□李俊霖 林 濤

[內(nèi)容提要]根據(jù)5省237戶(hù)的調(diào)查數(shù)據(jù)，應(yīng)用Logit模型與Ordered Logit模型，對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：有55%的參合農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度總體情況表示“滿(mǎn)意”或“較滿(mǎn)意”，參合農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度的主要影響因素依次為：農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度；對(duì)新農(nóng)合政策的了解程度；新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的減輕程度。最后，根據(jù)研究結(jié)論提出了相關(guān)政策建議。

一、引言

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡(jiǎn)稱(chēng)新農(nóng)合制度)自2003年開(kāi)始試點(diǎn)實(shí)施，運(yùn)行至今已近15年。新農(nóng)合制度在農(nóng)村的實(shí)施得到了農(nóng)民的認(rèn)可，參合率逐步上升。農(nóng)民是新農(nóng)合制度的實(shí)施對(duì)象也是受益者，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的評(píng)價(jià)關(guān)系到農(nóng)民的參合意愿，進(jìn)而影響到新農(nóng)合制度的政策調(diào)整與可持續(xù)發(fā)展。新農(nóng)合制度在實(shí)施的過(guò)程中，農(nóng)民就醫(yī)負(fù)擔(dān)的減輕情況，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的評(píng)價(jià)情況以及對(duì)新農(nóng)合制度的建議與期盼，也成為人們的關(guān)注點(diǎn)。

目前的相關(guān)研究主要包括兩個(gè)方面。第一方面是關(guān)于參合農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度與滿(mǎn)意率的研究，我們發(fā)現(xiàn)關(guān)于滿(mǎn)意度的研究結(jié)論存在一定的差異。例如：樊麗明(2009)[1]通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，有90.3%的參合者對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度總體表示滿(mǎn)意，農(nóng)民對(duì)各級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)的滿(mǎn)意程度均超過(guò)80%；而劉光輝(2016)[2]的實(shí)證研究結(jié)論則是：參合農(nóng)民對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的滿(mǎn)意度僅為33.6%。大部分研究認(rèn)為農(nóng)民對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度總體表示滿(mǎn)意，由于樣本選擇的不同，關(guān)于具體的滿(mǎn)意度存在一定的差異，而且部分研究將滿(mǎn)意率與滿(mǎn)意度混為一談，顯然這是兩個(gè)不同的概念。

第二方面是參合農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度影響因素的分析。由于調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)的問(wèn)題不同，相應(yīng)地關(guān)于滿(mǎn)意度影響因素的研究也存在一定的差異。例如：正面的影響因素包括農(nóng)民的受益水平(于長(zhǎng)永，2013)[3]；受教育水平高、對(duì)醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度認(rèn)可和對(duì)醫(yī)療費(fèi)報(bào)銷(xiāo)效率認(rèn)可度(劉光輝，2016)[2]；負(fù)面的影響因素包括新農(nóng)合制度保障水平偏低(樊麗明，2009)[1]；醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)的技術(shù)、收費(fèi)、態(tài)度(李麗，2012)[4]等。滿(mǎn)意度影響因素分析的計(jì)量研究方法多為在通過(guò)調(diào)查獲得微觀數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上應(yīng)用Logit回歸模型或有序Logit回歸模型(樊麗明，2009[1]；于長(zhǎng)永，2013[3]；崔鳳、趙俊亭，2015[5]；劉光輝，2016[2])。

現(xiàn)有研究的調(diào)查數(shù)據(jù)大多數(shù)局限于一個(gè)地區(qū)，本文研究的調(diào)查范圍包括湖北省、河南省、山西省、河南省和江蘇省，我們基于農(nóng)戶(hù)視角，通過(guò)田野調(diào)查的方式，獲取了第一手?jǐn)?shù)據(jù)；現(xiàn)有研究應(yīng)用的是2015年以前的數(shù)據(jù)，而我們的調(diào)查數(shù)據(jù)來(lái)自2016年。因此本文的樣本可能更具有代表性和時(shí)效性?；谡{(diào)查數(shù)據(jù)，我們應(yīng)用Logit模型與Ordered Logit模型，對(duì)現(xiàn)階段農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度以及影響農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意度的因素進(jìn)行了實(shí)證分析，實(shí)證分析分別從統(tǒng)計(jì)分析和計(jì)量分析二個(gè)層面展開(kāi)，為了明確農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意度的重要影響因素，我們對(duì)滿(mǎn)意度影響因素的邊際效應(yīng)進(jìn)行了排序。根據(jù)研究結(jié)論，本文提出了改進(jìn)新農(nóng)合門(mén)診、住院費(fèi)用報(bào)銷(xiāo)政策；加大新農(nóng)合政策宣傳力度；建立籌資額平穩(wěn)增長(zhǎng)機(jī)制，加大財(cái)政補(bǔ)貼力度等相關(guān)政策建議。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及統(tǒng)計(jì)分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本基本情況

本文所使用的數(shù)據(jù)來(lái)源于2016年武漢紡織大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院組織的田野調(diào)查，調(diào)查地點(diǎn)分別為湖北省宣恩縣、河南省固始縣、山西省澤州縣、河南省鹿邑縣和江蘇省江陰市。在調(diào)查過(guò)程中，從每個(gè)縣市隨機(jī)抽取一個(gè)行政村，每個(gè)行政村隨機(jī)調(diào)查50戶(hù)農(nóng)戶(hù)，實(shí)際發(fā)放問(wèn)卷250份，收回問(wèn)卷237份，回收率為94.8%，其中有效問(wèn)卷237份，問(wèn)卷有效率為100%。經(jīng)統(tǒng)計(jì)，實(shí)際調(diào)查樣本的基本情況見(jiàn)表1。

調(diào)查樣本中，家庭人口為3至5人的農(nóng)戶(hù)比例為75.11%，5人以上的農(nóng)戶(hù)比例為15.61%，這與所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶(hù)平均人口數(shù)量相一致。家庭常病人口為0人的農(nóng)戶(hù)比例為38.4%，1至2人的農(nóng)戶(hù)比例為56.54%。家庭參合率為96.2%(所調(diào)查地區(qū)新農(nóng)合政策均為以家庭為單位全體成員集體參合，有極少數(shù)常年在外務(wù)工的家庭成員的除外)。家庭年均收入為1至5萬(wàn)元的農(nóng)戶(hù)比例為62.44%，5萬(wàn)元以上的農(nóng)戶(hù)比例為19.83%，這與所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶(hù)家庭年均收入相符。上一年度，家庭門(mén)診總支出1000元以下的農(nóng)戶(hù)比例為81.58%，家庭住院總支出5000元以下的農(nóng)戶(hù)比例為79.39%，所調(diào)查地區(qū)農(nóng)戶(hù)醫(yī)療費(fèi)用支出整體處于中低的水平。

表1 樣本基本信息

注：其中“上一年度家庭門(mén)診支出”和“上一年度住院支出”的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不包含未參合農(nóng)戶(hù)。

(二)農(nóng)戶(hù)參合率和對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意度的統(tǒng)計(jì)分析

1.農(nóng)戶(hù)參合率的影響因素分析

在調(diào)查的237戶(hù)農(nóng)戶(hù)中，僅有9戶(hù)農(nóng)戶(hù)未參保新農(nóng)合，家庭參合率為96.2%。其中由于家庭經(jīng)濟(jì)較困難，參加新農(nóng)合會(huì)加重家庭經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的有5戶(hù)農(nóng)戶(hù)。未參合農(nóng)戶(hù)均無(wú)參保其他醫(yī)療保險(xiǎn)。農(nóng)戶(hù)在肯定新農(nóng)合對(duì)減輕自身醫(yī)療負(fù)擔(dān)的同時(shí)，也有一些擔(dān)心的問(wèn)題。在參合農(nóng)戶(hù)的樣本中，擔(dān)心看病不自由，只有到新農(nóng)合定點(diǎn)醫(yī)院就診才能報(bào)銷(xiāo)醫(yī)療費(fèi)用的農(nóng)戶(hù)的比例為47.8%，擔(dān)心藥價(jià)會(huì)不斷上漲的農(nóng)戶(hù)比例為21.93%。在農(nóng)村，新農(nóng)合制度已經(jīng)深入人心，盡管還有很多農(nóng)戶(hù)擔(dān)憂新農(nóng)合的報(bào)銷(xiāo)比例較低、報(bào)銷(xiāo)程序復(fù)雜、藥價(jià)上漲等問(wèn)題，但是絕大多數(shù)農(nóng)戶(hù)還是會(huì)自發(fā)地參保新農(nóng)合。

2.農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意度的影響因素分析

在調(diào)查的228戶(hù)參合農(nóng)戶(hù)中，有55%的參合農(nóng)民對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度總體情況表示“滿(mǎn)意”或“較滿(mǎn)意”，有38.16%的農(nóng)戶(hù)表示“一般”，僅有6.14%的農(nóng)戶(hù)表示“不滿(mǎn)意”。交叉分析結(jié)果顯示，農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合的滿(mǎn)意度與對(duì)新農(nóng)合的了解程度基本呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。對(duì)新農(nóng)合的了解程度為“不了解”和“了解不多”的農(nóng)戶(hù)中有48.80%的農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合表示“滿(mǎn)意”或“較滿(mǎn)意”。而對(duì)新農(nóng)合的了解程度為“完全了解”和“了解較多”的農(nóng)戶(hù)中有74.19%的農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合表示“滿(mǎn)意”或“較滿(mǎn)意”，明顯高于樣本總體的滿(mǎn)意度。僅有27.19%的農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度的了解程度為“完全了解”或“了解較多”，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)對(duì)于新農(nóng)合的整體認(rèn)知情況還處于較低水平。農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度和跨地區(qū)報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度也影響著農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合政策的整體滿(mǎn)意度，呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。有39.47%的農(nóng)戶(hù)主觀感受參保新農(nóng)合后家庭就醫(yī)負(fù)擔(dān)“減輕了很多”或“減輕了較多”，這也佐證了盡管新農(nóng)合參合率較高，但是農(nóng)戶(hù)對(duì)于新農(nóng)合的滿(mǎn)意度水平并不能與高參合率相匹配。

三、農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意度影響因素的計(jì)量分析

(一)基于Logit模型的計(jì)量分析

為簡(jiǎn)化起見(jiàn)，首先將模型設(shè)定為二元選擇Logit模型。農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合的滿(mǎn)意度為被解釋變量。在調(diào)查問(wèn)卷中滿(mǎn)意度四種：非常滿(mǎn)意；較滿(mǎn)意；一般；不滿(mǎn)意。為了設(shè)立二元選擇模型，將前二種滿(mǎn)意度歸為滿(mǎn)意，設(shè)為1；將后二種滿(mǎn)意度歸為不滿(mǎn)意，設(shè)為0。根據(jù)調(diào)查問(wèn)卷，選取了14個(gè)解釋變量，各變量賦值見(jiàn)表2。

表2 模型相關(guān)變量及賦值

應(yīng)用軟件Eviews7.2選取極大似然估計(jì)方法，得到回歸分析結(jié)果見(jiàn)表3。根據(jù)解釋變量所對(duì)應(yīng)的P值，可知解釋變量X1、X2、X5、X9、X10、X14通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而解釋變量X3、X4、X6、X7、X8、X11、X12、X13未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

逐步刪除不顯著的解釋變量，最后選取X1、X2、X5、X9、X10、X14作為解釋變量，得到二元選擇Logit模型估計(jì)結(jié)果如表4。

首先看回歸模型的總體顯著性檢驗(yàn)，LR統(tǒng)計(jì)量的值為55.524，大于顯著性水平5%，自由度為7的χ2分布臨界值，因此，所有解釋變量對(duì)農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度有顯著影響。從單個(gè)變量的系數(shù)看，X1、X9的系數(shù)為負(fù)；X5、X10、X14的系數(shù)為正。

家庭人口(X1)與農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度成反比，可能是因?yàn)榧彝ト丝谠蕉啵t(yī)療負(fù)擔(dān)越大，而新農(nóng)合對(duì)家庭就醫(yī)負(fù)擔(dān)的減輕程度有限；家庭年均收入(X2)、對(duì)新農(nóng)合政策了解程度(X5)、對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度(X9)、生小病選擇的醫(yī)療機(jī)構(gòu)(X10)、參保新農(nóng)合對(duì)家庭的就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度(X14)與農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度成正比，其中解釋變量X9的系數(shù)雖然為負(fù)，這是因?yàn)槲覀冊(cè)诮o變量X9賦值時(shí)是1=非常滿(mǎn)意；2=較滿(mǎn)意；3=一般；4=不滿(mǎn)意，因此X9系數(shù)為負(fù)，實(shí)際上意味著農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度越低，對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度越低，即兩者成正比的。

表3 Logit模型ML估計(jì)結(jié)果表(1)

表4 Logit模型ML估計(jì)結(jié)果表(2)

Mcfadden R-squared: 0.18 LR statistic(7 df)=55.524

由于解釋變量農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策了解程度(X5)反映政府管理的影響；解釋變量對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度(X9)反映制度的主要構(gòu)成的影響；解釋變量參保后就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度(X14)反映制度效果的影響，并且從估計(jì)結(jié)果看，上述三個(gè)解釋變量對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度影響較大，以下的關(guān)于解釋變量與被解釋變量的計(jì)量分析主要針對(duì)這三個(gè)解釋變量展開(kāi)。

(1)Logit值(對(duì)數(shù)概率比)分析

解釋變量對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度(X9)每下降一個(gè)單位，估計(jì)的Logit值平均下降0.8376個(gè)單位，這個(gè)系數(shù)的絕對(duì)值在所有系數(shù)是最大的，說(shuō)明農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度是影響農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度的最主要因素。解釋變量農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策了解程度(X5)每增加一個(gè)單位，估計(jì)的Logit值平均增加0.7123個(gè)單位，這說(shuō)明農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策的了解程度越高，對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度就越高，即兩者正相關(guān)。解釋變量參保后就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度(X14)每增加一個(gè)單位，估計(jì)的Logit值平均增加0.6009個(gè)單位，這說(shuō)明農(nóng)民參保后就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度越大，對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度就越高，即兩者正相關(guān)。

(2)機(jī)會(huì)比率分析

通過(guò)對(duì)斜率系數(shù)取反對(duì)數(shù)可得到機(jī)會(huì)比率，這是一個(gè)比Logit值更有直觀經(jīng)濟(jì)含義的解釋?zhuān)谄渌兞坎蛔兊那闆r下，解釋變量對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度(X9)每增加一個(gè)單位，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意的機(jī)會(huì)比率提高131.07%(e-0.8375613≈2.3107)。在其它變量不變的情況下，解釋變量農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策了解程度(X5)每增加一個(gè)單位，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意的機(jī)會(huì)比率提高103.87%(e0.7123293≈2.0387)。在其它變量不變的情況下，解釋變量參保后就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度(X14)每增加一個(gè)單位，農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意的機(jī)會(huì)比率提高82.38%(e0.600915≈1.8238)。

(3)邊際效應(yīng)分析

在給定其它解釋變量不變情況下，我們可以計(jì)算得到某一個(gè)解釋變量變動(dòng)帶來(lái)的邊際效應(yīng)，由于Eviews不給出邊際效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，下面借助stata12.0軟件，估計(jì)了各個(gè)解釋變量的平均邊際效應(yīng)，估計(jì)結(jié)果如表5。

表5 各個(gè)解釋變量的平均邊際效應(yīng)

解釋變量對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度(X9)的平均邊際效應(yīng)最大，解釋變量農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策了解程度(X5)的平均邊際效應(yīng)次之，解釋變量參保后就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度(X14)平均邊際效應(yīng)排第三。也就是說(shuō)，提高農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度能夠最有效地提高農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度。而增進(jìn)農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合政策的了解程度，提高新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的減輕程度也能有效地提高農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的總體滿(mǎn)意度。

(二)基于Ordered Logit模型的計(jì)量分析

由于對(duì)新農(nóng)合制度總體的滿(mǎn)意度實(shí)際上有四種：非常滿(mǎn)意(賦值為1)、較滿(mǎn)意(賦值為2)、一般(賦值為3)、不滿(mǎn)意(賦值為4)。下面基于Ordered Logit模型對(duì)農(nóng)民對(duì)新農(nóng)合制度的滿(mǎn)意度及其影響因素進(jìn)行分析，進(jìn)一步驗(yàn)證基于Logit模型的估計(jì)結(jié)果。

從估計(jì)結(jié)果看，系數(shù)估計(jì)值的z統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的概率都小于0.1，因此統(tǒng)計(jì)上是顯著的。LR統(tǒng)計(jì)量=68.0666，相應(yīng)的概率值P非常小，因此模型的估計(jì)系數(shù)整體上是顯著的。同時(shí)，三個(gè)臨界點(diǎn)的估計(jì)值是遞增的，而且其它統(tǒng)計(jì)量也表明所建立的有序選擇模型整體擬合效果比較好。

解釋變量X1系數(shù)為正，說(shuō)明家庭人口越多的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度不滿(mǎn)意的概率越大；解釋變量X2系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明家庭年均收入越高的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意的概率越大；解釋變量X5系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明對(duì)新農(nóng)合政策了解程度越高的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意的概率越大；解釋變量X9系數(shù)正，說(shuō)明對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意度越高的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意的概率越大；解釋變量X10系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明生小病選擇的醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)越高的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意的概率越大，這一結(jié)論與基于Logit模型的估計(jì)結(jié)果不同；解釋變量X14系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明參保新農(nóng)合對(duì)家庭的就醫(yī)負(fù)擔(dān)減輕程度高的受訪家庭對(duì)新農(nóng)合制度滿(mǎn)意的概率越大。

表6 Ordered Logit模型估計(jì)結(jié)果

因此，總體來(lái)看，基于Ordered Logit模型的估計(jì)結(jié)果與基于Logit模型的估計(jì)結(jié)果是一致的。

四、政策建議

(一)改進(jìn)新農(nóng)合門(mén)診、住院費(fèi)用報(bào)銷(xiāo)政策

農(nóng)戶(hù)對(duì)新農(nóng)合門(mén)診、住院費(fèi)用報(bào)銷(xiāo)政策的滿(mǎn)意與否是影響其對(duì)新農(nóng)合制度總體滿(mǎn)意度的主要因素。簡(jiǎn)化報(bào)銷(xiāo)手續(xù)，機(jī)構(gòu)辦理權(quán)限逐步下放，逐步實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶(hù)不出村就能辦理報(bào)銷(xiāo)手續(xù)；在新農(nóng)合基金平穩(wěn)運(yùn)行的前提下，適度擴(kuò)大新農(nóng)合常用藥目錄，減少農(nóng)戶(hù)醫(yī)藥費(fèi)用支出；加快建立和完善異地就醫(yī)結(jié)報(bào)信息平臺(tái)建設(shè)，減少農(nóng)戶(hù)因返鄉(xiāng)報(bào)銷(xiāo)而產(chǎn)生的交通費(fèi)用等非醫(yī)療支出。

(二)加大新農(nóng)合政策宣傳力度

在新農(nóng)合宣傳推廣前期，主要依靠村干部集中組織推廣，群眾口頭相傳。之后只有每年新農(nóng)合收繳保費(fèi)時(shí)才有從上到下的宣傳。農(nóng)戶(hù)對(duì)于新農(nóng)合政策缺乏系統(tǒng)完整的認(rèn)識(shí)，認(rèn)知水平有限。新農(nóng)合政策宣傳部門(mén)和單位應(yīng)該制作簡(jiǎn)單易懂的宣傳手冊(cè)，設(shè)立和健全新農(nóng)合咨詢(xún)服務(wù)點(diǎn)，對(duì)農(nóng)民進(jìn)行深度宣傳與教育。村級(jí)單位應(yīng)該通過(guò)村公告欄和村廣播等形式，以更加直觀的形式向農(nóng)民展示其關(guān)注的報(bào)銷(xiāo)比例、報(bào)銷(xiāo)范圍等內(nèi)容。各級(jí)新農(nóng)合定點(diǎn)醫(yī)院也應(yīng)當(dāng)設(shè)立新農(nóng)合醫(yī)療咨詢(xún)服務(wù)專(zhuān)區(qū)，以更加公開(kāi)、透明的方式向農(nóng)民展示新農(nóng)合醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，解答農(nóng)民有關(guān)醫(yī)療疑問(wèn)，提升新農(nóng)合定點(diǎn)醫(yī)院醫(yī)療服務(wù)水平。

(三)建立籌資額平穩(wěn)增長(zhǎng)機(jī)制，加大財(cái)政補(bǔ)貼力度

在參合農(nóng)戶(hù)中僅有3.51%的農(nóng)戶(hù)回答有“很大”繳費(fèi)壓力，絕大多數(shù)農(nóng)戶(hù)表示新農(nóng)合保費(fèi)處于較低水平。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)民的收入也有穩(wěn)定的提升空間。政府應(yīng)通過(guò)建立新農(nóng)合籌資平穩(wěn)增長(zhǎng)機(jī)制，逐步適當(dāng)提高新農(nóng)合籌資金額。同時(shí)，各級(jí)政府應(yīng)按照適度補(bǔ)貼比例提高補(bǔ)貼額度。根據(jù)新農(nóng)合“以收定支，收支平衡”的原則，在保障新農(nóng)合基金平穩(wěn)安全運(yùn)行的前提下提高適當(dāng)提高報(bào)銷(xiāo)比例，減輕農(nóng)戶(hù)就醫(yī)負(fù)擔(dān)，可提升農(nóng)戶(hù)對(duì)于新農(nóng)合制度的評(píng)價(jià)。