成 前，李 月，李策劃

(1.國家衛(wèi)生健康委員會 流動人口服務(wù)中心，北京 海淀 100000；2.中國人口與發(fā)展研究中心，北京 海淀 100000；3.中共江蘇省委黨校 經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，江蘇 南京 210009)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，中國收入分配差距自20世紀(jì)80年代中期開始不斷擴(kuò)大，1985年中國的基尼系數(shù)僅為0.266，到2017年，該系數(shù)已超過0.4(一般而言，這一數(shù)值通常作為收入分配差距的“警戒線”)，達(dá)到0.467。按照國際慣例，通常將基尼系數(shù)劃分為5檔，大于0.4小于0.5為第4檔，此時，收入差距較大。雖然有研究顯示中國收入差距估計(jì)中存在各種原因造成的偏差，但中國社會收入分配差距自20世紀(jì)80年代中期開始不斷增大是一個不爭的事實(shí)[1]。收入差距的增大會帶來居民消費(fèi)水平的下降，擴(kuò)大家庭教育投入的差距，不利于個體人力資本的積累，進(jìn)而降低生產(chǎn)效率，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展，影響居民福利水平的提高，最終影響社會的和諧穩(wěn)定。因此，收入差距問題一直為國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)注。研究發(fā)現(xiàn)，造成收入差距擴(kuò)大的原因包括經(jīng)濟(jì)、政策和人力資本投資等多個方面，其中，社會保險政策的不完善是中國收入差距不斷擴(kuò)大的主要原因之一[2]。社會保險是調(diào)節(jié)居民收入差距的重要工具，然而，由于我國社保制度城鄉(xiāng)高度分化的特征，一定程度上造成了其對居民收入差距調(diào)節(jié)的失效，甚至部分社保項(xiàng)目還起了拉大收入差距的作用[3-4]。

以醫(yī)療保險為例，我國醫(yī)療保險長期采用“低保費(fèi)、高共付率”模式，合作醫(yī)療收益存在明顯不公平性，給高收入階層帶來的好處大于給低收入階層的好處[5]。因此，現(xiàn)行醫(yī)保制度不僅調(diào)節(jié)收入分配的效果不理想，部分項(xiàng)目甚至出現(xiàn)了“逆向調(diào)節(jié)”作用。香伶的研究就發(fā)現(xiàn)目前的醫(yī)療保險制度在收入再分配方面缺乏相應(yīng)的調(diào)節(jié)機(jī)制，并沒有發(fā)揮應(yīng)有的功能[6]。曹陽等認(rèn)為，總體上分析，基本醫(yī)療保險并沒有發(fā)揮收入再分配的調(diào)節(jié)作用，反而形成了逆向再分配效應(yīng)。進(jìn)一步分地區(qū)的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，這種效應(yīng)在東西部地區(qū)的表現(xiàn)具有一定差異，東部地區(qū)顯著，西部地區(qū)不顯著[7]。醫(yī)療保險制度的逆向再分配效應(yīng)在不同群體和不同地區(qū)中也存在一定差異，在在職群體和發(fā)達(dá)地區(qū)表現(xiàn)更為顯著[8]。此外，醫(yī)療保險制度的逆向再分配效應(yīng)在不同醫(yī)療保險制度中具有一定差異，比如城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險制度在補(bǔ)償環(huán)節(jié)中的“逆向再分配”效應(yīng)非常顯著。最后，還有學(xué)者認(rèn)為社會保障拉大了收入差距，王茂福和謝勇才將社會保障視為一種轉(zhuǎn)移支付，認(rèn)為高收入階層從醫(yī)療保險中得到的好處大于低收入階層居民，由此醫(yī)療保險拉大了居民間的收入差距[9]。

也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，雖然我國醫(yī)保制度設(shè)計(jì)還存在很多問題和不足，但其對居民收入分配的調(diào)節(jié)確實(shí)發(fā)揮了一定積極作用。這是因?yàn)?，如果沒有醫(yī)保制度，一旦家庭因成員患病引發(fā)勞動力缺失，往往會導(dǎo)致收入減少而陷入貧困，發(fā)生“因病致貧、因病返貧”現(xiàn)象[10]，而合理的醫(yī)保制度設(shè)計(jì)可以有效解決“因病致貧、因病返貧”，進(jìn)而改善不合理的居民收入分配狀況。Wagstaff 等認(rèn)為醫(yī)療保險具有按可支付能力籌資、按需分配的特性，正因?yàn)橛羞@些特性，其對國民收入再分配調(diào)節(jié)作用突出，能夠顯著促進(jìn)社會公平[11]。金彩紅認(rèn)為，醫(yī)療保險制度之所以具有良好的收入再分配作用，是因?yàn)樵撝贫瓤梢詾樯鐣蓡T提供低廉的醫(yī)療保障，從而將個體所面臨的健康風(fēng)險降至最低[12]。權(quán)衡研究發(fā)現(xiàn)，無論是個人還是家庭，疾病導(dǎo)致的醫(yī)療支出和勞動力損失是造成其收入風(fēng)險的重要因素，醫(yī)療保險能分散疾病所帶來的各種風(fēng)險，可以對低收入者的醫(yī)療服務(wù)開支進(jìn)行補(bǔ)助，因此，醫(yī)保在國民收入再分配中發(fā)揮了一定作用，可以減輕市場自身產(chǎn)生的收入初次分配不平等[13]。任苒和金鳳對“新農(nóng)合”的研究發(fā)現(xiàn)，該制度實(shí)施后，農(nóng)村居民收入差距不公平程度有所下降[14]。譚曉婷和鐘甫寧進(jìn)一步指出，“新農(nóng)合”制度對于補(bǔ)償患病群體有更大的作用，其對低收入群體的補(bǔ)償高于高收入群體[15]。高文書通過研究陜西省寶雞市的相關(guān)數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療保障的轉(zhuǎn)移支出降低了城鄉(xiāng)居民的收入差距[16]。

綜上可見，現(xiàn)有關(guān)于醫(yī)療保險對居民收入差距影響的研究尚存在較大爭議，由于研究視角不同，使用的數(shù)據(jù)、方法各異，這些研究的結(jié)論并不一致。醫(yī)療保險對居民收入差距影響的定量研究相對缺乏，基于此，本文擬進(jìn)一步探究醫(yī)療保險與居民收入差距的關(guān)系，以“新農(nóng)合”制度改革為背景，利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，并選擇社區(qū)參加“新農(nóng)合”的比例作為工具變量，用工具變量法論證“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距作用的因果效應(yīng)，進(jìn)一步，使用雙重差分模型(DID)因果效應(yīng)分析方法進(jìn)行檢驗(yàn)，并比較“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的異質(zhì)性。

二、數(shù)據(jù)、變量與方法

(一)數(shù)據(jù)變量

文中使用數(shù)據(jù)源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)，該調(diào)查追蹤了過去20多年中國居民的健康、營養(yǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)，考察了相關(guān)政策、社會經(jīng)濟(jì)狀況轉(zhuǎn)變對人口健康營養(yǎng)的影響。調(diào)查采用整群隨機(jī)抽樣調(diào)查方法，涉及住戶、營養(yǎng)、健康、成人、兒童和社區(qū)等方面，覆蓋我國東、中、西三大地區(qū)，樣本代表性較好，該調(diào)查數(shù)據(jù)已被眾多針對“新農(nóng)合”的研究采用。本文使用了1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年9次調(diào)查數(shù)據(jù)。[注]本文之所以使用1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年9次調(diào)查數(shù)據(jù)，是因?yàn)?“新農(nóng)合”從2003年起在全國部分縣(市)試點(diǎn)，到2010年已基本實(shí)現(xiàn)農(nóng)村居民全覆蓋。因此，通過這9年數(shù)據(jù)的對比，可以很好反映“新農(nóng)合”實(shí)施前后農(nóng)村居民收入的差異，反映“新農(nóng)合”實(shí)施對農(nóng)村居民收入差距的影響。

CHNS追蹤調(diào)查了個體參與 “新農(nóng)合”的情況，對應(yīng)的問題是“您是否參加了‘新農(nóng)合’？”，“0”代表沒有參加，“1”代表參加了。由于參加“新農(nóng)合”的不一定擁有城市戶口，所以，本研究參考其他學(xué)者的研究方法[17]，剔除了CHNS中所有城鎮(zhèn)居民點(diǎn)的調(diào)查對象，保留農(nóng)村居民點(diǎn)的個體作為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，以盡可能提高樣本數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。

CHNS也追蹤調(diào)查了個體收入情況，本研究選擇CHNS問卷中 “個人凈總收入” “家庭人均收入”兩個問題的數(shù)據(jù)測度個體收入水平，并進(jìn)一步依據(jù)上述兩項(xiàng)數(shù)據(jù)計(jì)算得到社區(qū)層面的基尼系數(shù)，以反映農(nóng)村居民收入差距。除此之外，還選取了其他對收入差距有影響的因素作為控制變量，包括以下兩個方面：個體自身變量，主要有年齡、性別、民族、婚姻、受教育情況和家庭成員數(shù)量等；進(jìn)一步控制所需的宏觀變量，如通貨膨脹、固定投資、人口密度、人均GDP、城鎮(zhèn)化率等。由于某些變量存在缺失值，本文在使用CHNS原始數(shù)據(jù)時，對部分樣本的缺失值進(jìn)行了剔除。

(二)變量描述統(tǒng)計(jì)

表1根據(jù)樣本個體“新農(nóng)合”參與情況報告了變量的統(tǒng)計(jì)特征，包括全體樣本、參加和沒有參加“新農(nóng)合”兩類個體樣本的均值與標(biāo)準(zhǔn)差。觀察表1可以發(fā)現(xiàn)，個體收入方面，從個人凈總收入看，參合者的均值8.561，高于非參合者的8.417，從家庭人均收入看，參合者的均值8.357，高于非參合者的8.097。收入差距方面，不論采用個人凈總收入還是家庭人均收入，參合者均值均高于非參合者，這預(yù)示了實(shí)證分析將要得到的結(jié)果，即參加“新農(nóng)合”一定程度上拉大了農(nóng)村居民收入差距。此外，參合者的年齡、性別、民族、婚姻、家庭人數(shù)描述統(tǒng)計(jì)均值分別為41.867、1.519、1.927、2.074、25.924，均高于非參合者，但在受教育水平這一變量上參合者則低于非參合者的20.466。雖然從表1的簡單數(shù)據(jù)比較似乎可得出一定的結(jié)論，但是由于兩類人群在個體層面和宏觀層面的變量差異較大，所以還需要進(jìn)一步考察兩類人群在排除其他可觀測因素后的關(guān)系如何。

表1 變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

續(xù)表1

全樣本參合者非參合者性別1.505(0.5)1.519(0.5)1.417(0.5)民族2.228(3.499)1.927(3.131)1.775(2.965)婚姻1.812(0.719)2.074(0.66)1.874(0.647)家庭人數(shù)17.474(22.588)25.924(33.523)20.648(28.094)教育16.271(8.684)16.143(8.487)20.466(8.32)通貨膨脹102.476(0.265)102.448(0.274)102.426(0.266)固定投資20 485.39(10 497.62)22 570.37(11 217.99)22 068.9(11 621.38)人口密度2 887.049(1 260.94)2 734.649(1 287.675)2 666.413(1 240.138)人均GDP41 231.39(15 928.06)46 192.97(17 732.68)47 783.28(19 921.83)城鎮(zhèn)化率0.497(0.087)0.526(0.094)0.534(0.116)

說明：(1)收入差距一為以個體凈總收入衡量的居民收入差距，收入差距二為以家庭人均收入衡量的居民收入差距；(2)括號外數(shù)字為均值，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差

(三)實(shí)證方法

1．基礎(chǔ)回歸模型

為了探索“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，參考成前等的研究[17]，構(gòu)建模型如下：

Yit=aDit+bXit+εit

其中，t代表調(diào)查的年份，i代表調(diào)查個體編號，被解釋變量Yit表示農(nóng)村居民收入差距情況，解釋變量Dit表示個體參加“新農(nóng)合”情況，控制變量Xit表示影響居民收入差距的其他因素，包括年齡、性別、民族、婚姻、家庭成員數(shù)量、受教育水平、通貨膨脹、固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)化率、人口密度、人均GDP等，εit為誤差項(xiàng)。系數(shù)a是最重要的回歸參數(shù)，給出了處理組和控制組在收入差距上的平均效應(yīng)，反映了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的作用方向和水平。

2．內(nèi)生性問題處理

基礎(chǔ)回歸模型很可能存在內(nèi)生性問題，內(nèi)生性的來源首先是反向因果，即收入差距也是決定居民參加“新農(nóng)合”的重要因素。其次是參加“新農(nóng)合”的個體具有不可觀測的特質(zhì)，這些特質(zhì)可能導(dǎo)致逆向選擇，從而影響居民收入差距，導(dǎo)致計(jì)量方程的殘差與自變量相關(guān)，出現(xiàn)有偏估計(jì)，最終造成基礎(chǔ)回歸得到的農(nóng)村居民收入差距與“新農(nóng)合”之間的結(jié)果是相關(guān)關(guān)系，而非因果效應(yīng)[18]。為了處理內(nèi)生性問題，參考研究的通常做法，選擇社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為“新農(nóng)合”的工具變量，進(jìn)行工具變量回歸。

三、”新農(nóng)合”與居民收入差距的關(guān)系

(一)基礎(chǔ)回歸分析

表2給出了全部樣本下“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的估計(jì)結(jié)果，其中模型1、模型2為“新農(nóng)合”對以個體凈總收入衡量的農(nóng)村居民收入差距影響的估計(jì)結(jié)果，模型3、模型4為“新農(nóng)合”對以家庭人均收入衡量的農(nóng)村居民收入差距影響的估計(jì)結(jié)果。具體分析可見：以個體凈總收入衡量的收入差距作為因變量的模型估計(jì)顯示，參加“新農(nóng)合”后農(nóng)村居民收入差距增大了0.058 2，以家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量的模型估計(jì)結(jié)果為0.04，且均有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著意義。從表2可以看出，不論是以個體凈總收入還是以家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用在統(tǒng)計(jì)水平上均顯著。其他變量分析顯示，居民收入差距也與年齡、教育、性別、民族、婚姻情況、通貨膨脹、家庭成員數(shù)量、固定資產(chǎn)投資、人均GDP、城市化率和人口密度等均有關(guān)，這些結(jié)果都與已有研究相一致。

表2 基礎(chǔ)回歸估計(jì)結(jié)果

續(xù)表2

模型1模型2模型3模型4人均GDP2.10E-06???(2.33E-07)-6.20E-07???(2.21E-07)城市化率-0.798???(0.033 6)-0.396???(0.031 9)觀測值15 44715 44719 97219 972統(tǒng)計(jì)量208.29613.27174.29613.36

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型1和模型2的因變量為收入差距一，其中模型1未控制宏觀變量，模型2控制了宏觀變量，模型3和模型4為收入差距二，其中模型3未控制宏觀變量，模型4控制了宏觀變量；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

(二)內(nèi)生性處理

由于基礎(chǔ)回歸中嚴(yán)苛的假設(shè)條件很難得到滿足，基礎(chǔ)回歸結(jié)果可能并不反映“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的因果效應(yīng)，因此需要考慮使用工具變量進(jìn)行回歸。筆者選擇社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的農(nóng)村居民比例作為“新農(nóng)合”的工具變量。在進(jìn)行工具變量回歸之前，首先考察社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的農(nóng)村居民比例對居民收入差距的簡約影響，采用以下模型進(jìn)行估計(jì)：

Yit=cRjt+dXit+εit

其中Rjt為t年j社區(qū)中參加“新農(nóng)合”的居民比例，c就是社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的居民比例對農(nóng)村居民收入差距的簡約影響。表3報告了簡約形式的回歸結(jié)果，模型5、模型6分別報告了以個體凈總收入和家庭人均收入衡量的收入差距作為因變量的模型估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，以個體凈總收入和家庭人均收入衡量的收入差距為因變量的估計(jì)結(jié)果未發(fā)生太大變化，估計(jì)系數(shù)分別為0.083 8、0.085 3，且均在統(tǒng)計(jì)水平上顯著。因此，不論是以個體凈總收入還是以家庭人均收入衡量的收入差距作為因變量進(jìn)行估計(jì)，社區(qū)某年參加“新農(nóng)合”的居民比例與農(nóng)村居民收入差距之間都存在非常強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。顯然簡約形式的回歸為“新農(nóng)合”可能有加大農(nóng)村居民收入差距的作用提供了間接證據(jù)。

在簡約影響分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為參加“新農(nóng)合”的工具變量進(jìn)行估計(jì)，表3報告了工具變量估計(jì)結(jié)果。分析可見，以個體凈總收入和家庭人均收入衡量的居民收入差距作為因變量，工具變量估計(jì)系數(shù)分別為0.048 6和0.03，證明“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距拉大的因果效應(yīng)確實(shí)存在。第一階段回歸中，社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例變量估計(jì)系數(shù)為1.49，且在1%水平上顯著，顯示社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例對于個人參加“新農(nóng)合”存在顯著的正向作用，兩者高度相關(guān)。同時，判別弱工具變量的統(tǒng)計(jì)量超過了文獻(xiàn)中的常用標(biāo)準(zhǔn)[19]，證明使用社區(qū)年度參加“新農(nóng)合”的居民比例作為工具變量不存在弱工具變量問題。

表3 工具變量估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)工具變量兩階段的第一階段估計(jì)統(tǒng)計(jì)量為F，其余為Wald chi2；(3)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型5和模型6為簡約回歸，模型7和模型8為工具變量回歸，其中，模型5和模型7因變量為收入差距一，模型6和模型8因變量為收入差距二；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

在工具變量回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步使用雙重差分模型(DID)探索“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的因果效應(yīng)。模型構(gòu)建如下：

Yit=aTit·Wit+bXit+cTit+dWit+εit

其中，t代表調(diào)查的年份，i代表調(diào)查個體編號，Wit表示地區(qū)虛擬變量，如果一個地區(qū)實(shí)施了“新農(nóng)合”，那么賦值為1，否則為0，Tit表示時間虛擬變量，“新農(nóng)合”實(shí)施以前賦值為0，“新農(nóng)合”實(shí)施以后賦值為1，地區(qū)虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項(xiàng)Wit·Tit表示雙重差分估計(jì)量，其估計(jì)系數(shù)a表示“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響。表4報告了雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果。分析發(fā)現(xiàn)，雙重差分模型(DID)估計(jì)系數(shù)分別為0.025、0.009，均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，其他變量結(jié)果未發(fā)生太大變化。同時，估計(jì)結(jié)果通過了雙重差分模型(DID)的常用檢測，進(jìn)一步證實(shí)了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的作用確實(shí)存在因果效應(yīng)。

表4 雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)模型9因變量為收入差距一，模型10因變量為收入差距二；(3)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的穩(wěn)健性，對收入調(diào)整樣本量進(jìn)行了表5的安慰劑檢驗(yàn)，先將樣本按收入排序，首先刪除最低50%收入樣本，再使用面板模型在控制微觀和宏觀變量的情形下分別進(jìn)行估計(jì)，觀察發(fā)現(xiàn)第1、2列估計(jì)系數(shù)分別為0.065 3、0.044 7，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著；然后刪除最高50%收入樣本，再使用面板模型在控制微觀和宏觀變量的情形下分別進(jìn)行估計(jì)，觀察發(fā)現(xiàn)第3、4列估計(jì)系數(shù)分別為0.044 8、0.033，且均在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。比較以上兩種情況可以發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響在高收入人群中更顯著?；仡櫳衔目梢?，表5回歸結(jié)果仍與表2基本保持一致，可以認(rèn)為上文得到的“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)模型11和模型12為刪除最低50%收入樣本后的回歸模型，模型13和模型14為刪除最高50%收入樣本后的回歸模型，其中，模型11和模型13因變量為收入差距一，模型12和模型14因變量為收入差距二；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

四、進(jìn)一步討論

(一)個體層面的系統(tǒng)性差異分析

直觀上，“新農(nóng)合”對于某些按屬性劃分的不同居民群體收入差距的影響可能存在系統(tǒng)差異。為了探究這種影響的人群異質(zhì)性，提高政策干預(yù)的準(zhǔn)確性，本研究按照年齡、性別和地區(qū)對樣本進(jìn)行分組，檢驗(yàn)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的人群差異。結(jié)果表明：(1)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在中老年人身上。將全部樣本以40歲為基準(zhǔn)分成青年和中老年兩個子樣本[注]本文樣本的年齡中位數(shù)位于40歲附近，基于此，以40歲為基準(zhǔn)將全部樣本分成青年和中老年兩個子樣本。，分別進(jìn)行估計(jì)，表6Panal A的前四列報告了按年齡分組回歸的結(jié)果，控制微觀和宏觀變量，青年組的回歸系數(shù)為0.044 1、0.033 9，中老年組的回歸系數(shù)為0.064 9、0.045 2，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。(2)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在女性身上。表6Panal A的后四列報告了按性別分組的子樣本回歸結(jié)果，控制微觀和宏觀變量的男性組回歸系數(shù)為0.052 9、0.036 3，女性組為0.064 5、0.044 0，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，顯示“新農(nóng)合”對女性收入差距的影響大于男性。(3)“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的拉大作用，主要發(fā)生在已婚者身上。表6 Panal B的前四列報告了按婚姻分組的子樣本回歸結(jié)果，分析發(fā)現(xiàn)，控制微觀和宏觀變量的已婚組回歸系數(shù)為0.061 3、0.044 0，未婚組為0.044 1、0.031 3，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著。

(二)空間層面的系統(tǒng)性差異分析

“新農(nóng)合”對于不同居民群體收入差距的影響可能還存在空間層面的系統(tǒng)差異，其中一個重要的差異就是“新農(nóng)合”對地區(qū)農(nóng)村居民間收入差距影響的系統(tǒng)差異。為進(jìn)一步研究分析這一差異，我們在基本模型的基礎(chǔ)上又分地區(qū)樣本考察“新農(nóng)合”對居民收入差距影響的空間層面的系統(tǒng)性差異，表6的Panal B報告了回歸結(jié)果。

表6 個體層面的系統(tǒng)性差異分析

說明：(1)* p < 0.05，** p < 0.01，*** p < 0.001；(2)面板數(shù)據(jù)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，且常數(shù)項(xiàng)已控制；(3)收入差距一為以個體凈總收入衡量的居民收入差距，收入差距二為以家庭人均收入衡量的居民收入差距；(4)變量中括號外數(shù)字為回歸系數(shù)，括號內(nèi)為相應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差；(5)統(tǒng)計(jì)量為Wald chi2或F

觀察表6 Panal B后四列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在東部地區(qū)，“新農(nóng)合”對東部居民收入差距擴(kuò)大的推動作用更顯著。具體來看，控制微觀和宏觀變量，東部地區(qū)回歸系數(shù)為0.086 2、0.073 5，且在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，西部地區(qū)為0.040 3、0.008 14，并不顯著，這表明“新農(nóng)合”擴(kuò)大收入差距的作用在東部地區(qū)更顯著。仔細(xì)分析可以發(fā)現(xiàn)，改革開放40多年來，我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展的地區(qū)差距一定程度上有所擴(kuò)大，正是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地區(qū)差距導(dǎo)致的地方政府政策力度的差異，帶來了“新農(nóng)合”對不同地區(qū)間農(nóng)村居民收入差距影響的差異性。

五、結(jié)論與建議

本文利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的影響，并選擇社區(qū)參加“新農(nóng)合”的比例作為工具變量，用工具變量法論證了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距作用的因果效應(yīng)，再用雙重差分模型(DID)因果效應(yīng)分析法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，最后比較了“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距影響的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：“新農(nóng)合”增大了農(nóng)村居民間的收入差距，工具變量估計(jì)結(jié)果證實(shí)了“新農(nóng)合”對農(nóng)村收入差距影響作用的因果效應(yīng)，進(jìn)一步的雙重差分模型(DID)估計(jì)結(jié)果證實(shí)了這一因果效應(yīng)的穩(wěn)健性。同時異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在個體層面，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在中老年、女性和已婚居民群體中；在空間層面，“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距的增大作用，主要發(fā)生在東部地區(qū)居民群體中?！靶罗r(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距有加大作用的事實(shí)在一定程度上制約了“新農(nóng)合”制度平抑收入差距效用的發(fā)揮。本文認(rèn)為，未來應(yīng)繼續(xù)調(diào)整資源投入，增加“新農(nóng)合”制度供給，穩(wěn)步推進(jìn)“新農(nóng)合”制度改革，但改革中要特別注意“新農(nóng)合”對農(nóng)村居民收入差距有增大作用這一問題。為了減弱這一作用對“新農(nóng)合”應(yīng)有效用發(fā)揮的制約，要改變之前的“新農(nóng)合”供給模式，以農(nóng)民需求導(dǎo)向作為“新農(nóng)合”進(jìn)一步改革的出發(fā)點(diǎn)，避免公共服務(wù)供給的無效和浪費(fèi)。此外，在推進(jìn)“新農(nóng)合”制度改革時，要注意推動相關(guān)政策向老人、兒童和婦女等弱勢群體傾斜，重點(diǎn)偏向農(nóng)村，偏向低收入、低教育水平人口，加大對基層醫(yī)療的人力、財力、物力支持，切實(shí)提高基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力和服務(wù)水平。