新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)牧民滿意度構(gòu)成要素研究——基于青海省三縣的調(diào)查

韓 麗，陳書偉

（青海民族大學(xué) 公共管理學(xué)院，青海 西寧810007）

一、引言

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（以下簡稱“新農(nóng)合制度”）自2003年7月開始試點以來，已實施十年時間，無論是參合率、籌資水平、保障水平、覆蓋面，還是運行機制、績效評價都已漸趨成熟。與此相應(yīng)，我國各級政府用于該制度的財政支出不斷增加，籌資基金支出由2004年的26．4億元迅速增加到2010年的1187．8億元[1]，2011更是激增至1710．2億元。青海省針對農(nóng)牧區(qū)居住分散等實際，提出“小財政托起醫(yī)療大民生”，以占全國0．26%的財政收入，承擔(dān)了占全國0．79%的醫(yī)療支出，其醫(yī)療衛(wèi)生支出在全國的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其在全國的收入比重。農(nóng)牧民作為新農(nóng)合制度實施的對象和受益人，其對新農(nóng)合制度是否滿意，直接關(guān)系到資源配置是否有效、該制度是否具有可持續(xù)性及未來制度的走向。因此，從農(nóng)牧民滿意度出發(fā)對青海新農(nóng)合制度運行效果做出評價，將對政策的持續(xù)實施和發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外對新農(nóng)合制度實施效果的研究更多的是從政策評價的角度，基于農(nóng)戶受益狀況及是否滿意以及政策走向作為研究著力點。Wagstaf等（2008）[2]認(rèn)為，新農(nóng)合制度的實施提高了門診和住院利用率，降低了支付成本，但由于昂貴設(shè)備地使用，并沒有降低就醫(yī)的整體費用；Jinan Liu等（2008）[3]認(rèn)為，越來越多的農(nóng)民對新農(nóng)合制度抱有極大的熱情，并且大部分人對該制度滿意，具體到個體對新農(nóng)合的態(tài)度，則受到個體特征的影響（Yip and Hsiao，2009）[4]。在對新農(nóng)合滿意調(diào)查中，一部分學(xué)者還發(fā)現(xiàn)，不同收入簇別的滿意度存在差別（Yu et al．，2010；陳東、趙麗鳳，2012）[5，6]。而單就對新農(nóng)合制度滿意度及其影響因素的研究，則主要集中于以下幾個方面：劉近安（2009）[7]提出農(nóng)民的個人特征不同，則對新農(nóng)合制度的滿意度會有差別；而農(nóng)民對新農(nóng)合了解的程度也影響著其對新農(nóng)合制度的評價（王紅漫，2010）[8]；也有相當(dāng)多的學(xué)者對新農(nóng)合本身的制度設(shè)計給出分析（楊金俠等，2008；畢紅霞、薛興利，2011；郝英奇、巫翠芳，2012；陳在余，2012；張彩華、張大勇，2013）[9～13]。從已有的文獻來看，對新農(nóng)合制度滿意度的研究大多集中于制度評價、設(shè)計以及制度利益方的感受等方面，而對影響新農(nóng)合制度滿意的構(gòu)成要素沒有進行很好的分解，也沒有對影響新農(nóng)合制度的評價要素有一個系統(tǒng)全面的分析，基于此，本文利用因子分析和方差分析，探索青海省的新農(nóng)合制度滿意度的構(gòu)成要素，以填補上述缺憾。

二、研究設(shè)計、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計結(jié)果

（一）研究設(shè)計

本文首先通過因子分析，提煉出制度要素和就醫(yī)環(huán)境性要素等兩類十個新農(nóng)合制度滿意構(gòu)成要素；然后，通過單因素方差分析，以民族、年齡、性別、受教育程度、居住分布、收入水平和目前從業(yè)狀況等7個特征變量作為自變量，將上述制度要素和內(nèi)容要素作為因變量，以期確定這7個方面的自變量對新農(nóng)合制度滿意構(gòu)成要素影響上的差異。

在評價指標(biāo)選取方面，主要設(shè)計出十個評價項目（參見表1）；在評價標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)定方面，采用李克特五級量表評價法，1、2、3、4、5分別代表“很不滿意”、“不滿意”、“基本滿意”、“比較滿意”和“滿意”，來指代具體量化指標(biāo)。

表1 青海省新農(nóng)合農(nóng)牧民滿意度評價表

（二）數(shù)據(jù)來源及樣本選取

本次數(shù)據(jù)來源于教育部人文社會科學(xué)青年基金項目《藏區(qū)社會保障的特殊性研究——以青海藏區(qū)為例》的調(diào)查結(jié)果。以農(nóng)牧區(qū)特征分別選取青海海東平安縣種植區(qū)、青海湟源縣農(nóng)牧混合區(qū)和黃南藏族自治州海晏縣純牧區(qū)三個調(diào)查點，以戶為單位，每戶調(diào)查一人，三個調(diào)查點發(fā)放問卷分別為220份、240份和240份，共計700份，回收有效問卷641份，問卷有效率91．6%。

樣本特征選取方面，就民族而言，藏、回、土、蒙古、撒拉等世居少數(shù)民族占總比重的46．7%，漢族占總比重的49．5%，其他民族占3．8%；年齡方面，問卷填寫者的年齡分布在18－60歲之間，其中18－30歲、31－40歲、41－50歲和51－60歲年齡段所占樣本總比例分別為：18．6%、21．3%、27．5%和32．6%；性別方面，填寫問卷性別中，男女占總樣本的比例分別為61．3%和38．7%；受教育程度方面，初中及以下最多，所占比例為71．7%，其次為高中或中專，比例為21．8%，高中以上學(xué)歷比例為6．5%。；居住區(qū)域方面，居住純農(nóng)業(yè)種植區(qū)比例為33．4%，農(nóng)牧混合區(qū)比例為27．7%，純牧區(qū)比例為38．9%；收入水平方面，填寫問卷時，2011年度收入水平人均年收入在4 000元以下的占38．6%，4 000－6 000元占31．7%，6 000元以上的占29．7%；目前從業(yè)狀況方面，家庭成員中全都從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)占21．2%，家庭成員中分別有從事農(nóng)業(yè)和牧業(yè)生產(chǎn)的占21．7%，家庭成員中全都從事牧業(yè)生產(chǎn)的占23．7%，家庭成員中至少有一人在非農(nóng)牧領(lǐng)域從業(yè)六個月以上的占23．9%，其他情況占9．5%。

（三）描述性統(tǒng)計結(jié)果

在上表1中，根據(jù)滿意度均值，可以計算出10個平價項目的總體滿意度均值為2．77。其中，排在前三位的依次為：“對新農(nóng)合的報銷比例”、“與城鎮(zhèn)醫(yī)保相比的感受”、“對公共衛(wèi)生人均補助標(biāo)準(zhǔn)”，介于基本滿意與滿意之間，這些都是與新農(nóng)合制度有關(guān)的因素；排在后三位的依次為：“對醫(yī)療服務(wù)態(tài)度”、“對醫(yī)療服務(wù)水平”、“對醫(yī)療基礎(chǔ)設(shè)施”，介于不滿意與基本滿意之間，這些是與新農(nóng)合具體保障著力點，也即參加新農(nóng)合的就醫(yī)環(huán)境有關(guān)的因素。

三、因子分析

（一）因子分析模型

基于以上分析，為了更好地表達文章的研究思路，本文首先構(gòu)建如下因子分析數(shù)學(xué)模型：

其中，Y1……Y10代表有10個實測變量，X1……Xi代表有i個公共因子；a11……a10i表示第j個實測變量Yj在第i個因子Xi上負(fù)荷，這反映了Yj依賴于因子Xi的程度，也反映了Yj在因子Xi上的相對重要性。

（二）因子分析

本文進行因子分析時，主要是運用SPSS19．0統(tǒng)計分析軟件，對表1中的10個評價項目進行考察，從中總結(jié)概括出青海省新農(nóng)合農(nóng)牧民滿意度的構(gòu)成要素。具體分析如下：

首先，通過球形檢驗判斷是否適合進行因子分析。統(tǒng)計結(jié)果顯示，分析的KMO值為0．851，大于0．7的適合值，表示共同因子較多，很適合進行因子分析；Bartlett球形檢驗的近似卡方值為1 297．858，df也即自由度為631，sig．值為0．000＜0．05，說明選取的變量具有顯著性，各變量適合進行因子分析。

其次，運用主成分法抽取共同因子，結(jié)合最大變異法進行正交旋轉(zhuǎn)處理以獲得因子包含層面變量。從下表2中可以得出，表1中的十個評價項目的共同度都比較高，負(fù)荷因子中，2個共同因素的累積解釋變異量即共同度達到67．41%，因子分析的效果比較好。青海省新農(nóng)合制度農(nóng)牧民滿意度構(gòu)成要素可概括總結(jié)為兩類共同因子：第一類共同因子包括1、2、3、4、5、10等6個評價項目；第二類共同因子包括6、7、8、9等4個評價項目。根據(jù)這兩類因子，可以歸納得出青海省新農(nóng)合制度農(nóng)牧民滿意度構(gòu)成要素中的兩大類別：一類是新農(nóng)合制度要素，是圍繞著新農(nóng)合制度本身所應(yīng)該包含的項目，如新農(nóng)合制度本身所涵蓋的結(jié)算方式、報銷比例、實施項目、補助標(biāo)準(zhǔn)等，新農(nóng)合制度引申出來的公共醫(yī)療服務(wù)提供、與城鎮(zhèn)醫(yī)保比較的制度優(yōu)勢等。這一類制度要素對滿意度的方差貢獻率為37．47%；另一類是新農(nóng)合制度涉及具體的著力點要素，即就醫(yī)環(huán)境性因素，它是圍繞著農(nóng)牧民參加新農(nóng)合的最終實現(xiàn)著力點展開所應(yīng)該包含的項目，大都是與醫(yī)療的具體情況有關(guān)，包括醫(yī)療服務(wù)的水平、態(tài)度、藥品價格、就業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施等。這一類要素對滿意度的方差貢獻率為29．94%。上述結(jié)論說明，制度性要素對滿意度的相關(guān)程度相比就醫(yī)環(huán)境性要素更高，青海農(nóng)牧民對新農(nóng)合的制度滿意度較高，而對就醫(yī)環(huán)境性要素的滿意度相對較低。

再次，信度分析。從SPSS的信度分析中，刪除對醫(yī)療服務(wù)態(tài)度這個評價項目后的量表Cronbach’s α系數(shù)計算結(jié)果顯示，總量表中的Cronbach’sα系數(shù)值為0．817，大于0．6這一被認(rèn)為可信的最低界值，可以被接受。且分項制度性因素和就醫(yī)環(huán)境性因素對總滿意度的相關(guān)系數(shù)分別為0．821和0．709，都大于0．4這一最低可接愛水平，刪除任何評價項目后的系數(shù)也無顯著性提高。因此，量表的內(nèi)容一致性較高，可靠性較強，所以問卷的統(tǒng)計分析結(jié)果總體是可靠和可信的。

四、方差分析

本部分通過特征變量作用于兩類要素，對青海新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)牧民滿意度作進一步分析。具體而言，以民族、年齡、性別、受教育程度、居住區(qū)域分布、收入水平以及目前從業(yè)狀況等七個方面的特征統(tǒng)計量作為自變量，將青海省新農(nóng)合制度農(nóng)牧民滿意度的兩類構(gòu)成因素作為因變量，采用單因素方差分析來確定自變量在滿意度這兩類要素上的差作用的顯著性差異情況。

表2 青海省新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)牧民滿意度因子分析表

其一，就民族這個特征統(tǒng)計量而言，主要分為三個方面：一是漢族，二是藏、蒙古、回、撒拉和土族等青海世居少數(shù)民族，三是其他民族。方差分析顯示各民族居民對制度性因素的滿意度無顯著性差異，但對就醫(yī)環(huán)境性因素這個滿意度構(gòu)成要素而言，則有顯著性差異，世居少數(shù)民族和其他民族無顯著性差異，但卻顯著高于漢族的滿意度。這可能與少數(shù)民族流動較少，沒有經(jīng)過與外界就醫(yī)環(huán)境進行對比這個原因有關(guān)。其二，就年齡而言，隨著組別間年齡的增加，則對兩個要素的滿意度差異呈顯著上升狀況。即18－30歲農(nóng)牧民的滿意度顯著低于其他三組居民，而31－40歲農(nóng)牧民又顯著低于比他們年齡大的其他兩組居民，41－50歲年齡組農(nóng)牧民的滿意度顯著低于51－60歲組別的農(nóng)牧民。根據(jù)我們的分析，原因可能是年齡越小組別的農(nóng)牧民，其流動性可能越強，在向外流動過程中，對就醫(yī)環(huán)境、生活狀況以及制度訴求可能相較年齡大一些年齡組居民更高。其三，就性別而言，方差分析顯示，不同性別間的農(nóng)牧民在滿意度兩類構(gòu)成要素方面的滿意度并無顯著性差異。其四，就受教育程度而言，主要分了三個組別，即初中及其以下，高中或中專，高中以上學(xué)歷。由于高中以上學(xué)歷與高中或中專比較較少，不再對這兩組作分別方差分析，而是進行合并成一個組別進行方差分析，即合并成兩個組別，分別為初中及其以下和高中及其以上兩組。方差分析結(jié)果表明，兩個組別在制度性因素方面滿意度并無顯著性差別，而在就醫(yī)環(huán)境性要素方面，初中及其以下學(xué)歷的農(nóng)牧民滿意度顯著高于高中及其以上學(xué)歷的農(nóng)牧民。其五，居住區(qū)域分布方面，純農(nóng)業(yè)種植區(qū)及農(nóng)牧混合區(qū)兩類要素間的滿意度并無顯著性差異，卻顯著低于純牧區(qū)農(nóng)牧民的滿意度。同樣，我們把這一原因歸結(jié)于對外界的感知敏感性，即純農(nóng)區(qū)或農(nóng)牧混合區(qū)對外界的感知敏感性高于純牧區(qū)的外界感知敏感性。其六，隨著收入的增長，對兩類滿意度構(gòu)成要素具有顯著性差異，并且這種差異呈顯著性的反比遞減狀況。最后，就目前從業(yè)狀況而言，由于從事農(nóng)牧業(yè)和在非農(nóng)領(lǐng)域從業(yè)六個月以上的家庭有效樣本太少，所以剔除該取值，方差分析顯示：至少有一人在非農(nóng)領(lǐng)域從業(yè)六個月以上的家庭的滿意度卻顯著低于其他從業(yè)狀況的家庭，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的家庭滿意顯著低于純粹從事牧業(yè)生產(chǎn)活動的家庭。

五、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文分析結(jié)果表明：（1）青海省新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)牧民滿意度構(gòu)成要素包括兩類：一是制度性要素，包括新農(nóng)合結(jié)算方式、報銷比例、實施項目、補助標(biāo)準(zhǔn)以及公共醫(yī)療服務(wù)提供等；二是就醫(yī)環(huán)境性要素，包括醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)水平、服務(wù)態(tài)度、基礎(chǔ)設(shè)施和藥品價格等。（2）民族、年齡、受教育程度、居住區(qū)域分布、收入水平和目前從業(yè)狀況在新農(nóng)合農(nóng)牧民滿意度構(gòu)成要素上表現(xiàn)出不同的顯著性差異，而性別在新農(nóng)合滿意度構(gòu)成要素則無顯著性差異。具體而言，具有流動特征的特征統(tǒng)計變量，其相應(yīng)的新農(nóng)合滿意度則比較低，原因可能是流動可以引致對外界感知的敏感性。具體而言，年齡較小、對市場經(jīng)濟感知比較敏感的民族、受教育程度較高、純農(nóng)區(qū)、收入水平較高以及有過外出非農(nóng)就業(yè)經(jīng)歷并且外出務(wù)工時間較長的農(nóng)牧民，對新農(nóng)合滿意度卻相對較低。

（二）政策建議

基于以上分析及結(jié)論，我們認(rèn)為，應(yīng)當(dāng)著力從以下幾個方面提高新農(nóng)合農(nóng)牧民滿意度：

一是，進一步完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，在繼續(xù)提高人均補助標(biāo)準(zhǔn)的同時，尤其在實施項目上加大對慢性疾病和大病的統(tǒng)籌醫(yī)保范圍，進一步減少因病返貧致貧的可能性。同時在結(jié)算方式上進一步優(yōu)化，采取先掛賬式結(jié)算方式，以此，更加方便農(nóng)牧民就醫(yī)，提高對新農(nóng)合的滿意度。

二是，醫(yī)院就業(yè)服務(wù)質(zhì)量是新農(nóng)合制度最直接的著力點。根據(jù)分析的結(jié)果表明，就醫(yī)環(huán)境要素是新農(nóng)合滿意度的軟肋所在。在大環(huán)境下改善醫(yī)患關(guān)系的同時，加大對醫(yī)院基礎(chǔ)公共設(shè)施的建設(shè)力度，提高醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)水平，著力改善醫(yī)療服務(wù)態(tài)度等軟環(huán)境，在具體環(huán)境上，提高新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)牧民滿意度。

三是，重點關(guān)注對市場感知比較弱的農(nóng)牧民群體，并采取針對性政策舉措，提高這部分群體的流動性。表面上看，流動性越強的群體，對新農(nóng)合制度的滿意度顯著低于流動性較弱的群體。在對這一現(xiàn)象分析時，我們把原因歸結(jié)為對市場感知敏感性的差異的結(jié)果。實際上，這一現(xiàn)象可以通過完善新農(nóng)合制度和提高就業(yè)環(huán)境加以改善，并且可以最大限度地減少醫(yī)患極端事件的發(fā)生。從實質(zhì)上來看，提高農(nóng)牧民的流動性，強化對市場感知的敏感性，一方面可以提高農(nóng)牧民對就醫(yī)環(huán)境和新農(nóng)合制度等滿意度要素的判斷力，另一方面可以倒逼進一步完善新農(nóng)合制度，尤其是改善農(nóng)牧民的就醫(yī)環(huán)境，從根本上提高對新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的滿意度。

[1][6]陳東，趙麗鳳．新型農(nóng)村合作醫(yī)療的農(nóng)戶滿意度調(diào)查與檢驗[J]．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012，（10）：104－111，104－111．

[2]Wagstaff，A．，et al．“Extending health insurance to the rural population：An impact evaluation of China’s new cooperative medical scheme”[J]．Journal of Health Economics，2008，28（1）：1－19．

[3]Jinan Liu ，et al．“Analysis of satisfaction about new cooperative medical scheme and its influencing factors in Weihai，China”[J]．Health Policy，2008，86（2－3）：239－244．

[4]Yip，W．，Hsiao，W．C．“Non－evidence－based policy：How effective is Chian’s new cooperative medical scheme in reducing medical impoverishment”[J]．Social Science ＆ Medicine，2009，68（2）：201－209．

[5]Yu，B．，et al．“How does the new cooperative medical scheme influence health service utilization？A study in two provinces in rural China”[R]．BMC Health Services Research，May 2010．

[7]劉近安，孫輝，徐凌中等﹒新型農(nóng)村合作醫(yī)療滿意度及影響因素分析[J]．中國公共衛(wèi)生，2008，（2）：175－177．

[8]王紅漫﹒新型農(nóng)村合作醫(yī)療參與意愿與滿意度影響因素研究[J]．中國初級衛(wèi)生保健，2010，（8）：11－14．

[9]楊金俠等﹒新型農(nóng)村合作醫(yī)療費用控制實證研究（二）[J]．中國衛(wèi)生經(jīng)濟，2008，27（7）：11－14．

[10]畢紅霞，薛興利﹒新型農(nóng)村合作醫(yī)療財政補助問題研究——政策評價、補助需求與政策優(yōu)化[J]．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2011，（1）：66－72．

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[12]陳在余﹒新型農(nóng)村合作醫(yī)療與費用控制：基于醫(yī)療供給方的角度分析[J]．經(jīng)濟問題，2012，（10）：46－50．

[13]張彩華，張大勇﹒制度過程視角下新型農(nóng)村合作醫(yī)療的可持續(xù)性路徑[J]．農(nóng)村經(jīng)濟，2013，（3）：79－83．