中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的時序比較

薛 瓏

（1.濟南大學 經濟學院,濟南 250002;2.中央財經大學 經濟學院,北京 100081）

0 引言

新中國建國60多年來，中國農村合作醫(yī)療制度自產生起，經歷了初建、發(fā)展、輝煌、衰退、重構和再發(fā)展的過程，其制度變遷路徑可謂反復曲折，但基本的制度變遷路向是試錯→調適→優(yōu)化。特別是我國政府于2003年開啟了實施新型農村合作醫(yī)療制度的歷史序幕，這一年成為中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務制度變遷的歷史拐點。此后政府逐步加大了對農村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生經費和設備的相關投入，以此提高農村醫(yī)療衛(wèi)生機構的服務供給能力，同時也積極引導農村居民進行適度的健康投資，提高他們自身整體的健康水平的同時，提升農村醫(yī)療衛(wèi)生資源的配置效率，以促進農村醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的全面發(fā)展。但是實施新型農村合作醫(yī)療制度近十年來，與之前較長一段歷史時期相比，是否真正促進了中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的整體提升，有待于我們在實踐中實證檢驗比較判斷。

本文擬用反事實度量的方法，從宏觀實證角度對比分析中國改革開放以來不同歷史時期的農村醫(yī)療合作醫(yī)療制度對中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的影響情況，由此對不同的農村醫(yī)療合作制度效率作一比較評價。

1 農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的時序比較

1.1 指標選取與數(shù)據處理

鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院是中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務三級網中連接縣、村兩級醫(yī)療衛(wèi)生組織的樞紐，是提供基本醫(yī)療衛(wèi)生服務的主體，直接為我國廣大農民提供公共衛(wèi)生服務和綜合醫(yī)療服務，并承擔對村衛(wèi)生室的業(yè)務管理和技術指導等任務，在中國農村醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展中起著關鍵作用[1]。同時，當前全國的鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院既承擔了新型農村合作醫(yī)療制度的宣傳、組織、推動、鞏固和發(fā)展等各項工作任務，也享受到新型農村合作醫(yī)療制度對其的政策支持和傾斜?？梢哉f鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的醫(yī)療服務效率變化情況，在很大程度上體現(xiàn)著中國農村合作醫(yī)療制度改革的發(fā)展狀況。因此，本文擬選用鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院醫(yī)療服務情況，來測度我國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率情況。另外本文數(shù)據來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農村統(tǒng)計年鑒》和《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》。在產出指標方面，選取1981～2011年間我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院診療人次、入院人數(shù)、病床使用率（Y3）、平均住院日（Y4）等代表衡量全國農村醫(yī)療服務產出的指標，考慮到每年全國的人口基數(shù)不同，將對測算結果帶來影響，因而，本文采用每萬人診療人次（Y1）、每萬人入院人數(shù)（Y2）這兩個指標進行測算。另外考慮到所選取的四個指標各有偏重，本文對四個指標數(shù)值取對數(shù)后，再利用主成分分析法進行加權綜合得到產出指數(shù)。具體計算過程如下：首先利用spss16.0進行數(shù)據處理和計算，得到產出指標相關矩陣的特征根和方差貢獻率如表1所示。為使各產出指標的信息得以最大化體現(xiàn)，我們將四個產出指標綜合成四個主成分，從而涵蓋了全部產出指標100%的信息。四個主成分對應的特征向量如表2所示。然后我們以特征根為權重，對四個主成分進行加權綜合，得出綜合產出指數(shù)Y的具體數(shù)值。

在投入指標方面，考慮到數(shù)據可得性與指標選取的代表性，本文選取了1981～2011年間全國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的床位數(shù)量、衛(wèi)生技術人員數(shù)量以及農村居民家庭人均年醫(yī)療保健支出作為投入指標。同時，為與產出指標相對應，本文選用的農村醫(yī)療服務投入指標也均考慮全國的人口基數(shù)，而采用每萬人床位數(shù)量和每萬人衛(wèi)生技術人員數(shù)量指標分別為X1和X2，另外農村居民家庭人均年醫(yī)療保健支出還考慮到當年價格因素的影響，從而以1980年的居民消費價格指數(shù)為基數(shù)100，將原始數(shù)據進行了剔除價格因素影響的處理作為X3。在構建計量模型之前，我們通過計算三個投入指標數(shù)值對數(shù)化后的相關性，發(fā)現(xiàn)三者之間存在一定的相關性，特別是每萬人床位數(shù)量與每萬人衛(wèi)生技術人員數(shù)量兩指標間存在較強的正相關性。為更客觀反映全國農村醫(yī)療服務投入與產出之間的關系，本文利用主成分分析方法提取投入主成分，并討論投入主成分的意義。通過數(shù)據處理和計算，得到投入指標相關矩陣的特征根和方差貢獻率如表3所示。同樣為使各投入指標的信息得以最大化體現(xiàn)，我們將三個投入指標綜合成三個主成分，涵蓋全部投入指標100%的信息。三個主成分對應的特征向量如表4所示。

第一主成分：表4結果顯示，各投入指標對其均有影響，且影響程度接近，因而可以認為第一主成分反映的是對農村醫(yī)療服務的綜合投入，用X1*表示；第二主成分：表4結果顯示，每萬人床位數(shù)量和農村居民家庭人均年醫(yī)療保健支出這兩指標對第二主成分起的作用較大，因而可以認為第二主成分是以資本投入（包括物質和資金）為主的主成分，用X2*表示；第三主成分：表4結果顯示，每萬人衛(wèi)生技術人員數(shù)量這一指標對第三主成分起的作用明顯較大，權重達到78.8%，因而可以認為第三主成分是以人力投入為主的主成分，用X3*表示。

表3 特征根和方差貢獻率

表4 特征向量

1.2 實證計量模型的建立

綜合以上分析，本文嘗試建立的計量模型為如下形式：

式（1）中，等式的左側Y為被解釋變量，即我國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務的產出指數(shù)；等式右側為解釋變量，其中，α表示截距項，X1*為綜合投入，X2*為資本投入，X3*為人力投入，β1，β2，β3均為常數(shù)；因為新型農村合作醫(yī)療制度難以找到替代變量，所以該因素未進入模型，但同時新型農村合作醫(yī)療制度是本文研究問題的核心變量，對這一變量本文將在計量模型（1）的基礎上，運用新經濟史學派常用的反事實度量法進行專門分析；ε表示模型的隨機擾動項。

1.3 計量模型的結果及分析

使用Eviews6.0軟件，對前文處理的樣本數(shù)據進行最小二乘法估計，估計的結果見表5。

表5 計量模型回歸系數(shù)估計和檢驗結果

從表5估計的參數(shù)及檢驗結果可以看出，模型總體回歸效果比較好，兩個模型的F值較高。修正后的擬合優(yōu)度都超過了0.95，這表明模型中所選取的解釋變量能較好地對1981年以來的農村醫(yī)療衛(wèi)生服務產出進行解釋。

在1981～2002年的回歸分析中，綜合投入和資本投入的系數(shù)為正，其中，綜合投入的系數(shù)通過了1%水平上顯著性檢驗，說明綜合投入要素的增加能從整體上促進農村醫(yī)療衛(wèi)生服務產出，但資本投入的系數(shù)不能通過10%水平顯著性檢驗，人力投入的系數(shù)為負，這可能是上世紀80年代以來農村醫(yī)療合作制度的衰落，導致全國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務的資金投入嚴重不足，產出效率低下；同時，農村赤腳醫(yī)生隊伍隨之瓦解，農村衛(wèi)生技術人員嚴重短缺，農村居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務需求難以得到滿足。90年代以后雖然國家試圖重建農村合作醫(yī)療制度，但是由于受資金來源等多方面的限制，農村醫(yī)療衛(wèi)生服務的效率提升效果并不理想。

在2003～2011年的回歸分析中，綜合投入和資本投入的系數(shù)仍為正，其中，資本投入的系數(shù)通過了5%水平上顯著性檢驗，資本投入的系數(shù)雖未能通過10%水平顯著性檢驗，但比較接近10%水平顯著性檢驗的臨界值，因此可以認為新型農村合作醫(yī)療制度實施以來，農村居民的醫(yī)療保障經費由國家、集體和個人三方面承擔，其中政府負主導責任，資金投入明顯增加，從而在一定程度上對產出效率產生了積極影響。人力投入的系數(shù)仍為負，可能是因為2003年以來，雖然全國鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的診療人次與入院人數(shù)均大幅增加，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院衛(wèi)生技術人員數(shù)有所增加，但每萬人鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院衛(wèi)生技術人員依然嚴重不足，數(shù)量上不能滿足農村居民對衛(wèi)生服務的需要。

2 不同農村合作醫(yī)療制度效率的比較分析

“反事實度量法”是新經濟史學中所采用的一種數(shù)量分析方法。具體說來，“反事實度量”是指，在經濟史的計量研究中，可以不根據事實，而是根據推理的需要，提出一種反事實的假定，并以此為出發(fā)點來估算經濟中可能發(fā)生的各種變化[2]。新經濟史學家的研究覆蓋范圍較廣，一類是歷史學家感興趣的問題，比如美國奴隸制經濟，鐵路經濟，勞動力及經濟周期與危機等問題，另一類是關于經濟收入增長的度量及解釋，包括制度的作用[3]。

本文利用這一方法，對中國改革開放以來不同歷史時期所實施的兩種農村合作醫(yī)療制度對全國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的影響情況進行比較。為便于比較，本文假定1981～2011年的農村醫(yī)療衛(wèi)生服務投入要素與政策激勵因素不變，還假定該段時間內只實行某一種農村合作醫(yī)療制度，然后比較在兩種不同的農村合作醫(yī)療制度下農村醫(yī)療衛(wèi)生服務的產出指數(shù)情況。在第二部分本文已通過實證研究獲得了2003年前后兩種不同農村合作醫(yī)制度下農村醫(yī)療衛(wèi)生服務產出效率的計量模型，因此，只要把1981～2011年的農村醫(yī)療衛(wèi)生投入要素分別代入不同的兩個模型便可獲得我們需要的結果。表6的數(shù)據就是通過這種計算取得的結果。

表6 反事實度量法的檢驗對比結果

從表6的數(shù)據看，若將1981～2011年全部年份合計，模型1與模型2的總產出指數(shù)均為負值，且模型1的總產出指數(shù)大于模型2。從具體的產出指數(shù)隨時間的變化趨勢來看，大致都經歷了先下降后增長的過程，但模型2相比模型1后期的增長時段要早五年，且從具體的數(shù)值大小來看，截至2011年的計算結果，模型2的產出指數(shù)大于模型1。同時，本文認為若考慮到新型農村合作醫(yī)療制度實施時間尚短，且2003～2009年間全國處于新型農村合作醫(yī)療制度從試點向全面覆蓋的過渡期，因此可以預見若隨時間推移，未來按之前變化趨勢繼續(xù)發(fā)展下去的話，模型2的總產出指數(shù)將最終為正值，且大于模型1。

從上述反事實度量取得的數(shù)據情況可以看出，在相同的農村醫(yī)療衛(wèi)生服務投入要素和政策激勵要素下，如果農村合作醫(yī)療制度不同，農村醫(yī)療衛(wèi)生服務的產出效率會出現(xiàn)不同。而從目前的發(fā)展趨勢來看，我們可以初步得出結論，新型農村合作醫(yī)療制度的實施，對中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的提升明顯更具有積極影響。

3 結論

由于受數(shù)據所限，本文主要利用1981～2011年的衛(wèi)生統(tǒng)計資料，實證比較分析了中國改革開放以來不同歷史時期的農村合作醫(yī)療制度對農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的影響作用，得出了目前實施的新型農村合作醫(yī)療制度相比轉軌時期的農村合作醫(yī)療制度更具有效率的結論。這表明未來中國農村醫(yī)療衛(wèi)生服務制度建設的目標與方向還應是堅持新型農村合作醫(yī)療制度。

但是同時也應看到由于新型農村合作醫(yī)療制度從試點到全面覆蓋實施時間不夠長，目前在制度運行的實踐過程中，存在諸如逆向選擇、籌資水平低、受益面小、受益水平低、報銷程序繁瑣、補償公平性等等具體問題，使得新型農村合作制度對農村醫(yī)療衛(wèi)生服務效率的促進作用未得到充分地發(fā)揮。因此，未來還需針對遇到的具體問題不斷總結經驗，適時調整與完善制度內容，使其與中國農村居民日益提高的醫(yī)療衛(wèi)生服務需求相適應，達到切實促進農村醫(yī)療衛(wèi)生服務事業(yè)發(fā)展的終極目標。

[1]甄紅菊.新農合制度下鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院生存現(xiàn)狀的調研與思考[J].中國醫(yī)藥導報，2008，4(12).

[2]厲以寧.論“反事實度量法”及其適用范圍[J].經濟科學，1983，(3).

[3]瞿寧武.計量經濟史學評介[J].中國經濟史研究，1992，(2).

[4]李立清，李明賢.農村合作醫(yī)療制度研究綜述[J].華東經濟管理，2008，22(11).

[5]董立淳.新型農村合作醫(yī)療制度研究綜述[J].中州學刊，2008，(6).