新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村居民的健康影響研究

左雯婕，舒 燕

(1.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系，湖南 長(zhǎng)沙 410205; 2.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006)

·醫(yī)療保障·

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村居民的健康影響研究

左雯婕1，舒 燕2

(1.湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系，湖南 長(zhǎng)沙 410205; 2.廣州中醫(yī)藥大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣東 廣州 510006)

［目的］研究新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村居民健康的影響，為中國(guó)醫(yī)改的進(jìn)一步完善提供決策依據(jù)。［方法］基于中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查 (CHNS)中2004年和2009年的農(nóng)村成人門診調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用倍差法和傾向得分匹配法相結(jié)合的方法，就新農(nóng)合的健康影響效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。［結(jié)果］老年人群和高收入人群參合者的自評(píng)健康分別下降了18.4%和11.4%，高收入人群參合者的患病率顯著提高了5.6%，中青年人群參合者的保健率顯著提高了1.8%。［結(jié)論］新農(nóng)合對(duì)參合者的健康水平和醫(yī)療服務(wù)利用率無顯著改善，其健康績(jī)效和農(nóng)民收入相關(guān)。建議加大對(duì)農(nóng)村弱勢(shì)群體的醫(yī)療保障，促進(jìn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)等，切實(shí)提高農(nóng)民的收入水平，以提高新農(nóng)合的健康效應(yīng)。

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度;健康影響效應(yīng);CHNS數(shù)據(jù);倍差法;傾向得分匹配法

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度 (以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”)自2003年起在中國(guó)部分縣市試點(diǎn)推行，截止到2013年，新農(nóng)合的參保人數(shù)已達(dá)8.02億人，保險(xiǎn)覆蓋率超過98.7%［1］。2012年中國(guó)國(guó)務(wù)院醫(yī)改辦發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，政府在2009－2011年共投入12,400億元人民幣進(jìn)行醫(yī)保改革，比既定的8500億元增加了3909億元［2］。但中國(guó)新農(nóng)合的高覆蓋率和巨額的財(cái)政支出是否真正提高了參合人群的健康水平呢?本文試圖運(yùn)用中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查 (China Health and Nutrition Survey，簡(jiǎn)稱CHNS)數(shù)據(jù)，對(duì)新農(nóng)合的健康影響效應(yīng)進(jìn)行探討。

1 資料與方法

1.1 資料來源

1.1.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于美國(guó)北卡卡羅萊納大學(xué)人口中心提供的中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查 (China Health and Nutrition Survey，簡(jiǎn)稱CHNS)。鑒于兒童的自評(píng)健康狀態(tài)可能受其監(jiān)護(hù)人的影響較大，在樣本選擇時(shí)僅選取了2004年和2009年農(nóng)村成人 (年齡大于等于18歲)的門診調(diào)查數(shù)據(jù)。為檢驗(yàn)新農(nóng)合的健康效應(yīng)，參合組中僅選擇參加了合作醫(yī)療的人群。處理組是2004年未加入任何醫(yī)療保險(xiǎn)，但在2004年到2009年間僅加入了合作醫(yī)療的個(gè)體;控制組是2004年到2009年間沒有加入任何醫(yī)療保險(xiǎn)的個(gè)體。樣本包括2330個(gè)受訪個(gè)體，處理組和控制組分別是1005和1325。刪除存在缺失值的486個(gè)樣本，實(shí)際使用的樣本數(shù)為4174。

1.1.2 指標(biāo)說明

被解釋變量包括:自評(píng)健康、患病率、保健率、就診率。較之其他健康指標(biāo)，自評(píng)健康指標(biāo)可以更加全面地反映身體、心理和社會(huì)方面的健康狀況，是相關(guān)文獻(xiàn)中最常使用的健康代理變量［3］。自評(píng)健康(U48a)，選擇“非常好”和“好”均取值為“1”;選擇“一般”和“差”均取值為“0”?；疾÷?M23)，“在過去四周內(nèi)有患病”取值為“1”，“否”取值為“0”。保健率 (M47)，“在過去四周內(nèi)有接受任何一種保健服務(wù)”取值為“1”， “否”取值為“0”。就診率 (M52)，“在過去四周內(nèi)有就診”取值為“1”，“否”取值為“0”。

解釋變量包括自然特征變量、社會(huì)特征變量、過往病史、健康習(xí)慣、是否參加新農(nóng)合。自然特征變量包括性別 (Aa2a)和年齡 (A3a)，性別為“男”，取值為“1”，否則為0。社會(huì)特征變量指婚姻狀態(tài) (A8)、人均家庭收入 (Inc)、地區(qū)差異 (Area)，“在婚”取值為“1”，否則為0。借鑒王小魯、樊綱 (2004)［4］的界定，山東、江蘇、遼寧屬于東部地區(qū)，取值為“1”;黑龍江、河南、湖北、湖南、廣西、貴州屬于中西部地區(qū)，取值為“0”。過往病史包括:高血壓病史 (U22)、糖尿病病史 (U24a)、心肌梗塞病史(U24j)、中風(fēng)病史 (U24l)、骨折病史 (U24n)， “患過”則取值為“1”。健康習(xí)慣包括:吸煙習(xí)慣(U25)、喝酒習(xí)慣 (U40)， “有”則取值為“1”。參與保險(xiǎn)情況 (M1)中僅參與新農(nóng)合的，取值為“1”。1.2 模型設(shè)定

由于新農(nóng)合的制度設(shè)計(jì)是基于農(nóng)村居民自愿參合的原則，因此逆向選擇問題不可避免。采用傾向得分匹配法 (PSM)和倍差法 (DID)相結(jié)合的研究方法，可以在沒有進(jìn)行試驗(yàn)的基礎(chǔ)上取得類似于試驗(yàn)的效果，實(shí)現(xiàn)反事實(shí)估計(jì)效應(yīng)，獲得新農(nóng)合對(duì)參合人群的健康“凈效應(yīng)”，即平均處理效應(yīng) (ATT)。依據(jù)倍差法的原理，將樣本人群分為兩組，處理組是參合人群，控制組是未參合人群，對(duì)比新農(nóng)合實(shí)施前后處理組和控制組之間的健康影響。具體的回歸方程是:

在控制組中，Treatist=0，實(shí)施新農(nóng)合前后的農(nóng)民健康狀況分別為:

在處理組中，實(shí)施新農(nóng)合前后的農(nóng)民健康狀況分別為:

式 (1)中的Yist表示個(gè)體i在s省t時(shí)期的健康狀況 (包括健康類變量和醫(yī)療服務(wù)利用率變量); Treatist表示個(gè)體i在s省t時(shí)期是否參加了新農(nóng)合，受到政策影響取值為1，沒有受到政策影響取值為0; Zist表示個(gè)體i在s省t時(shí)期的一系列控制變量，包括年齡、性別、婚姻狀態(tài)、家庭人均年收入、疾病史和健康行為等;Time是政策變動(dòng)時(shí)間，一般政策實(shí)施前取值為0，政策實(shí)施后取值為1;δs表示各省的固定效應(yīng);εist表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

式 (2)和式 (3)說明，控制組的農(nóng)民健康變化是α1，處理組的農(nóng)民健康變化是 α2+α3，顯然α3就是實(shí)施新農(nóng)合后對(duì)農(nóng)民健康狀況影響的凈效應(yīng) (ATT)。

2 結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

與控制組相比，處理組樣本人群的自評(píng)健康狀況好的占比更高。處理組的保健率、就診率均高于同期的控制組。就診率在2004－2009年呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，在過往病史方面，處理組樣本人群患過高血壓、糖尿病、心肌梗塞、中風(fēng)和骨折的比例更高;在健康行為方面，處理組樣本人群中吸煙者和飲酒者的比例更高;在社會(huì)特征方面，處理組樣本人群的年齡均值低于控制組;女性比例更高;在婚狀態(tài)的人群參合比例更高;高收入人群參合比例高于低收入人群;經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部地區(qū)參合人群比例更高，見表1。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

2.2 PSM－DID檢驗(yàn)

2.2.1 匹配質(zhì)量檢驗(yàn)

以2004年是否參合 (Treat)作為被解釋變量，2004年的過往病史、健康行為、自然特征和社會(huì)特征等指標(biāo)作為解釋變量構(gòu)建Logit模型。表2是傾向得分的Logit估計(jì)結(jié)果。該模型的準(zhǔn)R2表示政策效應(yīng)的整體解釋能力較強(qiáng)，Prob＞chi2=0.0000表示該模型是顯著的。

表3是采用最近鄰匹配法后的各變量匹配后誤差消減情況，“可接受的最大限度內(nèi)”取值為0.01。從表3可以看出，聯(lián)合檢驗(yàn)得到的配比后的變量P值是0.999，與匹配前存在顯著差異。經(jīng)過配比后，各變量的標(biāo)準(zhǔn)偏誤均得到了不同程度的減少，大多數(shù)變量檢驗(yàn)的P值從匹配前的顯著轉(zhuǎn)變?yōu)槠ヅ浜蟮牟伙@著?？傮w而言，處理組和對(duì)照組的個(gè)體特征得以基本消除，兩組變量之間沒有顯著差異，協(xié)變量的分布呈現(xiàn)出一致性特點(diǎn)。

表2 傾向得分的logit估計(jì)結(jié)果

表3 2004年各自變量匹配后誤差消減情況

2.2.2 估計(jì)ATT效應(yīng)

表4的估計(jì)結(jié)果顯示，參合后農(nóng)民的自評(píng)健康下降了1.5%，但未通過顯著性檢驗(yàn)。患病率提高了，但未通過檢驗(yàn)。這一結(jié)果與Lei＆Lin的研究結(jié)果類似［5］。由于新農(nóng)合的健康影響效應(yīng)可能會(huì)因?yàn)閰⒑先巳旱哪挲g差異、收入差異等因素而存在一定的差別。因此，有必要進(jìn)一步檢驗(yàn)不同年齡段、不同收入群的新農(nóng)合健康效應(yīng)。

表4 健康效應(yīng)的PSM－DID結(jié)果

2.3 分樣本的檢驗(yàn)情況

依據(jù)世界衛(wèi)生組織對(duì)年齡段的劃分標(biāo)準(zhǔn)，劃分為中青年人群 (18～59歲)和老年人群 (60歲及60歲以上)，借鑒蘇春紅、田坤忠 (2012)［6］的研究，用家庭人均年收入的平均數(shù)作為分界線，大于或等于平均數(shù)的計(jì)入高收入人群，反之則計(jì)入低收入人群。

表5給出了分樣本的新農(nóng)合健康績(jī)效結(jié)果。其中，PSM－DID的估計(jì)結(jié)果表明，老年人群和高收入人群中參合者的自評(píng)健康分別下降了 18.4%和11.4%，并通過了顯著性檢驗(yàn)。較之其他人群，老年人自身的健康狀態(tài)較低，其對(duì)醫(yī)療服務(wù)的剛性需求較大，通過利用正規(guī)醫(yī)療服務(wù)后可能又進(jìn)一步降低自評(píng)健康狀態(tài)。中青年人群和低收入人群的估計(jì)結(jié)果未通過檢驗(yàn)。PSM－DID的估計(jì)結(jié)果顯示，高收入人群的患病率顯著提高了5.6%，這可能進(jìn)一步導(dǎo)致其自評(píng)健康下降。

表5 分樣本的新農(nóng)合健康績(jī)效檢驗(yàn)

在醫(yī)療服務(wù)利用率方面，中青年人群的PSMDID估計(jì)結(jié)果顯示，參合者的保健率顯著提高了1.8%。這說明新農(nóng)合提高了中青年人群對(duì)預(yù)防性醫(yī)療服務(wù)的利用率，尤其是新農(nóng)合提供的免費(fèi)日常體檢。老年人群、中青年人群及高收入人群樣本的PSM－DID的估計(jì)結(jié)果均顯示參合者的就診率提高了，低收入人群的就診率下降了，但未通過顯著性檢驗(yàn)。參合者就診率在收入的分樣本中呈現(xiàn)不同的結(jié)果，高收入?yún)⒑险叩木驮\率提高了，但未通過顯著性建議。

3 討論與建議

基于上述實(shí)證研究，本文作如下討論:

第一，新農(nóng)合制度對(duì)不同年齡的農(nóng)民健康影響存在差異。實(shí)證結(jié)果顯示，新農(nóng)合的實(shí)施并未顯著改善參合者的健康狀況。在分樣本的檢驗(yàn)中，老年人群參合者的自評(píng)健康顯著下降了18.4%。這說明“廣覆蓋，低水平”的基本農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度可能過多重視“保大病”而忽視門診服務(wù)。老年人群自身的健康水平已經(jīng)趨于下降狀態(tài)，由于各種慢性病等因素可能導(dǎo)致老年人群在使用完正規(guī)醫(yī)療服務(wù)后進(jìn)一步降低了自評(píng)健康狀態(tài)。

第二，新農(nóng)合制度的健康效應(yīng)與收入相關(guān)。實(shí)證結(jié)果顯示，高收入人群的自評(píng)健康顯著下降11.4%，患病率顯著上升5.6%。新農(nóng)合可能會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村出現(xiàn)富人型的健康不平等，高收入者“得病自己扛”的現(xiàn)象明顯減少，且患病率顯著提高。這說明高收入人群通過正規(guī)醫(yī)療服務(wù)及時(shí)發(fā)現(xiàn)病癥;且隨著收入水平的提高，高收入人群的心理健康需求不斷提高，但農(nóng)村環(huán)境的改變并未滿足其心理健康的需求，從而降低其自評(píng)健康狀態(tài)，忽視了實(shí)際健康狀態(tài)的改善。

針對(duì)以上問題，提出了下列幾點(diǎn)建議:第一，加強(qiáng)對(duì)農(nóng)村弱勢(shì)群體的保障力度。新農(nóng)合制度并未顯著提高參合者的健康水平，這與醫(yī)療服務(wù)價(jià)格的上漲有一定關(guān)聯(lián)［7］。新農(nóng)合覆蓋率提高的同時(shí)，也帶來了醫(yī)療服務(wù)價(jià)格的上漲，這導(dǎo)致農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)并未減輕。低收入者和老年人群是農(nóng)村居民中的弱勢(shì)群體，新農(nóng)合制度可以針對(duì)不同群體提供不同層次的醫(yī)療服務(wù)，注重醫(yī)療服務(wù)的公平性，加大對(duì)農(nóng)村弱勢(shì)群體的保障力度，切實(shí)減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)，并注重參合者的心理健康發(fā)展，切實(shí)提高新農(nóng)合的健康效應(yīng)［8］。第二，積極宣傳商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)，促進(jìn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)。一方面，要積極發(fā)揮商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的補(bǔ)充作用，加大商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的宣傳，鼓勵(lì)商業(yè)保險(xiǎn)提供更加全面的醫(yī)療服務(wù)產(chǎn)品，提高農(nóng)村居民購買的意愿;另一方面，現(xiàn)階段的醫(yī)療資源分布極其不平均，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的醫(yī)療服務(wù)供給顯然無法與縣及縣以上的醫(yī)院競(jìng)爭(zhēng)，應(yīng)該逐步放開對(duì)醫(yī)療機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入的限制，鼓勵(lì)民營(yíng)資本進(jìn)入基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)，從而提高醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量和降低醫(yī)療服務(wù)價(jià)格。

［1］國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)．2013年我國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)［R］．北京:中華人民共和國(guó)國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)，2014.

［2］國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)．2012年我國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)［R］．北京:中華人民共和國(guó)國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)，2013.

［3］吳聯(lián)燦，申曙光．新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)民健康影響的實(shí)證研究［J］．保險(xiǎn)研究，2010，(6):60－68.

［4］王小魯，樊 綱．中國(guó)地區(qū)差距的變動(dòng)趨勢(shì)和影響因素［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2004，(1):33－44.

［5］X LEI，WANCHUN LIN.The New Cooperative Medical Scheme in Rural China:Does More Coverage Mean More Service and Better Health?［J］．Health Economics，2009，18(Supplement 2):S25–S46.

［6］蘇春紅，田坤忠．我國(guó)新型農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)農(nóng)村居民健康的影響［J］．制度經(jīng)濟(jì)學(xué)，2012，(6):160－171.

［7］程令國(guó)，張 曄．“新農(nóng)合”:經(jīng)濟(jì)績(jī)效還是健康績(jī)效?［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2012，(1):120－133.

［8］Y CHEN，GZ JIN.Does Health Insurance Coverage Lead to Better Health and Educational Outcomes?Evidence from Rural China［J］．Health Economics，2012，31(1):1－14.

(本文編輯:謝碧鈺)

Study on the influence of new rural cooperative medical care system to rural residents'health

ZUO Wen－jie1，SHU Yan2
(1.Hunan Financial and Economics University，Changsha Hunan 410205，China; 2.Economics and Management School of Guangzhou Traditional Chinese Medicine University，Guangzhou Guangdong 510006，China)

ObjectiveStudy the influence of new rural cooperative medical care system(NRCMCS)to rural residents'health so as to provide decision basis for perfecting Chinese medical health care reform.MethodsBased on rural adults outpatient survey data from 2004 to 2009 in China Health and Nutritional Survey(CHNS)，the paper assessed empirical test to health influence effect of NRCMS by difference－in difference and score matching Methods.ResultsThe Results showed that self－assessment health score of NRCMS elders and high－income groups decreased 18.4%and 11.4%respectively.Prevalence rate of NRCMCS high－income groups significantly increased 5.6%.Health rate of NRCMCS young and middle－aged significantly increased 1.8%.ConclusionsThere was no significant improvement of NRCMCS to health level and health care service of participants.Health performance of the NRCMS is related to the income of the farmers.The paper puts forward that strengthening medical security for the weak in rural areas and promoting the competition of medical institutions.It will help to improve the health effect of the NRCMS with improving the income level of farmers.

NRCMS，health effect evaluation，CHNS Data，difference－in－difference，propensity score matching

R19－0

A

1003－2800(2016)12－0046－05

2016-08-20

10.3969/j.issn.1003－2800.2016.12.012

廣東省軟科學(xué)研究計(jì)劃項(xiàng)目 (2012B070400003);廣東省衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)研究項(xiàng)目 (20131803－29);廣東省教育廳人文社科一般項(xiàng)目 (2013WYXM0024);廣州中醫(yī)藥大學(xué)“薪火計(jì)劃”項(xiàng)目資助 (A1－AFD015142Z22)、廣州中醫(yī)藥大學(xué)“青年英才”項(xiàng)目;廣東省衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)會(huì)課題項(xiàng)目。

作者介紹:左雯婕 (1995－)，女，湖南武岡人，湖南財(cái)政經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系學(xué)生。

舒 燕 (1978－)，女，江西上饒人，博士，副教授，主要從事健康經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的研究。