于大川 田向東 袁進(jìn)明

一、引言及文獻(xiàn)綜述

公平是評(píng)判社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度有效性的重要維度。在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療保障制度缺失，農(nóng)民“因病致貧、因病返貧”和“看病難、看病貴”問題突出。為有效化解這一問題，我國(guó)于2003年開始推行以新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）為主體的農(nóng)村醫(yī)療保障制度體系建設(shè)。新農(nóng)合制度的建立和完善在滿足農(nóng)民基本醫(yī)療服務(wù)需求、提高醫(yī)療服務(wù)利用率以及改善健康狀況等方面取得了顯著成效（張微宇、樂章，2015），具有良好的運(yùn)行效率。但作為一項(xiàng)重要的社會(huì)公共政策，對(duì)新農(nóng)合制度的評(píng)價(jià)不能僅限于“效率”視角，同時(shí)也要從“公平”視角加以審視。因?yàn)闊o論是出于倫理還是現(xiàn)實(shí)考慮，都應(yīng)該始終維護(hù)新農(nóng)合制度的公平性，這是新農(nóng)合制度可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的前提與基礎(chǔ)（高和榮，2017）。本文將主要對(duì)新農(nóng)合制度的受益公平性進(jìn)行評(píng)價(jià)，關(guān)注的問題包括：新農(nóng)合參保人的制度受益是否公平？是誰從制度中獲益更多（或更少）？制度受益結(jié)果的產(chǎn)生機(jī)制是怎樣的？

公平是一個(gè)具有較強(qiáng)主觀價(jià)值評(píng)判的概念，其內(nèi)涵非常豐富。采用的公平衡量標(biāo)準(zhǔn)不同，公平性評(píng)價(jià)的結(jié)果也會(huì)出現(xiàn)差異，因此有必要對(duì)新農(nóng)合制度的公平性進(jìn)行界定。一般來說，社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)領(lǐng)域中的公平分為水平公平和垂直公平兩類（解堊，2009）。其中應(yīng)用較為廣泛的是水平公平的概念，指的是同等需求得到同等待遇，即具有同等醫(yī)療服務(wù)需求的參保人應(yīng)獲得同等的醫(yī)療服務(wù)待遇，而不應(yīng)受到參保人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（收入、職業(yè)、教育程度）、城鄉(xiāng)分布、民（種）族等因素的影響。反過來說，如果參保人的受益情況受到了上述因素的影響，在同等醫(yī)療服務(wù)需求條件下產(chǎn)生了不同的受益結(jié)果，那該制度就是不公平的（Morris et al.，2005）。本文著重考察與收入相關(guān)的新農(nóng)合制度的受益公平性。

讓社會(huì)成員公平地享有醫(yī)療服務(wù)是世界各國(guó)衛(wèi)生政策的重要目標(biāo)，衛(wèi)生政策的公平問題也是衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)問題。Devaux（2015）考察了18 個(gè)OECD 成員國(guó)的醫(yī)療服務(wù)利用公平性問題，發(fā)現(xiàn)幾乎每個(gè)國(guó)家都存在與收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等現(xiàn)象，富人比窮人的醫(yī)療服務(wù)利用數(shù)量更多，質(zhì)量也更高。Hajizadeh et al.（2016）對(duì)加拿大5 個(gè)地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，與社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相關(guān)的健康不平等呈不斷加劇的趨勢(shì)，這種不平等現(xiàn)象在女性群體中的表現(xiàn)尤為突出。Castro-Leal et al.（2000）對(duì)非洲7 個(gè)國(guó)家的公共衛(wèi)生補(bǔ)貼政策的研究發(fā)現(xiàn)，富人從該政策中的受益更多。Karlsson（2016）對(duì)德國(guó)健康保險(xiǎn)的研究發(fā)現(xiàn)，10%的富人參保者的醫(yī)療支出占到全部醫(yī)療支出的53%。

國(guó)內(nèi)學(xué)界對(duì)新農(nóng)合制度公平性的研究也較為豐富，相關(guān)研究主要集中在參與公平、籌資公平、受益公平三個(gè)方面。胡世明等（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合自愿的“人頭稅”籌資方式容易導(dǎo)致農(nóng)民參與機(jī)會(huì)的不平等。李曉燕（2009）對(duì)呼蘭縣和林甸縣新農(nóng)合制度的研究表明，新農(nóng)合籌資公平性較低，原因是新農(nóng)合在資金籌資制度設(shè)計(jì)上僅考慮了水平公平標(biāo)準(zhǔn)，而沒有實(shí)現(xiàn)垂直公平。侯小娟等（2014）對(duì)廣州市A 區(qū)的研究表明，該區(qū)新農(nóng)合制度的補(bǔ)償受益并未實(shí)現(xiàn)由健康群體向非健康群體的轉(zhuǎn)移。Cheng et al.（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，低收入?yún)⒑限r(nóng)民在醫(yī)療服務(wù)利用和健康產(chǎn)出方面可以獲得更多的受益。Guo et al.（2016）發(fā)現(xiàn)在2009-2012年間，新農(nóng)合顯著改善了低收入和高收入農(nóng)民在醫(yī)療支出上的不平等，但對(duì)農(nóng)民財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)的緩解作用有限，尤其是低收入農(nóng)民。

綜上可見，既有研究采用不同的方法從不同視角對(duì)新農(nóng)合制度的公平性進(jìn)行了評(píng)價(jià)，取得了豐富的研究成果，但已有研究在一些關(guān)鍵問題上未能達(dá)成共識(shí)，如新農(nóng)合制度的公平性究竟如何？制度受益是否公平的形成機(jī)制是什么？這些問題仍需進(jìn)一步的論證和檢驗(yàn)。此外，很多研究是在?。ㄊ校用骈_展的，由于新農(nóng)合是一個(gè)全國(guó)性的公共政策，區(qū)域性的政策評(píng)估對(duì)全國(guó)層面的指導(dǎo)意義有限，因此需要一個(gè)全國(guó)數(shù)據(jù)的支撐。最后，已有研究多采用定性或簡(jiǎn)單描述性分析方法開展，在一定程度上影響了研究結(jié)論的客觀性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自中國(guó)老年健康影響因素追蹤調(diào)查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS），該調(diào)查是目前國(guó)內(nèi)老年相關(guān)問題研究的代表性數(shù)據(jù)之一。關(guān)于該調(diào)查的具體情況已在很多已有文獻(xiàn)中有過介紹（于大川，2016），不再贅述。選擇CLHLS 數(shù)據(jù)并以老年人為研究對(duì)象，主要基于以下考慮：與新農(nóng)合制度的其他參保人群相比，老年參保人的健康狀況普遍較差，更容易受到疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊，對(duì)醫(yī)療服務(wù)有更高的需求，在這個(gè)群體中，收入因素與制度受益狀況之間的關(guān)聯(lián)性會(huì)更高。

本文使用的是2014年的CLHLS 數(shù)據(jù)，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：首先，由于是以新農(nóng)合老年參保人為研究對(duì)象，因此將城鎮(zhèn)、65 歲以下和未參加新農(nóng)合制度的樣本剔除；其次，將關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本剔除；最后，為避免極端值可能導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行Winsorize 縮尾處理，比例為2%。經(jīng)過篩選，最終獲得3935 個(gè)研究樣本。

（二）變量選擇

1.因變量

因變量為新農(nóng)合參保人的受益狀況。選取醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平和健康狀況，分別衡量參保人的“過程受益”和“結(jié)果受益”狀況。醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平方面，針對(duì)新農(nóng)合制度“保大放小”的特點(diǎn)，①目前，大多數(shù)實(shí)施新農(nóng)合制度的地區(qū)一般都采取“保大病、保住院”的保障策略，只有那些在起付線以上和封頂線以下的住院醫(yī)療費(fèi)用才有可能獲得新農(nóng)合統(tǒng)籌基金的報(bào)銷，小病治療和門診就醫(yī)產(chǎn)生的費(fèi)用一般不予報(bào)銷。選取住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額作為衡量指標(biāo)。變量構(gòu)造基于問卷中“您過去一年實(shí)際花費(fèi)的住院醫(yī)療費(fèi)用總計(jì)多少元？”以及“這些費(fèi)用中由家庭支付的是多少元？”兩個(gè)問題，將住院總費(fèi)用減去家庭自付費(fèi)用得到答案。考慮到該指標(biāo)是一個(gè)絕對(duì)數(shù)值，可能存在測(cè)量上的缺陷，②新農(nóng)合參保人住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額的多少與住院總費(fèi)用密切相關(guān)，即使參保人的住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額較大，也不代表參保人得到了更多的制度受益，可能是該參保人的住院總費(fèi)用更多導(dǎo)致的。因此進(jìn)一步選取實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例作為衡量指標(biāo)，將住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額與住院總費(fèi)用相除得到。

健康狀況方面，同時(shí)選取自評(píng)健康和日常活動(dòng)能力兩個(gè)衡量指標(biāo)。自評(píng)健康是測(cè)量個(gè)體健康狀況的常用指標(biāo)（程名望、黃俊逸、潘烜等，2018），該變量構(gòu)造基于問卷中“您覺得現(xiàn)在的健康狀況怎么樣？”的詢問，將“很好”、“好”歸為“自評(píng)健康好”，賦值為1，將“一般”、“不好”和“很不好”歸為“自評(píng)健康差”，賦值為0。為彌補(bǔ)自評(píng)健康指標(biāo)可能存在的測(cè)量誤差，進(jìn)一步選取日常活動(dòng)能力來測(cè)量健康。參照日?；顒?dòng)能力量表（ADLs），若老年人能獨(dú)立完成穿衣、洗澡、吃飯等全部6 項(xiàng)日?；顒?dòng)，則認(rèn)為“日?；顒?dòng)能力完好”，賦值為1，否則認(rèn)為“日?；顒?dòng)能力受損”，賦值為0。

2.自變量

自變量為新農(nóng)合參保人的收入狀況。由于農(nóng)村老年人的收入來源具有多元化特征，其收入既包括自己的勞動(dòng)所得和養(yǎng)老金（新農(nóng)保），也包括子女（孫子女）的資金支持以及政府補(bǔ)助等其他渠道，現(xiàn)實(shí)中很難對(duì)老年人的個(gè)人收入進(jìn)行嚴(yán)格的界定和區(qū)分，因此選取家庭人均年收入為代理變量。為探究不同收入水平下新農(nóng)合制度的受益差異，將家庭人均年收入五等分，生成“最高收入”、“較高收入”、“中等收入”、“較低收入”和“最低收入”5 個(gè)虛擬變量。實(shí)證分析以“最高收入”作為參照組。

3.控制變量

選取性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限、以往職業(yè)類型、存活子女?dāng)?shù)、居住方式等既反映個(gè)體和家庭特征差異性，又潛在影響新農(nóng)合制度受益情況的變量作為控制變量。此外，為消除不同區(qū)域新農(nóng)合政策差異可能導(dǎo)致的估計(jì)偏差，將參保人所在省份納入到模型中。主要變量的賦值情況和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1：變量賦值和描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表1顯示，新農(nóng)合參保人的平均住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額為610.553 元/年，平均實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例為34.2%，自評(píng)健康好與日常活動(dòng)能力完好的老年人的比例分別為43.2%和75.6%。此外，老年人家庭人均年收入的均值為9402.515 元，以往從事專業(yè)技術(shù)或管理工作的老年人占1.8%，存活子女?dāng)?shù)的均值為3.835 個(gè)，有80.5%的老年人與家人同住。

（三）模型與方法

本文建立多元回歸模型對(duì)新農(nóng)合制度的受益公平性進(jìn)行評(píng)價(jià)，基本模型表達(dá)式為：

其中，y 為因變量，incom 為自變量，X 為控制變量的向量，β、為待估計(jì)的參數(shù)，α為常數(shù)項(xiàng)，為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

當(dāng)y 為參保人醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平時(shí)，根據(jù)變量定義，兩個(gè)測(cè)量指標(biāo)均為數(shù)值型變量，故使用普通最小二乘法（OLS）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

當(dāng)y 為參保人健康狀況時(shí)，根據(jù)變量定義，兩個(gè)測(cè)量指標(biāo)均為二值離散變量，故使用Probit 模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。模型公式為：

三、實(shí)證分析

（一）描述性分析

表2：新農(nóng)合參保人的受益情況比較

表2給出了總體樣本和不同收入分樣本中參保人的新農(nóng)合受益情況。從住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額來看，最低收入組的住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額是所有收入分組中最少的，比總體樣本的平均住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額低了約55 元/年。但從最低到最高收入組，住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額并不是依次遞增的，而是大致呈現(xiàn)一種倒U 型態(tài)勢(shì)，較高和最高收入?yún)⒈Ｈ瞬]有獲得更多的住院報(bào)銷。從實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例來看，最低、較低收入組的實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例要低于較高和最高收入組。從健康狀況來看，無論是自評(píng)健康還是日?；顒?dòng)能力都呈現(xiàn)出較強(qiáng)的趨勢(shì)性，從最高到最低收入組，自評(píng)健康為好的比例由53.4%下降到35.1%，日?；顒?dòng)能力完好的比例由79.7%下降到70.8%，說明收入越高，老年人的健康狀況就越好。上述比較結(jié)果似乎說明新農(nóng)合制度存在一定程度的受益不公問題，尤其表現(xiàn)在實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例和健康狀況上。但由于沒有同時(shí)控制其他變量對(duì)因變量的影響，還不能由此得出新農(nóng)合制度必然存在受益不公問題的判斷。

（二）回歸分析

1.不同收入水平下新農(nóng)合參保人醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平的差異性

使用OLS 模型對(duì)新農(nóng)合參保人醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平的影響因素進(jìn)行估計(jì)，因變量醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平分別使用住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額和實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例兩個(gè)指標(biāo)測(cè)量，回歸結(jié)果見表3。

表3：收入因素對(duì)新農(nóng)合參保人醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平的影響

表3第2 列的估計(jì)結(jié)果顯示，中等和較高收入變量對(duì)住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額的影響不顯著，說明這兩個(gè)收入組的住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額與最高收入組并無明顯差異。而最低和較低收入變量對(duì)住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額具有顯著的正向影響，與最高收入組相比，最低和較低收入?yún)⒈Ｈ说淖≡嘿M(fèi)用報(bào)銷數(shù)額將分別增加16.9%和4.8%，說明參加新農(nóng)合制度能夠使低收入?yún)⒈Ｈ双@得更高的住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額。但正如上文所述，低收入?yún)⒈Ｈ双@得較高的住院費(fèi)用報(bào)銷數(shù)額，可能是因?yàn)樗麄兊淖≡嚎傎M(fèi)用比高收入?yún)⒈Ｈ烁撸虼藘H根據(jù)住院費(fèi)用報(bào)銷的絕對(duì)數(shù)額還不能做出新農(nóng)合制度中低收入?yún)⒈Ｈ丝梢垣@得更多受益的判斷。從表3第3 列的估計(jì)結(jié)果來看，最低、較低和中等收入變量對(duì)實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例有顯著的負(fù)向影響，與最高收入組相比，最低、較低和中等收入?yún)⒈Ｈ说膶?shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例將分別減少4.7%、4.9%和5%，這說明低收入?yún)⒈Ｈ穗m然可以獲得較高的住院費(fèi)用報(bào)銷，但如果同時(shí)考慮到他們的住院總費(fèi)用，他們實(shí)際獲得的住院費(fèi)用報(bào)銷比例是遠(yuǎn)低于高收入?yún)⒈Ｈ说摹?/p>

上述結(jié)果表明，收入因素對(duì)新農(nóng)合參保人的醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平有顯著的影響，但這種影響存在明顯的差異性。與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾龋m然低收入?yún)⒈Ｈ说玫搅烁叩淖≡嘿M(fèi)用報(bào)銷數(shù)額，但從相對(duì)值來看，其實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例卻更低。一般來說，實(shí)際報(bào)銷比例在衡量醫(yī)保制度的保障水平和醫(yī)保制度參保人的真實(shí)受益程度上有更高的可信度（李亞青，2013），因此，本文的研究結(jié)果也意味著，在醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平方面，新農(nóng)合制度存在與收入因素相關(guān)的不公平問題，收入水平越高，參保人的醫(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償比例越高，而對(duì)收入水平低的參保人而言，雖然他們繳納了同樣的保費(fèi)，但卻得到了更少的收益。

2.不同收入水平下新農(nóng)合參保人健康狀況的差異性

使用Probit 模型對(duì)新農(nóng)合參保人健康狀況的影響因素進(jìn)行估計(jì)，因變量健康狀況分別使用自評(píng)健康和日常活動(dòng)能力兩個(gè)指標(biāo)測(cè)量，回歸結(jié)果見表4。

表4：收入因素對(duì)新農(nóng)合參保人健康狀況的影響

表4第2 列的估計(jì)結(jié)果顯示，較高收入變量的估計(jì)結(jié)果并不顯著，說明較高收入組的自評(píng)健康與最高收入組并無明顯差異。但除了較高收入變量外，其他收入變量對(duì)自評(píng)健康均有顯著的正向影響?；貧w系數(shù)顯示，最低收入變量的影響最大（0.187），意味著與最高收入組相比，最低收入?yún)⒈Ｈ俗栽u(píng)健康為好的概率將增加18.7%。此外，較低和中等收入?yún)⒈Ｈ俗栽u(píng)健康為好的概率也將分別增加11.4%和6.6%。表4第3 列的估計(jì)結(jié)果顯示，所有收入變量對(duì)日?；顒?dòng)能力均有顯著的正向影響。其中，最低收入變量的影響最大（0.109），意味著與最高收入組相比，最低收入?yún)⒈Ｈ巳粘；顒?dòng)能力完好的概率將增加10.9%，較低、中等和較高收入?yún)⒈Ｈ巳粘；顒?dòng)能力完好的概率也將分別增加8.7%、8.4%和7.9%。

上述結(jié)果表明，收入因素對(duì)新農(nóng)合參保人的健康狀況有顯著的影響，無論使用何種健康測(cè)量指標(biāo)，與高收入組相比，低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r都得到了更為明顯的改善，其中對(duì)最低收入?yún)⒈Ｈ私】禒顩r的改善作用尤為明顯。能否有效促進(jìn)參保人的健康是醫(yī)保制度運(yùn)行效果評(píng)估的重要維度，而能否提高低收入?yún)⒈Ｈ说慕】邓揭彩侵贫裙叫栽u(píng)價(jià)的應(yīng)有之意。本文的分析結(jié)果意味著，新農(nóng)合制度在健康促進(jìn)方面的公平性較高，制度運(yùn)行過程中表現(xiàn)出了明顯的“親貧性”特征。

四、進(jìn)一步研究：制度受益結(jié)果的機(jī)制分析

本文實(shí)證結(jié)果表明，新農(nóng)合制度雖然未能有效提高低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平，但卻明顯改善了他們的健康狀況。那么這一制度結(jié)果的形成機(jī)制是怎樣的？從理論上講，醫(yī)保制度主要是通過醫(yī)療費(fèi)用分?jǐn)?，降低參保人?shí)際面對(duì)的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格，釋放他們的醫(yī)療服務(wù)需求，提高他們的醫(yī)療服務(wù)利用率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)健康促進(jìn)的目的。本文的研究結(jié)果顯然與上述理論邏輯不符，那么為什么新農(nóng)合制度在未能提高低收入?yún)⒈Ｈ酸t(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平的情況下，卻顯著改善了他們的健康狀況呢？一些關(guān)于醫(yī)保制度與健康關(guān)系的研究認(rèn)為，醫(yī)保制度促進(jìn)參保人健康改善的路徑不僅包括醫(yī)療服務(wù)利用率的提高，還包括健康意識(shí)的提升、健康行為的改變以及重大疾病就醫(yī)可能性的提高等其他渠道（Baker et al.，2001）。為此，本文分別選取是否進(jìn)行常規(guī)體檢和生重病能否及時(shí)治療兩個(gè)變量，對(duì)本文得到的制度受益結(jié)果的形成路徑進(jìn)行驗(yàn)證。

在變量構(gòu)造方面，是否進(jìn)行常規(guī)體檢變量的構(gòu)造基于問卷中“您是否進(jìn)行每年一次的常規(guī)體檢？”的詢問，若選擇“是”則賦值為1，“否”則賦值為0。生重病能否及時(shí)治療變量的構(gòu)造基于問卷中“如果您生重病，能及時(shí)到醫(yī)院治療嗎？”的詢問，若選擇“能”則賦值為1，“否”則賦值為0。兩個(gè)變量在總體樣本和各收入分樣本中的分布情況見表5。

表5顯示，從最低到最高收入組，隨著收入水平提高，進(jìn)行常規(guī)體檢的參保人的比例分布大致呈現(xiàn)出U 型態(tài)勢(shì)，最高收入組進(jìn)行常規(guī)體檢的比例最高（40.7%），其次是較低和最低收入組（32.2%和29.9%），而生重病能夠及時(shí)治療的比例則呈現(xiàn)不斷下降的趨勢(shì)，從最低到最高收入組，生重病能夠及時(shí)治療的比例由98.5%下降到88.1%。進(jìn)行常規(guī)體檢不僅是人們良好健康意識(shí)的一種體現(xiàn)，同時(shí)也有助于及時(shí)發(fā)現(xiàn)自身的健康隱患并加以防范，降低大病風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生概率。此外，對(duì)老年人而言，隨著各項(xiàng)身體機(jī)能的衰退，其重大疾病的發(fā)病率明顯提升，如果在患大病時(shí)能夠得到及時(shí)治療，可以在很大程度上避免疾病導(dǎo)致的健康損害，有利于良好健康狀況的維持。因此良好的健康意識(shí)/行為和較高的重病就醫(yī)可能性很有可能是低收入?yún)⒈Ｈ巳旱慕】禒顩r得以改善的原因。

表5：新農(nóng)合參保人常規(guī)體檢和重病就醫(yī)情況的比較

就變量類型來看，由于兩個(gè)機(jī)制變量均為二值離散變量，結(jié)合上文對(duì)研究方法的討論，仍使用Probit 模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)?；貧w結(jié)果見表6。

表6：新農(nóng)合制度受益結(jié)果的機(jī)制分析

表6第2 列的估計(jì)結(jié)果顯示，最低和中等收入變量對(duì)常規(guī)體檢有顯著的正向影響，回歸系數(shù)顯示，與最高收入組相比，最低和中等收入?yún)⒈Ｈ诉M(jìn)行常規(guī)體檢的概率將分別提高5.1%和8.1%。說明在參加新農(nóng)合制度情況下，低收入?yún)⒈Ｈ说慕】狄庾R(shí)和行為得到了明顯改變。通過健康體檢，可以使低收入?yún)⒈Ｈ思皶r(shí)發(fā)現(xiàn)身體可能存在的健康隱患，并采取有針對(duì)性的措施加以防范，避免小病拖成大病。同時(shí)健康體檢具有的健康知識(shí)宣傳功能也可以使低收入?yún)⒈Ｈ肆私夂驼莆崭嗟慕】当＝≈R(shí)，有助于他們形成正確的健康觀，并改變不良的健康行為，如抽煙、酗酒等，進(jìn)而改善其健康狀況。

表6第3 列的估計(jì)結(jié)果顯示，較低和最低收入變量對(duì)重病治療可能性有顯著的正向影響，回歸系數(shù)顯示，與最高收入組相比，最低和較低收入?yún)⒈Ｈ嗽诨贾夭r(shí)得到及時(shí)治療的可能性將分別提高13.9%和6.7%。一般而言，相比其他人群，農(nóng)村低收入人群在面對(duì)重特大疾病風(fēng)險(xiǎn)沖擊時(shí)的承受力更差。一旦發(fā)生重大疾病且不能得到及時(shí)治療，將會(huì)引發(fā)一系列的嚴(yán)重后果，如健康損害、經(jīng)濟(jì)損失以及陷入深層次貧困等。分析結(jié)果表明，在參加了新農(nóng)合制度的情況下，低收入?yún)⒈Ｈ嗽趹?yīng)對(duì)疾病風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生尤其是重大疾病風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生時(shí)的就醫(yī)決策變得更為積極，選擇就醫(yī)的概率更高，這可以在很大程度上避免重大疾病引發(fā)的不良結(jié)果，改善低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r。

對(duì)新農(nóng)合制度受益結(jié)果的機(jī)制分析表明，新農(nóng)合制度在“過程受益”公平方面的表現(xiàn)不佳，與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾?，低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平較低，但該制度可以通過提高健康意識(shí)、改變健康行為以及提高重病就醫(yī)可能性，使低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r得到更為明顯的改善，具有明顯的“結(jié)果受益”公平特征。

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文利用2014年中國(guó)老年健康影響因素追蹤調(diào)查（CLHLS）數(shù)據(jù)，運(yùn)用OLS 模型和Probit模型，從參保人收入差異的視角對(duì)新農(nóng)合制度的受益公平性進(jìn)行評(píng)價(jià)。研究得到以下主要結(jié)論：第一，新農(nóng)合制度存在“過程受益”不公問題，低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費(fèi)用補(bǔ)償水平明顯低于高收入?yún)⒈Ｈ?，尤其表現(xiàn)在實(shí)際住院費(fèi)用報(bào)銷比例方面；第二，新農(nóng)合制度具有明顯的“結(jié)果受益”公平性特征，與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾龋褪杖雲(yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r得到了更為顯著的改善；第三，新農(nóng)合制度實(shí)施主要是通過改變健康意識(shí)/行為和提高重病就醫(yī)可能性等渠道，進(jìn)而促使低收入?yún)⒈Ｈ私】禒顩r得到改善。

（二）政策啟示

新農(nóng)合制度是我國(guó)多層次醫(yī)療保障制度體系的重要構(gòu)成，也是緩解農(nóng)民看病就醫(yī)問題的重要惠民工程。在新農(nóng)合制度發(fā)展進(jìn)程中，應(yīng)盡可能降低外部因素對(duì)醫(yī)療資源分配的影響，讓弱勢(shì)參保群體均等地享受制度實(shí)施帶來的好處，滿足他們的醫(yī)療需求并提高健康水平。本文研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合制度實(shí)施同時(shí)存在“過程受益”不公和“結(jié)果受益”公平的現(xiàn)象，在制度受益公平性方面存在不一致性?；谘芯拷Y(jié)論，本文提出以下對(duì)策建議。

第一，完善支持政策，拓寬增收渠道，促進(jìn)農(nóng)民增收。建立長(zhǎng)效收入增長(zhǎng)機(jī)制，有效提高農(nóng)民尤其是低收入農(nóng)民的收入水平，減少農(nóng)村貧富差距，是根除新農(nóng)合制度受益不公問題的關(guān)鍵。具體而言，應(yīng)加大農(nóng)村地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施投入力度，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，促進(jìn)農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級(jí)，同時(shí)還應(yīng)完善農(nóng)業(yè)支持保護(hù)政策，如農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼制度、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格保護(hù)政策、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)產(chǎn)品創(chuàng)新等。此外，還可以通過開展技能知識(shí)培訓(xùn)、提供融資幫扶、構(gòu)建創(chuàng)業(yè)平臺(tái)等途徑，鼓勵(lì)和支持農(nóng)民從事非農(nóng)生產(chǎn)活動(dòng)和創(chuàng)業(yè)活動(dòng)，拓寬增收新渠道，從根本上提高農(nóng)民收入。

第二，創(chuàng)新制度設(shè)計(jì)，拓寬籌資渠道，提高新農(nóng)合制度保障能力和福利水平。保障能力提升是保證新農(nóng)合制度公平性的前提，在保障能力提升的基礎(chǔ)上，適度向弱勢(shì)群體傾斜，提高制度的福利水平。首先，在保證新農(nóng)合基金收支基本平衡的前提下，適當(dāng)降低報(bào)銷起付線標(biāo)準(zhǔn)并提高報(bào)銷比例。其次，低收入?yún)⒈Ｈ吮Ｕ喜蛔愕膯栴}，可以考慮在新農(nóng)合報(bào)銷政策上做文章，改變當(dāng)前均等化的報(bào)銷政策，適當(dāng)向低收入?yún)⒈Ｈ藘A斜，可以通過設(shè)計(jì)一套動(dòng)態(tài)甄別機(jī)制實(shí)現(xiàn)低收入和高收入?yún)⒈Ｈ说姆蛛x，并對(duì)低收入?yún)⒈Ｈ藢?shí)行更低的起付線標(biāo)準(zhǔn)和更高的報(bào)銷比例，以確保這部分參保人的醫(yī)保權(quán)益可以得到保障。最后，應(yīng)著力于開辟更多樣化的籌資渠道，加大對(duì)低收入?yún)⒈Ｈ说谋Ｕ狭Χ?。目前新農(nóng)合制度的主要籌資來源是個(gè)人繳費(fèi)和政府補(bǔ)貼，總體籌資水平仍然較低，保障能力有限。可以尋求除個(gè)人和政府之外的其他籌資主體和渠道，如村集體、農(nóng)村合作組織以及非政府社會(huì)團(tuán)體等，以進(jìn)一步提升新農(nóng)合制度的服務(wù)能力和保障水平。

第三，改變制度保障定位，逐步從“抓大放小”向“大小皆保”轉(zhuǎn)變。目前新農(nóng)合制度主要對(duì)參保人的大病醫(yī)療進(jìn)行補(bǔ)償，預(yù)防性保健和小病醫(yī)療無法得到補(bǔ)償。然而預(yù)防性保健和小病治療能夠發(fā)揮“防范于未然”的重要作用，是切斷“未病→小病→大病”不良路徑的重要手段，因此“保小病”理應(yīng)成為新農(nóng)合制度的保障內(nèi)容?？尚械淖龇ㄊ歉淖儸F(xiàn)有的制度保障定位，將門診醫(yī)療納入到新農(nóng)合制度的保障范圍，并參照城鎮(zhèn)職工醫(yī)保制度的做法，對(duì)門診費(fèi)用的一定比例進(jìn)行報(bào)銷。同時(shí)還應(yīng)積極組織基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)提供各種形式的預(yù)防保健服務(wù)，如醫(yī)療保健知識(shí)宣傳、健康體檢等，盡可能滿足參保人群尤其是低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療服務(wù)需求。