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[摘 要]从宏观角度考察新型农村合作医疗制度的推行对农村贫困人口的影响有十分重要的现实意义。以广东省为例，采用2005～2007年的各县(市、区)的面板数据进行实证分析，结果表明，农村合作医疗对各地减少农村贫困人口的数量有显著的作用。因此，进一步完善中国新型农村合作医疗制度能有效地减轻农村贫困。
[关键词]新型农村合作医疗制度；农村贫困；农村医疗保障制度
[中图分类号]F323.89 [文献标识码]A [文章编号]1003-3890(2007)11-0018-05
一、引言
农村人口的医疗保障一直是困扰世界上很多国家的难题。中国对农村医疗保障的探索始于20世纪60年代，当时兴起的合作医疗取得了巨大成功，解决了绝大多数低收入农民的医疗保障问题，在国际上一度被誉为成功的“卫生革命”(世界银行，1994)。但随着中国农村家庭联产承包责任制的推行，合作医疗失去了赖以存在的经济基础，农村医疗卫生保障事业发展严重滞后，广大农村居民不能获得合理的医疗卫生服务，自费医疗再次成为农村占主导地位的医疗制度。与此同时，农民人均纯收入增长缓慢，甚至在某些年份出现下滑的趋势，而医疗保健的费用却持续攀升。在这种情况下，近年来疾病支出负担成为农村居民致贫和返贫的主要原因。国务院发展研究中心2003年对全国118个村的医疗卫生状况的调查表明，疾病成为导致农民贫困的主要原因。因此，建立有效保障农村居民健康水平的农村医疗卫生保障制度已经成为关乎农村经济发展和社会稳定大局的重大问题。
已有的研究表明，农村医疗保障制度对农村居民、特别是贫困农民收入状况的影响主要通过以下两种途径实现：一方面，从外部的制度条件来看，健全农村医疗保障制度有利于实现社会成员之间的风险共担，特别是能够提高贫困人口抵抗疾病风险的能力，在一定程度上缩小收入差距。根据尼古拉斯·巴尔的观点，调节收入再分配是医疗保障的重要目标。他认为，因疾病导致的医疗支出和劳动力损失是个人和家庭的一种主要风险。遇到这种风险本身需要付出很高的代价，对穷人而言更会形成长期的影响，使低收入家庭陷入贫困。通过医疗保险，在不同的人群中分散疾病所带来的风险，或者对贫穷者进行医疗补助，让人人享有医疗服务，可以调节高收入者和低收入者、高风险人群和低风险人群之间的收入分配。因此，医疗保障在国民收入再分配中可以起到重要的调节功能。另一方面，从农民自身的内部条件来看，健全农村医疗保障有利于人力资本的积累，提高劳动生产率，从而有助于农民增加收入和农村贫困人口的脱贫。西奥多·W·舒尔茨(1976)认为，人力资本表现为人的知识、技能、资历和经验等，即人的能力和素质。人力资本是通过对人力的投资而获得的，这种投资表现在货币形态上就是为提高人力的各项开支，包括保健支出、教育支出、劳动力迁移的支出等等。在人力资本投资的各种方式中，通过投资于健康来改善人力资本的质量是提高人口素质、增加穷人福利的重要手段，同时也是促进经济增长的主要动力。大量有关健康改善与劳动生产率、健康与经济发展关系的经验研究也支持了这一观点，如拉蒂，拉姆和舒尔茨(1979)在研究印度农业生产增长的原因时发现，由于连续实施了10年(1951～1961年)公共保健计划，印度的国民健康状况得到了显著改善，从而大大提高了此间的农业生产率。Sen(1995)通过对印度克拉拉邦的分析发现，在适当的政府扶持下，贫困地区的医疗保健水平能得到改善，人们的生活质量会不断提高，对经济的增长具有重大的作用。LireErasado，Gre Gory Amacher和Jeffarey Alwary(2004)通过对埃塞俄比亚农民在采用旨在提高劳动生产率和保护农业生产资源的农业新技术研究发现，疾病降低了农户的收入并改变了劳动力配置，减低了农户采用新技术的可能性。建议有关方面要推广农业新技术不仅应该考虑到潜在采用者的经济状况，还应考虑他们的身体状况。张车伟(2003)运用来自中国贫困农村地区的数据资料，估计了不同的营养和健康指标在中国贫困农村的回报和弹性，证实营养和疾病显著地影响农村的劳动生产率，其中家庭劳动力因病无法工作的期限每增加1个月会导致种植业收入损失约为2 300元，这说明加强营养和医疗保健的投资对于农村脱贫具有至关重要的作用，这也在一定程度上从定量研究的角度证明疾病导致农民致贫和返贫的风险相当大。
当前在中国农村，为了减轻医疗支出给农民带来的经济负担，防止农民因病致贫、因病返贫现象继续发生，中国政府又开始了完善农村医疗保障制度的新探索。2002年国务院提出建立农村新型合作医疗制度的决定，要求在2010年基本覆盖全体农村居民，并自2003年始在全国21％的县市进行了试点。随着新型农村合作医疗规模的不断扩大，中国农民的基本医疗卫生需求得到了一定程度的保障。而近几年来，中国新型农村合作医疗的推行实际效果如何。是否使农民尤其是贫困农民的收入状况真正得到改善，对这些问题的分析和研究有助于更好地推进新型农村合作医疗制度的可持续发展和该项制度在全国的推广。由于推行时间较短以及相关数据的缺乏，学者们从经济学角度研究新型农村合作医疗对农民收入影响的文献不多。宋明山等(2005，2006)以浙江省为例，根据对当地农户的抽样调查数据，研究了新型农村合作医疗改善农村居民收入，公平的能力，他们应用GINI系数和洛伦兹曲线原理，分析了筹资、医疗费用和新型农村合作偿付对农村居民收入公平的影响。结果显示：新型农村合作医疗偿付对发生医疗费用人群收入公平影响显著，而新型农村合作医疗筹资导致的GINI系数变化非常微弱，从而指出，疾病经济负担明显加重了农村居民收入分布的不公平，新型农村合作医疗在改善上述不公平方面的作用已经有相当程度的体现。
由此可见，新型农村合作医疗的推行有效改善了农村收入不平等的状况。而进一步考虑，贫困人口是农村中健康状况相对较差、卫生服务支付能力弱、卫生服务利用低的人群，是在建立和完善农村医疗保障体系中最需要保护的人群。评价新型农村合作医疗制度是否成功，关键应该看是否真正解决了贫困人口的基本医疗保障问题，他们是否真正获益。否则，即使建立了保障体系，如果并不能使最需要的人群最大限度地受益，必将会导致卫生服务领域的不公问题进一步突出。
笔者以广东省为例，从宏观角度考察新型农村合作医疗的推行对农村贫困人口数量的影响。不同于宋明山等(2005，2006)的研究方法，笔者采用的是广东省114个县(市、区)从2005年第一季度～2007年第一季度农村合作医疗的推广情况的面板数据，通过对广东省多年来各地农村合作医疗参与程度的变化，考察合作医疗对各地农村贫困人口数量的影响。
二、计量模型
采用面板数据模型，估计农村合作医疗的发展状况对农村贫困人口数量的影响。面板数据模型是把时间序列沿空间方向扩展或把截面数据沿时间方向扩展而成的二维结构的数据集合，它既能反映某一时期各个个体数据的规律，也能描述每个个体随时间变化的规律，集合了时间序列和截面数据的共同优点。具体来说，我们采用的是联合回归模型(Pooled Regression Model)，需首先建立基本的计量模型：
Id poorit=α+poor_attentititβ1+lnpopulationitβ2+εit (1)
其中，poorit各地区不同时期的农村贫困人口数量，模型中我们对poorit取对数值，从而以它的变动作为被解释变量，考察农村合作医疗所带来的农村贫困人口的变化情况。poor_attentit代表各地区不同时期农村贫困人口中参加合作医疗的比例，它是我们关注的最主要解释变量：农村贫困人口参加合作医疗是否能带来脱贫的效果，就要看poor_attentit的估计系数，如果系数为负，即较高的参合程度导致农村贫困人口数量的减少，说明农村合作医疗能使农村贫困状况得到显著改善；如果系数为正或不显著，则说明农村合作医疗的推行并没有带来农村贫困人口减少的理想效果。为了避免异方差，我们在模型中加入populationit这个变量，即各地不同时期的农村人口总数，以控制各地农村人口的规模。α为常数项，βi为各解释变量的系数，i代表不同的个体(县、市、区)，代表不同时期(季度)。
在建立基本的估计模型之后，我们还需要进一步考虑其他影响农村贫困人口变动的因素。
1．农村合作医疗基金的筹资规模影响贫困人口的变动。由于农村合作医疗对于包括贫困人口在内的农村参合人口具有社会保障的性质，所以合作医疗基金的筹资规模决定了对参合农民的医疗保障能力，影响参合的农村贫困人口通过合作医疗获得经济补偿的多少，从而影响整个农村贫困人口的贫困状况。
2．由于采用的面板数据地域跨度较大，所以应该考虑各地环境的特殊性对估计结果的影响。具体来说，各地的政策制定、行政效率和居民偏好等都不尽相同，而这些因素会通过各地农民的整体参合状况反映出来。因此，我们加入各地农民参合总人数的变动来考察各地不同环境对当地贫困人口数量变动的影响。
3．为了增加模型的解释力度，我们加入其他影响农村贫困人口变动的因素。首先；当地农村的贫困程度影响农村贫困人口的变动情况。一般来讲，当地农村特困人口越多，贫困人口相对越贫困，要想脱贫就越困难。尽管在我们的数据样本即广东全省范围内对农村贫困人口的划分是统一的，即年收入在1500元以下，但是各地农村贫困人口中特困人口的多少却不尽相同，因此我们以农村特困人口的数量来代表当地农村贫困人口的贫困程度。其次，当地农村人口整体的健康状况也会影响贫困人口的变动。这里我们以农村合作医疗各期的补偿支出作为衡量当地农民健康状况的指标，医疗补偿支出的增多意味着个人不良的健康状况导致患病后医疗支出的相对增多，病痛和医疗支出恶化丫个人的经济状况，使得贫困人口的增多。
由此，我们估计扩展的面板数据模型如下：
其中，除了我们最关注的poor_attentit变量所代表的农村贫困人口参合率之外，fundit代表各地区不同时期农村合作医疗基金累计的筹资总额，它包括省、市、县、乡各级财政对当地合作医疗基金的拨款以及包括集体扶持、民政医疗救助在内的个人缴款，代表了农村合作医疗的规模和支付能力，对农村贫困人口的减少应该有积极的影响。理想的情况是，农村合作医疗基金筹资越多，可使包括贫困人口在内的更多参合农民受益，从而导致农村贫困人口数量的减少。payit指各地区不同时期农村合作医疗补偿的累计支出总额，包括住院补偿费用、门诊补偿费用及其他支出，对它的估计考察的是医疗补偿支出的变动也即当地农村人口的健康状况与贫困人口数量变动的关系。extra_poorit表各地区不同时期农村特困人口的数量，取对数值是以它的变动作为解释变量。attend_popit指各地区不同时期参加农村合作医疗的总人数，代表了各地农村合作医疗的发展程度所反映出的当地的特殊环境。8为常数项，γii为各解释变量的系数，i代表不同的个体(县、市、区)，t代表不同时期(季度)。
三、数据说明
笔者所用的是广东省114个县(市、区)2005年以来有关农村贫困和农村合作医疗的推广情况的季度面板数据。由于广东省的农村合作医疗制度以县(市、区)为基本单位推行，所以我们以各个县(市、区)为统计的个体，考察2005年第一季度至2007年初共9个季度的时间序列数据。这些数据覆盖了全省几乎所有辖农村的县(市、区)，反映的是广东省推行农村合作医疗的最重要阶段。
从这些数据可以看到，尽管广东省是中国沿海第一经济大省，但2005年，在全省农业总人口5048万人中，农村的贫困人口仍有484万人。其中特困人口高达148万人。2005年广东省各县(市、区)中贫困人口比例最高的是清远市的连山壮族、瑶族自治县，高达38.9％，而湛江市的雷州市、揭阳市的普宁市也属于农村贫困人口高密度地区，比例都超过了30％。其他县(市、区)的农村贫困人口大都在10％以下。可见，对于广东这个东部经济发达省份来说，减少农村贫困依然是一项严峻的任务。
广东省从2002年开始推进农村合作医疗，2005年。全省辖农村的县(市、区)都建立了合作医疗制度。2005年初，一半以上的县(市、区)的参与率都在50％以上，2006年上半年各地参与率有明显增加，超过50％的县(市、区)达2/3以上。与此同时，各级财政对农村合作医疗投入持续增加，截至2007年初全省农村合作医疗总筹资超过20亿元，全省参加农村合作医疗人数达到3950万人，占全省农民人数的80％，珠江三角洲地区达到96％以上。全省合作医疗制度覆盖的村达到99.5％以上。
四、实证检验
根据以上数据，首先对基本模型(1)进行估计。考虑到本文的时间序列较长，采用普通面板数据估计方法很可能存在残差的序列相关问题。对此，笔者采用Prais-Winsteu方法来修正估计参差，从而得出稳健的估计系数。估计结果如表1所示。
表1结果显示，poor_attend估计系数显著为负，即农村合作医疗参与率的增加减少了农村贫困人口的数量。具体来说，参与率每增加1个百分点，各地农村贫困人口数平均减少约1.49％，这说明了农村合作医疗的推行的确存在使当地农民脱贫的效果。另一个解释变量Ln population的估计系数显著为正。 接下来估计扩展的面板数据模型，结果如表2所示。
表2的结果显示，解释变量的增加使模型的解释力有所增加，与模型(1)相比，R2由0.73增加到0.77。我们最关心的解释变量poor_attend的估计系数值仅有略微变化，由1.49％变为1.11％，而估计符号不变。Ln population的估计也是类似的情况。这说明我们基本模型(1)估计的系数比较可靠。
模型(2)中其他变量的估计结果同样比较理想。ln fund的估计系数为负显著，说明农村合作医疗的筹资规模越大，其保障能力就越强，从而就越有利于减少当地贫困农民的数量。Ln pay代表农村合作医疗补偿支出的变动，它的估计系数为正显著，说明农村人口整体的健康状况影响农村贫困人口数量，较差健康状况增加总医疗支出的同时会使贫困人口的增多。Id extra_poor代表贫困人口中的特困人口，它的估计系数为正显著，说明特困人口越多，贫困人口就越难脱贫。而当地农村的参合规模Lnattend_pop的估计系数为负显著。从另一角度说明各地农村合作医疗制度有效的推行会减轻当地贫困农民的数量。
五、结论
上文的分析表明，在广东省各地推行的新型农村合作医疗制度能够显著减少农村贫困人口的数量。各地农村人口中贫困人口参与农村合作医疗的比例越高，其农村贫困人口数量减少的幅度越大：贫困人口的合作医疗参与率每增加1个百分点，当地农村贫困人口数平均减少约1.11％～1.49％；增强农村合作医疗基金的筹资能力将有利于当地贫困人口数量的减少；同时，各地农村人口的贫困程度、健康状况等因素也显著影响着贫困人口数量的变动。
笔者采用的是县级统计数据，由于某些数据如贫困农民平均纯收入、各地扶贫基金数等很难以县(市、区)为单位获得，所以笔者没有考察这些因素对农村贫困人口数量变动的影响。最终的估计结果表明，贫困人口合作医疗的参与率对农村贫困人口数量的影响比较稳定，系数值较为可靠。
回顾宋明山等(2005，2006)对浙江省的研究，我们可以得出的结论是，最起码在沿海发达省份，中国新型的农村合作医疗制度对农村人口，特别是农村贫困人口的脱贫还是有着非常明显的作用的。
但是，中国各省份的情况千差万别，东、中、西部地区的经济发展水平参差不齐，各地区政府的财政能力不同，贫困农村人口的负担各异，新型农村合作医疗制度在中部和西部省份的作用情况还有待实证的检验。进一步的研究需要全国性的宏观统计数据和较大规模的微观人户调查数据，这样才能更加准确、全面地估算出中国新型农村合作医疗制度给各地农村居民带来的收益。
责任编辑：艾 岚
责任校对：武占江
[作者简介]李晓嘉(1978—)，女，辽宁沈阳人，对外经济与贸易大学公共与管理学院讲师，博士，研究方向为财政理论与政策；刘鹏(1976—)，男，山东潍坊人，北京大学中国经济研究中心博士，研究方向为宏观经济。
[关键词]新型农村合作医疗制度；农村贫困；农村医疗保障制度
[中图分类号]F323.89 [文献标识码]A [文章编号]1003-3890(2007)11-0018-05
一、引言
农村人口的医疗保障一直是困扰世界上很多国家的难题。中国对农村医疗保障的探索始于20世纪60年代，当时兴起的合作医疗取得了巨大成功，解决了绝大多数低收入农民的医疗保障问题，在国际上一度被誉为成功的“卫生革命”(世界银行，1994)。但随着中国农村家庭联产承包责任制的推行，合作医疗失去了赖以存在的经济基础，农村医疗卫生保障事业发展严重滞后，广大农村居民不能获得合理的医疗卫生服务，自费医疗再次成为农村占主导地位的医疗制度。与此同时，农民人均纯收入增长缓慢，甚至在某些年份出现下滑的趋势，而医疗保健的费用却持续攀升。在这种情况下，近年来疾病支出负担成为农村居民致贫和返贫的主要原因。国务院发展研究中心2003年对全国118个村的医疗卫生状况的调查表明，疾病成为导致农民贫困的主要原因。因此，建立有效保障农村居民健康水平的农村医疗卫生保障制度已经成为关乎农村经济发展和社会稳定大局的重大问题。
已有的研究表明，农村医疗保障制度对农村居民、特别是贫困农民收入状况的影响主要通过以下两种途径实现：一方面，从外部的制度条件来看，健全农村医疗保障制度有利于实现社会成员之间的风险共担，特别是能够提高贫困人口抵抗疾病风险的能力，在一定程度上缩小收入差距。根据尼古拉斯·巴尔的观点，调节收入再分配是医疗保障的重要目标。他认为，因疾病导致的医疗支出和劳动力损失是个人和家庭的一种主要风险。遇到这种风险本身需要付出很高的代价，对穷人而言更会形成长期的影响，使低收入家庭陷入贫困。通过医疗保险，在不同的人群中分散疾病所带来的风险，或者对贫穷者进行医疗补助，让人人享有医疗服务，可以调节高收入者和低收入者、高风险人群和低风险人群之间的收入分配。因此，医疗保障在国民收入再分配中可以起到重要的调节功能。另一方面，从农民自身的内部条件来看，健全农村医疗保障有利于人力资本的积累，提高劳动生产率，从而有助于农民增加收入和农村贫困人口的脱贫。西奥多·W·舒尔茨(1976)认为，人力资本表现为人的知识、技能、资历和经验等，即人的能力和素质。人力资本是通过对人力的投资而获得的，这种投资表现在货币形态上就是为提高人力的各项开支，包括保健支出、教育支出、劳动力迁移的支出等等。在人力资本投资的各种方式中，通过投资于健康来改善人力资本的质量是提高人口素质、增加穷人福利的重要手段，同时也是促进经济增长的主要动力。大量有关健康改善与劳动生产率、健康与经济发展关系的经验研究也支持了这一观点，如拉蒂，拉姆和舒尔茨(1979)在研究印度农业生产增长的原因时发现，由于连续实施了10年(1951～1961年)公共保健计划，印度的国民健康状况得到了显著改善，从而大大提高了此间的农业生产率。Sen(1995)通过对印度克拉拉邦的分析发现，在适当的政府扶持下，贫困地区的医疗保健水平能得到改善，人们的生活质量会不断提高，对经济的增长具有重大的作用。LireErasado，Gre Gory Amacher和Jeffarey Alwary(2004)通过对埃塞俄比亚农民在采用旨在提高劳动生产率和保护农业生产资源的农业新技术研究发现，疾病降低了农户的收入并改变了劳动力配置，减低了农户采用新技术的可能性。建议有关方面要推广农业新技术不仅应该考虑到潜在采用者的经济状况，还应考虑他们的身体状况。张车伟(2003)运用来自中国贫困农村地区的数据资料，估计了不同的营养和健康指标在中国贫困农村的回报和弹性，证实营养和疾病显著地影响农村的劳动生产率，其中家庭劳动力因病无法工作的期限每增加1个月会导致种植业收入损失约为2 300元，这说明加强营养和医疗保健的投资对于农村脱贫具有至关重要的作用，这也在一定程度上从定量研究的角度证明疾病导致农民致贫和返贫的风险相当大。
当前在中国农村，为了减轻医疗支出给农民带来的经济负担，防止农民因病致贫、因病返贫现象继续发生，中国政府又开始了完善农村医疗保障制度的新探索。2002年国务院提出建立农村新型合作医疗制度的决定，要求在2010年基本覆盖全体农村居民，并自2003年始在全国21％的县市进行了试点。随着新型农村合作医疗规模的不断扩大，中国农民的基本医疗卫生需求得到了一定程度的保障。而近几年来，中国新型农村合作医疗的推行实际效果如何。是否使农民尤其是贫困农民的收入状况真正得到改善，对这些问题的分析和研究有助于更好地推进新型农村合作医疗制度的可持续发展和该项制度在全国的推广。由于推行时间较短以及相关数据的缺乏，学者们从经济学角度研究新型农村合作医疗对农民收入影响的文献不多。宋明山等(2005，2006)以浙江省为例，根据对当地农户的抽样调查数据，研究了新型农村合作医疗改善农村居民收入，公平的能力，他们应用GINI系数和洛伦兹曲线原理，分析了筹资、医疗费用和新型农村合作偿付对农村居民收入公平的影响。结果显示：新型农村合作医疗偿付对发生医疗费用人群收入公平影响显著，而新型农村合作医疗筹资导致的GINI系数变化非常微弱，从而指出，疾病经济负担明显加重了农村居民收入分布的不公平，新型农村合作医疗在改善上述不公平方面的作用已经有相当程度的体现。
由此可见，新型农村合作医疗的推行有效改善了农村收入不平等的状况。而进一步考虑，贫困人口是农村中健康状况相对较差、卫生服务支付能力弱、卫生服务利用低的人群，是在建立和完善农村医疗保障体系中最需要保护的人群。评价新型农村合作医疗制度是否成功，关键应该看是否真正解决了贫困人口的基本医疗保障问题，他们是否真正获益。否则，即使建立了保障体系，如果并不能使最需要的人群最大限度地受益，必将会导致卫生服务领域的不公问题进一步突出。
笔者以广东省为例，从宏观角度考察新型农村合作医疗的推行对农村贫困人口数量的影响。不同于宋明山等(2005，2006)的研究方法，笔者采用的是广东省114个县(市、区)从2005年第一季度～2007年第一季度农村合作医疗的推广情况的面板数据，通过对广东省多年来各地农村合作医疗参与程度的变化，考察合作医疗对各地农村贫困人口数量的影响。
二、计量模型
采用面板数据模型，估计农村合作医疗的发展状况对农村贫困人口数量的影响。面板数据模型是把时间序列沿空间方向扩展或把截面数据沿时间方向扩展而成的二维结构的数据集合，它既能反映某一时期各个个体数据的规律，也能描述每个个体随时间变化的规律，集合了时间序列和截面数据的共同优点。具体来说，我们采用的是联合回归模型(Pooled Regression Model)，需首先建立基本的计量模型：
Id poorit=α+poor_attentititβ1+lnpopulationitβ2+εit (1)
其中，poorit各地区不同时期的农村贫困人口数量，模型中我们对poorit取对数值，从而以它的变动作为被解释变量，考察农村合作医疗所带来的农村贫困人口的变化情况。poor_attentit代表各地区不同时期农村贫困人口中参加合作医疗的比例，它是我们关注的最主要解释变量：农村贫困人口参加合作医疗是否能带来脱贫的效果，就要看poor_attentit的估计系数，如果系数为负，即较高的参合程度导致农村贫困人口数量的减少，说明农村合作医疗能使农村贫困状况得到显著改善；如果系数为正或不显著，则说明农村合作医疗的推行并没有带来农村贫困人口减少的理想效果。为了避免异方差，我们在模型中加入populationit这个变量，即各地不同时期的农村人口总数，以控制各地农村人口的规模。α为常数项，βi为各解释变量的系数，i代表不同的个体(县、市、区)，代表不同时期(季度)。
在建立基本的估计模型之后，我们还需要进一步考虑其他影响农村贫困人口变动的因素。
1．农村合作医疗基金的筹资规模影响贫困人口的变动。由于农村合作医疗对于包括贫困人口在内的农村参合人口具有社会保障的性质，所以合作医疗基金的筹资规模决定了对参合农民的医疗保障能力，影响参合的农村贫困人口通过合作医疗获得经济补偿的多少，从而影响整个农村贫困人口的贫困状况。
2．由于采用的面板数据地域跨度较大，所以应该考虑各地环境的特殊性对估计结果的影响。具体来说，各地的政策制定、行政效率和居民偏好等都不尽相同，而这些因素会通过各地农民的整体参合状况反映出来。因此，我们加入各地农民参合总人数的变动来考察各地不同环境对当地贫困人口数量变动的影响。
3．为了增加模型的解释力度，我们加入其他影响农村贫困人口变动的因素。首先；当地农村的贫困程度影响农村贫困人口的变动情况。一般来讲，当地农村特困人口越多，贫困人口相对越贫困，要想脱贫就越困难。尽管在我们的数据样本即广东全省范围内对农村贫困人口的划分是统一的，即年收入在1500元以下，但是各地农村贫困人口中特困人口的多少却不尽相同，因此我们以农村特困人口的数量来代表当地农村贫困人口的贫困程度。其次，当地农村人口整体的健康状况也会影响贫困人口的变动。这里我们以农村合作医疗各期的补偿支出作为衡量当地农民健康状况的指标，医疗补偿支出的增多意味着个人不良的健康状况导致患病后医疗支出的相对增多，病痛和医疗支出恶化丫个人的经济状况，使得贫困人口的增多。
由此，我们估计扩展的面板数据模型如下：
其中，除了我们最关注的poor_attentit变量所代表的农村贫困人口参合率之外，fundit代表各地区不同时期农村合作医疗基金累计的筹资总额，它包括省、市、县、乡各级财政对当地合作医疗基金的拨款以及包括集体扶持、民政医疗救助在内的个人缴款，代表了农村合作医疗的规模和支付能力，对农村贫困人口的减少应该有积极的影响。理想的情况是，农村合作医疗基金筹资越多，可使包括贫困人口在内的更多参合农民受益，从而导致农村贫困人口数量的减少。payit指各地区不同时期农村合作医疗补偿的累计支出总额，包括住院补偿费用、门诊补偿费用及其他支出，对它的估计考察的是医疗补偿支出的变动也即当地农村人口的健康状况与贫困人口数量变动的关系。extra_poorit表各地区不同时期农村特困人口的数量，取对数值是以它的变动作为解释变量。attend_popit指各地区不同时期参加农村合作医疗的总人数，代表了各地农村合作医疗的发展程度所反映出的当地的特殊环境。8为常数项，γii为各解释变量的系数，i代表不同的个体(县、市、区)，t代表不同时期(季度)。
三、数据说明
笔者所用的是广东省114个县(市、区)2005年以来有关农村贫困和农村合作医疗的推广情况的季度面板数据。由于广东省的农村合作医疗制度以县(市、区)为基本单位推行，所以我们以各个县(市、区)为统计的个体，考察2005年第一季度至2007年初共9个季度的时间序列数据。这些数据覆盖了全省几乎所有辖农村的县(市、区)，反映的是广东省推行农村合作医疗的最重要阶段。
从这些数据可以看到，尽管广东省是中国沿海第一经济大省，但2005年，在全省农业总人口5048万人中，农村的贫困人口仍有484万人。其中特困人口高达148万人。2005年广东省各县(市、区)中贫困人口比例最高的是清远市的连山壮族、瑶族自治县，高达38.9％，而湛江市的雷州市、揭阳市的普宁市也属于农村贫困人口高密度地区，比例都超过了30％。其他县(市、区)的农村贫困人口大都在10％以下。可见，对于广东这个东部经济发达省份来说，减少农村贫困依然是一项严峻的任务。
广东省从2002年开始推进农村合作医疗，2005年。全省辖农村的县(市、区)都建立了合作医疗制度。2005年初，一半以上的县(市、区)的参与率都在50％以上，2006年上半年各地参与率有明显增加，超过50％的县(市、区)达2/3以上。与此同时，各级财政对农村合作医疗投入持续增加，截至2007年初全省农村合作医疗总筹资超过20亿元，全省参加农村合作医疗人数达到3950万人，占全省农民人数的80％，珠江三角洲地区达到96％以上。全省合作医疗制度覆盖的村达到99.5％以上。
四、实证检验
根据以上数据，首先对基本模型(1)进行估计。考虑到本文的时间序列较长，采用普通面板数据估计方法很可能存在残差的序列相关问题。对此，笔者采用Prais-Winsteu方法来修正估计参差，从而得出稳健的估计系数。估计结果如表1所示。
表1结果显示，poor_attend估计系数显著为负，即农村合作医疗参与率的增加减少了农村贫困人口的数量。具体来说，参与率每增加1个百分点，各地农村贫困人口数平均减少约1.49％，这说明了农村合作医疗的推行的确存在使当地农民脱贫的效果。另一个解释变量Ln population的估计系数显著为正。 接下来估计扩展的面板数据模型，结果如表2所示。
表2的结果显示，解释变量的增加使模型的解释力有所增加，与模型(1)相比，R2由0.73增加到0.77。我们最关心的解释变量poor_attend的估计系数值仅有略微变化，由1.49％变为1.11％，而估计符号不变。Ln population的估计也是类似的情况。这说明我们基本模型(1)估计的系数比较可靠。
模型(2)中其他变量的估计结果同样比较理想。ln fund的估计系数为负显著，说明农村合作医疗的筹资规模越大，其保障能力就越强，从而就越有利于减少当地贫困农民的数量。Ln pay代表农村合作医疗补偿支出的变动，它的估计系数为正显著，说明农村人口整体的健康状况影响农村贫困人口数量，较差健康状况增加总医疗支出的同时会使贫困人口的增多。Id extra_poor代表贫困人口中的特困人口，它的估计系数为正显著，说明特困人口越多，贫困人口就越难脱贫。而当地农村的参合规模Lnattend_pop的估计系数为负显著。从另一角度说明各地农村合作医疗制度有效的推行会减轻当地贫困农民的数量。
五、结论
上文的分析表明，在广东省各地推行的新型农村合作医疗制度能够显著减少农村贫困人口的数量。各地农村人口中贫困人口参与农村合作医疗的比例越高，其农村贫困人口数量减少的幅度越大：贫困人口的合作医疗参与率每增加1个百分点，当地农村贫困人口数平均减少约1.11％～1.49％；增强农村合作医疗基金的筹资能力将有利于当地贫困人口数量的减少；同时，各地农村人口的贫困程度、健康状况等因素也显著影响着贫困人口数量的变动。
笔者采用的是县级统计数据，由于某些数据如贫困农民平均纯收入、各地扶贫基金数等很难以县(市、区)为单位获得，所以笔者没有考察这些因素对农村贫困人口数量变动的影响。最终的估计结果表明，贫困人口合作医疗的参与率对农村贫困人口数量的影响比较稳定，系数值较为可靠。
回顾宋明山等(2005，2006)对浙江省的研究，我们可以得出的结论是，最起码在沿海发达省份，中国新型的农村合作医疗制度对农村人口，特别是农村贫困人口的脱贫还是有着非常明显的作用的。
但是，中国各省份的情况千差万别，东、中、西部地区的经济发展水平参差不齐，各地区政府的财政能力不同，贫困农村人口的负担各异，新型农村合作医疗制度在中部和西部省份的作用情况还有待实证的检验。进一步的研究需要全国性的宏观统计数据和较大规模的微观人户调查数据，这样才能更加准确、全面地估算出中国新型农村合作医疗制度给各地农村居民带来的收益。
责任编辑：艾 岚
责任校对：武占江
[作者简介]李晓嘉(1978—)，女，辽宁沈阳人，对外经济与贸易大学公共与管理学院讲师，博士，研究方向为财政理论与政策；刘鹏(1976—)，男，山东潍坊人，北京大学中国经济研究中心博士，研究方向为宏观经济。