農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響因素分析

陳在余, 李 薇, 江 玉

(中國(guó)藥科大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211198)

農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響因素分析

陳在余, 李 薇, 江 玉

(中國(guó)藥科大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211198)

基于中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)，以我國(guó)新農(nóng)合全民覆蓋為背景，利用完全外生性樣本，實(shí)證分析了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。研究結(jié)果表明，新農(nóng)合政策實(shí)施以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率沒(méi)有明顯變化，根據(jù)重新界定，大致在1%左右；新農(nóng)合對(duì)降低農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出無(wú)顯著影響，其發(fā)生率主要取決于家庭人均收入水平及自身的健康狀況。從對(duì)傳導(dǎo)機(jī)制的分析來(lái)看，新農(nóng)合顯著提高了農(nóng)村老人的就醫(yī)主動(dòng)性，從而可能增加了農(nóng)村老人的醫(yī)療服務(wù)支出，導(dǎo)致新農(nóng)合政策對(duì)緩解農(nóng)村老人大病醫(yī)療可負(fù)擔(dān)性的作用不顯著。

新農(nóng)合； 災(zāi)難性醫(yī)療支出； 農(nóng)村老人; 人均收入水平

一、研究背景與問(wèn)題的提出

為了解決農(nóng)民看病貴與看病難、緩解因大病出現(xiàn)的“因病致貧、返貧”的問(wèn)題，2003年起我國(guó)實(shí)施了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”)。其基本制度設(shè)計(jì)是“自愿加入”、“大病防治為主”，為參合者提供醫(yī)療補(bǔ)貼。截止至2013年，我國(guó)新農(nóng)合參合人數(shù)達(dá)8.02億，參合率高達(dá)99%，基本實(shí)現(xiàn)全民覆蓋。

然而，隨著新農(nóng)合制度的普及，新農(nóng)合是否減少了農(nóng)民的大病醫(yī)療支出值得學(xué)者關(guān)注?，F(xiàn)有研究多數(shù)關(guān)注了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民醫(yī)療支出的影響[1-2]，但分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民大病支出影響的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，而大病支出對(duì)于農(nóng)戶的影響是持久而深遠(yuǎn)的，大病不僅導(dǎo)致即期的大額現(xiàn)金支出，給農(nóng)民造成沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，大病的健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊還會(huì)削弱農(nóng)戶的長(zhǎng)期收入能力[3]。對(duì)于大病的定義文獻(xiàn)中通常有兩種方法：一是醫(yī)療費(fèi)用的絕對(duì)值，如高夢(mèng)滔等[3]16定義大病為農(nóng)戶當(dāng)年發(fā)生5000元以上的疾病，二是醫(yī)療費(fèi)用的相對(duì)值，即災(zāi)難性醫(yī)療支出，是指家庭現(xiàn)金醫(yī)療支出超過(guò)家庭收入的相當(dāng)比例，如劉穎、任苒[4]定義當(dāng)家庭自付醫(yī)療費(fèi)用達(dá)到或超過(guò)家庭可支配收入的40%即可被視為發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出。本文主要分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，研究對(duì)象為農(nóng)村老年人群。本文關(guān)注的問(wèn)題是：隨著我國(guó)新農(nóng)合政策的全面普及，新農(nóng)合緩解了農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出嗎？其傳導(dǎo)機(jī)制是什么？本文的分析對(duì)評(píng)價(jià)新農(nóng)合政策績(jī)效具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。本文選擇農(nóng)村老年人群作為研究對(duì)象，主要基于以下考慮：(1)老年人由于生理機(jī)能衰退和抵抗力下降，患病率明顯增加，會(huì)導(dǎo)致醫(yī)療需求增加，有文獻(xiàn)顯示老年人口的人均醫(yī)療費(fèi)用大約是非老年人口的3-5倍[5]，家庭中有65歲及以上老人是引發(fā)家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的主要因素之一[6]；另一方面，老年人患慢性病的可能性增加，而慢性病的發(fā)生無(wú)疑會(huì)帶來(lái)不小的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[7]。(2)我國(guó)已進(jìn)入老齡化社會(huì)，老年人口數(shù)量龐大，據(jù)老齡化趨勢(shì)研究預(yù)測(cè)，2050年我國(guó)老年人口數(shù)量將增加至3.34億，占總?cè)丝跀?shù)量的22.6%；面對(duì)如此龐大的老年人口，政策制訂者需要關(guān)注新農(nóng)合制度是否能有效減輕農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出，從而改善老年人醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性和可獲得性。(3)農(nóng)村老人在家庭資源分配中處于弱勢(shì)地位，在自費(fèi)醫(yī)療情況下生大病時(shí)更可能有病不醫(yī)而放棄治療，運(yùn)用老年人口數(shù)據(jù)評(píng)價(jià)新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民大病醫(yī)療支出影響的政策績(jī)效更為穩(wěn)健。

本文運(yùn)用中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，分析新農(nóng)合對(duì)我國(guó)農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)是長(zhǎng)期跟蹤數(shù)據(jù)，這有利于考察新農(nóng)合實(shí)施前后農(nóng)民災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生情況的變化，從而對(duì)新農(nóng)合政策的影響做出判斷。本文首先運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)2000、2004、2006、2009和2011年數(shù)據(jù)，計(jì)算新農(nóng)合補(bǔ)償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率和發(fā)生強(qiáng)度；其次，運(yùn)用2000、2009和2011年完全外生的樣本，建立Probit模型對(duì)新農(nóng)合的作用進(jìn)行嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析。

本文的研究在以下兩個(gè)方面豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)：一是對(duì)居民災(zāi)難性醫(yī)療支出重新定義，按照現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出的定義，一個(gè)很小的醫(yī)療支出對(duì)低收入家庭都有可能是災(zāi)難性的，這是不合適的，這與其說(shuō)是醫(yī)療支出不如說(shuō)是農(nóng)戶自身收入太低而使其陷入貧困，本文中對(duì)此進(jìn)行了修訂，有效地剔除了小病引起的低收入家庭的災(zāi)難性醫(yī)療支出；二是消除回歸變量之間的內(nèi)生性。由于新農(nóng)合是“自愿參加”，可能出現(xiàn)健康狀況較差的人積極參合的情況，存在逆向選擇，從而引發(fā)一定程度的內(nèi)生性問(wèn)題，在本文計(jì)量模型中，選擇新農(nóng)合實(shí)施前的2000年以及實(shí)施后已幾乎全民覆蓋的2009及2011年數(shù)據(jù)，基本不存在逆向選擇現(xiàn)象，克服了變量的內(nèi)生性帶來(lái)的估計(jì)偏差。

二、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

近年來(lái)，有很多學(xué)者對(duì)“新農(nóng)合究竟是否改善了農(nóng)村居民災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生情況”進(jìn)行了討論，但是得出的結(jié)論并不一致。Sun et al.[8]和Shi et al.[9]分別利用山東和河北、陜西、內(nèi)蒙古的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合使參合者的因病致貧率有所下降，但總體上仍維持在較高的水平；Wagstaff et al.[10]的研究顯示，新農(nóng)合雖然增加了門診就醫(yī)率和住院就醫(yī)率，但沒(méi)能降低參保人的自付醫(yī)療負(fù)擔(dān)；一些學(xué)者認(rèn)為新農(nóng)合的補(bǔ)償作用在很大程度上彌補(bǔ)了醫(yī)療費(fèi)用上漲的部分，但對(duì)降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率影響十分有限[11-13]。而我國(guó)學(xué)者閆菊娥等[14]對(duì)陜西省的調(diào)查研究顯示，新農(nóng)合對(duì)降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率有較好的效果。這些研究結(jié)論不一致的原因可能是研究地域、數(shù)據(jù)，或是研究方法的選擇不同。

在與本文相關(guān)的研究中，國(guó)內(nèi)以老年人為研究對(duì)象的文獻(xiàn)十分有限。王中華等[15]將研究對(duì)象細(xì)化至老年慢性病家庭，對(duì)老年慢性病家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響因素進(jìn)行了分析。但是該文章在進(jìn)行回歸分析時(shí)沒(méi)有考慮到被解釋變量大量取零的問(wèn)題，其結(jié)果可能存在偏差。張薇薇等[16]使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤(CHARLS)數(shù)據(jù)庫(kù)，運(yùn)用logistic回歸對(duì)老年家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響因素進(jìn)行了分析，主要針對(duì)的也是慢性病老人家庭。

新農(nóng)合是“自愿參加”，存在逆向選擇現(xiàn)象，會(huì)引發(fā)一定程度的內(nèi)生性問(wèn)題?，F(xiàn)有大多數(shù)國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)采用描述性統(tǒng)計(jì)分析進(jìn)行研究，缺乏嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析。Wagstaff et al.[10]7-11的研究控制了一些難以觀測(cè)到的特征可能帶來(lái)的結(jié)果偏差，但該研究利用的是我國(guó)2003年12個(gè)省份的調(diào)查數(shù)據(jù)， 2003年我國(guó)剛開(kāi)始進(jìn)行新農(nóng)合試點(diǎn)，其研究結(jié)果可能更適合于新農(nóng)合的早期情況。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多以描述性分析為主，缺少嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量分析，且研究時(shí)間較早。近年來(lái)我國(guó)新農(nóng)合迅速普及，繳費(fèi)及補(bǔ)償水平均有較大幅度的提高，但針對(duì)中國(guó)農(nóng)村老人，以全民覆蓋為背景研究新農(nóng)合政策效果的文獻(xiàn)并不多見(jiàn)，而面對(duì)我國(guó)人口的日益老齡化，分析新農(nóng)合是否減輕了農(nóng)村老年人的大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)是十分必要的。

三、災(zāi)難性醫(yī)療支出度量與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用北卡羅萊納人口中心發(fā)布的中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)數(shù)據(jù)庫(kù)。該調(diào)查涉及9個(gè)省(黑龍江、吉林、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州)的城市和農(nóng)村，覆蓋我國(guó)東中西部，具有較好的代表性。自1989年開(kāi)始，CHNS至今已展開(kāi)了9輪調(diào)查，最近兩年是2009年和2011年。該數(shù)據(jù)庫(kù)樣本量大，且是長(zhǎng)期追蹤調(diào)查，便于比較新農(nóng)合實(shí)施前后我國(guó)農(nóng)村老年居民大病負(fù)擔(dān)的變化，進(jìn)而對(duì)新農(nóng)合的政策效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。

考慮到新農(nóng)合從2003年在我國(guó)開(kāi)始試點(diǎn)，在比較農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與發(fā)生強(qiáng)度時(shí)選用新農(nóng)合實(shí)施前的2000年和實(shí)施后的2004、2006、2009、2011年數(shù)據(jù)，保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，以判斷新農(nóng)合實(shí)施前后農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的變化。在計(jì)量模型中，為了剔除因農(nóng)民自愿參加新農(nóng)合而帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，選擇新農(nóng)合實(shí)施前的2000年和新農(nóng)合完全覆蓋的2009和2011年的數(shù)據(jù)。本文研究對(duì)象限定為年齡60歲及以上農(nóng)村老年人，并刪除家庭收入小于等于零的樣本，這樣，共獲得有效樣本5064個(gè)。

(二)災(zāi)難性醫(yī)療支出度量方法與計(jì)量模型

對(duì)于災(zāi)難性醫(yī)療支出的定義，文獻(xiàn)中通常將其設(shè)定為一個(gè)絕對(duì)數(shù)值，或是人均家庭收入的一個(gè)固定比值，一般為扣除食品支出后人均家庭收入的40%，或者是人均家庭收入水平的10-25%。根據(jù)該定義，對(duì)于家庭收入較低的家庭，即使是一個(gè)較小的醫(yī)療支出也可能是災(zāi)難性的，因此，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為自身收入的固定比值是不合適的，這與其說(shuō)是該家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出倒不如說(shuō)是農(nóng)戶自身的貧困。

本文對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出重新定義：首先按家庭人均收入由低到高進(jìn)行五等分，對(duì)于收入較高的三個(gè)等級(jí)，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為家庭人均收入的25%，其次對(duì)于收入較低的兩個(gè)等級(jí)，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為一個(gè)固定值，即第三個(gè)收入階層最低收入的25%，醫(yī)療支出超過(guò)這一限定值則視為該對(duì)象發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。

依據(jù)本文的定義，對(duì)農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出進(jìn)行測(cè)算。如果農(nóng)村老年人發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，計(jì)為Oi=1，則，樣本個(gè)體災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率為：

其中，Hcat表示災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率，N表示樣本量。

此外，還需測(cè)算災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生強(qiáng)度，對(duì)于處于三個(gè)較高收入層次的居民，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，則記為U=E/Y-Z，而對(duì)于處于兩個(gè)較低收入水平的居民，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，則記為U=E/Y-P/Y，否則Ui=0，則：

其中，E表示醫(yī)療支出，Y表示人均家庭收入，Z表示收入較高的三個(gè)收入層次災(zāi)難性醫(yī)療支出的固定比例，P表示收入較低的兩個(gè)層次災(zāi)難性醫(yī)療支出的固定值，Gcat表示災(zāi)難性醫(yī)療支出的平均發(fā)生強(qiáng)度，N表示樣本量。

在建立計(jì)量模型評(píng)估新農(nóng)合是否減少農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出的績(jī)效時(shí)，必須考慮逆向選擇所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。由于是否參加新農(nóng)合是以農(nóng)民自愿為原則，對(duì)于一些健康狀況不佳的人，他們更傾向于參加新農(nóng)合；而對(duì)于一些健康狀況較好的人，他們可能選擇不參加，因此新農(nóng)合的效果會(huì)在一定程度上被低估。在實(shí)證分析中，通常用工具變量估計(jì)等方法來(lái)對(duì)其進(jìn)行處理。而在本文中，選擇新農(nóng)合實(shí)施前的2000年以及實(shí)施后的2009以及2011年的數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建外生性樣本，2009年后新農(nóng)合已基本實(shí)現(xiàn)全覆蓋，幾乎不存在逆向選擇問(wèn)題，這使得計(jì)量模型的估計(jì)結(jié)果較之前的相關(guān)研究更加穩(wěn)健。

根據(jù)本文的研究目的，選用probit模型來(lái)對(duì)新農(nóng)合對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響進(jìn)行計(jì)量分析。模型中，本文的被解釋變量為“是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出”。本文的關(guān)鍵解釋變量為“是否參加新農(nóng)合”，該變量設(shè)置為虛擬變量。本文設(shè)置的控制變量主要有：老年人的性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、家庭人均收入、家庭規(guī)模、是否患慢性病以及地區(qū)虛擬變量。家庭是老人的重要的生活依托，因此家庭規(guī)模也可能會(huì)影響老年人是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。我國(guó)東部、中部、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)生不均衡，老人的大病支出情況也可能存在區(qū)域差別，因此，在回歸中設(shè)置了地區(qū)虛擬變量。慢性病變量主要通過(guò)CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中“高血壓”、“糖尿病”、“中風(fēng)”、“心梗”、“哮喘”等患病情況而獲得，如果農(nóng)村老人患其中任何一種，該變量即取值為1。本文具體模型構(gòu)建如下：

Pr(Ii=1)=Pr(αicoop+βiXi+εi>0)

Ii表示是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出則為1，否則為0；coop表示是否參加新農(nóng)加，若參合，則coop=1，否則coop=0；Xi為其它控制變量；εi表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，εi～(0，1)服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。

四、農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與發(fā)生強(qiáng)度測(cè)算

表1給出了在25%人均家庭收入的閾值水平下我國(guó)農(nóng)村老年居民新農(nóng)合補(bǔ)償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率和發(fā)生強(qiáng)度?？梢钥闯觯?1)新農(nóng)合政策補(bǔ)償前老年居民的災(zāi)難性醫(yī)療支出呈上升趨勢(shì)，如2004年補(bǔ)償前農(nóng)村老人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率為2.122%，而2011年相應(yīng)數(shù)字為2.350%，與新農(nóng)合實(shí)施前的2000年相比，新農(nóng)合補(bǔ)償前農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率與發(fā)生強(qiáng)度均有較大的增長(zhǎng)，2011年比2000年分別增長(zhǎng)為0.889和7.808倍，這表明新農(nóng)合政策通過(guò)費(fèi)用補(bǔ)償可能促進(jìn)了農(nóng)村老人醫(yī)療支出增長(zhǎng)。這可能的解釋是：新農(nóng)合政策可能釋放了農(nóng)村老人被抑制的醫(yī)療需求而促進(jìn)了醫(yī)療服務(wù)利用水平；或者因農(nóng)民參加了新農(nóng)合加劇了醫(yī)生誘導(dǎo)需求而提高了居民的醫(yī)療費(fèi)用*本文沒(méi)有區(qū)分新農(nóng)合政策是否促進(jìn)了醫(yī)生的誘導(dǎo)需求或者是釋放了農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求。在目前我國(guó)的醫(yī)療環(huán)境下，對(duì)醫(yī)生缺乏相應(yīng)的約束機(jī)制，新農(nóng)合政策實(shí)施可能加劇醫(yī)生誘導(dǎo)需求或釋放農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求而促進(jìn)了農(nóng)民自付醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)，但對(duì)此深入討論偏離了本文的研究目標(biāo)，因此本文沒(méi)有進(jìn)行深入分析。。(2)隨著我國(guó)新農(nóng)合的普及，除2006年以外，新農(nóng)合政策補(bǔ)償后的老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出呈下降趨勢(shì)，從2004年的2.011%下降到2011年的1.061%，發(fā)生強(qiáng)度從2004年的13.360%下降到2011年的4.118%，但補(bǔ)償后2011年農(nóng)村老人的自付災(zāi)難性醫(yī)療支出僅略低于2000年；因此，由于居民總的醫(yī)療費(fèi)用提高，實(shí)施新農(nóng)合后農(nóng)村老人的實(shí)際自付醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)可能并沒(méi)有顯著下降。

表1 農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率與發(fā)生強(qiáng)度 單位：%

注:括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差

此外，從各年份補(bǔ)償前與補(bǔ)償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生情況的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，2011年補(bǔ)償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率下降幅度最大，為54.851%，2009年下降幅度為23.087%，而2004年和2006年補(bǔ)償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率變化較小，這可能是因?yàn)?009和2011年新農(nóng)合政策普及和補(bǔ)償水平有了較大幅度提高的緣故。

通過(guò)簡(jiǎn)單的災(zāi)難性醫(yī)療支出指標(biāo)測(cè)算，可以發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老人的自付大病醫(yī)療支出發(fā)生率可能沒(méi)有起到較大的緩解作用，但對(duì)此準(zhǔn)確驗(yàn)證仍需要嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量證明。

本文對(duì)老人災(zāi)難性醫(yī)療支出進(jìn)行了重新定義，與文獻(xiàn)中傳統(tǒng)的定義方法相比，測(cè)算結(jié)果較低，這是因?yàn)楸疚牡亩x方法有效地剔除了小額醫(yī)療支出。例如，按農(nóng)民收入五等份分組，2011年最低收入組人均家庭收入平均僅1390元，按照25%的家庭人均收入闕值水平，如果某老年人家庭人均收入等于最低收入組平均人均家庭收入，根據(jù)傳統(tǒng)文獻(xiàn)定義方法，該老人補(bǔ)償后醫(yī)療支出僅為350元，即被視為發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，這是不合適的。表2對(duì)兩種定義方法以2011年為例進(jìn)行了比較，可以發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)定義方法測(cè)算的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率是本文的定義方法的1.4至2倍，發(fā)生強(qiáng)度近1.2倍。需要說(shuō)明的是，本文主要是分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，重點(diǎn)關(guān)注新農(nóng)合實(shí)施前后農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率的變化，因此，災(zāi)難性醫(yī)療支出定義的不同并不影響本文的分析結(jié)論。

表2 2011年農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出不同定義的測(cè)算結(jié)果比較 單位：%

注:括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差

五、農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響因素的實(shí)證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文計(jì)量分析采用的新農(nóng)合實(shí)施前的2000年和完全覆蓋后的2009和2011年的完全外生樣本，變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3，可以看出：(1)2000我國(guó)還未實(shí)施新農(nóng)合，所以2000年參合率為0；2009和2011年新農(nóng)合雖仍以自愿參加為原則，但由于政府的大力倡導(dǎo)，幾乎全民覆蓋，本文中刪除了極個(gè)別的不參合樣本，因此這兩年的參合水平顯示為100%；(2)我國(guó)農(nóng)村居民人均家庭收入逐年增加，但農(nóng)村老年居民自付醫(yī)療支出也逐年增加，且上漲比率高于人均家庭收入的上漲比率，從2000年到2011年，我國(guó)農(nóng)村老年居民自付醫(yī)療支出與家庭人均收入年均上漲比率分別為29.702%和14.975%，因此，老年居民的自付醫(yī)療支出隨著新農(nóng)合的普及并沒(méi)有明顯下降，而且農(nóng)村老人家庭自付醫(yī)療支出年均增長(zhǎng)率大大高于家庭人均收入的增長(zhǎng)；(3)患慢性病的老年人比率逐年增加，從2000年到2011年，我國(guó)農(nóng)村老人患慢性病的年均增長(zhǎng)率為12.8%。

(二)模型估計(jì)結(jié)果與分析

表4顯示了農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率的probit模型估計(jì)結(jié)果。其中，模型Ⅰ包含了地區(qū)變量，模型Ⅱ剔除了地區(qū)的影響。我國(guó)東中西部的地區(qū)差異實(shí)際上反映了經(jīng)濟(jì)水平的差異，兩個(gè)模型的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，刪除地區(qū)變量后，僅“人均家庭收入”變量由10%水平上顯著變?yōu)?%水平上顯著，其他變量顯著性不變。

模型結(jié)果表明：新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出沒(méi)有顯著影響，具有顯著影響的主要變量是家庭人均收入、家庭規(guī)模及是否患有慢性病。因此，我國(guó)農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出主要取決于家庭經(jīng)濟(jì)水平和自身健康狀況，新農(nóng)合政策效果不明顯?？赡艿慕忉屖牵盒罗r(nóng)合政策刺激了居民醫(yī)療服務(wù)利用及醫(yī)療支出增長(zhǎng)，而由于實(shí)際報(bào)銷水平不高，導(dǎo)致農(nóng)村老人的自付醫(yī)療支出并沒(méi)有顯著下降。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

注:括號(hào)內(nèi)為樣本標(biāo)準(zhǔn)差；江蘇、山東和遼寧被設(shè)置為東部地區(qū)，黑龍江、河南、湖北、湖南為中部地區(qū)，廣西、貴州為西部地區(qū)。

表4 農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出probit回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示變量在10%、5%和1%的水平上顯著

人均家庭收入對(duì)農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出具有顯著的負(fù)向影響，這表明低收入者更可能發(fā)生大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)；從我國(guó)東中西部地區(qū)的差異來(lái)看，西部農(nóng)村老年居民發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的概率顯著高于東部。慢性病變量對(duì)于農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出有顯著的正向作用，這說(shuō)明患慢性病的老人更容易發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。慢性病在一定程度上反映了居民的健康水平，且慢性病的治療周期較長(zhǎng)、治療費(fèi)用較高，容易導(dǎo)致農(nóng)村老年居民的大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

家庭規(guī)模變量對(duì)于農(nóng)村老年人大病負(fù)擔(dān)有顯著的負(fù)向影響，這說(shuō)明家庭規(guī)模越小，老人越容易發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。家庭是老人生活的依托，這里的“家庭規(guī)模”既反映了家庭人口數(shù)，也側(cè)面反映了對(duì)老人的家庭照料與陪伴?；诖丝梢酝茢?，獨(dú)居的老人發(fā)生大病支出的概率更高。

出乎意料的是，年齡對(duì)于發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響并不顯著，這可能的解釋是：對(duì)于老年群體來(lái)說(shuō)，整個(gè)老年群體都是災(zāi)難性醫(yī)療支出的易發(fā)人群，而年齡的差異對(duì)結(jié)果的影響并不大。

(三)新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響的傳導(dǎo)機(jī)制

表5 農(nóng)村老年人就醫(yī)主動(dòng)性影響因素

注:***、**、*分別表示變量在1%、5%和10%水平上顯著

根據(jù)上述分析結(jié)果，推斷新農(nóng)合并未降低農(nóng)村老年居民的災(zāi)難性醫(yī)療支出，可能是由于新農(nóng)合增加了老人的醫(yī)療服務(wù)利用及醫(yī)療支出增長(zhǎng)。對(duì)此，采用“就醫(yī)主動(dòng)性”作為因變量進(jìn)行了檢驗(yàn)，CHNS中對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“當(dāng)你感到不舒服時(shí)，你是怎么做的”，將“自己治療”、“沒(méi)理會(huì)”、“不知道”視為“不積極治療”，取值為0；將“找當(dāng)?shù)匦l(wèi)生員”、“去看醫(yī)生(診所，醫(yī)院)”視為“積極治療”，取值為1。自變量主要包括人口學(xué)特征、老人健康水平和經(jīng)濟(jì)水平。比較發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合實(shí)施前后老人的就醫(yī)積極性有明顯變化，2011年老人身體不適積極就醫(yī)的比例在20%左右，雖然這一比率仍然較低，但與2000年相比，這一比率具有較大幅度的增長(zhǎng)，提升幅度高達(dá)50%左右。

表5顯示了基于Logistic模型得到的估計(jì)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合與就醫(yī)主動(dòng)性之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明新農(nóng)合的實(shí)施顯著地增加了農(nóng)村老年人就醫(yī)積極性，促進(jìn)了老年居民對(duì)醫(yī)療服務(wù)的利用，這與預(yù)期完全一致。由于新農(nóng)合的實(shí)施提高了農(nóng)村老年人的就醫(yī)積極性，以往有病不醫(yī)的現(xiàn)象得到緩解，但促進(jìn)了居民總的醫(yī)療支出增長(zhǎng)，導(dǎo)致農(nóng)村老人實(shí)際自付醫(yī)療支出并沒(méi)有下降，從而削弱了新農(nóng)合對(duì)大病支出的影響*這里僅證明了新農(nóng)合可能釋放了農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求，從而促進(jìn)了農(nóng)村老人的醫(yī)療積極性，但由于醫(yī)療保險(xiǎn)引入了第三方支付，新農(nóng)合也可能會(huì)促進(jìn)醫(yī)生誘導(dǎo)需求，對(duì)此并沒(méi)有嚴(yán)謹(jǐn)證明。。

六、結(jié)論及政策含義

本文運(yùn)用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)，對(duì)新農(nóng)合是否降低農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出進(jìn)行了實(shí)證分析。本文首先對(duì)災(zāi)難性醫(yī)療支出進(jìn)行了重新定義，根據(jù)新農(nóng)合實(shí)施前后的2000、2004、2006、2009、2011年數(shù)據(jù)測(cè)算了我國(guó)農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率，然后，基于新農(nóng)合全民覆蓋為背景，運(yùn)用2000、2009和2011年的完全外生樣本，通過(guò)probit回歸模型分析了新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)近年來(lái)我國(guó)農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率大約在1%左右，在新農(nóng)合政策補(bǔ)償前農(nóng)村老人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率和發(fā)生強(qiáng)度均呈上漲趨勢(shì)，但補(bǔ)償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與新農(nóng)合實(shí)施前的2000年相比并沒(méi)有明顯變化；(2)計(jì)量模型表明新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出無(wú)顯著影響，農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出主要取決于家庭經(jīng)濟(jì)水平和自身健康狀況；(3)新農(nóng)合政策增加了農(nóng)村老人的就醫(yī)積極性，緩解了老年人有病不醫(yī)的現(xiàn)象，從而增加了農(nóng)村老年人醫(yī)療服務(wù)的利用水平，可能促進(jìn)了農(nóng)村老人醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)。

本文的研究有一定政策含義，近年來(lái)我國(guó)新農(nóng)合普遍重視覆蓋率，在較短的時(shí)間內(nèi)實(shí)現(xiàn)全民覆蓋，但補(bǔ)償水平仍然較低，新農(nóng)合制度作用并沒(méi)有切實(shí)減輕農(nóng)村老年居民的大病醫(yī)療負(fù)擔(dān)。從長(zhǎng)期來(lái)看，面對(duì)日益增長(zhǎng)的人口老齡化，我國(guó)政府應(yīng)繼續(xù)加大新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民大病的補(bǔ)償力度，合理提高老年人群重大疾病的報(bào)銷比率，以提高新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老人的金融保護(hù)，減少農(nóng)村居民因病致貧的風(fēng)險(xiǎn)。現(xiàn)階段，應(yīng)該關(guān)注農(nóng)村老年人群的疾病負(fù)擔(dān)，應(yīng)注意到新農(nóng)合可能提高了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)利用，但增加的醫(yī)療費(fèi)用有可能影響老年人群的醫(yī)療可負(fù)擔(dān)性。針對(duì)農(nóng)村低收入老年人群特別是孤寡老人，政府應(yīng)增加財(cái)政補(bǔ)助。

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Impact on Catastrophic Health Expenditure of Rural Elderly

CHEN Zai-yu, LI Wei, JIANG Yu

(BusinessSchool，ChinaPharmaceuticalUniversity，Nanjing211198，China)

Using China Health and Nutrition Survey data (CHNS) and exogenous samples, the NRCMS’ impact on catastrophic health expenditures of the rural elderly is analyzed on the context of universal coverage of NRCMS. The results show that the incidence of catastrophic health expenditure is about 1% according to new definition and it did not change significantly since the implementation of NRCMS. The NRCMS had no significant effect on reducing out of pocket medical expenses for the rural elderly and the impact of catastrophic medical expenses of rural elderly depends mainly on their household income and their own health condition. It can be found from the analysis of the transmission mechanism that the implementation of the NRCMS significantly improved the medical positivity of the elderly, thus may increase the medical care spending of rural elderly. And NRCMS did not reduce the risk of catastrophic disease or ease the medical burden of rural residents.

NRCMS; catastrophic medical expenditure; rural elderly; income per capita

2016-09-07

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.01.005

教育部人文社會(huì)科學(xué)基金面上項(xiàng)目(13YJA790006)；江蘇省教育廳2012年度江蘇省高校中青年骨干教師境外研修項(xiàng)目

陳在余(1968—)，男，江蘇南京人，中國(guó)藥科大學(xué)商學(xué)院副教授，主要研究方向?yàn)榻】到?jīng)濟(jì)及醫(yī)療保障。E-mail：chenzaiy2002@163.com

F323.89

A

1672-0202(2017)01-0045-09