新農(nóng)合對改善醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響
——基于2004年和2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)

封 進 劉 芳

復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 上海 200433

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，醫(yī)療服務(wù)利用的不平等受到廣泛關(guān)注。根據(jù)國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查，2003—2008年期間，有病不治的比例有所上升，且低收入組顯著高于高收入組，其中大約76%的農(nóng)村居民認(rèn)為經(jīng)濟困難是有病不治的主要原因。經(jīng)濟體制改革30年多來，與收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等問題對農(nóng)村居民而言更為突出，主要是因為這期間大部分農(nóng)村居民沒有醫(yī)療保險。根據(jù)中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，2000年只有9%的男性和5．8%的女性有不同形式的醫(yī)療保險。對于女性而言，醫(yī)療保險對醫(yī)療需求的影響更大［1］，首先，女性具有特殊的健康需求，國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)表明，女性的疾病發(fā)病率和慢性病發(fā)病率均高于男性。其次，在家庭資源分配中，女性經(jīng)常處于不利地位，其醫(yī)療需求受到收入的制約更大。有鑒于此，在研究中我們區(qū)分對于男性和女性不同的影響。

2003年開始在農(nóng)村試點的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡稱“新農(nóng)合”)大幅度提高了農(nóng)村醫(yī)療保險覆蓋率，到2011年底，新農(nóng)合已經(jīng)覆蓋了超過8億的農(nóng)村人口。已有眾多研究評價了新農(nóng)合的效果，例如新農(nóng)合提高了農(nóng)民對醫(yī)療服務(wù)和預(yù)防保健服務(wù)的需求［2-3］，但同時新農(nóng)合也提高了縣級醫(yī)院的醫(yī)療服務(wù)價格［4］。而對于新農(nóng)合對醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響尚未有研究。新農(nóng)合的主要目的之一是更好地滿足低收入者的醫(yī)療服務(wù)需求，因而本文對新農(nóng)合是否改善了醫(yī)療服務(wù)利用的不平等程度做出評價。我們將首先度量中國農(nóng)村的醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度，然后考察新農(nóng)合對醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響，再分解2004—2006年之間醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度的變化，并評價新農(nóng)合的作用。

1 資料與方法

1．1 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，該調(diào)查涉及了廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東共9個省的家庭及家庭成員的基本情況、健康狀況、參加醫(yī)療保險情況及就醫(yī)行為等多項內(nèi)容。本文采用新農(nóng)合開始實施之后2004和2006年的農(nóng)村樣本，并將樣本年齡限定為15歲以上。

我們采用兩個虛擬變量分別度量醫(yī)療服務(wù)利用，一是生病后是否就診(HC1)，二是是否去較高層級的醫(yī)療機構(gòu)(指鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、縣醫(yī)院及市醫(yī)院等)就診(HC2)。較高層級的醫(yī)療機構(gòu)的質(zhì)量普遍高于村診所，可以更好的滿足病人的需要，對利用較高層級醫(yī)療服務(wù)不平等的分析更加有意義。另一方面，較高層級醫(yī)療機構(gòu)的費用亦較高，利用的不平等程度可能更大。因此，我們將特別考察新農(nóng)合是否改善了對較高層級醫(yī)療機構(gòu)利用的不公平性。被解釋變量中需求變量為:疾病嚴(yán)重程度(啞變量)、自評健康狀況(啞變量);其他變量為:是否參加新農(nóng)合(虛擬變量)、年齡(分組，啞變量)、是否結(jié)婚、教育程度(分組，啞變量)、職業(yè)是否為純農(nóng)民(虛擬變量)、是否有其他保險(虛擬變量)以及地區(qū)(啞變量)。

樣本中2004年新農(nóng)合覆蓋率，男性為10．5%，女性為11．4%，2006年樣本中新農(nóng)合覆蓋率有了大幅增加，男性為37．2%，女性為39．4%。

1．2 醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解方法

本文利用Wagstaff等［5］對不平等的分解方法，這一方法被廣泛運用于分析各國醫(yī)療利用不平等的影響因素［6-7］。與收入相關(guān)的不平等程度可用集中度指數(shù)(C)度量，其計算公式如(1)式:

其中yi表示個體 i的醫(yī)療利用情況，μ為yi的均值，n為樣本量，Ri為個體i在收入分布中的相對位置，其定義如式(2):

C的取值范圍為 (－1，1)。若C為正數(shù)，則表明y的分布是有利于富人的(pro-rich)，即富人較窮人更多地利用了醫(yī)療服務(wù);如果 C的取值為負，則y的分布為有利于窮人(pro-poor)，即窮人更多地利用了醫(yī)療服務(wù)。設(shè)y有一系列影響因素xk，可寫成線性模型(3):

可以證明y的集中度指數(shù)為每個影響因素xk的集中度指數(shù)的線性組合，即公式(4):

y的影響因素可以分為三類，第一類為收入;第二類為需求變量(ze)，即直接與人們的健康需要相關(guān)的變量，如自評健康狀況、疾病的嚴(yán)重程度等;第三類為非需要變量(zp)，指個人特征與家庭特征，如教育程度、職業(yè)、醫(yī)療保險狀態(tài)，家庭成員數(shù)量等。此外，地區(qū)的固定效應(yīng)也包含在回歸和分解中。

表1 各因素對醫(yī)療服務(wù)利用的影響

醫(yī)療利用的集中度指數(shù)C包含了由于個體健康狀況不同導(dǎo)致的差異，這一差異不涉及醫(yī)療利用是否公平，我們將由于需求變量導(dǎo)致的差異排除，從而得到公平指數(shù)HI，其含義是相同的醫(yī)療需求是否得到了相同的滿足，若HI指數(shù)不為零，則說明存在一定的醫(yī)療服務(wù)利用不平等，HI指數(shù)越大，說明不平等程度越高;若HI指數(shù)為正數(shù)，則表明在標(biāo)準(zhǔn)化了醫(yī)療需求的情況下，富人更多的利用了醫(yī)療資源;若HI指數(shù)為負數(shù)，則說明這一不公平偏向窮人。HI的定義為公式(7):

為考察新農(nóng)合對醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的影響，我們對集中度指數(shù)的變化進行分解。基于公式(4)，采用如(8)或(9)式的分解方法(Oaxaca分解)，可將集中度指數(shù)的變化分解為某一變量彈性的變化和集中度指數(shù)的變化兩大部分。

2 結(jié)果

2．1 醫(yī)療服務(wù)利用影響因素的回歸結(jié)果

根據(jù)公式(3)分性別和年份所做的回歸結(jié)果列于表1。由于是否參加新農(nóng)合存在內(nèi)生性，回歸中采用了工具變量法。工具變量為虛擬變量“所在縣是否實施新農(nóng)合”，這一變量與個體是否參與新農(nóng)合有關(guān)，在有新農(nóng)合的縣，個體參與新農(nóng)合的程度顯然要高，但這一變量與個體是否就診無直接關(guān)系。［3］新農(nóng)合在針對是否去任何等級醫(yī)院就診(HC1)的回歸中均為正，其中2006年的結(jié)果顯著性較高，表明參加新農(nóng)合的個人更可能去醫(yī)院看病。但針對是否去較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診(HC2)的回歸，新農(nóng)合的影響并不顯著。家庭人均收入對是否就診并無顯著影響，但對于是否去較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診的顯著性較高，尤其是在2004年。與醫(yī)療需要相關(guān)的一系列變量，如疾病的嚴(yán)重程度和自評健康狀況，均非常顯著，且與預(yù)期一致。而教育程度、婚姻狀況、年齡等缺乏顯著性。

2．2 醫(yī)療服務(wù)利用的集中度指數(shù)與公平指數(shù)

根據(jù)公式(1)所計算的2004年與2006年醫(yī)療利用的集中度指數(shù)列于表2。其中，男性的分別為－0．0061和 －0．0795，這兩年的不平等均是對窮人有利的，即窮人比富人更多地利用醫(yī)療服務(wù)(需要注意的是這里集中度指數(shù)沒有剔除個人需求的不平等，也就是說負的集中度指數(shù)可能是由于同等需求下窮人能夠更多的利用醫(yī)療資源，也可能是由于窮人本身醫(yī)療服務(wù)需求更高，而實際滿足使用醫(yī)療資源的情況一般)。女性的集中度指數(shù)在2004年為0．0089，2006 年變?yōu)?－0．0387，從利富變?yōu)槔?。可見，男性與女性的醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度在兩年間均有所改善，即變化的方向有利于窮人更多的利用醫(yī)療資源。就是否去較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診(HC2)而言，集中度指數(shù)在2004年均為正，在2006年，男性的集中度指數(shù)變?yōu)樨?，而女性依然為正，但其?shù)值大幅下降，可見，到較高層級機構(gòu)就診的不平等程度在兩年間也是改善的。

為進一步考察醫(yī)療服務(wù)利用的公平性，我們根據(jù)公式(7)，將集中度指數(shù)中與醫(yī)療服務(wù)需要相關(guān)的變量的影響去除，得到公平指數(shù)。表2的結(jié)果顯示，公平性在兩年間同樣得到改善。值得注意的是，在HC2上反映出更高的醫(yī)療服務(wù)利用不公平，對男性而言，其不公平程度的改善大于女性。

表2 集中度指數(shù)與公平指數(shù)

2．3 對醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解

為考察新農(nóng)合對醫(yī)療利用不平等的貢獻，按照公式(4)的方法進行分解，可以得到每一個影響因素的作用，由于篇幅限制，中間過程省略，最后匯總的結(jié)果列于表3。新農(nóng)合對醫(yī)療服務(wù)利用HC1不平等的貢獻在兩年均是正的，即有利于富人，這一結(jié)果說明富人更多地使用了新農(nóng)合。新農(nóng)合有利于富人的程度在2006年有所下降，其背后的原因是，到2006年越來越多的窮人被新農(nóng)合所覆蓋，而參加新農(nóng)合會增加醫(yī)療服務(wù)利用，因而對富人有利的不平等程度下降。值得重視的是，表3的結(jié)果中，新農(nóng)合對HC2的不平等的貢獻非常小，這與表1回歸結(jié)果中新農(nóng)合對HC2的影響不顯著是一致的。

對不平等程度貢獻較大的是與醫(yī)療需要相關(guān)的變量，在大多數(shù)情況下，這一變量的貢獻是負值，即對窮人有利。這一結(jié)果源于兩個方面:首先，在回歸結(jié)果中，疾病嚴(yán)重程度等對醫(yī)療服務(wù)利用有非常顯著的影響;其次，相對于較富的人，窮人的健康狀況較差。因而，與醫(yī)療需要相關(guān)的變量反映出窮人更多利用醫(yī)療服務(wù)。

收入變量對到較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診的不平等的貢獻大于對總體就診的不平等的貢獻，這一結(jié)果符合直覺，說明收入對是否去較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診影響更大，因而對HC2不平等的影響是有利于富人的。

2．4 對醫(yī)療服務(wù)利用不平等變化的分解

就診的不平等指數(shù)在2004—2006年間的變化男性為 －0．0735，女性為 －0．0476，二者均向有利于窮人的方向變動。我們進一步按照公式(8)或(9)的方法將這一變化進行分解，以考察其中新農(nóng)合的貢獻，結(jié)果列于表4。由于篇幅限制，中間計算過程省略。

表4中百分比結(jié)果應(yīng)基于 C解讀，以HC1男性一欄為例，2004年和2006年的集中度指數(shù)的差值(ΔC)為 －0．0735，其中醫(yī)療需求變量、非需求變量(新農(nóng)合、地區(qū)變量、其他)、收入變量和殘差四大類的貢獻值相加為100%，正向的百分比說明該類變量的貢獻方向與集中指數(shù)變化方向相同，例如新農(nóng)合的貢獻為3．09%，說明在2004—2006年之間能夠被新農(nóng)合參與情況變化解釋的集中度指數(shù)變化值為－0．00227，占總集中指數(shù)變化的3．09%;而負向的百分比說明該類變量的貢獻方向與集中指數(shù)變化方向相反，例如殘差占比－2．42%，表明2004—2006年之間殘差變化導(dǎo)致的集中度指數(shù)變化值為－0．0977。

表3 對醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解結(jié)果

表4 對醫(yī)療服務(wù)利用不平等變化的分解結(jié)果

新農(nóng)合對HC1集中度指數(shù)變化的貢獻在男性和女性中均為正向百分比，說明在2006年新農(nóng)合參與情況變得更加有利于窮人醫(yī)療服務(wù)利用。男性與女性比較看來，新農(nóng)合在2004—2006年的參與情況變化對女性中貧富就診不平等的改善更大。表4數(shù)據(jù)顯示，新農(nóng)合對男性醫(yī)療服務(wù)利用不平等的改善貢獻率只有3．09%，也就是96．91%的男性不平等改善是由于其他因素變化解釋的(例如收入變化)，新農(nóng)合貢獻非常小;但對女性醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善中新農(nóng)合的貢獻率則高達15．07%，遠遠高于男性的對應(yīng)數(shù)值。收入的變化是醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的重要原因，對2004—2006年間男性就診不平等的改善貢獻了56．51%，對女性的貢獻為38．73%。

對HC2不平等的變化方向也是對窮人有利的，男性變化為 －0．1787，女性變化為 －0．0419。但其中新農(nóng)合的貢獻較小，男性和女性均為3%左右。貢獻較大的為收入，對男性HC2不平等的改善，收入貢獻了57．42%，對女性則貢獻了103．97%。對女性不平等改善貢獻更多的原因在于收入對女性對去較高層級就診的影響更大。

3 結(jié)論與建議

通過分析新農(nóng)合對與收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響，以及新農(nóng)合對2004—2006年之間醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的貢獻，并區(qū)分對男性和女性的影響，結(jié)果表明，以“是否就診”度量的不平等程度較小，但以“是否去較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診”度量的不平等程度則明顯有利于富人。需要注意的是，這兩種方法度量的醫(yī)療服務(wù)利用不平等指數(shù)到2006年均有所改善，即低收入人群看病就醫(yī)等醫(yī)療服務(wù)使用情況增加了。其中，研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合在2004年剛起步階段表現(xiàn)為有利于富人利用醫(yī)療服務(wù)，主要可能的解釋是由于報銷起付線、封頂線和個人承擔(dān)比例均不利于窮人，富人更有意愿和能力參保。但這一作用在2006年明顯下降。在2004—2006年間，新農(nóng)合的覆蓋面迅速擴大，進入門檻降低，這有利于農(nóng)村低收入人群享受醫(yī)療保險福利，減少有病不治的情況，因此，新農(nóng)合確實在一定程度上改善了中國農(nóng)村中收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等情況，尤其對女性群體中醫(yī)療公平的貢獻較大。但同時，我們應(yīng)當(dāng)注意到新農(nóng)合的引入和發(fā)展沒有顯著改善到較高層級醫(yī)療機構(gòu)就診不平等情況。相比而言，在2004—2006年間，農(nóng)村中收入情況變化(表現(xiàn)為貧富差距縮小)大幅提升了醫(yī)療服務(wù)利用的公平性;在對于改善醫(yī)療服務(wù)公平有貢獻的各類因素中，收入因素貢獻最大，而新農(nóng)合的貢獻較小。

值得注意的是，本文僅分析了2004年和2006年的數(shù)據(jù)，而在2009年新醫(yī)改后，新農(nóng)合參保率已經(jīng)達到95%以上，且政府補貼繳費240元/人年，報銷比例也提高到60% ～70%，這將大大增強新農(nóng)合對于農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)利用不平等的調(diào)節(jié)能力。

新農(nóng)合是一項有著較多政府補貼的醫(yī)療保險項目，其主要的目的之一是改善低收入者的醫(yī)療可及性，為此僅僅擴大醫(yī)療保險覆蓋面是不夠的，還需要其他的相關(guān)改革。

首先，已經(jīng)有較多研究指出，醫(yī)療保險會導(dǎo)致供給方提高醫(yī)療服務(wù)價格［8-9］，也有研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合會導(dǎo)致縣醫(yī)院費用上漲，且報銷比率越高，費用上漲幅度越大，報銷比率每增加10個百分點，醫(yī)療價格會上漲9．5%，補貼和價格上漲差不多相互抵消［4］。其原因在于，縣級醫(yī)療機構(gòu)具有營利性和壟斷性的雙重特征。因此，加強醫(yī)療機構(gòu)的公益性無疑是最為理想的途徑。在市場機制下，發(fā)揮競爭的作用也不可忽視。按照傳統(tǒng)布局，每個縣只有一個縣醫(yī)院，其他絕大多數(shù)為民營醫(yī)院，且不被醫(yī)保所覆蓋。給予合格的民營醫(yī)院同等的醫(yī)保待遇，引入競爭機制，是今后需要考慮的政策內(nèi)容。同時，需采取有效措施加強對民營醫(yī)院的監(jiān)管，減少信息不對稱帶來的醫(yī)療費用上漲。

其次，為保障低收入群體的利益，新農(nóng)合制度本身還面臨著制度設(shè)計方面的問題，即醫(yī)療保險是補償眾多一般風(fēng)險還是補償小部分重大風(fēng)險?對于低收入群體而言，即使是門診費用，占其收入的比例也是較大的，如果醫(yī)療保險不報銷門診費用，則其醫(yī)療負擔(dān)仍然比較重。另一方面，住院治療除了醫(yī)療費用外，還包括保險不負擔(dān)的其他費用，如家人陪護發(fā)生的費用和誤工成本等，因而，低收入群體選擇住院治療的概率也比較小。［10］因此，住院服務(wù)對象更多集中在較高收入群體，由此出現(xiàn)窮人補貼富人的情況，或者窮人從政府補貼中獲益十分有限。新農(nóng)合的報銷規(guī)則設(shè)計應(yīng)該更多考慮公平，滿足低收入群體的醫(yī)療消費需求，減輕他們的醫(yī)療負擔(dān)。

［1］Chen L，Standing H．Gender equity in transitional China’s health care policy reforms［J］．Feminist Economics，2007，13(3-4):189-212．

［2］Wagstaff A，Lindelow M，Jun G，et al．Extending health insurance to the rural population:An impact evaluation of China’s new cooperative medical scheme［J］．Journal of Health Economics，2009，28(1):1-19．

［3］Lei X，Lin W．The New Cooperative Medical Scheme in rural China:does more coverage mean more service and better health?［J］．Health Economics，2009，18(Suppl 2):S25-46．

［4］封進，劉芳，陳沁．新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對縣村兩級醫(yī)療價格的影響［J］．經(jīng)濟研究，2010(11):127-140．

［5］Wagstaff A，Van Doorslare E，Watannabe N．On decomposing the causes of health sector inequalities with an application to malnutrition inequalities in Vietnam［J］．Journal of Econometrics，2003，112(1):207-223．

［6］Van Doorslaer E，Koolman X，Jones A M．Explaining income-related inequalities in doctor utilization in Europe［J］．Health Economics，2004，13(7):629-647．

［7］Lu J R，Leung G M，Kwon S，et al．Horizontal equity in health care utilization evidence from three high-income Asian economies［J］．Social Science and Medicine，2007，64(1):199-212．

［8］Yip W，Hsiao W C．Non-evidence-based policy:how effective is China’s new cooperative medical scheme in reducing medical impoverishment?［J］．Social Science and Medicine，2009，68(2):201-209．

［9］Feldstein M．The Welfare Loss of Excess Health Insurance［J］．The Journal of Political Economy，1973，81(2):251-258．

［10］封進，李珍珍．中國農(nóng)村醫(yī)療保障制度的補償模式研究［J］．經(jīng)濟研究，2009(4):103-115．