李佳

〔摘要〕本文使用2008年遼寧省統(tǒng)計局的“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障與健康”調(diào)查數(shù)據(jù)，考察“新農(nóng)合”與醫(yī)療服務利用的關系及其對醫(yī)療服務利用平等性的貢獻。本文認為收入和健康狀況是影響農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出的關鍵因素，但是否擁有“新農(nóng)合”與醫(yī)療支出發(fā)生沒有必然聯(lián)系。而一旦發(fā)生醫(yī)療支出，“新農(nóng)合”還是減輕了農(nóng)民的醫(yī)療負擔，尤其是促進了健康狀況不佳者的醫(yī)療服務利用。值得關注的是，“新農(nóng)合”正在改善醫(yī)療服務利用的不平等現(xiàn)狀，雖然與收入相關的醫(yī)療服務利用不平等仍然存在，但“新農(nóng)合”正在改善窮人的醫(yī)療服務利用。

〔關鍵詞〕新農(nóng)合； 醫(yī)療服務利用； 平等性

中圖分類號：F328文獻標識碼：A文章編號：1008-4096（2014）05-0030-07

一、引言

醫(yī)療服務需求是健康需求和健康投資需求的重要影響因素。但近年來醫(yī)療費用的過快上漲已經(jīng)嚴重地影響了我國居民的醫(yī)療服務需求，尤其對于農(nóng)民而言，醫(yī)療服務需求的不平等伴隨著健康需求的不平等。據(jù)衛(wèi)生服務調(diào)查的數(shù)據(jù)顯示，有病不治在2003—2008年期間不斷上升，低收入組顯著高于高收入組，這其中包括高達76%的農(nóng)民認為經(jīng)濟困難為有病不治的主要原因。如何擴大農(nóng)民醫(yī)療服務需求，改善城鄉(xiāng)居民醫(yī)療服務利用不平等程度成為各界關注的焦點。

為應對醫(yī)療費用過快上漲而導致農(nóng)民醫(yī)療負擔過重問題，我國政府于2003年建立并推廣新型農(nóng)村合作醫(yī)療（以下簡稱“新農(nóng)合”）制度。從目前實施效果看，“新農(nóng)合”在改善農(nóng)民醫(yī)療服務可及性方面的作用日益凸顯，但為什么仍有較多農(nóng)民認為“看病貴”？由于醫(yī)療保險能夠有效降低醫(yī)療服務利用的自付比例和金額，所以醫(yī)療保險制度可以刺激消費者購買更多衛(wèi)生服務 [1]。但如果需要患者自己承擔的醫(yī)療服務責任較多，那么這些患者會顯著減少其醫(yī)療服務支出 [2]。這便意味著醫(yī)療保險制度是否促進了醫(yī)療服務需求與其制度設計密切相關。

醫(yī)療服務利用除了與醫(yī)療保險制度本身設計有關外，其他因素也會顯著影響居民的醫(yī)療服務利用。Andersen[3]提出醫(yī)療服務利用的行為模型，該模型為人們理解醫(yī)療服務利用的行為提供了理論分析框架。由于我國仍屬于發(fā)展中國家，因此，發(fā)展中國家的相關研究值得我們高度關注。Bitran 和 McInnes [4]結合拉丁美洲圣多明哥和圣薩爾瓦多兩市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)的研究結果表明，雖然醫(yī)療服務價格是影響醫(yī)療服務利用的重要變量，但消費者對醫(yī)療服務質(zhì)量的認知水平、前往就診地點所消耗的時間以及受教育程度等對其醫(yī)療服務需求行為也具有重要作用。Sahn等 [5]運用坦桑尼亞人力資源發(fā)展調(diào)查的1993年數(shù)據(jù)進行的研究表明，醫(yī)療服務質(zhì)量、醫(yī)療服務價格及其可獲性等因素顯著影響農(nóng)民醫(yī)療服務利用類型選擇，尤其是醫(yī)療服務價格上漲或醫(yī)療費用的增加將會導致一部分人選擇自我醫(yī)療，而減少醫(yī)療服務利用。可見，醫(yī)療服務可及性是影響醫(yī)療服務利用的重要因素。

隨著“新農(nóng)合”制度的不斷完善，Wagstaff等[6]認為不論是住院服務，還是非住院服務，患者對醫(yī)療服務的利用率都得到提高。而Yu等[7]、Yip和Hsiao [8]分別利用廣西省和全國衛(wèi)生調(diào)查數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”只增加了住院服務需求，而對非住院服務需求幾乎沒有影響?？梢?，學者們對“新農(nóng)合”制度成效存在爭議。此外，學者們也關注了“新農(nóng)合”是否改善了農(nóng)民醫(yī)療服務利用的平等性。解堊[9]利用CHNS數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，我國居民的健康和醫(yī)療服務利用均存在“親富人”的現(xiàn)象，不平等問題普遍存在，醫(yī)療保險因素擴大了醫(yī)療服務利用的不平等程度。封進和劉芳[10]利用CHNS 2004年和2006年的數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)，“新農(nóng)合”存在有利于富人的現(xiàn)象，“新農(nóng)合”對改善醫(yī)療服務利用不平等有所貢獻，但對改善在較高層級醫(yī)療機構就診的不平等作用不顯著。

由于研究樣本和方法不同，“新農(nóng)合”政策效果的研究結論也存在一定差異。為了豐富“新農(nóng)合”政策效果評價，本文將以遼寧省為例，重點研究“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用及平等性的影響，進而對“新農(nóng)合”的政策效果評價提供更多依據(jù)。

二、“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用影響機制的理論分析

1.醫(yī)療服務利用影響因素分析

醫(yī)療服務利用影響因素由Andersen[3]做出了較系統(tǒng)的闡述。他認為環(huán)境因素、人群特征、健康行為以及健康結果等是影響醫(yī)療服務利用的主要因素。人們對醫(yī)療服務的利用是各種因素的綜合結果，主要由傾向特征、能力以及需要決定，同時受到外部環(huán)境的影響。外部環(huán)境因素包括經(jīng)濟背景、政治、貧富程度以及社會觀念等，這些因素影響個人的衛(wèi)生狀況。衛(wèi)生服務體系則影響衛(wèi)生服務的可及性、可得性、衛(wèi)生資源以及組織籌資安排等。

在影響醫(yī)療服務利用的因素人群特征中主要包括三個層次：第一個層次是傾向特征，主要包括人口學特征、社會結構特征以及健康信念。人口學特征主要包括年齡和性別等。社會結構特征主要包括教育水平、種族、職業(yè)、社會關系以及文化等。健康信念主要是指人們對于健康或者醫(yī)療服務的態(tài)度、認知程度，這些因素主要影響他們對醫(yī)療服務利用的理解。第二個層次是促進或者阻礙人們利用醫(yī)療服務利用的能力，主要包括個人、家庭以及社會的資源。個人收入、交通工具、醫(yī)療保險以及醫(yī)療機構的可及性等是影響這一層次的主要變量。第三個層次是需要，人們對于醫(yī)療服務利用的需求來自于本人對醫(yī)療服務需要的判斷。這主要由疾病程度和健康狀況等因素決定，雖然可以被社會觀念和健康觀念所解釋，但解釋力度仍然有一定的不足。需要更多的體現(xiàn)是一種生理健康狀況的必須，說明了人們尋求醫(yī)療服務的原因，但需要還可能包括沒有認識到的需要，比如測評的健康狀況可能要比自我主觀感覺的健康狀況更能代表生理上的需要程度。

2.“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用的理論分析

醫(yī)療保障制度最主要和直接的作用是通過減少農(nóng)民自付支出，提高醫(yī)療服務的需方可及性。假設在“新農(nóng)合”制度實施前共有X1人沒有達到可及性標準，超過了農(nóng)民的實際支付能力，在“新農(nóng)合”實施后，由于“新農(nóng)合”的補償機制減少了農(nóng)民的自付費用，間接增加了部分農(nóng)民的收入，減輕了醫(yī)療服務費用負擔，進而降低了可及性的標準，使得原有的X1人減少到X2人，那么“新農(nóng)合”的實施便提高了（X1-X2）人的醫(yī)療服務利用，提高了其醫(yī)療服務可及性。不過，以上分析的前提是“新農(nóng)合”制度并沒有引起其他條件的改變，即在醫(yī)療費用一定的前提下，“新農(nóng)合”減少了自付費用，提高了醫(yī)療服務的經(jīng)濟可及性。一旦“新農(nóng)合”制度引起了醫(yī)療服務價格的上漲，造成費用增加或者導致醫(yī)院和醫(yī)生等醫(yī)療機構供方供給行為的變化，“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務的實際利用還有待在實踐中進一步考察。

“新農(nóng)合”不僅可能通過減少農(nóng)民的實際醫(yī)療支出而促進醫(yī)療服務利用，還可能通過醫(yī)療服務資源的再分配改善農(nóng)民的“看病難”問題，進而促進農(nóng)民的醫(yī)療服務利用?！靶罗r(nóng)合”制度的逐漸完善有利于改善城鄉(xiāng)之間的平等性。隨著政策不斷向農(nóng)村傾斜，資源的再分配必然有利于改善農(nóng)村醫(yī)療服務資源不足的現(xiàn)狀，為農(nóng)民就醫(yī)提供便利條件，最終提高農(nóng)民的醫(yī)療服務利用。

三、數(shù)據(jù)描述與模型設定

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于2008年遼寧省統(tǒng)計局組織實施的“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障與健康”的調(diào)查數(shù)據(jù)。問卷采用概率比例規(guī)模抽樣，總共抽取20個縣，然后每個縣隨機抽取2個村或者社區(qū)。其中城鎮(zhèn)樣本總共包括4 280戶12 826人，農(nóng)村樣本總共包括5 319戶17 515人。由于本文的研究對象為農(nóng)民，因此，只選取農(nóng)村地區(qū)樣本?？紤]15周歲以下的健康狀況較好，為避免產(chǎn)生選擇性偏誤，本文主要選取15周歲以上的調(diào)查樣本。去除數(shù)據(jù)不完整的樣本后，最終選取5 689個樣本。因篇幅所限，變量的描述統(tǒng)計表略，有需要者可與作者聯(lián)系。

2.模型設定

（1）醫(yī)療服務利用計量經(jīng)濟模型設定

根據(jù)醫(yī)療服務利用理論，本文將影響醫(yī)療服務利用因素的分析模型設定為：Y=

Z+μ，其中Y為被解釋變量，表示每月的藥品醫(yī)療支出情況，X為主要解釋變量，表示是否擁有保險，其為二維變量，擁有保險賦值為1。Z為其他控制變量，包括性別、收入、健康狀況、年齡、受教育程度、職業(yè)、是否有慢性病、是否吸煙以及是否聽過艾滋病等變量。所以變量均為離散變量。其中男性賦值為1。收入越高，賦值越大。自評健康賦值越大，表明健康越差。純務農(nóng)者為參照組，非務農(nóng)者賦值為1。教育水平越高，賦值越大。年齡變量15—25歲為參照組，否則賦值為1。其余變量均為二維變量，“沒有”賦值為0，“有”賦值為1。由于醫(yī)療支出數(shù)據(jù)存在很多醫(yī)療支出為零的樣本，如果在實證分析中忽視這些樣本，而直接用最小二乘法估計分析將導致樣本選擇的誤差。另外，如果直接對所有樣本進行分析，也忽視了是否發(fā)生費用以及發(fā)生多少費用這兩種決策的差異，也會產(chǎn)生偏誤。

Heckman兩步法是解決選擇性偏誤的常用方法，但這個方法在處理醫(yī)療支出時并不適用。主要原因有兩個：一是技術層面，Heckman兩步法要求第一步選擇方程和第二步支出方程的殘差項滿足聯(lián)合正態(tài)分布，否則就會引起更大的誤差，而醫(yī)療支出一般不能滿足這一要求。二是從決策過程看，Heckman兩步法強調(diào)自選擇過程，如果忽視這個過程，相當于存在遺漏變量現(xiàn)象，直接做第二步回歸所估計出的系數(shù)則是有偏的。本文認為，是否有醫(yī)療支出由病人決定，而醫(yī)療支出的多少主要由醫(yī)療服務機構決定，將兩者的決策過程分成獨立的兩部分。用兩部分模型不需要上面的強假設，也可以處理選擇性偏誤。兩部分模型將醫(yī)療消費分成兩個階段：第一個階段是人們決定是否參與醫(yī)療服務消費。第二個階段是在有醫(yī)療消費的條件下，決定醫(yī)療支出的大小。這種方法是將兩個階段的決策視為有序的并且相互獨立。因此，本文第一階段主要采取二值Probit模型進行估計，而第二階段主要采用醫(yī)療支出的線性方程進行估計。

用數(shù)學表達即為：第一階段用Probit模型估計農(nóng)民是否發(fā)生了醫(yī)療支出：

隨機擾動項μi服從標準正態(tài)分布，如果醫(yī)療支出大于0，Ii=1，否則Ii=0。第二階段用線性模型估計非零的醫(yī)療支出（對數(shù)）：

（2）醫(yī)療服務利用不平等分解設定

被解釋變量用醫(yī)療消費支出表示醫(yī)療服務利用。解釋變量主要分為需求變量和非需求變量兩種，需求變量是指與健康需求密切相關的變量，而非需求變量主要包括個體特征等經(jīng)濟變量。其中需求變量主要包括自評健康、是否有慢性病、性別以及年齡等，而非需求變量則主要有是否參加保險、職業(yè)、教育程度、收入、離醫(yī)療點距離、是否吸煙以及是否聽過艾滋病等特征變量。

為了考察“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用平等性的影響，我們主要采用Wagstaff等[11]的方法估計個體需要的醫(yī)療服務利用。其中標準化方法包括直接標準化和間接標準化，由于直接標準化需要分組，而間接標準化既可以使用分組數(shù)據(jù)，也可以使用個體數(shù)據(jù)，一般在研究中多采用間接標準化方法。本文也采用間接標準化方法。首先估計醫(yī)療服務利用的影響因素，如式（3）所示。

yi代表個體的醫(yī)療服務利用情況。解釋變量主要分為三類：第一類為個體收入，用lnincomei變量表示。第二類為需要變量xk，表示k個直接與人們的健康需要相關的變量，主要包括疾病的嚴重程度、年齡、性別以及身體自評健康狀況等。第三類為非需要變量zp，主要是指p項個體特征和家庭特征變量，如職業(yè)、受教育程度、醫(yī)療保險情況以及家庭成員數(shù)量等。α、β、γk以及δp分別為待估計的參數(shù)，εi表示隨機誤差項。

以上能度量醫(yī)療服務利用，但不能對不平等進行分解。Wagstaff等[11]提出的不平等分解方法被廣泛應用于醫(yī)療服務利用不平等領域。與收入相關的醫(yī)療服務利用不平等可用集中度指數(shù)CI度量。

其中，yi表示個體i的醫(yī)療服務利用情況，ym為yi的均值，n為樣本總量，Ri是個體i在收入分布中的相對位置。CI的取值范圍為（-1，1），如果CI為正數(shù)，則意味著y的分布有利于富人，富人較窮人更多地利用醫(yī)療服務；如果CI為負數(shù)，那么y的分布有利于窮人，窮人更多地利用醫(yī)療服務。

y的集中度指數(shù)為每個影響因素xk的集中度指數(shù)的線性組合，因此，可將y分解為：

其中，CIlnincome、CIx，k以及CIz，p分別為收入的集中系數(shù)、需要變量的集中系數(shù)以及非需要變量的集中系數(shù)。ηk的含義是xk對y影響的彈性，具體表達式為ηk =γkxmk/ym，xmk為xk的平均值。

醫(yī)療服務利用集中度指數(shù)CI包含了由于個體健康狀況等需要變量的不同所導致的差異，但需要類變量的差異并不涉及醫(yī)療服務利用是否公平，所以將需要類變量導致的差異排除，從而得到公平指數(shù)HI，代表醫(yī)療服務利用水平不平等程度。HI的表達式為：

HI=CI-∑kηkCIx，k （6）

若HI不為零，說明醫(yī)療服務利用存在不平等現(xiàn)象；若HI為負值，說明窮人利用更多，不公平偏向窮人；若HI為正值，說明富人利用更多，不公平偏向富人。

四、實證分析

1.醫(yī)療服務利用實證分析

（1）是否進行醫(yī)療服務分析結果

表1為是否進行醫(yī)療服務回歸結果。由表1可知，是否參加保險對是否發(fā)生醫(yī)療支出沒有顯著影響，說明參合與否和是否參與醫(yī)療消費關系不大。離醫(yī)療點距離、職業(yè)、自評健康以及人均收入四個變量均顯著為正。而性別、受教育程度、是否有慢性病、是否吸煙以及是否聽過艾滋病等因素沒有顯著影響。這說明，首先，離最近的醫(yī)療點越遠的地區(qū)經(jīng)濟越不發(fā)達，以體力勞動為主的農(nóng)民健康資本折舊更快，患病概率更高，導致發(fā)生醫(yī)療支出的可能性更大。其次，相對于從事純體力勞動的非體力勞動者更容易發(fā)生醫(yī)療支出。這可能與非體力勞動者的收入和健康意識有關。再次，自評健康越差的農(nóng)民發(fā)生醫(yī)療支出的可能性越大。健康越差的農(nóng)民需要及時進行治療才能維持再生產(chǎn)。最后，收入越高發(fā)生醫(yī)療支出可能性越大。這說明消費能力顯著影響醫(yī)療消費行為。

（2）醫(yī)療支出影響因素分析結果

為了識別擁有保險和自評健康的交互作用，模型（3）在模型（2）的基礎上，引入兩者的交叉項，用以考察保險和自評健康的交互作用。模型（4）引入離醫(yī)療點距離和自評健康的交叉項，用以考察醫(yī)療的供方可及性和自評健康的交互作用。實證分析結果見表2所示。

變量模型（2）模型（3）模型（4）回歸系數(shù)P值回歸系數(shù)P值回歸系數(shù)P值

由表2可知，除性別外，其余解釋變量均非常顯著，且模型（3）和模型（4）的結果比較一致。其中有保險者的醫(yī)療支出更少，說明“新農(nóng)合”對減少醫(yī)療費用支出起到了積極作用，一定程度上緩解了農(nóng)民“看病貴”的問題。保險和自評健康的交叉項為負，表明擁有保險者的自評健康越差，其醫(yī)療支出越少，說明“新農(nóng)合”有效降低了農(nóng)民的醫(yī)療費用支出。

離醫(yī)療點距離越遠，農(nóng)民發(fā)生的醫(yī)療支出越少。說明離最近的醫(yī)療點越遠，導致農(nóng)民就醫(yī)越不便利，因而發(fā)生的醫(yī)療支出較少。離醫(yī)療點距離和自評健康的交叉項顯著為正，表明與醫(yī)療可及性好的農(nóng)民相比，健康狀況越不好的農(nóng)民其醫(yī)療支出越多。由于就醫(yī)不便，農(nóng)民普遍存在推遲就醫(yī)現(xiàn)象，導致病情惡化，最終發(fā)生大額醫(yī)療支出。

受教育程度越高的農(nóng)民其醫(yī)療支出越多。這與受教育程度高的農(nóng)民其健康資本可能相對較高，因而所需要的醫(yī)療支出相對較少的理論預期相反。主要原因是我國還屬于發(fā)展中國家，尤其是在農(nóng)村，大多仍以體力勞動為主，其醫(yī)療服務需求仍處于初級消費階段，更談不上預防保健階段。受教育程度較高者其健康狀況未必好，很可能平時相對而言更加重視預防或者能及時就醫(yī)，因此，相應的醫(yī)療支出較多。

從所屬職業(yè)看，相對于純體力勞動者，非體力勞動者的醫(yī)療支出較多。這可能與醫(yī)療服務可及性和收入水平有關。非體力勞動者就醫(yī)較便利，且收入水平較高，更有可能和能力利用醫(yī)療服務。

擁有慢性病的患者醫(yī)療支出較多。因此，如何減輕慢性病患者的醫(yī)療服務是今后“新農(nóng)合”政策制定必須考慮的方向。吸煙的農(nóng)民醫(yī)療支出相對較多。聽過艾滋病的農(nóng)民醫(yī)療支出較多，說明信息認知較高的人健康意識較強，平時的預防性醫(yī)療支出相對較多。

農(nóng)民的收入越高，醫(yī)療支出越多，說明收入能力仍然是影響醫(yī)療支出的重要因素。

年齡因素的影響也值得關注。除36—45歲年齡組與最低年齡組沒有顯著差異外，其余年齡組的農(nóng)民醫(yī)療支出均比最低年齡組多，這說明隨著年齡的增長，健康折舊越大，相應的健康投資越多。

2.“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用平等性的影響分析

根據(jù)式（3）和式（4）計算醫(yī)療服務利用的集中指數(shù)CI，然后根據(jù)式（6）進一步考察醫(yī)療服務利用的公平性，將集中系數(shù)中與醫(yī)療服務需求相關的變量去除掉，得到公平指數(shù)HI。

醫(yī)療服務利用集中度指數(shù)CI為0.0420，這表明不平等是對富人有利的，即富人比窮人更多地利用了醫(yī)療服務。公平指數(shù)HI為0.0050，表明相同的醫(yī)療需求沒有得到相同的滿足，即在標化了的醫(yī)療需求的情況下，富人較多地利用了醫(yī)療資源。由此可見，醫(yī)療服務利用不平等是顯著存在的，有偏向富人的現(xiàn)象存在。

進一步考察“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用不平等的貢獻，按照式（5）的方法進行分解，進而得到每一個影響因素對不平等的貢獻?；貧w系數(shù)和P值均來自表2中的模型（2）。所得結果見表3所示。

由表3可知，“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用的貢獻為負，即“新農(nóng)合”改善了窮人的醫(yī)療服務利用，這說明隨著“新農(nóng)合”的普遍覆蓋，窮人參加“新農(nóng)合”增加了醫(yī)療服務利用，因而對窮人是有利的。

需要類變量對不平等程度貢獻較大，且大多數(shù)為正值，即醫(yī)療服務利用情況對富人是有利的。說明醫(yī)療服務并沒有以需要為導向進行資源分配，與收入相關的醫(yī)療服務利用不平等狀況并沒有改善。從人均收入變量的貢獻度為0.6844的結果可知，收入水平仍然是醫(yī)療服務利用不平等的最主要來源。如果需要因素不是醫(yī)療服務利用的最主要因素，那么與收入相關的醫(yī)療服務利用不平等就會擴大。之所以產(chǎn)生這種問題，主要原因在于目前“新農(nóng)合”仍有門檻費的設置和過高的自付費用支出，阻礙了需要因素對醫(yī)療服務利用的影響。

在非需要類變量中，受教育程度貢獻度較大，且為正值。一般認為受教育程度與收入密切相關，受教育程度較高的人收入也較高，因此，受教育程度對醫(yī)療服務利用不平等的貢獻比較親富人。聽過艾滋病對醫(yī)療服務利用不平等的貢獻為正，表明信息認知因素也存在親富人的現(xiàn)象。

綜上所述，農(nóng)民中確實存在醫(yī)療服務利用不平等現(xiàn)狀，即富人更有效地利用相應醫(yī)療服務。但由于“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用不平等貢獻為負，說明“新農(nóng)合”還是促進了窮人的醫(yī)療服務利用效率。鑒于需要等因素對醫(yī)療服務利用不平等的貢獻度為正值，表明當前的醫(yī)療服務利用并不是以需求為導向配置資源，收入仍然是醫(yī)療服務利用不平等的最主要來源。而受教育程度和信息認知水平卻進一步提高了醫(yī)療服務利用的不平等程度。

五、主要結論和政策含義

本文使用遼寧省統(tǒng)計局2008年的“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障與健康”調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用及平等性的影響。本文認為：收入和健康狀況顯著影響農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出。而參與“新農(nóng)合”對農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出的影響則不顯著?！靶罗r(nóng)合”促進了農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，減少了農(nóng)民的醫(yī)療支出，促進了健康狀況不佳農(nóng)民的醫(yī)療服務利用?！靶罗r(nóng)合”改善了農(nóng)村窮人的醫(yī)療服務利用不平等性。但目前的醫(yī)療服務利用并不是以需求為導向配置資源，收入仍然是醫(yī)療服務利用不平等的最主要來源。

為有效促進農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，進一步鞏固提高“新農(nóng)合”政策的實施效果，本文認為需要從“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面進行思考。由于影響農(nóng)民醫(yī)療服務利用的因素較多，而醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革涉及面較廣，“新農(nóng)合”政策框架內(nèi)的改革不足以實現(xiàn)整體改革目標。因此，需要“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面改革的同步推進。一是應盡早充分發(fā)揮“新農(nóng)合”制度的第三方購買機制，這是有效及時控制醫(yī)療費用過快增加的關鍵。應該在保證支付水平不斷提高的同時有效控制醫(yī)療費用的不合理增長，這樣才能有效避免侵蝕“新農(nóng)合”的制度福利。為此，“新農(nóng)合”必須充當?shù)谌劫徺I者的角色，這需要“新農(nóng)合”管理體制的改革和創(chuàng)新。二是強化道德風險控制。就目前而言，供方道德風險更為嚴重。要想切實解決該問題，公立醫(yī)院改革必須有所突破，唯有理順公立醫(yī)院管理體制，才能有效解決如公立醫(yī)院激勵機制問題所導致的供方道德風險嚴重的現(xiàn)狀。三是政府部門必須發(fā)揮監(jiān)督者角色，甚至引入第三方，如社會機構的參與，有效監(jiān)督醫(yī)院、醫(yī)生的違法違規(guī)行為，甚至需要加強對“新農(nóng)合”管理機構自身的監(jiān)督。

參考文獻：

[1]Michael， D. H.，Kathleen，M. Medical Insurance and the Use of Health Care Services by the Elderly[J].Journal of Health Economics，1997，16（2）：129-154.

[2]Pauly，M. V. Effects of Insurance Coverage on Use of Care and Health Outcomes for Nonpoor Young Women [J]. American Economic Review，2005，95（2）：219-223.

[3]Andersen，R. M. Behavioral Model of Families Use of Health Services[R]. Research Series No. 25，Center for Health Administration Studies，University of Chicago，1968.

[4]Bitran，R. A. ，McInnes，D.K. The Demand for Health Care in Latin America：Lessons from the Dominican Republic and EI Salvador[M]. Washington，DC：The World Bank，1993.

[5]Sahn，D. E. ，Younger，S. D.，Genicot，G. The Demand for Health Care Services in Rural Tanzania[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2003 ，65（2）：241-260.

[6]Wagstaff，A. ，Lindelow，M.，Gao，J.，Xu，L.，Qian，J.C.Extending Health Insurance to the Rural Population： An Impact Evaluation of Chinas New Cooperative Medical Scheme[J]. Journal of Health Economics，2009 ，28（1）：1-29.

[7]Yu，B. ，Meng，Q.Y.，Collins，C，Tolhurst，R.，Tang，S.，Yan，F(xiàn).，Bogg，L.，Liu，X.Y. How Does the New Cooperative Medical Scheme Influence Health Service Utilization？ [R]. BMC Health Service Research，2010.

[8]Yip，W.，Hsiao，W. C. The Chinese Health System at a Crossroads [J]. Health Affairs，2008，27（2）：460-468.

[9]解堊.與收入相關的健康及醫(yī)療服務利用不平等研究[J].經(jīng)濟研究，2009，（2）：92-105.

[10]封進，劉芳.新農(nóng)合對改善醫(yī)療服務利用不平等的影響——基于2004年和2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國衛(wèi)生政策研究，2012，（3）：45-51.

[11]Wagstaff，A.，van Doorslaer，E.，Watanabe，N.On Decomposing the Causes of Health Sector Inequalities with an Application to Malnutrition Inequalities in Vietnam[J]. Journal of Econometrics，2003，112（1）：207-223.

（責任編輯：孫艷）

五、主要結論和政策含義

本文使用遼寧省統(tǒng)計局2008年的“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障與健康”調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用及平等性的影響。本文認為：收入和健康狀況顯著影響農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出。而參與“新農(nóng)合”對農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出的影響則不顯著?！靶罗r(nóng)合”促進了農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，減少了農(nóng)民的醫(yī)療支出，促進了健康狀況不佳農(nóng)民的醫(yī)療服務利用?！靶罗r(nóng)合”改善了農(nóng)村窮人的醫(yī)療服務利用不平等性。但目前的醫(yī)療服務利用并不是以需求為導向配置資源，收入仍然是醫(yī)療服務利用不平等的最主要來源。

為有效促進農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，進一步鞏固提高“新農(nóng)合”政策的實施效果，本文認為需要從“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面進行思考。由于影響農(nóng)民醫(yī)療服務利用的因素較多，而醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革涉及面較廣，“新農(nóng)合”政策框架內(nèi)的改革不足以實現(xiàn)整體改革目標。因此，需要“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面改革的同步推進。一是應盡早充分發(fā)揮“新農(nóng)合”制度的第三方購買機制，這是有效及時控制醫(yī)療費用過快增加的關鍵。應該在保證支付水平不斷提高的同時有效控制醫(yī)療費用的不合理增長，這樣才能有效避免侵蝕“新農(nóng)合”的制度福利。為此，“新農(nóng)合”必須充當?shù)谌劫徺I者的角色，這需要“新農(nóng)合”管理體制的改革和創(chuàng)新。二是強化道德風險控制。就目前而言，供方道德風險更為嚴重。要想切實解決該問題，公立醫(yī)院改革必須有所突破，唯有理順公立醫(yī)院管理體制，才能有效解決如公立醫(yī)院激勵機制問題所導致的供方道德風險嚴重的現(xiàn)狀。三是政府部門必須發(fā)揮監(jiān)督者角色，甚至引入第三方，如社會機構的參與，有效監(jiān)督醫(yī)院、醫(yī)生的違法違規(guī)行為，甚至需要加強對“新農(nóng)合”管理機構自身的監(jiān)督。

參考文獻：

[1]Michael， D. H.，Kathleen，M. Medical Insurance and the Use of Health Care Services by the Elderly[J].Journal of Health Economics，1997，16（2）：129-154.

[2]Pauly，M. V. Effects of Insurance Coverage on Use of Care and Health Outcomes for Nonpoor Young Women [J]. American Economic Review，2005，95（2）：219-223.

[3]Andersen，R. M. Behavioral Model of Families Use of Health Services[R]. Research Series No. 25，Center for Health Administration Studies，University of Chicago，1968.

[4]Bitran，R. A. ，McInnes，D.K. The Demand for Health Care in Latin America：Lessons from the Dominican Republic and EI Salvador[M]. Washington，DC：The World Bank，1993.

[5]Sahn，D. E. ，Younger，S. D.，Genicot，G. The Demand for Health Care Services in Rural Tanzania[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2003 ，65（2）：241-260.

[6]Wagstaff，A. ，Lindelow，M.，Gao，J.，Xu，L.，Qian，J.C.Extending Health Insurance to the Rural Population： An Impact Evaluation of Chinas New Cooperative Medical Scheme[J]. Journal of Health Economics，2009 ，28（1）：1-29.

[7]Yu，B. ，Meng，Q.Y.，Collins，C，Tolhurst，R.，Tang，S.，Yan，F(xiàn).，Bogg，L.，Liu，X.Y. How Does the New Cooperative Medical Scheme Influence Health Service Utilization？ [R]. BMC Health Service Research，2010.

[8]Yip，W.，Hsiao，W. C. The Chinese Health System at a Crossroads [J]. Health Affairs，2008，27（2）：460-468.

[9]解堊.與收入相關的健康及醫(yī)療服務利用不平等研究[J].經(jīng)濟研究，2009，（2）：92-105.

[10]封進，劉芳.新農(nóng)合對改善醫(yī)療服務利用不平等的影響——基于2004年和2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國衛(wèi)生政策研究，2012，（3）：45-51.

[11]Wagstaff，A.，van Doorslaer，E.，Watanabe，N.On Decomposing the Causes of Health Sector Inequalities with an Application to Malnutrition Inequalities in Vietnam[J]. Journal of Econometrics，2003，112（1）：207-223.

（責任編輯：孫艷）

五、主要結論和政策含義

本文使用遼寧省統(tǒng)計局2008年的“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障與健康”調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了“新農(nóng)合”對醫(yī)療服務利用及平等性的影響。本文認為：收入和健康狀況顯著影響農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出。而參與“新農(nóng)合”對農(nóng)民是否發(fā)生醫(yī)療支出的影響則不顯著?！靶罗r(nóng)合”促進了農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，減少了農(nóng)民的醫(yī)療支出，促進了健康狀況不佳農(nóng)民的醫(yī)療服務利用?！靶罗r(nóng)合”改善了農(nóng)村窮人的醫(yī)療服務利用不平等性。但目前的醫(yī)療服務利用并不是以需求為導向配置資源，收入仍然是醫(yī)療服務利用不平等的最主要來源。

為有效促進農(nóng)民的醫(yī)療服務利用，進一步鞏固提高“新農(nóng)合”政策的實施效果，本文認為需要從“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面進行思考。由于影響農(nóng)民醫(yī)療服務利用的因素較多，而醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革涉及面較廣，“新農(nóng)合”政策框架內(nèi)的改革不足以實現(xiàn)整體改革目標。因此，需要“新農(nóng)合”制度內(nèi)和制度外兩方面改革的同步推進。一是應盡早充分發(fā)揮“新農(nóng)合”制度的第三方購買機制，這是有效及時控制醫(yī)療費用過快增加的關鍵。應該在保證支付水平不斷提高的同時有效控制醫(yī)療費用的不合理增長，這樣才能有效避免侵蝕“新農(nóng)合”的制度福利。為此，“新農(nóng)合”必須充當?shù)谌劫徺I者的角色，這需要“新農(nóng)合”管理體制的改革和創(chuàng)新。二是強化道德風險控制。就目前而言，供方道德風險更為嚴重。要想切實解決該問題，公立醫(yī)院改革必須有所突破，唯有理順公立醫(yī)院管理體制，才能有效解決如公立醫(yī)院激勵機制問題所導致的供方道德風險嚴重的現(xiàn)狀。三是政府部門必須發(fā)揮監(jiān)督者角色，甚至引入第三方，如社會機構的參與，有效監(jiān)督醫(yī)院、醫(yī)生的違法違規(guī)行為，甚至需要加強對“新農(nóng)合”管理機構自身的監(jiān)督。

參考文獻：

[1]Michael， D. H.，Kathleen，M. Medical Insurance and the Use of Health Care Services by the Elderly[J].Journal of Health Economics，1997，16（2）：129-154.

[2]Pauly，M. V. Effects of Insurance Coverage on Use of Care and Health Outcomes for Nonpoor Young Women [J]. American Economic Review，2005，95（2）：219-223.

[3]Andersen，R. M. Behavioral Model of Families Use of Health Services[R]. Research Series No. 25，Center for Health Administration Studies，University of Chicago，1968.

[4]Bitran，R. A. ，McInnes，D.K. The Demand for Health Care in Latin America：Lessons from the Dominican Republic and EI Salvador[M]. Washington，DC：The World Bank，1993.

[5]Sahn，D. E. ，Younger，S. D.，Genicot，G. The Demand for Health Care Services in Rural Tanzania[J]. Oxford Bulletin of Economics and Statistics，2003 ，65（2）：241-260.

[6]Wagstaff，A. ，Lindelow，M.，Gao，J.，Xu，L.，Qian，J.C.Extending Health Insurance to the Rural Population： An Impact Evaluation of Chinas New Cooperative Medical Scheme[J]. Journal of Health Economics，2009 ，28（1）：1-29.

[7]Yu，B. ，Meng，Q.Y.，Collins，C，Tolhurst，R.，Tang，S.，Yan，F(xiàn).，Bogg，L.，Liu，X.Y. How Does the New Cooperative Medical Scheme Influence Health Service Utilization？ [R]. BMC Health Service Research，2010.

[8]Yip，W.，Hsiao，W. C. The Chinese Health System at a Crossroads [J]. Health Affairs，2008，27（2）：460-468.

[9]解堊.與收入相關的健康及醫(yī)療服務利用不平等研究[J].經(jīng)濟研究，2009，（2）：92-105.

[10]封進，劉芳.新農(nóng)合對改善醫(yī)療服務利用不平等的影響——基于2004年和2006年的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].中國衛(wèi)生政策研究，2012，（3）：45-51.

[11]Wagstaff，A.，van Doorslaer，E.，Watanabe，N.On Decomposing the Causes of Health Sector Inequalities with an Application to Malnutrition Inequalities in Vietnam[J]. Journal of Econometrics，2003，112（1）：207-223.

（責任編輯：孫艷）