周俊婷 李 勇

1 引言

1.1 背景及意義目前，中國(guó)已經(jīng)成為世界上老年人口最多的國(guó)家，也是人口老齡化發(fā)展速度最快的國(guó)家之一。據(jù)聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)，到本世紀(jì)中期，中國(guó)將有近5億人口超過(guò)60歲，而這個(gè)數(shù)字將超過(guò)美國(guó)人口總數(shù)。在中國(guó)老齡化進(jìn)入快速發(fā)展階段的同時(shí)，還伴隨著高齡化的快速推進(jìn)。數(shù)據(jù)顯示，目前中國(guó)80歲以上的高齡人口已接近2400萬(wàn)人，占整個(gè)老齡人口的 11%。中年群體也在快速地加入老齡化的陣營(yíng)，其健康狀態(tài)日益受到關(guān)注。有數(shù)據(jù)顯示，70%的中年人處于亞健康狀態(tài)，而且是各種慢性病高發(fā)階段，引發(fā)的各種經(jīng)濟(jì)及社會(huì)問(wèn)題已不容忽視。中老年群體的健康服務(wù)需求與健康狀況也越來(lái)越受到人們的關(guān)注與重視，特別是相對(duì)處于劣勢(shì)地位的農(nóng)村中老年人，由于社會(huì)種種條件及經(jīng)濟(jì)的限制，因病致貧或返貧的問(wèn)題時(shí)有出現(xiàn)，更加受到國(guó)家及社會(huì)的關(guān)注。

新型農(nóng)村合作醫(yī)療（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）作為我國(guó)基本醫(yī)療保障制度的重要組成部分，旨在保障我國(guó)農(nóng)村居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求，減輕因疾病增加的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，不斷改善農(nóng)村居民的健康狀況，提高其健康水平。國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)《2014年我國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》指出，截至2014年底，全國(guó)參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療人口數(shù)達(dá)7.36億人，參合率為98.9%。目前，我國(guó)農(nóng)村新農(nóng)合醫(yī)療保證已基本達(dá)到全覆蓋，在全面建成小康社會(huì)、促進(jìn)建設(shè)健康中國(guó)方面發(fā)揮了關(guān)鍵性作用。本文對(duì)新農(nóng)合覆蓋下農(nóng)村中老年人的健康狀況進(jìn)行研究，重點(diǎn)關(guān)注社會(huì)45歲以上中老年人群的健康狀況。新農(nóng)合對(duì)社會(huì)醫(yī)療保障發(fā)展以及實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平起到非常重要的作用。

1.2 研究現(xiàn)狀目前，大多是研究關(guān)于新農(nóng)合制度對(duì)于農(nóng)村居民的健康效應(yīng)，學(xué)者間的研究角度也不同，他們利用不同的研究數(shù)據(jù)及方法進(jìn)行研究分析，其結(jié)果存在一定差異性。國(guó)內(nèi)很多學(xué)者根據(jù)微觀數(shù)據(jù)考察新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用及健康水平的影響因素。一些學(xué)者證明了新農(nóng)合對(duì)健康的積極效應(yīng)。程令國(guó)和張嘩[1]從新農(nóng)合的經(jīng)濟(jì)與健康效應(yīng)兩方面出發(fā)，實(shí)證分析表明新農(nóng)合顯著提高了參合者的健康水平；鄭適等[2]通過(guò)對(duì)蘇魯皖豫四省的795份農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析，結(jié)果顯示，新農(nóng)合促進(jìn)了農(nóng)民身心健康的改善，且農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合的參與積極性和治療滿意度較高；張哲元等[3]指出，新農(nóng)合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。而另一些則得出了相反的結(jié)論。孟德峰等[4]研究結(jié)果顯示，新農(nóng)合制度對(duì)于提高農(nóng)民的健康水平作用不大，甚至還涉及了道德風(fēng)險(xiǎn)；Lei等[5]通過(guò)研究自評(píng)健康和過(guò)去四周內(nèi)患病情況指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合在改善健康水平方面效果有限。

但單獨(dú)從老年群體出發(fā)的研究相對(duì)較少，更罕見(jiàn)涉及中年群體。王翌秋和雷曉燕[6]指出，新農(nóng)合對(duì)非老年人影響的研究并不能推廣到老年人，通過(guò)實(shí)證分析說(shuō)明新農(nóng)合促進(jìn)了老年人健康狀況的自我評(píng)價(jià)，也提高了老年人對(duì)自身慢性病（高血壓）的知曉度；胡宏偉和李玉嬌[7]發(fā)現(xiàn)，老年人對(duì)自身健康狀況的評(píng)價(jià)整體水平一般，不同性別與年齡段老人的自評(píng)健康狀況也存在差異，且不同地域老年人的健康水平存在分化，城鎮(zhèn)老年人對(duì)自身健康的評(píng)價(jià)明顯高于農(nóng)村老人；陳在余和李薇[8]研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合對(duì)降低農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出無(wú)顯著性影響，其發(fā)生率主要取決于家庭人均收入水平及自身的健康狀況。很少涉及有關(guān)中老年群體在新農(nóng)合下健康狀況的分析研究，部分學(xué)者就就診行為、衛(wèi)生服務(wù)利用等方面做了一些研究。

目前，研究新農(nóng)合對(duì)老年人健康狀況影響的數(shù)據(jù)庫(kù)多為中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS），畢竟其是針對(duì)老年群體調(diào)查的數(shù)據(jù)庫(kù)，具有專門(mén)性與代表性。本文研究中老年群體的影響，選取的是中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）數(shù)據(jù)庫(kù)，可以與部分學(xué)者采用CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)實(shí)證研究的分析結(jié)果進(jìn)行對(duì)比，對(duì)于完善中老年的健康相關(guān)問(wèn)題有一定的意義。利用CHARLS數(shù)據(jù)庫(kù)研究老年群體健康狀況相對(duì)比較多，如王新軍和鄭超[9]，CHARLS 2008年至2011年兩期面板數(shù)據(jù)；劉國(guó)恩等[10]，CHARLS 2005年22省調(diào)查數(shù)據(jù)；胡靜[11]，CHARLS 2011年全國(guó)基期數(shù)據(jù)等。相對(duì)使用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)研究老年群體的較少，如王翌秋和雷曉燕[6]，CHNS 2000年與2006年的數(shù)據(jù)；胡宏偉和李玉嬌[7]CHNS 2006年截面數(shù)據(jù)等。

針對(duì)不同類型的數(shù)據(jù)與研究需要，學(xué)者采用多種實(shí)證研究方法與模型。基于政策效果的影響分析，處理面板數(shù)據(jù)，多引入兩部模型與雙重差分（DID）模型，研究健康狀況的影響因素，結(jié)合其因變量的特點(diǎn)，多采用Logit模型或probit模型，如章蓉等[12]、王翌秋和雷曉燕[6]。一般截面數(shù)據(jù)多采用 Heckman選擇模型與傾向得分匹配方法，研究分類因變量，常用的模型也多為L(zhǎng)ogit模型或probit模型，如胡宏偉和李玉嬌[7]。

本研究從中老年群體的角度出發(fā)進(jìn)行研究新農(nóng)合對(duì)健康效益的影響，具有一定的創(chuàng)新性。加入了中年群體，擴(kuò)大了研究對(duì)象。中老年群體特殊的醫(yī)療服務(wù)剛性需求模式，是有別于年輕人的。中老年人的身體狀況、生理特征乃至疾病模式都是特殊的，以各種慢性病居多，且隨著年齡的增長(zhǎng)，其對(duì)醫(yī)療健康的需求也會(huì)有所不同。同時(shí)，采用CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中2000年與2006年的面板數(shù)據(jù)，結(jié)合DID模型與Logit模型實(shí)證分析新農(nóng)合的政策實(shí)施能否對(duì)我國(guó)農(nóng)村中老年人群健康狀況產(chǎn)生影響，并實(shí)證分析其他因素的影響。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用CHNS 2000和2006年的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)是由中國(guó)疾病預(yù)防控制中心與美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)人口研究中心合作開(kāi)展，其中收錄了我國(guó)東、中、西部地區(qū)人口健康方面的調(diào)查數(shù)據(jù)，范圍覆蓋全國(guó)9個(gè)省份的城鎮(zhèn)與農(nóng)村，調(diào)查采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣方法，調(diào)查包括人口學(xué)特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況、膳食結(jié)構(gòu)、健康狀況、醫(yī)療服務(wù)利用、工作和收入等個(gè)人和家庭信息，該項(xiàng)調(diào)查2～3年一次，從1989年到2011年已經(jīng)在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)展了9輪調(diào)查。2003年是新農(nóng)合開(kāi)始實(shí)施的年份，用2000年作對(duì)照，剛好處于政策實(shí)施前，且2006年是取消自評(píng)健康狀況調(diào)查最近的一年。所以，本文結(jié)合研究需要，選擇2000年和2006年數(shù)據(jù)，配對(duì)成面板數(shù)據(jù)，更具有政策實(shí)施前后的可比性。其中選擇年齡在45歲及以上的農(nóng)村中老年群體，并剔除無(wú)效空白變量，共得到1882個(gè)樣本，其中對(duì)照組354例，參合組1528例。

3 模型選擇

本文研究的新農(nóng)合制度影響下農(nóng)村中老年人的健康狀況，主要通過(guò)農(nóng)村中老年人的主觀健康自評(píng)和四周患病率兩個(gè)指標(biāo)來(lái)反映。通過(guò)結(jié)合兩期面板數(shù)據(jù)，利用DID模型，分析新農(nóng)合實(shí)施前后對(duì)健康狀況的凈影響。根據(jù)所選因變量的屬性，選擇Logit模型回歸。其中，四周患病率分為患病和未患病兩個(gè)維度，可以選擇二分類的Logit模型；自評(píng)健康狀況分為四個(gè)維度：非常好、好、一般、差，可以選擇有序的Logit模型。結(jié)合這兩個(gè)指標(biāo)可以更加全面地反映農(nóng)村中老年群體的身體素質(zhì)、生理及心理健康和社會(huì)生活質(zhì)量等各方面的情況，從而使論證結(jié)果更加準(zhǔn)確與全面。

4 描述性統(tǒng)計(jì)分析

4.1 變量選取中老年人的健康狀況比較特殊，其身體素質(zhì)及生理機(jī)能相對(duì)年輕人也比較脆弱，同時(shí)還會(huì)受到經(jīng)濟(jì)及社會(huì)等各方面因素的影響。中老年人自身的行為特征、家庭特征、生活方式等各方面因素都會(huì)影響其健康狀況。本研究根據(jù)CHNS數(shù)據(jù)，將中老年人的自評(píng)健康狀況和四周患病率兩個(gè)指標(biāo)作為因變量，分別研究新農(nóng)合政策（時(shí)間效應(yīng)、組別效應(yīng)、時(shí)間與組別的交互作用）、個(gè)人特征（年齡、性別）、社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素[家庭人均年收入（取對(duì)數(shù)）、婚姻狀況、最高教育水平]、個(gè)人習(xí)慣與行為特征因素（吸煙、飲酒、接受保健服務(wù)）對(duì)農(nóng)村中老年群體的健康狀況的影響。具體變量及其定義賦值如下表1所示。

4.2 描述性統(tǒng)計(jì)分析首先分別根據(jù)選擇的結(jié)局指標(biāo)變量，按時(shí)間和分組統(tǒng)計(jì)，分析其時(shí)間前后不同組別的指標(biāo)變動(dòng)情況。四周患病率作為其中一個(gè)指標(biāo)變量，指的是調(diào)查對(duì)象在四周內(nèi)患病的例數(shù)在調(diào)查總例數(shù)中的占比。通過(guò)分析2000年和2006年對(duì)照組和參合組的四周患病率狀況來(lái)反映農(nóng)村中老年群體生理狀況的前后變化，如表2所示。

由表2分別列出了2000年和2006年參合組和對(duì)照組四周患病率的時(shí)間和組間差異。從縱向時(shí)間比較來(lái)看，相比2000年，2006年對(duì)照組四周患病率增加了，而參合組的四周患病率降低了；從橫向組別差異來(lái)看，2006年參合組的四周患病率低于對(duì)照組，說(shuō)明參合后農(nóng)村中老年群體的健康狀況有所提高。

表1 變量定義與賦值

表2 2000年與2006年新農(nóng)合參合組與對(duì)照組四周患病率變化的情況[例(%)]

類似的，自評(píng)健康是個(gè)體對(duì)其健康狀況的主觀評(píng)價(jià)和期望，是衡量健康狀況的主觀性指標(biāo)，是評(píng)價(jià)健康狀況常用的方法。表3中列出了自評(píng)健康四種水平的樣本占比情況，從時(shí)間和組別兩個(gè)維度直觀地反映了農(nóng)村中老年群體參合后的健康水平變化。

表3 2000年與2006年新農(nóng)合參合組與對(duì)照組自評(píng)健康變化的情況[例(%)]

由表3的數(shù)據(jù)可以看出，從時(shí)間比較來(lái)看，參合組和對(duì)照組變化基本一致，其中自評(píng)健康為“差”和“一般”的比例都上升了，自評(píng)健康為“好”和“非常好”的比例卻下降了。但總體上，參合組的變化幅度更大，說(shuō)明農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康的滿意度降低了。從組別差異來(lái)看，參合組中自評(píng)健康為“非常好”和“好”的比例均低于對(duì)照組，而自評(píng)健康為“一般”和“差”的比例都高于對(duì)照組。說(shuō)明參合組對(duì)自身健康感知的滿意度低于對(duì)照組，即參合后農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康滿意度降低了。接著，根據(jù)選取的變量進(jìn)行簡(jiǎn)單的描述性統(tǒng)計(jì)分析。從各變量的均值與標(biāo)準(zhǔn)差值可以看出，各變量大致的分布特點(diǎn)：樣本時(shí)間多集中于2006年；參合組樣本多于對(duì)照組；年齡在45.0歲和88.6歲之間且相對(duì)偏左；性別以女性居多；吸煙與飲酒的比例偏小；接受保健服務(wù)的比例偏??；大多樣本處于在婚；家庭年收入分布不均，差異大，均值為 6835.33元；自評(píng)健康狀況相對(duì)不好；四周患病率相對(duì)較低，如表4所示。

表4 各變量描述統(tǒng)計(jì)

5 新農(nóng)合健康效益的DID模型及Logit模型構(gòu)建

本文結(jié)合研究?jī)?nèi)容與數(shù)據(jù)特點(diǎn)，構(gòu)建DID模型及Logit模型分別就四周患病率與自評(píng)健康狀況進(jìn)行研究。利用兩期面板數(shù)據(jù)，建立DID模型，設(shè)立時(shí)間與分組交互作用，進(jìn)而分析新農(nóng)合政策對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀況的凈影響。另外，除考察新農(nóng)合政策效應(yīng)的影響外，分析影響農(nóng)村中老年群體健康狀況其他因素，由于四周患病率屬于0和1的二分類變量，可直接用二項(xiàng)Logit回歸，自評(píng)健康狀況分為有序的4個(gè)指標(biāo)，采用有序的Logit模型進(jìn)行分析。

假定農(nóng)村中老年個(gè)人健康狀態(tài)主要由個(gè)人特征以及有無(wú)新農(nóng)合狀態(tài)決定，則用計(jì)量模型可以表示為：

其中，被解釋變量Yit用兩個(gè)變量指標(biāo)來(lái)衡量，即自評(píng)健康狀態(tài)和四周患病率，分別構(gòu)建兩個(gè)模型。解釋變量分別為：T為時(shí)間固定效應(yīng)，G為組別效應(yīng)，TG是時(shí)間和組別虛擬變量的交叉項(xiàng)。Xi為控制變量，為個(gè)體、家庭及個(gè)人行為特征變量，包括年齡、性別、吸煙、飲酒、保健服務(wù)、婚姻狀況、最高教育水平、家庭人均年收入；Ui為隨機(jī)誤差項(xiàng)。各變量定義及賦值詳見(jiàn)表1。其中，b3即為本文關(guān)注的變量，其值反映新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村中老年居民健康狀況的影響。

6 新農(nóng)合健康績(jī)效實(shí)證分析

6.1 新農(nóng)合政策對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀態(tài)的凈影響根據(jù)DID模型的思想，把模型中的時(shí)間與組別的交互項(xiàng)看作新農(nóng)合政策對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀態(tài)的凈影響。根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)得出差分值，具體分析其影響效應(yīng)。以下分別基于四周患病率與自評(píng)健康值兩個(gè)指標(biāo)，利用DID分析結(jié)果進(jìn)行健康效應(yīng)的實(shí)證分析。

6.1.1 基于四周患病率的凈影響預(yù)期新農(nóng)合政策的實(shí)施對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀態(tài)具有正向效應(yīng)，即基于四周患病率的DID值應(yīng)為負(fù)，隨著新農(nóng)合政策的實(shí)施，參合組的四周患病率應(yīng)該顯著低于對(duì)照組。具體實(shí)證分析如表5所示。

表5 基于四周患病率的DID分析結(jié)果

通過(guò)數(shù)據(jù)處理，分別得出新農(nóng)合政策實(shí)施前后農(nóng)村中老年群體四周患病率的時(shí)期差值、組間差值和DID值，其中DID值反映時(shí)間效應(yīng)與組別效應(yīng)的交互作用，是本文關(guān)注的新農(nóng)合政策的凈影響，其值為-0.032，且在0.05的水平上顯著。說(shuō)明新農(nóng)合的實(shí)施降低了農(nóng)民的四周患病率，提高了農(nóng)民的健康水平。另外，可計(jì)算得出，參合組和對(duì)照組的時(shí)間差值分別為-0.023和 0.009，說(shuō)明新農(nóng)合實(shí)施后，參合組農(nóng)民的四周患病率都降低了，即農(nóng)民的健康水平有所提高，對(duì)照組農(nóng)民的四周患病率增加了。而在新農(nóng)合實(shí)施前后的組間差值（參合組-對(duì)照組）分別為 0.035和 0.003，說(shuō)明組間差異逐漸變小，農(nóng)村中老年群體參與新農(nóng)合后，其四周患病率顯著降低了。

6.1.2 基于自評(píng)健康狀況的凈影響預(yù)期新農(nóng)合政策的實(shí)施對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀態(tài)具有正向效應(yīng)，即基于自評(píng)健康值得DID值應(yīng)為負(fù)，隨著新農(nóng)合政策的實(shí)施，參合組的自評(píng)健康值應(yīng)該顯著低于對(duì)照組。具體實(shí)證分析如表6所示。

表6 基于自評(píng)健康狀況的DID分析結(jié)果

如表6所示，DID值為0.152，即時(shí)間效應(yīng)與組別效應(yīng)的交互作用為正，說(shuō)明新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村中老年人的自評(píng)健康呈現(xiàn)負(fù)向影響，即新農(nóng)合使其對(duì)自身的健康滿意度下降了，這與預(yù)期的效應(yīng)剛好相反。不過(guò)其P值為0.116，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。經(jīng)計(jì)算可得，參合組和對(duì)照組的時(shí)間差值分別為 0.398和0.245，說(shuō)明新農(nóng)合實(shí)施前后，農(nóng)村中老年群體對(duì)自身的健康自評(píng)值變大了，其對(duì)自身健康狀態(tài)的滿意度下降了。另外，其組間差值分別為-0.007和0.146，說(shuō)明對(duì)照組的農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康滿意度較高，反而參合組的自評(píng)健康值高于對(duì)照組，其參合使農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康滿意度下降。

6.2 新農(nóng)合健康績(jī)效實(shí)證分析與檢驗(yàn)分析完新農(nóng)合政策對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀況的凈影響，現(xiàn)采用logit模型繼續(xù)分析影響其健康狀況的其他因素，分別以患病率與自評(píng)健康狀況兩個(gè)指標(biāo)為因變量，逐步引入新農(nóng)合政策的影響、個(gè)人特征影響、社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響及個(gè)人習(xí)慣與行為特征影響四個(gè)模型，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)DID模型中的實(shí)證結(jié)果做檢驗(yàn)分析的同時(shí)，分析對(duì)農(nóng)村中老年群體健康狀況的其他影響因素。

6.2.1 基于四周患病率的新農(nóng)合健康績(jī)效實(shí)證分析四周患病率是對(duì)調(diào)查對(duì)象健康水平衡量的客觀性指標(biāo)。表7中列出了各影響因素的逐步回歸結(jié)果。

表7 基于四周患病率的影響因素逐步回歸結(jié)果

首先假定新農(nóng)合是唯一影響農(nóng)村中老年人四周患病率的因素，納入時(shí)間、分組效應(yīng)及其交互項(xiàng)分析新農(nóng)合實(shí)施前后對(duì)農(nóng)村中老年人健康狀況的影響。從結(jié)果來(lái)看缺乏顯著性，其中TG交互作用僅在0.1的顯著水平上有效，顯著性低。說(shuō)明僅引入新農(nóng)合并沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，需要進(jìn)一步引入其他變量。模型 2逐步引入年齡、性別的個(gè)人特征變量，回歸結(jié)果顯示，TG交互作用僅在0.1的顯著水平上有效，性別在0.05的顯著水平上有效，系數(shù)為0.503，說(shuō)明性別在一定程度上影響農(nóng)村中老年人的健康狀況，且女性的四周患病率高于男性。這與女性自身生理與心理因素密切相關(guān)，更主要的原因在于一般農(nóng)村地區(qū)的女性同時(shí)肩負(fù)生產(chǎn)與家務(wù)活動(dòng)，生活工作壓力大。接著，模型 3引入婚姻狀況、最高教育水平和家庭人均年收入（對(duì)數(shù)）的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征變量，考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)農(nóng)村中老年人健康狀況的影響?；貧w結(jié)果顯示，TG交互作用仍僅在0.1的顯著水平上有效，婚姻狀況與家庭人均年收入在0.05的顯著水平上顯著，后兩者系數(shù)分別為-0.707和6.165，說(shuō)明婚姻狀況與四周患病率呈顯著的負(fù)相關(guān)，家庭人均年收入與四周患病率呈顯著的正相關(guān)。最后，模型 4引入吸煙、飲酒、接受保健服務(wù)等表示個(gè)人習(xí)慣與行為特征的變量，回歸結(jié)果顯示，在逐步控制了其他變量的影響后，農(nóng)村中老年人是否參合對(duì)其四周患病率有負(fù)向作用，且結(jié)果在0.05的顯著水平上有效。說(shuō)明新農(nóng)合的實(shí)施降低了四周患病率，提高了農(nóng)民的健康水平。另外，接受保健服務(wù)和婚姻狀況均對(duì)四周患病率有顯著的影響。其中，年齡的系數(shù)為-0.028，為負(fù)數(shù)，說(shuō)明隨著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)村中老年人的四周患病率降低。據(jù)統(tǒng)計(jì)，中老年人多患各種慢性疾病，多發(fā)在中年以后，一旦過(guò)了一定的年齡，其患慢性病的發(fā)生率減小，但其影響因子相對(duì)較小，正說(shuō)明了這一點(diǎn)。接受保健服務(wù)的系數(shù)為7.272，其P值為0.000，影響力和顯著性都極高，四周患病率越高的中老年群體越希望通過(guò)保健服務(wù)來(lái)提高健康水平，接受保健服務(wù)的概率就越大，說(shuō)明保健服務(wù)存在著逆向選擇。婚姻的系數(shù)為-0.953，P值為0.004，顯著性也很高，說(shuō)明農(nóng)村中老年群體的婚姻狀態(tài)對(duì)其身體健康有著負(fù)向的影響，一般中老年人會(huì)有很強(qiáng)的孤獨(dú)感，不好的婚姻狀態(tài)影響其身心的健康，患病率也會(huì)增加。

從表7中的整體模型模擬結(jié)果來(lái)看，其卡方值越來(lái)越大（分別為7.614、14.152、24.709、176.140），P值越來(lái)越?。ǚ謩e為0.055、0.015、0.002、0.000），顯示在整體的模擬回歸結(jié)果上越來(lái)越顯著，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說(shuō)明逐步引入變量是很有必要的。

6.2.2 基于自評(píng)健康狀態(tài)的新農(nóng)合健康績(jī)效實(shí)證分析四周患病率反映了農(nóng)民生理上的健康狀況，代表著傳統(tǒng)意義上的健康水平。如今，健康不僅僅是指身體上沒(méi)有疾病，而是指生理方面、心理方面和社會(huì)方面統(tǒng)一處于良好狀態(tài)。以四周患病率作為唯一的健康指標(biāo)不能滿足當(dāng)前的需求，這里引入自評(píng)健康作為指標(biāo)，真正考慮到農(nóng)民的主觀感受。

分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)民自評(píng)健康影響的過(guò)程中，農(nóng)民的自評(píng)健康值包括四個(gè)維度：非常好、好、一般和差，分別用1、2、3、4來(lái)表示，由于健康指標(biāo)多為離散變量且有序，采用有序的Logit模型進(jìn)行分析。其成立的前提是平行線假定及發(fā)生比成比例。根據(jù)分析結(jié)果顯示，滿足其發(fā)生比成比例的假設(shè)，說(shuō)明建立Logit模型的合理性。各模型的卡方值及P值也表明回歸擬合得很好。

類似四周患病率的回歸分析，分別從參合情況、并逐步引入個(gè)人特征變量、社會(huì)經(jīng)濟(jì)變量及個(gè)人習(xí)慣與行為特征變量，其具體回歸結(jié)果如表8所示。

表8 基于自評(píng)健康狀態(tài)的影響因素逐步回歸結(jié)果

由回歸分析結(jié)果可知，通過(guò)逐步引入模型，TG交互效應(yīng)即 b3值分別為為 0.422、0.435、0.455及0.370，前三步在0.05的水平上顯著，模型4相對(duì)顯著性水平低，為0.1。說(shuō)明后來(lái)引入變量降低了模型參數(shù)的顯著性水平。從整體上顯示新農(nóng)合的實(shí)施對(duì)農(nóng)村中老年的自評(píng)健康有一定的顯著性影響，且其系數(shù)為正，說(shuō)明新農(nóng)合降低了農(nóng)民對(duì)自身健康的滿意度，這與前面的DID模型回歸結(jié)果一致。一般自評(píng)健康差的中老年群體更愿意參加新農(nóng)合，也存在著逆向選擇的問(wèn)題。

在模型4的控制變量中，年齡、吸煙、婚姻狀況、接受保健服務(wù)和初中教育水平這五項(xiàng)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，各系數(shù)分別為0.034、-0.847、0.337、0.818和-0.452。其中，年齡、婚姻狀況和接受保健服務(wù)的系數(shù)為正。年齡越大的農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康滿意度越低，這與個(gè)人自身身體機(jī)能是密切相關(guān)的，隨著年齡的增長(zhǎng)，身體各項(xiàng)機(jī)能會(huì)越來(lái)越弱，從而增加疾病發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)，不斷降低其生活質(zhì)量。因此，年齡對(duì)自身健康滿意度的影響是負(fù)向作用的?；橐鰻顩r與接受保健服務(wù)的系數(shù)為正，說(shuō)明婚姻狀況與接受保健服務(wù)對(duì)農(nóng)村中老年群體的自評(píng)健康狀況有負(fù)效應(yīng)。婚姻狀況良好的群體會(huì)有更加積極的生活狀態(tài)和好的生活方式與習(xí)慣，也會(huì)受到更好的照顧與支持，對(duì)其身體健康與心理健康都有正向效應(yīng)，自然會(huì)對(duì)自身健康狀態(tài)評(píng)價(jià)偏高。接受保健服務(wù)如上分析，是逆向選擇的結(jié)果，農(nóng)村中老年群體對(duì)自身健康滿意度越低，越愿意接受一定的保健服務(wù)，以改善自身的健康狀態(tài)。吸煙和初中教育水平的系數(shù)為負(fù)。一般來(lái)說(shuō)，吸煙是有害健康的，吸煙的群體對(duì)自身健康狀況評(píng)價(jià)低應(yīng)該較低，本研究得出的結(jié)論剛好相反，有待進(jìn)一步的研究。教育對(duì)提高農(nóng)村中老年群體的健康水平具有正效應(yīng)，可見(jiàn)樣本中大多中老年群體處于初中教育水平，在當(dāng)時(shí)社會(huì)地位與社會(huì)發(fā)展相對(duì)較好，對(duì)自身的健康滿意度較高。另外，模型2和模型3的性別變量均在0.01的水平上顯著，且系數(shù)為正，說(shuō)明男性對(duì)自身健康狀態(tài)的滿意度高于女性，這也與女性的生理、心理及社會(huì)家庭活動(dòng)因素密切相關(guān)。

綜上，本文基于四周患病率及自評(píng)健康狀況兩項(xiàng)指標(biāo)研究新農(nóng)合對(duì)我國(guó)農(nóng)村中老年群體健康效應(yīng)的影響，兩項(xiàng)指標(biāo)分別從不同角度出發(fā)，得出了不同的研究結(jié)果。四周患病率側(cè)重于身體狀況，是相對(duì)客觀性的指標(biāo)，而自評(píng)健康狀況則更多地關(guān)注生理、心理、社會(huì)等各方面的狀況，是個(gè)人自我報(bào)告的健康狀況，主觀性強(qiáng)，容易出現(xiàn)較大的偏誤。兩者結(jié)合就可以更為全面準(zhǔn)確地反映新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村中老年人的健康效應(yīng)的影響?？偟貋?lái)看，新農(nóng)合的實(shí)施降低了農(nóng)村中老年人的四周患病率與農(nóng)村中老年人對(duì)自身健康狀況的滿意度，說(shuō)明提高其健康水平的同時(shí)，增加了健康領(lǐng)域中很多逆向選擇的問(wèn)題。

6.2.3 單獨(dú)實(shí)證分析45～60歲中年群體的健康狀況通過(guò)選擇樣本中年齡在45～60歲之間中年群體的樣本并配對(duì)，有效樣本為476個(gè)，按照上面的分析方法，發(fā)現(xiàn)對(duì)于農(nóng)村群體而言，新農(nóng)合對(duì)其四周患病率與自評(píng)健康狀況并沒(méi)有顯著影響，均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。其中，婚姻狀況顯著影響農(nóng)村中年群體的四周患病率，系數(shù)為-1.725，與四周患病率呈顯著負(fù)相關(guān)。年齡、吸煙顯著影響其對(duì)自身健康狀況的評(píng)價(jià)，醫(yī)療保健與收入有一定影響。中年群體大多生活壓力大，生活方式及習(xí)慣不健康，處于亞健康狀態(tài)。從比較中可以看出，農(nóng)村中年群體與老年群體有所差別，具體實(shí)證結(jié)果文中不作具體展示。一定程度上說(shuō)明了老年群體的健康狀況更加依賴于新農(nóng)合的實(shí)施。

7 結(jié)論

新農(nóng)合作為農(nóng)村基本醫(yī)療服務(wù)的主導(dǎo)性制度，在提高我國(guó)農(nóng)村居民的健康水平上發(fā)揮著關(guān)鍵的作用。根據(jù)本文研究來(lái)看，新農(nóng)合總體上降低了我國(guó)農(nóng)村中老年群體的健康滿意度，并顯著降低了其四周患病率，這可能由于隨著社會(huì)的發(fā)展，人們對(duì)自身健康狀態(tài)的標(biāo)準(zhǔn)提高。前者通過(guò)年齡、接受保健服務(wù)和婚姻狀況這三項(xiàng)影響，后者通過(guò)年齡、吸煙、婚姻狀況和接受保健服務(wù)、初中教育水平這五項(xiàng)影響。兩者基本一致，說(shuō)明了農(nóng)村中老年群體的健康狀況主要受個(gè)人特征及生活習(xí)慣與方式的影響更大。其他因素，如收入水平、飲酒等雖然在研究中不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但可能是數(shù)據(jù)或是研究方法等帶來(lái)的偏誤，也應(yīng)給予關(guān)注?？傮w來(lái)說(shuō)，新農(nóng)合提高了我國(guó)農(nóng)村中老年群體的健康狀態(tài)，但仍需要在醫(yī)療保?。ㄌ貏e是婦女保?。?、教育、健康生活方式宣傳教育、環(huán)境維護(hù)、經(jīng)濟(jì)提高與支持等各方面加強(qiáng)改善。

所以，新農(nóng)合作為一種社會(huì)基本醫(yī)療保障制度，應(yīng)更多地關(guān)注其在農(nóng)村中老年群體中的實(shí)施效果。雖然本文的研究數(shù)據(jù)不是最新的，但能反映新農(nóng)合實(shí)施前后的一些問(wèn)題，對(duì)于完善群體劃分下的基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度仍具有重要的意義。

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