我國農戶醫療需求影響因素的實證研究
——基于江蘇、安徽和陜西三地的調查數據

王江曼 李 磊

南京大學公共衛生管理與醫療保障政策研究中心 江蘇南京 210093

2003年新型農村合作醫療制度實施以來，制度框架及運行機制逐漸形成。2006年1月，衛生部等7部委聯合下發了《關于加快推進新型農村合作醫療試點工作的通知》，確定了擴大新型農村合作醫療試點范圍，加快推進和不斷完善新型農村合作醫療制度。胡錦濤總書記在十七大報告中進一步強調了全面推進新型農村合作醫療制度建設。但由于該制度建設涉及復雜的社會利益關系，涉及政府干預機制、市場運作機制與社會參與機制整合，在實施過程中暴露出諸多問題，如效率與公平難以兼顧，補償機制不夠完善等。[1-2]針對各地制度運行過程中反映的突出問題，建立供需雙方利益均衡的有效模式是關鍵。

新型農村合作醫療制度是旨在滿足廣大農戶醫療需求，為其抵抗健康風險的惠民政策，制度供給應以農戶的實際醫療需求為基礎。在制度實施初期，胡善聯提出應根據當地的衛生需要，即農戶的醫療需求狀況來制定新型農村合作醫療提供的服務包類型。[3]因此，通過研究農戶醫療需求的影響因素，準確把握農戶醫療需求水平，從而改善新型農村合作醫療制度供給狀況，對于切實滿足農村居民醫療需求，優化制度運行效果具有重要意義。基于以上分析，本文從農戶需求的層面立意，建立實證模型，分析影響農戶醫療需求的因素以及影響程度，并提出有效滿足農戶醫療需求的政策建議。

1 文獻綜述

我國學術界對農村居民醫療服務需求研究的視角主要集中在兩個方面：第一，將醫療服務需求和供給的考察相結合。王蘭芳、陳萬明利用實證研究與一般均衡分析相結合的方法，分析得出新型農村合作醫療制度的實施使得農村居民大病醫療服務需求更加集中，醫療衛生資源的供給效率有待提高。[4]苗艷青、張森利用東中西部4省7縣2007年的調研數據，通過研究衛生服務供需雙方在新型農村合作醫療實施前后的變化來評價制度實施效果，結果表明，新型農村合作醫療提高了參合農民中慢性病患者的確診率和就診率,改變了參合患者的就診流向，但對于鄉鎮衛生院的業務收入沒有顯著影響。[5]

第二，單獨考察醫療服務需求。近年來在這類研究中，分析醫療需求影響因素的文獻逐漸增多。任苒、張琳利用8省10縣的調查數據，分析新型農村合作醫療干預前后，不同收入組農村居民醫療服務需要和利用水平的差異及其影響因素。[6]高夢滔、姚洋利用農業部的8省農戶調查數據，通過計量分析方法，研究了農村居民兩周內是否患病和醫療支出的影響因素。[7]王小萬建立logistic回歸模型考察農村居民醫療需求，以兩周是否患病為因變量，引入社會經濟狀況、個人特征、醫療服務可及性和醫療保險制度等解釋變量，分析各因素對兩周患病概率影響以及顯著性水平。[8]封進等利用中國健康與營養調查的數據，分析了收入、價格和健康需求對農村居民醫療支出的影響。[9]林相森、艾春榮采用中國健康與營養調查2004年的數據，運用半參數方法對有序probit模型進行了估計，結果顯示：性別、年齡、婚姻狀況、居住在農村地區、收入水平和教育水平對個人醫療需求存在不同程度的影響。[10]

目前對農戶醫療需求影響因素的研究傾向于將農民個體作為研究主體，較多表現為以農民的個人收入作為重要決策變量。高夢滔、姚洋從家庭內部資源分配的框架出發，對不同性別、不同生命周期家庭成員的健康投資進行實證研究，結果表明處于生育期的女性往往在健康投資上獲得優先地位。[7]另一項利用印度某地區數據分析健康投資在戶內分配的研究發現，家庭更傾向于對經濟機會較強的成員進行健康投資。[11]此外，考慮到現實情況，我國農村地區的微觀經濟單位是農戶，醫療決策是農戶整體統一決策的結果。因此，將農戶視為醫療服務需求的主體更符合現實。本文擬通過經濟學分析方法分析農戶醫療需求，為完善新型農村合作醫療制度提出政策建議。

2 數據來源和理論模型

2.1 數據來源

考慮到地理位置和經濟發展水平，我們選取了東部的江蘇海門、中部的安徽金寨、西部的陜西戶縣三個縣(市)進行調研。海門市選取了三星、三廠、三陽、余東和四甲五個鎮，每個鎮各選取三個村進行調研。共調研409戶農民，回收有效問卷357份。考慮到金寨縣特殊的山區地形，農戶居住得較為分散，課題組只選取了白塔畈鄉的灌集村和樓沖村。共調研農民238戶，有效問卷共計210份。在戶縣，我們選取了龐光、澇店兩鎮，每鎮分別選取兩個村進行調研，訪談農戶300戶，獲得有效問卷288份。對農戶的選取完全遵循簡單隨機抽樣的原則。表1給出了三個地區的基本情況。

表1 2009年調查地區農戶的基本情況

2.2 理論模型

醫療需求因素可以劃分為病人因素和醫生因素。病人因素包括健康狀況、人口統計特征和經濟水平。而醫生既是醫療服務提供者，又是病人的指導者(代理人)，處于一個為醫療服務創造需求的獨特地位，從而導致誘導性醫療需求增加。因此醫療需求可以看成醫療與其決定因素間的一種函數關系，具體如下所示：

Q=M(hs,dc,es,pf)

(1)

由于課題組在調研的時候以農戶為調查對象，醫生的因素在這里不予考慮。因此本研究采用的理論模型是：

Q=M(hs,dc,es)

1.4 統計學方法 應用SPSS 20.0軟件對數據進行統計分析，計量資料服從正態分布用均數±標準差表示，多組間比較采用單因素方差分析，組間兩兩比較采用LSD-t檢驗，組內治療前后比較采用配對t檢驗；計數資料采用χ2 檢驗。P<0.05為差異有統計學意義。

(2)

其中，Q代表醫療需求,病人因素包括健康狀況(hs)，人口統計特征(dc)和經濟發展水平(es)。醫生因素以pf來表示。M(……)是描述這些因素如何相互影響產生醫療需求的一種縮寫。

3 計量模型構建和變量選擇

3.1 模型構建

在本研究中，我們用醫療支出指標測算農戶的醫療需求。醫療支出的發生與否是一個離散的、非連續的變量，這是一個二元選擇問題。基于此，本文采用二元選擇模型中的logistic模型進行分析。模型的具體形式及相關估計變量如下:

(3)

其中,Xi表示各解釋變量，i=1、2、……,ui表示的是隨機誤差項,pi表示有醫療支出的概率。

3.2 變量選擇

影響醫療消費需求的因素很多,醫療需求在很大程度上取決于病人的需要。程曉明認為衛生服務需求受到衛生服務消費者、供給者和籌資方以及各方間相互作用的影響[12]，Henderson J.W.把影響醫療需求的因素歸納為病人因素和醫生因素。[13]由于本文從農戶角度進行考察,基本上包括下列因素：年齡、性別、教育程度、家庭經濟狀況或收入、醫療保障制度、健康狀況和醫療服務可獲得性，同時將農戶家庭特征、農戶家庭經濟狀況以及家庭主要勞動力的特征變量等也引入logistic模型。多元logistic模型中用到的解釋變量主要包括以下幾個方面。

表2 解釋變量及其說明

3.3 檢驗及分析

所有變量強制進入回歸方程的方法(Enter)對二項Logistic模型進行分析,通過模型Omnibus檢驗和Hosmer and Lemeshow擬合優度檢驗后，構造卡方統計量,最后根據自由度為8的卡方分布計算p值并對Logistic模型進行檢驗(表3、表4)。

表3 多元logistic模型的Omnibus檢驗結果

表4 Hosmer and Lemeshow擬合優度檢驗

由于我們擬定的顯著性水平是α=0.05，如果p值，也就是表4中的sig一欄小于α，則拒絕因變量的觀測值與模型預測值不存在差異的零假設，表明模型的預測值和觀測值存在顯著差異。如果p值大于α，則表明在可接受的水平上擬合了數據。表4中Hosmer and Lemeshow擬合優度p值為0.194，大于0.05，表明模型的擬和程度較好。

我們采用SPSS18.0分析多元logistic回歸模型，表5給出了回歸分析的結果：對于戶內醫療消費金額為0的,可以視為無醫療消費支出,記為0；否則,則視為有醫療消費支出,記為1。計量分析后變量回歸結果如表5所示。

對于表5中的變量,分析農戶醫療需求的概率與影響因素之間的相關關系,影響比較顯著的變量有X1戶人口總量,X2戶勞動力數量,X3戶非務農數量,X7農戶家庭主要勞動力的健康狀況,X8農戶的收入,X12是否享受過醫療報銷，模型分析結果如下：

戶人口規模與醫療需求有正相關關系,戶人口規模越大,農戶醫療需求的概率就越大。人口較多的農戶，如果成員之間相互扶持，生活和睦，患病概率降低，同時親人的關心會促進患者的康復，從而減少醫療需求。但是家庭人數越多，以整個家庭為單位來考察，其患病概率增大，醫療需求總量也會相應增加。在這種正影響大于前述的負影響時，便出現戶人口規模與醫療需求正相關的分析結果。

表5 農戶醫療服務需求影響因素多元Logistic模型回歸結果

戶勞動力數量與農戶醫療需求有負相關關系。由于本文將勞動力界定為有勞動意愿并且有勞動能力的人口，這部分人身體條件較好，患病概率低，醫療需求相對較少。所以在人口規模一定的情況下,勞動力人數越多，醫療需求也就越少。

戶非務農數量和農戶醫療需求存在明顯的正相關關系。在本研究中，非務農數量是指年齡小于10歲或者大于60歲的群體人數。這一群體身體條件相對較差，屬于高發病率群體，發生醫療費用的可能性相應增加。因此家庭的醫療需求會隨非務農數量的增加而上漲。

農戶家庭主要勞動力的健康狀況同農戶醫療需求存在負相關關系。當農民健康狀況下降乃至發生疾病時，會影響其正常參與勞動和社會活動。尤其是作為家庭重要經濟來源的主要勞動力，其健康狀況的下降將直接對整個家庭正常生活產生重大沖擊。因此，主要勞動力的健康出現問題時，一般會及時利用醫療服務，從而導致農戶投資于健康的支出增加。可見，隨著主要勞動力健康狀況的不斷改善,農戶的醫療需求概率相應降低。

農戶的收入同農戶醫療需求呈現正相關關系，這一結論與理論界普遍認同的觀點一致：農戶收入越高，醫療需求的概率也就越大。當農戶收入處于較高水平時，基本的生活需求得到保障，會更加重視生活質量的提高，健康投資的理念加強。再加上具備一定的疾病支付能力，因此在身體出現不適或發生疾病時會及時治療，并且往往傾向于選擇高質量的醫療服務，醫療需求的概率隨之增加。此外，收入水平較高的農戶一般受教育情況整體較好，良好的知識水平會促進保健意識的提高，這也會在一定程度上加大醫療需求的概率。

是否享受過醫療報銷也是影響農戶醫療需求的一個重要因素，兩者存在一定的正相關關系。農民如果享受過醫療報銷，對農村醫療衛生機構的信任感會增強，也會認可新型農村合作醫療制度，刺激其醫療服務需求得到釋放，從而發生醫療支出，增加醫療需求的概率。

上述沒有通過檢驗的各因素對醫療需求并不是沒有影響，只是基于目前的調研數據影響不顯著。同時，由于受到時間、環境等客觀條件的限制，調研可能忽視了一些因素，這些因素也對農民的支出模型存在一定程度的影響。此外，農戶家庭成員間相處的和睦程度，農戶住房結構、布局、規模等條件也會對醫療需求產生影響，但考慮到這些因素難以量化，本文沒有納入計量模型中。

4 結論與政策建議

模型的回歸結果表明：農戶的戶人口規模、戶非務農數量、家庭總收入、是否享受醫療保障項目和農戶醫療需求正相關；而戶勞動力數量、主要勞動力的健康狀況同農戶醫療需求呈反向相關關系。基于上文的實證分析，參合農戶的醫療需求具有明確的政策含義，提出相應的政策建議。

第一，在收繳的新型農村合作醫療資金偏少、保障水平偏低的情況下，在制度設計上可以嘗試以家庭為整體，實行捆綁式補償。例如戶縣2009年在普通門診報銷方面，單次補償費用為參合農民個人門診總費用的40%，同時參合人員以家庭為單位，每年按家庭參合人數×20元為每戶封頂線，實行整戶封頂，家內通用。這樣可以從整體上優化參合農民的年齡結構，實現基金的統籌共濟，減輕基金的支付壓力。更重要的是能夠高效地為處于不同醫療需求層次的農戶提供醫療保障，提升新型農村合作醫療制度的實際運行效果。

第二，負責新型農村合作醫療工作的政府部門應改變“一種繳費，一種待遇”的單一格局，在政策設計上依據“高繳費，高待遇”、“低繳費，低待遇”的原則，在嘗試以家庭為單位參合的基礎上推行不同層次的繳費和報銷標準，讓農戶自由選擇。勞動力數量較少、非務農數量較多的家庭可以考慮選擇較高層次的保險，反之則可選擇較低層次的保險。這樣能夠高效地滿足不同農民的醫療需求，也可以為新型農村合作醫療和城鎮基本醫療保險的統籌提供基礎。

第三，做好疾病預防工作，可降低由于個人不良生活習慣、行為方式和社會、心理、環境因素引起的疾病的發病率，保障人們的健康水平。同時，可以在源頭上控制醫療費用，優化醫保基金的使用結構，提高使用效率。這從客觀上要求新農合相關部門在對已經發生的醫療費用進行補償的同時，要高度重視疾病預防工作。可以嘗試從基金的利息收入中提取一部分作為預防保健工作的專項資金。在已有資金保障的基礎上，定期組織專業的醫務人員為農村居民進行免費體檢，舉辦健康講座，增強農村居民的保健意識，促進健康水平的提高。

第四，增加農戶的家庭收入(特別是給予農戶的生產性補貼以及農業生產保險等)以及增加對低收入農戶的轉移支付，對于提高農戶的疾病負擔能力具有重要意義。同時還需開展靈活多樣的醫療扶持項目,促使農戶的醫療需要轉化為需求，以減輕農戶的醫療負擔,保證疾病得到及時治療。

第五，擴大受益面，提高受益水平是十分必要的。在新型農村合作醫療制度設計上，有條件的地方要積極推行門診統籌，讓更多農民體驗到新農合報銷的實惠。同時，應根據基金承受能力適當地擴大慢性病和住院大病的報銷范圍，降低起付線，逐步提高補償水平，并注重醫療救助與新型農村合作醫療制度的有效銜接。這是推動新型農村合作醫療制度良性運行，促進農民醫療需求得到高效滿足的重要環節。

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