Page 35 - 南京医科大学学报社科学版

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第5期 总第112期 南京医科大学学报（社会科学版）京医科大学学报（社会科学版）
2022年10月 Journal of Nanjing Medical University（Social Sciences）of Nanjing Medical University（Social Sciences） · 453 ·
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表6 时间反事实检验：2013—2015年
引入变量treat*year2013 引入变量treat*year2015
项目
未引入控制变量 引入控制变量 未引入控制变量 引入控制变量
treat*year2013 -0.009（0.836） -0.002（0.968）
treat*year2015 -0.032（0.518） -0.034（0.492）
常数项 -9.708（<0.001） -1.4723（0.800） -9.708（<0.001） -1.534（0.792）
时间固定效应 是 是 是 是
城市固定效应 是 是 是 是
观测值 17 548 17 548 17 548 17 548
R 值 0.094 0.109 0.094 0.109
2
括号内为P值。
0.4 为明显。
在 此 基 础 上 ，进 一 步 引 入 treat*year2015 与
0.3
treat*year2018 变量考察长护险政策冲击家庭消费
分布 0.2 的动态效应。结果显示，对于农村地区，长护险政
策的影响逐渐减弱，而城镇地区不仅长护险政策的
0.1
作用强度相对较大，而且也表现出增加的时间趋
0
-4 -2 0 2 4 势。以上结果表明，与农村地区相比，长护险政策
t值 对城镇地区家庭消费的促进作用更大。
自付医疗费用：带宽=0.236
如何解释这一现象？实际上，长护险政策是主
0.4 要为被保险人提供护理保障和经济补偿的一种制
0.3 度安排。其主要实施对象为城镇职工，虽然近年来
分布 0.2 覆盖范围由城镇职工逐步扩大到城乡居民，但由于
各城市长护险受益人群界定范围、资金筹集水平差
0.1 异等的影响，农村地区长护险政策未能达到全面有
效覆盖，这会导致农村地区对政策的反应灵敏程度
0
-4 -2 0 2 4 下降很多。另外，城镇地区受政策的直接影响作用
t值
较大，获得政策资金支持的力度较大，更容易获得
门诊次数：带宽=0.225
经济补偿，进而促进家庭消费。
X轴为估计得出的treat*after 系数的t值，Y轴为P值，曲线即核
（二）基于东中西部差异视角
密度估计分布。
表 8 结果显示，西部地区家庭消费 treat*after 系
图2 安慰剂检验
数不显著，而东部地区和中部地区的 treat*after 系数
（一）基于城乡差异视角的检验 显著为正，且东部地区家庭消费系数绝对值和显著
表 7 结果显示，城镇地区家庭消费的 treat*after 性都低于中部地区，表明长护险政策对东部和中部
系数显著为正，这表明，长护险政策冲击显著增加 地区施加了相对较大的影响。
了城镇地区的家庭消费；与之不同，农村地区家庭 引入变量 treat*after2015 和变量 treat*after2018
消费的 treat*after 系数并不显著，说明长护险政策 揭示其动态效应。结果显示，与西部地区相比，东
冲击导致实验组家庭消费相对于对照组显著上 部和中部地区对长护险政策冲击的反应更为敏
升，但与农村地区相比，这一影响对于城镇地区更 捷。以上结果表明，长护险政策对东部和中部地区

表7 基于城乡差异的异质性检验
农村地区 城镇地区
项目
家庭消费 引入时间变量的家庭消费 家庭消费 引入时间变量的家庭消费
treat*after -0.000（0.993） 00.255（<0.001）
treat*year2015 00.019（0.761） -0.118（0.069）0
treat*year2018 00.006（0.908） 0 00.221（<0.001）
常数项 14.100（0.006） 14.098（0.006） -1.252（0.772） 0 -1.156（0.789）0
控制变量 是 是 是 是
时间固定效应 是 是 是 是
城市固定效应 是 是 是 是
观测值 9 862 9 862 17 007 17 007
R 值 0.105 0.105 0.103 0.103
2
括号内为P值。