社会保障对生育意愿的影响：来自新型农村合作医疗的证据，本文主要内容关键词为：合作医疗论文,社会保障论文,意愿论文,新型农村论文,证据论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
自上世纪80年代以来，中国政府实施了严格的计划生育政策，期望以此控制人口数量，提高人口素质。这一政策取得了显著效果，据估计，在过去30年中，中国共少生人口超过4亿，总和生育率由20世纪70年代初的5.8下降到1.8左右(国家人口发展战略研究课题组，2007)。但近年来，该政策引起了越来越多的争议：一是控制人口数量的目标和维护公民的生育权之间可能存在矛盾；二是计划生育政策对人口结构的改变所引发的工资上涨可能导致中国失去廉价劳动力优势；三是计划生育政策可能使青年人背负越来越沉重的养老负担。能否找到合适的替代政策工具，用经济的、自愿的方式控制人口数量，是摆在决策者面前的一道难题。本文试图探讨社会保障，尤其是农村医疗保障，是否能成为解决这一难题的备选答案。 在没有生育政策限制的社会里，人们生育的原因大致可以分为五种：(1)意外事件，在有效避孕措施发明之前，生育往往是不可控的；(2)繁衍责任，繁衍是一切物种的本能，人类也不例外，中国传统文化中重视家族的延续与壮大，强调“不孝有三，无后为大”，即可视为繁衍本能的体现；(3)情感需要，父母将孩子视为自己的情感寄托，从亲子关系中得到快乐；(4)社会压力，当周围的同辈群体都生育时，没有孩子的夫妇会受到质疑，承受压力；(5)经济工具，通过家庭内部的代际转移，孩子可以发挥储蓄和保险的功能。生育的经济因素是本文关注的重点。 在缺乏有效财富储蓄和保值途径的古代社会，生育子女并在子女成年后获得供养(通常是每个月固定数额的返还)，从而达到平滑消费、维持生命的目的，这是生育的第一种经济功能——储蓄。当父母衰老后，如果身患重疾，子女通常要倾尽所有，挽救父母生命，这是生育的第二种经济功能——保险。这两种经济功能的实现，都必须依靠社会的隐性契约，隐性契约的执行则主要依靠道德和习俗。中国的传统生育观念可以归纳为两点：养儿防老和重男轻女。养儿防老是典型的经济动机。重男轻女也可归结为经济上的考虑：女儿出嫁后经济、人身都已不再独立，很难在父母养老上做出和儿子相同的贡献。这两种生育观念都体现了上述两种经济功能。 生育意愿中的经济因素得到了中外大量生育调查的确认。例如，2002年农村居民生育意愿调查显示，生育目的是“养儿防老”的占28.0%(姚从容等，2010)；Nugent(1985)对多个跨国观念调查做了总结，发现在世界各地养老均是生育的主要动机之一。 建立完善的社会保障体系，对生育意愿中经济动机的影响是多方向的。一方面，社会保障对“养儿防老”具有替代作用，家庭由“自我保险”模式转入“社会安全网”模式(秦雪征，2010)，从而对最优生育数量产生负向影响；另一方面，社会保障放松了低收入家庭的预算约束，收入效应使得最优生育数量上升。目前的研究，无论是理论还是实证，大都支持社会保障对生育的替代作用。 1949年以来，中国的社会保障体系建设主要集中于城市，尤其是城市中的国有部门，包括公费医疗、退休金等制度的建立。农村的社会保障主要依靠旧的农村合作医疗(以下简称“旧农合”)。旧农合始于20世纪50年代，60、70年代得到了迅速发展，高峰期覆盖率曾达到90%。70年代末经济改革后，随着以生产队为基本单位的集体农业生产方式被家庭联产承包责任制所取代，旧农合也逐渐解体。到1985年，旧农合的覆盖率仅为5%左右。后经恢复，2003年的覆盖率接近20%。①新型农村合作医疗(以下简称新农合)从2003年开始试点，此后得到迅速推广。到2008年末，新农合基本上实现了全覆盖，成为中国农村居民的基本医疗社会保障制度。表1显示了从2004年到2012年的新农合开展情况。我们将新农合的特点总结为以下几点：(1)以家庭为单位自愿参加；(2)由中央财政和地方财政共同补贴，地方补贴力度差异很大；(3)以保大病、保住院为主；(4)统筹到县。以上几个特点中，以家庭为单位有利于克服逆向选择问题，也在一定程度上避免了参保的内生性问题；财政补贴强化了社会保障的收入效应，从而使得正向影响成为可能；保大病和保住院正是对养儿防老功能的替代；统筹到县相比旧农合的统筹到村、乡增强了社会保障网络对疾病风险，尤其是对传染病疫情的抵抗能力。
中国的“一胎政策”从1980年开始推行，其强制性导致最优生育数量不再可测，但生育意愿仍然是可测的。生育意愿一般定义为在没有政策限制的情况，对生育数量、子女性别的期望。生育意愿无法代替总和生育率这一指标，但在一定程度上反映了人们的最优生育决策。近年来，中国开展的生育意愿调查主要有“2001年全国计划生育与生殖健康调查”、“2002年全国城乡居民生育意愿调查”、“2006年全国人口和计划生育抽样调查”等(姚从容等，2010)。由北卡罗来纳州立大学人口中心主持的“中国健康与营养调查”(China Health and Nutrition Survey，CHNS)从1989年开始追踪调查中国妇女的生育观念和生育史，为我们的研究提供了宝贵的数据素材。 本文使用CHNS数据，评估了从2000年到2009年这一时间段内，新型农村合作医疗制度的建立对农村妇女(农村家庭)生育意愿的影响。二元选择模型和泊松模型的回归结果都表明，参合降低了农村家庭的生育意愿。用2000年和2004年的数据进行双重差分(Difference-In-Difference)和双重差分-倾向得分匹配(DID-Matching)估计的结果表明，我们的结论是稳健的。 本文接下来的安排是：第二节简要回顾与本研究相关的文献；第三节建构了一个简单的理论模型说明新农合对生育意愿的影响机制；第四节介绍所用数据和计量方法，并对相关变量进行描述性统计分析；第五节报告主要回归结果并进行稳健性检验；第六节总结全文，并提出相应的政策建议。 二、文献综述 经济学中对生育和人口的关注可以追溯至古典时代。早在1798年，Malthus的人口理论就从宏观和历史的视角对生育行为、人口增长和社会发展之间的关系做出了大胆预测。但在新古典范式内为生育决策分析建立起正式微观基础则要归功于Becker(1960)，他首次在效用最大化的框架下讨论了生育数量、生育质量、人力资本投资等与生育行为密切相关的家庭决策。Becker的标准模型(Becker，1960；Becker & Lewis，1973；Becker & Tomes，1976)中利他机制是单向的。父母将孩子视为消费品，生育的主要动机是孩子的数量和质量带来的直接满足感。后续的双向利他(two-sided altruism)模型(Kimball，1987；Hori & Kanaya，1989)则强调孩子对父母的收入返还，生育的动机由消费变为消费和投资。无论是单向利他模型还是双向利他模型，上述研究都将生育视为家庭的统一决策。以Manser & Brown(1980)为开端的另一些研究将家庭内部的一系列决策视为内部谈判的结果。Eswaran(2002)的模型将生育数量视为夫妻的纳什谈判解，强调双方的谈判力量(Bargaining Power)在生育决策中的作用。两种生育模型都得到了一些实证研究的支持(Hotz et al.，1997；Holger，2006)。 针对社会保障对生育数量影响的理论研究主要是在家庭效用最大化的新古典框架下展开的。Barro & Becker(1989)在单向利他假设下初步探讨了社会保障税率的提高对生育数量的负向影响，后续研究大多得到了类似结论(Nishiruma & Zhang，1995；Rosati，1996；Wigger，1999)。另一些研究在双向利他的假设下考察社会保障水平的提高对生育的影响(Ehrlich & Lui，1998；Baldwin & Jones，2002)，发现了更为显著的替代作用。必须要指出的是，上述研究的结论都是在现收现付制(Pay-As-You-Go)或完全累积制(Fully Funded)的社会保障制度下得出的，并未考虑到类似于新农合这样针对特定人群、享受国家补贴的社保政策所带来的收入效应。 社会保障与生育关系的经验研究可分为两类。一是以国家或地区为观测值的跨国研究，数据形式为横截面或面板。Holm(1975)以包含67个国家的跨国数据研究了社会保障项目对总和生育率的影响，得出了显著的负影响结论，作者认为社会保障对生育的影响强度并不亚于教育、收入等传统因素。Boldrin et al.(2005)对104个国家1997年的社会保障税率②与总和生育率之间关系的考察也得出了类似结论。Holmqvist(2011)专门针对撒哈拉以南非洲国家1960-2007年的数据作了研究，发现带补贴养老金制度的引入使得每个妇女少生0.5—1.5个孩子。二是以某一国家或地区长时段数据为基础的时间序列研究。例如，Cigno et al.(2002)对德国时间序列数据的研究表明，社会保障覆盖率的提高对生育产生了负向影响；针对1931-1984年间的意大利时间序列数据的研究则表明人均养老金数额每增加10%，总和生育率下降0.02，这一效果是相当微弱的(Cigno & Rosati，1992)。 与本文相关的另一类文献涉及到新农合对农村居民工作、消费、迁徙等行为的影响。甘犁等(2010)应用CHNS数据研究证明政府对新农合的补贴将撬动2.36倍的农村居民消费增长。白重恩等(2012)用2003-2006年的农村定点观察数据所做的分析也肯定了新农合对拉动农村居民消费的正向作用，并认为这种影响在收入较低或健康状况较差的家庭中更强。Bai & Wu(2014)则在理论模型中将新农合对消费影响分解为收入效应和预防性储蓄的改变两种效应，并提供了经验证据。秦雪征和郑直(2011)用CHNS数据证明了新农合在异地参与和就诊方面的歧视政策导致了劳动力流动的“枷锁效应”和“拉回效应”。齐良书(2011)用2003-2006年覆盖全国30个省区的微观面板数据，发现新农合在降低贫困发生率、增加中低收入农户收入和降低村庄内不平等方面发挥了重要作用。从2003年试点以来，新农合在促进农村居民健康、保障农民病有所医等方面的实施效果一直有所争议(朱恒鹏，2009)，但作为中国农村居民覆盖面最广的社会保障体系，其对参保人群的重大经济行为和家庭决策的深刻影响，已经得到了上述研究的肯定。 三、理论模型 我们考虑一个两期模型。该模型在Bai & Wu(2014)的框架下引入生育的养老功能。第一期父母取得确定性收入
，选择消费
，储蓄s，生育子女的数量n，做出新农合参保决策I=｛0，1｝，并且支付子女的抚养费用
(n)。假设
′(n)＞0，
″(n)≤0，即抚养子女的边际成本递减或不变，有一定的规模效应。购买保险的费用为e。储蓄利率为r。 第二期父母取得确定性收入
和储蓄本利s(1+r)，选择消费
，并支付医疗保险和子女转移支付之余的医药费缺口。我们假定父母在第二期的医疗费用为随机变量M。医保的报销额度为r(M)。除了医保报销之外，子女也会承担一部分的医疗费用，我们假定子女承担的医疗费用为f(n，M)。假定
，即子女承担的医药费随着总医疗费用的增加和子女数量的增加而增加。 父母的终生效用为
，消费和子女都被视为正常品，边际效用为正。子女数量直接进入效用函数，对应着“多子多福”的生育动机。 父母的效用最大化问题表述如下：
其中，ρ是孩子数量相对于消费的权重，β为主观折现因子。 抚养子女的边际成本为常数k，即
(n)=nk。 父母在第二期以概率p患上大病，需支付医疗费用m；以概率1-p保持健康，需支付医疗费用0。若父母患病且购买了新农合，则父母可报销1-α比例的医药费。此处的假设对应新农合保大病不保门诊的政策。假设f(n，m)=τnm，即子女承担的医疗费用随着子女数量线性增长。我们同时假设τn＜α，即子女承担的部分并不足以支付保险未能覆盖的医疗费用。首先，农村地区收入偏低，子女的收入水平不足以应付父母的大病开支(癌症等致命疾病和糖尿病等慢性病往往伴随着巨额医疗费用)；其次，新农合对大病的报销比例不高，仍然有相当大比例③的医疗费用需要由患者自行支付。我们将储蓄利率r设为0，一方面，这是简化模型的需要，另一方面，农村缺乏储蓄投资渠道，储蓄养老的收益率低于养儿防老，这一假定是合理的。另两个假定是k＞ρ和k＜ρ+τpm，前者可以理解为养育子女在第一期所能取得的回报无法抵偿边际抚养成本，后者意味着子女作为消费品和投资品的总回报大于抚养成本。 由一阶条件可解出最优生育数量：
因为目前新农合由中央财政和地方财政大力补贴，因此保费e小于公平保费(1-α)pm，收入效应为正。新农合对生育的挤出效应则为负，一部分子女养老功能由社会保障代替。收入效应和挤出效应的符号相反，使得总体效果Δ(n)的符号并不明确。检验Δ(n)的符号是本文实证部分的首要任务。 对Δ(n)做简单的比较静态分析可知：
Δ(n)/
e＜0，即新农合降低生育意愿的效果会随着保费的提高而提高，其作用原理是保费的提高减弱了收入效应；
Δ(n)/
α＞0，即新农合降低生育意愿的效果会随着自付比例的提高而降低，自付比例的提高同时减弱了收入效应和挤出效应，但收入效应的改变更大。 当然，在新农合覆盖时，家庭必须比较间接效用函数V(n(0))和V(n(1))才能做出是否参合的决策。但是由于保费e远小于公平保费(1-α)pm，我们有理由相信在相当宽松的参数区间内，参合是最优决策。从新农合覆盖地区极高的参合率和极低的退合率来看，这种假定也是合理的。 四、数据和实证方法 (一)数据 本文的数据来自中国健康与营养调查(CHNS)，该调查由北卡罗来纳州立大学人口中心开展实施，已经于1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年展开了9次调查，以此为基础形成了4400个家庭及其所在社区的面板数据，追踪了过去20年中国城镇和农村居民的营养、健康以及经济状况的变化。该调查已经被众多针对新型农村合作医疗的研究所采用，例如Lei & Lin(2009)、甘犁等(2010)和马双等(2010)。本文选取2000-2009年共计四次的调查数据进行研究。 CHNS个人问卷询问了是否参加农村合作医疗，2009年以前未区分旧农合与新农合；社区分卷中询问了本社区是否开展农村合作医疗以及开始时间。仿照其他研究者的处理方法(Lei & Lin，2009；秦雪征、郑直，2011)，将所在县(市)有社区开展农村合作医疗并且开始时间晚于2003年视为该县(市)已经开展了新农合，将个人参加合作医疗同时所在县(市)已经开展新农合的观测值视为加入新农合。这种处理方法只适用于2004年和2006年，在2004年以前的调查中，所有参加合作医疗的均为旧农合；在2009年的调查中，所有参加合作医疗的均为新农合。由于新农合的参合者在有些地区并不必须拥有农村户口④，我们的样本包括CHNS所有农村居民点的调查对象。另外，我们注意到退出新农合的现象极少发生，在整个样本中，仅有54个家庭有过退出新农合的行为。我们从样本中删除了这一小部分退合家庭。同时，也删去了仅仅出现在2000年的家庭。 CHNS从1991年到2009年都对生育观进行了调查。调查对象包括在婚、丧偶和离婚的所有52岁以下妇女。调查面向三类人群：正在怀孕妇女；无子女且未怀孕妇女；有女子且未怀孕妇女。每类人群各有两个问题：第一个问题是如果可以自由选择生育数量，是否还想要孩子；第二个问题是如果还想要孩子，想要孩子的数量是多少。我们将生育意愿归纳为两个变量：一是二元变量——是否还想要孩子；二是计数变量——还想要几个孩子。在计数变量中，不想要孩子等同于还想要孩子的数量为0。表2显示了生育意愿在不同年龄群体中的分布。
除此之外，我们选取其他对生育意愿有影响的因素作为控制变量，主要包括以下几方面：一是妇女自身变量，如婚姻状况、年龄、教育程度、自评健康⑤、职业、收入⑥和是否有其他健康保险；二是与丈夫有关的变量，包括兄弟姐妹数量、教育程度、自评健康、职业、收入等；三是家庭层面变量，主要包括已有子女数量和夫妻双方共有几位老人在世。 表3根据受访者的保险状况报告了样本的描述统计特征，包括全体样本、参合者样本和非参合者样本的均值及标准差，同时我们计算了参合者和非参合者各变量的均值差异。由表3可知，有839个(47.9%)样本参加了新农合。 从表3来看，8%的参合者还想再要一个孩子，低于非参合者(10%)；同时，参合者还想要孩子的数量平均为0.11，而非参合者为0.125。这两个结果表明，参合者的生育意愿低于非参合者，这也在一定程度上预示了我们的实证分析结果。 参合家庭的妇女，在年龄、收入、教育和私人部门工作比例上都显著高于非参合家庭妇女，但在自评健康、兄弟姐妹数量和拥有其他健康保险的比例上则低于非参合家庭妇女。 参合家庭的丈夫，在收入和私人部门工作比例上也显著高于非参合家庭的丈夫，但在兄弟姐妹数量、教育上则与非参合家庭无显著差异。从生育孩子数量来看，参合群体只有不到一个(0.714)，显著低于非参合群体。参合群体和非参合群体的家庭养老负担基本相当，每个家庭夫妻双方共有2.3个在世的老人。
注：2000、2004、2006和2009年的观测值分别为250、669、524和531。其中，2000、2004、2006和2009四个年度的参合比例分别为0%、9.2%、54.8%和96.2%；想再生孩子的妇女比例分别为8.1%、10%、8.2%和9.4%。 (二)实证方法 1.基本回归模型 首先，我们将生育意愿视为二元变量，用面板线性概率模型、Logit模型和Probit模型分别探测参合对于生育意愿的影响。我们用ferwill代表生育意愿，NCMS代表是否参合，x代表控制变量，则三种模型可以表示为：
其中，
为控制参合状态和其他协变量之后生育意愿为1的条件概率，G(·)为Logistic分布的累积分布函数，
(·)为正态分布的累积分布函数。 其次，我们将生育意愿视为计数变量(记为numferwill)，即“在无生育政策限制下，想再生几个孩子”。计数变量适用于泊松模型，泊松模型也为其他生育决策研究者所采用(Wang & Famoye，1997)。但标准的泊松模型存在两个问题。第一，生育意愿数据零值过多，超过80%的家庭表示不想再生孩子。我们将“再生几个孩子”的决策视为两部决策，首先决定是否再生孩子，其次决定再生几个孩子。第一步可用Logit模型估计。第二，标准泊松模型假定Var(numferwill)=E(numferwill)，而在实际应用中经常出现Over-dispersion现象，即Var(numferwill)=σE(numferwill)，σ为大于1的参数。我们用负二项回归(negative binomial regression)将σ变为待估参数，解决over-dispersion问题。这两个解决方案的合并，即是ZINB(zero-inflated negative binomial)模型。模型方程可由下式表示：
2.内生性问题的处理 上述模型很可能存在内生性问题。内生性的来源一方面是保险市场常见的逆向选择，即参合者具有不可观测的异质性，这些个人特质影响生育率，从而导致计量方程的扰动项和自变量相关(Cohen & Siegelman，2010)；二是反向因果关系，生育很可能对社保覆盖率有影响(Ehrlich & Kim，2007)。 (1)工具变量 为了处理参合的内生性问题，我们用家庭所在的行政村是否开展了新农合作为工具变量，类似的做法为大多数新农合的研究文献所采用(Lei & Lin，2009；甘犁等，2010)。值得指出的是，社区是否开展新农合本身也是二元变量，用一个二元变量做另一个二元变量的工具变量，可能因为多个二元变量的变异性(Variation)不够而导致识别困难。为此，我们采用双变量Probit模型，联合估计生育意愿决定方程和参合方程，以考察工具变量结果的稳健性。 (2)DID和DID-Matching 我们也用双重差分法(Difference-in-Difference)对这一问题进行了估计。在处理组和控制组的选择上，本文将2003年之前视为政策实施前，2003之年后视为政策实施后。据此划分，2000年属于政策实施前，2004、2006和2009年属于政策实施后。新农合未覆盖的家庭和新农合覆盖但未参合家庭均视为控制组，将新农合覆盖且参合的家庭视为控制组。这一划分方法也被马双和甘犁(2009)、甘犁等(2010)所采用。为了让DID结果更加可信，我们对政策实施后的观测值仅保留了2004年份。具体回归方程设定如下：
其中，After表示时间t在政策实施后，Treat表示个体i处于控制组，交叉项系数
是我们关注的双重差分效果。x为控制变量。 虽然DID可消除处理组和控制组之间不随时间变化的不可观测异质性，但如果处理组和控制组的初始条件存在显著差异，则DID的估计仍有偏，此时可与匹配方法一同使用。本文准备采用倾向得分匹配和双重差分结合的方法(Difference-in-Difference with propensity score matching)。倾向得分匹配方法的基本原理是寻找一个基于倾向得分度量的、和处理组相似反事实组(counterfactual group)。运用Matching估计平均处置效应，就是为每个处理对象寻找相匹配的对比对象，在处理组内求其结果之差的均值。对DID-matching的详细介绍可以参考Abadie(2005)。 五、实证结果和稳健性检验 (一)实证结果 从表4可以看出，在将生育意愿视为二元变量时，新农合降低了生育意愿。这一作用是显著的，但在数值上并不大。线性概率的随机效应和固定效应估计结果表明，参加新农合后想再生孩子的愿望降低了3.7%；Probit和Logit的估计结果更小一些，在其余各变量均值处，参加新农合的边际效果为2%—3%。
生育意愿随着年龄的增长和已有子女数量的增加而显著下降，这和表2中关于不同年龄组别已婚妇女生育意愿的统计描述相符，也与其他实证研究结果一致(例如，陈字、邓昌荣，2007)；妇女的小时工资对数显著降低了生育意愿。丈夫的兄弟数量对生育意愿的负向作用也十分显著，这体现了男权社会中妇女生育意愿受到丈夫家庭传宗接代任务的影响。
为了处理参合的内生性，我们用社区是否开展新农合作为参合的工具变量，估计线性概率固定效应和随机效应模型，估计结果由表5给出结果。两种估计方法得到的系数绝对值均有增大，随机效应模型中新农合对生育意愿的作用效果为-0.050，固定效应则为-0.097。其他变量的结果未发生太大变化。第一阶段回归中，社区开展新农合对于家庭参合的回归系数为0.80，且十分显著，说明新农合的社区覆盖与家庭参合之间的高度相关。工具变量对应的F值为3769.71，大于文献中推荐的判别弱工具变量的标准(Stock et al.，2002)，不存在弱工具变量问题。 在将生育意愿视为计数变量时，参合对于生育意愿的降低效果也是显著的。在ZINB模型中，似然比检验未能拒绝alpha=0的原假设，即模型不存在over-dispersion问题。于是我们不再估计over-dispersion参数σ，模型退化为ZIP(zero-inflated Poisson)。ZIP模型的Vuong检验P值为0.019，表明ZIP相比于普通泊松模型更加合适。我们计算了ZIP模型的边际效应，参加新农合使得想再要孩子数量的预测值降低了0.018个。具体结果见表6。
无论是将生育意愿视为二元变量还是计数变量，参加新农合对于生育意愿的降低效果都是显著的，但在数值上并不大。这一方面和新农合的保险范围、保险强度较弱有关；另一方面也可能是我们理论模型中所强调的收入效应在起作用。但由于数据的限制，目前我们还没有发现对收入效应进行直接检测的可行方法。 (二)稳健性检验 1.分样本回归结果 新农合对于生育意愿的影响效果，在不同群体中是异质的。探讨该作用效果在不同群体中的差异，有助于更精准地进行政策干预。我们按照已婚妇女的年龄和收入进行了分样本回归。结果表明： 新农合对生育意愿的降低作用，主要发生在年轻的育龄妇女组群中。表7报告了将育龄妇女按照是否大于35岁分为两组的线性概率模型回归结果(仍然使用社区参合作为工具变量)，发现年轻组的边际效果为-0.113，年长组为-0.021。一般而言，生育行为发生的高峰期是20—30岁。目前处于这一年龄区间育龄妇女的生育行为和生育意愿，决定了中国未来的人口结构。如果试图通过社会保障体系的建立达到控制人口数量的目的，政策的目标人群也应该定位于此。 新农合对生育意愿的降低作用，主要发生在低收入的育龄妇女群体中。我们将育龄妇女的年收入(统一折算为2009年价格水平)按照小于3000元、3000—6000元、6000—9000元和大于9000元分为四个子样本，分别进行线性概率模型估计。表8给出的估计结果可以清晰地看到新农合的系数绝对值随着收入的提高而降低，且后三组的系数均不显著。
2.对内生性的再讨论 本小节中，我们使用Bivariate Probit、DID和DID-matching三种方法对内生性问题进行再讨论，结果表明，新农合对生育意愿的影响是稳健的。 Bivariate Probit的模型的估计结果由表9给出。该模型中新农合对生育意愿的边际效果较小，仅为-0.013，但在1%的水平上是显著的。
在双重差分(DID)分析中，我们使用2004年新参合者作为处理组(57个观测值)，未参合者为控制组(862个观测值)，2000年为政策实施之前，2004年为政策实施之后。结果表明，处理组(参合者)的平均处理效应(ATT)为-0.118，且十分显著。说明新农合使得参合者的生育意愿显著降低了11.8%。 我们同时使用DID-matching方法进行了分析，具体采用核匹配对比法(带宽h=0.2)，对处理组和控制组的定义与DID相同。匹配显著降低了实验组和控制组的(可观测)差异，匹配后，大部分控制变量的t值都小于1.65。该方法得到的平均处理效应(ATT)为-0.074，表明新农合使得参合者的生育意愿下降了7.4%，这和DID的结果基本一致，也和前文几类实证方法的结果形成呼应，在一定程度上证实了结果的稳健性。 3.对养儿防老机制的检验 社会保障对生育的替代作用，取决于生育中经济动机的存在。我们认为，按照中国的文化习俗，养老的任务主要由儿子承担。这意味着，与有男孩的家庭相比，没有男孩家庭的生育动机更为强烈，社保对于生育的影响效果也应该更大。表10报告了以已经有孩子的家庭为样本的回归结果：新农合系数为负，已有一个男孩系数为负，两者的交叉项为正，新农合的总体边际效果仍然为负，符合上述作用机制。并且，已经有孩子的样本新农合对生育的影响大于全样本结果，这也符合我们的预期：生育动机除了养老之外，还有情感、传宗接代等等，妇女生育第一胎的意愿不会受到社会保障太大的影响，社保影响最大的是已经有了孩子的家庭的再生育意愿。 六、结论和展望 过去的十年里，中国逐步建立起覆盖城乡，包括养老保险和医疗保险在内的全方位社会保障体系。社会保障制度的建立对居民生活产生了巨大影响，养儿防老等传统社会的生育观念正在改变。 本文研究了新型农村合作医疗对生育意愿的影响。基于Becker家庭决策模型的理论分析表明，带有补贴的新农合会产生两种效应：一方面新农合对家庭预算约束的放松提升了家庭的生育意愿，另一方面新农合对养儿防老功能的替代降低了家庭的生育意愿。实证结果显示，后一种作用占主导地位，参合使得家庭生育意愿平均降低了3%—10%。该效果主要是由年轻、低收入的育龄妇女生育意愿的改变所引起的。并且，用DID和DID-matching等多种方法进行的估计证明了这一结果的稳健性。 由于数据的限制，我们无法考虑新农合补贴额度和报销比例的地区差异，这使得收入效应的确认较为困难。如果收入效应存在，那么我们有理由相信：将农村医保体系由国家财政支付大量补贴的新农合模式转为完全依靠个人缴费的无补贴模式，生育意愿的降低会更为显著。 我们的研究结果具有明显的政策含义：计划生育并非控制人口的唯一途径，建立健全社会保障体系，可以间接调控人口数量，实现从强制少生到社保覆盖下的自愿适度生育。 王天宇感谢北京大学才斋奖学金的资助。感谢匿名审稿人提出的宝贵意见，文责自负。 ①根据各年度《中国卫生统计年鉴》整理。 ②社会保障税率的定义为社会保障占GDP的百分比。 ③新农合的报销比例因就诊医院级别和就诊形式(门诊、住院、大病)而有所差异。以住院补偿为例，镇卫生院、二级医院、三级医院的报销比例分别为60%、40%、30%。 ④例如，安徽省阜阳市规定农、林、牧、渔场工人均可参加新农合。 ⑤CHNS2009年问卷中的自评健康一项略有调整，改为“你认为现在的生活怎么样”，答案分为很好、好、中等、差和很差五个等级。此问题出现在问卷“疾病史”部分。我们询问了CHNS官方，得到反馈确认此问题与往年自评健康相似。为保证数据取值一致，我们将“差”和“很差”合并为“差”。 ⑥收入已经按照CHNS发布的折算指数统一折算为2009年水平。我们根据全年总收入和全年劳动时间计算了小时工资。由于劳动时间的统计误差较大，我们去除了妇女及其丈夫小时工资最高的1%观测值。
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社会保障对生育意愿的影响--来自新型农村合作医疗制度的证据_新农合论文
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