農民個體特征對新農合滿意度的影響分析

傅匯藝　李福奪　楊興洪

摘要：為探析少數民族地區(qū)農民個體特征對新農合實施效果滿意度的影響，文章選取貴州銅仁玉屏大龍鎮(zhèn)各行政村為研究樣本，對村民進行新農合的滿意度調查。通過對數據進行分析，得出新農合的總體滿意度為83%。之后，通過建立Ordered-Logistic模型，分析了農民個體特征對新農合滿意度的影響。研究發(fā)現：男性相較于女性對新農合的滿意度較高；青壯年對新農合的滿意度要高于老年人和兒童；已婚村民對新農合的滿意度較低而未婚或者離異的村民滿意度反而較高；文化程度越低，農民對新農合的滿意度越高。

關鍵詞：農民個體特征；新農合；滿意度；少數民族地區(qū)

我國是一個農業(yè)大國，農業(yè)人口約占我國總人口的50%，“三農”問題越來越受到國家和社會的關注與重視。但是，由于我國經濟發(fā)展速度的提升，城市建設進程的不斷加快，農村土地被征收，農民失地現象嚴重，征地補償偏低，使得農民失去了基本的生存保障。近年來，在我國農民收入增長緩慢與醫(yī)療衛(wèi)生支出快速增長嚴重背離的情形下，大多數患病的農民因高昂的醫(yī)療費用得不到有效的治療，由于缺乏保險意識，80%的農民靠自己的能力支付全部醫(yī)療費用，這嚴重增加了農民的經濟負擔，致使“因病致貧”、“因病返貧”的現象加重。為了應對農民“看病難”和“看病貴”的問題，我國政府提出了建立新型農村合作醫(yī)療制度（簡稱新農合）。新農合是指由政府組織、引導、支持，農民自愿參加，個人、集體和政府多方籌資，以大病統籌為主的農民醫(yī)療互助共濟制度。2002年10月，我國明確提出各級政府要積極引導農民建立以大病統籌為主的新型農村合作醫(yī)療制度。2003年，新農合在全國部分縣市試點，2005年推行在全國范圍內的試點工作，到2010年逐步實現基本覆蓋全國農民。截至2017年，新型農村合作醫(yī)療制度的覆蓋率已達到95%以上，這一政策有效的緩解了農民“看病貴、看病難”的難題，很大程度上減輕了農民的經濟負擔。

由于新農合自身的制度設計缺陷及實施過程中存在著效率損失等一系列原因，導致不同地區(qū)居民家庭及不同家庭成員對新農合實施效果的滿意程度存在差異。為探析貴州少數民族地區(qū)居民對新農合實施效果滿意程度，本文運用整村抽樣數據調研方法，選取貴州省銅仁市玉屏縣大龍鎮(zhèn)各行政村居民為研究樣本進行新型農村合作醫(yī)療的滿意度調查，并通過構建Ordered-Logistic模型，分析了農民個體特征對新農合滿意度的影響。研究結論對于進一步完善少數民族地區(qū)的新型農村合作醫(yī)療制度、提高新農合實施效率、增強少數民族地區(qū)居民醫(yī)療保健水平具有一定的現實意義。

一、文獻綜述

關于農民對新農合滿意度及影響因素方面，國內研究者已經取得了一定進展。總體來看，早期成果大多運用定性分析的方法展開研究。于長永認為在農民繳費水平一定，政府補貼標準占絕對多數的條件下，農民在新農合政策中是否受益以及受益的程度如何主要取決于新農合補償機制的合理性。紀杰和龍勇認為農民對新農合的滿意度是衡量國家政府部門工作效率與效果的一個重要指標。不同的學者站在不同的視角下，評價農民對新農合的滿意度，隨著研究的深入，越來越多的學者將定性分析與定量分析相結合，運用多種分析方法更加清楚、直觀的展示農民對新農合的滿意情況。高祥春等運用了Logistic回歸分析的方法對新農合滿意度進行影響因素的分析。歐陽彬和吳茂群以長沙縣春華鎮(zhèn)為例，采用因子分析法對調查數據進行分析，提取出定點醫(yī)療機構硬件水平、醫(yī)療報銷、醫(yī)療服務可及性、新農合制度了解程度四個公共因子，設計出新農合滿意度模型。幸福感對滿意度有一定的影響，不少學者從幸福感的角度出發(fā)，將影響幸福感的因素設定為影響新農合滿意度的因素，因此得出了宗教信仰對新農合滿意度有影響。劉華和曹飛將農戶參加新農合視為一個理性經濟人在需求驅動下提升幸福感的過程，因此他從農戶的幸福感入手來研究農戶對新農合的滿意度。俞彤和張曙光認為“滿意率”與“滿意度”在概念和研究手段上存在巨大差異，在研究滿意度時，不僅要得到項目的總體滿意度水平，而且要找到指標對滿意度指數與影響力水平，提出關于新農合制度監(jiān)管與改進的實際政策意義。

然而，現有有關新農合滿意度的文獻研究區(qū)域幾乎都以全國為樣本，從宏觀上進行整體概括研究，僅有的少數以區(qū)域為研究對象的也都選擇中東部較為發(fā)達地區(qū)的農戶，研究群體也都界定為漢族，對少數民族地區(qū)新農合實施情況的研究幾乎沒有。由于少數民族地區(qū)在經濟發(fā)展、社會關系及生產生活及組織結構方面的不同，新農合制度的實施效果也必然與中東部地區(qū)存在一定的差異。在研究方法上，定量計量分析方法以其準確性和結果的直觀性也越來越被普遍地應用到相關研究中。鑒于此，本文采用經典的Ordered-Logistic回歸計量模型，此模型的優(yōu)點在于考慮了因變量的多類型，也考慮了其有序性，這避免了使用線性概率模型所帶來的不同賦值導致模型參數估計不同，研究結果穩(wěn)定性受到影響的缺陷。本文通過對地處少數民族聚集區(qū)的貴州省銅仁市玉屏縣大龍鎮(zhèn)的全體居民進行新型農村合作醫(yī)療實施滿意度整村抽樣調查，研究農民個體特征對新農合滿意度的影響，以期得到一些有意義的結論，為該地區(qū)新農合制度的實施調整及完善提供指導。

二、數據來源及分析

（一）數據來源

本文所用的數據來源于對貴州省銅仁市玉屏縣大龍鎮(zhèn)各行政村的問卷調查。之所以選擇此地為樣本點，是因為該地是以侗族為主的少數民族聚居區(qū)，全鎮(zhèn)90%以上均為少數民族人口。為了保證調查數據的質量和代表性，特將調查時間定為春節(jié)前不久，這時外出務工人員已經返鄉(xiāng)，確保了調查對象結構的完整性和合理性。運用整村抽樣調研方法，共發(fā)放問卷350份，回收335份，其中有效問卷326份，有效率為97.3%。

（二）數據分析

1. 新農合總體滿意度分析

數據顯示，新農合總體滿意度較高，但是仍有部分對新農合不滿意的農戶。如圖1所示，本次共調查貴州省銅仁市大龍鎮(zhèn)村民797人，46%的農民對新農合非常滿意，37%的農民對新農合比較滿意，二者合計數為83%，即超過80%的農民對新農合持滿意態(tài)度。這一數據表明，一方面，新農合取得了較好的效果，很多的農民從新農合中受益，感受到了新農合給普通百姓帶來的好處；從另一方面看，還有部分農民對新農合政策效果并不十分滿意，表明新農合政策還存在許多不足之處，有待改進。

2. 新農合實施滿意度的影響因素分析

影響農民對新農合政策滿意度的因素很多。由于不同角度的因素考量在分析方法上存在不同，因此不能一概而論。本文將立足于農民個體特征視角，通過對農民個體特征做具體分解，研究不同性別、不同年齡、不同健康狀況、不同文化水平及不同婚姻狀況對農民滿意度的影響。

（1）不同性別的滿意度

在調查的797人中，有432名男性和365名女性。在男性中，對新農合實施效果滿意的有361人，占83%；一般的有63人，占15%；不滿意的有8人，占2%。女性中對新農合滿意的有302人，占83%；一般的有53人，占14%；不滿意的有10人，占3%。從總體來看，男性對新農合實施效果的滿意度整體高于女性。

（2）不同年齡結構的滿意度

按照我國年齡結構的劃分標準，將樣本數據的年齡情況分為四組：18歲以下、18～40歲（不包含40歲，以下相同）、40～65歲、65歲以上。18～40歲有247人，對新農合滿意的有197人，占79.76%；一般的有44人，占17.81%；不滿意的有6人，占2.43%。40～65歲組有244人，對新農合滿意的有208人，占85.25%；一般的有32人，占13.11%；不滿意的有4人，占1.64%。65歲以上組有108人，對新農合滿意的有97人，占89.81%；一般的有8人，占7.41%；不滿意的有3人，占2.78%。數據顯示，40～65歲的農民對新農合的滿意度最高，其次是18～40歲，而65歲以上的老年人對新農合滿意度最低。也就是說，青壯年對新農合的滿意度要高于老年人。

（3）不同婚姻狀況的滿意度

本次調查將婚姻狀況有未婚、已婚、離異、喪偶四種。根據不同的婚姻狀況對農民新農合的滿意度進行分析，結果如下：未婚的共有279人，對新農合滿意的有232人，占83.15%；一般的有42人，占15.05%。已婚的有477人，對新農合滿意的有395人，占82.81%；一般滿意的有70人，占14.68%，不滿意的有12人，占2.52%。離婚或喪偶的共有41人，對新農合滿意的有36人，占87.80%；一般滿意的有4人，占9.76%，不滿意的有1人，占2.44%?？梢钥闯?，已婚村民對新農合的滿意度要遠高于其他婚姻狀況的滿意度。

（4）不同文化程度的滿意度

由圖5可以看出，小學、初中文化程度對新農合滿意的人偏多，約占64%。將“沒上過學”與”高中以上“學歷進行對比，可以清楚的看出“沒上過學”滿意度較“高中以上”學歷的滿意度要高出10%，說明文化程度越低，對新農合實施效果的滿意度越高。

（5）不同的健康狀況的滿意度

樣本數據中，身體狀況健康的有572人，其中對新農合政策滿意的有479人，占83.74%，一般滿意的有79人，占13.81%，不滿意的有14人，占2.45%。身體狀況一般的有134人，其中對新農合政策滿意的有107人，占79.85%，一般滿意的有25人，占18.66%，不滿意的有2人，占1.49%。身體狀況不好的有91人，其中滿意的有77人，占84.62%，一般滿意的有14人，占18.18%。 根據圖6可以得出，身體狀況越差的農民對新農合的滿意度高。

三、模型構建

（一）研究假設

作為一種主觀因素，農民的個體特征會在一定程度上成為農民對新農合滿意度的影響因素，即農民對新農合的滿意度，在不同特征的農民之間可能存在差異。通過上文對問卷數據進行整理分析，我們進行了以下假設：從性別差異來看，男性相較于女性對新農合的滿意度較高；從年齡結構來看，青壯年對新農合的滿意度要高于老年人和兒童；從婚姻狀況來看，已婚村民對新農合的滿意度較高；從受教育程度來看，文化程度越低，農民對新農合的滿意度越高；從健康狀況來看，身體狀況越差的農民對新農合的滿意度高。

（二）模型構建

本文的被解釋變量是“農民對新農合的滿意度”，解釋變量為農民的性別、年齡、婚姻狀況、文化程度及健康狀況，詳見表1。本文的因變量（Y1，Y2，…，Y5）為評級分值從1～5的有序離散變量，影響被解釋變量Y的5個解釋變量為（X1，X2，……，X5）。構建Ordered- Logistic回歸計量模型如下

Y*=Xβ+μ，μ|X～Logit（0，1）

其中，Y*是一個不可觀測的潛變量，在本文中，它是與因變量“農民對新農合的滿意度（Y）”對應的潛變量；β為待估參數，μ為服從Logistic分布的誤差項。

設α1<α2<……<α4表示估計獲得的臨界值；Y*和Y的關系取決于Y*是否大于或者小于給定的臨界值，即

若Y*≤α1，為很不滿意，即Y=1；

若α1≤Y*≤α2，為不滿意，即Y=2；

若α2≤Y*≤α3，為一般滿意，即Y=3；

若α3≤Y*≤α4，為滿意，即Y=4；

若Y*≥α4，為很滿意，即Y=5；

由此，我們可以計算出給定X時因變量Y的每一個響應概率，即

P（Y=1|X）=P（Y■≤α■|X）=P（Xβ+μ≤α■|X）=？覬（α■-Xβ）P（Y=i|X）=P（α■α■|X）=1-？覬（α■-Xβ）

其中，i=2，3，4；？覬（·）為分布函數。P表示農民對新農合不同程度滿意度的概率。

（三）實證結果與分析

利用Stata12.0統計軟件對以上模型進行估計，計量結果如表2所示。從表2農民個體特征對新農合滿意度影響的回歸結果來看，性別、年齡、婚姻狀況、文化程度以及預期當前繳費水平都通過了顯著性的檢驗，這說明不同的性別、年齡、婚姻狀況、文化程度以及不同的預期繳費水平對新農合的滿意度都會存在差異。首先，從性別角度來看，P值=0.075，在90%的置信度水平上通過顯著性檢驗；由于男性的回歸系數大于女性的回歸系數，根據Y=βX的模型設定，β越大，Y值越大，因此滿意度也就越大，所以原假設成立，男性的滿意度高于女性；其次，從年齡角度來看，P值=0.002，在置信度為99%的置信區(qū)間通過顯著性檢驗；由于年齡的差異較大，從1～88歲不等，為減小估計誤差需對年齡取自然對數，根據Y=βlnX，β越大，Y值越大，因此原假設成立；第三，從婚姻狀況來看，已婚和離異兩種婚姻狀態(tài)的P值分別為0.017、0.029，都在95%的顯著性水平上通過了檢驗；已婚的回歸系數為-0.56，離異的回歸系數為-1.48，根據模型假設，已婚的估計系數大于離異的，β越大，Y就越小，因此拒絕原假設，并得到已婚的農民對新農合的滿意度較低的結論。究其原因，在于大部分已婚群體兩個青壯年勞動要負擔一家老小的醫(yī)療保險費用，經濟壓力重，因此滿意度相對較低；而相對于已婚群體，離異農民由于家庭負擔較已婚家庭小，因此對于新農合的滿意度就相對高些；第四，從文化程度方面看，P值=0.005，故置信度達到99.5%，通過了顯著性檢驗；由于文化程度的回歸系數也為負值，β越大，滿意度越低，因此文化程度越低滿意度越高，接受原假設；最后，從健康狀況角度來看，由于其P值=0.151>0.1，沒有通過顯著性檢驗，故剔除該變量。

四、結論與討論

為探析少數民族地區(qū)農村居民個體特征對新農合實施效果滿意度的影響，本文運用整村抽樣數據調研方法，選取貴州省銅仁市玉屏縣大龍鎮(zhèn)各行政村為研究樣本，對村民進行新型農村合作醫(yī)療的滿意度調查，得到以下結論。

1. 男性農民對新農合的滿意度要高于女性。首先，由于受農村傳統觀念的影響，男性的社會地位較高，家庭主要收入來源以及決定權依賴于男性，相對男性而言，女性的經濟安全狀況較差，因此女性對新農合滿意度較低；其次，由于該地區(qū)大多數男性村民外出務工，一般從事建筑施工等高危行業(yè)，風險系數大，因此抵御風險的意識也較強，希望自身安全有較高的保障，所以，男性農民對新農合的滿意度較女性高。

2. 青壯年對新農合的滿意度要高于老年人和兒童。青壯年面臨的工作壓力和生活壓力都較大，并隨著年齡的增長，出現身體、心理、精神上的疾病的概率遠高于兒童，住院、就診的幾率較兒童大了許多，住院費用、門診費用和藥物費用等方面的支出也隨之增大，正是由于新農合政策的實施，減輕了家中勞動力的經濟負擔，因此對新農合的滿意度也相對較高。而老年人由于大都有政策性養(yǎng)老保險（部分還有商業(yè)性養(yǎng)老保險），削弱了對新農合的需求，也就是說新農合對老年人的效用較小，因此滿意度較低。

3. 婚姻狀況為已婚的農民對新農合的滿意度低。由于已婚的農戶家庭負擔較重，往往是一對夫婦負擔全家人的醫(yī)療保險費用，經濟負擔重。這樣的群體會對新農合的繳費水平提出不滿意，因此對新農合的滿意度也較低。

4. 文化程度越低的農民對新農合的滿意度高。首先，在農村文化程度越高，對政策的了解程度越深刻，辨別性越強，對政策現狀存在的問題越重視，認為新農合政策還有許多亟待改進的地方，滿意度相對較低；其次，文化程度高，養(yǎng)生意識就較強，生病的幾率較小，用到新農合的地方越少。綜合看來，滿意度相對較低。

5. 身體狀況較差的農民對新農合的滿意度較高，此假設未通過顯著性檢驗。具體原因如下分析，由于勝利村正在大力推行城鎮(zhèn)化建設，村民大部分土地被征收，征地賠款增加農民儲蓄，政策扶持完善了村內基礎設施和農民的生活問題，村內水電費免兩年，住房條件改善，周邊建工廠增加當地村民就業(yè)，最為重要的是當地政府為村民繳納每年90元的醫(yī)療保險費用，減輕了村民的經濟負擔，重視解決村民看病就醫(yī)、報銷補償所遇問題，正是由于村內優(yōu)惠的政策條件，使得農民健康狀況差異與滿意度的相關性較弱。

參考文獻：

[1]王珍珍.廣東省新型農村合作醫(yī)療參合及滿意度的影響因素研究[D].南方醫(yī)科大學， 2012.

[2]于長永.農民對新型農村合作醫(yī)療的福利認同及其影響因素[J].中國農村經濟， 2012（04）.

[3]余維臻.新醫(yī)改背景下“新農合”滿意度調查及可持續(xù)發(fā)展研究——非營利組織營銷利益相關者視角[J].中國學術與技術出版社， 2010（06）.

[4]于長永.個體特征、補償機制與農民對新農合的滿意度[J].人口與經濟， 2013 （06）.

[5]紀杰，龍勇.基于因子分析的新農合滿意度問卷調查研究[J].技術經濟，2010（08）.

[6]高翔春，王在翔，呂軍城，等.基于累計比數Logistic回歸的新農合滿意度影響因素分析[J].安徽農業(yè)科學，2012（01）.

[7]歐陽彬，吳茂群.基于因子分析的新農合農戶滿意度研究[J].農業(yè)經濟，2012（11）.

[8]劉華，曹飛.基于農戶視角的新型農村合作醫(yī)療滿意度的實證分析[J].華中農業(yè)大學學報（社會科學版），2010（06）.

[9]俞彤，張曙光.參合農民對新型農村合作醫(yī)療制度滿意度及其相關影響因素實證研究[J].軟科學，2010（02）.

[10]劉琳，何劍.新疆少數民族農牧民新農合滿意度及影響因素分析——以新疆博州為例[J].新疆農墾經濟，2014（07）.

[11]陳東，趙麗鳳.新型農村合作醫(yī)療的農戶滿意度調查與檢驗[J].農業(yè)技術經濟，2012（10）.

*基金項目：貴州省大學生創(chuàng)業(yè)項目《人口老齡化背景下我國城鄉(xiāng)老年人養(yǎng)老保障體系可持續(xù)性研究》（項目編號：2016DXS06）。

（作者單位：貴州大學管理學院）