李明橋

摘 要：新農(nóng)合可通過(guò)道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇和誘導(dǎo)需求來(lái)影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)。當(dāng)CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)排除掉新農(nóng)合逆向選擇問(wèn)題時(shí)，道德風(fēng)險(xiǎn)和誘導(dǎo)需求則共同決定了參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，那么，系統(tǒng)地研究新農(nóng)合道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，就可以間接推導(dǎo)出誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。研究發(fā)現(xiàn)：一方面，農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而降低了健康保健與疾病預(yù)防，導(dǎo)致患病率略有上升，醫(yī)療服務(wù)需求小幅上升；另一方面，農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而能夠及時(shí)就診，其避免小病拖成大病所降低的醫(yī)療消費(fèi)量，相當(dāng)于農(nóng)戶因新農(nóng)合承擔(dān)部分醫(yī)療消費(fèi)而增加的醫(yī)療消費(fèi)量，由此可知，參合農(nóng)戶增加醫(yī)療消費(fèi)的幅度較小。因此，大幅上漲的醫(yī)療消費(fèi)歸因于醫(yī)生誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)更多醫(yī)療服務(wù)，并且誘導(dǎo)需求主要發(fā)生在醫(yī)治小?。ㄩT診治療）領(lǐng)域。

關(guān)鍵詞：新農(nóng)合；參合農(nóng)戶；誘導(dǎo)需求；醫(yī)療消費(fèi)

文章編號(hào)：2095-5960（2014）06-0075-08；中圖分類號(hào)：R197；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

一、引言

進(jìn)入新世紀(jì)后，在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系市場(chǎng)化改革的價(jià)值取向下，我國(guó)居民“看病貴看病難”十分普遍，令人更為不安的是，醫(yī)療費(fèi)用上漲使得農(nóng)民“因病致貧、因病返貧”的現(xiàn)象極其嚴(yán)重，這不但損害了前期的扶貧效果，而且不利于社會(huì)主義和諧社會(huì)的建設(shè)（鄭茂偉、方俊良，2013）。[1]為了扭轉(zhuǎn)這種不利局面，中央政府于2003年投入大量資金啟動(dòng)了農(nóng)村合作醫(yī)療制度改革和建設(shè)工作，新農(nóng)合應(yīng)運(yùn)而生。眾多學(xué)者圍繞新農(nóng)合推廣和實(shí)施過(guò)程中存在的各種問(wèn)題進(jìn)行了深入研究，主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。

首先，關(guān)于新農(nóng)合推廣問(wèn)題的研究。理論上新農(nóng)合難以有效規(guī)避“逆向選擇”問(wèn)題，因?yàn)橥侗Ｕ唢L(fēng)險(xiǎn)無(wú)法逐個(gè)識(shí)別，建立在平均概率上的保費(fèi)將使風(fēng)險(xiǎn)低于平均概率的人退出市場(chǎng)，從而導(dǎo)致保險(xiǎn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)不斷增加，形成一個(gè)典型的“檸檬市場(chǎng)”（朱信凱，2009）[2]，導(dǎo)致新農(nóng)合參保率不斷下降，從而難以有效推廣。然而，新農(nóng)合存在政府補(bǔ)貼、較少繳費(fèi)金額、較高風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避以及較低醫(yī)療支出傾向是導(dǎo)致新農(nóng)合逆向選擇問(wèn)題較小的主要原因（封進(jìn)，2007）[3]。與此同時(shí)，新農(nóng)合主要“以戶為單位”、“干部動(dòng)員保證參保率”的方式進(jìn)行推廣，從而使新農(nóng)合避免了逆向選擇問(wèn)題（高夢(mèng)滔，2010）[4]，這有利于新農(nóng)合在農(nóng)村全面覆蓋。

其次，關(guān)于新農(nóng)合補(bǔ)償模式的研究。各級(jí)政府在新農(nóng)合政策實(shí)施初期，一方面要考慮新農(nóng)合資金收支平衡問(wèn)題，另一方面要求新農(nóng)合能提高農(nóng)戶抵御重大疾病風(fēng)險(xiǎn)的能力，因此，實(shí)施以大病統(tǒng)籌為主的農(nóng)民醫(yī)療互助共濟(jì)制度。這種只保大病的政策效果受到質(zhì)疑，一方面，僅補(bǔ)貼重大疾病不利于農(nóng)戶在健康出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)及時(shí)治療，容易導(dǎo)致小病拖成大?。ǚ膺M(jìn)，2007）。[3]另一方面，只補(bǔ)貼大病的政策僅能分?jǐn)傓r(nóng)戶33.3%的重大疾病風(fēng)險(xiǎn)和24.2%的“因病致貧”風(fēng)險(xiǎn)，農(nóng)戶健康風(fēng)險(xiǎn)依然比較嚴(yán)重（張廣科，2010）。[5]新農(nóng)合只補(bǔ)償大病的政策實(shí)施過(guò)程中導(dǎo)致新農(nóng)合資金累計(jì)盈余不斷增加，在此背景之下，為進(jìn)一步提高農(nóng)戶抵御健康風(fēng)險(xiǎn)的能力，各地區(qū)逐步實(shí)施小病補(bǔ)償（門診補(bǔ)償）政策。

最后，關(guān)于新農(nóng)合與農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的研究。新農(nóng)合提高了農(nóng)戶醫(yī)療服務(wù)利用率，使得農(nóng)戶年就診次數(shù)平均增加0.29次（高夢(mèng)滔，2010）[4]，從而明顯改變了農(nóng)戶健康水平，但實(shí)際醫(yī)療支出和大病醫(yī)療支出并未顯著下降，因此，新農(nóng)合在改善參合者健康狀況的同時(shí)，并未明顯降低醫(yī)療消費(fèi)（程令國(guó)，2012）。[6]

現(xiàn)有文獻(xiàn)表明研究新農(nóng)合問(wèn)題的成果豐碩，但是很少有研究新農(nóng)合如何影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的文獻(xiàn)。了解新農(nóng)合影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的內(nèi)在機(jī)制，一方面有利于控制不必要的醫(yī)療消費(fèi)，從而降低新農(nóng)合統(tǒng)籌資金的支出；另一方面，有利于進(jìn)一步提高新農(nóng)合疾病補(bǔ)貼效率，從而提高農(nóng)戶健康福利水平。因此，研究新農(nóng)合如何影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、新農(nóng)合影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的路徑分析

（一）新農(nóng)合與參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)

本文根據(jù)中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）中2006與2009年兩輪數(shù)據(jù)繪制出的農(nóng)戶人均醫(yī)療消費(fèi)，如圖1和圖2所示，其中，縱坐標(biāo)表示醫(yī)療消費(fèi)金額（元），橫坐標(biāo)由人均醫(yī)療支出、人均門診費(fèi)用和人均住院費(fèi)用構(gòu)成。本文利用CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)構(gòu)建了同一樣本在2006和2009年都同時(shí)被調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，這些樣本在2006年都沒(méi)有參加新農(nóng)合，在2009年部分樣本參加了新農(nóng)合（參保農(nóng)戶），其余樣本仍然沒(méi)有參加新農(nóng)合（非參保農(nóng)戶）。圖1描繪了2009年參保農(nóng)戶和非參保農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)對(duì)比情況，圖2描繪了參保農(nóng)戶參保前（2006年）和參保后（2009年）醫(yī)療消費(fèi)對(duì)比情況。值得強(qiáng)調(diào)的是，本文參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)不但包括農(nóng)戶自身醫(yī)療支出，而且還包括新農(nóng)合承擔(dān)的相應(yīng)醫(yī)療支出。

由圖1可知，無(wú)論是人均醫(yī)療支出、人均門診費(fèi)用還是人均住院費(fèi)用，參保農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)都小于非參保農(nóng)戶，并且參保農(nóng)戶人均住院費(fèi)用僅為非參保農(nóng)戶的59.62%（4348/7284），說(shuō)明新農(nóng)合在很大程度上降低了農(nóng)戶大病風(fēng)險(xiǎn)，該結(jié)論與張廣科（2010）的研究結(jié)果相一致。 [5]

由圖2可知，就農(nóng)戶參加新農(nóng)合前后而言，無(wú)論是人均醫(yī)療支出、人均門診費(fèi)用還是人均住院費(fèi)用，農(nóng)戶參保后（2009年）的醫(yī)療消費(fèi)明顯高于參保前（2006年）。根據(jù)中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒可知居民醫(yī)療保健價(jià)格指數(shù)2009年比2006年高出5.6%，表明即使扣除醫(yī)療服務(wù)價(jià)格上升因素，2006（參合前）到2009（參合后）年間參合農(nóng)戶的平均醫(yī)療支出年增長(zhǎng)率高達(dá)35.71%（環(huán)比）。由此可知，農(nóng)戶在參合后（2009年）醫(yī)療消費(fèi)比參合前（2006年）大幅上漲，這不僅不利于新農(nóng)合資金的收支平衡，還有損新農(nóng)合的可持續(xù)性。因此，本文試圖發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合導(dǎo)致參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)上漲的原因，為抑制參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)不合理上漲而提出相應(yīng)政策建議。

（二）新農(nóng)合影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的三條路徑

新農(nóng)合可通過(guò)道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇和誘導(dǎo)需求來(lái)影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，如圖3所示。首先，就道德風(fēng)險(xiǎn)而言分為事前和事后兩種情況。其一，事前道德風(fēng)險(xiǎn)是指農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而忽視了健康保健與疾病預(yù)防，使得患病率上升，從而增加了醫(yī)療消費(fèi)。如表1所示，2009年參合農(nóng)戶在沒(méi)有參加新農(nóng)合以前（2006年）發(fā)病率為11.3%，而參合后（2009年）上升為15.38%，表明農(nóng)戶可能存在事前道德風(fēng)險(xiǎn)行為，從而導(dǎo)致患病率上升。其二，事后道德風(fēng)險(xiǎn)是指新農(nóng)合改變了農(nóng)戶醫(yī)療需求行為。如圖3所示，一方面，新農(nóng)合激勵(lì)農(nóng)戶積極就診，避免小病拖成大病，從而降低了醫(yī)療消費(fèi)，即為積極醫(yī)療需求；另一方面，新農(nóng)合承擔(dān)了農(nóng)戶部分醫(yī)療費(fèi)用，使得農(nóng)戶醫(yī)療需求的邊際成本下降，農(nóng)戶根據(jù)邊際收益等于邊際成本來(lái)決定醫(yī)療消費(fèi)時(shí)，傾向于過(guò)多消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)，即為過(guò)度醫(yī)療需求。事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的影響取決于積極醫(yī)療需求和過(guò)度醫(yī)療需求的相對(duì)大小。

圖3 新農(nóng)合影響醫(yī)療消費(fèi)的路徑其次，逆向選擇是指投保者風(fēng)險(xiǎn)無(wú)法逐個(gè)識(shí)別，使得高風(fēng)險(xiǎn)的投保者更愿意投保。就本文而言，如果新農(nóng)合存在逆向選擇問(wèn)題，那么2009年參合農(nóng)戶健康狀況在參合以前（2006年）應(yīng)該比非參合農(nóng)戶更差。然而，根據(jù)表1可知，2009年參合農(nóng)戶在沒(méi)有參合以前（2006年）的發(fā)病率（11.3%）低于非參保農(nóng)戶（14.11%），表明參合農(nóng)戶在參合前的健康狀況比非參合農(nóng)戶更好，因此CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)的新農(nóng)合樣本不存在逆向選擇問(wèn)題，該結(jié)論與封進(jìn)（2009）[7]和高夢(mèng)滔（2010）[4]的研究一致，因此，新農(nóng)合并沒(méi)有通過(guò)逆向選擇影響農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)。

最后，由于病患信息不對(duì)稱，醫(yī)生可以根據(jù)農(nóng)戶是否參加新農(nóng)合而制定不同的治療方式，誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)更多醫(yī)療服務(wù)，從而增加了農(nóng)戶的醫(yī)療消費(fèi)，即為誘導(dǎo)需求。經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域很少有估計(jì)誘導(dǎo)需求的研究，原因在于：一方面，醫(yī)學(xué)領(lǐng)域難以界定不同疾病的最優(yōu)醫(yī)療消費(fèi)水平；另一方面，估計(jì)誘導(dǎo)需求既要求研究者具有深厚的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論背景，又要有淵博的醫(yī)學(xué)知識(shí)。

綜上所述，排除逆向選擇后，新農(nóng)合通過(guò)道德風(fēng)險(xiǎn)和誘導(dǎo)需求來(lái)影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)。雖然本文沒(méi)有研究新農(nóng)合誘導(dǎo)需求問(wèn)題，但是只要研究出道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，就能夠推導(dǎo)出誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，從而全面了解新農(nóng)合影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的原因。

（三）道德風(fēng)險(xiǎn)影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的模型設(shè)定

實(shí)施新農(nóng)合政策的時(shí)間和地點(diǎn)相對(duì)于農(nóng)戶而言是隨機(jī)的，因此，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)戶是一種“自然沖擊”，在此背景下，可用政策因果效應(yīng)方法來(lái)估計(jì)道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。無(wú)論在理論領(lǐng)域還是實(shí)證方面，政策因果效應(yīng)方法都日益成熟和完善，具體采用哪種方法估計(jì)政策因果效應(yīng)取決于數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)（Imbens，2009）。[8]若已知政策前的樣本數(shù)據(jù)（事前組）和政策后的樣本數(shù)據(jù)（處理組和控制組），則可用倍差法（DID）進(jìn)行估計(jì)。

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于CHNS2006年（新農(nóng)合實(shí)施前）和2009年（新農(nóng)合實(shí)施后）兩輪調(diào)查，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)符合倍差法要求，因此采用該方法來(lái)估計(jì)道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。由上文可知，道德風(fēng)險(xiǎn)又分為事前道德風(fēng)險(xiǎn)和事后道德風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響也有相應(yīng)兩種情況。事前道德風(fēng)險(xiǎn)是指農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而忽視了健康保健與疾病預(yù)防，使得農(nóng)戶患病率上升，從而增加了醫(yī)療消費(fèi)。因此，估計(jì)事前道德風(fēng)險(xiǎn)就是估計(jì)新農(nóng)合對(duì)參合農(nóng)戶患病率的影響。本文估計(jì)事前道德風(fēng)險(xiǎn)的方程如（1）式所示，其中，因變量SICKit表示i農(nóng)戶在t時(shí)期是否患病或受傷的虛擬變量；自變量NRCI i 和POST t分別表示i農(nóng)戶是否參加新農(nóng)合和新農(nóng)合政策實(shí)施前后的虛擬變量；Xit為控制變量。估計(jì)系數(shù)Β13即為事前道德風(fēng)險(xiǎn)影響參合農(nóng)戶患病率的因果效應(yīng)。如果估計(jì)系數(shù)Β13>0，那么表明存在事前道德風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而忽視了健康保健與疾病預(yù)防，導(dǎo)致患病率上升。如果估計(jì)系數(shù)Β13≤0，那么表明估計(jì)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)理論預(yù)測(cè)不一致，農(nóng)戶不存在事前道德風(fēng)險(xiǎn)。

SICKit= Β10 + Β11×NRCI i + Β12×POST t +Β13 NRCIi ×POST t+ γ1 X it + ε it （1）

估計(jì)事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響應(yīng)注意兩個(gè)問(wèn)題：其一，參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的變化取決于積極醫(yī)療需求和過(guò)度醫(yī)療需求的共同作用，因此，只有估計(jì)出事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，才能識(shí)別出積極醫(yī)療需求與過(guò)度醫(yī)療需求的相對(duì)大??；其二，患病后進(jìn)行治療是農(nóng)戶存在醫(yī)療消費(fèi)的前提條件，即是說(shuō)是否存在醫(yī)療消費(fèi)取決于農(nóng)戶是否就診，由此可知，農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)可能是樣本自選擇（sample selection）的結(jié)果。

本文使用Heckman樣本自選擇模型來(lái)估計(jì)事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。Heckman模型由回歸方程（2）式和選擇方程（3）式構(gòu)成，其中，Log（EXPENSE） it和TREATit分別表示i農(nóng)戶t時(shí)期的醫(yī)療消費(fèi)（對(duì)數(shù)形式）和i農(nóng)戶t時(shí)期是否就診的虛擬變量。農(nóng)戶是否就診同樣取決于潛在的或者說(shuō)是預(yù)期的醫(yī)療消費(fèi)，也就是說(shuō)是否就診和醫(yī)療消費(fèi)存在雙向因果關(guān)系。為了解決這種雙向因果問(wèn)題，使用Heckman模型時(shí)選擇方程中必須至少有一個(gè)自變量不影響農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，但是影響農(nóng)戶是否就診的行為，這個(gè)變量類似于兩階段最小二乘法中的工具變量。農(nóng)戶就診的交通成本對(duì)農(nóng)戶是否就診產(chǎn)生影響，但并不影響農(nóng)戶的醫(yī)療消費(fèi)，故選擇方程自變量TRACOST i表示農(nóng)戶就診的交通成本，X 1it和X 2it分別為（2）和（3）式的控制變量。估計(jì)系數(shù)Β23就是事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，該系數(shù)取值有三種情況：首先，如果Β23>0，那么事后道德風(fēng)險(xiǎn)增加了參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，表明積極醫(yī)療需求作用小于過(guò)度醫(yī)療需求；其次，如果Β23=0，那么事后道德風(fēng)險(xiǎn)沒(méi)有影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，表明積極醫(yī)療需求和過(guò)度醫(yī)療需求作用相當(dāng)；最后，如果Β23<0，那么事后道德風(fēng)險(xiǎn)降低了參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，表明積極醫(yī)療需求作用大于過(guò)度醫(yī)療需求。

三、數(shù)據(jù)和變量說(shuō)明

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北卡羅來(lái)納大學(xué)和中國(guó)疾病預(yù)防控制中心聯(lián)合進(jìn)行的國(guó)際合作項(xiàng)目——中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)。CHNS數(shù)據(jù)涵蓋九個(gè)在地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、基礎(chǔ)設(shè)施和健康狀況都存在較大差異的省份，至今進(jìn)行了八輪調(diào)查，其中，2003年之前和之后分別進(jìn)行了五輪和三輪調(diào)查。該項(xiàng)目旨在調(diào)查中國(guó)居民健康和營(yíng)養(yǎng)狀況以及相關(guān)影響因素，因而包含了較為詳盡的關(guān)于農(nóng)戶健康、醫(yī)療消費(fèi)和醫(yī)療保險(xiǎn)方面的數(shù)據(jù)。2003年1月，國(guó)務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)衛(wèi)生部、財(cái)政部、農(nóng)業(yè)部《關(guān)于建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的意見(jiàn)》，要求從2003年起，各省、自治區(qū)、直轄市至少要選擇2—3個(gè)縣（市）進(jìn)行新農(nóng)合醫(yī)療試點(diǎn)，取得經(jīng)驗(yàn)后逐步推開(kāi)（王紹光，2008）。[9]隨即，國(guó)務(wù)院按照經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的地區(qū)差異，首先選取了吉林、浙江、湖北和云南四個(gè)省份進(jìn)行試點(diǎn)，后才陸續(xù)在全國(guó)開(kāi)展試點(diǎn)工作。

由此可知，CHNS的數(shù)據(jù)只有2004年、2006年和2009年最后三輪的調(diào)查涉及新農(nóng)合方面的信息，而 2004年涉及新農(nóng)合的調(diào)查數(shù)據(jù)主要來(lái)自于湖北省，不具有代表性。從2005年開(kāi)始新農(nóng)合逐步普及，CHNS關(guān)于新農(nóng)合的樣本數(shù)據(jù)地域更加廣泛，并且最后兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)排除了逆向選擇問(wèn)題。因此，本文使用2006和2009年的調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療消費(fèi)的影響。

（二）變量選取及樣本描述

根據(jù)估計(jì)方程（1）式、（2）式和（3）式來(lái)選取所需的變量。首先，就事前道德風(fēng)險(xiǎn)而言，選取“過(guò)去四周是否生過(guò)病或受過(guò)傷”作為估計(jì)方程（1）式的因變量。就事后道德風(fēng)險(xiǎn)而言，選取過(guò)去四周的醫(yī)療花費(fèi)（對(duì)數(shù)形式）作為估計(jì)方程（2）式的因變量。值得一提的是，農(nóng)戶醫(yī)療費(fèi)用既包括農(nóng)戶自付的醫(yī)療費(fèi)用又包括新農(nóng)合承擔(dān)的醫(yī)療費(fèi)用。選取是否到正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診作為選擇方程（3）式的因變量，由Heckman模型可知選擇方程中必須有一個(gè)自變量影響農(nóng)戶是否就診，且不影響農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)，故選取到達(dá)正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的時(shí)間作為選擇方程就診交通成本（TRACOSTi）的代理變量。

根據(jù)國(guó)內(nèi)健康經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中常用的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、健康狀況和受教育程度作為控制變量。由表2可知樣本特征如下：首先，參合農(nóng)戶（處理組）和非參合農(nóng)戶（控制組）的年齡、性別和健康狀況（BMI）變量的差異不明顯；其次，就已婚比例而言，參合農(nóng)戶高于非參合農(nóng)戶；最后，農(nóng)戶受教育程度都較低，受教育水平在大專及以上的農(nóng)戶比例不超過(guò)5%。

四、新農(nóng)合影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的實(shí)證結(jié)果及分析

（一）事前道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶患病率的影響

方程（1）式實(shí)證回歸結(jié)果如表3所示，首先，年齡對(duì)患病率的影響表現(xiàn)為U型特征，即農(nóng)戶處于青壯年時(shí)健康狀況較好、患病概率較低；當(dāng)農(nóng)戶處于幼年階段時(shí)免疫功能不強(qiáng)、容易患??；當(dāng)農(nóng)戶處于老年階段時(shí)免疫功能下降，患病率上升，這與實(shí)際情況相符。其次，女性患病率明顯高于男性，這與“性別悖論”理論一致?！靶詣e悖論”是指女性患病率高于男性，似乎表明女性健康狀況比男性更差，然而女性期望壽命反而高于男性。最后，受教育程度越高、患病率越低。如果農(nóng)戶受教育程度越高，那么對(duì)健康保健和疾病預(yù)防就越了解，患病率就越低。上述實(shí)證結(jié)果與健康經(jīng)濟(jì)學(xué)理論預(yù)測(cè)一致，表明估計(jì)方程具有一定的可靠性，說(shuō)明估計(jì)出的事前道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)患病率的影響可信度較高。

為確保事前道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶患病率的影響具有穩(wěn)健性，使用了不同的控制變量進(jìn)行多方程回歸估計(jì)。如表3所示，無(wú)論是哪個(gè)估計(jì)模型，事前道德風(fēng)險(xiǎn)（變量NRCIi ×POSTt的估計(jì)系數(shù)）都始終在5%的置信水平上顯著影響農(nóng)戶患病率，且估計(jì)系數(shù)相對(duì)穩(wěn)定。由此可知，農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而忽視了健康保健與疾病預(yù)防，從而使得農(nóng)戶患病率上升，也就是說(shuō)新農(nóng)合引發(fā)的事前道德風(fēng)險(xiǎn)使得參合農(nóng)戶患病率上升了5%。因此，現(xiàn)有文獻(xiàn)（高夢(mèng)滔，2010）[4]發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合增加了農(nóng)戶的醫(yī)療服務(wù)利用率，這歸因于新農(nóng)合事前道德風(fēng)險(xiǎn)提高了參合農(nóng)戶患病率，從而增加了醫(yī)療服務(wù)利用率。

（二）事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響

Heckman回歸方程（2）式實(shí)證結(jié)果如表4所示：首先，當(dāng)控制變量逐漸增加時(shí)，逆米爾斯比值的置信水平不顯著逐漸變得顯著，說(shuō)明農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)在一定程度上是樣本自選擇的結(jié)果，即是說(shuō)，是否存在醫(yī)療消費(fèi)取決于是否就診的決定。其次，由POST變量的估計(jì)系數(shù)可知，醫(yī)療支出在新農(nóng)合實(shí)施前后差異較大。最后，受教育程度越高，醫(yī)療消費(fèi)越小。就病患信息而言，醫(yī)生和患者存在明顯的信息不對(duì)稱，當(dāng)醫(yī)生比患者掌握的病患信息越多時(shí)，醫(yī)療消費(fèi)就會(huì)越高；反之亦然（盧洪友，2011）。[10]因此，患者受教育程度高低決定了對(duì)病患信息的了解水平，從而對(duì)醫(yī)療消費(fèi)產(chǎn)生影響。

為確保事后道德風(fēng)險(xiǎn)影響農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)具有穩(wěn)健性，使用了不同的控制變量進(jìn)行多方程回歸估計(jì)。如表4所示，無(wú)論是哪個(gè)估計(jì)模型，變量NRCIi ×POSTt的估計(jì)系數(shù)始終大于0似乎說(shuō)明事后道德風(fēng)險(xiǎn)增加了參合農(nóng)戶的醫(yī)療消費(fèi)，但是任何一個(gè)模型的估計(jì)系數(shù)都不顯著，說(shuō)明事后道德風(fēng)險(xiǎn)沒(méi)有顯著影響參合農(nóng)戶醫(yī)療費(fèi)用，即是說(shuō)事后道德風(fēng)險(xiǎn)引發(fā)的積極醫(yī)療需求與過(guò)度醫(yī)療需求作用相當(dāng)，醫(yī)療消費(fèi)無(wú)明顯變化。

（三）誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響

雖然本文沒(méi)有研究新農(nóng)合誘導(dǎo)需求問(wèn)題，但是只要研究出了道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，就能夠推出誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。分析誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響步驟如下：

首先，由表2可知，參合農(nóng)戶的平均醫(yī)療消費(fèi)從2006年（參合前）的328元增長(zhǎng)到2009年（參合后）的821元，說(shuō)明農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而導(dǎo)致醫(yī)療消費(fèi)年增長(zhǎng)率為35.71%（環(huán)比）。其中，參合農(nóng)戶門診醫(yī)療消費(fèi)從2006年的204元增長(zhǎng)到2009年的600元，年增長(zhǎng)率為43.26%（環(huán)比），說(shuō)明參合農(nóng)戶門診消費(fèi)（小病治療費(fèi)用）增長(zhǎng)幅度較快；2009年參合農(nóng)戶住院消費(fèi)從2006年的3491元增長(zhǎng)到2009年的4348元，年增長(zhǎng)率為7.44%（環(huán)比）。

其次，新農(nóng)合事前道德風(fēng)險(xiǎn)使得農(nóng)戶患病概率上升5%，表明農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)因事前道德風(fēng)險(xiǎn)而增長(zhǎng)5%；新農(nóng)合事后道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)沒(méi)有影響；再次，分析2006年至2009年居民醫(yī)療保健價(jià)格上漲幅度；最后，參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)增長(zhǎng)率扣除新農(nóng)合道德風(fēng)險(xiǎn)和醫(yī)療保健價(jià)格上漲因素之后，就是醫(yī)生誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。

如表5所示，扣除道德風(fēng)險(xiǎn)和醫(yī)療價(jià)格上漲因素后，醫(yī)生誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)導(dǎo)致醫(yī)療消費(fèi)年增長(zhǎng)率高達(dá)28.88%，由此可知，誘導(dǎo)性需求是新農(nóng)合導(dǎo)致醫(yī)療消費(fèi)上漲的主要原因。詳細(xì)分析可知，誘導(dǎo)需求行為使得參合農(nóng)戶門診消費(fèi)和住院消費(fèi)分別增長(zhǎng)了36.43%和0.61%，表明醫(yī)生誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)主要發(fā)生在醫(yī)治小?。ㄩT診治療）領(lǐng)域。

產(chǎn)生誘導(dǎo)需求行為的原因在于：一方面，我國(guó)醫(yī)療體制在不斷改革過(guò)程中卻沒(méi)有合理地提高醫(yī)務(wù)人員勞動(dòng)報(bào)酬價(jià)格，使得醫(yī)務(wù)人員尤其是醫(yī)生勞動(dòng)報(bào)酬價(jià)格被嚴(yán)重低估，催生了通過(guò)誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)醫(yī)療資源，來(lái)間接提高勞動(dòng)報(bào)酬價(jià)格的行為；另一方面，門診治療相對(duì)于住院治療而言，不但患者人數(shù)眾多，而且醫(yī)療管理機(jī)構(gòu)更難以有效監(jiān)管，使得醫(yī)生在醫(yī)治小病時(shí)更偏好于誘導(dǎo)參合農(nóng)戶過(guò)度消費(fèi)醫(yī)療服務(wù)。

五、結(jié)論與政策建議

借助CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用倍差法和Heckman樣本自選擇模型研究了新農(nóng)合對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。新農(nóng)合可通過(guò)道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇和誘導(dǎo)需求來(lái)影響參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)。當(dāng)CHNS調(diào)查數(shù)據(jù)排除了新農(nóng)合逆向選擇問(wèn)題時(shí)，那么道德風(fēng)險(xiǎn)和誘導(dǎo)需求共同決定了參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)。本文系統(tǒng)地研究了新農(nóng)合道德風(fēng)險(xiǎn)對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響，間接推導(dǎo)出了誘導(dǎo)需求對(duì)參合農(nóng)戶醫(yī)療消費(fèi)的影響。

研究發(fā)現(xiàn)：一方面，農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而降低了健康保健與疾病預(yù)防，導(dǎo)致患病率略有上升，醫(yī)療服務(wù)需求小幅上升；另一方面，農(nóng)戶因參加新農(nóng)合而及時(shí)就診，避免小病拖成大病所降低的醫(yī)療消費(fèi)量，相當(dāng)于農(nóng)戶因新農(nóng)合承擔(dān)部分醫(yī)療消費(fèi)而增加的醫(yī)療消費(fèi)量，由此可知，參合農(nóng)戶增加醫(yī)療消費(fèi)的幅度較小。因此，大幅上漲的醫(yī)療消費(fèi)歸因于醫(yī)生誘導(dǎo)參合農(nóng)戶消費(fèi)更多醫(yī)療服務(wù)，并且誘導(dǎo)行為主要發(fā)生在醫(yī)治小?。ㄩT診治療）領(lǐng)域。

研究結(jié)論的政策建議：首先，加強(qiáng)健康知識(shí)宣傳力度、增強(qiáng)參合農(nóng)戶健康保健與疾病預(yù)防意識(shí)，降低農(nóng)戶事前道德風(fēng)險(xiǎn)行為；其次，重點(diǎn)監(jiān)控參合農(nóng)戶門診治療是否存在誘導(dǎo)需求行為，嚴(yán)厲打擊過(guò)度醫(yī)療消費(fèi)行為；最后，提高醫(yī)務(wù)人員勞動(dòng)報(bào)酬以降低醫(yī)生誘導(dǎo)需求動(dòng)機(jī)，從而降低醫(yī)療消費(fèi)。

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責(zé)任編輯：吳錦丹