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社会· ２０１９ · ２

如果新农合对健康的影响存在累积性，那么参合时间越长的群体，其健
康状况应该明显好于参合时间短的群体，即回归结果中的参合时间系
数应显著为正。表 ９ 第一列为个人参合时间长短对主观自评健康的影
响，可以看到，虽然参合时间的系数不显著，但有较强的正向影响趋势；
第二列为个人参合时间对客观健康（ 犃犇犔 ）的影响，其估计系数 犜 值为
２．１７ ，在 ０．０５ 统计水平显著，且其系数为 ０．０９９ ，说明参合时间每增加
１ 年， 犃犇犔 数量就增加 ０．０９９ 。因此，确有证据表明新农合对参合者健
康的影响有滞后效应，但究其实质，这种滞后效应源于定期去医疗机构
检查和看病（崔宇杰等， ２０１８ ），也就是增加了医疗服务利用，只是这些
医疗支出相对于住院支出显得微乎其微，住院医疗支出因而不会显著
增加。但这些积极的预防或保健行为有助于身体健康的维护，此外，高
血压、糖尿病等慢性病需要长期治疗，因此，参合时间越长，新农合对健
康的改善作用就越明显。
接下来，我们进一步从具体的分组来看新农合对每个被解释变量
的影响。首先，新农合对年龄小和患病较轻群体的医疗支出有显著的
增加作用，具体表现为：参加新农合能使年龄小的群体每年增加 ３５２２
元的住院支出，使患病较轻群体增加 ２８２４ 元的住院总支出，即参加新
农合能显著增加这两类群体对医疗服务的利用。这可能是因为，这两
个群体是家庭主要的劳动力来源，考虑到理性人的最大化决策，为了防
止因劳动人口患病导致整个家庭收入的下降，他们会优先使用医疗资
源，这与王翌秋、刘蕾（ ２０１６ ）观察到的结果一致，对于 ４５ — ５９ 岁群体，
他们正处于“上有老，下有小”的阶段，是家庭的中流砥柱，不仅积极就
诊，而且对治疗也较为重视。另外一个可能的原因是，相对于分组下的
其他群体，他们在同样家庭资源下的医疗需求较小，较容易满足（薛琴
枝， ２００９ ）。对于自付医疗支出，目前没有证据表明新农合对其有明显
的影响。按照家庭财富分组时我们看到，不管是总的医疗支出还是自
付医疗支出，新农合虽然对参合组和非参合组都显示为正向影响，但统
计不显著。这可能是因为在农村患有大病的家庭一般经济状况就不大
好，较富裕群体和不富裕的群体本身在医疗支出方面的消费就不存在
太大差异（这点也可以从表 ５ 的描述性统计中看到），因此，尽管在理论
上较富裕的群体可能会更多地使用医疗服务，但实际上，两者之间医疗
服务利用并没有明显差别。假设 ２ 部分成立。

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