1. 引言
居民身心健康与居民主观幸福感密切相关，完善的医疗社会保障体系是居民身心健康的重要保障。建立完备的医疗社会保障体系，不仅关系到民生福祉，也是促进医疗卫生资源合理配置的基础，更是实现居民病有所医，保持身心健康提升居民幸福感的重要举措。一直以来，中国医疗面临资源不充分、结构配置不合理、区域发展不平衡等诸多问题[1] [2]。农村地区尤为突出，医疗资源失调和医疗体系相对落后[3]，农村居民日益增长的医疗需求不能得到充分满足，这不仅影响到农村居民生活质量，而且制约其对美好幸福生活的感受[4]。
农村医疗社会保障问题一直受到了政府和社会的高度关注和重视。新型农村合作医疗制度(简称“新农合”)是政府组织、引导和支持的农民医疗互助制度，是中国农村社会保障体系的重要组成。中国政府于2003年启动新农合试点[5] [6]。2009年新农合和新型城镇居民基本医疗保险试点政策正式实行。新农合历经20年实施发展，随着政策和措施不断改进和完善，理应为农村居民提供了更加全面、优质的医疗保障服务，对于提高农村地区的医疗保障水平，促进农村卫生事业发展，保障农村居民身心健康，提升居民整体幸福感起到积极重要的作用。然而值得注意的是，新农合制度在推广过程中也暴露出诸多问题。以湖南省为例：首先是保费逐年上涨，由最初的每年每人十几、二十元到2021年的320元，五口之家一年仅新农合的费用即逾1600元，近一年水稻种植的全部收入，在经济欠发达农村地区和农村低收入家庭，对于新农合缴存群众颇有怨言且难以承受；其次是报销比例偏低，据不完全统计，村民的报销比例到手金额约在60%左右；最后是报销范围偏窄，慢性病报销受限、大病报销额度有限。以上诸因导致因病返贫、大病致贫的现象在农村并不鲜见。保费逐年上涨，这不仅导致村民是否缴存新农合与家庭收入水平密切相关，而且对缴存新农合后所获幸福感受形成不良影响；同时在目前报销比例偏低报销范围偏窄的现实背景下，对于低年龄和老龄阶段的农村居民而言，购买新农合具有一定的心理阻力[7]。由此可见，新农合制度对于参与者和非参与者以及参与者内部均存在一定的不平等现象。自2016年以来新农合被逐步整合为城乡居民基本医疗保险制度，作为农村居民健康保障制度，其政策效果在学界却鲜有系统论述，新农合对农村居民的幸福感影响研究鲜有涉及，因此中国新型农村合作医疗制度对农村居民主观幸福感的影响及其机制为本文关注和研究的主要问题。
学术界一直在探讨幸福感的来源，大多数文献从影响幸福感因素出发。相关因素和机制的研究主要集中在两方面：一是人口统计特征中的性别、年龄、教育、婚姻、就业、身体状况等因素。这些研究形成了众多有价值的结论：在性别比较中，通常女性比男性更能体会到幸福感[8]；不同年龄阶段有着不同的生活状态，对幸福感的感受也不尽相同，年龄和幸福感之间存在U型非线性关系[9]；个体的受教育程度对主观幸福感有着显著的影响[10]；稳定的就业和婚姻有助于主观幸福感的提升[11] [12]；主观幸福感和健康密切相关，良好健康促进更大幸福感，不良健康降低幸福感。保持良好健康对幸福感提升至关重要[13] [14]。二是背景环境特征因素，如住房条件、收入、家庭规模、医疗条件和地方GDP等因素。其中收入对幸福感影响研究最具代表性的是由美国经济学家理查德·伊斯特林(Richard Easterlin)提出的“幸福悖论”或称“伊斯特林悖论”[15]-[17]。Richard Easterlin认为经济收入增长与国民幸福感之间的关系呈倒U型的变化趋势。根据这个理论启示，众多学者认为，当社会经济发展到一定阶段时，经济增长能够提升幸福感水平的空间仍是十分有限的，此时对人民幸福感的提升不应仅局限于经济增长[18]，应从更多的视角去探究幸福感的来源。在中国经济快速增长的几十年里，伴随着人民生活水平的稳步提升，众多学者对中国居民幸福感来源和影响机制展开了大量研究。研究发现除了年龄、身体健康状况、教育程度和收入水平等会显著影响居民的主观幸福感外，还发现社会医疗保障也可有效提升其幸福感，如医疗保险项目的实施提高了居民的幸福感[19]-[21]。然而，作为农村居民健康保障制度，新农合对居民的影响鲜有系统研究。新农合制度能否提升农村居民的幸福感？对农村居民幸福感的影响是否存在差异？已有文献尚未形成一致的结论。与本研究最相关的是Huo & Chen和Wenhao et al.的研究。他们分别探讨了参与新农合对农村居民主观幸福感的影响[22] [23]。Huo & Chen基于中国两个微观数据库得出：参与新农合与农村居民主观幸福感之间没有关系，其原因解释为新农合存在报销比例低、报销范围窄、报销手续繁琐等弊端；然而Wenhao et al.利用微观数据库中2017年截面数据对这一问题展开讨论，研究认为参与新农合对农村居民幸福感产生正向影响。他们结论上的较大差异，从而有必要进一步研究参与新农合对幸福感的影响效果及机制。因此，本文利用中国家庭金融调查数据和国家统计局数据构建面板数据，探讨新农合制度对农村居民幸福感的影响，深入研究新农合在不同收入水平和年龄结构上对农村居民幸福感影响的差异性，该研究可科学评估新农合制度对农村居民福利水平的改善效果，对更好地完善新农合制度、充分发挥新农合健康保障作用以及切实提高人民群众的幸福感具有重要的现实意义。
相较于已有研究，Ordered Xtlogit模型在处理面板数据中的有序因变量时具有显著优势，包括模型适用性、统计效率与准确性、灵活性与扩展性以及实际应用中的优势。这些优势使得Ordered Xtlogit模型成为解决此类问题的有力工具。本文的创新在于：首先基于面板数据，从人口统计特征、家庭经济特征和区域社会经济特征三大方面深入概括和提取对中国农村居民主观幸福感的影响因素，通过控制如上因素，借助Ordered Xtlogit模型考察参与新农合对主观幸福感直接影响，同时采用PSM方法验证了结果稳健性和可靠性。其次，以可支配收入为中介变量，构建中介效应模型，发现了参与新农合对主观幸福感的间接影响机制；最后，在收入水平和年龄结构两方面上展开参与新农合对主观幸福感异质性分析，我们有两点发现，一是低收入农村居民参保新农合对主观幸福感影响不显著；二是年轻或老年农村居民参保新农合对主观幸福感影响不显著。这两点发现能更好的解释近年来新农合弃保人数逐年增加的现象，如据不完全统计2023年新农合弃保人数达4000多万1。
2. 理论分析和研究假设
社会经济发展的核心目标是提升人民生活水平和增进人们的幸福感。研究表明，政府支出中用于社会保障和公共医疗等公共事业，可以显著提高居民的幸福感水平，这个结论在不同国家也得到了广泛的验证[24]。新农合作为一项针对农村居民的医疗保障机制，旨在提供医疗服务和治疗，并减轻参保人员因医疗费用而面临的经济负担。伴随新农合制度在我国农村地区的不断完善发展，通过这种医疗保障机制，参保人员可以获得更为全面、有效的医疗服务，从而增强其社会安全感和稳定感。新农合的推行扩大了医疗保障的覆盖范围，使得农村居民也能够享受到与城市居民平等的医疗保障待遇，进一步增强了社会保障体系的公平性。这种公平性不仅可以促进社会成员之间的平等和谐，还能够为个体提供更丰富、更全面的社会保障服务，从而增加其对社会的归属感和认同感。农村居民的健康是农村经济可持续发展的关键因素之一。然而，在有限收入条件下，如果缺失健康医疗保险，农村居民面对较高的医疗费用时，往往导致因病致贫现象的发生。参保新农合可以有效地缓解这种现象，并为居民提供更好的医疗保障，这对于提高农村居民的幸福感具有重要意义。由此，本文提出如下假设：
H1：参与新农合可以提高农村居民的主观幸福感。
萨缪尔森(Samuelson)于1948年在其经济学教科书《经济学》(Economics)中提出了幸福方程，该模型是一种描述个体幸福感影响因素的经济学模型，作为研究幸福感和生活满意度的基础，引起了广泛的讨论和研究。这个模型将个体的幸福感表示为多个要素的函数，包括可支配收入、消费水平、社会环境、自我实现等多个要素。在这个公式中，可支配收入是影响个体幸福感的主要因素之一。购买新农合为农村居民提供了医疗保障，从而能够减轻因疾病导致的家庭经济负担。这种保障可以让农村居民在其他方面更加灵活地运用收入，提高其可支配收入的水平。同时，新农合实施是以个人为单位的医疗保险制度，通过支付一定数量的保费，农村居民可以获得政府和其他机构进行补贴的医疗服务，对于大多数农村居民来说，购买新农合并不会成为家庭财务的重负。相反，农村居民通过购买新农合，降低因突发事件引起的经济风险，可以更好地规划家庭预算，有效提高了家庭可支配收入的水平[23]。由此，本文提出如下假设：
H2：参与新农合可以提高农村居民的可支配收入水平，进而提升其主观幸福感。
在新农合制度推广过程中，也存在着诸多问题：首先，由于医疗服务成本的上涨以及人口老龄化等因素，新农合保费不断上涨，从最初年均每人十几元到现在几百多元，上涨速度过快。随着新农合保费的上涨，低收入家庭的医疗负担也在逐步增加[7]。这导致一些低收入家庭面临着无法承受新农合保费的困境，并可能会被迫减少就医次数或者放弃购买保险，从而增加其贫困程度和风险。此外，新农合保费的上涨还可能对该政策的覆盖率产生重要影响。如果保费过高，一些家庭可能会放弃参与新农合计划，导致新农合覆盖范围缩小，从而使那些本应该受益于该政策的低收入人群面临更大的风险和挑战。因此，参与新农合对于低收入家庭的幸福感提升可能存在不显著的影响。其次，新农合报销比例偏低和报销范围偏窄，据不完全统计，村民的报销比例到手金额约在60%左右，慢性病报销受限、大病报销额度有限。不同年龄结构下，居民的经济和身体状况存在着显著的差异，如年龄较轻的居民身体相对较好和经济实力相对较弱，年龄较大的居民常常容易患退行性慢性疾病等[22]。当在面对意外伤害和疾病的时候，若新农合的报销比例偏低或者报销范围偏窄，他们将需要自行承担较高的医疗费用，将面临较大经济上的压力，生活质量下降风险势必增大。由此，本文进一步提出如下假设：
H3：不同收入层次农村居民参与新农合对幸福感的影响存在差异性。
H4：不同年龄结构下参与新农合对主观幸福感影响存在差异性。
3. 数据来源及设置
3.1. 数据说明
本文数据主要来源于中国家庭金融调查(China Household Finance Survey, CHFS)，该调查为西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心进行的一项全国性的调查,其主要目的是收集有关家庭金融微观层次的相关信息。主要包括：收入与消费、社会保障与保险、人口特征与就业等相关信息，旨在为学术研究和政府决策提供微观家庭金融数据。CHFS为追踪数据，截止目前已经成功实施五次调查。样本分布于29个省、367个县(区、县级市)、1481个社区；覆盖40,011户家庭和127,012名个体；具有全国、省级和副省级城市代表性。该数据集可以说是对中国家庭经济、金融行为进行研究的最佳的依据
(http://chfs.swufe.edu.cn)。考虑到调查项目中变量的完整性和延续性，我们选取2015年、2017年和2019年三期数据，分别进行变量提取，横向和纵向合并，最后整体成三期非平衡面板数据。变量信息包含被访者人口统计学特征、家庭社会经济特征、区域社会经济特征、新农合缴存情况等具体信息，其中区域社会经济特征数据来源国家统计局(http://www.stats.gov.cn/)。依据新农合缴存主体为农村居民，考虑到新农合缴存年龄分布情况，我们将城市居民排除在样本之外，保留年龄介于16~80岁的农村被访者样本。另外，为了避免异常值和缺失值的干扰，分别采取截尾处理和删除处理。
3.2. 变量设置
中国家庭金融调查(CHFS)通过对如下问题的回答衡量居民的主观幸福感：“总的来说，您现在觉得幸福吗？”。受访者结合自身情况可从如下答案中做出选择：“非常不幸福”、“不幸福”、“一般”、“幸福”、“非常幸福”。由于本研究关注的是受访者的主观幸福感，根据回答将其编码成五种类型(1 = 非常不幸福，2 = 不幸福，3 = 一般，4 = 幸福，5 = 非常幸福)。新农合的参与是通过询问农村居民是否购买新型农村合作医疗保险来确定的，新农合参与变量也采用二分法编码(1 = 参与；0 = 未参与)。
为了尽可能地将影响居民幸福感水平的多方面因素囊括进来，分别从居民人口统计学特征、家庭社会经济特征和区域社会经济特征选取控制变量。居民人口统计学特征方面的变量包括：(1) 居民性别(1 = 男性；0 = 女性)，研究表明女性的幸福感水平明显高于男性。(2) 年龄以及年龄平方项，考虑居民年龄对于幸福感可能存在非线性影响。(3) 受教育水平(1 = 大学及以上学历；0 = 其他学历)，受教育水平越高的群体越有可能拥有更高的收入和社会地位。(4) 婚姻状况(1 = 已婚；0 = 未婚)，婚姻状况与幸福感关联密切。(5) 是否工作(1 = 工作；0 = 无工作)，居民是否参与新农合制度以及对幸福感的感知水平与工作情况有关。(6) 健康状况，居民身心健康对居民幸福感受存在一定的正向影响。居民家庭社会经济特征方面的变量包括：(1) 家庭规模，家庭人口的多少，影响到家庭收入和生活成本。(2) 家庭年收入，收入会影响主观幸福感。(3) 家庭总消费，为家庭伙食、日用品、交通、通信等消费性支出之和。(4) 家庭总资产，为家庭金融类资产和非金融类资产之和。区域社会经济特征方面的变量包括：(1) 人均GDP，通过反映地区经济发展情况，一定程度上衡量了区域社会福利水平。(2) 消费者价格指数CPI，CPI是反映一定时期内居民的购买能力以及物品价格的升降对居民造成的影响。在后续研究中为了减少异方差对模型估计结果的干扰，我们分别对家庭年收入、家庭总消费、家庭总资产和人均GDP取对数处理。
3.3. 理论分析
这项研究的挑战一方面是如何验证参与新农合对农村居民幸福感提升直接和间接影响，另一方面是探究不同特征人群参与新农合对主观幸福感影响的差异性。我们用了三个步骤来解决这些问题。首先，考虑到衡量主观幸福感的因变量为有序变量，我们采用Ordered Xtlogit回归模型，通过逐步回归策略，将人口统计特征、家庭经济特征、区域社会经济特征分别纳入模型，考察新农合参与对主观幸福感提升的直接影响。虽然在如上模型中尽可能地将影响农村居民幸福感的多方面因素囊括进来，但考虑到农村居民幸福感是较为主观的评价指标，并不能严格满足随机抽样条件，导致结果可能因非随机抽样而存在选择性偏误。因此，我们采用了PSM方法，验证其结论的可靠性和稳健性。
其次，为进一步探究参与新农合对主观幸福感的间接影响机制，我们借助中介效应模型，即分别以构建新农合参与对农村居民幸福度、新农合参与对家庭可支配收入、新农合参与和家庭可支配收入对农村居民幸福度三类回归模型，探索新农合参与、家庭可支配收入与农村居民幸福感三者之间联系，验证其参与新农合对主观幸福感的间接影响路径。
4. 实证结果
4.1. 描述性统计
表1显示了描述性统计数据。整体看，样本数据中超过一半以上农村居民有幸福或非常幸福的主观感受。农村居民新农合的覆盖率为51.2%，参与新农合的农村居民比例仍然较低。农村居民平均年龄为约55岁。伴随中国城镇化，大量年轻人迁出农村变更城镇人口，留守农村的居民以中老年偏多，平均年龄偏大可能与这一社会现象相关。教育水平也比较低，只有4.3%左右的人受过大专以上教育。居民整体身体状况均值为3.2，身体健康处于中等水平。表中对其他控制变量进行和均值和标准差汇报。
Table 1. Variable definitions and descriptive statistical analysis
表1. 变量定义及描述性统计分析
Variable classification |
Variables |
Mean/percentage |
Std |
Description of variable |
被解释变量 |
主观幸福感 |
3.7963 |
0.8889 |
取值1~5， |
解释变量 |
是否参与新农合 |
0.5116 |
0.4998 |
参与为1，否则为0 |
人口统计学特征变量 |
性别 年龄 年龄平方 婚姻状况 受教育水平 是否工作 身体状况 |
0.540 55.5756 3232.8760 0.8900 0.04299 0.7412 3.2070 |
0.3667 12.0098 1322.2151 0.3128 0.2028 0.4380 1.0265 |
男性为1，女姓为0 已婚为1，未婚为0 受大专以上教育为1，否则0 工作为1，未工作为0 取值为1~5，1为非常不健康、5为非常健康。 |
家庭社会经济特征变量 |
家庭年收入 |
10.1646 |
1.4901 |
家庭年收入对数值 |
家庭总消费 |
10.4319 |
0.9006 |
家庭总消费对数值 |
家庭总资产 |
12.1903 |
1.6008 |
家庭总资产对数值 |
区域层面社会经济特征变量 |
人均GDP |
10.9195 |
0.3767 |
居民所在省份人均GDP的对数值 |
CPI |
101.9261 |
0.7609 |
居民所在省份的消费者价格指数 |
4.2. 基准回归结果
考虑到因变量农村居民主观幸福感为有序变量，我们采用Ordered Xtlogit模型，在模型中逐步引入控制变量进行结果估计。表2给出了模型估计的相关系数，其中列(1)为不引入控制变量的回归结果，列(2)、列(3)和列(4)为依次引入居民人口统计学特征变量、家庭社会经济特征变量和区域层面社会经济特征变量的回归结果。可以看出，是否缴存新农合的系数估计值均显著为正，表明居民缴存新农合能够显著提升农村居民主观幸福感。新农合制度的实施在发挥农村居民医疗保障作用的同时，也提升了居民幸福感知水平，实证结果支持了假设1的成立。从控制变量来看，年龄与主观幸福感之间的关系可映射为U型曲线，农村居民婚姻状态、是否工作、身体状况、家庭收入、家庭总资产均是影响主观幸福感重要因素，这与已有研究较为一致[9] [25]。
Table 2. Benchmark regression results
表2. 基准回归结果
Variables |
SWB |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
是否缴存新农合 |
0.0682** |
0.0961*** |
0.1296*** |
0.1283*** |
(0.0347) |
(0.0347) |
(0.0352) |
(0.0352) |
性别 |
|
0.0012 |
0.0131 |
0.0123 |
|
(0.0408) |
(0.0413) |
(0.0412) |
年龄 |
|
−0.00803*** |
−0.0875*** |
−0.0876**** |
|
(0.0098) |
(0.0099) |
(0.0099) |
年龄平方 |
|
0.0010*** |
0.0011*** |
0.0011*** |
|
(0.0001) |
(0.0001) |
(0.0001) |
受教育程度 |
|
0.0729* |
−0.0491 |
−0.0487* |
|
(0.0742) |
(0.0754) |
(0.0755) |
婚姻状况 |
|
0.4286*** |
0.3432*** |
0.3423*** |
|
(0.0502) |
(0.0513) |
(0.0513) |
是否工作 |
|
0.0851** |
0.0712** |
0.0692** |
|
(0.0347) |
(0.0354) |
(0.0355) |
身体状况 |
|
0.4217*** |
0.3956*** |
0.3964*** |
|
(0.0145) |
(0.0149) |
(0.0149) |
家庭总收入 |
|
|
0.0806*** |
0.0810*** |
|
|
(0.0111) |
(0.0112) |
家庭总消费 |
|
|
−0.0133 |
−0.0124 |
|
|
(0.0198) |
(0.0198) |
家庭总资产 |
|
|
0.0561*** |
0.0576*** |
|
|
(0.0109) |
(0.0110) |
人均GDP |
|
|
|
−0.0384 |
|
|
|
(0.0463) |
CPI |
|
|
|
−0.0150 |
|
|
|
(0.0361) |
Number of obs |
27,318 |
27,318 |
27,318 |
27,318 |
Number of groups |
10,061 |
10,061 |
10,061 |
10,061 |
注：Standard errors in parentheses；***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
虽然在前文尽可能地将影响居民幸福感的多方面因素囊括进来，但仍然存在一定的样本选择性偏误问题。考虑居民幸福感是较为主观的评价指标，并不能严格满足随机抽样条件，导致结果可能因非随机抽样而存在选择性偏误。因此，我们进一步采用倾向得分匹配法解决可能存在的样本选择性偏误问题，使用PSM方法估计出新农合参与对居民幸福感提升的实际影响。我们分别采用近邻一对四匹配、卡尺匹配、核匹配三种PSM模型，结果见如表3所示，平均处理效应分别为0.1206、0.1193和0.1233，对应的t值分别为9.21、8.87和10.22，均大于1.96临界值，这表明在消除样本选择性偏差影响后，参与新农合仍然与居民幸福感提升呈正相关，这再一次支持了参与新农合可以提高农村居民的主观幸福感假设。
Table 3. Propensity matching score results
表3. 倾向匹配得分结果
|
ATT |
Std. Err |
T-value |
Numbers of treated |
Numbers of controls |
近邻一对四 |
0.1206 |
0.0131 |
9.21 |
13907 |
12904 |
卡尺匹配 |
0.1193 |
0.0135 |
8.87 |
13904 |
12906 |
核匹配 |
0.1233 |
0.0121 |
10.22 |
13906 |
12906 |
4.3. 间接影响机制性分析
Easterlin (1974)发现“幸福–收入悖论”，是指当国民收入达到一定水平后，收入与幸福之间不再存在着明显的正相关，即收入达到一定阈值后，收入的提高并不一定会带来幸福感的提升[15]-[17]。在中国的“二元结构”下，农村居民的收入远低于城市居民。以2021年为例，全国城镇居民人均可支配收入中位数为43,504元，农村居民人均可支配收入中位数为16,902元，城乡居民收入比约为2.57:1
(http://www.stats.gov.cn/)。农村居民改变个人可支配收入仍是提升居民幸福感的重要方式。因此，参与新农合对主观幸福感除直接影响外，还存在提升居民可支配收入进而间接影响居民幸福感。为了验证这一假设，我们以可支配收入为中介变量，构建中介效应模型。是否参与新农合对于农村居民而言更多是一个家庭行为[26]，故我们用家庭收入替代可支配收入进行间接影响机制分析，结果见表4所示。表4中(2)和(4)列显示，参与新农合可显著提高支配收入，在(3)和(6)中同时加入参与新农合与可支配收入变量，两个变量对主观幸福感均存在显著的正向影响，这表明参与新农合对幸福感影响存在部分中介效应。结果验证了参与新农合可提高居民可支配收入，进而提升居民幸福感这种间接影响的存在，结果支持了H2的成立。
Table 4. Verification of the indirect impact mechanism of participating in the new rural cooperative medical scheme on rural residents
表4. 参加新农合对农村居民间接影响机制验证
Variables |
SWB |
lnincome |
SWB |
SWB |
lnincome |
SWB |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
(6) |
Medical |
0.1357** |
0.0535** |
0.1275** |
0.1325** |
0.0919*** |
0.1219*** |
(0.0561) |
(0.0259) |
(0.0569) |
(0.0568) |
(0.0248) |
(0.0576) |
lnincome |
|
|
0.0547*** |
|
|
0.0524*** |
|
|
(0.0161) |
|
|
(0.0170) |
Female |
|
|
|
−0.0228 |
0.0979*** |
−0.0238 |
|
|
|
(0.0716) |
(0.0327) |
(0.0730) |
续表
Age |
|
|
|
−0.0785*** |
0.0361*** |
−0.0755*** |
|
|
|
(0.0201) |
(0.0092) |
(0.0204) |
Age 2 |
|
|
|
0.0009*** |
−0.0004*** |
0.0009*** |
|
|
|
(0.0002) |
(0.0001) |
(0.0002) |
Education |
|
|
|
−0.3730* |
0.1033 |
−0.3509* |
|
|
|
(0.1966) |
(0.0785) |
(0.1966) |
Married |
|
|
|
0.0856 |
0.0975* |
0.0405 |
|
|
|
(0.0956) |
(0.0451) |
(0.0977) |
Job |
|
|
|
−0.0210 |
0.2814*** |
−0.0311 |
|
|
|
(0.0566) |
(0.0254) |
(0.0581) |
Health |
|
|
|
0.2660*** |
0.0200* |
0.2595*** |
|
|
|
(0.0244) |
(0.0108) |
(0.0247) |
lnconsump |
|
|
|
0.0038 |
0.3678*** |
−0.0113 |
|
|
|
(0.0307) |
(0.0140) |
(0.0318) |
lnasset |
|
|
|
0.0656*** |
0.1306*** |
0.0555*** |
|
|
|
(0.0184) |
(0.0085) |
(0.0190) |
lnGDP |
|
|
|
0.2145 |
0.0109 |
0.2791 |
|
|
|
(0.1986) |
(0.0882) |
(0.2034) |
CPI |
|
|
|
−0.0749 |
0.0560 |
−0.0524 |
|
|
|
(0.0526) |
(0.0238) |
(0.0540) |
时间效应 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
个体效应 |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Yes |
Constant |
|
9.863*** |
|
|
−2.6230 |
|
|
(0.0131) |
|
|
(2.6532) |
|
Observations |
13,305 |
26,824 |
12,798 |
13,298 |
26,813 |
12,791 |
注：Standard errors in parentheses，***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
4.4. 异质性分析
1) 基于收入水平，参与新农合对主观幸福感影响讨论
个人收入与家庭整体收入有密切的联系，我们对收入水平划分以家庭总收入为依据。将家庭收入按升序排列，划分10%分位水平以下、10%~90%分位水平、90%分位水平以上三组子样本进行回归，考察不同收入水平下新农合参与对居民主观幸福感的影响差异；同时为检验结论的稳健性，我们又在15%分位水平以下、15%~85%分位水平、85%分位水平以上划分为三组子样本进行再次回归。结果如表5所示，通过(2) (3) (5) (6)回归结果我们发现，参与新农合能够显著提升收入中间组和收入较高组(处于中等收入水平以上)居民的幸福感，而对低收入组，对应表5中(1)和(4)回归方程，即10%和15%以下组家庭居民幸福感的影响系数负，且不显著。结果显示不同收入层次农村居民参与新农合对幸福感的影响存在一定的差异，支持了H3的成立。产生这种现象的原因可能是新农合保费的上涨速度过快，高于低收入家庭收入增速，这增加低收入家庭参与新农合的成本和负担，同时这种过快保费上涨将致使一些低收入群体购买意愿不足，新农合覆盖范围将因此而缩小，低收入人群因病致贫的风险将增大，这极大可能导致参与新农合对低收入农村居民主观幸福感提升无显著影响。而对于家庭收入中等水平以上的农村居民而言，参与新农合的支出在总收入中所占比例较低，保费上涨所导致的负担和成本在可承担范围之内，参与新农合产生的正效应高于保费上涨导致的负向影响，对于中高收入水平而言，参与新农合将显著提升其主观幸福感。
Table 5. The impact of participating in the new rural cooperative medical scheme on subjective well-being under different income levels
表5. 收入水平差异条件下参与新农合对主观幸福感影响
Variables |
ORDER-SWB |
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
(6) |
xingnonghe |
−0.1647 |
0.1000** |
0.3823*** |
−0.0605 |
0.0979** |
0.2945*** |
(0.1410) |
(0.0402) |
(0.0943) |
(0.1173) |
(0.0434) |
(0.0791) |
xingbie |
−0.0645 |
0.0145 |
0.0267 |
−0.0265 |
0.0152 |
0.0153 |
(0.1133) |
(0.0467) |
(0.118) |
(0.0942) |
(0.0503) |
(0.1007) |
Age |
−0.0645** |
−0.0934*** |
−0.0615** |
−0.0546** |
−0.0987*** |
−0.0691*** |
(0.0285) |
(0.0111) |
(0.0287) |
(0.0239) |
(0.0119) |
(0.0246) |
Age 2 |
0.0009*** |
0.0012*** |
0.0009*** |
0.0008*** |
0.0012*** |
0.0009*** |
(0.0003) |
(0.0001) |
(0.0003) |
(0.0002) |
(0.0001) |
(0.0002) |
jiaoyuchengdu |
0.3163 |
−0.0375 |
−0.0157 |
0.2968 |
−0.0990 |
0.0301 |
(0.4912) |
(0.0930) |
(0.1458) |
(0.4185) |
(0.1054) |
(0.1240) |
hunyin |
0.2796** |
0.3907*** |
0.6964*** |
0.2750*** |
0.3920*** |
0.6928*** |
(0.1181) |
(0.0574) |
(0.1906) |
(0.0989) |
(0.0615) |
(0.1632) |
gongzuo |
0.1027 |
0.0753* |
0.1319 |
0.1018 |
0.0802* |
0.1638* |
(0.0921) |
(0.0400) |
(0.1138) |
(0.0763) |
(0.0431) |
(0.0976) |
shengti1 |
0.3880*** |
0.4036*** |
0.5162*** |
0.3754*** |
0.4091*** |
0.4886*** |
(0.0446) |
(0.0166) |
(0.0466) |
(0.0359) |
(0.0179) |
(0.0388) |
lnconsump |
−0.0276 |
0.0060 |
0.0685 |
−0.0404 |
−0.0077 |
0.0720 |
(0.0534) |
(0.0221) |
(0.0531) |
(0.0450) |
(0.0241) |
(0.0467) |
lnasset |
0.0270 |
0.0614*** |
0.2013*** |
0.0090 |
0.0641*** |
0.2010*** |
(0.0283) |
(0.0123) |
(0.0340) |
(0.0234) |
(0.0133) |
(0.0299) |
lnGDP |
−0.2868** |
−0.0494 |
0.0098 |
−0.1305 |
−0.0954* |
0.0214 |
(0.1380) |
(0.0514) |
(0.1150) |
(0.1147) |
(0.0548) |
(0.0988) |
CPI |
−0.0296 |
−0.0206 |
−0.1236 |
−0.0281 |
0.0024 |
−0.1726* |
(0.1024) |
(0.0415) |
(0.1031) |
(0.0873) |
(0.0441) |
(0.0896) |
Number of obs |
2677 |
21457 |
3837 |
4020 |
18769 |
5182 |
Number of groups |
2220 |
9517 |
2920 |
3032 |
9042 |
3707 |
注：Standard errors in parentheses，***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
2) 基于年龄阶段异质性分析
我们将样本按照年龄差异进行分组，在每组分别进行有序逻辑回归，同时考虑的样本的不均衡性和验证回归结果的稳健性，我们将年龄分组划分标准进行适当调整，随后再次分组和回归。所有结果如表6所示，从回归结果可以看出，对于年轻的群体而言，如表6中(1)、(4)两列，参与新农合回归系数为正，但不显著，这说明了参与新农合对年轻群体主观幸福感的提升未产生明显的影响；对老年群体，表中(3)、(6)两列，也有着相似的结论。然而通过比较发现，参与新农合对中年群体主观幸福感提升有着显著的正向影响。这也验证了参保新农合更加能够较好满足中年群体医疗保障的需要，参与新农合对主观幸福感提升在不同年龄结构下存在差异性，支持了H4的成立。参与新农合对幸福感提升效果在不同年龄阶段之间存在异质性的可能原因为：对于年轻群体而言，其收入相对较低且不稳定，同时身体状况通常较好，罹患疾病的风险较小。在这种状况下，他们更多的关注于个人的收入和发展，对身体健康的担忧较小，这也往往导致他们轻视参保新农合，即使参保，也不一定对其主观幸福感产生较大影响。对于农村老年的群体，伴随年龄的增长，不仅面临更多的健康问题，承担更高的医疗费用，而且经济收入低。其参保新合可以有效降低其医疗支出，减轻负担。然而实际情况中，老年人往往存在慢性病问题，需要长期治疗和康复，如果新农合未覆盖这些慢性疾病同时报销比例偏低，这导致老年农村居民即使参保新农合，也未必对其主观幸福感产生显著的影响。中年群体的农村居民，收入相对稳定，关注身体健康意识的逐渐提升，参与新农合可有效降低其医疗费用，增加其家庭可支配收入，这些因素可以对主观幸福感产生显示的提升。
通过收入水平和年龄结构两方面分析参与新农合对主观幸福感影响实证结论发现，对于低收入、年轻及老年农村居民而言，新农合保费快速上涨、报销范围偏窄和报销比例偏低等因素，势必削弱该类群体参保新农合对主观幸福感正向影响，也一定程度上导致了近年来新农合弃保人数逐年增加的现象产生，这个结果与新农合设计的初衷相悖。
Table 6. The impact of participating in the new rural cooperative medical system on subjective well-being at different ages
表6. 不同年龄阶段参与新农合对主观幸福感影响
|
(1) |
(2) |
(3) |
(4) |
(5) |
(6) |
28岁以下 |
28~65岁 |
65岁以上 |
35岁以下 |
35~60岁 |
60岁以上 |
xingnonghe |
0.3362 |
0.1459*** |
0.0159 |
0.1080 |
0.1824*** |
0.0013 |
(0.3812) |
(0.0419) |
(0.0688) |
(0.1602) |
(0.0483) |
(0.0578) |
xingbie |
−0.2787 |
0.0917* |
−0.10551 |
0.0408 |
0.1224** |
−0.0447 |
(0.3861) |
(0.0495) |
(0.0788) |
(0.1904) |
(0.0578) |
(0.0659) |
age |
−0.2515 |
−0.1501*** |
0.4484** |
−0.2716 |
−0.2623*** |
0.1885* |
(1.077) |
(0.0205) |
(0.2185) |
(0.2805) |
(0.0466) |
(0.1066) |
age2 |
0.0051 |
0.0017*** |
−0.0028* |
0.0053 |
0.0029*** |
−0.0010 |
(0.0229) |
(0.0002) |
(0.0015) |
(0.0049) |
(0.0005) |
(0.0008) |
jiaoyuchengdu |
0.1149 |
−0.0767 |
−0.0489 |
−0.1555 |
−0.0668 |
0.0320 |
(0.3921) |
(0.0835) |
(0.2400) |
(0.2020) |
(0.0972) |
(0.1985) |
hunyin |
0.3201 |
0.5202*** |
0.1285* |
0.6802*** |
0.6106*** |
0.1427** |
(0.3582) |
(0.0686) |
(0.0820) |
(0.2221) |
(0.0846) |
(0.0710) |
gongzuo |
−0.3135 |
0.0871* |
0.0372 |
−0.4777** |
0.0914 |
0.0698 |
(0.4282) |
(0.0460) |
(0.0572) |
(0.2239) |
(0.0574) |
(0.0475) |
续表
shengti1 |
0.7872*** |
0.4446*** |
0.2893*** |
0.6374*** |
0.4720*** |
0.3180*** |
(0.2064) |
(0.0181) |
(0.0268) |
(0.0864) |
(0.0213) |
(0.0223) |
lnincome |
−0.0448 |
0.0812*** |
0.0789*** |
0.0446 |
0.0829*** |
0.0889*** |
(0.1014) |
(0.0130) |
(0.0229) |
(0.0571) |
(0.0149) |
(0.0185) |
lnconsump |
0.4583* |
0.0152 |
−0.0965** |
0.1800* |
0.0261 |
−0.0807* |
(0.2283) |
(0.0241) |
(0.0365) |
(0.1076) |
(0.0282) |
(0.0301) |
lnasset |
−0.0520 |
0.0900*** |
0.0156 |
0.1202** |
0.1022*** |
0.0222 |
(0.1344) |
(0.0142) |
(0.0179) |
(0.0628) |
(0.0168) |
(0.0154) |
lnGDP |
−0.3589 |
−0.0542 |
−0.1261 |
−0.0948 |
−0.0230 |
−0.1169* |
(0.4629) |
(0.0548) |
(0.0837) |
(0.2338) |
(0.0636) |
(0.0695) |
CPI |
−0.5249 |
−0.0354 |
0.0245 |
−0.4629*** |
−0.0161 |
0.0339 |
(0.3904) |
(0.0421) |
(0.0752) |
(0.1661) |
(0.0486) |
(0.0606) |
Number of obs |
220 |
19427 |
7166 |
1203 |
14684 |
10926 |
Number of groups |
190 |
8168 |
3544 |
793 |
6527 |
4941 |
注：Standard errors in parentheses，***p < 0.01, **p < 0.05, *p < 0.1。
5. 结论
本文借助西南财经大学中国家庭金融调查追踪数据，构建面板数据，探讨农村居民参与新农合对其主观幸福感的影响。首先，我们从人口统计学特征、家庭经济特征及区域经济社会特征方面将可能影响居民幸福感水平的因素提取出来作为控制变量，通过基准回归模型看，农村居民参与新农合对其幸福感存在显著的直接正向影响。考虑到数据非随机抽样可能存在的选择性偏误，我们借助PSM方法对基准结果进行验证，回归表明其结果具有良好的稳健性和可靠性。其次，除了参与新农合对主观幸福感直接影响的效应，我们构建中介效应模型，进一步探讨了参与新农合对主观幸福感的间接影响机制。结果显示，农村居民参与新农合可显著提高其可支配收入，进而有效提升其主观幸福感。最后，我们在收入水平和年龄结构两个方面，分别对参与新农合对主观幸福感影响异质性进行了讨论。我们发现，对中高收入水平人群，参与新农合对主观幸福存在显著的正向影响，对低收入水平人群这种影响不显著；在年龄结构方面，参与新农合对年轻群体和老年群体幸福感提升不显著，但可显著提升中年阶段群体主观幸福感。
基于研究结论我们的对策建议为：一方面，政府和相关部门应采取有效的策略进一步鼓励农村居民参与新农合，增大新农合覆盖的广大和深度；另一方面，针对不同收入水平人群，政府应更多的关注和帮助低收入群体，适当控制新农合保费上涨的速度，减少低收入群体参与新农合的成本和负担；对于年轻和年老群体，政府应加大宣传，提升他们健康风险防范意识，增强其参与新农合的意愿；应进一步扩大新农合报销范围，提高报销比例，使农村居民在参与新农合过程中得到真正的实惠。
本文采用面板数据深入探讨了参与新农合对主观幸福感的影响，并获得了可靠的结论。但伴随着新农合制度的不断发展和完善，由于各地区经济社会文化差异性，参与新农合对农村居民主观幸福感的影响是否存在空间差异和时间演变，这也就是进一步指明了方向。
NOTES
1https://www.163.com/dy/article/HRKM3S8205561H8Z.html