王江曼 李 磊

南京大學公共衛(wèi)生管理與醫(yī)療保障政策研究中心 江蘇南京 210093

2003年新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度實施以來，制度框架及運行機制逐漸形成。2006年1月，衛(wèi)生部等7部委聯(lián)合下發(fā)了《關于加快推進新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點工作的通知》，確定了擴大新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點范圍，加快推進和不斷完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度。胡錦濤總書記在十七大報告中進一步強調(diào)了全面推進新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度建設。但由于該制度建設涉及復雜的社會利益關系，涉及政府干預機制、市場運作機制與社會參與機制整合，在實施過程中暴露出諸多問題，如效率與公平難以兼顧，補償機制不夠完善等。[1-2]針對各地制度運行過程中反映的突出問題，建立供需雙方利益均衡的有效模式是關鍵。

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度是旨在滿足廣大農(nóng)戶醫(yī)療需求，為其抵抗健康風險的惠民政策，制度供給應以農(nóng)戶的實際醫(yī)療需求為基礎。在制度實施初期，胡善聯(lián)提出應根據(jù)當?shù)氐男l(wèi)生需要，即農(nóng)戶的醫(yī)療需求狀況來制定新型農(nóng)村合作醫(yī)療提供的服務包類型。[3]因此，通過研究農(nóng)戶醫(yī)療需求的影響因素，準確把握農(nóng)戶醫(yī)療需求水平，從而改善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度供給狀況，對于切實滿足農(nóng)村居民醫(yī)療需求，優(yōu)化制度運行效果具有重要意義?；谝陨戏治觯疚膹霓r(nóng)戶需求的層面立意，建立實證模型，分析影響農(nóng)戶醫(yī)療需求的因素以及影響程度，并提出有效滿足農(nóng)戶醫(yī)療需求的政策建議。

1 文獻綜述

我國學術界對農(nóng)村居民醫(yī)療服務需求研究的視角主要集中在兩個方面：第一，將醫(yī)療服務需求和供給的考察相結合。王蘭芳、陳萬明利用實證研究與一般均衡分析相結合的方法，分析得出新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實施使得農(nóng)村居民大病醫(yī)療服務需求更加集中，醫(yī)療衛(wèi)生資源的供給效率有待提高。[4]苗艷青、張森利用東中西部4省7縣2007年的調(diào)研數(shù)據(jù)，通過研究衛(wèi)生服務供需雙方在新型農(nóng)村合作醫(yī)療實施前后的變化來評價制度實施效果，結果表明，新型農(nóng)村合作醫(yī)療提高了參合農(nóng)民中慢性病患者的確診率和就診率,改變了參合患者的就診流向，但對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的業(yè)務收入沒有顯著影響。[5]

第二，單獨考察醫(yī)療服務需求。近年來在這類研究中，分析醫(yī)療需求影響因素的文獻逐漸增多。任苒、張琳利用8省10縣的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析新型農(nóng)村合作醫(yī)療干預前后，不同收入組農(nóng)村居民醫(yī)療服務需要和利用水平的差異及其影響因素。[6]高夢滔、姚洋利用農(nóng)業(yè)部的8省農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，通過計量分析方法，研究了農(nóng)村居民兩周內(nèi)是否患病和醫(yī)療支出的影響因素。[7]王小萬建立logistic回歸模型考察農(nóng)村居民醫(yī)療需求，以兩周是否患病為因變量，引入社會經(jīng)濟狀況、個人特征、醫(yī)療服務可及性和醫(yī)療保險制度等解釋變量，分析各因素對兩周患病概率影響以及顯著性水平。[8]封進等利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查的數(shù)據(jù)，分析了收入、價格和健康需求對農(nóng)村居民醫(yī)療支出的影響。[9]林相森、艾春榮采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查2004年的數(shù)據(jù)，運用半?yún)?shù)方法對有序probit模型進行了估計，結果顯示：性別、年齡、婚姻狀況、居住在農(nóng)村地區(qū)、收入水平和教育水平對個人醫(yī)療需求存在不同程度的影響。[10]

目前對農(nóng)戶醫(yī)療需求影響因素的研究傾向于將農(nóng)民個體作為研究主體，較多表現(xiàn)為以農(nóng)民的個人收入作為重要決策變量。高夢滔、姚洋從家庭內(nèi)部資源分配的框架出發(fā)，對不同性別、不同生命周期家庭成員的健康投資進行實證研究，結果表明處于生育期的女性往往在健康投資上獲得優(yōu)先地位。[7]另一項利用印度某地區(qū)數(shù)據(jù)分析健康投資在戶內(nèi)分配的研究發(fā)現(xiàn)，家庭更傾向于對經(jīng)濟機會較強的成員進行健康投資。[11]此外，考慮到現(xiàn)實情況，我國農(nóng)村地區(qū)的微觀經(jīng)濟單位是農(nóng)戶，醫(yī)療決策是農(nóng)戶整體統(tǒng)一決策的結果。因此，將農(nóng)戶視為醫(yī)療服務需求的主體更符合現(xiàn)實。本文擬通過經(jīng)濟學分析方法分析農(nóng)戶醫(yī)療需求，為完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度提出政策建議。

2 數(shù)據(jù)來源和理論模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

考慮到地理位置和經(jīng)濟發(fā)展水平，我們選取了東部的江蘇海門、中部的安徽金寨、西部的陜西戶縣三個縣(市)進行調(diào)研。海門市選取了三星、三廠、三陽、余東和四甲五個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)各選取三個村進行調(diào)研。共調(diào)研409戶農(nóng)民，回收有效問卷357份。考慮到金寨縣特殊的山區(qū)地形，農(nóng)戶居住得較為分散，課題組只選取了白塔畈鄉(xiāng)的灌集村和樓沖村。共調(diào)研農(nóng)民238戶，有效問卷共計210份。在戶縣，我們選取了龐光、澇店兩鎮(zhèn)，每鎮(zhèn)分別選取兩個村進行調(diào)研，訪談農(nóng)戶300戶，獲得有效問卷288份。對農(nóng)戶的選取完全遵循簡單隨機抽樣的原則。表1給出了三個地區(qū)的基本情況。

表1 2009年調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶的基本情況

2.2 理論模型

醫(yī)療需求因素可以劃分為病人因素和醫(yī)生因素。病人因素包括健康狀況、人口統(tǒng)計特征和經(jīng)濟水平。而醫(yī)生既是醫(yī)療服務提供者，又是病人的指導者(代理人)，處于一個為醫(yī)療服務創(chuàng)造需求的獨特地位，從而導致誘導性醫(yī)療需求增加。因此醫(yī)療需求可以看成醫(yī)療與其決定因素間的一種函數(shù)關系，具體如下所示：

Q=M(hs,dc,es,pf)

(1)

由于課題組在調(diào)研的時候以農(nóng)戶為調(diào)查對象，醫(yī)生的因素在這里不予考慮。因此本研究采用的理論模型是：

Q=M(hs,dc,es)

1.4 統(tǒng)計學方法 應用SPSS 20.0軟件對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，計量資料服從正態(tài)分布用均數(shù)±標準差表示，多組間比較采用單因素方差分析，組間兩兩比較采用LSD-t檢驗，組內(nèi)治療前后比較采用配對t檢驗；計數(shù)資料采用χ2 檢驗。P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

(2)

其中，Q代表醫(yī)療需求,病人因素包括健康狀況(hs)，人口統(tǒng)計特征(dc)和經(jīng)濟發(fā)展水平(es)。醫(yī)生因素以pf來表示。M(……)是描述這些因素如何相互影響產(chǎn)生醫(yī)療需求的一種縮寫。

3 計量模型構建和變量選擇

3.1 模型構建

在本研究中，我們用醫(yī)療支出指標測算農(nóng)戶的醫(yī)療需求。醫(yī)療支出的發(fā)生與否是一個離散的、非連續(xù)的變量，這是一個二元選擇問題。基于此，本文采用二元選擇模型中的logistic模型進行分析。模型的具體形式及相關估計變量如下:

(3)

其中,Xi表示各解釋變量，i=1、2、……,ui表示的是隨機誤差項,pi表示有醫(yī)療支出的概率。

3.2 變量選擇

影響醫(yī)療消費需求的因素很多,醫(yī)療需求在很大程度上取決于病人的需要。程曉明認為衛(wèi)生服務需求受到衛(wèi)生服務消費者、供給者和籌資方以及各方間相互作用的影響[12]，Henderson J.W.把影響醫(yī)療需求的因素歸納為病人因素和醫(yī)生因素。[13]由于本文從農(nóng)戶角度進行考察,基本上包括下列因素：年齡、性別、教育程度、家庭經(jīng)濟狀況或收入、醫(yī)療保障制度、健康狀況和醫(yī)療服務可獲得性，同時將農(nóng)戶家庭特征、農(nóng)戶家庭經(jīng)濟狀況以及家庭主要勞動力的特征變量等也引入logistic模型。多元logistic模型中用到的解釋變量主要包括以下幾個方面。

表2 解釋變量及其說明

3.3 檢驗及分析

所有變量強制進入回歸方程的方法(Enter)對二項Logistic模型進行分析,通過模型Omnibus檢驗和Hosmer and Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗后，構造卡方統(tǒng)計量,最后根據(jù)自由度為8的卡方分布計算p值并對Logistic模型進行檢驗(表3、表4)。

表3 多元logistic模型的Omnibus檢驗結果

表4 Hosmer and Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗

由于我們擬定的顯著性水平是α=0.05，如果p值，也就是表4中的sig一欄小于α，則拒絕因變量的觀測值與模型預測值不存在差異的零假設，表明模型的預測值和觀測值存在顯著差異。如果p值大于α，則表明在可接受的水平上擬合了數(shù)據(jù)。表4中Hosmer and Lemeshow擬合優(yōu)度p值為0.194，大于0.05，表明模型的擬和程度較好。

我們采用SPSS18.0分析多元logistic回歸模型，表5給出了回歸分析的結果：對于戶內(nèi)醫(yī)療消費金額為0的,可以視為無醫(yī)療消費支出,記為0；否則,則視為有醫(yī)療消費支出,記為1。計量分析后變量回歸結果如表5所示。

對于表5中的變量,分析農(nóng)戶醫(yī)療需求的概率與影響因素之間的相關關系,影響比較顯著的變量有X1戶人口總量,X2戶勞動力數(shù)量,X3戶非務農(nóng)數(shù)量,X7農(nóng)戶家庭主要勞動力的健康狀況,X8農(nóng)戶的收入,X12是否享受過醫(yī)療報銷，模型分析結果如下：

戶人口規(guī)模與醫(yī)療需求有正相關關系,戶人口規(guī)模越大,農(nóng)戶醫(yī)療需求的概率就越大。人口較多的農(nóng)戶，如果成員之間相互扶持，生活和睦，患病概率降低，同時親人的關心會促進患者的康復，從而減少醫(yī)療需求。但是家庭人數(shù)越多，以整個家庭為單位來考察，其患病概率增大，醫(yī)療需求總量也會相應增加。在這種正影響大于前述的負影響時，便出現(xiàn)戶人口規(guī)模與醫(yī)療需求正相關的分析結果。

表5 農(nóng)戶醫(yī)療服務需求影響因素多元Logistic模型回歸結果

戶勞動力數(shù)量與農(nóng)戶醫(yī)療需求有負相關關系。由于本文將勞動力界定為有勞動意愿并且有勞動能力的人口，這部分人身體條件較好，患病概率低，醫(yī)療需求相對較少。所以在人口規(guī)模一定的情況下,勞動力人數(shù)越多，醫(yī)療需求也就越少。

戶非務農(nóng)數(shù)量和農(nóng)戶醫(yī)療需求存在明顯的正相關關系。在本研究中，非務農(nóng)數(shù)量是指年齡小于10歲或者大于60歲的群體人數(shù)。這一群體身體條件相對較差，屬于高發(fā)病率群體，發(fā)生醫(yī)療費用的可能性相應增加。因此家庭的醫(yī)療需求會隨非務農(nóng)數(shù)量的增加而上漲。

農(nóng)戶家庭主要勞動力的健康狀況同農(nóng)戶醫(yī)療需求存在負相關關系。當農(nóng)民健康狀況下降乃至發(fā)生疾病時，會影響其正常參與勞動和社會活動。尤其是作為家庭重要經(jīng)濟來源的主要勞動力，其健康狀況的下降將直接對整個家庭正常生活產(chǎn)生重大沖擊。因此，主要勞動力的健康出現(xiàn)問題時，一般會及時利用醫(yī)療服務，從而導致農(nóng)戶投資于健康的支出增加。可見，隨著主要勞動力健康狀況的不斷改善,農(nóng)戶的醫(yī)療需求概率相應降低。

農(nóng)戶的收入同農(nóng)戶醫(yī)療需求呈現(xiàn)正相關關系，這一結論與理論界普遍認同的觀點一致：農(nóng)戶收入越高，醫(yī)療需求的概率也就越大。當農(nóng)戶收入處于較高水平時，基本的生活需求得到保障，會更加重視生活質(zhì)量的提高，健康投資的理念加強。再加上具備一定的疾病支付能力，因此在身體出現(xiàn)不適或發(fā)生疾病時會及時治療，并且往往傾向于選擇高質(zhì)量的醫(yī)療服務，醫(yī)療需求的概率隨之增加。此外，收入水平較高的農(nóng)戶一般受教育情況整體較好，良好的知識水平會促進保健意識的提高，這也會在一定程度上加大醫(yī)療需求的概率。

是否享受過醫(yī)療報銷也是影響農(nóng)戶醫(yī)療需求的一個重要因素，兩者存在一定的正相關關系。農(nóng)民如果享受過醫(yī)療報銷，對農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生機構的信任感會增強，也會認可新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，刺激其醫(yī)療服務需求得到釋放，從而發(fā)生醫(yī)療支出，增加醫(yī)療需求的概率。

上述沒有通過檢驗的各因素對醫(yī)療需求并不是沒有影響，只是基于目前的調(diào)研數(shù)據(jù)影響不顯著。同時，由于受到時間、環(huán)境等客觀條件的限制，調(diào)研可能忽視了一些因素，這些因素也對農(nóng)民的支出模型存在一定程度的影響。此外，農(nóng)戶家庭成員間相處的和睦程度，農(nóng)戶住房結構、布局、規(guī)模等條件也會對醫(yī)療需求產(chǎn)生影響，但考慮到這些因素難以量化，本文沒有納入計量模型中。

4 結論與政策建議

模型的回歸結果表明：農(nóng)戶的戶人口規(guī)模、戶非務農(nóng)數(shù)量、家庭總收入、是否享受醫(yī)療保障項目和農(nóng)戶醫(yī)療需求正相關；而戶勞動力數(shù)量、主要勞動力的健康狀況同農(nóng)戶醫(yī)療需求呈反向相關關系?；谏衔牡膶嵶C分析，參合農(nóng)戶的醫(yī)療需求具有明確的政策含義，提出相應的政策建議。

第一，在收繳的新型農(nóng)村合作醫(yī)療資金偏少、保障水平偏低的情況下，在制度設計上可以嘗試以家庭為整體，實行捆綁式補償。例如戶縣2009年在普通門診報銷方面，單次補償費用為參合農(nóng)民個人門診總費用的40%，同時參合人員以家庭為單位，每年按家庭參合人數(shù)×20元為每戶封頂線，實行整戶封頂，家內(nèi)通用。這樣可以從整體上優(yōu)化參合農(nóng)民的年齡結構，實現(xiàn)基金的統(tǒng)籌共濟，減輕基金的支付壓力。更重要的是能夠高效地為處于不同醫(yī)療需求層次的農(nóng)戶提供醫(yī)療保障，提升新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實際運行效果。

第二，負責新型農(nóng)村合作醫(yī)療工作的政府部門應改變“一種繳費，一種待遇”的單一格局，在政策設計上依據(jù)“高繳費，高待遇”、“低繳費，低待遇”的原則，在嘗試以家庭為單位參合的基礎上推行不同層次的繳費和報銷標準，讓農(nóng)戶自由選擇。勞動力數(shù)量較少、非務農(nóng)數(shù)量較多的家庭可以考慮選擇較高層次的保險，反之則可選擇較低層次的保險。這樣能夠高效地滿足不同農(nóng)民的醫(yī)療需求，也可以為新型農(nóng)村合作醫(yī)療和城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險的統(tǒng)籌提供基礎。

第三，做好疾病預防工作，可降低由于個人不良生活習慣、行為方式和社會、心理、環(huán)境因素引起的疾病的發(fā)病率，保障人們的健康水平。同時，可以在源頭上控制醫(yī)療費用，優(yōu)化醫(yī)?；鸬氖褂媒Y構，提高使用效率。這從客觀上要求新農(nóng)合相關部門在對已經(jīng)發(fā)生的醫(yī)療費用進行補償?shù)耐瑫r，要高度重視疾病預防工作?？梢試L試從基金的利息收入中提取一部分作為預防保健工作的專項資金。在已有資金保障的基礎上，定期組織專業(yè)的醫(yī)務人員為農(nóng)村居民進行免費體檢，舉辦健康講座，增強農(nóng)村居民的保健意識，促進健康水平的提高。

第四，增加農(nóng)戶的家庭收入(特別是給予農(nóng)戶的生產(chǎn)性補貼以及農(nóng)業(yè)生產(chǎn)保險等)以及增加對低收入農(nóng)戶的轉移支付，對于提高農(nóng)戶的疾病負擔能力具有重要意義。同時還需開展靈活多樣的醫(yī)療扶持項目,促使農(nóng)戶的醫(yī)療需要轉化為需求，以減輕農(nóng)戶的醫(yī)療負擔,保證疾病得到及時治療。

第五，擴大受益面，提高受益水平是十分必要的。在新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度設計上，有條件的地方要積極推行門診統(tǒng)籌，讓更多農(nóng)民體驗到新農(nóng)合報銷的實惠。同時，應根據(jù)基金承受能力適當?shù)財U大慢性病和住院大病的報銷范圍，降低起付線，逐步提高補償水平，并注重醫(yī)療救助與新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的有效銜接。這是推動新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度良性運行，促進農(nóng)民醫(yī)療需求得到高效滿足的重要環(huán)節(jié)。

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