——基于“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)的面板分析

本次推出的是武漢大學(xué)的鄒薇和宣穎超合作的學(xué)術(shù)論文《“新農(nóng)合”、教育程度與農(nóng)村居民健康的關(guān)系研究——基于“中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)的面板分析》（武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016，69(6) 35–49, DOI:10.14086/j.cnki.wujss.2016.06.004）。文章對(duì)中國(guó)在新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）政策下，農(nóng)村居民的教育程度如何影響其健康狀況這個(gè)重要問(wèn)題進(jìn)行了深入的探討。

文章指出，教育與健康是人力資本中不可或缺的兩個(gè)組成部分。在經(jīng)典的人力資本研究中，教育程度，通常被視為人力資本最重要的組成部分之一。然而健康作為人力資本的另一個(gè)重要組成部分，也得到更多學(xué)者們的關(guān)注。目前，圍繞教育與健康之間互補(bǔ)性關(guān)系的研究正在深入展開(kāi)。一旦揭示了教育如何影響人們的健康水平，和以何種路徑進(jìn)行傳遞，那么政策制定者（例如相關(guān)政府機(jī)構(gòu)）便可出臺(tái)相關(guān)的法律或政策，以改善和提高人們的健康狀況，從而實(shí)現(xiàn)人力資本的有效增長(zhǎng)。通過(guò)1997、2000、2004以及2006年間的中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的農(nóng)村個(gè)體調(diào)查對(duì)象的面板數(shù)據(jù)，我們可以了解農(nóng)村居民個(gè)體的教育程度通過(guò)參保“新農(nóng)合”的渠道對(duì)健康狀況產(chǎn)生影響的機(jī)理，以及農(nóng)村居民當(dāng)前存在的“參保冷漠”現(xiàn)象和“新農(nóng)合逆向選擇”困局。

總體來(lái)看，“新農(nóng)合”與其他城鎮(zhèn)醫(yī)療保險(xiǎn)之間，無(wú)論是從保障的對(duì)象、保障的力度，或是保障的基本管理方式，均存在顯著的差異，反映出了我國(guó)基本醫(yī)療保險(xiǎn)上的城鄉(xiāng)二元性。農(nóng)民工在醫(yī)療保險(xiǎn)上所出現(xiàn)的參保意愿低、醫(yī)療資源使用不高和整體健康水平較低等問(wèn)題，已成為農(nóng)村居民醫(yī)療中亟待解決的問(wèn)題。而農(nóng)民工在參保過(guò)程中所發(fā)生的“參保冷漠”問(wèn)題，也折射出當(dāng)前農(nóng)村居民對(duì)待醫(yī)療保險(xiǎn)認(rèn)知的情況。那么2003年以后，隨著“新農(nóng)?！闭叩娜嫱茝V，該醫(yī)療保險(xiǎn)制度究竟對(duì)于解決農(nóng)村居民“看病難，看病貴”問(wèn)題上達(dá)到了怎樣的成效？農(nóng)村居民的健康狀況是否真正得到了改善？各國(guó)經(jīng)驗(yàn)表明，教育程度對(duì)健康水平的影響發(fā)揮了重要作用，然而教育是以何種路徑來(lái)影響健康？現(xiàn)有的相關(guān)研究結(jié)論可歸結(jié)為兩種假說(shuō)：“預(yù)算約束放松說(shuō)”和“效率提升說(shuō)”。前者認(rèn)為教育程度越高的人，收入越高，進(jìn)而有更寬松的對(duì)健康投入的預(yù)算集合；后者則從效率的角度進(jìn)行闡述，認(rèn)為教育能夠幫助受教育者塑造一個(gè)關(guān)于健康的良好的認(rèn)知和行為習(xí)慣，進(jìn)而提升其自身的健康效率。農(nóng)村居民的教育程度是否會(huì)通過(guò)“新農(nóng)合”這一渠道對(duì)農(nóng)村居民健康水平產(chǎn)生影響呢？

一、實(shí)證模型和估計(jì)方法

本文采用面板門(mén)限模型來(lái)克服該偏差問(wèn)題，以真實(shí)反映“新農(nóng)?！闭叩膶?shí)施對(duì)提高農(nóng)村居民健康所發(fā)揮的作用，為探討農(nóng)村居民醫(yī)療保險(xiǎn)問(wèn)題進(jìn)一步提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。據(jù)此我們建立的假設(shè)是：不同教育程度的農(nóng)村居民在參?！靶罗r(nóng)合”后，對(duì)其自身的健康狀況產(chǎn)生了非一致的影響關(guān)系（如非線性關(guān)系）。我們將通過(guò)引入面板門(mén)限模型，以學(xué)齡（居民所受教育年數(shù)）作為門(mén)限變量，對(duì)上述假說(shuō)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。此外，為了檢驗(yàn)“新農(nóng)合”的試點(diǎn)是否真正存在影響農(nóng)村居民健康的因果效應(yīng)，以及這一影響是否顯著，本文采用了“倍差法”（DID）。

本文還將考察“新農(nóng)合”全面施行后與2003年以前的合作醫(yī)療保險(xiǎn)的差異，即強(qiáng)調(diào)“新農(nóng)合”的試點(diǎn)，是否真正存在影響農(nóng)村居民健康的因果效應(yīng)以及這一影響是否顯著。借鑒計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)“自然實(shí)驗(yàn)”的思想，我們利用倍差法的基本思想是，“新農(nóng)合”的施行，一方面有可能造成同一個(gè)農(nóng)村居民在制度施行前后的差異，另一方面又可能造成在同一個(gè)時(shí)點(diǎn)上政策施行前與政策施行后之間的差異?；谶@兩種差異而進(jìn)行估計(jì)得到的結(jié)果，同時(shí)控制了個(gè)體自身對(duì)政策的反應(yīng)和政策實(shí)施前與實(shí)施后在時(shí)間上的差異，從而能夠幫助我們有效識(shí)別“新農(nóng)合”實(shí)施所帶來(lái)的因果效應(yīng)，并同時(shí)考慮了教育程度等變量作為控制變量。該方法設(shè)計(jì)兩組樣本，一組是處理組和另一組是對(duì)照組：

考慮到本文采用的健康狀況指標(biāo)主要為自評(píng)健康水平（SRH），該數(shù)據(jù)類型為排序型整數(shù)數(shù)據(jù)，如果采用傳統(tǒng)的OLS進(jìn)行回歸時(shí)，必然會(huì)產(chǎn)生樣本選擇模型與樣本選擇偏誤的問(wèn)題。因此我們采取排序型logit模型進(jìn)行估計(jì)。除此之外，考慮到排序型logit模型估計(jì)所得到的系數(shù)并非傳統(tǒng)意義上的邊際系數(shù)，對(duì)此我們將報(bào)告其相應(yīng)的邊際效應(yīng)。

二、測(cè)量結(jié)果

筆者選取CHNS在1997、2000、2004以及2006年四個(gè)調(diào)查年份的農(nóng)村居民個(gè)體面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。出于本文的研究目的，筆者限定研究樣本為農(nóng)村居民的個(gè)體數(shù)據(jù)，由此我們選用登記了有無(wú)加入“新農(nóng)合”的1997、2000、2004和2006年的追蹤數(shù)據(jù)。最終得到289個(gè)個(gè)體在四個(gè)調(diào)查年份中的平衡面板數(shù)據(jù)。

至于教育程度變量的選取，我們選用了在相關(guān)研究中廣泛使用的學(xué)齡（所受教育年數(shù)：eduyrs）作為教育程度的代理變量。以是否登記參?！靶罗r(nóng)合”的虛擬變量作為“新農(nóng)合”的代理變量，記做ncms。而關(guān)于其他控制變量的選取，我們分別以農(nóng)村居民是否正在工作work、年齡age、年齡的平方age2、是否結(jié)婚married、家庭規(guī)模hhsize和家庭總收入hhincgross作為控制變量。針對(duì)農(nóng)村居民是否正在工作和具體所從事工種的劃分，我們將不從事農(nóng)民、漁民、獵人和主婦工作且正在的工作的農(nóng)村居民視為在外工作的農(nóng)民工。

（一） “新農(nóng)合”、教育程度對(duì)健康狀況的估計(jì)結(jié)果

測(cè)量結(jié)果表明：教育（學(xué)齡）與健康狀況存在高度正相關(guān)關(guān)系，在1%水平上顯著。具體而言，在logit模型估計(jì)下，額外增加一年的學(xué)齡，將會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村居民的健康狀況變好增加8.51%的概率。然而，值得注意的是，是否登記參?！靶罗r(nóng)合”與健康狀況的相關(guān)性并不顯著，但符號(hào)為負(fù)。從其他控制變量的回歸系數(shù)來(lái)看，其一，家庭總收入的增加，能夠顯著地提高農(nóng)村居民健康水平變好的概率；其二，年齡變量的系數(shù)顯著為負(fù)。其三，工作的參與顯著地促進(jìn)居民健康水平變好的可能。其四，女性虛擬變量顯著為負(fù)。

再看關(guān)于子樣本的結(jié)果分析。針對(duì)男、女樣本，本文發(fā)現(xiàn)每增加一年的教育年數(shù)，男性居民擁有好的健康狀況的概率要顯著高于女性3.99個(gè)百分點(diǎn)；不僅如此，對(duì)于參與工作的農(nóng)村男性居民，其健康水平好的概率也明顯地好于女性。除此之外，家庭總收入的增加，也顯著地提高男性居民健康水平，而與女性健康水平不顯著；反觀農(nóng)村女性，結(jié)婚變量與好的健康水平顯示出顯著的正相關(guān)。

最后，對(duì)于“新農(nóng)合”政策全面實(shí)施前后的對(duì)比表明，隨著“新農(nóng)合”的實(shí)施，除了家庭總收入的系數(shù)以外，其他系數(shù)的絕對(duì)值都明顯大于總體樣本的對(duì)應(yīng)系數(shù)。特別是教育變量，在政策實(shí)施前，學(xué)齡與健康狀況呈現(xiàn)不相關(guān)的負(fù)向關(guān)系，政策實(shí)施后則呈現(xiàn)非常顯著的正相關(guān)。這體現(xiàn)了教育對(duì)健康的“效率提升說(shuō)”。然而，“新農(nóng)合”變量的系數(shù)卻始終不顯著。盡管“新農(nóng)合”的覆蓋率逐年提升，但農(nóng)村居民由于自身教育程度所限，造成對(duì)新的醫(yī)療保險(xiǎn)的認(rèn)知能力有限，沒(méi)能發(fā)揮出“新農(nóng)合”制度的有效性。

（二）  “新農(nóng)合”、教育程度對(duì)超重體質(zhì)的估計(jì)結(jié)果

總體樣本和事后樣本都顯示出了登記參?！靶罗r(nóng)合”與超重體質(zhì)在10%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，結(jié)合前述分析，“新農(nóng)合”的參保能夠減小超重的概率，但對(duì)總體健康狀況而言，效率甚微。關(guān)于其他控制變量，工作的參與會(huì)顯著減少超重的發(fā)生，而隨著年齡增長(zhǎng)，超重發(fā)生的可能性增大。除此之外，家庭總收入對(duì)超重的影響極小且并不顯著。有趣的是，在總體樣本中，教育學(xué)齡的增加，將會(huì)顯著地提高超重的發(fā)生率，尤其是在男性樣本當(dāng)中，這與城鎮(zhèn)居民的情況相反。

（三）  “新農(nóng)合”、教育程度對(duì)健康狀況和健康體質(zhì)的面板門(mén)限模型的估計(jì)結(jié)果

本文關(guān)注的“新農(nóng)合”變量的系數(shù)在全部模型中均顯著。具體而言，登記參保“新農(nóng)合”確實(shí)能夠發(fā)揮提升農(nóng)村居民健康體質(zhì)的作用，特別是對(duì)于學(xué)齡小于或等于5的受教育程度較低的居民。就健康狀況的回歸結(jié)果而言，“新農(nóng)合”變量的系數(shù)顯著為負(fù)，揭示了農(nóng)村居民確實(shí)存在由自身教育程度所限而產(chǎn)生的“新農(nóng)合逆向選擇”現(xiàn)象。然而學(xué)齡大于5的處理組對(duì)應(yīng)的系數(shù)絕對(duì)值明顯小于控制組系數(shù)，表明盡管存在類似逆向選擇的現(xiàn)象，但是學(xué)齡更高的居民更有可能從中趨利避害，這與教育對(duì)健康的效率提升作用一致。

關(guān)于其他控制變量的解釋，投身于工作當(dāng)中的農(nóng)村居民能夠顯著地提升健康水平和強(qiáng)健體質(zhì)；隨著年齡的增長(zhǎng)，健康和體質(zhì)的衰退是不爭(zhēng)的事實(shí)；在健康方面，男性健康狀況和健康體質(zhì)均好于女性；有趣的是，在婚姻上，學(xué)齡低的居民在婚后顯著地改善自身的健康水平，相反，學(xué)齡高的反而出現(xiàn)了健康狀況變差的局面；最后，關(guān)于家庭規(guī)模和家庭總收入而言，在學(xué)齡大于5的情形下，家庭規(guī)模與健康體質(zhì)顯著負(fù)相關(guān)；而家庭總收入則在學(xué)齡小于或等于5年時(shí)，與健康狀況顯著正相關(guān)。

（四）  “新農(nóng)合”、教育程度對(duì)健康狀況的因果效應(yīng)

本文采用了倍差法對(duì)方程進(jìn)行回歸，分別考察2003年“新農(nóng)合”實(shí)施前與實(shí)施后對(duì)農(nóng)村居民的健康狀況和健康體質(zhì)的因果效應(yīng)?！靶罗r(nóng)合”的登記在5%和10%顯著性水平下促進(jìn)健康狀況和健康體質(zhì)的增長(zhǎng)。雖然treat變量在健康狀況和健康體質(zhì)下的系數(shù)顯著性并不明顯，但系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明處理組和對(duì)照組在2003年前后的差異并非特別顯著，且隨著“新農(nóng)合”的實(shí)施，反而導(dǎo)致了農(nóng)村居民健康水平變差的趨勢(shì)。更進(jìn)一步，“新農(nóng)合”與處理組的交叉項(xiàng)系數(shù)在健康狀況模型的估計(jì)中顯著為負(fù)，由此表明2003年后，登記參?！靶罗r(nóng)合”的農(nóng)村居民的健康水平反而比不參保的農(nóng)村居民健康水平更糟，從一定程度上說(shuō)明了農(nóng)民居民到外地打工而返鄉(xiāng)“看病難”的現(xiàn)象。教育程度在農(nóng)村居民參保行為與自身健康水平的過(guò)程中發(fā)揮了門(mén)限效應(yīng)的作用，即教育程度更高的居民才能更好地享受醫(yī)療保險(xiǎn)的保障，正如教育程度變量eduyrs顯著為正所示。此外，對(duì)于健康體質(zhì)模型的估計(jì)結(jié)果，教育程度變量以及“新農(nóng)合”與處理組的交叉項(xiàng)系數(shù)均不顯著，由此說(shuō)明參?！靶罗r(nóng)合”對(duì)農(nóng)村居民的健康體質(zhì)并不存在明顯的提升，而體質(zhì)健康的維持更多地還是來(lái)自年輕的體力勞作居民（work系數(shù)顯著為正，age系數(shù)顯著為負(fù)），且在農(nóng)村里，男性的健康水平顯著地好于女性。其余控制變量的解釋與前文相似。

三、結(jié)論

（1）在微觀計(jì)量模型設(shè)定下，教育年份更高的農(nóng)村居民擁有更好的健康狀況，雖然參保“新農(nóng)合”能夠顯著地降低農(nóng)村居民體質(zhì)超重問(wèn)題，但卻存在健康狀況變差的趨勢(shì)，產(chǎn)生由自身健康知識(shí)缺失而導(dǎo)致的“新農(nóng)合逆向選擇”的無(wú)奈局面；（2）通過(guò)面板門(mén)限模型的估計(jì)與檢驗(yàn)，教育程度對(duì)“新農(nóng)合”存在單一門(mén)限效應(yīng)，即以農(nóng)村個(gè)體的教育程度（學(xué)齡）作為門(mén)限變量，模型發(fā)現(xiàn)教育程度的門(mén)限值為5，即學(xué)齡小于5年的農(nóng)村居民在登記加入“新農(nóng)合”后，相對(duì)于學(xué)齡大于5年的農(nóng)村居民，健康狀況變得更差的情況；而只有當(dāng)學(xué)齡大于5年時(shí)，“新農(nóng)合”才能發(fā)揮提高健康水平的作用；（3）采用倍差法的計(jì)量方法估計(jì)“新農(nóng)合”對(duì)農(nóng)村居民健康水平所產(chǎn)生的直接政策影響，實(shí)證結(jié)果表明“新農(nóng)合”實(shí)施后與實(shí)施前的差異系數(shù)為負(fù)，由此說(shuō)明了“新農(nóng)合”政策的落實(shí)力度并不顯著，也進(jìn)一步揭示了農(nóng)村居民參保醫(yī)療保險(xiǎn)應(yīng)該與其自身教育程度相輔相成。

文章最后建議，在進(jìn)一步完善“新農(nóng)合”的同時(shí)，一方面，要加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)教育、職業(yè)培訓(xùn)和繼續(xù)教育投入，為農(nóng)村居民提供更多、更靈活的受教育機(jī)會(huì)，提高農(nóng)村居民總體人力資本水平；另一方面，要大力開(kāi)展農(nóng)村地區(qū)的健康教育，例如借助互聯(lián)網(wǎng)媒介傳授飲食健康知識(shí)、提供老年保健場(chǎng)所和養(yǎng)護(hù)服務(wù)、舉行健康教育咨詢與講座等，以此來(lái)提高農(nóng)村居民的健康認(rèn)知能力。

中國(guó)鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016

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