林曉珊, 蔡 鍵

(1.廣州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣東 廣州510006； 2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州510642)

農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀、影響因素與減負(fù)效果
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

林曉珊1, 蔡 鍵2*

(1.廣州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣東 廣州510006； 2.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 廣州510642)

通過(guò)梳理我國(guó)農(nóng)村醫(yī)療體制發(fā)展概況，對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀作描述性統(tǒng)計(jì)，利用二元邏輯模型和統(tǒng)計(jì)分析方法實(shí)證分析農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響因素和減負(fù)效果。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為主要受到性別、年齡、家庭成員數(shù)、政策認(rèn)知度、身體狀況、受教育程度和政治面貌等因素影響；“新農(nóng)合”的高參與率與低減負(fù)效果形成鮮明對(duì)比。在此基礎(chǔ)上，從穩(wěn)定提高參與率與增強(qiáng)減負(fù)效果兩個(gè)維度提出如下建議：通過(guò)宣傳教育的方式，提高參與率相對(duì)較低農(nóng)民的政策認(rèn)知度；擴(kuò)大“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷的覆蓋范圍，簡(jiǎn)化報(bào)銷手續(xù)，以增強(qiáng)“新農(nóng)合”的減負(fù)效果。

新型農(nóng)村合作醫(yī)療；參與行為；減負(fù)效果

近年來(lái)，全球的衛(wèi)生醫(yī)療支出不斷攀升，高成本的醫(yī)療服務(wù)給病人及其家庭帶來(lái)沉重的負(fù)擔(dān)[1-2]。一個(gè)家庭所面臨的醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)一定程度上取決于國(guó)家的衛(wèi)生保健系統(tǒng)和個(gè)人家庭的支付能力。就許多發(fā)展中國(guó)家而言，巨額且不斷增長(zhǎng)的醫(yī)療衛(wèi)生支出不僅是家庭負(fù)擔(dān)的表現(xiàn)，而且是農(nóng)村貧困的主要原因之一[3]。因?yàn)楦哳~的醫(yī)療支出阻礙農(nóng)村家庭走出貧窮，甚至導(dǎo)致農(nóng)村家庭陷入進(jìn)一步的貧困。對(duì)此，世界衛(wèi)生組織、世界銀行、聯(lián)合國(guó)機(jī)構(gòu)以及其他非政府組織都提倡各國(guó)廣泛投資健康，以減少貧困。

我國(guó)是典型的二元結(jié)構(gòu)國(guó)家，相較于城市，農(nóng)村人口獲得衛(wèi)生健康設(shè)施和長(zhǎng)期護(hù)理的機(jī)會(huì)更少[4]?！吨袊?guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2015》數(shù)據(jù)顯示，截至2014年底，我國(guó)達(dá)到65歲及以上的人口將近13755萬(wàn)人，占總?cè)丝诘?0.1%，其中大約70%為農(nóng)村人口[5]，越來(lái)越多的農(nóng)村老年人口將給農(nóng)村醫(yī)療體制帶來(lái)巨大的壓力。對(duì)此，有學(xué)者通過(guò)計(jì)算得出：1986-2010年，我國(guó)的醫(yī)療保健支出以每年16%的速度逐年增長(zhǎng)，比國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年均增長(zhǎng)速度高出7%[6]。更為令人擔(dān)憂的是，1998-2003年我國(guó)農(nóng)村居民的衛(wèi)生支出以每年11.48%的速度增長(zhǎng)，是他們同期凈收入增長(zhǎng)率的4倍[1]?？梢?jiàn)，建設(shè)高覆蓋率、功能完善的農(nóng)村醫(yī)療保障體制是現(xiàn)階段有效減輕農(nóng)村居民生活負(fù)擔(dān)、降低農(nóng)村貧困率的可行措施。那么，我國(guó)農(nóng)村的醫(yī)療保障體制發(fā)展如何，現(xiàn)行的農(nóng)村合作醫(yī)療計(jì)劃的覆蓋率及運(yùn)行效果又是如何，探討這些問(wèn)題對(duì)于降低農(nóng)民健康風(fēng)險(xiǎn)、減輕農(nóng)民生活負(fù)擔(dān)、推進(jìn)農(nóng)村扶貧工作具有重要意義。

一、我國(guó)“新農(nóng)合”的發(fā)展概況

早在20世紀(jì)50年代，我國(guó)就建立了農(nóng)村合作醫(yī)療計(jì)劃(CMS)。但隨著20世紀(jì)80年代初的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革，舊的農(nóng)村醫(yī)療體系逐漸解體。此后，我國(guó)農(nóng)村居民一直處于醫(yī)療保障水平低或無(wú)醫(yī)療保障的狀態(tài)。直至2002年底，國(guó)務(wù)院提出建立由政府組織、引導(dǎo)、支持的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度——新型農(nóng)村合作醫(yī)療計(jì)劃(以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”)，我國(guó)農(nóng)村居民才逐步進(jìn)入全面享受醫(yī)療保障的新階段[7-8]。

“新農(nóng)合”是我國(guó)現(xiàn)行的農(nóng)村基本醫(yī)療保障體系，旨在提高農(nóng)村居民的健康水平，改善農(nóng)村居民的衛(wèi)生服務(wù)，防止因貧致病，并幫助農(nóng)村居民減少疾病所伴隨的風(fēng)險(xiǎn)。從橫向國(guó)際比較來(lái)看，“新農(nóng)合”是當(dāng)今全球發(fā)展中國(guó)家中涉及人群最廣的醫(yī)療保障計(jì)劃[9]，它是一種由省級(jí)政府和中央政府共同資助，由縣級(jí)政府負(fù)責(zé)營(yíng)運(yùn)的合作體系，其與哥倫比亞、越南、菲律賓等發(fā)展中國(guó)家通過(guò)稅收補(bǔ)貼的形式所建立的非正式部門(通常是農(nóng)村)工人及其家庭的醫(yī)療保險(xiǎn)具有顯著的差異性[10]。從縱向發(fā)展歷史來(lái)看，“新農(nóng)合”與舊的農(nóng)村合作醫(yī)療計(jì)劃具有明顯的特征差異：(1)“新農(nóng)合”是一種自愿參與的機(jī)制；(2)“新農(nóng)合”是由國(guó)家層面統(tǒng)一操作，而不是由村級(jí)或鎮(zhèn)級(jí)直接管理[11]。

“新農(nóng)合”自2003年7月試點(diǎn)實(shí)施以來(lái)，發(fā)展規(guī)模及覆蓋率逐年高速增長(zhǎng)[12-13]。該政策最早在310個(gè)村莊進(jìn)行試點(diǎn)，2005年推廣至617個(gè)村，2007年6月該項(xiàng)目已經(jīng)擴(kuò)大到了全國(guó)84.9%的縣[14]。截至2008年底，全國(guó)有31個(gè)省(市、自治區(qū))建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，覆蓋8.15億農(nóng)村人口，參與率達(dá)到91.35%，“新農(nóng)合”已然成為我國(guó)農(nóng)村居民的基本醫(yī)療保障制度[15]。《中國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒2014》數(shù)據(jù)顯示，2013年我國(guó)“新農(nóng)合”的參與率已達(dá)到99%[16]。目前，“新農(nóng)合”的核心已經(jīng)不再是能否推行和廣泛覆蓋的問(wèn)題，而是能否長(zhǎng)期穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展的問(wèn)題[17]。為何以“自愿參加”為主要原則的“新農(nóng)合”發(fā)展速度如此之快，其背后的經(jīng)濟(jì)原理是什么？高覆蓋率是否意味著農(nóng)民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)已經(jīng)得到較大程度的減弱？要回答這些問(wèn)題，須進(jìn)一步實(shí)證分析我國(guó)“新農(nóng)合”的參與現(xiàn)狀、影響因素與減負(fù)效果。

二、農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自于2011年西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國(guó)家庭金融調(diào)查與研究中心所組織的中國(guó)家庭金融調(diào)查(CHFS)，筆者通過(guò)網(wǎng)絡(luò)公開(kāi)申請(qǐng)的方式獲得該數(shù)據(jù)。CHFS的調(diào)查范圍包括全國(guó)25個(gè)省(市、自治區(qū))，80個(gè)縣(市)，320個(gè)村(居)委會(huì)，共8438戶家庭(包括農(nóng)村和城市)。由于本文的研究主題是“新農(nóng)合”，因此研究對(duì)象必須是長(zhǎng)期居住在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)人口。筆者通過(guò)“農(nóng)村戶口”“去年連續(xù)6個(gè)月以上居住在所在縣(市)”和“愿意提供去年農(nóng)業(yè)收入”等3個(gè)關(guān)鍵指標(biāo)對(duì)8438個(gè)受訪家庭進(jìn)行篩選，最后獲得2468個(gè)樣本數(shù)據(jù)。統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，所有樣本農(nóng)民均滿16周歲，其中年齡在20周歲及以上的樣本農(nóng)民占比超過(guò)99%，保證了樣本的代表性和有效性。

(二)農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”情況

由篩選獲得的樣本數(shù)據(jù)可知，2468個(gè)樣本中：2055個(gè)農(nóng)民參與了“新農(nóng)合”，比例高達(dá)83.27%；413個(gè)農(nóng)民沒(méi)有參加“新農(nóng)合”，比例為16.73%。可見(jiàn)，2010年實(shí)現(xiàn)“新農(nóng)合”覆蓋全國(guó)農(nóng)村后，農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”比例較高，“新農(nóng)合”已經(jīng)得到超過(guò)80%的農(nóng)民的認(rèn)可與支持。然而有學(xué)者認(rèn)為，“新農(nóng)合”可能存在一定的逆向選擇問(wèn)題，不同類型的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的意愿有較大差異，從而導(dǎo)致“新農(nóng)合”在農(nóng)村難以全面覆蓋[18]。對(duì)此，可通過(guò)分析不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的情況來(lái)說(shuō)明。

(三)不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”情況分析

本文從性別、政治面貌、受教育程度以及是否大姓等4個(gè)維度，對(duì)2468個(gè)農(nóng)民樣本的“新農(nóng)合”參與情況進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和比較分析(表1)。

表1 農(nóng)民參與“新農(nóng)合”情況

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)整理

1.男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例顯著高于女性農(nóng)民。男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例比女性農(nóng)民高出5.08%。這種性別差異表明，男性農(nóng)民對(duì)“新農(nóng)合”的認(rèn)可度高于女性農(nóng)民，其原因可能是男性農(nóng)民對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)知高于女性農(nóng)民。

2.政治面貌為共青團(tuán)員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例顯著低于政治面貌為中共黨員與群眾的農(nóng)民。這反映出，不同政治面貌的農(nóng)民對(duì)“新農(nóng)合”的認(rèn)可度有著顯著的差異。需補(bǔ)充說(shuō)明的是，政治面貌為民主黨派的樣本農(nóng)民數(shù)量較少，一定程度上降低了樣本的代表性，但這并不會(huì)對(duì)整體統(tǒng)計(jì)結(jié)果產(chǎn)生大的影響，因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)中只有極少數(shù)農(nóng)民的政治面貌為民主黨派。

3.隨著受教育程度的提升，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例呈現(xiàn)出先上升后下降的變化趨勢(shì)。究其原因，可能是：(1)受教育程度較低(未上過(guò)學(xué))的農(nóng)民受自身認(rèn)知能力影響，對(duì)“新農(nóng)合”缺乏認(rèn)識(shí)；(2)受教育程度較高(高中及以上)的農(nóng)民認(rèn)知能力較強(qiáng)，能透過(guò)現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”的制度缺陷與不足。需補(bǔ)充說(shuō)明的是，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民樣本參與“新農(nóng)合”的比例僅有44.44%，顯著低于其他農(nóng)民。其原因可能是：一方面由于樣本量偏少，降低了統(tǒng)計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性；另一方面，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民可能會(huì)選擇其他醫(yī)療保險(xiǎn)，如大學(xué)生城鎮(zhèn)醫(yī)保、商業(yè)保險(xiǎn)等。

4.大姓農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例較高于非大姓農(nóng)民。大姓農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例比非大姓農(nóng)民高出3.25%。一定程度上反映出，大姓農(nóng)民對(duì)“新農(nóng)合”的認(rèn)可度高于非大姓農(nóng)民，其原因可能是“新農(nóng)合”在大姓農(nóng)民之間的宣傳速度和宣傳效果優(yōu)于非大姓農(nóng)民。

綜上可知，農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”的比例較高，但仍有16.73%的農(nóng)民沒(méi)有參與“新農(nóng)合”，并且農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例也隨著性別、政治面貌、受教育程度、是否大姓等特征不同而表現(xiàn)出顯著差異性。因此，分析不同因素對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響作用，將有助于進(jìn)一步提高農(nóng)民參與“新農(nóng)合的比例。

三、農(nóng)民參與“新農(nóng)合”行為的影響因素分析

(一)理論分析

農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為是農(nóng)民綜合考慮自身、家庭及社會(huì)資本情況后，基于對(duì)農(nóng)村保障制度的認(rèn)知而作出的決策。因此，該行為受到農(nóng)民自身特征及認(rèn)知、家庭特征、社會(huì)資本等因素的影響。不同學(xué)者對(duì)此有不同的解釋，綜合現(xiàn)有的文獻(xiàn)，主要有以下3個(gè)方面：(1)年齡越大、身體條件越差的風(fēng)險(xiǎn)厭惡型農(nóng)民，越傾向于參與“新農(nóng)合”，因?yàn)椤靶罗r(nóng)合”為他們減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)的作用更為明顯[19-20]；(2)受教育程度越高、對(duì)農(nóng)村保障制度認(rèn)知越深的農(nóng)民(尤其是男性農(nóng)民)，參與“新農(nóng)合”的概率越高，因?yàn)樗麄兏恿私狻靶罗r(nóng)合”的政策及其設(shè)定目標(biāo)，更加清楚“新農(nóng)合”的作用效果[21]；(3)家庭成員越少、收入越高、社會(huì)資本越豐富的農(nóng)民，參加“新農(nóng)合”的可能性越高，因?yàn)樗麄冇懈鼜?qiáng)的支付能力來(lái)維持對(duì)“新農(nóng)合”的長(zhǎng)期投資[22]。由此可見(jiàn)，影響農(nóng)民參與“新農(nóng)合”行為的因素主要有：性別、年齡、身體狀況、受教育程度、家庭成員數(shù)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、政策認(rèn)知度、收入水平和社會(huì)資本。

本研究的實(shí)證部分將重點(diǎn)分析上述變量對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響作用，具體變量及說(shuō)明如下。

性別(X1)：農(nóng)村社會(huì)可能存在一定的性別歧視，包括家庭地位、教育資源分配、社會(huì)認(rèn)可度、信息獲取程度等方面，這些由性別差異帶來(lái)的個(gè)人認(rèn)知水平差異可能會(huì)對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”產(chǎn)生一定的影響。

年齡(X2)：農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移導(dǎo)致農(nóng)村留守人口老齡化，年齡大小將影響農(nóng)民對(duì)自身健康的關(guān)注度以及對(duì)農(nóng)村政策的認(rèn)知度，從而影響其參與“新農(nóng)合”的意愿。

身體狀況(lnX3)：“新農(nóng)合”旨在提高農(nóng)民的健康水平和降低醫(yī)療成本，農(nóng)民的身體健康狀況直接決定了其參與“新農(nóng)合”的意愿。

受教育程度(X4)：農(nóng)民的受教育程度會(huì)影響其風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知水平和投資能力，對(duì)其參與“新農(nóng)合”具有一定的影響作用。

家庭成員數(shù)(X5)：對(duì)于總資金有限的農(nóng)民家庭而言，家庭成員數(shù)是影響和制約資金分配與使用的主要因素。因此，該變量也可能對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為產(chǎn)生影響。

風(fēng)險(xiǎn)偏好(X6)：對(duì)于農(nóng)民而言，“新農(nóng)合”與商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)一樣，具有轉(zhuǎn)嫁醫(yī)療風(fēng)險(xiǎn)成本的功能。因此，不同“風(fēng)險(xiǎn)偏好”的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的意愿可能因此表現(xiàn)出差異性。

政策認(rèn)知度(X7)：該變量用于衡量農(nóng)民對(duì)“新農(nóng)合”政策宣傳的認(rèn)知程度。

收入水平(lnX8)：由于各地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入水平普遍不高，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”又需要上繳一定的保費(fèi)，因此家庭收入水平將對(duì)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”產(chǎn)生一定的影響作用。

社會(huì)資本(S)：農(nóng)村社會(huì)是一個(gè)“熟人”社會(huì)，選取“是否當(dāng)?shù)卮笮?X9)”“政治面貌(X10)”等衡量指標(biāo)，可以在一定程度上考察農(nóng)民社會(huì)資本的擁有量對(duì)其參與“新農(nóng)合”的影響作用。

(二)實(shí)證檢驗(yàn)

1.方法。本研究將農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為簡(jiǎn)單定義為兩類：參與和不參與?？梢?jiàn)，農(nóng)民的參與行為是一個(gè)二分型變量，本研究將采用二元邏輯(Logistic)模型對(duì)其進(jìn)行影響因素分析，以期得出“新農(nóng)合”參與行為的主要影響因素。具體模型如下：

公式中，p是農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的理論概率，xi為第i個(gè)解釋變量，e為隨機(jī)誤差，α1為常數(shù)項(xiàng)，βi為回歸系數(shù)。

2.變量說(shuō)明。如前文所述，農(nóng)民的參與行為是本研究試圖解釋的因變量；自變量則包括性別、年齡、身體狀況、受教育程度、家庭成員數(shù)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、政策認(rèn)知度、收入水平和社會(huì)資本等(表2)。

表2 變量及其賦值說(shuō)明

(三)實(shí)證分析

本研究利用軟件SPSS 17.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)及上述模型(二元邏輯)進(jìn)行回歸擬合(表3)。

通過(guò)表3可知，從模型整體擬合效果來(lái)看，模型擬合后的-2對(duì)數(shù)似然值為2066.118，Cox & SnellR2為0.062，NagelkerkeR2為0.105，模型整體擬合效果一般。但總百分比檢驗(yàn)值達(dá)到83.4，說(shuō)明通過(guò)該方程進(jìn)行預(yù)測(cè)的結(jié)果正確率可以達(dá)到83.4%。

1.具有正向影響作用的解釋變量。(1)變量“性別”通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.486)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的可能性比女性農(nóng)民更高。變量“性別”發(fā)生概率比值為1.626，表示男性農(nóng)民參加“新農(nóng)合”的概率是女性農(nóng)民的1.626倍。其可能原因如前文所述，男性農(nóng)民對(duì)農(nóng)村政策有更高的認(rèn)知，更傾向于參與“新農(nóng)合”。(2)變量“家庭成員數(shù)”通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.136)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的家庭人口越多，其參與“新農(nóng)合”的可能性就越大。變量“家庭成員數(shù)”發(fā)生概率比值為1.146，表示農(nóng)民的家庭人口數(shù)每增加一人，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將提高14.6%。這與前文的判斷相反，其原因可能是隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的不斷增長(zhǎng)與農(nóng)民收入的不斷增加，家庭成員數(shù)少的農(nóng)民家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)相對(duì)更小，也更加注重醫(yī)療健康的投入，他們可能會(huì)選擇購(gòu)買其他商業(yè)保險(xiǎn)。而“新農(nóng)合”資金投入少，適合家庭成員數(shù)多、資金有限的農(nóng)民家庭。因此，家庭成員數(shù)多的農(nóng)民家庭更傾向于參與“新農(nóng)合”。(3)變量“政策認(rèn)知度”通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(1.371)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，參與“新農(nóng)?！钡霓r(nóng)民參與“新農(nóng)合”的可能性更高。變量“政策認(rèn)知度”發(fā)生概率比值為3.938，表示參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率是沒(méi)有參加“新農(nóng)?！鞭r(nóng)民的3.938倍。其可能原因如前文所述，參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民對(duì)農(nóng)村相關(guān)政策的認(rèn)知程度更高，更傾向于參與“新農(nóng)合”。(4)變量“身體狀況”通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.35)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民上個(gè)月的醫(yī)療支出越高，其參與“新農(nóng)合”的可能性越大。變量“身體狀況”發(fā)生概率比值為1.419，表示農(nóng)民醫(yī)療支出的對(duì)數(shù)每增加1個(gè)單位，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將提高41.9%。其可能原因如前文所述，農(nóng)民的醫(yī)療支出越大，意味著農(nóng)民的健康程度越低，越傾向于通過(guò)參加“新農(nóng)合”來(lái)降低健康風(fēng)險(xiǎn)。

表3 “新農(nóng)合”參與行為模型擬合及估計(jì)結(jié)果

注：***表示在1%的水平上顯著

2.具有負(fù)向影響作用的解釋變量。(1)變量“年齡”通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該變量的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)(-0.019)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的年齡越高，其參與“新農(nóng)合”的可能性越低。變量“年齡”發(fā)生概率比值為0.981，表示農(nóng)民的年齡每增加一歲，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將降低1.9%。這與前文的理論判斷相反，其原因可能是：農(nóng)民的年齡越大，其農(nóng)村政策的認(rèn)知程度越低，參與“新農(nóng)合”的概率越小。(2)變量“受教育程度”為五分變量，計(jì)量分析過(guò)程中，以沒(méi)上過(guò)學(xué)的農(nóng)民作為參照基準(zhǔn)，其中只有受教育程度為大專及以上的農(nóng)民樣本通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該分項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)(-1.971)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比沒(méi)有上過(guò)學(xué)的農(nóng)民低86.1%。其原因可能是受教育程度為大專及以上的農(nóng)民有更高的健康風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知能力和投資能力，可能會(huì)通過(guò)購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)而并非參與“新農(nóng)合”來(lái)降低健康風(fēng)險(xiǎn)。(3)變量“政治面貌”為四分變量，計(jì)量分析過(guò)程中，以政治面貌為共青團(tuán)員的農(nóng)民作為參照基準(zhǔn)，其中只有政治面貌為中共黨員的農(nóng)民樣本通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。該分項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)(-0.766)，結(jié)合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，政治面貌為中共黨員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比政治面貌為共青團(tuán)員的農(nóng)民低53.5%。其原因可能是政治面貌為中共黨員的農(nóng)民有更高的健康風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知能力和投資能力，可能會(huì)通過(guò)購(gòu)買商業(yè)保險(xiǎn)，而并非參與“新農(nóng)合”來(lái)降低健康風(fēng)險(xiǎn)。

3.未通過(guò)檢驗(yàn)的變量?！笆欠翊笮铡薄笆杖胨健薄帮L(fēng)險(xiǎn)偏好”等3個(gè)變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其原因可能是：“是否大姓”雖然是農(nóng)民社會(huì)資本的一種衡量，但是大姓農(nóng)民與非大姓農(nóng)民獲得“新農(nóng)合”的機(jī)會(huì)是均等的，因此參與行為不受“是否大姓”的影響。對(duì)于農(nóng)民而言，投資“新農(nóng)合”須上交的年保費(fèi)并不高，因此家庭收入水平對(duì)其影響作用不明顯。由于政府進(jìn)行一定程度的保費(fèi)補(bǔ)貼，農(nóng)民更傾向于將參與“新農(nóng)合”視為一項(xiàng)農(nóng)村福利，而不是風(fēng)險(xiǎn)投資，因此不受“風(fēng)險(xiǎn)偏好”的影響。

四、“新農(nóng)合”的減負(fù)效果分析

厘清不同類別農(nóng)民的參與率及其影響因素是提高“新農(nóng)合”政策覆蓋率的第一步，研究結(jié)論有助于找到部分農(nóng)民不愿參與“新農(nóng)合”的原因，并提出相應(yīng)的對(duì)策措施。此外，作為一項(xiàng)惠農(nóng)政策，只有政策實(shí)施符合初設(shè)“為農(nóng)民減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)”的目標(biāo)時(shí)，才能保證參與者未來(lái)不退出“新農(nóng)合”?；诖?，本研究將進(jìn)一步分析“新農(nóng)合”的減負(fù)效果，以檢驗(yàn)該政策的穩(wěn)定性，并為其持續(xù)發(fā)展提供對(duì)策建議。由于“新農(nóng)合”的減負(fù)效果直接體現(xiàn)為農(nóng)民醫(yī)療開(kāi)支的報(bào)銷情況，可通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的醫(yī)療開(kāi)支情況，及其報(bào)銷額度、報(bào)銷比例，來(lái)進(jìn)一步說(shuō)明“新農(nóng)合”的減負(fù)效果。

(一)參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的醫(yī)療開(kāi)支情況

1.醫(yī)療開(kāi)支已經(jīng)成為農(nóng)民日常生活的主要開(kāi)支之一。據(jù)CHFS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，2055個(gè)參與“新農(nóng)合”的樣本中，有826個(gè)農(nóng)民上個(gè)月發(fā)生了醫(yī)療支出，占比高達(dá)40.19%，即平均每個(gè)月都有接近4成的農(nóng)民產(chǎn)生了醫(yī)療開(kāi)支。

2.醫(yī)療開(kāi)支額度具有較高的不確定性，可能對(duì)農(nóng)民家庭生活造成較大的負(fù)擔(dān)。據(jù)CHFS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，826個(gè)農(nóng)民產(chǎn)生的醫(yī)療支出共計(jì)667396元，其中最低的醫(yī)療支出為3元，最高的醫(yī)療支出為15萬(wàn)元，不同農(nóng)民由于不同病因產(chǎn)生的醫(yī)療開(kāi)支差異性較大。

3.“新農(nóng)合”的報(bào)銷比例不高，可能對(duì)減負(fù)效果產(chǎn)生抑制作用。據(jù)CHFS統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可知，826個(gè)發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，僅有237個(gè)農(nóng)民(28.69%)獲得了“新農(nóng)合”的醫(yī)療報(bào)銷，共計(jì)醫(yī)療報(bào)銷136616元，其中最低的報(bào)銷額是3元，最高的報(bào)銷額是25500元。

(二)“新農(nóng)合”減負(fù)效果的具體分析

由前文分析可知，醫(yī)療開(kāi)支已經(jīng)成農(nóng)民日常生活的主要開(kāi)支之一，并且開(kāi)支額度具有不確定性，可能對(duì)農(nóng)民家庭產(chǎn)生較大的生活負(fù)擔(dān)。從報(bào)銷人次來(lái)看，參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的報(bào)銷比例也只有28.69%，這是否意味著“新農(nóng)合”未達(dá)到政策推行時(shí)設(shè)定的減負(fù)目標(biāo)。對(duì)此，須進(jìn)一步分析參與“新農(nóng)合”農(nóng)民醫(yī)療支出的具體報(bào)銷金額及比例(表4)。

表4 “新農(nóng)合”醫(yī)療支出的報(bào)銷金額及比例

數(shù)據(jù)來(lái)源：根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)整理

由表4統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知：(1)大部分農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后，未能實(shí)現(xiàn)醫(yī)療減負(fù)。參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，超過(guò)70%未能從“新農(nóng)合”獲得任何報(bào)銷金額。(2)只有極少數(shù)農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后實(shí)現(xiàn)完全的醫(yī)療減負(fù)。參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，僅4%獲得了全額的醫(yī)療報(bào)銷。(3)從整體報(bào)銷金額來(lái)看，“新農(nóng)合”減負(fù)效果并不明顯。樣本農(nóng)民上月共計(jì)醫(yī)療支出667396元，獲得“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷136616元，報(bào)銷額只占全部醫(yī)療支出的20.47%?？梢?jiàn)，“新農(nóng)合”整體減負(fù)效果一般?？赡茉蛞环矫媸菆?bào)銷比例和報(bào)銷額度均較低，另一方面是報(bào)銷手續(xù)過(guò)于繁瑣，導(dǎo)致報(bào)銷滯后。

五、結(jié)論與建議

基于以上分析，本研究得到如下結(jié)論。(1)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例已經(jīng)達(dá)到83.27%，不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例存在一定的差異性。(2)性別、年齡、家庭成員數(shù)、政策認(rèn)知度、身體狀況、受教育程度和政治面貌等變量，是影響農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的顯著因素。男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比女性高；年齡越大的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越??；家庭成員數(shù)越多的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越大；對(duì)政策有較強(qiáng)認(rèn)知的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率更高；身體健康程度越低的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越大；相對(duì)于沒(méi)有上過(guò)學(xué)的農(nóng)民，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”概率更??；相對(duì)于共青團(tuán)員，政治面貌為中共黨員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率更小。(3)“新農(nóng)合”整體減負(fù)效果一般。超過(guò)70%的農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后，未能實(shí)現(xiàn)醫(yī)療減負(fù)；僅有4%的農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后實(shí)現(xiàn)完全的醫(yī)療減負(fù)；“新農(nóng)合”僅補(bǔ)貼了醫(yī)療總支出的20.47%。

基于以上研究結(jié)論，本研究認(rèn)為可從穩(wěn)定提高參與率與增強(qiáng)減負(fù)效果兩個(gè)維度來(lái)進(jìn)一步推進(jìn)“新農(nóng)合”在農(nóng)村的發(fā)展。

1.通過(guò)宣傳教育的方式，提高參與率相對(duì)較低農(nóng)民的政策認(rèn)知度。由前文的“新農(nóng)合”參與行為影響因素分析可知：老年農(nóng)民、女性農(nóng)民、身體條件相對(duì)較好的農(nóng)民，是“新農(nóng)合”參與率較低的群體；而政策認(rèn)知度的提升則有助于促使農(nóng)民參與“新農(nóng)合”。因此，相關(guān)部門下一步的政策宣傳與教育工作應(yīng)該重點(diǎn)面向上述群體。(1)女性農(nóng)民的“新農(nóng)合”參與率顯著低于男性農(nóng)民，且“性別”是影響“新農(nóng)合”參與行為的顯著變量。主要原因是女性農(nóng)民對(duì)農(nóng)村政策、“新農(nóng)合”體制缺乏深刻、準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí)。因此，建議采取如下措施提升女性農(nóng)民對(duì)“新農(nóng)合”的認(rèn)識(shí)：印制發(fā)放“農(nóng)村婦女健康衛(wèi)生手冊(cè)”，以普及婦女健康知識(shí)和“新農(nóng)合”政策；村(居)委會(huì)定期召開(kāi)婦女代表會(huì)議對(duì)“新農(nóng)合”政策進(jìn)行宣傳。(2)“新農(nóng)合”參與率隨農(nóng)民年齡增長(zhǎng)而呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)。之所以出現(xiàn)這種變化趨勢(shì)，是因?yàn)樵侥觊L(zhǎng)的農(nóng)民對(duì)自身的身體健康關(guān)注程度越低，這也反映出年長(zhǎng)農(nóng)民的醫(yī)療健康知識(shí)相對(duì)匱乏。因此，建議采取如下措施提升老年農(nóng)民的醫(yī)療健康知識(shí)：組織醫(yī)療志愿者定期于鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、村(社區(qū))為老年農(nóng)民提供義診和醫(yī)療知識(shí)教育；村(居)委會(huì)在老年活動(dòng)室中張貼關(guān)于“老年醫(yī)療健康”“新農(nóng)合”等相關(guān)宣傳海報(bào)。(3)身體狀況較好的農(nóng)民“新農(nóng)合”參與率相對(duì)較低。建議村(居)委會(huì)通過(guò)派發(fā)傳單和上門宣傳等方式進(jìn)一步提升他們對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)和“新農(nóng)合”功能作用的認(rèn)識(shí)。

2.擴(kuò)大“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷的覆蓋范圍，簡(jiǎn)化報(bào)銷手續(xù)，以增強(qiáng)“新農(nóng)合”的減負(fù)效果。由前文“新農(nóng)合”減負(fù)效果分析可知：參與“新農(nóng)合”的樣本中，醫(yī)療開(kāi)支報(bào)銷比例和報(bào)銷額度均較低。如果這種情況長(zhǎng)期持續(xù)，可能將導(dǎo)致部分農(nóng)民因未能獲得足額醫(yī)療報(bào)銷而產(chǎn)生退保現(xiàn)象，不利于“新農(nóng)合”的持續(xù)發(fā)展。因此，相關(guān)部門應(yīng)該通過(guò)改進(jìn)報(bào)銷方式及報(bào)銷手續(xù)等方法，提高“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷的比例，從而保證“新農(nóng)合”的持續(xù)發(fā)展。(1)參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，有超過(guò)70%的農(nóng)民未實(shí)現(xiàn)醫(yī)療費(fèi)用報(bào)銷。出現(xiàn)這種醫(yī)療開(kāi)支已經(jīng)產(chǎn)生一個(gè)月仍未報(bào)銷的情況，可能原因是報(bào)銷手續(xù)過(guò)于繁瑣，導(dǎo)致報(bào)銷時(shí)滯嚴(yán)重。因此，建議通過(guò)如下措施提升政策的減負(fù)時(shí)效：簡(jiǎn)化“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷手續(xù)，減少審批環(huán)節(jié)，在醫(yī)院為農(nóng)民開(kāi)設(shè)一站式報(bào)銷的窗口；通過(guò)電子賬戶劃賬報(bào)銷的方式，提高報(bào)銷金額入賬的及時(shí)性。(2)參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，約三分之二的農(nóng)民報(bào)銷比例在50%以內(nèi)。之所以出現(xiàn)這種情況，是因?yàn)椤靶罗r(nóng)合”規(guī)定的報(bào)銷范圍偏窄，導(dǎo)致農(nóng)民大部分的醫(yī)療支出不能報(bào)銷。因此，建議相關(guān)部門通過(guò)實(shí)地調(diào)研的方式，調(diào)查農(nóng)民醫(yī)療開(kāi)支的主要品目，擴(kuò)大“新農(nóng)合”醫(yī)療報(bào)銷的范圍，提高報(bào)銷覆蓋率，以增加政策的減負(fù)效果。

[1]ZHANGLY,CHENGXM,LIUXY,etal.BalancingthefundsintheNewCooperativeMedicalSchemeinruralChina:determinantsandinfluencingfactorsintwoprovinces[J].InternationalJournalofHealthPlanningandManagement,2010,25(2):96-118.

[2]SUNXY,SLEIGHAC,CARMICHAELGA,etal.Healthpayment-inducedpovertyunderChina′sNewCooperativeMedicalSchemeinruralShandong[J].HealthPolicyandPlanning,2010,25(5):419-426.

[3]ZHANGLY,CHENGXM,TOLHURSTR,etal.HoweffectivelycantheNewCooperativeMedicalSchemereducecatastrophichealthexpenditureforthepoorandnon-poorinruralChina?[J].TropicalMedicine&InternationalHealth,2010,15(4):468-475.

[4]SHIL,ZHANGDL.China′sNewRuralCooperativeMedicalSchemeandunderutilizationofMedicalCareamongadultsover45:evidencefromCHARLSPilotData[J].JournalofRuralHealth,2013，29(10):51-61.

[5]中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局.中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2015[M].北京：中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，2016:33-48.

[6]YANF,RAVENJ,WANGW,etal.Managementcapacityandhealthinsurance:thecaseoftheNewCooperativeMedicalSchemeinsixcountiesinruralChina[J].InternationalJournalofHealthPlanningandManagement,2011,26(4):357-378.

[7]寧滿秀，謝青青.影響農(nóng)戶參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療意愿的因素分析——基于福建省的實(shí)證調(diào)查[J].福建論壇(人文社會(huì)科學(xué)版)，2010(10)：149-152.

[8]QINLJ,PANSW,WANGCG,etal.AdverseselectioninChina′sNewRuralCooperativeMedicalScheme[J].ChinaAgriculturalEconomicReview,2012,4(1):69-83.

[9]MAYQ,ZHANGLL,CHENQ.China′sNewCooperativeMedicalSchemeforruralresidents:popularityofbroadcoverageposeschallengesforcosts[J].HealthAffairs,2012,31(5):1058-1064.

[10]WAGSTAFFA,LINDELOWM,GAOJ,etal.Extendinghealthinsurancetotheruralpopulation:animpactevaluationofChina′sNewCooperativeMedicalScheme[J].JournalofHealthEconomics,2009,28(1):1-19.

[11]白重恩，李宏彬，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)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012(2)：41-53.

[12]LEIXY,LINWC.TheNewCooperativeMedicalSchemeinruralChina:doesmorecoveragemeanmoreserviceandbetterhealth?[J].HealthEconomics,2009,18(7):25-46.

[13]崔鳳，趙俊亭.參合農(nóng)民對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療的滿意度分析——對(duì)山東省青州市譚坊鎮(zhèn)農(nóng)民的調(diào)研[J].人口學(xué)刊，2012(1)：68-77.

[14]劉昌平，趙潔.新農(nóng)合制度的醫(yī)療服務(wù)可及性評(píng)價(jià)及其影響因素——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2016(2)：86-91.

[15]中華人民共和國(guó)衛(wèi)生部.中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒2009[M].北京：中國(guó)協(xié)和醫(yī)科大學(xué)出版社，2010:347-348.

[16]中華人民共和國(guó)國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì).中國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒2014[M].北京：中國(guó)協(xié)和醫(yī)科大學(xué)出版社，2015:333.

[17]周新發(fā)，王國(guó)軍.新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度續(xù)保意愿實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)研究，2014，40(12)：102-113.

[18]李敏敏，蔣遠(yuǎn)勝.新型農(nóng)村合作醫(yī)療的逆向選擇問(wèn)題驗(yàn)證——基于四川樣本的實(shí)證分析[J].人口與經(jīng)濟(jì)，2010(1)：56-61.

[19]陳玉萍，李哲,HENRYL,等.農(nóng)戶參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療項(xiàng)目的影響因素分析[J].中國(guó)軟科學(xué)，2010(6)：97-105.

[20]李麗，胡偉，馮小影.農(nóng)民參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療的影響因素及滿意度分析——基于安徽省13縣368個(gè)農(nóng)戶調(diào)查的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2012(1)：117-121.

[21]楊鷺，鐘漲寶.失地農(nóng)民參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療影響因素探析——基于江陰市臨港新城H小區(qū)失地農(nóng)民的調(diào)查[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì)(中文版)，2010(1)：30-34.

[22]陳華.新型農(nóng)村合作醫(yī)療中的農(nóng)民支付意愿研究——基于制度整合的角度[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011(8)：45-51.

(責(zé)任編輯： 林小芳)

Thepresentsituation,determinantsandeffectofreducingtheburdenoffarmerstoparticipateinthe"NewRuralCooperativeMedicalCare"—BasedonthedatafromCHFS

LIN Xiao-shan1， CAI Jian2*

(1.SchoolofEconomicsandStatistics,GuangzhouUniversity,Guangzhou,Guangdong510006,China;2.CollegeofEconomicsandManagement,SouthChinaAgriculturalUniversity,Guangzhou,Guangdong510642,China)

Based on the review of the development in China′s rural medical system to make a descriptive statistical analysis of the present situation in farmers participating "New Rural Cooperative Medical Care", this paper studies on the determinants and effect of reducing the burden of farmers to participate in the "New Rural Cooperative Medical Care" by the method of binary logic model and statistical analysis. Research result shows that: gender, age, family population, policy awareness, physical condition, education degree and political landscape are significant factors which affect farmers′ participation in "New Rural Cooperative Medical Care"; the effect of reducing the burden of farmers to participate in the "New Rural Cooperative Medical Care" is not good, compared with the high participation rate. Thus, this article proposes two suggestions so as to stably increase participation rate and effect of reducing the burden. Firstly, the government should improve the agricultural policy cognition of old women farmers and the farmers whose body conditions are relatively good and whose family population is not large through the way of propaganda and education; Secondly, the government should increase the coverage of subsidies for medical expenses from "New Rural Cooperative Medical Care" by the way of expanding reimbursement coverage and simplifying the reimbursement process.

China′s New Rural Cooperative Medical Care; participation; effect of reducing the burden

R197.1

A

1671-6922(2017)05-0008-08

10.13322/j.cnki.fjsk.2017.05.002

2016-10-13

華南農(nóng)業(yè)大學(xué)青年科技人才培育項(xiàng)目(201619)。

林曉珊(1990-)，女，助教，碩士。研究方向：教育經(jīng)濟(jì)學(xué)、政治經(jīng)濟(jì)學(xué)。

*為通信作者。