一、引 言

对于中低收入国家来说，健康冲击是家庭成员面临的最重要又最常见的风险之一，健康冲击往往对家庭产生巨大影响(Krishna，2010；Islam 和 Maitra，2012；Wagstaff和 Lindelow，2014；Liu，2016)。我国农村家庭风险抵抗能力差，遭受疾病风险尤其是大病风险冲击后往往遭受明显的福利损失(齐良书和李子奈，2011；李永友和郑春荣，2016)。中国农村家庭面临健康冲击时会通过外部保障和家庭内部的自我保障来平滑当期消费(罗楚亮，2006；陈玉宇和行伟波，2006；Liu，2016)。这两类保障机制是否充分保障了农村居民的消费？两类机制之间是否存在互补或者替代的关系？这些问题仍没有定论，也正是本文尝试回答的问题。外部保障对于家庭福利的保障作用可能不在于直接维持当期消费，而是通过替代家庭内部保障机制起到间接作用(Cox和Jimenez，1992；Morduch，1995；Liu，2016；Sophie 等，2016)，研究外部保障与内部保障之间关系的意义正在于此。

理论上，健康冲击作为一种暂时性的收入冲击，只有在保障不完备的情况下才会对居民的消费产生影响。完全保险理论认为，如果保险市场是完备的，或者存在其他机制能够促成完全信息帕累托最优配置的实现，那么就存在通过风险分担机制平滑消费的可能，这时消费只会受到总体收入水平变化的影响，而不会受到健康冲击等暂时性冲击的影响。消费理论中，在经典的考虑收入不确定性的跨期消费模型下，假设家庭是风险厌恶型并且目标是最大化跨期效用，那么如果风险分担可行，健康冲击这一类随机冲击的影响就会被抹平，从而对家庭消费不产生影响(Deaton，1992；2010)。当然，这里的保障并不只是限于医疗保险，若家庭不具有保险，也可以通过提取储蓄、非正规借贷、售出资产、降低家庭非生存性支出等方式化解健康冲击(Townsend，1995；Falkingman，2004；Sparrow，2014；Mohanan，2011；何兴强和史卫，2014；寇恩惠和侯和宏，2015)。

关于健康冲击是否会影响家庭消费，已有的实证研究结果并不一致。大量的文献研究发现健康冲击通常会显著影响家庭消费，这可能意味着保障并不完备(Lindelow and Wagstaff，2005；Kadiyala et al.，2011；陈玉宇和行伟波，2006；邓曲恒，2012)。也有很多文献发现家庭有能力通过各种机制对消费进行平滑(Jowett等，2004；Wagstaff和Pradhan，2005；Jütting，2003；Rosenzweig 和 Wolpin，1993；Kochar，1995；解垩，2009)。已有研究达成的共识是，健康冲击对消费是否有影响取决于家庭应对健康风险能力的大小(Islam和Maitra，2012；何兴强和史卫，2014)。

我们将受到冲击时家庭平滑消费的机制划分为家庭的自我保障和来自外部的保障。我们定义的自我保障是指家庭消费的跨期调整或者家庭当期资源的重新分配，包括出售资产、获得转移支付、对外举债、改变消费投资组合以及调整劳动供给等非正式消费保险(陈玉宇和行伟波，2006；Sophie等，2016；Genoni，2012)。然而，这些机制即使在短期内能够起到平滑消费的作用，仍会间接对家庭福利造成影响。Morduch(1995)认为，中低收入国家的市场并不完善，保险和信贷市场中均存在漏洞，非正式的补偿机制广泛存在，但是家庭自身应对风险的机制是很“昂贵”的，因为它们使家庭付出了其他方面的代价。Falkingham(2003)对塔吉克斯坦的研究表明，家庭通过出售生产性资产来抵抗健康冲击往往会降低家庭未来的消费水平。Eswaran和 Kotwal(1989)研究农业收入冲击对于家庭财富的影响，认为收入冲击通过迫使个体选择次优的应对机制(例如出售资产和选择低风险的农业投资)而间接的影响了消费。Chetty和Looney(2006)以及 Chetty(2006)的理论框架显示，如果家庭是厌恶风险的，那么他们可能会选择代价高昂的方式来平滑消费，即使消费并没有被冲击太多。我们关注的内部保障有家庭对外举债、家庭消费投资组合变动以及劳动供给调整。我们定义的外部保障是指来自于外部的社会保险或者救助类型的保障(Jütting，2003；刘国恩等，2011；周钦和刘国恩，2014；臧文斌等，2012)，它们作为一种外生的协助给予受到冲击的家庭以支持，其本身并不会对家庭资源禀赋产生影响，因而可能不会直接影响家庭福利。外部保障包括政府资金援助、国家和社区提供的各类医疗保险、慈善团体和各类互助基金提供的信贷项目等等。本文中，我们关注的外部保障包括社会医疗保险、政府资金援助和转移性收入① 社会医疗保险具体是指新型农村合作医疗保险；政府资金援助是指该家庭一年内接受的来自于政府的直接补贴；转移性收入是指国家、单位、社会团体对居民家庭的各种转移支付和居民家庭间的收入转移，本文中将其作为一种外部援助。。

一方面，正如下文的文献综述将展开描述的，外部保障机制和内部保障机制均可能在家庭遭受健康冲击时起到维持消费的作用，另一方面，外部保障与内部保障之间可能存在替代或者互补关系。内部保障可能会间接对家庭福利产生负向效果，而如果外部保障机制是可得的，那么理性的家庭决策者必然在有条件的情况下优先选择“低代价”的外部保障机制来平滑消费，从而外部保障机制的存在会对内部保障机制产生替代。

研究平滑消费内外部机制之间关系的文献不多，专门研究中国此类问题的文献更有限。Morduch(1995)认为，像医疗保险这样的社会保障，即使对家庭消费没有直接的影响，也可能通过减少家庭对自我保障机制的使用而维持家庭福利。Cox和Jimenez(1992)认为，政府的财政服务、信贷市场的发展和社会保障的提供确实在很大程度上替代了那些对社会总体上没有净收益的自我保障机制。Gertler和Gruber(2002)认为，发展中国家难以提供完美的公共医疗保障，家庭往往依赖自身的非正式处理机制平滑消费，而社会保险可能对这些机制产生“挤出”。关于中国的研究中，Liu(2016)发现，即使没有医疗保险，健康冲击也不会对中国农村家庭的收入和消费产生影响，劳动供给的调整是农村家庭最重要的平滑机制，而医疗保险替代了家庭的自我保障机制，维持了家庭的教育支出，这说明外部保障机制对自我保障机制存在替代。郭云南和王春飞(2016)使用家户调查数据研究发现，新农合显著促进了农村居民的创业行为，而宗族组织越发达的村庄新农合的促进作用越小，这说明宗族组织作为非正式的风险分担途径会在一定程度上替代新农合的保险效应。

很多文献研究发现健康冲击通常会显著影响家庭消费，维持消费的保障机制并没有发挥明显的作用。Stefan和 Pramila(2000)研究发现，当受到健康冲击时，埃塞俄比亚的妇女的消费往往会下降。Kadiyala等(2011)使用埃萨俄比亚1994年到1997年的农村家庭调查面板数据研究发现，家庭主要成员的去世会显著改变家庭消费水平和消费结构，尤其是那些原本就贫困的家庭。Islam 和 Maitra(2012)使用孟加拉 1997年到2005年的微观调查面板数据研究发现，短期健康冲击对家庭食品消费没有显著影响，而长期健康冲击显著降低了家庭食品消费，此时家庭会通过降低非食品消费来稳定食品消费，出卖生产性资产是家庭最常用的平滑方式，但是具有微额贷款能力的家庭会显著减少出售资产的行为。Gertler和 Gruber(2002)对印度尼西亚家庭研究发现，即使参与了健康保险，家庭消费仍然会受到健康冲击的负向影响，其机制可能是健康冲击降低了劳动参与率进而减少了收入。

二、文献综述

（一）健康冲击对消费的影响

本文使用2010年、2012年和2014年的CFPS数据，从外部保障、家庭自我保障的共同影响视角研究了农村家庭在受到健康冲击时平滑消费的机制，重点探讨了内外部机制之间的替代关系。本文考虑了健康冲击的异质性，将健康冲击进一步划分为一般性健康冲击和大病健康冲击。同时，本文检验了多种代表平滑机制的变量，较为全面地研究了中国农村家庭在受到健康冲击时平滑消费的各种机制。据我们所知，本文是国内第一篇正式研究平滑消费内外部机制之间替代关系的文章，可以为相关公共政策的制订提供依据。下文的安排如下：第二部分为对已有文献的综述，第三部分对数据来源和实证方法进行了说明，第四部分给出了实证结果和相应的分析，第五部分给出了文章的总结。

关于中国的研究中，陈玉宇和行伟波(2006)使用广东省家庭收支数据检验了中国城镇家庭在面临外生经济冲击时能否对消费进行风险分担以达到完全保险，结论是大部分的计量检验都拒绝了城镇家庭消费可以完全保险的假设。Lindelow和 Wagstaff(2005)研究发现，健康冲击显著降低了家庭的劳动参与，进而降低了总收入，收入下降约 12.4%,。何兴强和史卫(2014)利用 2009年“中国城镇居民经济状况与心态调查”数据研究发现，非户主成员的健康风险会降低家庭总消费、食品消费以及非食品消费，家庭会通过调整非食品消费来稳定食品消费。邓曲恒(2012)使用四省份住户调查数据对农村家庭应对风险的机制进行了分析，结论拒绝了完全保险假说。

（二）平滑消费的家庭内部保障机制

众多文献证实了家庭内部保障机制存在维持消费的作用。已有文献主要集中于对外借贷、出售生产性资产、改变投资消费组合以及调整劳动力供给等机制对消费的影响，并认为这些机制主要通过在受到健康冲击时维持当期的可支配收入来起到维持消费的作用。

Mohanan(2011)使用印度的车祸受伤作为随机外生健康冲击，设立准自然实验研究发现，遭受冲击的家庭教育投入会有所下降，对外借贷是主要的平滑方式，健康冲击还显著增加了家庭对外贷款额。Rosenzweig和 Wolpin(1993)认为，农业收入存在不确定性，在借贷存在约束的条件下，外生冲击使得农户减少生产性工具来平滑消费。Gertler等(2009)研究发现，对外借贷的可行性能够帮助印度尼西亚家庭在成人受到健康冲击时维持消费，并显著减少了家庭自我保险机制的使用。Townsend(1995)研究发现，印度农村家庭的消费跟随整个村子的平均收入的变化而变化，村子内部存在一定程度的消费保险。Sophie等(2016)使用年2004年到2008年的越南数据研究后发现，在多种健康冲击设定下，虽然受到健康冲击的家庭能够平滑总消费，但是所使用的依靠家庭自身的平滑机制具有脆弱性，这些机制包括出售资产和减少教育投入。Falkingman(2003)使用塔吉克斯坦数据研究表明，家庭会售出生产性资产来抵御健康冲击。Kochar(1995)使用印度 ICRISAT数据研究发现，印度家庭通过运转良好的劳动力市场来平滑受到收入冲击时的消费，而借贷市场所发挥的作用有限。Genoni(2012)研究了印度尼西亚家庭是否通过出售可流动资产和亲戚的补助来抵御健康冲击，结果发现健康冲击显著增加了家庭的汇费收入，但是对出售资产行为没有显著影响。Sparrow(2014)发现，对外借贷、家族网络以及自有储蓄是印度尼西亚的贫困家庭应对风险的主要依托。

由表3的结果可知，健康冲击显著增加了家庭的劳动供给。一般性健康冲击显著增加家庭总劳动供给和非户主成员的劳动供给，但是对户主的劳动供给没有显著影响。健康冲击可能影响家庭劳动力的重新配置，此时为了补偿已经发生的收入损失，家庭增加劳动供给以补偿收入。然而另一方面，健康冲击本身影响了家庭成员的劳动能力，进而降低劳动供给。

（三）平滑消费的外部保障机制

2.外部援助对平滑消费的作用

外部保障中最重要的是社会医疗保障，社会医疗保障亦是平滑家庭消费的重要机制，社会医疗保障主要通过减少家庭受到健康冲击时承受的医疗负担来维持消费。

多数的实证研究肯定了社会保障制度对居民消费的正向影响。Finkelstein等(2012)认为，医疗补助显著增加了参保人员的预防保健和诊疗利用比例，也降低了医疗借款风险。Jowett等(2004)以及 Wagstaff和 Pradhan(2005)的研究均发现，在越南，医疗保险促使病人更愿意付出医疗性消费，对于那些低收入家庭更是如此。Jütting(2003)发现，在塞内加尔，参与社区医疗保险的人使用医疗服务的可能性更高，负担的医疗成本更少。关于中国的实证研究也表明医疗保障制度的完善有利于居民平滑消费。刘国恩等(2011)使用2005年中国老年健康长寿调查数据库(CLHLS)的22省调查数据发现，城镇居民医疗保险的引入对城市居民消费有正向的影响。周钦和刘国恩(2014)使用大型微观数据研究发现，现行医疗保险制度提高了医保人群的医疗服务利用水平，显著降低了医疗经济负担，并更多地惠及慢性病和老年群体。臧文斌等(2012)利用2007年和2008年中国城镇居民基本医疗保险入户调查的面板数据发现，在其他条件相同的情况下，参保家庭的非医疗消费比未参保家庭高约13%,。

《所罗门国王的宝藏》《金银岛》和《诱拐》等的出版复活了冒险小说，成为未来二十年间出现的男孩行动小说的典范，对大英帝国青少年“情感结构”〔18〕129形成的影响是深刻而持久的。到远方异域寻宝和探险，不仅成为青少年的白日梦，也激活了成年人的激情和欲望。

[7][31][39] 徐康宁、陈丰龙、刘修岩：《中国经济增长的真实性——基于全球夜间灯光数据的检验》，《经济研究》2015年第9期，第17-29页。

也有一些文献研究发现医疗保险对维持消费的作用有限。Phillip等(2009)使用安徽和江苏农村 1500个入户调查数据研究发现，新农合能够有效帮助农村家庭平滑消费，但是报销力度不足以提高农村家庭的消费水平，只报销大病而不报销门诊支出是新农合受益面窄的主要原因。Lindelow和 Wagstaff(2005)发现，中国有医疗保险的农户的现金医疗支出更高，似乎意味着即使农户参与了新农合仍无法全部抵御健康冲击。Liu和 Zhao(2012)使用 CHNS数据对城镇居民医疗保险的效果进行了评估，结果发现城居保虽然促进了居民对正规医疗的使用，但是在降低他们的医疗负担方面没有显著影响。

1.社会医疗保障对平滑消费的作用

已有文献很少研究外部援助对平滑消费的作用，结论也并不明确。解垩(2009)利用中国健康与营养调查数据和Heckman两阶段模型研究发现，慢性病患者接受来自其他家庭的转移收入明显增加，这表明个体能够通过家庭间风险分担的非正式制度处理机制来应对慢性疾病的冲击。寇恩惠和侯和宏(2015)运用农村固定观察点的面板数据研究发现，中国农村居民能够通过消费平滑机制抵消部分暂时性收入冲击对消费的影响，而且亲友间的转移支付比财政转移支付更能增强农民平滑消费的能力，户主从事非农就业活动、具有较高的教育水平和户主处于青年阶段等因素都能提高农村家庭对永久性收入冲击的保险程度。

为做大货邮总量，实现货量、增速、市场份额三项新高，航空物流公司连续两年召开全国性中转推介会，推出“六免六享”中转服务产品，并与东航物流合作，实现西安咸阳国际机场所有航班“大中转”，机坪中转从货物卸机到装载后续航班仅需90分钟，操作时间缩短50%，成为应季水果、生鲜冷链、特货客户的首选。截至今年11月底，西安咸阳国际机场累计中转货物5.1万吨，同比增长300%。

三、数据分析与计量模型

（一）数据说明

本文使用的是三年的中国家庭追踪调查数据(以下简称 CFPS)① 中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies，CFPS)由北京大学中国社会科学调查中心(ISSS)实施。项目采用计算机辅助调查技术开展访问，以满足多样化的设计需求和提高访问效率并保证数据质量。项目资助来自北京大学 985工程。CFPS数据旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。，数据年份涵盖2010年、2012年和 2014年。三期数据的原始样本量为 21874，去除没有户主信息、家庭 id缺失和重复的样本后，剩余样本量为 18312。其中，三期全部有数据的样本量为15240，我们最终获得了每期有 5080个样本的三期平衡面板数据。名义变量均使用2010年的可比价格进行了平减，并进行了上下各 1%,的缩尾处理，对此数值加 1之后取了对数形式。

计量模型需要解决以下问题：(1)健康冲击是否显著影响农村家庭的收入和消费；(2)健康冲击是否触发了农村家庭使用内部或者外部的保障机制；(3)农村家庭的外部保障机制和内部保障机制之间的关系是怎样的。为了达成第一个和第二个研究目的，我们要使用健康冲击变量分别对家庭收入和消费以及平滑消费的各种机制进行回归，为了达成第三个研究目的，我们需要使用外部保障机制和内部保障机制的交乘项，对非医疗类人均支出进行回归。

（二）计量模型

我们主要展示固定效应模型(FE，Fixed Effect Model)的结果，但我们的计量将从混合最小二乘法开始，最终使用FE模型。混合最小二乘法的基础计量模型如下：

 

其中，i代表家庭，c代表社区，t代表时期。具体的变量的说明如下。

1.被解释变量Y

(2)Z代表不随时间变化的家庭特征变量。人力资本水平可以影响未来收入，我们使用户主的最高教育水平来衡量① 我们构造的变量是教育年限，其单位是受教育的年数。。不同性别的户主可能影响家庭消费行为，因此控制了户主的性别。

检验平滑机制的被解释变量包括：(1)内部保障机制，家庭劳动力供给(包括家庭成员月工作天数加总、非户主成员月工作天数加总和户主月工作天数)、对外借贷数额(包括家庭一年内向银行的借款数额、向亲朋的借款数额和民间借款总额)、不同用途的借款(包括用于治病的借款额和用于教育投入的借款额等)以及家庭人均教育投入(家庭当年教育总投入/家庭总人数)；(2)外部保障机制，人均转移性收入、政府资金援助以及是否参与新农合的虚拟变量。

在城市扩张形态上，利用紧凑度指数计算了城市各个时期建成区的紧凑度（见图3）．由图3可见，在研究期内，城市的紧凑度指数下降较为明显．在研究初期的1997年，城市紧凑度指数为0.79，到了2010年，紧凑度指数仅为0.50．表明这段时间内城市的扩张并非以城市重心为圆心均匀地向外扩张，而是如空间方位所分析的结果一致．在2011—2017年这一研究时期内，城市紧凑度指数出现小幅度上升，是由于城市重心东移，向东扩展速度低于前一研究阶段，导致城市的紧凑度指数变大．

2.健康冲击变量H

CFPS数据有若干个可以用来衡量健康冲击的变量，我们进一步将健康冲击划分为大病健康冲击和一般性健康冲击。大病健康冲击包括：(1)一年内家庭中住院的成人的比例(一年内住院人数/家庭总人数)；(2)是否发生巨大医疗支出(年住院支出超出家庭可支配收入 50%,的家庭)的虚拟变量。一般性健康冲击包括：(1)家庭中“两周内身体感到不适”的人口比例(对在调查中回答“两周内是否身体不适”为“是”的成员个数进行加总然后除以家庭总人数)；(2)户主的健康感受(户主会对自身的健康状况的变化进行评价，包括变得更好、没有变化和变得更差，户主回答为“变差”的即认为发生了负向健康冲击)。

3.控制变量

(1)X代表随时间变化的家庭特征变量。绝对收入假说认为当期的可支配收入显著影响当期消费，因此我们需要控制家庭人均纯收入。生命周期理论认为家庭消费受持久收入影响，而持久收入受到当期财富和未来收入的影响，因此我们构造了家庭人均存款自然对数变量。我们控制了户主年龄以及户主年龄的平方/100，是因为考虑到户主年龄可能对家庭消费产生非线性的影响。家庭消费可能具有成本分担的规模效应，因此在控制变量中加入了家庭规模。考虑到不同年龄和性别的家庭成员的消费行为的差异，我们控制了家庭60岁以上人口比例和家庭成年男子比例。

被解释变量包含不同类别的消费支出和收入。消费支出包括：家庭人均总支出(家庭总支出/家庭总人数，下同)、人均医疗保健支出、人均非医疗保健支出(家庭人均总支出-人均医疗保健支出)、人均文教娱乐支出、人均日用品支出和人均交通通讯支出。家庭收入包括：家庭人均纯收入和人均经营性收入。

(3)模型其他设定。我们还加入了时间项γt和社区固定效应项γc，并通过加入他们的交乘项δct来控制社区层面的变化。如果不加入交叉项，回归结果可能因为不可观测的时变社区特征与误差项之间的相关性而产生偏误。εit和εi分别代表随时间变化和不随时间变化的家庭设定误差项。我们进一步考虑使用随机效应或固定效应模型。Haussman检验强烈拒绝了随机效应模型能够提供一致性估计的零假设，因此我们最终采用FE模型。模型设定如下：

 

其中，αi为虚拟变量，当样本为家庭i时，取值为1，否则取值为0。FE模型可以控制不随时间改变的家庭特征，因此可以避免不同的偏好和人力资本禀赋因影响健康冲击和福利结果而带来的估计偏差。式(2)与式(1)相比，不随时间改变的变量组Z就不需要再控制了。这样，由不随时间变化的家庭层面的变量与福利结果和健康冲击相关导致的估计偏差就被去除了。式(2)中其他变量的定义与式(1)相同，不再赘述。

四、实证分析

（一）健康冲击对家庭消费支出及收入的影响

我们首先使用了混合最小二乘法进行回归。然后，我们使用 LSDV法发现，所构造多数虚拟变量的系数是显著的，因此可以拒绝“所有个体虚拟变量均为 0”的原假设，即认为存在个体效应，因此应考虑进一步使用随机效应或者固定效应模型① 由于LSDV法需要在方程中引入很多虚拟变量，如果使用家庭虚拟变量会导致超出stata允许的解释变量的数目限制，因此我们在使用 LSDV法时使用的是省、社区和区县的虚拟变量。这些虚拟变量的回归系数大部分是显著的。。为了判断使用随机效应模型还是固定效应模型，我们需要进行豪斯曼检验。当我们使用家庭作聚类变量时，聚类稳健标准误与普通标准误相差不大。因此，传统的豪斯曼检验对于我们的研究是适用的。豪斯曼检验结果p值为0，因此我们拒绝原假设，即认为应使用固定效应模型。最后，我们在固定效应模型中考虑时间效应，即建立“双向固定效应模型”(Two-way FE)。经检验，年份虚拟变量联合显著，模型中应控制时间效应。

我们在表1给出了在全样本下使用 FE模型回归的结果。不同收入的家庭可能会对健康冲击产生不同的反应，因此我们将总体样本中基期收入最高的 40%,样本定义为高收入样本，将总体样本中基期收入最低的 40%,样本定义为低收入样本，将子样本与全样本下的回归结果一同给出。

从回归结果来看，健康冲击对不同收入家庭的消费和收入的影响基本一致。健康冲击显著增加了家庭人均总支出和人均医疗保健支出，这是符合预期的，因为健康的负向冲击会直接导致家庭收入流向健康医疗方面。大病冲击和一般冲击都会对非医疗类人均消费产生显著正向影响，这有些超出我们的预期。在对消费进一步细分后发现，健康冲击显著增加了家庭人均交通通讯消费和日用品消费，一般性健康冲击显著降低了低收入家庭的人均文教娱乐支出，但是对高收入家庭没有影响。从对收入的影响看，健康冲击会显著降低家庭人均纯收入和经营性收入。经营性收入主要取决于自身的劳动，而健康冲击可能影响家庭劳动力的重新配置。此时，为了补偿已经发生的收入损失，家庭可能增加劳动供给，进而增加经营性收入。另一方面，健康冲击直接影响了家庭成员的劳动能力，在引发收入损失的同时也会显著降低家庭成员的劳动供给，进而降低经营性收入。从我们的计量结果来看，最终的结果是健康冲击导致的劳动力受损造成的收入损失可能大于冲击下产生的主动增加的劳动供给带来的收入增加。

高校资助工作的进展情况与学校的重视有着很大的关系。高校资助工作的效果差强人意从根本上讲是没有得到学校的充分重视所导致的。由于缺乏官方组织的培养和高校缺乏相关的服务，工作在一线的辅导员没有充分的时间去参加资助工作的培训，使得工作无法正常有效的发挥其效果。如果可以从资助工作经费中拨出一部分资金用于工作在一线的学生资助工作人员的长期培训，那么对于工作在一线的工作团队的工作能力是有很大的提高的。高校由于没有设立专门的勤工俭学基金，使得本该有的勤工俭学岗位也不能满足学生的需求。当前高校也只是从每年的学费中划分出来用于勤工俭学基金，这与国家 所规定的相差很远。由于勤工俭学的经费少，自然导致岗位缺少。

 

表1 健康冲击对消费支出和收入的影响

  

注：每个回归系数都是从单独的回归中提取出来的，其中每一行均为同一被解释变量，每一列均为同一健康冲击解释变量；所有回归均加入了控制变量，并包含了年份与省份的交乘项；***代表在 1%,置信水平上显著，**代表在5%,置信水平上显著，*代表在10%,置信水平上显著；括号内为系数的标准差，下同。

 

全样本 高收入的40%,样本 低收入的40%,样本大病健康冲击 一般健康冲击 大病健康冲击 一般健康冲击 大病健康冲击 一般健康冲击成人住院 家庭发生 两周内 户主感到 成人住院 家庭发生 两周内 户主感到 成人住院 家庭发生 两周内 户主感生病成 生病成 生病成 到身体比例 大额支出 员比例 身体变差 比例 大额支出 员比例 身体变差 比例 大额支出 员比例 变差被解释变量：支出类人均总0.165*** 0.582*** 0.223*** 0.059*** 0.178*** 0.616*** 0.214*** 0.029 0.155*** 0.529*** 0.196*** 0.097***支出(0.015)(0.02)(0.031)(0.017)(0.025)(0.038)(0.047)(0.027)(0.024)(0.027)(0.05)(0.028)人疗均保医健0.816*** 0.613*** 0.634*** 0.369*** 0.826*** 0.877*** 0.444*** 0.386*** 0.785*** 0.513*** 0.861*** 0.438***支出(0.043)(0.063)(0.095)(0.049)(0.07)(0.12)(0.151)(0.078)(0.066)(0.084)(0.139)(0.077)人医均疗非保0.062*** 0.540*** 0.195*** 0.027 0.080*** 0.530*** 0.196*** 0.003 0.043* 0.510*** 0.153*** 0.043健支出(0.016)(0.021)(0.032)(0.018)(0.026)(0.041)(0.05)(0.028)(0.026)(0.029)(0.051)(0.031)人教均娱文乐-0.022 0.109 -0.101 -0.031 0.015 0.167 -0.009 -0.086 -0.066 0.072 -0.271* -0.059支出(0.056)(0.069)(0.113)(0.058)(0.098)(0.151)(0.196)(0.102)(0.081)(0.088)(0.14)(0.088)人用均品日支0.071** 0.315*** 0.307*** 0.055 0.061 0.303*** 0.377*** 0.033 0.027 0.275*** 0.091 0.052出(0.033)(0.047)(0.068)(0.038)(0.054)(0.087)(0.103)(0.063)(0.052)(0.066)(0.106)(0.061)人通均通交讯0.076*** 0.299*** 0.258*** 0.043 0.105*** 0.364*** 0.263*** 0.009 0.051 0.211*** 0.201** 0.073支出(0.024)(0.038)(0.054)(0.029)(0.036)(0.068)(0.074)(0.042)(0.041)(0.055)(0.095)(0.048)被解释变量：收入类家均庭总人收-0.032 -1.249*** 0.06 -0.018 0.002 -1.122*** 0.111** -0.02 -0.039 -1.065*** 0.033 0.026入(0.022)(0.027)(0.043)(0.024)-0.028 -0.052(0.055)(0.032)(0.038)(0.034)(0.068)(0.038)家庭人-0.196*** -0.063 -0.537*** -0.066 -0.172* -0.256* -0.639*** -0.022 -0.159* 0.076 -0.108 -0.019均经营性收入(0.058)(0.083)(0.125)(0.064)-0.09 -0.154(0.191)(0.101)(0.095)(0.115)(0.194)(0.1)

一方面，农村家庭已经具备了一定的抵抗大病健康风险的能力，健康冲击并没有显著降低消费。另一方面，健康冲击显著降低了家庭的经营性收入，还对人均纯收入产生显著负向影响。收入是消费函数中最重要、最基本的元素，农村居民受到健康冲击时纯收入和经营性收入下降了，但是消费得到了维持，这说明农村居民可能通过其他机制平滑了当期消费。

“我也不知道自己怎么进来的。我喝醉了酒，少上了一层，还以为是1502号，也许是你家防盗门没关上，就误闯进来了。”

（二）家庭平滑消费的内部、外部保障机制

大量文献已经证实了家庭在受到冲击时维持消费的内外部机制的存在。在遭受健康冲击时，家庭可能依靠改变劳动供给、重新配置消费投资比例、公共医疗保险的保障、政府资金援助和对外借贷等内外部机制平滑当期消费。那么，当健康冲击出现时，农村家庭究竟通过什么方式做到了平滑消费呢？表2对比了受到健康冲击家庭与未受冲击家庭在平滑消费机制方面的变量特征。我们界定一年中发生过住院治疗的家庭为受到健康冲击的家庭，其他为没有受到健康冲击的家庭。我们关注的内部保障机制包括家庭劳动供给、对外借贷和家庭教育投入，关注的外部机制包括参与新农合、政府资金援助以及转移性收入。

从描述性统计上来看，无论是外部援助、劳动供给、对外借贷还是人均教育投入，均可能是家庭用于平滑消费的机制。

 

表2 平滑消费机制的描述性统计

  

注：差值的显著性通过双向t检验获得。

 

受到健康冲击的家庭(1)未受到健康冲击的家庭(2)均值 标准差 均值 标准差 差值(1)～(2)内部保障机制劳动供给家庭总劳动供给 21.82 0.51 23.2 0.26 -1.38***非户主劳动供给 13.53 0.38 12.97 0.19 0.56*户主劳动供给 8.3 0.21 10.23 0.12 -1.93***对外借贷对银行借贷 4047.18 722.47 2716.71 269.64 1330.47**亲朋借款 6856.33 715.45 4766.94 279.59 2089.39***民间借贷 392.78 141.51 434.64 79.97 -41.86治病用借款 2467.36 310.68 580.42 118.99 1886.94***教育用借款 373.52 82.83 431.83 38.26 -58.31教育投入人均教育投入 640.23 23.93 801.38 15.16 -161.15***外部保障机制转移性收入 752.9 43.4 536.17 17.71 216.73***政府援助额 473.92 23.13 370.47 10.95 103.45***参与新农合 0.931 0.0044 0.921 0.0025 0.01**

我们将健康冲击变量对家庭平滑消费的可能机制进行回归，以进一步研究这些机制起到的作用，回归结果汇报在表3中。表3的回归结果显示，在遭受健康冲击时，农村家庭通过调整劳动供给和增加对银行及亲朋好友的借款来平滑消费。健康冲击很可能并没有使得家庭获得更多的政府资金援助或者转移性收入，家庭也没有通过减少家庭教育投入的方式平滑消费。高收入的 40%,家庭样本和低收入的 40%,家庭样本回归结果不尽相同。

黑龙江省社科院孙文政研究员做了《海陵王瓜州失败始末及其原因》的报告。他认为，海陵王为了实现统一全国，做中国正统的皇帝，不顾金朝的实力，孤注一掷南伐灭宋，在瓜州惨遭失败。失败的原因是多方面的，既有主观原因，也有客观原因，既有历史的偶然性，也有历史的必然性。海陵王贸然发动统一全国的战争，不仅遭到宋朝军民的坚决抵抗，而且遭到金朝军民的强烈反对，以及宋、金双方战略战术上的差异，致使海陵王瓜州失败。

 

表3 健康冲击下农村居民平滑消费的方式

  

注：农村家庭借贷数据仅在 2010年数据中有，因此借贷方面的回归仅仅使用了 2010年数据做了截面的回归，汇报的结果是混合OLS模型下的结果。劳动供给时间数据，2014年数据只有周工作小时数，本文使用的是2010年数据和2012年数据，单位是一个月工作的天数，因此劳动供给方面的回归仅使用2010年和2012年数据，使用的是FE模型。每个回归系数都是从单独的回归中提取出来的，其中每一行均为同一被解释变量，每一列均为同一健康冲击解释变量；所有回归均包含了年份与省份的交乘项。

 

全样本 高收入的40%,样本 低收入的40%,样本大病健康冲击 一般健康冲击 大病健康冲击 一般健康冲击 大病健康冲击 一般健康冲击成人住院比例家庭发生大额支出两周内生病成员比例户主感到身体变差成人住院比例家庭发生大额支出两周内生病成员比例户主感到身体变差成人住院比例家庭发生大额支出两周内生病成员比例户主感到身体变差被解释变量：内部机制0.227 0.605 4.008*** -0.399 0.728 -0.029 3.822*** -0.066 0.842 0.715 4.862*** -0.327劳动供给(0.503)(0.665)(0.882)(0.549)(0.754)(1.227)(1.349)(0.846)(0.819)(0.875)(1.31)(0.879)0.305 0.44 3.639*** -0.252 0.558 0.089 3.407*** -0.163 0.605 0.396 3.596*** 0.082非户主劳动供给(0.396)(0.495)(0.685)(0.428)(0.602)(0.946)(1.08)(0.679)(0.648)(0.641)(0.953)(0.672)-0.077 0.166 0.369 -0.147 0.17 -0.117 0.414 0.097 0.238 0.319 1.265** -0.409户主劳动供给(0.214)(0.304)(0.405)(0.253)(0.34)(0.568)(0.605)(0.391)(0.329)(0.405)(0.644)(0.394)0.384*** 0.399*** 0.642*** 0.315*** 0.653*** 0.684** 0.978*** 0.309** 0.116 0.23 0.273 0.187对银行借款(0.11)(0.14)(0.172)(0.098)(0.187)(0.282)(0.312)(0.157)(0.17)(0.226)(0.319)(0.198)0.565*** 0.850*** 1.248*** 0.500*** 0.695*** 1.171*** 1.58*** 0.515*** 0.301 0.858*** 1.322*** 0.449*对亲朋借款(0.125)(0.177)(0.212)(0.118)(0.198)(0.325)(0.372)(0.184)(0.214)(0.312)(0.423)(0.243)0.036 0.133** 0.057 0.065 -0.089** 0.009 0.013 0.043 0.106 0.219 0.129 0.103民间借贷(0.044)(0.062)(0.073)(0.041)(0.036)(0.074)(0.12)(0.058)(0.092)(0.135)(0.151)(0.095)0.931*** 0.946*** 0.924*** 0.333*** 0.931*** 0.946*** 0.924*** 0.333*** 0.880*** 1.254*** 1.241*** 0.530***治病用借款(0.106)(0.152)(0.145)(0.078)(0.106)(0.152)(0.145)(0.078)(0.185)(0.287)(0.35)(0.187)-0.074 -0.118 0.310*** 0.144** -0.087 -0.303 0.696*** 0.211* -0.171** -0.002 0.417* 0.199*教育用借款(0.061)(0.093)(0.114)(0.066)(0.101)(0.187)(0.224)(0.113)(0.073)(0.147)(0.229)(0.118)-0.061 0.046 -0.009 -0.012 -0.076 -0.072 -0.012 -0.046 -0.067 0.071 -0.132 -0.017家庭人均教育投入(0.052)(0.064)(0.096)(0.055)(0.086)(0.132)(0.164)(0.096)(0.079)(0.084)(0.131)(0.082)被解释变量：外部机制-0.059 0.012 -0.394*** -0.01 0.018 -0.275** -0.669** -0.059 -0.085 0.152* -0.055 0.03转移性收入(0.05)(0.065)(0.105)(0.054)(0.079)(0.127)(0.16)(0.087)(0.068)(0.082)(0.141)(0.079)-0.055 -0.056 -0.298***-0.058 -0.03 0.026 -0.093 -0.019 -0.001 -0.068 -0.134 -0.024政府资金援助(0.053)(0.071)(0.105)(0.056)(0.068)(0.119)(0.138)(0.075)(0.074)(0.088)(0.141)(0.078)

健康冲击显著增加了家庭的对外借贷。对外借贷是农村家庭遭受冲击时平滑消费的重要备选机制，按照借款的来源可以分为银行借款、亲朋借款和民间借贷，按照借款的用途，可以分为治病用借款和教育用借款。由表3的结果看，较为明显的结论是，健康冲击显著增加了包括银行贷款、亲朋借款和民间借贷等各类借款。从系数上看，亲朋借款回归系数大于银行贷款，进而大于民间借贷，说明社会和家族网络在农村仍然有重要的分散风险的作用，农村家庭在遭受冲击时更多地会选择向亲朋好友借款，其作用难以被银行借贷完全替代。多数民间借贷的系数并不显著。值得注意的是，健康冲击不会显著提高低收入家庭的银行借贷，说明低收入家庭相比于高收入家庭存在明显的流动性约束。健康冲击引发医疗支出，直接增加了家庭用于治病的借款额，而且系数显著。一般性健康冲击还显著增加了家庭用于教育的借款额，这从侧面说明健康冲击对遭受冲击的农村家庭的日常生活产生了影响，不仅导致家庭增加治病用借款，还使得教育投入被医疗支出所挤占。

除了焚烧系统之外，水泥窑系统处置废弃物还需要加设旁路防风系统。旁路放风系统设计是为了去除由原、燃料或由协同处置城乡生活垃圾过程中进入水泥生产系统的钾、钠、氯、硫等有害组分。将高温气体从系统中抽出，经过冷却降温之后，通过旋风除尘器将粗颗粒分离回送并继续处理，从而减少金属离子颗粒等的排放量，并阻止过量粉尘进入到大气中。

健康冲击对家庭人均教育投入没有显著影响。农村家庭可能通过调整内部资源的比例来平滑消费，已有文献研究发现家庭可能会通过减少教育投入来平滑当期消费。然而，这种短视的行为并没有在本文中得到验证。

外部援助方面的回归结果显示，健康冲击对家庭的转移性收入和政府资金援助的正向影响有限。无论是全样本还是高收入样本，健康冲击均没有显著增加家庭的转移性收入和政府资金援助。对于低收入家庭样本，家庭发生大额支出会显著提高家庭收到的转移性收入，但是对政府资金援助没有影响。因此，外部的直接援助可能并不是农村家庭平滑消费抵御健康冲击的主要机制。至少，外部机制无法及时地给予农村居民以援助。

（三）外部保障、家庭自我保障之间的替代

本文接下来探讨在受到健康冲击时农村居民平滑消费的内外部机制之间的关系。我们将家庭非医疗类人均支出作为被解释变量，参考郭云南和王春飞(2016)的实证方法，通过加入家庭内部保障机制变量和外部保障机制变量的交乘项，来研究外部保障机制对家庭内部平滑机制的替代效应。如果交乘项对家庭非医疗类人均支出的回归系数显著为负，就说明外部保障机制显著降低了内部保障机制变量的系数，即显著降低了内部保障机制对消费的作用，替代关系成立。

正如上文所述，在遭受健康冲击时，理性家庭首先寻求外部保障，因此外部保障的存在会在一定程度上对内部保障产生替代，然而这一推论可能因家庭收入的不同和健康风险高低的不同而适用程度不同。这是因为，收入越高、健康风险越低的家庭，自我保障的负担对于整个家庭的影响越有限，同时家庭也可能不常借助外部保障来平滑自身的消费，因此外部保障对家庭自我保障的替代性较小。反之，那些收入较低、健康风险较高的家庭，自我保障对家庭是个巨大的负担，外部保障的存在可能更能发挥出替代内部保障的作用。

选择与3.3节中相同的条件，基于Lambert-Beer定律，计算三种辐射波在平流雾和辐射雾中的透过率TLB，并与Monte Carlo仿真的透过率TMC进行比较，结果如图8所示.

基于以上考虑，我们将总体样本分为高风险样本和低风险样本，将年住院费用占家庭可支配收入的比例在40%,以上的家庭定义为高风险家庭① 面板数据中，某家庭只要有一年的住院费用超过家庭可支配收入的40%，就定义为高风险家庭。，将一年内没有发生住院费用的家庭定义为低风险家庭。然后，我们将高风险样本和低风险样本分别进一步划为高收入样本(基期收入最高的40%)和低收入样本(基期收入最低的40%)。这样，我们就得到了六组样本的交乘项回归系数，即全体高风险样本、高收入高风险样本、低收入高风险样本、全体低风险样本、高收入低风险样本和低收入低风险样本，回归结果见表4。

基础设施的完善是实现农业信息化的关键因素，应实现网络村村通、户户通。同时，降低相关的网络费用，鼓励农民运用信息技术手段解决实际问题。实现农村经济管理的信息化，必须重视农村的基础设施建设，这是实现农村信息化的基本要求。农村经济管理信息化建设是促进农村经济快速发展的有效方式，加大网络基础设施建设力度更是重中之重[5]。

 

表4 健康冲击下平滑消费的内外部保障机制的替代关系

  

注：表中的被解释变量均为人均非医疗支出，解释变量是内部机制变量和内外部机制变量的交乘项；所有回归均加入了控制变量，并包含了年份与省份的交乘项，我们只汇报交乘项系数和标准差；表中并未展示全部结果，仅汇报了交叉项系数显著的部分回归结果。

 

高风险样本全样本 高收入样本 低收入样本外部机制 外部机制 外部机制解释变量新农合 转移性收入 政府资金援助 新农合 转移性收入 政府资金援助 新农合 转移性收入 政府资金援助0.0074 -0.0005 -0.00039 -0.0025 0.00011 0.00061 0.0042 -0.00115* -0.00075户主劳动供给×外部机制(0.0083)(0.00047)(0.00072)(0.057)(0.0085)(0.0079)(0.0129)(0.00066)(0.00092)0.0048 -0.0009 0.0012 0.047 0.0031 0.0066 -0.0044* -0.0059* -0.0046亲朋借款×外部机制(0.021)(0.0024)(0.0027)(0.035)(0.0047)(0.0062)(0.027)(0.0031)(0.0033)0.0058 -0.0073* -0.015*** -0.24*** -0.01 -0.018** 0.0089 -0.012*** N.A.民间借贷×外部机制(0.0457)(0.0044)(0.0032)(0.04)(0.011)(0.009)(0.033)(0.0045)N.A.-0.0106 -0.002 0.0012 0.052 -0.00051 0.0036 -0.015 -0.0057* -0.0038治病用借款×外部机制(0.024)(0.0027)(0.0031)(0.044)(0.005)(0.0059)(0.025)(0.0034)(0.0036)0.047 -0.0037 0.00013 0.084** -0.01 -0.012* -0.02 -0.0025 -0.0054教育用借款×外部机制(0.032)(0.0043)(0.0053)(0.036)(0.007)(0.007)(0.03)(0.0055)(0.0061)-0.039* 0.0025 0.0025 -0.048 0.0056 0.0058 -0.062** 0.0029 0.0031人均教育投入×外部机制(0.021)(0.0019)(0.002)(0.034)(0.0042)(0.0045)(0.03)(0.0026)(0.0026)交叉项系数显著性统计 3个负向显著 3个负向显著 6个负向显著低风险样本全样本 高收入样本 低收入样本外部机制 外部机制 外部机制解释变量新农合 转移性收入 政府资金援助 新农合 转移性收入 政府资金援助 新农合 转移性收入 政府资金援助-0.01 -0.0016 -0.003 0.018 -0.0057* -0.0036 -0.052*** 0.0052 -0.0023亲朋借款×外部机制(0.013)(0.0019)(0.0023)(0.039)(0.0032)(0.0033)0.021 0.0049 0.0047-0.044** -0.0042 -0.0073 0.034 -0.0041 -0.0075 -0.074*** N.A.-0.011*治病用借款×外部机制(0.018)(0.0049)(0.0047)(0.024)(0.007)(0.01)0.021 N.A.0.0063-0.017 0.0011 0.0016 -0.0033 0.0012 0.0023 -0.014 -0.0043 -0.0065*教育用借款×外部机制(0.016)(0.0028)(0.003)(0.025)(0.0044)(0.0045)0.037 0.0029 0.0036 0.0018 0.0025** 0.00096 -0.0054 0.0022* -0.00045 0.04 0.00037 0.0021人均教育投入×外部机制(0.013)(0.0011)(0.001)(0.015)(0.0013)(0.0015)0.03 0.0021 0.0018交叉项系数显著性统计 1个负向显著 1个负向显著 4个负向显著

表4的回归结果表明，外部保障确实存在对内部保障的替代作用，而这种作用因家庭收入高低和健康风险大小的不同而不同。我们将交叉项回归系数中显著的个数进行了统计，并放在表4最后一行。从结果来看，健康风险越高的家庭中替代作用越明显：高风险全体样本中有3个交乘项的回归系数是负向显著的，而低风险全体样本中仅有1个交乘项系数负向显著。收入越低，替代效应越明显：高风险样本中的低收入样本的替代效应最明显，有6个回归系数负向显著，远高于高风险高收入样本的3个；即使在低风险样本中，低收入家庭也有4个负向显著的系数，说明即使健康风险很低，低收入家庭仍然在可行的前提下依赖于外部保障。综合来看，高风险低收入的家庭替代效应最明显，而低风险高收入家庭替代效应最不明显，这与上文推论一致。

五、结 论

本文首先实证研究了健康冲击对中国农村家庭消费和收入的影响，回归结果显示，农村家庭能够在受到健康冲击时平滑自身的消费，但是纯收入和经营性收入均受到负向影响。本文接下来研究了农村家庭抵御健康冲击平滑消费的机制。我们发现，农村家庭主要是通过提高家庭劳动力供给和对外借贷来平滑消费的，这与 Kochar(1995)、Mohanan(2011)以及 Gertler等(2009)的研究一致；农村家庭并未因为健康冲击而获得更多的政府资金援助或者转移性收入；我们也没有发现Sophie等(2016)的关于农村居民为了平滑消费而降低当期教育投入的结论。最后，本文探讨了抵御健康冲击的外部保障机制和家庭内部保障机制之间的关系。本文证实了外部保障机制对内部保障机制的替代作用，而且这种作用随家庭收入高低和健康风险大小不同而不同。主要结论是：健康风险越高，替代效应越明显；收入越低，替代效应越明显：高风险低收入样本的替代效应最明显，低风险高收入样本的替代效应最不明显。即使在低风险样本中，低收入家庭也有4个负向显著的系数，说明即使健康风险很低，低收入家庭仍然非常依赖于外部保障。总之，外部保障和家庭内部保障之间存在一定的替代，外部保障的完善不仅可能直接对家庭福利进行保障，还可以间接的“替代”那些代价较高的家庭自我保障方式，从而间接增加家庭的福利。

取对数生长期K562和KG1a细胞，以1×108/L的密度接种。加入60 μmol/L Rh2-S诱导细胞24 h，收集各组细胞，预冷PBS洗涤2次，按照Annexin V-FIT-C/PI双染细胞检测试剂盒说明书进行操作，用流式细胞仪分析细胞凋亡。实验重复3次。

农村居民具备一定程度的抵御健康冲击的能力，但是他们用以维持消费的机制是脆弱的——健康冲击容易导致农村居民选择代价较高的内部平滑机制。除本文所关注的对外借贷行为、劳动力供给调整和教育投入的减少之外，他们还可能通过出售资产、取出储蓄等方式平滑当期消费。家庭内部保障机制即使在短期内起到了保障消费的作用，在中期和长期也必然要产生代价，例如减少当期教育投入导致未来人力资本不足、对外借贷导致未来的利息偿付、出售生产性资产导致未来农业生产能力受到限制等。本文所研究的几种外部保障机制通过与家庭自我保障方式发生替代作用，间接影响着家庭福利，这进一步凸显了外部保障在平滑消费、维持农村家庭福利尤其是脆弱家庭(高风险低收入)福利方面的重要作用。通过制定有针对性的财政政策及大力发展新农合等手段，及时建立和完善农村家庭的外部保障机制，对农村人力资本投入、农业生产能力提升都具有积极意义。本文较为全面的检验了健康冲击下家庭平滑消费的各种机制，并首次正式探索了平滑消费的内外部保障机制之间的关系，对已有的关于健康冲击下农村居民平滑消费的文献做了有益补充。

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