陳在余, 李 薇, 江 玉

(中國藥科大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211198)

農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響因素分析

陳在余, 李 薇, 江 玉

(中國藥科大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 211198)

基于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)(CHNS)，以我國新農(nóng)合全民覆蓋為背景，利用完全外生性樣本，實證分析了新農(nóng)合對農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。研究結(jié)果表明，新農(nóng)合政策實施以來，我國農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率沒有明顯變化，根據(jù)重新界定，大致在1%左右；新農(nóng)合對降低農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出無顯著影響，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。從對傳導(dǎo)機制的分析來看，新農(nóng)合顯著提高了農(nóng)村老人的就醫(yī)主動性，從而可能增加了農(nóng)村老人的醫(yī)療服務(wù)支出，導(dǎo)致新農(nóng)合政策對緩解農(nóng)村老人大病醫(yī)療可負擔(dān)性的作用不顯著。

新農(nóng)合； 災(zāi)難性醫(yī)療支出； 農(nóng)村老人; 人均收入水平

一、研究背景與問題的提出

為了解決農(nóng)民看病貴與看病難、緩解因大病出現(xiàn)的“因病致貧、返貧”的問題，2003年起我國實施了新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(簡稱“新農(nóng)合”)。其基本制度設(shè)計是“自愿加入”、“大病防治為主”，為參合者提供醫(yī)療補貼。截止至2013年，我國新農(nóng)合參合人數(shù)達8.02億，參合率高達99%，基本實現(xiàn)全民覆蓋。

然而，隨著新農(nóng)合制度的普及，新農(nóng)合是否減少了農(nóng)民的大病醫(yī)療支出值得學(xué)者關(guān)注?，F(xiàn)有研究多數(shù)關(guān)注了新農(nóng)合對農(nóng)民醫(yī)療支出的影響[1-2]，但分析新農(nóng)合對農(nóng)民大病支出影響的文獻并不多見，而大病支出對于農(nóng)戶的影響是持久而深遠的，大病不僅導(dǎo)致即期的大額現(xiàn)金支出，給農(nóng)民造成沉重的經(jīng)濟負擔(dān)，大病的健康風(fēng)險沖擊還會削弱農(nóng)戶的長期收入能力[3]。對于大病的定義文獻中通常有兩種方法：一是醫(yī)療費用的絕對值，如高夢滔等[3]16定義大病為農(nóng)戶當(dāng)年發(fā)生5000元以上的疾病，二是醫(yī)療費用的相對值，即災(zāi)難性醫(yī)療支出，是指家庭現(xiàn)金醫(yī)療支出超過家庭收入的相當(dāng)比例，如劉穎、任苒[4]定義當(dāng)家庭自付醫(yī)療費用達到或超過家庭可支配收入的40%即可被視為發(fā)生了災(zāi)難性醫(yī)療支出。本文主要分析新農(nóng)合對農(nóng)民災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，研究對象為農(nóng)村老年人群。本文關(guān)注的問題是：隨著我國新農(nóng)合政策的全面普及，新農(nóng)合緩解了農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出嗎？其傳導(dǎo)機制是什么？本文的分析對評價新農(nóng)合政策績效具有一定的現(xiàn)實意義。本文選擇農(nóng)村老年人群作為研究對象，主要基于以下考慮：(1)老年人由于生理機能衰退和抵抗力下降，患病率明顯增加，會導(dǎo)致醫(yī)療需求增加，有文獻顯示老年人口的人均醫(yī)療費用大約是非老年人口的3-5倍[5]，家庭中有65歲及以上老人是引發(fā)家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的主要因素之一[6]；另一方面，老年人患慢性病的可能性增加，而慢性病的發(fā)生無疑會帶來不小的經(jīng)濟負擔(dān)[7]。(2)我國已進入老齡化社會，老年人口數(shù)量龐大，據(jù)老齡化趨勢研究預(yù)測，2050年我國老年人口數(shù)量將增加至3.34億，占總?cè)丝跀?shù)量的22.6%；面對如此龐大的老年人口，政策制訂者需要關(guān)注新農(nóng)合制度是否能有效減輕農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出，從而改善老年人醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性和可獲得性。(3)農(nóng)村老人在家庭資源分配中處于弱勢地位，在自費醫(yī)療情況下生大病時更可能有病不醫(yī)而放棄治療，運用老年人口數(shù)據(jù)評價新農(nóng)合對農(nóng)民大病醫(yī)療支出影響的政策績效更為穩(wěn)健。

本文運用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)，分析新農(nóng)合對我國農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。CHNS數(shù)據(jù)庫是長期跟蹤數(shù)據(jù)，這有利于考察新農(nóng)合實施前后農(nóng)民災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生情況的變化，從而對新農(nóng)合政策的影響做出判斷。本文首先運用CHNS數(shù)據(jù)庫2000、2004、2006、2009和2011年數(shù)據(jù)，計算新農(nóng)合補償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率和發(fā)生強度；其次，運用2000、2009和2011年完全外生的樣本，建立Probit模型對新農(nóng)合的作用進行嚴謹?shù)挠嬃糠治觥?/p>

本文的研究在以下兩個方面豐富了現(xiàn)有文獻：一是對居民災(zāi)難性醫(yī)療支出重新定義，按照現(xiàn)有文獻對災(zāi)難性醫(yī)療支出的定義，一個很小的醫(yī)療支出對低收入家庭都有可能是災(zāi)難性的，這是不合適的，這與其說是醫(yī)療支出不如說是農(nóng)戶自身收入太低而使其陷入貧困，本文中對此進行了修訂，有效地剔除了小病引起的低收入家庭的災(zāi)難性醫(yī)療支出；二是消除回歸變量之間的內(nèi)生性。由于新農(nóng)合是“自愿參加”，可能出現(xiàn)健康狀況較差的人積極參合的情況，存在逆向選擇，從而引發(fā)一定程度的內(nèi)生性問題，在本文計量模型中，選擇新農(nóng)合實施前的2000年以及實施后已幾乎全民覆蓋的2009及2011年數(shù)據(jù)，基本不存在逆向選擇現(xiàn)象，克服了變量的內(nèi)生性帶來的估計偏差。

二、相關(guān)文獻綜述

近年來，有很多學(xué)者對“新農(nóng)合究竟是否改善了農(nóng)村居民災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生情況”進行了討論，但是得出的結(jié)論并不一致。Sun et al.[8]和Shi et al.[9]分別利用山東和河北、陜西、內(nèi)蒙古的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合使參合者的因病致貧率有所下降，但總體上仍維持在較高的水平；Wagstaff et al.[10]的研究顯示，新農(nóng)合雖然增加了門診就醫(yī)率和住院就醫(yī)率，但沒能降低參保人的自付醫(yī)療負擔(dān)；一些學(xué)者認為新農(nóng)合的補償作用在很大程度上彌補了醫(yī)療費用上漲的部分，但對降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率影響十分有限[11-13]。而我國學(xué)者閆菊娥等[14]對陜西省的調(diào)查研究顯示，新農(nóng)合對降低災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率有較好的效果。這些研究結(jié)論不一致的原因可能是研究地域、數(shù)據(jù)，或是研究方法的選擇不同。

在與本文相關(guān)的研究中，國內(nèi)以老年人為研究對象的文獻十分有限。王中華等[15]將研究對象細化至老年慢性病家庭，對老年慢性病家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響因素進行了分析。但是該文章在進行回歸分析時沒有考慮到被解釋變量大量取零的問題，其結(jié)果可能存在偏差。張薇薇等[16]使用中國健康與養(yǎng)老追蹤(CHARLS)數(shù)據(jù)庫，運用logistic回歸對老年家庭災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響因素進行了分析，主要針對的也是慢性病老人家庭。

新農(nóng)合是“自愿參加”，存在逆向選擇現(xiàn)象，會引發(fā)一定程度的內(nèi)生性問題?，F(xiàn)有大多數(shù)國內(nèi)文獻采用描述性統(tǒng)計分析進行研究，缺乏嚴謹?shù)挠嬃糠治觥agstaff et al.[10]7-11的研究控制了一些難以觀測到的特征可能帶來的結(jié)果偏差，但該研究利用的是我國2003年12個省份的調(diào)查數(shù)據(jù)， 2003年我國剛開始進行新農(nóng)合試點，其研究結(jié)果可能更適合于新農(nóng)合的早期情況。

綜上所述，現(xiàn)有文獻大多以描述性分析為主，缺少嚴謹?shù)挠嬃糠治?，且研究時間較早。近年來我國新農(nóng)合迅速普及，繳費及補償水平均有較大幅度的提高，但針對中國農(nóng)村老人，以全民覆蓋為背景研究新農(nóng)合政策效果的文獻并不多見，而面對我國人口的日益老齡化，分析新農(nóng)合是否減輕了農(nóng)村老年人的大病醫(yī)療負擔(dān)是十分必要的。

三、災(zāi)難性醫(yī)療支出度量與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源

本文采用北卡羅萊納人口中心發(fā)布的中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)數(shù)據(jù)庫。該調(diào)查涉及9個省(黑龍江、吉林、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州)的城市和農(nóng)村，覆蓋我國東中西部，具有較好的代表性。自1989年開始，CHNS至今已展開了9輪調(diào)查，最近兩年是2009年和2011年。該數(shù)據(jù)庫樣本量大，且是長期追蹤調(diào)查，便于比較新農(nóng)合實施前后我國農(nóng)村老年居民大病負擔(dān)的變化，進而對新農(nóng)合的政策效果進行評價。

考慮到新農(nóng)合從2003年在我國開始試點，在比較農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與發(fā)生強度時選用新農(nóng)合實施前的2000年和實施后的2004、2006、2009、2011年數(shù)據(jù)，保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，以判斷新農(nóng)合實施前后農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的變化。在計量模型中，為了剔除因農(nóng)民自愿參加新農(nóng)合而帶來的內(nèi)生性問題，選擇新農(nóng)合實施前的2000年和新農(nóng)合完全覆蓋的2009和2011年的數(shù)據(jù)。本文研究對象限定為年齡60歲及以上農(nóng)村老年人，并刪除家庭收入小于等于零的樣本，這樣，共獲得有效樣本5064個。

(二)災(zāi)難性醫(yī)療支出度量方法與計量模型

對于災(zāi)難性醫(yī)療支出的定義，文獻中通常將其設(shè)定為一個絕對數(shù)值，或是人均家庭收入的一個固定比值，一般為扣除食品支出后人均家庭收入的40%，或者是人均家庭收入水平的10-25%。根據(jù)該定義，對于家庭收入較低的家庭，即使是一個較小的醫(yī)療支出也可能是災(zāi)難性的，因此，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為自身收入的固定比值是不合適的，這與其說是該家庭發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出倒不如說是農(nóng)戶自身的貧困。

本文對災(zāi)難性醫(yī)療支出重新定義：首先按家庭人均收入由低到高進行五等分，對于收入較高的三個等級，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為家庭人均收入的25%，其次對于收入較低的兩個等級，將災(zāi)難性醫(yī)療支出定義為一個固定值，即第三個收入階層最低收入的25%，醫(yī)療支出超過這一限定值則視為該對象發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。

依據(jù)本文的定義，對農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出進行測算。如果農(nóng)村老年人發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，計為Oi=1，則，樣本個體災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率為：

其中，Hcat表示災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率，N表示樣本量。

此外，還需測算災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生強度，對于處于三個較高收入層次的居民，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，則記為U=E/Y-Z，而對于處于兩個較低收入水平的居民，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，則記為U=E/Y-P/Y，否則Ui=0，則：

其中，E表示醫(yī)療支出，Y表示人均家庭收入，Z表示收入較高的三個收入層次災(zāi)難性醫(yī)療支出的固定比例，P表示收入較低的兩個層次災(zāi)難性醫(yī)療支出的固定值，Gcat表示災(zāi)難性醫(yī)療支出的平均發(fā)生強度，N表示樣本量。

在建立計量模型評估新農(nóng)合是否減少農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出的績效時，必須考慮逆向選擇所帶來的內(nèi)生性問題。由于是否參加新農(nóng)合是以農(nóng)民自愿為原則，對于一些健康狀況不佳的人，他們更傾向于參加新農(nóng)合；而對于一些健康狀況較好的人，他們可能選擇不參加，因此新農(nóng)合的效果會在一定程度上被低估。在實證分析中，通常用工具變量估計等方法來對其進行處理。而在本文中，選擇新農(nóng)合實施前的2000年以及實施后的2009以及2011年的數(shù)據(jù)來構(gòu)建外生性樣本，2009年后新農(nóng)合已基本實現(xiàn)全覆蓋，幾乎不存在逆向選擇問題，這使得計量模型的估計結(jié)果較之前的相關(guān)研究更加穩(wěn)健。

根據(jù)本文的研究目的，選用probit模型來對新農(nóng)合對災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響進行計量分析。模型中，本文的被解釋變量為“是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出”。本文的關(guān)鍵解釋變量為“是否參加新農(nóng)合”，該變量設(shè)置為虛擬變量。本文設(shè)置的控制變量主要有：老年人的性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、家庭人均收入、家庭規(guī)模、是否患慢性病以及地區(qū)虛擬變量。家庭是老人的重要的生活依托，因此家庭規(guī)模也可能會影響老年人是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。我國東部、中部、西部經(jīng)濟發(fā)生不均衡，老人的大病支出情況也可能存在區(qū)域差別，因此，在回歸中設(shè)置了地區(qū)虛擬變量。慢性病變量主要通過CHNS數(shù)據(jù)庫中“高血壓”、“糖尿病”、“中風(fēng)”、“心?！?、“哮喘”等患病情況而獲得，如果農(nóng)村老人患其中任何一種，該變量即取值為1。本文具體模型構(gòu)建如下：

Pr(Ii=1)=Pr(αicoop+βiXi+εi>0)

Ii表示是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，如果發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出則為1，否則為0；coop表示是否參加新農(nóng)加，若參合，則coop=1，否則coop=0；Xi為其它控制變量；εi表示隨機擾動項，εi～(0，1)服從標(biāo)準正態(tài)分布。

四、農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與發(fā)生強度測算

表1給出了在25%人均家庭收入的閾值水平下我國農(nóng)村老年居民新農(nóng)合補償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率和發(fā)生強度?？梢钥闯觯?1)新農(nóng)合政策補償前老年居民的災(zāi)難性醫(yī)療支出呈上升趨勢，如2004年補償前農(nóng)村老人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率為2.122%，而2011年相應(yīng)數(shù)字為2.350%，與新農(nóng)合實施前的2000年相比，新農(nóng)合補償前農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率與發(fā)生強度均有較大的增長，2011年比2000年分別增長為0.889和7.808倍，這表明新農(nóng)合政策通過費用補償可能促進了農(nóng)村老人醫(yī)療支出增長。這可能的解釋是：新農(nóng)合政策可能釋放了農(nóng)村老人被抑制的醫(yī)療需求而促進了醫(yī)療服務(wù)利用水平；或者因農(nóng)民參加了新農(nóng)合加劇了醫(yī)生誘導(dǎo)需求而提高了居民的醫(yī)療費用*本文沒有區(qū)分新農(nóng)合政策是否促進了醫(yī)生的誘導(dǎo)需求或者是釋放了農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求。在目前我國的醫(yī)療環(huán)境下，對醫(yī)生缺乏相應(yīng)的約束機制，新農(nóng)合政策實施可能加劇醫(yī)生誘導(dǎo)需求或釋放農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求而促進了農(nóng)民自付醫(yī)療費用增長，但對此深入討論偏離了本文的研究目標(biāo)，因此本文沒有進行深入分析。。(2)隨著我國新農(nóng)合的普及，除2006年以外，新農(nóng)合政策補償后的老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出呈下降趨勢，從2004年的2.011%下降到2011年的1.061%，發(fā)生強度從2004年的13.360%下降到2011年的4.118%，但補償后2011年農(nóng)村老人的自付災(zāi)難性醫(yī)療支出僅略低于2000年；因此，由于居民總的醫(yī)療費用提高，實施新農(nóng)合后農(nóng)村老人的實際自付醫(yī)療支出負擔(dān)可能并沒有顯著下降。

表1 農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率與發(fā)生強度 單位：%

注:括號內(nèi)為標(biāo)準差

此外，從各年份補償前與補償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生情況的對比可以發(fā)現(xiàn)，2011年補償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率下降幅度最大，為54.851%，2009年下降幅度為23.087%，而2004年和2006年補償前后災(zāi)難性醫(yī)療支出的發(fā)生率變化較小，這可能是因為2009和2011年新農(nóng)合政策普及和補償水平有了較大幅度提高的緣故。

通過簡單的災(zāi)難性醫(yī)療支出指標(biāo)測算，可以發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對農(nóng)村老人的自付大病醫(yī)療支出發(fā)生率可能沒有起到較大的緩解作用，但對此準確驗證仍需要嚴謹?shù)挠嬃孔C明。

本文對老人災(zāi)難性醫(yī)療支出進行了重新定義，與文獻中傳統(tǒng)的定義方法相比，測算結(jié)果較低，這是因為本文的定義方法有效地剔除了小額醫(yī)療支出。例如，按農(nóng)民收入五等份分組，2011年最低收入組人均家庭收入平均僅1390元，按照25%的家庭人均收入闕值水平，如果某老年人家庭人均收入等于最低收入組平均人均家庭收入，根據(jù)傳統(tǒng)文獻定義方法，該老人補償后醫(yī)療支出僅為350元，即被視為發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出，這是不合適的。表2對兩種定義方法以2011年為例進行了比較，可以發(fā)現(xiàn)，傳統(tǒng)定義方法測算的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率是本文的定義方法的1.4至2倍，發(fā)生強度近1.2倍。需要說明的是，本文主要是分析新農(nóng)合對農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響，重點關(guān)注新農(nóng)合實施前后農(nóng)村老人災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率的變化，因此，災(zāi)難性醫(yī)療支出定義的不同并不影響本文的分析結(jié)論。

表2 2011年農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出不同定義的測算結(jié)果比較 單位：%

注:括號內(nèi)為標(biāo)準差

五、農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響因素的實證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

本文計量分析采用的新農(nóng)合實施前的2000年和完全覆蓋后的2009和2011年的完全外生樣本，變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3，可以看出：(1)2000我國還未實施新農(nóng)合，所以2000年參合率為0；2009和2011年新農(nóng)合雖仍以自愿參加為原則，但由于政府的大力倡導(dǎo)，幾乎全民覆蓋，本文中刪除了極個別的不參合樣本，因此這兩年的參合水平顯示為100%；(2)我國農(nóng)村居民人均家庭收入逐年增加，但農(nóng)村老年居民自付醫(yī)療支出也逐年增加，且上漲比率高于人均家庭收入的上漲比率，從2000年到2011年，我國農(nóng)村老年居民自付醫(yī)療支出與家庭人均收入年均上漲比率分別為29.702%和14.975%，因此，老年居民的自付醫(yī)療支出隨著新農(nóng)合的普及并沒有明顯下降，而且農(nóng)村老人家庭自付醫(yī)療支出年均增長率大大高于家庭人均收入的增長；(3)患慢性病的老年人比率逐年增加，從2000年到2011年，我國農(nóng)村老人患慢性病的年均增長率為12.8%。

(二)模型估計結(jié)果與分析

表4顯示了農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率的probit模型估計結(jié)果。其中，模型Ⅰ包含了地區(qū)變量，模型Ⅱ剔除了地區(qū)的影響。我國東中西部的地區(qū)差異實際上反映了經(jīng)濟水平的差異，兩個模型的對比發(fā)現(xiàn)，刪除地區(qū)變量后，僅“人均家庭收入”變量由10%水平上顯著變?yōu)?%水平上顯著，其他變量顯著性不變。

模型結(jié)果表明：新農(nóng)合對于農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出沒有顯著影響，具有顯著影響的主要變量是家庭人均收入、家庭規(guī)模及是否患有慢性病。因此，我國農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出主要取決于家庭經(jīng)濟水平和自身健康狀況，新農(nóng)合政策效果不明顯?？赡艿慕忉屖牵盒罗r(nóng)合政策刺激了居民醫(yī)療服務(wù)利用及醫(yī)療支出增長，而由于實際報銷水平不高，導(dǎo)致農(nóng)村老人的自付醫(yī)療支出并沒有顯著下降。

表3 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

注:括號內(nèi)為樣本標(biāo)準差；江蘇、山東和遼寧被設(shè)置為東部地區(qū)，黑龍江、河南、湖北、湖南為中部地區(qū)，廣西、貴州為西部地區(qū)。

表4 農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出probit回歸結(jié)果

注:*、**、***分別表示變量在10%、5%和1%的水平上顯著

人均家庭收入對農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出具有顯著的負向影響，這表明低收入者更可能發(fā)生大病醫(yī)療負擔(dān)；從我國東中西部地區(qū)的差異來看，西部農(nóng)村老年居民發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的概率顯著高于東部。慢性病變量對于農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出有顯著的正向作用，這說明患慢性病的老人更容易發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。慢性病在一定程度上反映了居民的健康水平，且慢性病的治療周期較長、治療費用較高，容易導(dǎo)致農(nóng)村老年居民的大病醫(yī)療負擔(dān)。

家庭規(guī)模變量對于農(nóng)村老年人大病負擔(dān)有顯著的負向影響，這說明家庭規(guī)模越小，老人越容易發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出。家庭是老人生活的依托，這里的“家庭規(guī)?！奔确从沉思彝ト丝跀?shù)，也側(cè)面反映了對老人的家庭照料與陪伴?；诖丝梢酝茢?，獨居的老人發(fā)生大病支出的概率更高。

出乎意料的是，年齡對于發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響并不顯著，這可能的解釋是：對于老年群體來說，整個老年群體都是災(zāi)難性醫(yī)療支出的易發(fā)人群，而年齡的差異對結(jié)果的影響并不大。

(三)新農(nóng)合對農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出影響的傳導(dǎo)機制

表5 農(nóng)村老年人就醫(yī)主動性影響因素

注:***、**、*分別表示變量在1%、5%和10%水平上顯著

根據(jù)上述分析結(jié)果，推斷新農(nóng)合并未降低農(nóng)村老年居民的災(zāi)難性醫(yī)療支出，可能是由于新農(nóng)合增加了老人的醫(yī)療服務(wù)利用及醫(yī)療支出增長。對此，采用“就醫(yī)主動性”作為因變量進行了檢驗，CHNS中對應(yīng)的問題是“當(dāng)你感到不舒服時，你是怎么做的”，將“自己治療”、“沒理會”、“不知道”視為“不積極治療”，取值為0；將“找當(dāng)?shù)匦l(wèi)生員”、“去看醫(yī)生(診所，醫(yī)院)”視為“積極治療”，取值為1。自變量主要包括人口學(xué)特征、老人健康水平和經(jīng)濟水平。比較發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合實施前后老人的就醫(yī)積極性有明顯變化，2011年老人身體不適積極就醫(yī)的比例在20%左右，雖然這一比率仍然較低，但與2000年相比，這一比率具有較大幅度的增長，提升幅度高達50%左右。

表5顯示了基于Logistic模型得到的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合與就醫(yī)主動性之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說明新農(nóng)合的實施顯著地增加了農(nóng)村老年人就醫(yī)積極性，促進了老年居民對醫(yī)療服務(wù)的利用，這與預(yù)期完全一致。由于新農(nóng)合的實施提高了農(nóng)村老年人的就醫(yī)積極性，以往有病不醫(yī)的現(xiàn)象得到緩解，但促進了居民總的醫(yī)療支出增長，導(dǎo)致農(nóng)村老人實際自付醫(yī)療支出并沒有下降，從而削弱了新農(nóng)合對大病支出的影響*這里僅證明了新農(nóng)合可能釋放了農(nóng)民被抑制的醫(yī)療需求，從而促進了農(nóng)村老人的醫(yī)療積極性，但由于醫(yī)療保險引入了第三方支付，新農(nóng)合也可能會促進醫(yī)生誘導(dǎo)需求，對此并沒有嚴謹證明。。

六、結(jié)論及政策含義

本文運用CHNS數(shù)據(jù)庫，對新農(nóng)合是否降低農(nóng)村老年居民災(zāi)難性醫(yī)療支出進行了實證分析。本文首先對災(zāi)難性醫(yī)療支出進行了重新定義，根據(jù)新農(nóng)合實施前后的2000、2004、2006、2009、2011年數(shù)據(jù)測算了我國農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率，然后，基于新農(nóng)合全民覆蓋為背景，運用2000、2009和2011年的完全外生樣本，通過probit回歸模型分析了新農(nóng)合對農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出的影響。

本文研究發(fā)現(xiàn)：(1)近年來我國農(nóng)村老年人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率大約在1%左右，在新農(nóng)合政策補償前農(nóng)村老人的災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率和發(fā)生強度均呈上漲趨勢，但補償后災(zāi)難性醫(yī)療支出發(fā)生率與新農(nóng)合實施前的2000年相比并沒有明顯變化；(2)計量模型表明新農(nóng)合對農(nóng)村老年人災(zāi)難性醫(yī)療支出無顯著影響，農(nóng)村老年居民是否發(fā)生災(zāi)難性醫(yī)療支出主要取決于家庭經(jīng)濟水平和自身健康狀況；(3)新農(nóng)合政策增加了農(nóng)村老人的就醫(yī)積極性，緩解了老年人有病不醫(yī)的現(xiàn)象，從而增加了農(nóng)村老年人醫(yī)療服務(wù)的利用水平，可能促進了農(nóng)村老人醫(yī)療費用增長。

本文的研究有一定政策含義，近年來我國新農(nóng)合普遍重視覆蓋率，在較短的時間內(nèi)實現(xiàn)全民覆蓋，但補償水平仍然較低，新農(nóng)合制度作用并沒有切實減輕農(nóng)村老年居民的大病醫(yī)療負擔(dān)。從長期來看，面對日益增長的人口老齡化，我國政府應(yīng)繼續(xù)加大新農(nóng)合對農(nóng)民大病的補償力度，合理提高老年人群重大疾病的報銷比率，以提高新農(nóng)合對農(nóng)村老人的金融保護，減少農(nóng)村居民因病致貧的風(fēng)險?，F(xiàn)階段，應(yīng)該關(guān)注農(nóng)村老年人群的疾病負擔(dān)，應(yīng)注意到新農(nóng)合可能提高了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)利用，但增加的醫(yī)療費用有可能影響老年人群的醫(yī)療可負擔(dān)性。針對農(nóng)村低收入老年人群特別是孤寡老人，政府應(yīng)增加財政補助。

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Impact on Catastrophic Health Expenditure of Rural Elderly

CHEN Zai-yu, LI Wei, JIANG Yu

(BusinessSchool，ChinaPharmaceuticalUniversity，Nanjing211198，China)

Using China Health and Nutrition Survey data (CHNS) and exogenous samples, the NRCMS’ impact on catastrophic health expenditures of the rural elderly is analyzed on the context of universal coverage of NRCMS. The results show that the incidence of catastrophic health expenditure is about 1% according to new definition and it did not change significantly since the implementation of NRCMS. The NRCMS had no significant effect on reducing out of pocket medical expenses for the rural elderly and the impact of catastrophic medical expenses of rural elderly depends mainly on their household income and their own health condition. It can be found from the analysis of the transmission mechanism that the implementation of the NRCMS significantly improved the medical positivity of the elderly, thus may increase the medical care spending of rural elderly. And NRCMS did not reduce the risk of catastrophic disease or ease the medical burden of rural residents.

NRCMS; catastrophic medical expenditure; rural elderly; income per capita

2016-09-07

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.01.005

教育部人文社會科學(xué)基金面上項目(13YJA790006)；江蘇省教育廳2012年度江蘇省高校中青年骨干教師境外研修項目

陳在余(1968—)，男，江蘇南京人，中國藥科大學(xué)商學(xué)院副教授，主要研究方向為健康經(jīng)濟及醫(yī)療保障。E-mail：chenzaiy2002@163.com

F323.89

A

1672-0202(2017)01-0045-09