哈爾濱市新型農村合作醫療滿意度的定量分析與評價

摘要：運用因子分析方法評價哈爾濱市參合農民對新型農村合作醫療的滿意度。利用spss數據分析軟件得出，參合農民對其經濟獲益的滿意度及對定點醫療機構的滿意度較高，而對政府工作的滿意度較低。因此，應重點從加強新型合作醫療的宣傳及完善其配套措施入手完善新型農村合作醫療制度。

關鍵詞：新型農村合作醫療；滿意度；因子分析

中圖分類號：RF197.1 文獻標志碼：Ａ文章編號：１６７３－２９１Ｘ（２０11）05－０171－03

引言

2003年初國務院頒布《建立新型農村合作醫療的意見》并在全國范圍內試點新型農村合作醫療制度，計劃到2010年實現對農村居民新農合的全覆蓋。哈爾濱市于2003年啟動了新農合試點工作，到2007年全市8區10縣（市）全部建立了新型農村合作醫療制度。自從新型農村合作醫療在哈爾濱市實施以來，參合人數逐年增加，到2010年哈爾濱市參加新農合的農村居民人數已經達到351.2萬人，參合率達到了98.72%。

哈爾濱市新型農村合作醫療在農民醫療保障方面取得了巨大的成就，在解決農民“看病難、看病貴”等方面取得了一定成效，制度實施效果受到了大多數農民的肯定。但是，目前哈爾濱市新型農村合作醫療制度在實施過程中仍然存在很多不足，如定點醫療機構條件落后、藥價偏高、服務質量及政府宣傳等問題未能有本質上的提升。

目前，國內學者對新型農村合作醫療滿意度的研究主要有：俞彤、張曙光（2010）以ACSI模型為基礎，構建參合農民滿意度測評模型，分析樣本地區影響參合滿意度各項因素的影響水平，為制度監管提供政策建議。劉近安等（2008）按照分層隨機整群抽樣的方法，用多元Logistic回歸分析滿意度影響因素。結果表明，參合農民對新型農村合作醫療的滿意率為73.2%；滿意度主要受是否參加過體檢和是否住院因素影響。周緒亮、石紹賓（2009）運用Logistic模型測評了新農合醫療費報銷制度滿意度的影響因素，發現新農合醫療費報銷制度滿意度與新農合報銷比例、報銷手續呈顯著正相關，與是否參加其他健康保險、當年家庭醫療費開銷、個人期望籌資金額呈顯著負相關。王紅漫（2006）基于中國東部一個省份6個縣（區）的調查，用多水平多變量方法探索影響新型農村合作醫療參與、滿意度及持續性的因素。

一、方法選擇及數據來源

（一）研究方法

對新型農村合作醫療滿意度的評價是一個多因素、多指標的復雜系統，靠單一的一項指標來進行評價難免產生片面性。因子分析法能夠全面、客觀地反映參合農民對新農合滿意度各項指標的變化，不需主觀確定權重，更具有科學性和可操作性，是一種比較理想的方法。

（二）數據來源及處理

本研究通過對哈爾濱市周邊19個農村的參合農民進行采訪，采取隨機抽樣方法，通過入戶調查獲取原始數據，根據影響新型農村合作醫療滿意度的因素，設定15個評價新型農村合作醫療滿意度的指標，得到每個農民對每項指標的評價，評價等級為非常滿意、較滿意、一般、較不滿意、不滿意，分別對應5、4、3、2、1分。調查共發放問卷140份，收回有效問卷128份，有效率為91.43%。為了使KMO檢驗效果較好，對特異數值進行修改，修改上下不超過1，共修改183個數據，修改率為（183×1）/（128×15×5）=1.9%，視為對分析結果沒有影響。修改后每個指標的平均得分見表1。

二、實證分析

（一）考察原有變量是否適合進行因子分析

首先考察收集到的原有變量之間是否存在一定的線性關系，是否適合采用因子分析提取因子。借助巴特利球度檢驗和KMO檢驗方法進行分析。

由表2可知，巴特利球度檢驗統計量的觀測值為2 259.017，相應的概率p接近0。如果顯著水平α為0.5，由于概率p小于顯著水平α，應拒絕零假設，認為相關系數矩陣與單位陣有顯著差異，可以做因子分析。同時，KMO值為0.845。根據Kaiser給出的KMO度量標準：0.9以上表示非常合適，0.8表示適合，0.7表示一般，0.6表示不太合適，0.5以下表示極不合適，可知原有變量適合進行因子分析。

（二）提取因子

因子解釋原有變量總方差結果見表3 ，指定提取特征根大于1的因子，共提取出3個因子，三個因子解釋了原有變量總方差的84.828%。總體上，原有變量的信息丟失較少，因子分析效果較理想。

（三）因子的命名解釋

采用方差最大法對因子載荷矩陣實施正交旋轉以使因子具有命名解釋性。指定按第一因子載荷降序的順序輸出旋轉后的因子載荷，分析結果如表4所示。

表4明顯地顯示出，所繳費用、報銷藥品價格、實際報銷情況、收費情況、報銷藥品種類、補償方式、報銷比例在第1個因子上具有較高的載荷，第1個因子主要解釋了這7個變量，可解釋為參合農民在經濟上獲益的滿意度；透明程度、醫生水平和服務態度、醫療條件、報銷步驟、就診時間在第2個因子上具有較高的載荷，第2個因子主要解釋了上述5個變量，可解釋為參合農民對定點醫療機構的滿意度；宣傳、配套措施、交通情況在第3個因子上具有較高的載荷，第3個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為參合農民對政府工作的滿意度。

（四）計算因子得分

采用回歸法估計因子得分系數，并輸出因子得分系數。結果如表5所示。

以第一個因子為例，根據表5中系數以及表1中各指標的平均得分可寫出因子得分函數，并計算出每個因子的分數：f1=0.170所繳費用+0.150報銷比例+0.018報銷步驟+0.159報銷藥品種類+0.161報銷藥品價格+0.156補償方式+0.158實際報銷情況-0.011宣傳+0.014透明程度+0.00醫療條件+0.015醫生水平和服務態度+0.159收費情況-0.05交通情況+0.003就診時間-0.008配套措施=3.412 3。

同理可得f2=3.534 7，f3=2.516 8。

三、結論及政策建議

首先，調查數據顯示，參合農民對新型農村合作醫療制度總體感到比較滿意，其中滿意度較高的指標是所繳費用，而參合農民對報銷藥品價格、宣傳、定點醫院醫療條件、定點醫院收費情況、就診時間、政府配套措施六個指標的滿意度較低。其中，報銷藥品價格指標的得分為2.16，收費情況指標的得分只有2.15。因此，提高參合農民對新型農村合作醫療的滿意度應著重從提高醫療機構的服務及規范藥品價格競爭入手。具體來說：一是提高定點醫院醫療技術水平。在加大各級政府對定點醫療機構投入的同時，適當增加個人參合費用。二是整頓農村藥品市場，規范進藥渠道，避免在藥品價格方面的無序競爭。三是加大對定點醫療機構的監管力度。按照《新農合定點醫療機構考核細則》完善考核獎勵辦法，加強對定點醫療機構的監管考核，確保定點醫療機構遵循臨床診療規定，合理用藥、合理檢查；嚴格控制新農合目錄外藥品的使用，降低新農合的自費藥品使用率，提高實際報銷水平，讓農民得到更多的實惠。

其次，從因子分析結果可以看出，參合農民對其經濟獲益的滿意度及對定點醫療機構的滿意度較高，得分分別為3.412 3和3.534 7，而對政府工作滿意度的滿意度較低，得分只有2.516 80。政府工作包含宣傳、配套措施、交通情況三個指標，宣傳和配套措施的滿意度均較低，所以加強宣傳和配套措施工作迫在眉睫。從宣傳方面來看，要深入了解和分析農民對新型農村合作醫療的疑慮和意見，有針對性地對典型事例進行具體、形象、生動的宣傳；政府應該加強對農村基層相關工作人員的培訓，確保相關政策信息準確地傳達給農民。從完善配套措施方面來看，對弱勢農民，分別由區民政、計生、殘聯等單位資助參加新農合。建議采用多種方式讓農民自主參合，比如，與通訊運營商合作，采用交話費贈參合卡的形式；在農忙季節，采取義診。

參考文獻：

[1] 俞彤，張曙光.參合農民對新型農村合作醫療制度滿意度及其相關影響因素實證研究[J].軟科學，2010，（2）.

[2] 劉近安，等.新型農村合作醫療滿意度及影響因素分析[J].中國公共衛生，2008，（2）.

[3] 周緒亮，石紹濱.新型農村合作醫療費用報銷制度的滿意度分析[J].財經論叢，2009，（11）.

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