新型農村合作醫療能否創造另一個人口紅利？

張新 周紹杰 姚金偉

摘要：新型農村合作醫療是目前中國覆蓋最廣的農村社會保障制度，它能否提高農民收入、擴大勞動力供給，其機制又是怎樣？認識這些問題，對再造中國的人口紅利具有重要意義。本研究發現，參加新型農村合作醫療能提高參加人群平均勞動收入約56%，且這種效應在流動人口中更加顯著，達到12%。同時，新型農村合作醫療能降低參加者勞動時間約10%、提高工資率20%。這說明新型農村合作醫療確實有利于提升勞動生產率，并通過釋放農村勞動力改善了配置效率，進一步促進收入的提高。

關鍵詞：新型農村合作醫療；人口紅利；勞動力市場干預；傾向值匹配（PSM）

中圖分類號：F3064文獻標識碼：A

文章編號：1000176X（2017）08007410

作為構建中國農村社會保障體系的重要組成部分，2003年開始施行的新型農村合作醫療（以下簡稱新農合）制度，自試點推開以來一直受到學術界和實際部門的高度關注。到2013年全國參加新農合為802億人，參合率達到99%，實際人均籌資370元，全國累計受益194億人次[1]。作為一項重大的社會保險項目，它究竟能對參保人群產生哪些經濟方面的影響，這些影響又在多大程度上會改變農村居民的微觀行為和最終收益，始終是理論研究中持續關注的重點。

從現有文獻看，程令國和張曄[2]等的成果大多集中于新農合對農村居民醫療支出的影響，周曉艷等[3]與白重恩等[4]主要考察新農合對儲蓄消費的影響，秦雪征和鄭直[5]與寧滿秀和劉進[6]等主要關注新農合與就醫地點等方面的研究。然而，需要注意的是，新農合面對的不僅僅是被動參保的農村居民，更是主動參與勞動力市場的決策者。由于醫療保險是為人們在整個工作期間內提供的一項收入保障，因而Gruber認為，相對養老保險來說，“這種保障制度對處于壯年期（Prime Aage）的勞動力供給具有更關鍵的意義”[7]。隨著中國人口結構老齡化矛盾的日益突出，新農合實施的效果如何不僅直接關系到農村居民醫療負擔的變化，更意味著能否對農村居民人力資本的提高，以及整個勞動力市場產生積極的干預作用。

以往研究雖然沒有直接論及新農合對勞動力市場的作用，但通過對保障農戶收入、擴大消費支出和改變就醫、就業地點等方面的詳細考察，昭示出新農合背后存在著潛在的勞動力干預效應，為我們進一步探討新農合對勞動力市場的影響提供了重要啟示。然而總體來看，直到目前鮮有文獻從勞動經濟學的視角較為全面地考察新農合實施給農村勞動力市場帶來的經濟影響。

勞動經濟學的經典理論指出，醫療保險的覆蓋程度對勞動者在勞動力市場上的表現（工資水平、勞動時間和就業狀況等）有著明確無疑的重要影響。但由于這項研究本身存在著各類內生性挑戰以及數據可得等方面的限制，現有文獻并沒有對新農合所隱含的這種勞動力貢獻進行系統性檢驗。更為重要的是，作為國際學術領域的主流課題，醫療保險與勞動力市場的研究如果無法擴展到新農合的案例，無疑會大大削弱中國醫療保險政策研究的國際可比性?？梢?，對這一課題的定量研究將對我們重新認識和定位新農合的作用與職能產生深刻影響。

基于新農合的政策特點，考慮到提高參加與非參加人群的可比性，同時為剔除其他經濟政策的影響以及校正研究對象的選擇偏差，本文結合近年來廣泛應用于政策效應評估的擬自然實驗法——傾向值匹配（Propensity Score Matching，PSM），利用2005年1%的全國人口調查數據，在控制個體健康狀況和參加傾向等條件下，測算了新農合對參保人群的勞動收入效應。特別的，與多數實證研究不同，我們還進一步比較了新農合對流動人口/非流動人口勞動時間和小時工資率影響上的差異，以檢驗新農合產生收入效應的內在渠道和理論機制。

筆者的研究顯示，新農合使得農村勞動力人口（16—60歲）的勞動收入增加約56個百分點，而且這一正向效應在流動性人口（非本地戶口人群）中更為顯著，達到12%，大約為92元。同時，參保居民收入增加的幅度超過了政府的補貼金額（2003年總保費為30元，各級財政補貼一般為50元），該項政府支出的拉動系數達到184，這說明新農合能夠有力撬動農村勞動收入的提高，并可能超過新農保等其他政策的收入效應。

賈洪波[8]的研究通過兩期疊代的一般均衡模型測算，認為實施新型農村社會養老保險制度后，農民的終生消費-收入水平比增加到10413，增加幅度為413%。

最后，從新農合對農村居民的勞動收入影響機制來看，流動人口的勞動生產率（每小時工資）會由于參保而顯著增加，但這種效應在本地參保人群中并沒有發現明顯的證據。這說明，新農合在影響參保居民收入的過程中，勞動力流動是另一項不可忽視的重要途徑，這意味著勞動力市場的配置效率會隨著新農合的實施發生顯著變化。

綜上，本文測算了新農合對參加人群帶來的平均收入效應，并對這一結果的影響機制做出了謹慎的論證和檢驗。筆者發現，新農合不僅對增加農村居民的勞動收入具有重要作用，而且能帶來勞動生產率和配置效率的提高。這些發現補充了已有文獻對農村醫療保險經濟效應的認識。同時，這些結論也意味著，新農合在干預農村勞動力市場方面的作用可能比其他社保政策更加重要，會成為中國人口紅利再創造的關鍵制度支撐。

一、制度背景與理論假設

2002年11月9日，為降低原農村醫療保險實施后農村居民參保率低、因病返貧和因病致貧等問題的發生，中共中央、國務院提出“建立和完善農村合作醫療制度和醫療救助制度”，這標志著中國新型農村合作醫療政策的啟動。自2003年7月起，新農合開始在我國252個縣（市、區）進行試點，覆蓋農業人口107億。付曉光等[8]和Liu[9]研究認為，新農合是為了解決大部分農村居民醫療費用過高、就診困難而建立的一項公共醫療保障制度。

根據衛生部公布的數據，到我們獲得全國抽樣調查數據的2005年為止，開展新農合試點的縣（市、區）已經達到678個，包括全國617個村覆蓋7566%的農村居民，參加人數達到179億人，補償受益122億人[12]。

（一）新農合試點政策的重點內容

2003年8月25日，財政部和衛生部規定了試點辦法與財政補助標準。按要求，農民個人每年每人繳費不低于10元。中央財政對中西部除市區以外每年每人補助10元，中西部地區各級財政補助不低于每年每人10元，東部地區各級地方財政補助爭取達到20元。

2003年12月15日，衛生部和民政部等十一個部委聯合出臺《關于進一步做好新型農村合作醫療試點工作的指導意見》，該意見規定新農合2003年下半年開始啟動，2004年不再擴大試點數量，并要求重點做好吉林、浙江、湖北和云南四省試點。選擇試點縣（市）的條件包括：一是當地主要負責人高度重視。二是財政狀況較好。三是衛生部門管理能力和醫療衛生機構服務能力較強。四是農村基層組織比較健全。

可見，新農合的運行，實際上是由中央政府頒布指導方針，省和縣級政府自行設計實施細節，包括具體的試點方案和保險條款。這就使該項目從實施伊始就具有較強的自選擇性，既受到地方財力的制約，又受到試點地區選擇的影響。

一、理論假設與文獻評述

醫療保險究竟會對勞動市場產生怎樣的干預結果？勞動經濟學的經典理論為我們提供了兩條重要的研究路徑：

首先，健康投資增加的直接效應，這有助于人力資本的積累和勞動效率的提升，從而提高勞動者的收入。這是因為，醫療保險會減少參加者在醫療費用中直接支付的比重，降低預防性儲蓄水平。這不僅能改善參加者的健康狀況，也可以使勞動者把原先應對健康風險的資源投資于人力或物質資本，從而促進個人收入的增長。大量實證文獻對這種勞動收入的直接影響渠道進行了驗證。如 Lei和Lin[8]與 Yi等[9]的研究都發現，新農合能夠提高參保者醫療服務利用率大約5%。同時，程令國和張曄[2]等發現，雖然參加者的總體醫療費用并不會顯著減少，

甚至參保后總的醫療開支還可能會增長，其中一個很重要的原因是因為醫療需求的彈性較大，因此，特別是對于參保人群以老年和低收入為主的農村居民來說，醫療保險就很可能帶來醫療需求和總支出水平的提高。但新農合在降低農民直接支付比重上的影響卻極其明顯。與此同時，白重恩等[4]的研究也發現了類似證據，同時還發現，新農合對農民消費具有一定的示范性，并且這種影響在長期表現得更明顯。此外，欒大鵬和歐陽日輝[10]利用27省1999—2006年的數據就新農合實施對中國農民生活消費所帶來的影響進行了檢驗，研究結果表明，新農合增加了農民醫療保險方面的支出，也顯著提高了農民在其他生活消費方面的支出水平。這些發現支持了醫療保險有利于促進人力資本增長的前提假定，為我們進一步探討新農合可能產生的勞動力市場效應奠定了經驗基礎。

其次，來自于Summers[11]與Gruber[12]等建立的“補償性工資差異（Pure Compensation Differentials）”理論認為，在這個勞動力市場的均衡模型中，勞動供給與勞動需求均衡不僅取決于工資水平，還取決于企業提供醫療保險所帶來的“補償工資差額”（Compensating Wage Differential）。因此，勞動需求取決于企業j按照平均水平Cij=Ci為勞動者i提供的工資W和無差異的醫療保險；勞動供給決策會更多地考慮勞動者對醫療保險的偏好ΔWij，以及醫療保險與貨幣工資的效用差Vij，即值函數Vij=U（Wij-ΔWij，1）-U（Wij，0）的大小。

1表示提供醫療保險的企業，0表示不提供醫療保險的企業。進一步地，這種偏好是由勞動者對醫療保險的邊際估價（Valuation of the Marginal Dollar）α決定的。其中，若醫療服務的成本越高，α越大，但醫療保險的管理成本越高，α越趨近于零。對這一模型的具體闡釋詳見Gruber[7]。所以，醫療保險帶來的效用溢價（經濟租）就成為影響勞動者工作流動和供給決策的重要因素。

基于以上框架推進的實證文獻，大多是從勞動力流動以及市場配置效率的角度來考察醫療保險對勞動收入的間接效應。這類研究貢獻主要有兩類：第一，具有代表性的研究成果，如Currie和Madrian[13]、 Madrian[14]與Garthwaite等[15]在不同的方法與數據中都一致地發現，企業醫療保險對勞動力具有重要的工作鎖定效應，

Cutler[16]指出，美國醫療保險市場中鎖定效應的產生，是由于私人比企業醫療保險的價格高出近40%，同時美國沒有覆蓋全民的社會醫療保險，居民的醫療保險（包括雇員與家屬保險）都與工作地（Workplace）緊密相聯，因此，企業支付的醫療保險福利就會造成勞動力不愿意流動，從而可能失去獲取更高收入的機會。而研究中國醫療保險工作鎖定效應的語境則完全不同，是指由于戶口或保險報銷層級等限制所造成的勞動力無法流動的情況。正是這種工作鎖定效應壓制了勞動力的流動性，阻礙了勞動力在部門間的轉移，降低了勞動市場的匹配度，這成為經濟效率低和收入無法提高等一系列問題的最重要原因。第二，以Gruber[12]、Dey和Flinn [17]與 Cutler和Madrian[18]為代表的研究還發現，由于企業提供的強制保險福利（Mandate Health Insurance）與支付的工資之間存在著轉嫁關系，醫療保險的增加反而會導致勞動時間的減少。

但這或者意味著非正式勞動（Part-Time Workers）的增加。具體來說，如果人們對保費上升持中性，沒有額外的價值偏好，那么保費上升會帶來工資水平的等比例下降，員工的實際收入不變從而不影響勞動供給；但如果人們是有保險偏好的，則保費上升會帶來實際工資的增加，從而提高勞動供給。

這些研究成果不僅為我們理解醫療保險干預勞動力市場的作用機制提供了明確的分析思路，更具實際意義的是，這類文獻以收入的變化為標準，為我們評估醫療保險對勞動力市場配置效率的作用提供了一個較為客觀的度量依據。

綜上，本文對新農合干預勞動力市場的結果與機制提出如下理論假設：

H1：從新農合對勞動力市場的干預結果來看，作為一項醫療補助政策，新農合有助于改善參保者的健康狀況、鼓勵勞動參與，從而提高勞動者的收入水平。

H2：新農合對勞動收入的作用機制表現在兩個方面：一是對人力資本積累的影響。新農合可以降低參保者的不確定性、減少預防性儲蓄，從而能夠擴大消費支出、強化人力資本投資，增加勞動回報。二是與企業醫療保險的工作鎖定效應不同，由于放松了農村居民在就診地域和支付能力上的限制，新農合存在著相反的勞動釋放效應，這有助于促進勞動力流動、提升市場配置效率，進一步增加勞動收入。

在本研究之前，已有少量文獻對社會醫療保險的勞動力市場效應進行了估計。如Gruber和Hanratty[19]對加拿大醫療保險（National Health Insurance）的研究，通過DID方法比較實施和未實施保險的省份發現，社會醫療保險具有提高工資水平但減少工作時間的作用。對這一結果通常的解釋是，即便有可能對就業造成一定沖擊，但社會醫療保險所帶來的重要收益（主要是減弱工作鎖定效應）會超過失業的成本。

受數據限制，國內學者在這方面的研究成果較少，主要有齊良書[20]使用2003—2006年全國省級面板數據，對新農合減貧、增收和再分配效果的評估。該研究發現，新農合能顯著促進低收入和中等收入農民增收，但需要有利的外部經濟支持。同時，新農合對省區范圍內的農民收入分配狀況沒有顯著影響。李立清和危薇[21]基于CHNS2000年、2004年、2006年和2009年的數據，運用雙重差分法測度了新農合的減貧增收效應。結果表明，新農合對農戶收入具有顯著的正面效應，能夠平均提高參加農戶家庭人均收入的894個百分點。

以上研究都采用雙重差分和IV等方法，較好地處理了在醫療保險實證研究中最關鍵的選擇偏差和無法觀測因素的影響。然而，由于此類研究大多是對平均收入的測算，雖然也發現了新農合提高農戶收入的顯著證據，但正如Gruber[7]等的研究中所指出的，由于參保人群的年齡結構中老年人通常占比較高，以全體參保者的平均收入作為實際收入的代理變量（Proxy）會低估醫療保險緩解鎖定效應和促進收入增長的貢獻。此外，這兩篇文獻雖然都控制了主要個體特征（如性別、健康程度、年齡和受教育程度等），但Rosen[22]、 Sheiner[23]與Ballard和Goddeeris[24]等的實證結果表明，如果不同部門之間存在著資本對勞動替代的差異，醫療保險都有可能對特定企業或部門產生不同的影響。因此，在檢驗收入影響的計量設計中還必須控制住不同部門和不同行業的差異。

總體來說，在目前的文獻中，尚沒有對新農合的勞動力市場效應及其作用機制進行系統的分析和檢驗，已有的研究方法也有待進一步完善。本文利用2005年1%全國人口調查的大樣本數據，采用傾向值匹配（PSM）法，對新農合產生的收入效應以及這項制度的勞動力市場干預機制均進行了測度和檢驗?？梢哉f，本文是對該課題研究的首次嘗試，力圖對完善新農合制度、促進勞動力市場流動和創造新的人口紅利提供理論和經驗支持。

二、計量策略

為識別新農合對參保人群收入的因果效應，我們考慮的問題是：對參保的勞動者來說，在其他因素保持不變的情況下，如果沒有參加保險，那么其收入結果應該會怎樣？如果能夠同時觀察到這一個體在參加與不參加兩種狀態下的收入狀況，兩者之差就是新農合所帶來的純收入效應。但由于我們在現實中只能觀測到其中的一個結果，這就需要構建該主體的反事實結果（Counterfactual Outcome）。需要注意的是，由于農村居民的參保行為通常都是非隨機（自愿參加）的，既會受到個體健康狀況、地區財力及經濟發展水平等因素的影響，

正如前文背景介紹中提到的，該項目的試點與推行過程并非隨機而是選擇性的。試點地區的選擇受自身經濟發展和醫療組織程度的影響，而由于新農合補貼政策在很大程度上依賴于地方政府的財政支付能力，因此，即使是新農合的重要試點地區，也是采取了分縣（市、區）的逐步推開策略。同時，這些因素又反過來決定了個人的勞動能力與收入水平。因此，簡單比較參保與非參保人群的收入必然會產生選擇偏差（Selection Bias）。

目前在政策效應評估中廣泛應用的PSM法能夠有效地克服這一計量問題。這一方法最早由Rubin[25]提出，是一種用擬自然實驗的方法來解決選擇偏差的有效手段。其基本思路是，通過控制合理數量的個體特征向量Xi，估算出每一個體加入項目（接受處理）的傾向得分p（Xi）≡E（Di|Xi）（D為取值0或1的政策啞變量），

該得分在Probit模型的計算形式下為Probit（NCMSi=1|xi）=α+βXi+εi。并以傾向得分相等或最近的參加/未參加個體作為相互匹配的處理組/對照組，在匹配樣本滿足條件獨立（Conditional Independence Assumption， CIA）和共同支撐或重合條件（Common Support or Overlap Condition）的假定下，相互匹配個體之間處理變量的差異就被視為該政策的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated， ATT）。

以新農合為例，如果個體i為參保者，則處理啞變量NCMSi為1；否則為0。那么處理變量（收入）yi就服從以下形式：

yi=（1-NCMSi）y0i+NCMSi×y1i=y0i+（y1i-y0i）×NCMSi（1）

其中，（y1i-y0i）為處理效應，其期望值即總體平均處理效應（ATE），表示為：

ATE≡E（y1i-y0i）（2）

而我們所關心的是參加者的平均處理效應，即：

ATT≡E（y1i-y0i|NCMSi=1）（3）

如果簡單比較參加/非參加組的樣本處理結果，就會得到：

E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）

=E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=1）ATT

+E（y0i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）Selection Bias（4）

可見，PSM的實質就是通過匹配的方式，從非參加組中選取并構造最接近參加者的反事實結果E（y0i|NCMSi=0），Rosenbaum和Rubin [26]與Caliendo和Kopeinig[27]的研究都認為，這種方法能夠最大程度上消除選擇偏差。

Imbens [28]與 Abadie和Imbens [29]的研究結果認為，PSM法由于放松了對傳統回歸模型參數分布的假定，也不依賴于具體模型形式的設定，因而在最小化估計結果偏差上具有明顯的優勢。但同時正是由于PSM法不考慮模型設定的具體形式，也就無法考察政策變量對處理結果的影響與傳導機制。

考慮到新農合實施的特點，結合上文對社會醫療保險干預勞動力市場的理論假設，我們利用PSM法設計了兩個環節的計量過程：

第一個環節估計新農合對參加者收入y的平均處理效應，即：

δyATT=E（y1i|NCMSi=1）-E（y0i|NCMSi=0）（5）

第二個環節是對新農合雙重作用機制的檢驗。依據上文提出的假設框架，我們用人均勞動時間τ與單位小時工資率ω檢驗新農合通過勞動效率提高對收入產生的影響；同時結合流動人口（r1）/非流動人口（r0）因素，分樣本考察新農合通過勞動力流動渠道產生的收入效應，即：

δτATT=E（τ1i|NCMSi=1）-E（τ0i|NCMSi=0）（6）

δωATT=E（ω1i|NCMSi=1）-E（ω0i|NCMSi=0）（7）

δroATT=E（y1i|NCMSi=1，Resident=0）-E（y0i|NCMSi=0，Resident=0）（8）

δr1ATT=E（y1i|NCMSi=1，Resident=1）-E（y0i|NCMSi=0，Resident=1）（9）

三、數據與變量的描述性統計

（一）數據

本文使用的數據來自2005年1%的全國人口調查數據。該數據是國務院為摸清2000年以來中國人口數量、構成以及居住等方面變化取得的全國家戶抽樣數據，調查對象為中國2005年11月1日具有中華人民共和國國籍的抽樣家庭住戶，調查樣本為占全國各省、自治區、直轄市人口規模1%的抽樣家庭，調查項目包括住戶的家庭成員基本特征、遷徙流動、人口素質、就業和社會保障以及婚姻生育等情況。該數據庫為我們考察新農合的政策效應提供巨大的研究便利：其一，該數據庫包含的信息開始于新農合制度試點實施兩年之后，很多重點實施地區已經取得顯著的效果。其二，由于2005年新農合政策還處于試點推廣期，參加與未參加的樣本數量較為平衡、代表性強，有利于采用多種PSM法測度政策效應。其三，由于數據庫中刻畫個體特征的維數較多，有利于多層次、多渠道地反映醫療保險對各類群體的影響機制。

為了更好地捕捉新農合對勞動力市場的干預效應，我們對原始樣本進行如下處理：其一，我們只考慮農村戶籍的勞動力人口（16—60歲），同時只保留獲得勞動性收入的樣本。其二，為控制不可觀測因素（如地區性政策和省內經濟差異）對新農合效應的干擾，同時考慮到勞動力流動是本研究的一個重要出發點，我們選取浙江省數據作為研究樣本。

選取浙江省數據也兼顧了以下因素：（1）該省是新農合重點推行的四個地區之一，政策實施早、更有利于效應的度量。（2）省內各地區經濟發展程度較為均衡。（3）浙江省的數據也符合流動人口較多的樣本實證需要。其三，在人口流動原因上，我們僅保留因經商務工發生遷徙的觀測值。經上述處理，本文最終使用的數據是2005年浙江省10個地級市僅具有勞動收入的農村戶口居民樣本，共有8 319個觀測值，其中7 030個樣本屬于對照組（未參加新農合），1 289個屬于處理組（參加新農合）。

（二）變量

根據上文設計的兩環節計量策略，我們主要關注三項處理變量的變化：勞動收入、勞動時間與單位小時工資。勞動收入反映新農合干預勞動力市場的總體結果，后兩項是對這種收入干預渠道的檢驗。

為滿足對勞動收入、勞動時間與單位小時工資三項變量的實證要求，我們具體選取了樣本個體的上月收入對數作為勞動收入的代理變量（Proxy Variable），采用原始樣本的上周工作時間對數作為勞動時間的代理變量，并對樣本上月收入和上周工作時間的觀測值進行了處理，統一換算為小時工資的對數作為單位小時工資的代理變量。同時，我們參考Gruber[12]與Wang等[30]在醫療保險的多層次模型（Multi-Level Models）回歸中選取的變量，采用反映個體社會經濟地位、政策理解能力等方面的指標作為控制變量。各變量的統計性特征如表1所示。

我們根據該數據庫的指標說明，將戶口登記地在本鄉以及本縣（市、區）的人口標記為本地人口，戶口登記地為其他省、市、縣的人口標記為外地戶口。由表3可知，僅從戶口所在地分布來看，本地農村居民比外地居民收入更多，勞動時間短且小時工資也略高（且都顯著）。有意思的是，如果同時按戶口所在地和參加新農合兩個維度來分組（如表4所示），則可以看出，參保使外地與本地居民收入無差異（而在未參加人群中，這種收入差距仍然顯著）。

四、新農合的政策處置效應

按照第三部分的實證策略，本部分依次對參加新農合人群的三項處理變量：勞動收入、勞動時間和單位小時工資進行政策因果效應的計量估計。按照PSM法的思想，其一，需要同時計算參保與未參保個體加入新農合的傾向性得分；其二，對按傾向值匹配后的樣本進行平衡性與共同支撐檢驗，以滿足PSM擬自然實驗回歸的理論假定；其三，給出我們所關心的三項處理變量的因果效應估計，以此衡量與判斷新農合對勞動力市場干預的結果和影響機制。

（一）利用匹配思想的OLS回歸結果

為了給PSM提供可參照的回歸基準，提高估計結果的可靠性，我們首先利用匹配的思想，通過計算由個體特征值決定的傾向值，在保證對照組與處理組樣本具有相同參加意愿的前提下，截取處于共同支撐中的樣本，進行多值啞變量的OLS回歸。

第一步，依以下Probit模型得到各主體參加新農合的傾向值：

Pscore（Xi）≡Logit（NCMSi）=α+βXi+εi（10）

其中，Xi包括一系列反映參加意愿的個體和地區特征協變量（Covariates），包括收入對數、健康狀況、性別、教育程度、從事行業、職業和婚姻狀況。

第二步，根據傾向值截取對照組與處理組位于共同支撐部分的樣本，并以此將勞動收入、勞動時間和單位小時工資的對數作為三項被解釋變量，對參加新農合、地級市、戶口登記地情況、是否獨生子女、受教育年限、從事行業、婚否、性別和健康狀況等變量進行回歸，結果如表5所示。

果。以上回歸都控制住了以下啞變量：地級市啞變量包括浙江10個地級市，個體啞變量包括是否獨生子女、婚否、健康狀況，但均不顯著。

由表5可知，與簡單OLS相比，經過匹配的回歸結果（第（4）—第（6）列）校正了政策效應的方向和程度，符合我們的理論預期和觀察樣本的結果。

（二）PSM法的回歸結果

為了保證PSM法得到的估計結果是我們感興趣的因果效應，必須在回歸前對處理組和控制組的配對結果進行檢驗，以滿足平衡性要求和共同支撐假定，這就要求參合與未參合樣本在匹配后，主要特征變量的分布不存在系統性差異。檢驗結果表明，

檢驗結果略，留存備索。匹配后處理組和控制組的標準化偏差都明顯下降且大部分低于10%，各特征值分布具有較好的一致性。同時，一半以上的特征變量都不存在系統性差異，這就是說，就我們的研究樣本而言，依據參保概率匹配后的總體差異度大幅降低，符合PSM的應用假定。

Caliendo和Kopeinig[27]的研究認為，由于處在傾向值重疊區域的樣本越多PSM法越有效，為保證回歸估計擁有足夠多的匹配樣本，共同支撐域檢驗必不可少。這可以利用可視化的傾向值密度分布圖（Density Distribution of Propensity Score）進行直觀地檢驗。我們可以看到，匹配后的參合與非參合樣本具有足夠寬的重合區域，很少有樣本落在共同支撐區間之外，能確保由此得到的平均處理效應（ATT）具有很好的代表性。

在確保匹配后樣本符合PSM應用假定的基礎上，我們就新農合對勞動收入、勞動時間和單位小時工資的平均處理效應（ATT）分別進行估計，結果如表6所示。與OLS估計相比較，可以看出全樣本和外地樣本的估計結果在方向上一致，但效應大大減弱。值得注意的是，本地樣本的估計方向與基于傾向值的OLS估計僅在勞動時間的影響上一致，但顯著性不強。

（三）穩健性檢驗

為了保證檢驗結果的可靠性，消除一對一匹配損失樣本的有偏性，我們在選擇不同匹配方法和改變參數設定的情形下，進一步完善檢驗結果。由于Dehejia和Wahba[31]等都提出，各種方法在對不同結構數據的估計上各有優勢，僅在大樣本時具有漸進一致性，而且在提高匹配精度和損失估計準確度之間存在著不同程度的權衡。因此，我們采用最常見的一對多樣本匹配、卡尺匹配、半徑匹配、核匹配以及局部線性匹配方法，對以上PSM的估計結果進行穩健性檢驗。

（四）回歸結果的評論

由上述檢驗結果可知，采用不同PSM法和參數后的結果幾乎完全一致，而且匹配估計的結果都符合我們的理論預期，同時均具備很好的統計顯著性。

首先，從新農合對干預勞動力市場的直接收入效果來看，雖然在不同方法下得到的影響程度略有差異，但都表現出對勞動收入顯著的正向影響，大約在56%，這一結果與齊良書[20]按農戶個體收入估計的4%非常接近，同Gruber和Hanratty[19]對加拿大國家醫療保險的實證發現（4%）也基本一致。但低于李立清和危薇[21]利用平均收入測算得到結果（9%），這也驗證了采用平均收入作為代理變量可能存在著高估效應的問題。

其次，從新農合對勞動力市場干預的影響機制來說，以上的回歸結果都與我們的理論假設極為吻合：社會醫療保險對農村居民具有一定的收入保障作用，從而有助于增加自身的人力或物質資本投資，從而提高了勞動生產率，這在小時工資率接近17%的明顯增長上得到了驗證；同時，新農合對勞動時間具有較強的負向效應，會減少參加者雇傭勞動時間10個百分點左右，這高于Gruber和Hanratty[19]估計的3%—6%的結果。這實際上反映了隨著社會醫療保障水平的提高，企業勞動雇傭總量增加，從而單位勞動時間減少的效應。

從新農合干預勞動力市場結果的主要變量來說，社會醫療保險是企業雇傭成本的外生變量，是對工資的補充而非替代，這勢必產生勞動效率提高、勞動雇傭上升和人均勞動時間縮短的趨勢。相比之下，企業承擔的醫療保險通常與工資之間存在著替代或轉嫁關系，因而會降低實際工資，產生勞動雇傭數量減少、人均勞動時間延長或非正式雇傭增加的結果。從這個角度看，新農合可能還具有擴大就業的作用。

最后，當我們進一步探討新農合對勞動力市場的作用機理時，必須結合勞動力市場的配置效率問題。上文的理論分析指出，新農合的勞動力釋放效應很可能是決定勞動力收入結果的另一條重要途徑。因此，我們在實證中分樣本戶口進行了回歸。結果顯示，無論是勞動收入、勞動時間還是小時工資，流動人口的參加者都比本地人群表現出更為積極和顯著的影響?？傮w來看，本地參保人群的勞動收入會低于未參保人群約10%（但不顯著），而流動人群則正好高出10%；在小時工資率上的差異更加明顯，本地參合人群降低近10%，流動人群提高超過20%。

特別值得注意的，在三組樣本中勞動收入增長率的估計值與后兩項估計值之和大致相等，即滿足關系ln（Laborwage）=ln（Working Hour）+ln（Wage Rate）。

由于本文度量的是政策效應的彈性，因而對被解釋的處理結果變量都采用了對數形式，因此，其非線性模型正好滿足勞動收入=勞動時間×工資率的關系，這就驗證了我們所提出的理論框架的正確性。這不僅從數量上驗證了我們對新農合影響機制的假設，更直觀地體現了新農合提高勞動市場匹效率、增加社會福利的變量依賴路徑。

五、研究結論和趨勢判斷

作為一項對勞動力具有重要保障作用的制度，社會醫療保險具有減少居民預防性儲蓄、增加消費和投資的作用，但這種消費和投資增長的背后，其收入機制來自哪里？這些支出的增長與人力資本的積累又是否符合經典勞動經濟理論的假設，能夠促進勞動者收入的增加？如果這種醫療保險確實有利于勞動力收入的提高，那么它的影響機制又是什么？本文基于2005年參加新農合的勞動力數據，利用擬自然實驗方法，力圖從中國的實踐中找到相關證據，從定量方面對以上問題做出可能的回答。

研究發現，參加新農合人群的平均勞動收入分別高于未參加人群約56%。而且，新農合對流動人口的影響更為顯著，能夠帶來參加者勞動收入12%的增長，提升工資率將近20%。賈洪波[32]通過兩期疊代的一般均衡模型測算認為，實施新農保后，農民的終生消費-收入水平比增加到10413，增加幅度為413%。參加居民收入增加的幅度超過了政府的補貼金額，該項政府支出的拉動系數達到184，這說明新農合能夠有力撬動農村勞動收入的提高，并可能超過新農保等其他政策的收入效應。參保居民收入增加的幅度超過了政府的補貼金額，該項政府支出的拉動系數達到184，這說明新農合能夠有力撬動農村勞動收入的提高，并可能超過新農保等其他政策的收入效應。

同時，從影響機制的檢驗結果來看，醫療保險干預勞動力市場最主要的途徑來自兩方面：一是提高人們的健康與人力資本水平，這從勞動力生產率（小時工資率）的提升上得到了直接體現；另一項重要的間接收入途徑是增加了勞動力的流動性，從而改善了勞動力市場的匹配度和配置效率，進一步強化了新農合的收入效應。

從已有文獻看，本研究是對這一課題在該領域的首次嘗試，受理論和方法的限制，還存在諸多不足。從本文得到的結果來說，需要進一步解答的問題是：第一，基于勞動效率（小時工資率）—勞動時間—勞動收入的效應機制分析，能否在勞動力配置的市場背景下，在一個更為統一的理論框架內得到闡釋。第二，如果在外地樣本上，社會醫療保險的收入效應主要歸因于勞動力的釋放效應，那么對本地人群而言，其收入和小時工資率的變化，與總體及外地樣本中呈現的趨勢相背離的原因又在哪里？這都有待于我們繼續探索和發現。

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（責任編輯：劉艷）