——基于“中國健康與營養(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“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”數(shù)據(jù)的面板分析》（武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016，69(6) 35–49, DOI:10.14086/j.cnki.wujss.2016.06.004）。文章對中國在新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡稱“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重要問題進(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性關(guān)系的研究正在深入展開。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)政府機構(gòu)）便可出臺相關(guān)的法律或政策，以改善和提高人們的健康狀況，從而實現(xiàn)人力資本的有效增長。通過1997、2000、2004以及2006年間的中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的農(nóng)村個體調(diào)查對象的面板數(shù)據(jù)，我們可以了解農(nóng)村居民個體的教育程度通過參保“新農(nóng)合”的渠道對健康狀況產(chǎn)生影響的機理，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。
總體來看，“新農(nóng)合”與其他城鎮(zhèn)醫(yī)療保險之間，無論是從保障的對象、保障的力度，或是保障的基本管理方式，均存在顯著的差異，反映出了我國基本醫(yī)療保險上的城鄉(xiāng)二元性。農(nóng)民工在醫(yī)療保險上所出現(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題，已成為農(nóng)村居民醫(yī)療中亟待解決的問題。而農(nóng)民工在參保過程中所發(fā)生的“參保冷漠”問題，也折射出當(dāng)前農(nóng)村居民對待醫(yī)療保險認(rèn)知的情況。那么2003年以后，隨著“新農(nóng)保”政策的全面推廣，該醫(yī)療保險制度究竟對于解決農(nóng)村居民“看病難，看病貴”問題上達(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？各國經(jīng)驗表明，教育程度對健康水平的影響發(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：“預(yù)算約束放松說”和“效率提升說”。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通過“新農(nóng)合”這一渠道對農(nóng)村居民健康水平產(chǎn)生影響呢？
一、實證模型和估計方法
本文采用面板門限模型來克服該偏差問題，以真實反映“新農(nóng)保”政策的實施對提高農(nóng)村居民健康所發(fā)揮的作用，為探討農(nóng)村居民醫(yī)療保險問題進(jìn)一步提供經(jīng)驗證據(jù)。據(jù)此我們建立的假設(shè)是：不同教育程度的農(nóng)村居民在參保“新農(nóng)合”后，對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）。我們將通過引入面板門限模型，以學(xué)齡（居民所受教育年數(shù)）作為門限變量，對上述假說進(jìn)行實證檢驗。此外，為了檢驗“新農(nóng)合”的試點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)療保險的差異，即強調(diào)“新農(nóng)合”的試點，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。借鑒計量經(jīng)濟學(xué)“自然實驗”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時點上政策施行前與政策施行后之間的差異。基于這兩種差異而進(jìn)行估計得到的結(jié)果，同時控制了個體自身對政策的反應(yīng)和政策實施前與實施后在時間上的差異，從而能夠幫助我們有效識別“新農(nóng)合”實施所帶來的因果效應(yīng)，并同時考慮了教育程度等變量作為控制變量。該方法設(shè)計兩組樣本，一組是處理組和另一組是對照組：
考慮到本文采用的健康狀況指標(biāo)主要為自評健康水平（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，必然會產(chǎn)生樣本選擇模型與樣本選擇偏誤的問題。因此我們采取排序型logit模型進(jìn)行估計。除此之外，考慮到排序型logit模型估計所得到的系數(shù)并非傳統(tǒng)意義上的邊際系數(shù)，對此我們將報告其相應(yīng)的邊際效應(yīng)。
二、測量結(jié)果
筆者選取CHNS在1997、2000、2004以及2006年四個調(diào)查年份的農(nóng)村居民個體面板數(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)村居民的個體數(shù)據(jù)，由此我們選用登記了有無加入“新農(nóng)合”的1997、2000、2004和2006年的追蹤數(shù)據(jù)。最終得到289個個體在四個調(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。以是否登記參保“新農(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”、教育程度對健康狀況的估計結(jié)果
測量結(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模型估計下，額外增加一年的學(xué)齡，將會導(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，是否登記參保“新農(nóng)合”與健康狀況的相關(guān)性并不顯著，但符號為負(fù)。從其他控制變量的回歸系數(shù)來看，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個百分點；不僅如此，對于參與工作的農(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，對于“新農(nóng)合”政策全面實施前后的對比表明，隨著“新農(nóng)合”的實施，除了家庭總收入的系數(shù)以外，其他系數(shù)的絕對值都明顯大于總體樣本的對應(yīng)系數(shù)。特別是教育變量，在政策實施前，學(xué)齡與健康狀況呈現(xiàn)不相關(guān)的負(fù)向關(guān)系，政策實施后則呈現(xiàn)非常顯著的正相關(guān)。這體現(xiàn)了教育對健康的“效率提升說”。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，造成對新的醫(yī)療保險的認(rèn)知能力有限，沒能發(fā)揮出“新農(nóng)合”制度的有效性。
（二） “新農(nóng)合”、教育程度對超重體質(zhì)的估計結(jié)果
總體樣本和事后樣本都顯示出了登記參保“新農(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，工作的參與會顯著減少超重的發(fā)生，而隨著年齡增長，超重發(fā)生的可能性增大。除此之外，家庭總收入對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”、教育程度對健康狀況和健康體質(zhì)的面板門限模型的估計結(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”確實能夠發(fā)揮提升農(nóng)村居民健康體質(zhì)的作用，特別是對于學(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的處理組對應(yīng)的系數(shù)絕對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健體質(zhì)；隨著年齡的增長，健康和體質(zhì)的衰退是不爭的事實；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，與健康狀況顯著正相關(guān)。
（四） “新農(nóng)合”、教育程度對健康狀況的因果效應(yīng)
本文采用了倍差法對方程進(jìn)行回歸，分別考察2003年“新農(nóng)合”實施前與實施后對農(nóng)村居民的健康狀況和健康體質(zhì)的因果效應(yīng)。“新農(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。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)，說明處理組和對照組在2003年前后的差異并非特別顯著，且隨著“新農(nóng)合”的實施，反而導(dǎo)致了農(nóng)村居民健康水平變差的趨勢。更進(jìn)一步，“新農(nóng)合”與處理組的交叉項系數(shù)在健康狀況模型的估計中顯著為負(fù)，由此表明2003年后，登記參保“新農(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程中發(fā)揮了門限效應(yīng)的作用，即教育程度更高的居民才能更好地享受醫(yī)療保險的保障，正如教育程度變量eduyrs顯著為正所示。此外，對于健康體質(zhì)模型的估計結(jié)果，教育程度變量以及“新農(nóng)合”與處理組的交叉項系數(shù)均不顯著，由此說明參保“新農(nóng)合”對農(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)超重問題，但卻存在健康狀況變差的趨勢，產(chǎn)生由自身健康知識缺失而導(dǎo)致的“新農(nóng)合逆向選擇”的無奈局面；（2）通過面板門限模型的估計與檢驗，教育程度對“新農(nóng)合”存在單一門限效應(yīng)，即以農(nóng)村個體的教育程度（學(xué)齡）作為門限變量，模型發(fā)現(xiàn)教育程度的門限值為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，“新農(nóng)合”才能發(fā)揮提高健康水平的作用；（3）采用倍差法的計量方法估計“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民健康水平所產(chǎn)生的直接政策影響，實證結(jié)果表明“新農(nóng)合”實施后與實施前的差異系數(shù)為負(fù)，由此說明了“新農(nóng)合”政策的落實力度并不顯著，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，一方面，要加強農(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、更靈活的受教育機會，提高農(nóng)村居民總體人力資本水平；另一方面，要大力開展農(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、提供老年保健場所和養(yǎng)護服務(wù)、舉行健康教育咨詢與講座等，以此來提高農(nóng)村居民的健康認(rèn)知能力。
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：武漢大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016
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