山東省新型農(nóng)村合作醫(yī)療對衛(wèi)生服務(wù)利用的影響效果評估——基于雙重差分的模型方法

王 曉，董長瑞

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南250014)

一、引 言

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度是農(nóng)村社會(huì)保障制度的重要組成部分，其目標(biāo)是使更多農(nóng)民獲得醫(yī)療保障，通過再分配的制度設(shè)計(jì)來實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平(李珍、王平)［1］。中國以政府投資為主的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡稱“新農(nóng)合”)是中央政府為實(shí)現(xiàn)低收入農(nóng)戶擁有醫(yī)療享有權(quán)而實(shí)行的一項(xiàng)重要舉措。2002年，《中共中央、國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村衛(wèi)生工作的決定》第一次提出建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療(簡稱“新農(nóng)合”，下同)制度。2003年1月，國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)了衛(wèi)生部、農(nóng)業(yè)部和財(cái)政部《關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的意見》，正式重新啟動(dòng)了農(nóng)村合作醫(yī)療制度改革和建設(shè)工作。新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度采取個(gè)人繳費(fèi)、集體補(bǔ)助和政府補(bǔ)助將結(jié)合的方式，在政府的組織和引導(dǎo)下，新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度在全國范圍得到迅速推廣。

醫(yī)療費(fèi)用的急劇膨脹，引發(fā)了學(xué)者們在過去幾十年關(guān)于衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)政策和醫(yī)療改革的熱烈討論。Grossman［2］構(gòu)建了比較完善的健康需求理論和醫(yī)療服務(wù)需求理論，并引發(fā)學(xué)者對該理論進(jìn)行實(shí)證研究。理論認(rèn)為，居民對健康的需求導(dǎo)致了醫(yī)療服務(wù)的需求，但由于疾病風(fēng)險(xiǎn)的不確定性，居民對醫(yī)療服務(wù)的需求同樣具有不確定性，正是這種不確定性導(dǎo)致醫(yī)療保障的需求，包括政府政策性的保障和商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)的保障。一般觀點(diǎn)認(rèn)為，合作醫(yī)療能為大多數(shù)農(nóng)民提供基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。Gu和Tang［3］指出，與自費(fèi)看病農(nóng)民相比，參與農(nóng)村合作醫(yī)療的農(nóng)民在花費(fèi)相同成本的條件下能享受到更多的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù);Gurrie和Gruber［4］認(rèn)為醫(yī)療保險(xiǎn)不僅降低了衛(wèi)生投入的成本，增加了醫(yī)療服務(wù)的利用，也改變了健康生產(chǎn)中商品和時(shí)間的投入邊際成本和邊際收入的比率;Dror認(rèn)為以社區(qū)為基礎(chǔ)的合作醫(yī)療通過風(fēng)險(xiǎn)分散機(jī)制提高了農(nóng)村居民醫(yī)療的可獲得性，對貧困居民提供了必要的醫(yī)療保障;Abay等［6］認(rèn)為貧困農(nóng)民的家庭保障能力較弱，這種家庭也更依賴具有風(fēng)險(xiǎn)分散功能的社區(qū)保障。但Jutting［7］認(rèn)為合作醫(yī)療組織是一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)的集合體，雖然覆蓋面決定了其醫(yī)療保障的能力，但在合作醫(yī)療基金的限制下，農(nóng)村居民中較低收入者可能被排除在合作醫(yī)療組織之外。

國內(nèi)也有很多學(xué)者對新型農(nóng)村合作醫(yī)療對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的影響程度進(jìn)行分析，主要集中在中國農(nóng)村合作醫(yī)療制度是否解決了農(nóng)村居民的醫(yī)療保障，這直接影響了農(nóng)村合作醫(yī)療的可持續(xù)性。陳在余和蒯旭光［8］研究認(rèn)為農(nóng)民參加新型合作醫(yī)療并不能降低農(nóng)民的醫(yī)療支出，在推行新型合作醫(yī)療地區(qū)，農(nóng)民參合與否其就業(yè)概率并無顯著差異;王蘭芳［9］也認(rèn)為新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民的醫(yī)療支出的影響并不明顯。由于每位學(xué)者研究的角度不同，對于合作醫(yī)療對其成員的保障作用也得出了不同的結(jié)論;孟德鋒［10］以江蘇省為例研究發(fā)現(xiàn)，新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民的就診率和醫(yī)療自付費(fèi)用由負(fù)向影響，對就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)有正向影響，但回歸結(jié)果并不顯著。在這些學(xué)者的研究中，多數(shù)“以分析新農(nóng)合存在的問題”為主，同時(shí)由于每位學(xué)者研究的角度不同，對于合作醫(yī)療對其成員的保障作用也得出了不同點(diǎn)結(jié)論。

山東省于2003年2月部署了新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點(diǎn)工作，并于2007年在全部134個(gè)農(nóng)業(yè)縣(市、區(qū))建立了新農(nóng)合制度，實(shí)現(xiàn)了新農(nóng)合全覆蓋，比國家規(guī)定的時(shí)間提前了一年。截止2009年6月底，山東省參合農(nóng)民達(dá)6437.7萬，參合率98.61%，新農(nóng)合參合率、參合人數(shù)和受益率等指標(biāo)均位居全國前列。同時(shí)，該省還初步探索出了具有地方特色的新農(nóng)合發(fā)展道路，在不同經(jīng)濟(jì)類型地區(qū)涌現(xiàn)出一些先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，比如青島嶗山區(qū)創(chuàng)造的“全民參與”、濰坊青州市的鄉(xiāng)村衛(wèi)生服務(wù)管理一體化經(jīng)驗(yàn)等。我們看到，在山東省新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度取得一系列成績的同時(shí)，也存在如下需要解決的問題:比如影響農(nóng)村居民參合行為的因素在哪?能否確保減輕低收入農(nóng)戶和中低收入農(nóng)戶的疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)?新型農(nóng)村合作醫(yī)療能否有效化解農(nóng)戶的疾病風(fēng)險(xiǎn)?鑒于此，本文利用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)，擬通過對山東省新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策進(jìn)行研究，從而對新型農(nóng)村合作醫(yī)療對山東省居民的醫(yī)療服務(wù)利用產(chǎn)生的影響進(jìn)行分析，并在此基礎(chǔ)上提出相應(yīng)的對策和建議。

二、研究方法和數(shù)據(jù)描述

(一)研究方法

衛(wèi)生服務(wù)包括預(yù)防保健服務(wù)和醫(yī)療服務(wù)。根據(jù)數(shù)據(jù)的限制，在本文中的農(nóng)民衛(wèi)生服務(wù)利用主要是指農(nóng)民的就診狀況，即醫(yī)療服務(wù)利用。在分析過程中首先需要考察樣本選擇的問題。由于農(nóng)民就診包括兩個(gè)決策過程:第一個(gè)是農(nóng)民是否就診，第二個(gè)是農(nóng)民就診費(fèi)用的數(shù)量。在數(shù)據(jù)中，我們能觀察到的是農(nóng)民就診自付費(fèi)用的信息，但無法對未就診農(nóng)民的自付費(fèi)用進(jìn)行觀察，由此可能會(huì)產(chǎn)生樣本選擇問題，并導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏且不一致。為此，我們需要先進(jìn)行Heckman兩階段估計(jì)，并考察是否存在樣本選擇的問題，如果不存在，則可以在加入控制變量的基礎(chǔ)上，運(yùn)用雙重差分法對農(nóng)民的衛(wèi)生利用情況進(jìn)行分析。

雙重差分法是政策分析和項(xiàng)目評估中廣泛利用的一種計(jì)量分析方法，其基本原理就是是將受政策變化影響的處理組與不受政策變化影響的對比組同一指標(biāo)的變化量進(jìn)行對比，所得的差值即反映了項(xiàng)目或政策的真實(shí)影響。該方法的具體估計(jì)方法主要有方格分析法和計(jì)量模型估計(jì)法。我們主要采用計(jì)量模型估計(jì)法，在該方法中，主要運(yùn)用非觀察效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，該模型主要有固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和一階差分等模型。對于橫截面的大量隨機(jī)抽樣而言，隨機(jī)效應(yīng)模型更有說服力。由于我們采用了2000年和2009年兩期的面板數(shù)據(jù)，因此本文主要使用非觀測效應(yīng)面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型，來分析農(nóng)民參合前后利用衛(wèi)生服務(wù)的變化。

(二)數(shù)據(jù)描述

本文所用數(shù)據(jù)取自中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)，它由美國北卡羅萊納州立大學(xué)人口研究中心和中國疾病預(yù)防控制中心營養(yǎng)與食品安全所聯(lián)合實(shí)施。該調(diào)查迄今為止已進(jìn)行并整理完成了7次①依次為1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006年。，共涉及東、中、西部9個(gè)省及自治區(qū)②1989-1993年調(diào)查覆蓋廣西、貴州、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東8個(gè)省及自治區(qū)，1997年加入黑龍江省，取代了遼寧;2000年遼寧重新納入調(diào)查，這之后的調(diào)查包括上述全部9個(gè)省及自治區(qū)。。本文選取了調(diào)查中山東省居民的數(shù)據(jù)。由于采取的是追蹤調(diào)查，所以該數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)(Panel Data)。調(diào)查采用多段隨機(jī)抽樣方法(Multistage，Random Cluster Sampling)，在抽樣時(shí)兼顧地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和公共資源的豐裕程度，除了隨機(jī)選取每個(gè)省的主要城市和較低收入的城市外，每個(gè)省依據(jù)收入分層和一定的權(quán)重隨機(jī)抽取4個(gè)縣，每個(gè)縣抽取城關(guān)鎮(zhèn)，并按收入分層抽取該縣3個(gè)村落，每個(gè)村20戶，樣本的代表性較強(qiáng)。調(diào)查包括家庭的基本情況、個(gè)人收入狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)狀況、健康狀況以及醫(yī)療支出等內(nèi)容。由于采取的是追蹤調(diào)查，該數(shù)據(jù)集包含了同一調(diào)查者在不同年份同一時(shí)段間的個(gè)人健康等信息，因此可以利用該數(shù)據(jù)分析實(shí)施新農(nóng)合前后醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用的變化情況。

1.個(gè)人特征變量

選擇農(nóng)民的性別、年齡、受教育程度和婚姻共四個(gè)變量;經(jīng)驗(yàn)研究表明，年齡與農(nóng)民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求呈倒U型關(guān)系(Fuchs)。家庭成員的平均教育程度(edu):中國居民健康和營養(yǎng)調(diào)查問卷中對個(gè)體的受教育狀況有兩種形式的統(tǒng)計(jì)，一是報(bào)告受訪者的正規(guī)教育年限，二是最高受教育程度，本文采用后者作為教育程度變量。個(gè)體教育水平可以反映其收入能力，家庭成員平均教育程度越高，其人力資本的收入回報(bào)率也會(huì)相應(yīng)增加，家庭處于貧困的概率較小。

2.家庭特征變量

包括家庭規(guī)模和家庭人均純收入共2個(gè)變量。家庭規(guī)模:用家庭總?cè)藬?shù)表示。個(gè)人收入用家庭人均收入度量:本文采用人機(jī)家庭收入作為收入指標(biāo)主要基于以下幾點(diǎn)原因:首先，農(nóng)村家庭很難區(qū)分個(gè)人收入和家庭收入，家庭人均收入比個(gè)人收入更合適，因?yàn)樵谵r(nóng)村家庭成員一般是以整個(gè)家庭的經(jīng)濟(jì)情況作為決策基礎(chǔ)，且這種度量也降低了收入對于某個(gè)家庭成員健康狀況的敏感程度(Gertler et al)。

3.其他解釋變量

個(gè)人健康狀況:患病程度變量，分輕、中、重三級，患病程度越重，農(nóng)民就診自付的費(fèi)用越高;患病史，以農(nóng)民曾經(jīng)患過高血壓、糖尿病、心肌梗塞、中風(fēng)骨折等五種疾病中的至少一種來表示，有患病史的農(nóng)民健康風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)可能更強(qiáng)，這將導(dǎo)致其更傾向于支付高的就診費(fèi)用。其他保險(xiǎn)變量，參加其他保險(xiǎn)可以提高農(nóng)民的就診意識(shí)和就診費(fèi)用保障水平:加入醫(yī)療保險(xiǎn)的家庭成員人數(shù)比(insur):根據(jù)CHNS調(diào)查包括的醫(yī)療保險(xiǎn)種類有商業(yè)保險(xiǎn)、公費(fèi)醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險(xiǎn)(含通道模式、板塊模式、大病保險(xiǎn))、合作醫(yī)療、婦幼健康保險(xiǎn)和計(jì)免保險(xiǎn)等。一般認(rèn)為參加其他保險(xiǎn)可以提高農(nóng)民的就診意識(shí)和就診費(fèi)用保障水平。

醫(yī)療服務(wù)交易成本(農(nóng)村合作醫(yī)療的部分非醫(yī)療成本):可以用到醫(yī)療機(jī)構(gòu)的交通時(shí)間和在醫(yī)療機(jī)構(gòu)的等待時(shí)間來度量。農(nóng)民到最近醫(yī)療點(diǎn)的距離變量，它反映了醫(yī)療的可及性，距離越遠(yuǎn)，農(nóng)民可能約會(huì)減少就診概率。問卷中有針對不同種類醫(yī)療機(jī)構(gòu)的該方面的信息。主要包括兩種類型即，診所和住院，我們用所有醫(yī)療機(jī)構(gòu)(包括診所和醫(yī)院)的等待時(shí)間均值和交通時(shí)間均值分別來度量門診治療時(shí)的等待時(shí)間和交通時(shí)間;用醫(yī)院的等待時(shí)間均值和交通時(shí)間均值來度量住院治療的等待和交通時(shí)間。相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量的定義及描述性統(tǒng)計(jì)

三、模型設(shè)定

本文選取山東省未實(shí)施新農(nóng)合政策的2000年數(shù)據(jù)和實(shí)施新農(nóng)合6年后的2009年面板數(shù)據(jù)，采用非觀測效應(yīng)面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)模型雙重差分法分析農(nóng)村居民參加新農(nóng)村合作醫(yī)療服務(wù)利用的變化。現(xiàn)有研究一般認(rèn)為未成年人和老年人的健康特征及衛(wèi)生服務(wù)利用情況與成年人區(qū)別較大，所以本文將主要研究成年人的衛(wèi)生服務(wù)利用情況，將年齡限定為18-65歲。筆者選取新型農(nóng)村醫(yī)療合作制度試點(diǎn)前后2個(gè)年度(2000年和2009年)的同一戶農(nóng)戶樣本，并剔除財(cái)富數(shù)據(jù)缺失和參加其他醫(yī)療保險(xiǎn)的農(nóng)戶，2年共得到668個(gè)樣本。

根據(jù)CHNS調(diào)查問卷選擇“在調(diào)查前四周內(nèi)農(nóng)民是否到診所或醫(yī)院看病”即四周就診率來衡量，并選擇二元變量的形式，即調(diào)查前四周看過病記為1，沒看過病記為0。本文選擇Probit模型，并且采用隨機(jī)效應(yīng)模型控制農(nóng)民個(gè)體的不可觀測的異質(zhì)性的影響。

農(nóng)民第二個(gè)決策是農(nóng)民就診費(fèi)用的數(shù)量。本文選用了就診自付費(fèi)用和就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)兩個(gè)變量。一般而言，對就診自付費(fèi)用變化的考察將比就診費(fèi)用總支出更有意義，因?yàn)樽愿顿M(fèi)用更能反映新農(nóng)合醫(yī)療實(shí)施前后農(nóng)民因?yàn)榧膊≡斐傻慕?jīng)濟(jì)狀況的變化。同時(shí)本文也選擇了就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)即就診自付費(fèi)用占農(nóng)民家庭人均純收入的比重來直接反映農(nóng)民衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，沒有選擇就診自付費(fèi)用占農(nóng)民家庭消費(fèi)支出的比重的原因是就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)更能反映農(nóng)民對就診自付費(fèi)用的承受能力。對于這兩個(gè)數(shù)量型變量，可采用隨機(jī)效應(yīng)廣義最小二乘法(GLS)模型進(jìn)行分析。

結(jié)合上述文獻(xiàn)綜述，以家庭特征、個(gè)人特征、地區(qū)特征以及與疾病有關(guān)變量等為解釋變量，具體模型如下:

就診自付費(fèi)用模型:Feeit=α2+β21T+β22Dit+β23T×CMSit+β24Xit+vit

就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)模型:Burdenit=α3+β31T+β32Dit+β33T×CMSit+β34Xit+vit

在上述三個(gè)模型中，Clinicit為農(nóng)民四周就診率，即農(nóng)民是否就診的變量，1代表調(diào)查前四周去就診，0為相反;Feeit表示農(nóng)民就診自付費(fèi)用的數(shù)量;Burdenit為農(nóng)民就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)的大小;T是虛擬變量，1代表新農(nóng)合實(shí)施后，0表示新農(nóng)合實(shí)施前;CMS為參合與否的變量，參加新農(nóng)合醫(yī)療的農(nóng)民為1，相反為0;T×CMS為新農(nóng)合實(shí)施后的變化量;Xit是一組解釋變量，比如農(nóng)民的家庭特征、地區(qū)特征以及與疾病有關(guān)的變量等;vit為不可觀察的個(gè)體異質(zhì)性誤差和時(shí)變誤差的復(fù)合誤差項(xiàng);αi、βi1、βi2和βi3(i=1，2，3)為估計(jì)參數(shù)，其中βi3用來衡量新農(nóng)合對農(nóng)民衛(wèi)生服務(wù)利用的影響;β14考察控制變量對衛(wèi)生服務(wù)利用的作用。

四、計(jì)量結(jié)果報(bào)告與分析

(一)樣本選擇性偏誤檢驗(yàn)

由于農(nóng)村居民就醫(yī)情況可能會(huì)存在樣本選擇偏差，因此本文對農(nóng)村居民是否就診以及就診自付費(fèi)用支出進(jìn)行Heckman兩階段模型估計(jì)。從表2的結(jié)果發(fā)現(xiàn)逆米爾斯比率的Z值并不顯著，表明不存在樣本選擇問題，因此可以直接利用雙重差分法進(jìn)行估計(jì)。

表2 Heckman二階段模型估計(jì)結(jié)果

(二)估計(jì)結(jié)果

表3給出了新農(nóng)合對農(nóng)民就診影響的三個(gè)回歸模型結(jié)果。表4給出了另外三個(gè)模型結(jié)果，兩個(gè)表的估計(jì)結(jié)果整體上相似。模型通過了Wald檢驗(yàn)，整體效果良好。

表3 新農(nóng)合對農(nóng)民就診(含住院服務(wù)利用)的影響

表4 新農(nóng)合對農(nóng)民門診服務(wù)的影響

續(xù)表4

從上面兩個(gè)表的估計(jì)結(jié)果可以看出:

第一，在對農(nóng)民利用衛(wèi)生服務(wù)影響顯著的變量中，最主要的變量是患病程度;其次是對農(nóng)民四周就診率、自付費(fèi)用有顯著影響的變量家庭規(guī)模。對自付費(fèi)用和費(fèi)用負(fù)擔(dān)有顯著影響的變量有其他保險(xiǎn)、患病史、感冒治療費(fèi)用等;再次，對費(fèi)用負(fù)擔(dān)有顯著影響的變量有人均純收入。而農(nóng)民的個(gè)人特征變量對自付費(fèi)用的顯著正向影響不顯著。

需要說明的是，感冒治療費(fèi)用對自付費(fèi)用與費(fèi)用負(fù)擔(dān)有非常顯著的正向影響。這里可能的原因是:多數(shù)農(nóng)民比較習(xí)慣到診所或醫(yī)院就診，但是在被動(dòng)的情況下接受醫(yī)療服務(wù)，特比是在患病較為嚴(yán)重的情況下。為了盡早獲得健康，能夠忍受醫(yī)療服務(wù)價(jià)格的上漲，從而使自付費(fèi)用增加而加重費(fèi)用負(fù)擔(dān)。

第二，新農(nóng)合對農(nóng)民四周就診率和就診自付費(fèi)用的影響為負(fù)，對就診費(fèi)用負(fù)擔(dān)的影響為正，但統(tǒng)計(jì)上均不顯著。

新農(nóng)合對四周就診率的影響為負(fù)，也就是說新農(nóng)合減少了農(nóng)民的就診行為，但統(tǒng)計(jì)上不顯著。由于農(nóng)民多數(shù)是門診服務(wù)，所以這與新農(nóng)合過多重視“保大病”而對門診服務(wù)關(guān)注不夠有一定的關(guān)系，從而使農(nóng)民不在意不嚴(yán)重的輕度疾病。雖然農(nóng)民未就診行為可能因時(shí)間價(jià)值因素和具備自我治療能力而體現(xiàn)出一定合理性，但農(nóng)戶更多考慮的是門診費(fèi)用報(bào)銷程序復(fù)雜所帶來的更多的費(fèi)用。樣本數(shù)據(jù)顯示，未就診的參合農(nóng)民主要集中在B、D兩縣，其報(bào)銷比例分別為100%(30元以內(nèi))和15%。2009年未就診的參合農(nóng)民的自我醫(yī)療費(fèi)用在0—18元之間，如果按D縣標(biāo)準(zhǔn)可報(bào)銷0.45-4.5元，而按B縣標(biāo)準(zhǔn)30元以內(nèi)可全部報(bào)銷，報(bào)銷額度相對較高，但是報(bào)銷手續(xù)復(fù)雜導(dǎo)致的費(fèi)用過高。所以2009年未就診農(nóng)民中，認(rèn)為疾病輕而完全不在意的占52%，另外48%的農(nóng)民選擇了自我醫(yī)療方式。

新農(nóng)合對自付費(fèi)用影響為負(fù)，但對費(fèi)用負(fù)擔(dān)影響為正，說明新農(nóng)合在減少農(nóng)民自付費(fèi)用中起到了作用，但也加重了農(nóng)民的費(fèi)用負(fù)擔(dān)。新農(nóng)合對自付費(fèi)用不顯著的負(fù)向影響可能和四個(gè)縣門診費(fèi)用報(bào)銷比例較低有關(guān)。除C縣為0外，A、B、D三縣門診報(bào)銷費(fèi)用比例為6%、100%(30元以下)、15%。在起付線為0的條件下，一定的報(bào)銷比例可以在一定程度上減少農(nóng)民的就診費(fèi)用，但與住院費(fèi)用相比，門診費(fèi)用本身較低，因此較低的門診報(bào)銷費(fèi)用難以對農(nóng)民門診費(fèi)用產(chǎn)生較大影響。

新農(nóng)合對農(nóng)民費(fèi)用負(fù)擔(dān)影響為正，與農(nóng)民的收入有一定關(guān)系，并反映了新農(nóng)合在衛(wèi)生費(fèi)用補(bǔ)償模式中存在醫(yī)療不公平現(xiàn)象，這種情況在醫(yī)藥費(fèi)用上漲的背景下更為突出。從模型可以看出，家庭人均純收入與費(fèi)用負(fù)擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)，富人的負(fù)擔(dān)比窮人負(fù)擔(dān)更輕。新農(nóng)合的衛(wèi)生費(fèi)用補(bǔ)償模式中并沒有考慮農(nóng)民收入的差別，但收入不同的窮人和富人的費(fèi)用負(fù)擔(dān)承受能力不一致，在一定程度上加劇了不公平。

五、政策建議

本文以山東為例，實(shí)證分析了新農(nóng)合對農(nóng)民衛(wèi)生服務(wù)利用的影響，結(jié)果顯示農(nóng)民的患病嚴(yán)重程度、家庭規(guī)模、患病史、其他保險(xiǎn)、感冒治療費(fèi)用以及家庭人均純收入等因素均對就診情況產(chǎn)生顯著影響。但新農(nóng)合對農(nóng)民四周就診率、自付費(fèi)用的負(fù)向影響以及對費(fèi)用負(fù)擔(dān)的正向影響統(tǒng)計(jì)上均不顯著。由于本文中農(nóng)民以門診服務(wù)為主，所以總體上來看新農(nóng)合對改善農(nóng)戶衛(wèi)生服務(wù)的效果不太明顯，而且注重“保大病”的模式對門診服務(wù)關(guān)注不夠。但新農(nóng)合對農(nóng)民自付費(fèi)用的負(fù)向影響說明現(xiàn)有的補(bǔ)償模式在降低農(nóng)民自付費(fèi)用上，可能起到了一定作用。而新農(nóng)合對四周就診率的負(fù)向影響說明了新農(nóng)合報(bào)銷比例低，且手續(xù)復(fù)雜的門診費(fèi)用補(bǔ)償模式有抑制就診的傾向，并且新農(nóng)合對農(nóng)民費(fèi)用負(fù)擔(dān)產(chǎn)生的正向影響也說明在藥品價(jià)格上漲的背景下，現(xiàn)有的衛(wèi)生費(fèi)用補(bǔ)償模式可能會(huì)出現(xiàn)一定的醫(yī)療不公平現(xiàn)象，富人的負(fù)擔(dān)比窮人負(fù)擔(dān)更輕。

因此，要實(shí)現(xiàn)新型合作醫(yī)療減少“因病致貧”、“因病返貧”現(xiàn)象的目標(biāo)，需進(jìn)一步改善衛(wèi)生服務(wù)情況。政府除了降低藥品價(jià)格外，更需要改進(jìn)新農(nóng)合制度的衛(wèi)生費(fèi)用補(bǔ)償模式。這需要在注重大病醫(yī)療保障的同時(shí)擴(kuò)大基本醫(yī)療費(fèi)用覆蓋范圍，并提高報(bào)銷比例、簡化報(bào)銷程序和報(bào)銷方式，補(bǔ)貼基本醫(yī)療服務(wù)或者為低收入農(nóng)民提供直接補(bǔ)貼等方式減輕農(nóng)民的衛(wèi)生費(fèi)用負(fù)擔(dān)，同時(shí)加大對低收入農(nóng)民群體的關(guān)注，保障農(nóng)民受益的公平性。

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