張哲元 陳 華 李 臻

(1 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院；2 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，北京，102206)

健康保險(xiǎn)能改善健康嗎*
——“新農(nóng)合”的健康績(jī)效評(píng)估

張哲元1陳 華1李 臻2

(1 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)保險(xiǎn)學(xué)院；2 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與數(shù)學(xué)學(xué)院，北京，102206)

本文使用中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2011年的最新數(shù)據(jù)，審慎選取了健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，對(duì)新農(nóng)合的健康績(jī)效進(jìn)行了考察。在OLS的基礎(chǔ)上應(yīng)用了邏輯回歸和分位數(shù)回歸的方法，結(jié)果表明：加入新農(nóng)合未能有效降低受傷概率以及各種疾病的患病概率，新農(nóng)合在降低了部分疾病患病率的同時(shí)也提高了受傷以及多種疾病的患病率。新農(nóng)合有效降低了參合者ADL受損的情況，且該作用集中表現(xiàn)在ADL受損嚴(yán)重的個(gè)體上。同時(shí)新農(nóng)合減少了參合者的住院天數(shù)，這一影響在住院天數(shù)最多和最少的個(gè)體中尤為明顯，在住院天數(shù)居中的個(gè)體上影響較小。新農(nóng)合也顯著提高了參合者的自評(píng)健康狀況，且該正向影響集中體現(xiàn)在自評(píng)健康較好的個(gè)體上。

新農(nóng)合；健康績(jī)效；健康評(píng)價(jià)指標(biāo)；分位數(shù)回歸

一、引言

近年來(lái)，健康保險(xiǎn)作為一個(gè)國(guó)際問(wèn)題備受各國(guó)關(guān)注。許多發(fā)展中國(guó)家紛紛開(kāi)展健康保險(xiǎn)項(xiàng)目，或者政府以財(cái)政資金補(bǔ)貼給個(gè)人或家庭以購(gòu)買(mǎi)健康保險(xiǎn)。健康保險(xiǎn)的主要目的是減少個(gè)人或家庭的醫(yī)療支出，降低其因重大疾病致貧的可能，幫助其分散可能出現(xiàn)的健康風(fēng)險(xiǎn)，國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者的研究都著眼于健康保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的評(píng)估。但健康保險(xiǎn)的最終目的或者長(zhǎng)期目的應(yīng)是從根本上提高受眾的健康水平。

中國(guó)自2003年在農(nóng)村地區(qū)開(kāi)展了新型農(nóng)村合作醫(yī)療項(xiàng)目(簡(jiǎn)稱(chēng)“新農(nóng)合”)，目的是保障農(nóng)民獲得基本衛(wèi)生服務(wù)、緩解農(nóng)民因病致貧和因病返貧的情況。至2008年，參合人數(shù)達(dá)到8.15億，參合率達(dá)到91.5%，此后參合人數(shù)及參合率一直維持在較高水平，分別為2009年8.33億、94%，2010年8.36億、96%，2011年8.32億、97.5%，2012年8.05億、98.3%(中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，2008-2012年)。

新農(nóng)合開(kāi)展以來(lái)，有諸多國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)新農(nóng)合的效果進(jìn)行研究。多數(shù)研究者著眼于新農(nóng)合的經(jīng)濟(jì)績(jī)效。如Wagstaff & Lindelow (2008)研究了新農(nóng)合對(duì)家庭大額醫(yī)療支出的影響；白重恩(2012)研究了新農(nóng)合對(duì)家庭非醫(yī)療支出的影響。還有許多學(xué)者研究了新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用情況的影響(Wagstaff,2009;Yu et al.2010)。但對(duì)新農(nóng)合的健康績(jī)效的研究是較少的，有Lei & Lin (2009)使用“自評(píng)健康”和“過(guò)去4周內(nèi)生病或受傷次數(shù)”對(duì)其進(jìn)行考察，認(rèn)為新農(nóng)合并未顯著改善參合人員健康狀況；程令國(guó)、張曄(2012)利用中國(guó)老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)數(shù)據(jù)，使用“ADL受損”、“自評(píng)健康”、“近兩年患病次數(shù)”、“近兩年因病臥床天數(shù)”和“受訪(fǎng)時(shí)患病數(shù)”等指標(biāo)考察了新農(nóng)合對(duì)參合的老年人的健康水平的影響。其認(rèn)為新農(nóng)合對(duì)參合者的健康狀況有明顯的改善效果。兩文僅分別使用了截至2006、2008年的數(shù)據(jù)，觀測(cè)時(shí)間不充分，新農(nóng)合的健康績(jī)效可能未有充分發(fā)揮，其對(duì)健康績(jī)效的評(píng)價(jià)可能與實(shí)際情況發(fā)生偏差。同時(shí)，前文采用的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)較少，可能導(dǎo)致評(píng)價(jià)結(jié)果不夠充分；后文僅采用了老年人口的相關(guān)數(shù)據(jù)，所得出的結(jié)論使用于老年人口，但對(duì)于其他年齡段人口以及總?cè)丝诘那闆r仍不明確，同時(shí)其選取了2005年和2008年的平衡面板數(shù)據(jù)，其參合組的參合時(shí)間不確定，結(jié)果可能是個(gè)體的健康狀況并未充分受到新農(nóng)合的影響，從而降低文章結(jié)果的參考意義。

因此，本文擬對(duì)新農(nóng)合的健康績(jī)效再次進(jìn)行考察。我們把新農(nóng)合對(duì)參合者健康狀況的影響統(tǒng)稱(chēng)為健康績(jī)效。將審慎選取評(píng)價(jià)健康狀況的指標(biāo)，并為其找到健康學(xué)、醫(yī)學(xué)相關(guān)依據(jù)，同時(shí)會(huì)對(duì)數(shù)據(jù)中的相關(guān)內(nèi)容做統(tǒng)計(jì)學(xué)處理以符合選取的指標(biāo)，最終將這些指標(biāo)作為評(píng)價(jià)健康績(jī)效的依據(jù)。文章采用不分年齡的樣本進(jìn)行考察，一是考慮到在某一具體年齡段內(nèi)，尤其是在老年人口中，逆選擇的問(wèn)題可能尤為突出，導(dǎo)致最終結(jié)果不能全面反映總體情況；二是對(duì)于未參合家庭，不同年齡的家庭成員在出現(xiàn)健康問(wèn)題時(shí)對(duì)于家庭醫(yī)療救助的獲得是有不同的優(yōu)先順序的(程令國(guó)，2012)，選取總?cè)丝谧鰳颖疽部梢詼p少該情況的影響。本文采用較新的數(shù)據(jù)，可以確保新農(nóng)合對(duì)參合者的健康影響充分發(fā)揮，使統(tǒng)計(jì)結(jié)果更加具有說(shuō)服力。

二、健康評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取

健康指標(biāo)的制訂是一個(gè)連續(xù)發(fā)展的過(guò)程，且對(duì)于各國(guó)以及各發(fā)展階段具有不同的定位 (馬曉靜，2008)。因而各國(guó)對(duì)于健康評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取具有不同的標(biāo)準(zhǔn)，一國(guó)不同時(shí)期、為不同的評(píng)價(jià)目的所選取的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)也有差異。因此健康評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取是帶有一定主觀性的工作。我們將廣泛參照各方對(duì)該指標(biāo)的選取，審慎選擇，為本文的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)找到依據(jù)。

我們最終決定主要依據(jù)歐盟健康指標(biāo)計(jì)劃所提出的指標(biāo)來(lái)確定本文的評(píng)價(jià)指標(biāo)。該計(jì)劃體系共包含88項(xiàng)健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，其包括但不限于：(因各疾病)死亡率、HIV、中風(fēng)、哮喘、受傷、物理和感官功能受限、個(gè)人認(rèn)為的健康狀況、住院情況等(ECHI,2012)，這啟示我們從各疾病患病情況及受傷情況來(lái)衡量個(gè)體健康水平。同時(shí)有學(xué)者通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)認(rèn)為，基于自評(píng)健康狀況以及客觀健康狀況分別對(duì)人群健康進(jìn)行評(píng)價(jià)，二者的評(píng)價(jià)結(jié)果并不一致(彭榮，凌莉，2008)，這提示了在健康評(píng)價(jià)時(shí)應(yīng)同時(shí)涉及自評(píng)健康與客觀健康狀況兩類(lèi)指標(biāo)。還有相關(guān)學(xué)者重視對(duì)日常生活功能的評(píng)價(jià)，認(rèn)為該評(píng)價(jià)包含日常自理功能(ADL)及社會(huì)服務(wù)設(shè)施利用功能(IADL)(鄭曉瑛，2000)，這對(duì)上述歐盟健康指標(biāo)體系是一個(gè)很好的補(bǔ)充，對(duì)本文也有很強(qiáng)啟發(fā)意義。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)介紹與變量選取

本文使用的是中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,CHNS)的最新數(shù)據(jù)(截至2011年)。該調(diào)查覆蓋了9個(gè)省4400多戶(hù)共26000個(gè)體，其內(nèi)容涵蓋了營(yíng)養(yǎng)、健康狀況、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)學(xué)及人口統(tǒng)計(jì)學(xué)等多個(gè)方面。我們利用其2011年的調(diào)查，選取該次調(diào)查中存活樣本構(gòu)造一個(gè)截面數(shù)據(jù)。我們選取該截面數(shù)據(jù)主要出于如下理由：新農(nóng)合在2008年后參合人數(shù)及參合率已達(dá)飽和，2011年調(diào)查中的參合人員多數(shù)已參合多年，而調(diào)查中未參合人員多數(shù)是一直未參合。目的是衡量參加新農(nóng)合對(duì)健康狀況的影響，這種健康影響不是即時(shí)的，而是較長(zhǎng)一段時(shí)期后顯現(xiàn)的，因此選取2011年的數(shù)據(jù)可以較好保證新農(nóng)合健康效果的作用時(shí)間。同時(shí)對(duì)新農(nóng)合健康績(jī)效的考察，是對(duì)新農(nóng)合作用一段時(shí)間后的參合個(gè)體與未參合個(gè)體健康指標(biāo)進(jìn)行比較，而非對(duì)某一選定個(gè)體考察其參合后健康指標(biāo)的變化，所以選取該截面數(shù)據(jù)便是充分的、合理的。若選取2011年前的數(shù)據(jù)構(gòu)造面板，對(duì)于先前年份，新農(nóng)合作用時(shí)間短于最后一年，結(jié)果的借鑒意義不足，則先前年份的數(shù)據(jù)是冗余的。繼而將實(shí)驗(yàn)組定為“在2011年調(diào)查中參加了新型農(nóng)村合作醫(yī)療，而未購(gòu)買(mǎi)商業(yè)保險(xiǎn)”的個(gè)體；將對(duì)照組定為“在2011年調(diào)查中未參加新農(nóng)合以及其他商業(yè)保險(xiǎn)”的個(gè)體。經(jīng)過(guò)上述限定后，選取的樣本共包含2437個(gè)個(gè)體，其中實(shí)驗(yàn)組902個(gè)，對(duì)照組1535個(gè)。*樣本除上述限定，還剔除了在本文選取的各自變量和因變量下有缺省值的個(gè)體。

本文的主要解釋變量是“是否加入新農(nóng)合”，其為虛擬變量，“加入”值為1，否則值為0。被解釋變量為各健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，所選取的10個(gè)被解釋變量，其中7個(gè)全面衡量患病及受傷情況，分別為：過(guò)去4周是否受傷、過(guò)去4周是否患過(guò)呼吸道疾病、過(guò)去4周是否有腹瀉、過(guò)去4周是否有頭痛眩暈、過(guò)去4周是否有關(guān)節(jié)肌肉疼痛、過(guò)去4周是否患過(guò)皮疹或皮炎、過(guò)去4周是否患過(guò)眼部或耳部疾??；另有1個(gè)衡量日常自理能力(ADL)的指標(biāo)，ADL受損情況(Unable to do normal acts);*該指標(biāo)基于問(wèn)卷中的Unable to do normal acts 一項(xiàng)，該項(xiàng)數(shù)字即為對(duì)于不能完成正常行為的程度，我們根據(jù)前述文獻(xiàn)將其用作“ADL受損情況”。1個(gè)衡量住院情況，為住院天數(shù)；1個(gè)衡量自評(píng)健康情況，為自評(píng)健康狀況(comparative health status)。*該指標(biāo)基于問(wèn)卷中的 comparative health status 一項(xiàng)，該項(xiàng)數(shù)字衡量綜合健康狀況，取值在0—10，而且由受訪(fǎng)者進(jìn)行自我衡量與填寫(xiě)，因此我們將其作為自評(píng)健康狀況。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

我們對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表1。表中兩列數(shù)據(jù)分別給出了新農(nóng)合參合組以及未參合組的各個(gè)變量的特征描述。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

注：(1)實(shí)驗(yàn)組是指2011年只參加新農(nóng)合的樣本，對(duì)照組是指2011年未參加新農(nóng)合及商業(yè)保險(xiǎn)的樣本；(2)*、**、***分別表示在0.1、0.5、0.01的顯著性水平下顯著，該表進(jìn)行的是兩組樣本差別的t檢驗(yàn)；(3)括號(hào)內(nèi)數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差；(4)住院天數(shù)②為剔除了住院天數(shù)為0的樣本，住院天數(shù)①的統(tǒng)計(jì)未剔除任何樣本。

表1中可以看出，加入新農(nóng)合的個(gè)體在受傷及具體患病情況上普遍好于未加入新農(nóng)合的個(gè)體，其中關(guān)節(jié)肌肉患病情況以及眼部或耳部患病情況中，實(shí)驗(yàn)組表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢(shì),兩個(gè)變量中實(shí)驗(yàn)組患病比例均在1%的水平下顯著低于對(duì)照組(患病比例分別為0.03、0.05；0.003、0.01，p值<0.01)。對(duì)于患呼吸道疾病情況，實(shí)驗(yàn)組的比例略低于對(duì)照組，但并不顯著，另外對(duì)于受傷情況、頭痛眩暈、皮疹皮炎，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的比例相當(dāng)。但是，對(duì)于可能的腹部患病情況(過(guò)去4周是否有腹瀉)，未參合組顯著優(yōu)于參合組(患病比例分別為0.01、0.02，p值<0.01)。

數(shù)據(jù)中ADL受損情況是一個(gè)取值在0-100的變量，樣本取值越大，表示ADL受損情況越嚴(yán)重，即越不能完成基本日常活動(dòng)?？梢钥吹?，加入新農(nóng)合的樣本ADL受損的評(píng)價(jià)得分為1.73，而未加入的樣本得分為2.19。*該處得分取值確實(shí)為0-100，但超過(guò)99%的樣本的得分在0-10以?xún)?nèi)，故評(píng)價(jià)得分較分?jǐn)?shù)范圍呈現(xiàn)較低水平。該差別在10%的水平下顯著。

再來(lái)看住院天數(shù)，參合組的平均住院天數(shù)為0.07天，遠(yuǎn)低于對(duì)照組的0.2天，該差別在1%的水平下顯著。由于樣本中超過(guò)90%的個(gè)體住院天數(shù)為0，我們單獨(dú)統(tǒng)計(jì)了剔除住院天數(shù)為0的個(gè)體，統(tǒng)計(jì)顯示實(shí)驗(yàn)組的住院天數(shù)為6.75天，對(duì)照組為10.44天，參合組住院天數(shù)明顯少于未參合組，盡管該結(jié)果并不顯著。

數(shù)據(jù)中自評(píng)健康狀況是一個(gè)取值在0-10的變量，取值越大表明自評(píng)健康狀況越好。表中顯示實(shí)驗(yàn)組自評(píng)健康狀況得分為3.14，較對(duì)照組的2.36具有一定的優(yōu)勢(shì)，但該數(shù)字并不顯著。

簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)描述可以直觀地顯現(xiàn)，加入新農(nóng)合個(gè)體的健康狀況，相較于未加入新農(nóng)合的個(gè)體是具有一定優(yōu)勢(shì)的，該優(yōu)勢(shì)表現(xiàn)在部分疾病的患病比例、ADL受損情況、住院天數(shù)以及自評(píng)健康等各個(gè)指標(biāo)中。也即我們所選取的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)中，參合個(gè)體全面優(yōu)于未參合個(gè)體。

四、實(shí)證分析模型設(shè)定

(一)多元線(xiàn)性回歸模型

本文選取的是2011年的截面數(shù)據(jù)，用以研究新農(nóng)合對(duì)參合人員健康水平的影響。因此，對(duì)于數(shù)值型的被解釋變量，應(yīng)用下述模型，利用普通最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸：

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

其中yi為個(gè)體i的被解釋變量，即個(gè)體i的健康狀況。INSi是虛擬變量，代表個(gè)體i在參與調(diào)查時(shí)是否加入新農(nóng)合，若加入取1，否則取0。xi代表個(gè)體i的其他自變量，包括性別、年齡、省份、收入、婚姻狀況等。εi為擾動(dòng)項(xiàng)，包含個(gè)體i不能由前述解釋變量所解釋的信息。

應(yīng)用該模型進(jìn)行回歸的被解釋變量有：ADL受損情況、住院天數(shù)以及自評(píng)健康狀況3個(gè)健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，即被解釋變量yi依次分別代表該3個(gè)健康指標(biāo)進(jìn)行回歸。

(二)邏輯回歸模型(Logisticregressionmodel)

本文的被解釋變量有大量的0、1二值變量，此時(shí)因變量的取值不再是連續(xù)的，而利用多元線(xiàn)性回歸的前提之一是被解釋變量連續(xù)定距；同時(shí)在因變量是0、1變量的情況下，殘差不再同方差，不再符合正態(tài)分布而是二值離散分布。利用前述多元線(xiàn)性回歸不能很好得到結(jié)果，因此，應(yīng)用邏輯回歸模型來(lái)進(jìn)行這些被解釋變量的回歸：

或

而，

其中yi為個(gè)體i的被解釋變量，即個(gè)體i的健康狀況。INSi是虛擬變量，代表個(gè)體i在參與調(diào)查時(shí)是否加入新農(nóng)合，若加入取1，否則取0。xi代表個(gè)體i的其他自變量，包括性別、年齡、省份、收入、婚姻狀況等。pi為個(gè)體i解釋變量確定的條件下，其被解釋變量取1的概率。

本文應(yīng)用該模型回歸的被解釋變量有：過(guò)去4周是否受傷、過(guò)去4周是否患過(guò)呼吸道疾病、過(guò)去4周是否有腹瀉、過(guò)去4周是否有頭痛眩暈、過(guò)去4周是否有關(guān)節(jié)肌肉疼痛、過(guò)去4周是否患過(guò)皮疹或皮炎、過(guò)去4周是否患過(guò)眼部或耳部疾病，共7個(gè)0、1變量。

(三)分位數(shù)回歸

為了使估計(jì)結(jié)果更加有效，我們對(duì)應(yīng)用普通最小二乘法回歸的被解釋變量進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸的方法，該方法的思想是通過(guò)取0-1的分位數(shù)，用自變量來(lái)擬合處于不同分位點(diǎn)的因變量，估計(jì)因變量不同分位數(shù)處的方程參數(shù)值，更全面地反映自變量對(duì)于不同部分因變量的影響。

該方法較OLS模型的優(yōu)勢(shì)在于：一是對(duì)于部分被解釋變量，大量樣本取0(如住院天數(shù))，這會(huì)破壞隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的同方差性以及正態(tài)假設(shè)，*我們對(duì)于住院天數(shù)的回歸中考慮實(shí)際意義以及為使統(tǒng)計(jì)結(jié)果更加明顯，剔除了取值為0的樣本，此時(shí)所剩樣本量很小，這同樣會(huì)破壞隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的正態(tài)假設(shè)。而分位數(shù)回歸中不需對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)做任何假設(shè)，因此會(huì)使估計(jì)結(jié)果更加有效；二是該方法不依賴(lài)與線(xiàn)性模型的線(xiàn)性假設(shè)，其最終擬合出的是多條曲線(xiàn)，而非OLS模型擬合出僅一條曲線(xiàn)，因此若解釋變量對(duì)于健康評(píng)價(jià)指標(biāo)并非線(xiàn)性影響時(shí)，采用該方法能更全面衡量該影響；三是該方法的最終結(jié)果可以使我們看到處于不同健康水平下的樣本群，其參加新農(nóng)合對(duì)于健康水平的影響。

該回歸方法基于前述OLS回歸模型，參數(shù)估計(jì)方法可表示為：

yi=α0+α1INSi+βxi+εi

其中τ為分位點(diǎn)，yi為個(gè)體i的被解釋變量，即個(gè)體i的健康狀況。INSi是虛擬變量，代表個(gè)體i在參與調(diào)查時(shí)是否加入新農(nóng)合，若加入取1，否則取0。xi代表個(gè)體i的其他自變量，包括性別、年齡、省份、收入、婚姻狀況等。εi為擾動(dòng)項(xiàng)，包含個(gè)體i不能由前述解釋變量所解釋的信息。

應(yīng)用該模型進(jìn)行回歸的被解釋變量有：ADL受損情況、住院天數(shù)以及自評(píng)健康狀況3個(gè)健康評(píng)價(jià)指標(biāo)。

五、模型結(jié)果及討論

(一)模型結(jié)果

表2給出了OLS回歸以及邏輯回歸的結(jié)果。變量一列是不同的被解釋變量，即不同的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，OLS及Logistic兩欄分別給出采用OLS回歸及邏輯回歸的估計(jì)結(jié)果，不同的被解釋變量依其性質(zhì)采用不同的回歸方式，詳見(jiàn)前述模型設(shè)定。系數(shù)列給出的是“是否加入新農(nóng)合”自變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。*本文欲探究新農(nóng)合對(duì)健康的影響，因此“是否加入新農(nóng)合”是本文的主要解釋變量，此處只給出該解釋變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。

先來(lái)看OLS的回歸結(jié)果，表中可以看出，加入新農(nóng)合降低了參合者的ADL受損情況，也就是說(shuō)使參合者日常行為能力得到了提高，參合組較對(duì)照組ADL受損情況的得分降低了0.17分，而對(duì)照組ADL受損情況平均得分為2.19分，所以加入新農(nóng)合使參合者的日常行為能力提高了7.8%，但這一結(jié)果并不顯著。這一結(jié)果與程令國(guó)、張曄(2012)的結(jié)論是一致的。同時(shí)，加入新農(nóng)合減少了參合者的住院天數(shù)約3.03天，而未參合組平均住院天數(shù)為10.44天，因此住院天數(shù)減少約29%，該數(shù)量是十分可觀的，但并不顯著。再來(lái)看自評(píng)健康狀況，加入新農(nóng)合提高了參合者的自評(píng)健康得分約0.688分，約為29%，且該指標(biāo)在10%的水平下顯著。這與Lei&Lin(2009)對(duì)自評(píng)健康的評(píng)價(jià)結(jié)果是相反的，該文同樣選用的是CHNS的數(shù)據(jù)，但其僅選取了截至2006年的數(shù)據(jù)，本文的這一結(jié)果反映出的可能是新農(nóng)合在作用較長(zhǎng)一段時(shí)間之后對(duì)參合者自評(píng)健康的提高，參合者可能確實(shí)從中獲益，切實(shí)提高了自身健康水平，因此自評(píng)健康狀況有顯著改善。

再來(lái)看邏輯回歸的結(jié)果。首先解釋一下邏輯回歸的系數(shù)，系數(shù)為正值表示加入新農(nóng)合對(duì)被解釋變量的影響是正向的，也就是說(shuō)增加了被解釋變量取1所代表的事件的發(fā)生概率；系數(shù)為負(fù)值表示加入新農(nóng)合降低了被解釋變量發(fā)生的概率。系數(shù)的大小表示影響的大小，確切地說(shuō)，e的系數(shù)次方減1表示參加新農(nóng)合較于未參加新農(nóng)合其被解釋變量取1的概率比上被解釋變量取0的概率，該比值變化的百分比。*該系數(shù)即為邏輯回歸中的odds ratio.該解釋從前述邏輯回歸模型中可以推導(dǎo)出。我們舉“過(guò)去4周是否受傷”為被解釋變量一例。系數(shù)0.237表示參加新農(nóng)合增加了受傷的概率，且參合者受傷概率/不受傷概率該比值比未參合者提高了26.7%。*(e0.237-1)×100%=26.7%具體來(lái)看各被解釋變量的邏輯回歸結(jié)果。其中參加新農(nóng)合降低了被解釋變量發(fā)生概率的有過(guò)去4周是否患過(guò)呼吸道疾病、過(guò)去4周是否有關(guān)節(jié)肌肉疼痛、過(guò)去4周是否患過(guò)眼部或耳部疾病3個(gè)變量，即加入新農(nóng)合降低了呼吸道、關(guān)節(jié)肌肉疾病以及眼部或耳部疾病的發(fā)生概率，但前兩個(gè)指標(biāo)統(tǒng)計(jì)學(xué)上不顯著，眼部或耳部疾病的發(fā)生概率有一定的顯著性(p值=0.11)。同時(shí)參加新農(nóng)合增加了發(fā)生概率的有過(guò)去4周是否受傷、過(guò)去4周是否有腹瀉、過(guò)去4周是否有頭痛眩暈以及過(guò)去4周是否患過(guò)皮疹或皮炎四個(gè)變量，其中“過(guò)去4周是否受傷”得到顯著增加，在10%的水平下顯著。也就是說(shuō)，加入新農(nóng)合增加了受傷、腹瀉、可能的腦病疾病以及皮疹或皮炎的發(fā)生或患病率，而且可以看到，該四個(gè)概率增加的變量增加的值普遍高于前述3個(gè)概率減少的值。

表2 新農(nóng)合的健康績(jī)效

注：(1)括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤差;(2)除是否加入新農(nóng)合外，自變量有：性別、年齡、省份、婚姻狀況、收入;(3)*表示在0.1的顯著性水平下顯著。

對(duì)于邏輯回歸的7個(gè)衡量受傷及患病的指標(biāo)，其估計(jì)結(jié)果十分不一致，加入新農(nóng)合在降低了部分疾病的患病率的同時(shí)也提高了許多疾病的患病率，因此加入新農(nóng)合對(duì)于受傷以及患病情況并未產(chǎn)生明顯改善。

我們?cè)贠LS的基礎(chǔ)上對(duì)ADL受損情況、住院天數(shù)以及自評(píng)健康狀況3個(gè)被解釋變量又進(jìn)行了分位數(shù)回歸，目的是得到更精確的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)查看加入新農(nóng)合對(duì)不同部分的被解釋變量的不同影響。分位數(shù)回歸結(jié)果見(jiàn)表3。其中分位數(shù)一欄表示被解釋變量進(jìn)行回歸的分位數(shù)點(diǎn)，本文選取0.05、0.25、0.5、0.75、0.95共5個(gè)分位點(diǎn)。變量一欄是進(jìn)行分位數(shù)回歸的被解釋變量，分別為ADL受損情況、住院天數(shù)、自評(píng)健康狀況，系數(shù)列表示在相應(yīng)分位點(diǎn)回歸時(shí)“是否加入新農(nóng)合”自變量的系數(shù)估計(jì)。*本文欲探究新農(nóng)合對(duì)健康的影響，因此“是否加入新農(nóng)合”是本文的主要解釋變量，此處只給出該解釋變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果。分位數(shù)值一列表示相應(yīng)的被解釋變量在對(duì)應(yīng)的分位數(shù)下的數(shù)值，0.5分位數(shù)對(duì)應(yīng)的分位數(shù)值即為中位數(shù)。

表3 分位數(shù)回歸

注：除“是否加入新農(nóng)合”外，自變量有：性別、年齡、省份、婚姻狀況、收入。

表3中可以看出，加入新農(nóng)合對(duì)ADL受損情況的影響主要在0.75和0.95兩個(gè)分位點(diǎn)處較為明顯，其他分位點(diǎn)處系數(shù)數(shù)量級(jí)相比之下極小，可以認(rèn)為相對(duì)影響很小。然而0.75和0.95兩分位點(diǎn)處影響相反。0.75分位點(diǎn)處，加入新農(nóng)合對(duì)ADL受損情況提高了0.138的評(píng)分；0.95分位點(diǎn)處，新農(nóng)合對(duì)ADL有著較強(qiáng)改善作用，使受損情況的得分降低了3.29?？紤]到0.95處降低的數(shù)值遠(yuǎn)大于0.75處增加的數(shù)值，在該情況下0.75處的影響近乎于0，可以說(shuō)，加入新農(nóng)合對(duì)ADL受損情況是有所改善的，同時(shí)該改善作用集中于因變量0.95分位點(diǎn)處，即ADL受損情況較嚴(yán)重的個(gè)體。結(jié)論總體來(lái)說(shuō)與先前的OLS結(jié)果是一致的。

再來(lái)看住院天數(shù)，5個(gè)分位點(diǎn)處的系數(shù)均為負(fù)值，即5個(gè)分位點(diǎn)處新農(nóng)合都減少了住院天數(shù)。還可以看到，該影響的大小隨著分位點(diǎn)增大先增大后減小，最終表現(xiàn)為在較小和較大的分位點(diǎn)處影響最大，中點(diǎn)處影響最小。也就是說(shuō)對(duì)于樣本中住院天數(shù)較少和天數(shù)較多的個(gè)體，新農(nóng)合對(duì)其住院天數(shù)的減少作用尤為明顯，對(duì)于住院天數(shù)居中的個(gè)體，新農(nóng)合對(duì)其影響不甚顯著。

對(duì)于自評(píng)健康狀況，表中顯示出新農(nóng)合的影響主要集中于0.75分位點(diǎn)處，其他分位點(diǎn)系數(shù)數(shù)量級(jí)過(guò)于微小，其影響可基本忽略。在自評(píng)健康狀況的0.75分位點(diǎn)處，新農(nóng)合提高了參合者的自評(píng)健康狀況約1.84分，考慮到樣本的0.75分位數(shù)值為4，該影響是十分明顯的。

至此，所得到的新農(nóng)合對(duì)參合者健康指標(biāo)影響的全部結(jié)果，簡(jiǎn)要總結(jié)如下：首先對(duì)于受傷以及各種疾病患病概率，加入新農(nóng)合在降低了部分疾病的患病概率的同時(shí)，增加了受傷以及部分疾病的患病概率，因此我們認(rèn)為新農(nóng)合未能有效改善參合者受傷及患病情況；但新農(nóng)合改善了參合者ADL受損的情況，且該積極影響在0.95分位點(diǎn)，即ADL受傷嚴(yán)重的個(gè)體中表現(xiàn)得尤為明顯；新農(nóng)合全面減少了參合個(gè)體的住院天數(shù)，且該減少效果在住院天數(shù)最少和最多的個(gè)體中更大，在住院天數(shù)居中的個(gè)體中效果較??；同時(shí)新農(nóng)合顯著提高了參合者的自評(píng)健康情況，該提高的效果集中表現(xiàn)在0.75分位點(diǎn)，即自評(píng)健康較好(自評(píng)健康=4)的個(gè)體中。

(二)對(duì)結(jié)果的討論及解釋

本文對(duì)于受傷和患病情況的研究顯示，新農(nóng)合并未顯著改善參合者的受傷和患病概率。針對(duì)該結(jié)論，我們做出了兩點(diǎn)可能的解釋?zhuān)阂皇切罗r(nóng)合政策本身的不足。新農(nóng)合開(kāi)展初期一直以提高覆蓋率為首要目標(biāo)，過(guò)程中可能忽略其質(zhì)量的提高，這會(huì)制約其健康績(jī)效的發(fā)揮。比如，新農(nóng)合主要是為了降低大病支出對(duì)于個(gè)人和家庭的支出，因此在并非很?chē)?yán)重的受傷和疾病或較小的醫(yī)療支出上保障力度較小，使得參合人員在該類(lèi)情況下并不能從健康保險(xiǎn)中收益，其該類(lèi)健康指標(biāo)的衡量上自然也不能得到很顯著的改善。這啟示新農(nóng)合政策今后應(yīng)將保障水平的提高納入著重考慮的范圍；二是各類(lèi)疾病本身的特點(diǎn)。許多疾病的罹患以及發(fā)作并非與個(gè)人的健康水平直接相關(guān)，也就是說(shuō)對(duì)于許多類(lèi)疾病，身體健康的個(gè)體其患病概率并不一定低于身體情況較差的個(gè)體，還要受到許多外界因素的影響。但這些類(lèi)疾病的恢復(fù)情況卻往往與身體健康水平有較直接的聯(lián)系，健康水平較好的個(gè)體其恢復(fù)速度往往較快或恢復(fù)程度較好。也就是說(shuō)，衡量健康保險(xiǎn)對(duì)于這些疾病的績(jī)效，不應(yīng)僅僅從其患病率入手，而是應(yīng)從其恢復(fù)情況來(lái)進(jìn)行衡量，患病率的高低不能充分反映保險(xiǎn)的健康績(jī)效，而若參保人員患病后恢復(fù)情況好于未參保人員，則能反映保險(xiǎn)較好的健康績(jī)效。這啟示我們?cè)诮窈蟮难芯恳约罢{(diào)查中，不能將各類(lèi)疾病一概而論，要根據(jù)疾病特點(diǎn)分類(lèi)，部分疾病在調(diào)查和研究時(shí)應(yīng)考慮被調(diào)查者患病后的恢復(fù)情況，并依據(jù)疾病恢復(fù)情況來(lái)衡量其健康水平。

至于ADL受損情況、住院天數(shù)以及自評(píng)健康狀況，加入新農(nóng)合均有著積極影響，這可以說(shuō)新農(nóng)合對(duì)于參合者健康狀況的改善是有著積極作用的，從這些指標(biāo)上衡量新農(nóng)合，是有著不可否認(rèn)的健康績(jī)效的。同時(shí)可以推斷，健康保險(xiǎn)在足夠的保障程度以及作用時(shí)間下，是可以改善健康水平的。再對(duì)分位點(diǎn)回歸給出的結(jié)果進(jìn)行一定的討論。ADL受損情況的分位點(diǎn)回歸結(jié)果將新農(nóng)合的影響集中在了0.95分位點(diǎn)也即樣本中受損情況最為嚴(yán)重的個(gè)體，這或許是由于新農(nóng)合政策對(duì)于患病情況嚴(yán)重的個(gè)體保障的力度更大，也可能是由于ADL受損情況只有在達(dá)到某一嚴(yán)重程度后才有就醫(yī)或?qū)︶t(yī)療服務(wù)進(jìn)行利用的必要，同時(shí)從樣本統(tǒng)計(jì)來(lái)看，這一結(jié)果很大程度是因?yàn)闃颖局杏写罅緼DL受損得分為0的個(gè)體，這些個(gè)體的ADL未受損自然不會(huì)受到正向影響，這導(dǎo)致自變量的影響集中于因變量較后的分位點(diǎn)上。在自評(píng)健康狀況中也出現(xiàn)了同樣的集中現(xiàn)象，但區(qū)別在于自變量對(duì)自評(píng)健康得分的影響集中在0.75分位點(diǎn)而非最后的分位點(diǎn)，可以解釋為，自評(píng)健康狀況最好的一系列個(gè)體，其對(duì)自身的健康狀況有很強(qiáng)的信心，那其對(duì)自身健康狀況的把握應(yīng)該也較強(qiáng)，因而客觀健康水平應(yīng)該較好，這類(lèi)個(gè)體患病及就醫(yī)頻率較低，因此健康保險(xiǎn)對(duì)其的作用也較小。同時(shí)從分位數(shù)回歸的結(jié)果還可以看到，新農(nóng)合對(duì)于自評(píng)健康較差以及一般的個(gè)體幾乎沒(méi)有影響，這可能是由于該類(lèi)個(gè)體客觀健康水平較差，即使受到了保險(xiǎn)的保障也難以提高其對(duì)自身健康的評(píng)價(jià)，這在一定程度上也反映了參合者對(duì)于所受保障的滿(mǎn)意程度并不理想。

六、結(jié)論

本文使用了中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2011年的最新數(shù)據(jù)，對(duì)新農(nóng)合的健康績(jī)效進(jìn)行了考察?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，加入新農(nóng)合未能有效降低受傷概率以及各種疾病的患病概率，新農(nóng)合在降低了部分疾病患病率的同時(shí)也提高了受傷以及多種疾病的患病率。這種結(jié)果一是由于新農(nóng)合保障水平的不足，特別是針對(duì)門(mén)診和小病的補(bǔ)助不足；二是由于許多疾病的患病率并不能有效地衡量個(gè)體健康水平，相反，這些疾病的恢復(fù)情況才可以反映個(gè)體健康水平。另外，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合有效降低了參合者ADL受損的情況，且該作用集中表現(xiàn)在ADL受損嚴(yán)重的個(gè)體上。同時(shí)新農(nóng)合減少了參合者的住院天數(shù)，這一影響在住院天數(shù)最多和最少的個(gè)體中尤為明顯，在住院天數(shù)居中的個(gè)體上影響較小。新農(nóng)合也顯著提高了參合者的自評(píng)健康狀況，且該正向影響集中體現(xiàn)在自評(píng)健康較好的個(gè)體上。這三個(gè)正向影響表明新農(nóng)合確實(shí)起到了積極的健康影響，其健康績(jī)效是明顯的。

本文有如下兩方面啟發(fā)意義：一是對(duì)于今后相關(guān)的健康評(píng)價(jià)研究。本文的健康評(píng)價(jià)指標(biāo)選取給今后相關(guān)研究中的指標(biāo)選取提供了參考思路。同時(shí)本文對(duì)于受傷和患病率的結(jié)果啟示，今后的健康評(píng)價(jià)工作不應(yīng)只從疾病的患病率考察健康水平，部分疾病應(yīng)從疾病的恢復(fù)情況考察健康水平；二是對(duì)于新農(nóng)合政策的啟示。本文的部分結(jié)論雖然可以表明新農(nóng)合積極的健康績(jī)效，但仍有部分結(jié)論表明新農(nóng)合的保障力度以及受眾的評(píng)價(jià)是不足的。現(xiàn)階段新農(nóng)合的參合率已達(dá)到較高水平，因此今后政策應(yīng)著力提高其保障水平，尤其是門(mén)診或小病的補(bǔ)貼，使新農(nóng)合對(duì)參合人員起到全面的保障作用，從根本上改善其健康水平。

[1]程令國(guó)、張曄：《“新農(nóng)合”：經(jīng)濟(jì)績(jī)效還是健康績(jī)效》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2012(1)。

[2]白重恩、李紅彬、吳斌珍：《醫(yī)療保險(xiǎn)與消費(fèi)：來(lái)自新型農(nóng)村合作醫(yī)療的證據(jù)》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2012(2)。

[3]馬曉靜、王小萬(wàn)、鄭英、左延莉：《居民健康指標(biāo)體系研究》，載《醫(yī)學(xué)與哲學(xué)》，2008(11)。

[4]彭榮、凌莉：《兩類(lèi)健康評(píng)價(jià)指標(biāo)的一致性研究》，載《數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí)》，2008(23)。

[5]鄭曉瑛：《中國(guó)老年人口健康評(píng)價(jià)指標(biāo)研究》，載《北京大學(xué)學(xué)報(bào)》，2000(4)。

[6]蘇瑜、萬(wàn)宇艷：《分位數(shù)回歸的思想與簡(jiǎn)單應(yīng)用》，載《統(tǒng)計(jì)教育》，2009(10)。

[7]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局：《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，2008-2012。

[8]GuntherF.,PaulJ.R.,AliS.,RainerS.,Doeshealthinsuranceimprovehealth?Evidencefromarandomizedcommunity-basedinsurancerolloutinruralBurkinaFaso,JournalofHealthEconomics,2013,32:1043-1056.

[9]AdamW.,MagnusL.,Caninsuranceincreasefinancialrisk?ThecuriouscaseofhealthinsuranceinChina,JournalofHealthEconomics,2008,27:990-1005.

[10]AdamW.,MagnusL.,GaoJ.,XuL.,QianJ.,Extendinghealthinsurancetotheruralpopulation:AnimpactevaluationofChina’snewcooperativemedicalscheme,JournalofHealthEconomics,2009,28:1-19.

[11]LeiX.,LinW.,ThenewcooperativemedicalschemeinruralChina:Doesmorecoveragemeanmoreserviceandbetterhealth?HealthEconomics,2009,18:25-46.

[12]YuB.,MengQ.,CollinsC.,TolhurstR.,TangS.,YanF.,BoggL.,LiuX,Howdoesthenewcooperativemedicalschemeinfluencehealthserviceutilization?AstudyintwoprovincesinruralChina,BMCHealthServicesResearch,2010,10:116-124.

[13]EuropeanCommission,TheEuropeanCoreHealthIndicators(ECHI)shortlistof88healthindicatorsidentifiedbypolicyarea,2012.

(責(zé)任編輯：H)

Does Health Insurance Improve Health—A Health Effect Evaluation of the New Cooperative Medical Scheme in Rural China

ZHANG Zheyuan CHEN Hua LI Zhen

Using the latest data of China Health and Nutrition Survey and carefully selecting health indicators,this paper analyzes the health impacts of the New Cooperative Medical Scheme (NCMS)in rural China.Logistic regression and quartile regression are conducted in the paper.The results show that NCMS has little effect on enrollees’ probability of injury and getting diseases.NCMS improves enrollees’ ability of daily life,especially those whose ability of daily life is the worst.In addition,enrollees’ days in hospital are reduced,significantly among ones who stay most and least in hospital.It also improves enrollees’ self-rating health status,especially those whose self-rating status is relatively high.

NCMS，health effects，health indicators，quartile regression

*本文受教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目“新農(nóng)合的籌資結(jié)構(gòu)優(yōu)化及精算平衡研究——基于可持續(xù)發(fā)展的視角”(編號(hào)：12YJA630011)、國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“保險(xiǎn)市場(chǎng)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別、度量和評(píng)估研究：理論模型與實(shí)證檢驗(yàn)”(編號(hào)：71403305)的資助。