關(guān)于新型農(nóng)村合作醫(yī)療的實(shí)證分析

摘 要：著重就當(dāng)前的新型合作醫(yī)療制度試點(diǎn)進(jìn)行了調(diào)查研究，根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果進(jìn)行分析，并建立了回歸模型，探討影響農(nóng)民參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療的因素，最后根據(jù)調(diào)查分析的結(jié)果對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度提出改進(jìn)建議。

關(guān)鍵詞：新型農(nóng)村合作醫(yī)療；參合意愿；影響因素

中圖分類號(hào)：F327文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1672-3198（2008）01-0088-02

1 研究的目的與背景

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1.1 農(nóng)村合作醫(yī)療的發(fā)展與現(xiàn)狀

20世紀(jì)80年代以后，醫(yī)療衛(wèi)生體制逐步市場化導(dǎo)向的改革與農(nóng)村合作醫(yī)療的解體，農(nóng)民失去了最基本的醫(yī)療保健，幾乎完全變成了自費(fèi)醫(yī)療。由于疾病流行模式變化、人口老齡化以及醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)提供的“誘導(dǎo)性”衛(wèi)生保健消費(fèi)等因素，農(nóng)民的醫(yī)療費(fèi)用迅速攀升，超過了農(nóng)民實(shí)際平均收入的增長幅度。1990年到1999年，農(nóng)民平均純收入由686.31元增加到2210.34元，增長了2.2倍；同期衛(wèi)生部門統(tǒng)計(jì)的每人次平均門診費(fèi)用和住院費(fèi)用，分別由10.9元和473.3元增加到79元和2891元，增長了6.2倍和5.1倍。雖然農(nóng)村的醫(yī)療費(fèi)用相對(duì)低于城鎮(zhèn)水平，但醫(yī)療費(fèi)用的增幅仍大大超過了農(nóng)民的承受能力。（見表1）

1.2 研究的目的

新型農(nóng)村合作醫(yī)療是惠及我國億萬農(nóng)民的一項(xiàng)新制度，其目的是減輕農(nóng)民看病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，提高農(nóng)民健康水平，對(duì)促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展和穩(wěn)定社會(huì)具有重要意義。

2 調(diào)查方案的設(shè)計(jì)

（1）調(diào)查地簡介。利津縣地處山東省東北部，黃河三角洲，全縣總?cè)丝跒?93049人，其中農(nóng)業(yè)人口有220423人，占全縣總?cè)丝诘?5.22%。該縣于2004年開始實(shí)施新型農(nóng)村合作醫(yī)療工作試點(diǎn)。2005年該縣共有234657人參加了新型農(nóng)村合作醫(yī)療，占農(nóng)業(yè)總?cè)丝诘?96.98%。共籌集到位資金769萬元，農(nóng)民個(gè)人繳納234萬元，鄉(xiāng)鎮(zhèn)財(cái)政補(bǔ)助117萬元，縣財(cái)政補(bǔ)助117萬元，市財(cái)政補(bǔ)助235萬元，省財(cái)政補(bǔ)助66萬元，全部繳入縣財(cái)政專戶。全年共為參保農(nóng)民補(bǔ)償醫(yī)藥費(fèi)用834萬元，受益人口131156人；補(bǔ)償門診及3000元以下住院費(fèi)用410萬元，受益人口127942人；補(bǔ)償3千元～3萬元住院費(fèi)用344萬元，受益人口3122人；補(bǔ)償3萬元以上大額醫(yī)藥費(fèi)救助80萬元（此救助資金由市級(jí)財(cái)政負(fù)擔(dān)，不在該縣籌集到位資金的補(bǔ)償范圍），受益人口92人。全年累計(jì)單人最高補(bǔ)償額達(dá)51863元。（具體制度見表2）

（2）問卷設(shè)計(jì)。根據(jù)本文的研究假設(shè)，問卷共設(shè)計(jì)了幾個(gè)問題，包括調(diào)查對(duì)象的年齡、性別、文化程度、婚姻狀況、自測健康狀況、家庭收入情況、家庭人口、是否已經(jīng)參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療、對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的認(rèn)知情況等。

（3）抽樣樣本的選取。本次調(diào)查采用多段隨機(jī)抽樣的方法，將利津縣所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平平均分成三個(gè)層次，在三層中各隨機(jī)抽取一個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，即利津鎮(zhèn)、陳莊鎮(zhèn)、明集鄉(xiāng)，然后在每個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機(jī)抽取3個(gè)行政村，由此共選取9個(gè)行政村的村民作為此次抽樣調(diào)查的樣本框（如表3所示）。

3 實(shí)證研究結(jié)果

3.1 數(shù)據(jù)整理

本次問卷調(diào)查共發(fā)放入戶調(diào)查問卷102份，回收有效問卷99份，有效率達(dá)97.06%，另外收集相關(guān)政策性文件或宣傳資料若干。調(diào)查基本結(jié)果如下：在99份有效問卷中，年齡為18歲～35歲的有20人，年齡為35歲～55歲的有30人，年齡在55歲以上的有49人，分別占樣本總體（99）的20.20%、30.30%和49.49%；男性有92人，女性有7人，分別占樣本總體（99）的92.93%和7.07%；已婚的有69人，其他婚姻狀況的（含未婚、離異、喪偶、分居等）共有30人，分別占樣本總體（99）的69.70%和30.30%；文盲有27人，小學(xué)及初中文化程度的有38人，高中及以上文化程度的有34人，分別占樣本總體（99）的27.27%、38.38%和34.34%；收入水平低于P25有25人，收入水平在P25與P75之間的有50人，收入水平在P75以上的有24人，分別占樣本總體（99）的25.25%、50.51%和24.24%；去年已經(jīng)參加過新型農(nóng)村合作醫(yī)療的共有71人，去年未參加新農(nóng)合的有28人，分別占樣本總體（99）的71.72%和28.28%；自測身體狀況良好的共有30人，自測身體狀況不好的共有69人，分別占樣本總體（99）的30.30%和69.70%。有效問卷中表示愿意參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療的共有73人，表示不愿意的共有26人。

3.2 變量定義

我們通過把表示愿意參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療的農(nóng)民賦值為“1”、其他賦值為“0”的方式我們就可以得到一個(gè)二分變量（虛擬變量），并可以引進(jìn)一些相關(guān)變量來分析哪些是影響農(nóng)民參合意愿的主要因素。我們確定的解釋變量包括年齡、性別、文化程度、收入水平、去年是否已經(jīng)參合、自測身體健康狀況。經(jīng)處理后的因變量是虛擬變量形式，這就意味著它是只有兩種結(jié)果的定性變量，由于不滿足常規(guī)多元回歸的假設(shè)條件，故可以采用logistic回歸模型來進(jìn)行研究。（變量定義及基本統(tǒng)計(jì)分析見表5）其中，v2、v7、v10作為參考組。

3.3 資料整理與分析方法

對(duì)調(diào)查資料進(jìn)行檢查核對(duì)，用Excel建立數(shù)據(jù)庫，使用S-PLUS2000統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。分析結(jié)果如表6。

剔出統(tǒng)計(jì)不顯著的變量（性別Male（V5））后，再次建立logistic回歸模型，結(jié)果如下：

剔出變量Male（V5）、Income1（V10）、Income2（V11）后，建立logistic回歸模型，結(jié)果如下：

3.4 回歸結(jié)果分析

（1）年齡：在回歸模型中，年齡變量表現(xiàn)出明顯的顯著性：年齡越大，對(duì)參合意愿的影響越強(qiáng)烈，尤其是變量v4的回歸系數(shù)比較大，這可能的原因是在樣本中，年齡在55歲以上的老年人占的比例較大（49.49%），而這部分人的參合意愿相當(dāng)強(qiáng)烈（其中97.96%的人表示愿意參合）。

（2）婚姻狀況：在回歸模型中，婚姻狀況也表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)顯著，表明婚姻狀況對(duì)農(nóng)民參合的影響也比較大。因?yàn)橛辛思彝ィ愿屑彝ヘ?zé)任感，更為家庭成員及自身健康考慮，因而也更愿意參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療，表現(xiàn)出較強(qiáng)的顯著性。

（3）文化程度：回歸模型中，文化程度的兩個(gè)變量v8的顯著性高于v9，就是說高中以上文化程度的顯著性低于小學(xué)及初中文化程度的顯著性，其原因可能是高中及以上文化程度的農(nóng)民普遍傾向于參合。

（4）收入狀況：收入狀況在調(diào)查中采用的是主觀調(diào)查法，在回歸分析中，收入的影響并不顯著，不同收入的農(nóng)民在參加合作醫(yī)療的意愿方面表現(xiàn)差別不大。因?yàn)樾滦娃r(nóng)村合作醫(yī)療制度是三方共同繳費(fèi)，農(nóng)民只要承擔(dān)三分之一，也就是每人每年10元人民幣。因而各種家庭收入的農(nóng)民表現(xiàn)出的參合意愿差別不大。

（5）去年是否已經(jīng)參合：在回歸分析中，去年是否已經(jīng)參加過新型農(nóng)村合作醫(yī)療這個(gè)變量（v13）也表現(xiàn)為統(tǒng)計(jì)顯著，農(nóng)民由于對(duì)新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度更加了解，以及從新型農(nóng)村合作醫(yī)療中得到了實(shí)惠，因而在新的一年更愿意參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療，表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)顯著性。 

（6）自測健康狀況：自測健康狀況好與參合意愿表現(xiàn)負(fù)的相關(guān)。由于農(nóng)民自我保健意識(shí)相對(duì)淡薄，對(duì)于自測身體健康的農(nóng)民，很容易考慮不到健康的重要影響，因而對(duì)醫(yī)療保障的需求不明顯，表現(xiàn)出不愿參合，而身體不健康的農(nóng)民由于實(shí)際需要，自然愿意參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療。

（7）性別：在影響農(nóng)民參加新型合作醫(yī)療的因素中，性別因素沒有表現(xiàn)出明顯的統(tǒng)計(jì)顯著性。由于調(diào)查過程中男性的比例高于女性，筆者曾考慮是否是樣本抽取所造成，但是觀察樣本，女性在愿意參加的農(nóng)民當(dāng)中的比例與男性愿意參加的比例基本相當(dāng)，因而排除上述原因得出性別因素不是影響農(nóng)民參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療的主要因素的結(jié)論。

4 政策建議

（1）各地在設(shè)計(jì)合作醫(yī)療方案時(shí)，除考慮經(jīng)濟(jì)因素以外，還要考慮政策導(dǎo)向、農(nóng)戶的文化程度、健康狀況及心理承受能力等因素。（2）除了讓農(nóng)民了解新農(nóng)合制度的基本情況外，更重要的是采用靈活的手段，以農(nóng)民群眾身邊的真人真事來說服他們，這樣更能起到“以一帶十”的效果。（3）地方政府應(yīng)采取多種形式，加強(qiáng)農(nóng)村的健康教育和農(nóng)民的自我保健意識(shí)和疾病風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)。

參考文獻(xiàn)

［1］許充，莫衍，李二柱.健康經(jīng)濟(jì)學(xué)與我國新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度［J］．中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2004，(10).

［2］鄭功成等.中國社會(huì)保障制度變遷與評(píng)估［M］.北京：中國人民大學(xué)出版社，2002:251-255.

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文。