新型农村合作医疗制度对犯罪率的影响*——基于190个城市的经验研究

刘博敏杜建军汤新云

(1 上海电机学院设计与艺术学院，上海，201306；2 上海政法学院政府管理学院，上海，201701；3 安徽财经大学经济学院，安徽蚌埠，200433)

一、研究背景与文献回顾

2002年10月，《中共中央、国务院关于进一步加强农村卫生工作的决定》明确提出逐步建立新型农村合作医疗制度(简称“新农合”)。截至2011年，我国新农合参合人数为8.32亿人，新农合覆盖率达到95%以上[1]。中国共产党第十九次全国代表大会强调，要加强社会保障体系建设，让改革发展成果更公平惠及全体人民，坚持在发展中保障和改善民生，加强和创新社会治理。为了进一步完善社会保障体系， 2016年1月国务院正式颁布了《关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》，逐步整合城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗两项制度。

新型农村合作医疗制度是实现城乡居民公平享有基本医疗保险权益、促进社会公平正义、增进农村居民福祉的重大举措，对实现城乡经济社会协调发展具有重要作用，对农村居民的自身发展与中国社会经济的全面发展产生重要影响。关于实施新农合的影响的研究主要集中于以下几个方面。(1)实施新农合对参合者健康的影响。王翌秋、雷晓燕分析指出，新农合增进了受访者的自我健康评价，并通过提高预防性卫生保健服务改善了老年人健康状况[2]。李湘君等的研究则指出，新农合提升了参合农民的健康水平，且其净效应逐年递增[3]。然而也有研究指出，新农合虽然提高了参与者的健康水平，但在降低医疗负担方面作用有限[4]。(2)实施新农合对参合农村居民就医行为的影响。江金启、郑风田研究得出，新农合增加了参合农民的就医概率，提高了中低收入人群的就医预期[5]。(3)实施新农合对劳动力流动的影响。易福金、顾熀乾研究发现，新农合报销制度与劳动力流动呈显著负相关关系，新农合县内报销比例每提高10%，农村劳动力县内务工的概率就会增加1.9%[6]。(4)实施新农合对贫困的影响。周坚等运用中国健康与养老追踪调查数据进行研究，认为新型农村合作医疗与城乡居民医疗保险均改善了农村老年人口的多维贫困状况[7]。有关塞内加尔、孟加拉国、美国等国家的研究也证实了医保具有减贫的效果[8-9]。

以上研究探讨了实施新农合对农村居民健康、就医行为、劳动力流动和贫困等问题的影响。要全面评估实施新农合对中国社会经济发展产生的影响，还需做进一步探讨。中共十八届三中全会强调，加强社会治安综合治理，依法严密防范和惩治各类违法犯罪活动。因此，探讨新农合实施与农村居民犯罪率的关系有较为重要的意义。目前对犯罪问题的研究主要集中于产生犯罪的原因。Judith和Peter提出相对剥夺理论来解释犯罪[10]，穷人看到富人的富有，但自己又不能通过合法途径获取自己想要的财富，于是感到社会不公平，这种“患不均”的心理可能使他们使用违法犯罪手段[11]。贝克尔在其犯罪经济学中，将犯罪问题视为时间最优配置问题，决策者在预期的犯罪收益与花费成本、惩罚成本之间进行权衡并抉择，对于低收入者来说，犯罪意味着相对较低的犯罪机会成本与较高的非法活动收益[12]。但鲜有研究涉及医疗保险制度实施对犯罪率的影响。

基于以上文献与现实情况，本文整理了全国190个地级城市2011—2015年的面板数据，探讨了新型农村合作医疗制度对犯罪率的影响及其传导机制。与现有文献相比，本文主要存在以下四个方面边际贡献。第一，在理论分析的基础上提出相关假说，并利用翔实的数据实证考察了新农合对犯罪率的影响，证实了新农合可以减少犯罪率。第二，采用空间系统广义矩估计(SGMM)等方法，较好地处理了新农合参合人数的内生性问题，保证了实证结果的可靠性。第三，进一步讨论了不同地区新型农村合作医疗制度对犯罪率的异质性影响。第四，实证考察了新型农村合作医疗制度影响犯罪率的传导机制。本文的研究结论为从根源上防范犯罪提供了理论依据，具有一定的现实意义。

二、理论机制与研究假说

(一)新农合减少犯罪率的直接效应：新农合与可支配收入

新农合影响犯罪率的直接效应是指，新农合通过减少患病农村居民的家庭医疗支出而提高了贫困人口的可支配收入，使其避免陷入因病致贫的绝境，从而降低犯罪的概率。犯罪理论指出，可以从政治经济因素以及由此衍生的社会制度来发现犯罪现象发生的原因[13]。一些贫困群体生活极端贫困，为满足最基本的生存需求，他们选择犯罪作为求生的最好途径[14]，而且犯罪的机会成本及付出代价很低会大大增加赤贫群体的犯罪概率。国务院扶贫办的调查显示，2015年中国的7000多万贫困农村居民中，因病致贫比例达到42%，而贫困地区的农村居民从新农合服务的扩张中可以获得更大的受益[15]。因此，尽管新农合还存在大病报销比例较低等问题，但确实减轻了农村居民的医疗负担[16]，避免了患病农村居民家庭的可支配收入因治病而急剧减少，从而降低了农村居民犯罪的概率。

(二)新农合减少犯罪率的间接效应：新农合与贫富收入差距

新农合影响犯罪率的间接效应是指，新农合通过减少参合家庭的医疗支出和改善参合者的健康水平，缩小了社会贫富差距，进而降低了犯罪率。新农合缩小贫富差距的途径具体体现在以下四个方面。(1)通过自身的不断完善，新农合可以显著减少参合者的医疗支出[17]，避免了参合者由看病导致的收入急剧减少。因此，政府提供的医疗保障既可以直接减贫，又可以通过增加农村居民的收入来降低贫困发生率[18]。(2)新农合改善了参合者有病不医的状况，显著提高了参合者的健康水平[19]，从而显著提升了他们的人力资本水平，增强了其日常活动能力和生产能力[20]，促进其收入持续上升，缩小了社会的贫富收入差距。(3)政府提供的医疗保障形成了政府主导的二次分配，提升了贫困地区的保障水平，有利于调节收入不公，缩小贫富差距[21]。(4)新农合的补偿更倾向于患病群体，且收入低的农村居民获得的补偿高于收入高的农村居民。因而新农合一方面缓解了农村地区收入不平等的状况，另一方面缩小了患病群体与健康群体间的收入差距[22]。从以上分析可以看出，现有研究证实了新农合缓和了社会的贫富差距，进而缩小减少了困难社会成员对社会的不公平感和不满，使其慢慢树立对未来生活的信心，步入正常生活轨道，最终会减少违法犯罪的概率。

通过以上分析本文得出以下研究假说。

假说1：新农合对犯罪率有重要的影响，新农合降低了农村居民犯罪的概率，从而降低了中国犯罪率。

假说2：新农合通过可支配收入和贫富差距的中介效应对犯罪率产生重要影响，即新农合通过减轻患病农村居民家庭的医疗支出和缩小社会的贫富差距降低犯罪率。

三、模型、方法与数据

(一)传统静态面板计量模型

依据以上研究假说，本文构建以下面板模型研究新农合制度对犯罪率的影响。

CRMdt=β0+β1MIQdt+β2PINdt+β3GOWdt+β4PIP+β5POPdt+β6GGDPdt+β7UNEdt

+β8URBdt+β9DENdt+β10PFCdt+β11EDUdt+λd+ωt+μdt

(1)

其中，被解释变量CRMdt表示城市d在t时期的刑事犯罪率。中国公检法机关的犯罪记录没有明显差异，而且检察院作为法律监督机构将对公安机关的刑事立案进行审查，认为构成刑事犯罪的才展开起诉和批捕。从中国的现实情况来看，检察院起诉和批捕以后，法院基本都会进行有罪判决，因此本文选择检察院公诉率作为犯罪率的替代指标，用城市检察院起诉人数比常住人口数量来表示。主要解释变量MIQdt表示城市d在t时期的新农合参合人数，λd表示城市固定效应，ωt表示时间固定效应，β0至β11是待估系数，μdt是随机扰动项。

控制变量PINdt表示城市d在t时期的人均可支配收入。GOWdt表示城市d在t时期的贫富差距。PIPdt表示城市d在t时期的城镇职工养老保险参保率，用城镇职工养老保险参保人数比城市常住人口表示。POPdt表示城市d在t时期的常住人口数量。GGDPdt表示城市d在t时期的GDP增长速度。UNEdt表示城市d在t时期的城镇登记失业人数。URBdt表示城市d在t时期的城市化水平。DENdt表示城市d在t时期的人口密度。PFCdt表示城市d在t时期的公共财政支出。EDUdt表示城市d在t时期的教育水平，用城市每万人中在校大学生数量表示。教育水平提高了民众的时间偏好度及风险厌恶程度，会对犯罪产生影响[23]，故将教育水平也设为控制变量。

(二)空间动态面板模型

大多有关犯罪率的研究都没有考虑犯罪率的空间效应，但现有很多研究已经证实，不同地区之间的犯罪率存在空间效应[24-25]。空间计量模型则可以通过纳入相邻地区相关变量的空间滞后项来解决空间效应问题，从而更完整地衡量犯罪率。但空间静态面板模型可能遗漏被解释变量的滞后期影响，另外也可能由于遗漏变量产生内生性问题。因此本文参照辛大楞的研究构建空间动态面板模型进行估计[26]，对犯罪率的时间滞后效应、空间效应及变量内生性加以控制。模型的具体形式如下：

CRMdt=β0+β1CRMd,t-1+ρWCRMdt+β2MIQdt+β3PINdt+β4GOWdt+β5POPdt

+β6GGDPdt+β7UNEdt+β7URBdt+β9DENdt+β10PFCdt+β11EDUdt

+λd+ωt+μdt

(2)

其中，解释变量CRMd,t-1表示城市d在t-1时期的犯罪率。ρ是空间滞后项系数，反映了在地理空间上邻接区域对本区域犯罪率的空间溢出效应。W是空间权重矩阵，表示空间单元之间的相互依赖关系与关联程度，为了较为准确地反映中国市域犯罪率的空间关联特征，本文采用空间地理距离权重矩阵来表示，其中元素wij表示城市i与城市j最近公路里程的倒数。

另外，对于空间动态计量模型(2)，首先仍采用极大似然进行估计，但是如果回归模型中出现了由双向因果关系或遗漏变量等原因导致的内生性问题，那么基于该方法得到的回归结果就会出现偏误。因此，再采用系统广义矩估计(SGMM)进行估计，SGMM通常被视为解决内生性问题的一种有效方法，利用SGMM方法估计动态空间面板模型往往较传统的极大似然估计更为有效，即使不引入外部工具变量，SGMM也能够从变量的时间趋势变化中选取合适的工具变量[27]。另外，SGMM通常可以通过Sargan检验对工具变量的有效性和合理性进行判断。

(三)数据来源与描述性统计

在2015年之前，广东、天津、山东、重庆、宁夏和青海已经将新农合与城镇居民医疗保险合并。因此，本文将这个6个省份之外的全国190个地级城市作为样本城市，搜集各城市2011—2015年的数据。数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国区域统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国卫生统计年鉴》及各省市的统计年鉴和地方检察院工作报告。表1对各个变量进行了概括的描述性统计。

表1 变量描述性统计

表2 基本面板模型估计结果

四、计量结果分析

(一)传统静态面板模型的估计结果及讨论

表2给出了传统静态面板模型的估计结果。对于被解释变量(犯罪率)，基于短面板模型的随机效应模型(RE)和固定效应模型(FE)的豪斯曼(Hausman)检验，本文认为应该采用FE进行估计。估计结果显示，新农合参合人数与犯罪率之间呈现正向关系，这与本文的预期不符。因此，采用传统的静态面板模型很可能存在估计偏误，有必要在考虑空间效应的条件下进行进一步的稳健性估计。

(二)空间动态面板模型

表3显示了空间动态面板模型的估计结果。Hausman检验显示，对于空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)仍然应选用FE进行估计方法。估计结果显示，主要解释变量新农合参合人数对犯罪率的影响显著为负。但变量可能存在内生性，内生性有可能导致估计发生偏误，因此，本文转向分析控制了内生性的SGMM的估计结果。可以看到，与FE估计结果相比，SGMM估计结果的显著程度与合理程度均有较大的改善，且估计系数变大。由此证明了内生性问题对模型估计结果的准确性造成很大的影响。因而，本文选用动态空间面板模型，并利用SGMM对内生性问题予以控制是必要且合理的。

接下来需要判断SGMM估计结果的合理性。Sargan统计量不显著，表明SGMM估计不存在工具变量过度识别的问题，工具变量是合理有效的。另外，从Wald检验的结果来看，模型的拟合效果很理想。SGMM的估计结果显示，空间地理距离权重矩阵下的空间滞后项系数显著为正，再次表明中国城市间的犯罪率发生有很强的空间集聚效应。

表3中SGMM估计结果显示，新农合参合人数对犯罪率产生显著负向影响，这表明新农合参合人数增加会降低犯罪率。这可能是由于新农合满足了生病个体的基本医疗需要，大大减少了生病家庭医疗支出，保障了生病家庭的基本生活，使一部分家庭避免因病致贫而陷入绝境，减少了他们为了生活铤而走险违反法律的概率。另外，新农合改善了农村居民的健康状况，提高了农村户籍家庭的人力资本水平，促进了农村户籍家庭可支配收入的增加，改善了家庭成员的生活状况，进而减少了其违法犯罪的概率。2006—2010年，中国新农合参合人数增长了103.17%，相应的检察院起诉人数只增加了13.59%(1)该结果由笔者依据历年《中国统计年鉴》计算得出。，现实情况也证实了中国新农合参合人数增加对犯罪率产生了负向影响。假说1得到验证。

表3 犯罪率的空间动态面板模型估计结果

人均可支配收入对犯罪率的影响显著为负，即人均可支配收入越高，犯罪率越低。这与预期相符，因为人均可支配收入较高的人群生活优越，外部环境良好，其违反法律的成本较高，因此违反法律的概率不高；而人均可支配收入很低的人群生活窘迫，当遇到生活变故时容易陷入绝境，在自尊心受到强烈的冲击的情况下，有的人为了维持基本的生活，容易走上违法犯罪活动之路，违反法律的概率相对较高。Fleisher的研究也证实了低收入将导致犯罪参与的增加，家庭收入与男性青年犯罪率显著负相关[28]。贫富差距对犯罪率产生显著正向影响，即贫富差距越大，犯罪率越高。这也与预期相符，贫富收入差距过大使部分人形成不公平感，产生仇富和仇恨社会的心态，容易走上违法犯罪的道路。Brush等的研究也支持了“收入差距与财产型犯罪正相关”的结论[29]。

(三)稳健性检验

1.将检察院批捕率设为替代指标

表3中，犯罪率数据来自检察院公诉率。本文用检察院批捕率(检察院批捕人数与常住人口数量的比值)作为犯罪率的替代指标进行稳健性检验。在表4中，模型(1)空间SGMM估计结果显示，Sargan统计量不显著，Wald检验非常显著，因而工具变量的选取是合理有效的，模型的拟合效果也比较理想。空间系数在1%水平上显著为正，进一步证明中国城市间的犯罪率发生有很强的空间集聚效应。

在表4中，模型(1)的主要解释变量新农合参合人数对犯罪率的影响仍然显著为负，系数符号与表3一致。因而表3的回归分析结果是稳健可靠的。

表4 稳健性检验结果

2.将新农合保障水平设为替代指标

在表3中，主要解释变量为新农合参合人数，本文运用新农合人均筹资额度衡量新农合保障水平进行稳健性检验(2)因为难以获得市级新农合保障水平指标数据，此处本文使用省级新农合人均筹资额度衡量新农合保障水平，并将省级新农合人均筹资额与市级数据相匹配，进行检验。。在表4中，模型(2)的空间SGMM估计结果显示，Sargan统计量不显著，Wald检验非常显著，因而工具变量的选取是合理有效的，模型的拟合效果也比较理想。空间系数在1%水平上显著为正，进一步证明中国城市间的犯罪率发生有很强的空间集聚效应。

在表4中，模型(2)的主要解释变量新农合保障水平对犯罪率的影响仍然显著为负，系数符号与表3一致。因而，表3的回归分析结果是稳健可靠的。

(四)进一步分地区分析

中国的社会保障体系是在省级层面统筹的，由于地区之间经济发展水平不同，新农合对犯罪率的影响可能也不同。本文将全国190个地级城市分为东部地区和其他地区，分别研究新农合对犯罪率的影响(3)北京、河北、江苏、上海、浙江、福建、安徽、辽宁和海南包含的城市属于东部地区，除此之外的城市属于其他地区。。

表5中东部地区和其他地区的空间SGMM估计结果显示，空间系数都显著为正，进一步证明无论东部地区还是其他地区，中国城市间的犯罪发生有很强的空间集聚效应。东部地区和其他地区新农合参合人数估计数系也都显著，分别为-0.004和-0.194，可以看出，在东部地区新农合对犯罪率的影响显著地小于其他地区。原因可能是东部地区经济发展水平和民众收入普遍较高，新农合所起的关键作用有限，而在其他地区民众收入普遍较低，新农合对普通农村居民起到了雪中送炭的关键作用，显著降低了部分人因病致贫进而违法犯罪的概率。

表5 分地区空间动态面板模型估计结果

五、新农合影响犯罪率的传导机制分析

本文将进一步对新农合影响犯罪率的传导机制进行解释，对假说2进行检验。研究假说2的逻辑如下：一方面，新农合避免了患病家庭因病致贫而陷入困境，直接降低了患病家庭的犯罪率；另一方面，新农合通过减少参合家庭的医疗支出，改善了参合者的健康水平，从而缩小了社会的贫富差距，间接降低了犯罪率。在计量模型的设计上，本文主要参考黎文靖、章友德等的做法[30-31]，先考察解释变量对中介变量的影响，再将解释变量和中介变量的交乘项纳入模型，考察其对被解释变量的影响。

(一)新农合与人均可支配收入

根据前文对新农合影响犯罪率的直接效应的定义，本文构建中介效应模型实证研究新农合如何通过可支配收入间接影响了犯罪率。模型的具体形式如下：

PINdt=α0+α1PINd，t-1+ρWPINdt+α2MIQdt+α3Ydt+ηd+φt+κdt

(3)

CRMdt=θ0+θ1CRMd,t-1+ρWCRMdt+θ2MIQdt×PINdt+θ3MIQdt

+θ4Xdt+πd+ωt+μdt

(4)

其中，模型(3)的被解释变量是人均可支配收入PINdt，Ydt是控制变量，主要包括GDP增速、城镇登记失业人数、城市化水平、公共财政支出水平和教育水平。模型(4)在模型(2)的基础上引入了新农合参合人数与人均可支配收入的交乘项MIQdt×PINdt，本文重点关注MIQdt×PINdt的系数θ2，以判断新农合参合人数是否通过影响人均可支配收入进而影响犯罪率。

表6中，SGMM估计结果表明，新农合参合人数对人均可支配收入影响显著为正，新农合参合人数与人均可支配收入的交乘项对犯罪率影响显著，影响系数为-0.016。同时，表3已经检验得出新农合参合人数和人均可支配收入均对犯罪率有显著的负向影响。这表明，新农合参合人数不仅对犯罪率的直接效应显著，还通过人均可支配收入的中介效应影响了犯罪率。假说2一部分得到验证。

(二)新农合与贫富差距

根据前文对新农合影响犯罪率的间接效应的定义，本文构建中介效应模型实证研究新农合如何通过贫富差距间接影响了犯罪率。模型的具体形式如下：

GOWdt=α0+α1GOWd，t-1+ρWGOWdt+α2MIQdt+α3Ydt+ηd+φt+κdt

(5)

CRMdt=θ0+θ1CRMd,t-1+ρWCRMdt+θ2MIQdt×GOWdt+θ3MIQdt+θ4Xdt

+πd+ωt+μdt

(6)

其中，模型(5)的被解释变量是贫富差距GOWdt，Ydt是控制变量，主要包括GDP增速、城镇登记失业人数、城市化水平、公共财政支出水平和教育水平。模型(6)是在模型(2)的基础上引入了新农合参合人数与贫富差距的交乘项MIQdt×GOWdt，本文重点关注MIQdt×GOWdt的系数θ2，以判断新农合参合人数是否通过影响贫富差距，进而影响了犯罪率。

表6 传导机制分析——人均可支配收入

表7中，SGMM估计结果表明，新农合参合人数对贫富差距的影响显著为负，新农合参合人数与贫富差距的交乘项对犯罪率的影响显著，系数为-0.003。同时，表3已经检验得出新农合参合人数对犯罪率有显著的负向影响，贫富差距对犯罪率有显著的正向影响。这表明，新农合参合人数不仅对犯罪率的直接效应显著，还通过贫富差距的中介效应影响了犯罪率。假说2另一部分也得到验证。

表7 传导机制分析——贫富差距

六、结论与启示

本文通过理论分析提出了“新农合降低了农村居民犯罪的概率，从而降低了中国犯罪率”的研究假说。运用空间计量模型和系统广义矩估计(SGMM)等计量方法对研究假说进行验证，结果发现：新农合参合人数对犯罪率产生显著负向影响，新农合参合人数的增加会降低犯罪率；新农合通过可支配收入和贫富差距的中介效应对犯罪率产生重要的影响，即新农合制度通过减少患病农村居民家庭的医疗支出和缩小社会的贫富差距降低了犯罪概率。因此，本文提出的研究假说成立。

基于以上结论，为了遏制中国犯罪率的上升，创造更加和谐的社会环境，使民众生活更加幸福稳定，本文提出以下政策建议。首先，大力提高现有新农合(或城乡居民医疗保险)的报销水平，建立财政补贴及报销比例逐步提高的机制，扩大基本药物覆盖范围。新农合(或城乡居民医疗保险)属于典型的公共产品，对保障农村中低收入群体的基本医疗起到关键的作用，因此，中央政府和地方政府应合理担负起新农合(或城乡居民医疗保险)的基本职责，特别是中央政府应加大资金投入水平，逐步提高现有新农合报销比例。其次，尽快完成新型农村合作医疗制度与城镇居民医疗保险制度的合并，彻底解决中国医疗保险制度不统一的问题。最后，放松医疗资源供给管控，中央应加强对地级城市医疗设施建设的专项转移支付，督促地方政府提升公共治理水平，从而有效解决我国公立医院“看病难、看病贵”的问题。