[摘 要]從宏觀角度考察新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的推行對(duì)農(nóng)村貧困人口的影響有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。以廣東省為例，采用2005～2007年的各縣(市、區(qū))的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)各地減少農(nóng)村貧困人口的數(shù)量有顯著的作用。因此，進(jìn)一步完善中國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度能有效地減輕農(nóng)村貧困。

[關(guān)鍵詞]新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度；農(nóng)村貧困；農(nóng)村醫(yī)療保障制度

[中圖分類號(hào)]F323.89 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1003-3890(2007)11-0018-05

一、引言

農(nóng)村人口的醫(yī)療保障一直是困擾世界上很多國(guó)家的難題。中國(guó)對(duì)農(nóng)村醫(yī)療保障的探索始于20世紀(jì)60年代，當(dāng)時(shí)興起的合作醫(yī)療取得了巨大成功，解決了絕大多數(shù)低收入農(nóng)民的醫(yī)療保障問題，在國(guó)際上一度被譽(yù)為成功的“衛(wèi)生革命”(世界銀行，1994)。但隨著中國(guó)農(nóng)村家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的推行，合作醫(yī)療失去了賴以存在的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障事業(yè)發(fā)展嚴(yán)重滯后，廣大農(nóng)村居民不能獲得合理的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，自費(fèi)醫(yī)療再次成為農(nóng)村占主導(dǎo)地位的醫(yī)療制度。與此同時(shí)，農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)緩慢，甚至在某些年份出現(xiàn)下滑的趨勢(shì)，而醫(yī)療保健的費(fèi)用卻持續(xù)攀升。在這種情況下，近年來疾病支出負(fù)擔(dān)成為農(nóng)村居民致貧和返貧的主要原因。國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心2003年對(duì)全國(guó)118個(gè)村的醫(yī)療衛(wèi)生狀況的調(diào)查表明，疾病成為導(dǎo)致農(nóng)民貧困的主要原因。因此，建立有效保障農(nóng)村居民健康水平的農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生保障制度已經(jīng)成為關(guān)乎農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)穩(wěn)定大局的重大問題。

已有的研究表明，農(nóng)村醫(yī)療保障制度對(duì)農(nóng)村居民、特別是貧困農(nóng)民收入狀況的影響主要通過以下兩種途徑實(shí)現(xiàn)：一方面，從外部的制度條件來看，健全農(nóng)村醫(yī)療保障制度有利于實(shí)現(xiàn)社會(huì)成員之間的風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)，特別是能夠提高貧困人口抵抗疾病風(fēng)險(xiǎn)的能力，在一定程度上縮小收入差距。根據(jù)尼古拉斯·巴爾的觀點(diǎn)，調(diào)節(jié)收入再分配是醫(yī)療保障的重要目標(biāo)。他認(rèn)為，因疾病導(dǎo)致的醫(yī)療支出和勞動(dòng)力損失是個(gè)人和家庭的一種主要風(fēng)險(xiǎn)。遇到這種風(fēng)險(xiǎn)本身需要付出很高的代價(jià)，對(duì)窮人而言更會(huì)形成長(zhǎng)期的影響，使低收入家庭陷入貧困。通過醫(yī)療保險(xiǎn)，在不同的人群中分散疾病所帶來的風(fēng)險(xiǎn)，或者對(duì)貧窮者進(jìn)行醫(yī)療補(bǔ)助，讓人人享有醫(yī)療服務(wù)，可以調(diào)節(jié)高收入者和低收入者、高風(fēng)險(xiǎn)人群和低風(fēng)險(xiǎn)人群之間的收入分配。因此，醫(yī)療保障在國(guó)民收入再分配中可以起到重要的調(diào)節(jié)功能。另一方面，從農(nóng)民自身的內(nèi)部條件來看，健全農(nóng)村醫(yī)療保障有利于人力資本的積累，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而有助于農(nóng)民增加收入和農(nóng)村貧困人口的脫貧。西奧多·W·舒爾茨(1976)認(rèn)為，人力資本表現(xiàn)為人的知識(shí)、技能、資歷和經(jīng)驗(yàn)等，即人的能力和素質(zhì)。人力資本是通過對(duì)人力的投資而獲得的，這種投資表現(xiàn)在貨幣形態(tài)上就是為提高人力的各項(xiàng)開支，包括保健支出、教育支出、勞動(dòng)力遷移的支出等等。在人力資本投資的各種方式中，通過投資于健康來改善人力資本的質(zhì)量是提高人口素質(zhì)、增加窮人福利的重要手段，同時(shí)也是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿Α４罅坑嘘P(guān)健康改善與勞動(dòng)生產(chǎn)率、健康與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)研究也支持了這一觀點(diǎn)，如拉蒂，拉姆和舒爾茨(1979)在研究印度農(nóng)業(yè)生產(chǎn)增長(zhǎng)的原因時(shí)發(fā)現(xiàn)，由于連續(xù)實(shí)施了10年(1951～1961年)公共保健計(jì)劃，印度的國(guó)民健康狀況得到了顯著改善，從而大大提高了此間的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。Sen(1995)通過對(duì)印度克拉拉邦的分析發(fā)現(xiàn)，在適當(dāng)?shù)恼龀窒拢毨У貐^(qū)的醫(yī)療保健水平能得到改善，人們的生活質(zhì)量會(huì)不斷提高，對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有重大的作用。LireErasado，Gre Gory Amacher和Jeffarey Alwary(2004)通過對(duì)埃塞俄比亞農(nóng)民在采用旨在提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和保護(hù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資源的農(nóng)業(yè)新技術(shù)研究發(fā)現(xiàn)，疾病降低了農(nóng)戶的收入并改變了勞動(dòng)力配置，減低了農(nóng)戶采用新技術(shù)的可能性。建議有關(guān)方面要推廣農(nóng)業(yè)新技術(shù)不僅應(yīng)該考慮到潛在采用者的經(jīng)濟(jì)狀況，還應(yīng)考慮他們的身體狀況。張車偉(2003)運(yùn)用來自中國(guó)貧困農(nóng)村地區(qū)的數(shù)據(jù)資料，估計(jì)了不同的營(yíng)養(yǎng)和健康指標(biāo)在中國(guó)貧困農(nóng)村的回報(bào)和彈性，證實(shí)營(yíng)養(yǎng)和疾病顯著地影響農(nóng)村的勞動(dòng)生產(chǎn)率，其中家庭勞動(dòng)力因病無(wú)法工作的期限每增加1個(gè)月會(huì)導(dǎo)致種植業(yè)收入損失約為2 300元，這說明加強(qiáng)營(yíng)養(yǎng)和醫(yī)療保健的投資對(duì)于農(nóng)村脫貧具有至關(guān)重要的作用，這也在一定程度上從定量研究的角度證明疾病導(dǎo)致農(nóng)民致貧和返貧的風(fēng)險(xiǎn)相當(dāng)大。

當(dāng)前在中國(guó)農(nóng)村，為了減輕醫(yī)療支出給農(nóng)民帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，防止農(nóng)民因病致貧、因病返貧現(xiàn)象繼續(xù)發(fā)生，中國(guó)政府又開始了完善農(nóng)村醫(yī)療保障制度的新探索。2002年國(guó)務(wù)院提出建立農(nóng)村新型合作醫(yī)療制度的決定，要求在2010年基本覆蓋全體農(nóng)村居民，并自2003年始在全國(guó)21％的縣市進(jìn)行了試點(diǎn)。隨著新型農(nóng)村合作醫(yī)療規(guī)模的不斷擴(kuò)大，中國(guó)農(nóng)民的基本醫(yī)療衛(wèi)生需求得到了一定程度的保障。而近幾年來，中國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療的推行實(shí)際效果如何。是否使農(nóng)民尤其是貧困農(nóng)民的收入狀況真正得到改善，對(duì)這些問題的分析和研究有助于更好地推進(jìn)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的可持續(xù)發(fā)展和該項(xiàng)制度在全國(guó)的推廣。由于推行時(shí)間較短以及相關(guān)數(shù)據(jù)的缺乏，學(xué)者們從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度研究新型農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)農(nóng)民收入影響的文獻(xiàn)不多。宋明山等(2005，2006)以浙江省為例，根據(jù)對(duì)當(dāng)?shù)剞r(nóng)戶的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了新型農(nóng)村合作醫(yī)療改善農(nóng)村居民收入，公平的能力，他們應(yīng)用GINI系數(shù)和洛倫茲曲線原理，分析了籌資、醫(yī)療費(fèi)用和新型農(nóng)村合作償付對(duì)農(nóng)村居民收入公平的影響。結(jié)果顯示：新型農(nóng)村合作醫(yī)療償付對(duì)發(fā)生醫(yī)療費(fèi)用人群收入公平影響顯著，而新型農(nóng)村合作醫(yī)療籌資導(dǎo)致的GINI系數(shù)變化非常微弱，從而指出，疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)明顯加重了農(nóng)村居民收入分布的不公平，新型農(nóng)村合作醫(yī)療在改善上述不公平方面的作用已經(jīng)有相當(dāng)程度的體現(xiàn)。

由此可見，新型農(nóng)村合作醫(yī)療的推行有效改善了農(nóng)村收入不平等的狀況。而進(jìn)一步考慮，貧困人口是農(nóng)村中健康狀況相對(duì)較差、衛(wèi)生服務(wù)支付能力弱、衛(wèi)生服務(wù)利用低的人群，是在建立和完善農(nóng)村醫(yī)療保障體系中最需要保護(hù)的人群。評(píng)價(jià)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度是否成功，關(guān)鍵應(yīng)該看是否真正解決了貧困人口的基本醫(yī)療保障問題，他們是否真正獲益。否則，即使建立了保障體系，如果并不能使最需要的人群最大限度地受益，必將會(huì)導(dǎo)致衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域的不公問題進(jìn)一步突出。

筆者以廣東省為例，從宏觀角度考察新型農(nóng)村合作醫(yī)療的推行對(duì)農(nóng)村貧困人口數(shù)量的影響。不同于宋明山等(2005，2006)的研究方法，筆者采用的是廣東省114個(gè)縣(市、區(qū))從2005年第一季度～2007年第一季度農(nóng)村合作醫(yī)療的推廣情況的面板數(shù)據(jù)，通過對(duì)廣東省多年來各地農(nóng)村合作醫(yī)療參與程度的變化，考察合作醫(yī)療對(duì)各地農(nóng)村貧困人口數(shù)量的影響。

二、計(jì)量模型

采用面板數(shù)據(jù)模型，估計(jì)農(nóng)村合作醫(yī)療的發(fā)展?fàn)顩r對(duì)農(nóng)村貧困人口數(shù)量的影響。面板數(shù)據(jù)模型是把時(shí)間序列沿空間方向擴(kuò)展或把截面數(shù)據(jù)沿時(shí)間方向擴(kuò)展而成的二維結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)集合，它既能反映某一時(shí)期各個(gè)個(gè)體數(shù)據(jù)的規(guī)律，也能描述每個(gè)個(gè)體隨時(shí)間變化的規(guī)律，集合了時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)的共同優(yōu)點(diǎn)。具體來說，我們采用的是聯(lián)合回歸模型(Pooled Regression Model)，需首先建立基本的計(jì)量模型：

Id poor_it=α+poor_attentit_itβ₁+lnpopulation_itβ₂+ε_it (1)

其中，poor_it各地區(qū)不同時(shí)期的農(nóng)村貧困人口數(shù)量，模型中我們對(duì)poor_it取對(duì)數(shù)值，從而以它的變動(dòng)作為被解釋變量，考察農(nóng)村合作醫(yī)療所帶來的農(nóng)村貧困人口的變化情況。poor_attent_it代表各地區(qū)不同時(shí)期農(nóng)村貧困人口中參加合作醫(yī)療的比例，它是我們關(guān)注的最主要解釋變量：農(nóng)村貧困人口參加合作醫(yī)療是否能帶來脫貧的效果，就要看poor_attent_it的估計(jì)系數(shù)，如果系數(shù)為負(fù)，即較高的參合程度導(dǎo)致農(nóng)村貧困人口數(shù)量的減少，說明農(nóng)村合作醫(yī)療能使農(nóng)村貧困狀況得到顯著改善；如果系數(shù)為正或不顯著，則說明農(nóng)村合作醫(yī)療的推行并沒有帶來農(nóng)村貧困人口減少的理想效果。為了避免異方差，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤雙opulation_it這個(gè)變量，即各地不同時(shí)期的農(nóng)村人口總數(shù)，以控制各地農(nóng)村人口的規(guī)模。α為常數(shù)項(xiàng)，β_i為各解釋變量的系數(shù)，i代表不同的個(gè)體(縣、市、區(qū))，代表不同時(shí)期(季度)。

在建立基本的估計(jì)模型之后，我們還需要進(jìn)一步考慮其他影響農(nóng)村貧困人口變動(dòng)的因素。

1．農(nóng)村合作醫(yī)療基金的籌資規(guī)模影響貧困人口的變動(dòng)。由于農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)于包括貧困人口在內(nèi)的農(nóng)村參合人口具有社會(huì)保障的性質(zhì)，所以合作醫(yī)療基金的籌資規(guī)模決定了對(duì)參合農(nóng)民的醫(yī)療保障能力，影響參合的農(nóng)村貧困人口通過合作醫(yī)療獲得經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)亩嗌伲瑥亩绊懻麄€(gè)農(nóng)村貧困人口的貧困狀況。

2．由于采用的面板數(shù)據(jù)地域跨度較大，所以應(yīng)該考慮各地環(huán)境的特殊性對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。具體來說，各地的政策制定、行政效率和居民偏好等都不盡相同，而這些因素會(huì)通過各地農(nóng)民的整體參合狀況反映出來。因此，我們加入各地農(nóng)民參合總?cè)藬?shù)的變動(dòng)來考察各地不同環(huán)境對(duì)當(dāng)?shù)刎毨丝跀?shù)量變動(dòng)的影響。

3．為了增加模型的解釋力度，我們加入其他影響農(nóng)村貧困人口變動(dòng)的因素。首先；當(dāng)?shù)剞r(nóng)村的貧困程度影響農(nóng)村貧困人口的變動(dòng)情況。一般來講，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村特困人口越多，貧困人口相對(duì)越貧困，要想脫貧就越困難。盡管在我們的數(shù)據(jù)樣本即廣東全省范圍內(nèi)對(duì)農(nóng)村貧困人口的劃分是統(tǒng)一的，即年收入在1500元以下，但是各地農(nóng)村貧困人口中特困人口的多少卻不盡相同，因此我們以農(nóng)村特困人口的數(shù)量來代表當(dāng)?shù)剞r(nóng)村貧困人口的貧困程度。其次，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村人口整體的健康狀況也會(huì)影響貧困人口的變動(dòng)。這里我們以農(nóng)村合作醫(yī)療各期的補(bǔ)償支出作為衡量當(dāng)?shù)剞r(nóng)民健康狀況的指標(biāo)，醫(yī)療補(bǔ)償支出的增多意味著個(gè)人不良的健康狀況導(dǎo)致患病后醫(yī)療支出的相對(duì)增多，病痛和醫(yī)療支出惡化丫個(gè)人的經(jīng)濟(jì)狀況，使得貧困人口的增多。

由此，我們估計(jì)擴(kuò)展的面板數(shù)據(jù)模型如下：

其中，除了我們最關(guān)注的poor_attent_it變量所代表的農(nóng)村貧困人口參合率之外，fund_it代表各地區(qū)不同時(shí)期農(nóng)村合作醫(yī)療基金累計(jì)的籌資總額，它包括省、市、縣、鄉(xiāng)各級(jí)財(cái)政對(duì)當(dāng)?shù)睾献麽t(yī)療基金的撥款以及包括集體扶持、民政醫(yī)療救助在內(nèi)的個(gè)人繳款，代表了農(nóng)村合作醫(yī)療的規(guī)模和支付能力，對(duì)農(nóng)村貧困人口的減少應(yīng)該有積極的影響。理想的情況是，農(nóng)村合作醫(yī)療基金籌資越多，可使包括貧困人口在內(nèi)的更多參合農(nóng)民受益，從而導(dǎo)致農(nóng)村貧困人口數(shù)量的減少。pay_it指各地區(qū)不同時(shí)期農(nóng)村合作醫(yī)療補(bǔ)償?shù)睦塾?jì)支出總額，包括住院補(bǔ)償費(fèi)用、門診補(bǔ)償費(fèi)用及其他支出，對(duì)它的估計(jì)考察的是醫(yī)療補(bǔ)償支出的變動(dòng)也即當(dāng)?shù)剞r(nóng)村人口的健康狀況與貧困人口數(shù)量變動(dòng)的關(guān)系。extra_poor_it表各地區(qū)不同時(shí)期農(nóng)村特困人口的數(shù)量，取對(duì)數(shù)值是以它的變動(dòng)作為解釋變量。attend_pop_it指各地區(qū)不同時(shí)期參加農(nóng)村合作醫(yī)療的總?cè)藬?shù)，代表了各地農(nóng)村合作醫(yī)療的發(fā)展程度所反映出的當(dāng)?shù)氐奶厥猸h(huán)境。8為常數(shù)項(xiàng)，γ_ii為各解釋變量的系數(shù)，i代表不同的個(gè)體(縣、市、區(qū))，t代表不同時(shí)期(季度)。

三、數(shù)據(jù)說明

筆者所用的是廣東省114個(gè)縣(市、區(qū))2005年以來有關(guān)農(nóng)村貧困和農(nóng)村合作醫(yī)療的推廣情況的季度面板數(shù)據(jù)。由于廣東省的農(nóng)村合作醫(yī)療制度以縣(市、區(qū))為基本單位推行，所以我們以各個(gè)縣(市、區(qū))為統(tǒng)計(jì)的個(gè)體，考察2005年第一季度至2007年初共9個(gè)季度的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)覆蓋了全省幾乎所有轄農(nóng)村的縣(市、區(qū))，反映的是廣東省推行農(nóng)村合作醫(yī)療的最重要階段。

從這些數(shù)據(jù)可以看到，盡管廣東省是中國(guó)沿海第一經(jīng)濟(jì)大省，但2005年，在全省農(nóng)業(yè)總?cè)丝?048萬(wàn)人中，農(nóng)村的貧困人口仍有484萬(wàn)人。其中特困人口高達(dá)148萬(wàn)人。2005年廣東省各縣(市、區(qū))中貧困人口比例最高的是清遠(yuǎn)市的連山壯族、瑤族自治縣，高達(dá)38.9％，而湛江市的雷州市、揭陽(yáng)市的普寧市也屬于農(nóng)村貧困人口高密度地區(qū)，比例都超過了30％。其他縣(市、區(qū))的農(nóng)村貧困人口大都在10％以下?？梢姡瑢?duì)于廣東這個(gè)東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份來說，減少農(nóng)村貧困依然是一項(xiàng)嚴(yán)峻的任務(wù)。

廣東省從2002年開始推進(jìn)農(nóng)村合作醫(yī)療，2005年。全省轄農(nóng)村的縣(市、區(qū))都建立了合作醫(yī)療制度。2005年初，一半以上的縣(市、區(qū))的參與率都在50％以上，2006年上半年各地參與率有明顯增加，超過50％的縣(市、區(qū))達(dá)2/3以上。與此同時(shí)，各級(jí)財(cái)政對(duì)農(nóng)村合作醫(yī)療投入持續(xù)增加，截至2007年初全省農(nóng)村合作醫(yī)療總籌資超過20億元，全省參加農(nóng)村合作醫(yī)療人數(shù)達(dá)到3950萬(wàn)人，占全省農(nóng)民人數(shù)的80％，珠江三角洲地區(qū)達(dá)到96％以上。全省合作醫(yī)療制度覆蓋的村達(dá)到99.5％以上。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

根據(jù)以上數(shù)據(jù)，首先對(duì)基本模型(1)進(jìn)行估計(jì)?？紤]到本文的時(shí)間序列較長(zhǎng)，采用普通面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法很可能存在殘差的序列相關(guān)問題。對(duì)此，筆者采用Prais-Winsteu方法來修正估計(jì)參差，從而得出穩(wěn)健的估計(jì)系數(shù)。估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1結(jié)果顯示，poor_attend估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即農(nóng)村合作醫(yī)療參與率的增加減少了農(nóng)村貧困人口的數(shù)量。具體來說，參與率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，各地農(nóng)村貧困人口數(shù)平均減少約1.49％，這說明了農(nóng)村合作醫(yī)療的推行的確存在使當(dāng)?shù)剞r(nóng)民脫貧的效果。另一個(gè)解釋變量Ln population的估計(jì)系數(shù)顯著為正。 接下來估計(jì)擴(kuò)展的面板數(shù)據(jù)模型，結(jié)果如表2所示。

表2的結(jié)果顯示，解釋變量的增加使模型的解釋力有所增加，與模型(1)相比，R²由0.73增加到0.77。我們最關(guān)心的解釋變量poor_attend的估計(jì)系數(shù)值僅有略微變化，由1.49％變?yōu)?.11％，而估計(jì)符號(hào)不變。Ln population的估計(jì)也是類似的情況。這說明我們基本模型(1)估計(jì)的系數(shù)比較可靠。

模型(2)中其他變量的估計(jì)結(jié)果同樣比較理想。ln fund的估計(jì)系數(shù)為負(fù)顯著，說明農(nóng)村合作醫(yī)療的籌資規(guī)模越大，其保障能力就越強(qiáng)，從而就越有利于減少當(dāng)?shù)刎毨мr(nóng)民的數(shù)量。Ln pay代表農(nóng)村合作醫(yī)療補(bǔ)償支出的變動(dòng)，它的估計(jì)系數(shù)為正顯著，說明農(nóng)村人口整體的健康狀況影響農(nóng)村貧困人口數(shù)量，較差健康狀況增加總醫(yī)療支出的同時(shí)會(huì)使貧困人口的增多。Id extra_poor代表貧困人口中的特困人口，它的估計(jì)系數(shù)為正顯著，說明特困人口越多，貧困人口就越難脫貧。而當(dāng)?shù)剞r(nóng)村的參合規(guī)模Lnattend_pop的估計(jì)系數(shù)為負(fù)顯著。從另一角度說明各地農(nóng)村合作醫(yī)療制度有效的推行會(huì)減輕當(dāng)?shù)刎毨мr(nóng)民的數(shù)量。

五、結(jié)論

上文的分析表明，在廣東省各地推行的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度能夠顯著減少農(nóng)村貧困人口的數(shù)量。各地農(nóng)村人口中貧困人口參與農(nóng)村合作醫(yī)療的比例越高，其農(nóng)村貧困人口數(shù)量減少的幅度越大：貧困人口的合作醫(yī)療參與率每增加1個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村貧困人口數(shù)平均減少約1.11％～1.49％；增強(qiáng)農(nóng)村合作醫(yī)療基金的籌資能力將有利于當(dāng)?shù)刎毨丝跀?shù)量的減少；同時(shí)，各地農(nóng)村人口的貧困程度、健康狀況等因素也顯著影響著貧困人口數(shù)量的變動(dòng)。

筆者采用的是縣級(jí)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，由于某些數(shù)據(jù)如貧困農(nóng)民平均純收入、各地扶貧基金數(shù)等很難以縣(市、區(qū))為單位獲得，所以筆者沒有考察這些因素對(duì)農(nóng)村貧困人口數(shù)量變動(dòng)的影響。最終的估計(jì)結(jié)果表明，貧困人口合作醫(yī)療的參與率對(duì)農(nóng)村貧困人口數(shù)量的影響比較穩(wěn)定，系數(shù)值較為可靠。

回顧宋明山等(2005，2006)對(duì)浙江省的研究，我們可以得出的結(jié)論是，最起碼在沿海發(fā)達(dá)省份，中國(guó)新型的農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村人口，特別是農(nóng)村貧困人口的脫貧還是有著非常明顯的作用的。

但是，中國(guó)各省份的情況千差萬(wàn)別，東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，各地區(qū)政府的財(cái)政能力不同，貧困農(nóng)村人口的負(fù)擔(dān)各異，新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度在中部和西部省份的作用情況還有待實(shí)證的檢驗(yàn)。進(jìn)一步的研究需要全國(guó)性的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和較大規(guī)模的微觀人戶調(diào)查數(shù)據(jù)，這樣才能更加準(zhǔn)確、全面地估算出中國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度給各地農(nóng)村居民帶來的收益。

責(zé)任編輯：艾 嵐

責(zé)任校對(duì)：武占江

[作者簡(jiǎn)介]李曉嘉(1978—)，女，遼寧沈陽(yáng)人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易大學(xué)公共與管理學(xué)院講師，博士，研究方向?yàn)樨?cái)政理論與政策；劉鵬(1976—)，男，山東濰坊人，北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心博士，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)。