有私人风险分担的渠道。

将上述三个代表私人风险分担渠道的变量分别与收入交互，以检验家户的私人风险渠道是否能够平滑消费。

如果私人风险分担渠道有效，预计其与收入变化的交互项系数为负，即(3)式中β2,β3或β4应该为负。

估计结果见表2。

表2 私人渠道与风险分担变量主食副食食品医疗服务总消费(1)(2)(3)(4)(5)人均净收入对数0.101∗∗∗0.203∗∗∗0.211∗∗∗0.169∗∗0.280∗∗∗(0.015 8)(0.030
3)(0.021 7)(0.066 6)(0.032 0)～～～∗是否曾向私人借款 -0.027 1∗∗∗-0.031
5∗∗-0.026 7∗∗-0.069 0∗∗-0.039 3∗∗(0.008 71)(0.014 0)(0.012 1)(0.027
0)(0.016 0)～～～∗是否收到过转移支付-0.005 01-0.005 09-0.015 4-0.020 1-0.009 32(0.012 1)(0.027 4)(0.021 5)(0.055 2)(0.029 9)～～～∗是否获得过变卖资产收入-0.017 8∗-0.020 4-0.018 9-0.004 36-0.019 5(0.010 2)(0.012 5)(0.012 6)(0.023 9)(0.016 7)Observations59 56659 56659 56659 56659 566R-squared0.3470.4720.4900.2280.449
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%统计水平上显著。

回归中控制了村庄—年份虚拟变量、家庭人口数量、人口抚养比、户主教育程度和常数项，在此省略报告。

标准误cluster在村庄层面。

表2中关注交互项的估计系数。

估计结果表明，β2在第1栏主食回归中在1%水平上显著，在第2至5栏中在5%的水平上显著且均为负，说明处于私人借贷网络中对于家户消费具有显著的风险分担作用。

然而，β3虽为负但均不显著，说明来转移支付对于家庭消费没有明显的风险分担作用。

而β4在第一栏中显著为负，在其他栏不显著，说明变卖资产仅能提供对于主食消费的保险，对于其他消费没有风险分担的作用。

以上分析表明假设二成立：民间借贷等私人渠道具有风险分担的作用。

(三)新农合与私人风险分担渠道
ΔlnOutcomeit=β1ΔlnYit+β2ΔlnYit×NCMSjt+Xitα+δjt+εit
(4)
此处检验新农合对于私人渠道是否有挤出效应。

(4)式中的Outcomeit分别表示家户i在年份t内发生的借款变化、收到的转移支付变化以及通过变卖资产得到的收入变化。

如果新农合作为正式制度对于风险分担有效，那么新农合会使得家户减少对于私人渠道的依赖。

因此，预计β2与β1符号相反，说明正式制度对于私人渠道的风险分担具有挤出效应。

表3为(4)式的估计结果。

表3 新农合与私人风险分担渠道变量借款来源银行或信用社私人借款(1)(2)(3)(4)人均净收入对数-0.031 9-0.030 0-0.166∗∗∗-0.174∗∗∗(0.021 3)(0.021 3)(0.036 2)(0.036 7)～～～∗是否开展新农合-0.013 40.055 5(0.041 4)(0.064
0)Observations59 56659 56659 56659 566R-squared0.1020.1020.0560.056变量借款用途生活目的借款生产目的借款(5)(6)(7)(8)人均净收入对数-0.130∗∗∗-0.141∗∗∗-0.081 1∗∗-0.081 3∗∗(0.023 8)(0.026 0)(0.033 9)(0.032 9)～～～∗是否开展新农合0.079 1∗0.001 54(0.046 3)(0.061 1)Observations59 56659 56659 56659 566R-squared0.0570.0570.0900.090
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%统计水平上显著。

回归中控制了村庄—年份虚拟变量、家庭人口数量、人口抚养比、户主教育程度和常数项，在此省略报告。

标准误cluster在村庄层面。

表3第5和第7栏对于借款用途影响的估计结果显示，人均净收入对数的估计系数β1为负，说明家庭遇到收入的负向冲击时，为了生活和生产性目的的借款均有所增加。

而本文关注的交互项系数β2在第6栏中显著为正，与β1方向相反，说明新农合政策的开展在一定程度上降低农村居民遇到收入冲击时对生活性借款的依赖。

第8栏中β2并不显著，说明新农合对于生产性目的的借款没有影响。

因此，
上述讨论表明新农合的开展对于私人风险分担渠道具有挤出影响，假设三成立。

四、结论
本文运用Dercon and Krishnan(2003)的理论框架，考察了新型农村合作医疗对
农村居民风险分担行为的影响。

使用77村1995—2008年的家户面板数据，本文检验了三个假设：第一，新农合具有风险分担的作用；第二，私人借款、转移支付以及变卖资产等渠道可以分担风险；第三，新农合对于私人渠道具有挤出效应。

实证结果发现：开展新农合的村庄中居民的食品和医疗服务消费能够得到更好的保险。

相比于收到转移支付或者变卖资产，私人渠道提供的借款对于风险分担的作用更明显。

另外，已开展新农合的村庄中居民会减少对于生活性借款的依赖，表明新农合作对私人风险渠道具有挤出效应。

本文提出的三个假设均成立。

以上分析表明，新农合促进了农村居民的风险分担行为，从而提高了农民福利。

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