農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀、影響因素與減負效果
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證分析

林曉珊, 蔡 鍵

(1.廣州大學經(jīng)濟與統(tǒng)計學院，廣東 廣州510006； 2.華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州510642)

農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀、影響因素與減負效果
——基于CHFS數(shù)據(jù)的實證分析

林曉珊1, 蔡 鍵2*

(1.廣州大學經(jīng)濟與統(tǒng)計學院，廣東 廣州510006； 2.華南農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，廣東 廣州510642)

通過梳理我國農(nóng)村醫(yī)療體制發(fā)展概況，對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀作描述性統(tǒng)計，利用二元邏輯模型和統(tǒng)計分析方法實證分析農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響因素和減負效果。研究發(fā)現(xiàn)：農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為主要受到性別、年齡、家庭成員數(shù)、政策認知度、身體狀況、受教育程度和政治面貌等因素影響；“新農(nóng)合”的高參與率與低減負效果形成鮮明對比。在此基礎上，從穩(wěn)定提高參與率與增強減負效果兩個維度提出如下建議：通過宣傳教育的方式，提高參與率相對較低農(nóng)民的政策認知度；擴大“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷的覆蓋范圍，簡化報銷手續(xù)，以增強“新農(nóng)合”的減負效果。

新型農(nóng)村合作醫(yī)療；參與行為；減負效果

近年來，全球的衛(wèi)生醫(yī)療支出不斷攀升，高成本的醫(yī)療服務給病人及其家庭帶來沉重的負擔[1-2]。一個家庭所面臨的醫(yī)療費用負擔一定程度上取決于國家的衛(wèi)生保健系統(tǒng)和個人家庭的支付能力。就許多發(fā)展中國家而言，巨額且不斷增長的醫(yī)療衛(wèi)生支出不僅是家庭負擔的表現(xiàn)，而且是農(nóng)村貧困的主要原因之一[3]。因為高額的醫(yī)療支出阻礙農(nóng)村家庭走出貧窮，甚至導致農(nóng)村家庭陷入進一步的貧困。對此，世界衛(wèi)生組織、世界銀行、聯(lián)合國機構以及其他非政府組織都提倡各國廣泛投資健康，以減少貧困。

我國是典型的二元結構國家，相較于城市，農(nóng)村人口獲得衛(wèi)生健康設施和長期護理的機會更少[4]。《中國統(tǒng)計年鑒2015》數(shù)據(jù)顯示，截至2014年底，我國達到65歲及以上的人口將近13755萬人，占總人口的10.1%，其中大約70%為農(nóng)村人口[5]，越來越多的農(nóng)村老年人口將給農(nóng)村醫(yī)療體制帶來巨大的壓力。對此，有學者通過計算得出：1986-2010年，我國的醫(yī)療保健支出以每年16%的速度逐年增長，比國內(nèi)生產(chǎn)總值的年均增長速度高出7%[6]。更為令人擔憂的是，1998-2003年我國農(nóng)村居民的衛(wèi)生支出以每年11.48%的速度增長，是他們同期凈收入增長率的4倍[1]。可見，建設高覆蓋率、功能完善的農(nóng)村醫(yī)療保障體制是現(xiàn)階段有效減輕農(nóng)村居民生活負擔、降低農(nóng)村貧困率的可行措施。那么，我國農(nóng)村的醫(yī)療保障體制發(fā)展如何，現(xiàn)行的農(nóng)村合作醫(yī)療計劃的覆蓋率及運行效果又是如何，探討這些問題對于降低農(nóng)民健康風險、減輕農(nóng)民生活負擔、推進農(nóng)村扶貧工作具有重要意義。

一、我國“新農(nóng)合”的發(fā)展概況

早在20世紀50年代，我國就建立了農(nóng)村合作醫(yī)療計劃(CMS)。但隨著20世紀80年代初的農(nóng)村經(jīng)濟體制改革，舊的農(nóng)村醫(yī)療體系逐漸解體。此后，我國農(nóng)村居民一直處于醫(yī)療保障水平低或無醫(yī)療保障的狀態(tài)。直至2002年底，國務院提出建立由政府組織、引導、支持的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度——新型農(nóng)村合作醫(yī)療計劃(以下簡稱“新農(nóng)合”)，我國農(nóng)村居民才逐步進入全面享受醫(yī)療保障的新階段[7-8]。

“新農(nóng)合”是我國現(xiàn)行的農(nóng)村基本醫(yī)療保障體系，旨在提高農(nóng)村居民的健康水平，改善農(nóng)村居民的衛(wèi)生服務，防止因貧致病，并幫助農(nóng)村居民減少疾病所伴隨的風險。從橫向國際比較來看，“新農(nóng)合”是當今全球發(fā)展中國家中涉及人群最廣的醫(yī)療保障計劃[9]，它是一種由省級政府和中央政府共同資助，由縣級政府負責營運的合作體系，其與哥倫比亞、越南、菲律賓等發(fā)展中國家通過稅收補貼的形式所建立的非正式部門(通常是農(nóng)村)工人及其家庭的醫(yī)療保險具有顯著的差異性[10]。從縱向發(fā)展歷史來看，“新農(nóng)合”與舊的農(nóng)村合作醫(yī)療計劃具有明顯的特征差異：(1)“新農(nóng)合”是一種自愿參與的機制；(2)“新農(nóng)合”是由國家層面統(tǒng)一操作，而不是由村級或鎮(zhèn)級直接管理[11]。

“新農(nóng)合”自2003年7月試點實施以來，發(fā)展規(guī)模及覆蓋率逐年高速增長[12-13]。該政策最早在310個村莊進行試點，2005年推廣至617個村，2007年6月該項目已經(jīng)擴大到了全國84.9%的縣[14]。截至2008年底，全國有31個省(市、自治區(qū))建立新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，覆蓋8.15億農(nóng)村人口，參與率達到91.35%，“新農(nóng)合”已然成為我國農(nóng)村居民的基本醫(yī)療保障制度[15]。《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒2014》數(shù)據(jù)顯示，2013年我國“新農(nóng)合”的參與率已達到99%[16]。目前，“新農(nóng)合”的核心已經(jīng)不再是能否推行和廣泛覆蓋的問題，而是能否長期穩(wěn)定和持續(xù)發(fā)展的問題[17]。為何以“自愿參加”為主要原則的“新農(nóng)合”發(fā)展速度如此之快，其背后的經(jīng)濟原理是什么？高覆蓋率是否意味著農(nóng)民的醫(yī)療負擔已經(jīng)得到較大程度的減弱？要回答這些問題，須進一步實證分析我國“新農(nóng)合”的參與現(xiàn)狀、影響因素與減負效果。

二、農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的現(xiàn)狀分析

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自于2011年西南財經(jīng)大學中國家庭金融調查與研究中心所組織的中國家庭金融調查(CHFS)，筆者通過網(wǎng)絡公開申請的方式獲得該數(shù)據(jù)。CHFS的調查范圍包括全國25個省(市、自治區(qū))，80個縣(市)，320個村(居)委會，共8438戶家庭(包括農(nóng)村和城市)。由于本文的研究主題是“新農(nóng)合”，因此研究對象必須是長期居住在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)人口。筆者通過“農(nóng)村戶口”“去年連續(xù)6個月以上居住在所在縣(市)”和“愿意提供去年農(nóng)業(yè)收入”等3個關鍵指標對8438個受訪家庭進行篩選，最后獲得2468個樣本數(shù)據(jù)。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，所有樣本農(nóng)民均滿16周歲，其中年齡在20周歲及以上的樣本農(nóng)民占比超過99%，保證了樣本的代表性和有效性。

(二)農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”情況

由篩選獲得的樣本數(shù)據(jù)可知，2468個樣本中：2055個農(nóng)民參與了“新農(nóng)合”，比例高達83.27%；413個農(nóng)民沒有參加“新農(nóng)合”，比例為16.73%。可見，2010年實現(xiàn)“新農(nóng)合”覆蓋全國農(nóng)村后，農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”比例較高，“新農(nóng)合”已經(jīng)得到超過80%的農(nóng)民的認可與支持。然而有學者認為，“新農(nóng)合”可能存在一定的逆向選擇問題，不同類型的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的意愿有較大差異，從而導致“新農(nóng)合”在農(nóng)村難以全面覆蓋[18]。對此，可通過分析不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的情況來說明。

(三)不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”情況分析

本文從性別、政治面貌、受教育程度以及是否大姓等4個維度，對2468個農(nóng)民樣本的“新農(nóng)合”參與情況進行統(tǒng)計和比較分析(表1)。

表1 農(nóng)民參與“新農(nóng)合”情況

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)整理

1.男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例顯著高于女性農(nóng)民。男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例比女性農(nóng)民高出5.08%。這種性別差異表明，男性農(nóng)民對“新農(nóng)合”的認可度高于女性農(nóng)民，其原因可能是男性農(nóng)民對健康風險的認知高于女性農(nóng)民。

2.政治面貌為共青團員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例顯著低于政治面貌為中共黨員與群眾的農(nóng)民。這反映出，不同政治面貌的農(nóng)民對“新農(nóng)合”的認可度有著顯著的差異。需補充說明的是，政治面貌為民主黨派的樣本農(nóng)民數(shù)量較少，一定程度上降低了樣本的代表性，但這并不會對整體統(tǒng)計結果產(chǎn)生大的影響，因為現(xiàn)實中只有極少數(shù)農(nóng)民的政治面貌為民主黨派。

3.隨著受教育程度的提升，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例呈現(xiàn)出先上升后下降的變化趨勢。究其原因，可能是：(1)受教育程度較低(未上過學)的農(nóng)民受自身認知能力影響，對“新農(nóng)合”缺乏認識；(2)受教育程度較高(高中及以上)的農(nóng)民認知能力較強，能透過現(xiàn)狀發(fā)現(xiàn)“新農(nóng)合”的制度缺陷與不足。需補充說明的是，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民樣本參與“新農(nóng)合”的比例僅有44.44%，顯著低于其他農(nóng)民。其原因可能是：一方面由于樣本量偏少，降低了統(tǒng)計結果的準確性；另一方面，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民可能會選擇其他醫(yī)療保險，如大學生城鎮(zhèn)醫(yī)保、商業(yè)保險等。

4.大姓農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例較高于非大姓農(nóng)民。大姓農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例比非大姓農(nóng)民高出3.25%。一定程度上反映出，大姓農(nóng)民對“新農(nóng)合”的認可度高于非大姓農(nóng)民，其原因可能是“新農(nóng)合”在大姓農(nóng)民之間的宣傳速度和宣傳效果優(yōu)于非大姓農(nóng)民。

綜上可知，農(nóng)民整體參與“新農(nóng)合”的比例較高，但仍有16.73%的農(nóng)民沒有參與“新農(nóng)合”，并且農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例也隨著性別、政治面貌、受教育程度、是否大姓等特征不同而表現(xiàn)出顯著差異性。因此，分析不同因素對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響作用，將有助于進一步提高農(nóng)民參與“新農(nóng)合的比例。

三、農(nóng)民參與“新農(nóng)合”行為的影響因素分析

(一)理論分析

農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為是農(nóng)民綜合考慮自身、家庭及社會資本情況后，基于對農(nóng)村保障制度的認知而作出的決策。因此，該行為受到農(nóng)民自身特征及認知、家庭特征、社會資本等因素的影響。不同學者對此有不同的解釋，綜合現(xiàn)有的文獻，主要有以下3個方面：(1)年齡越大、身體條件越差的風險厭惡型農(nóng)民，越傾向于參與“新農(nóng)合”，因為“新農(nóng)合”為他們減輕醫(yī)療負擔的作用更為明顯[19-20]；(2)受教育程度越高、對農(nóng)村保障制度認知越深的農(nóng)民(尤其是男性農(nóng)民)，參與“新農(nóng)合”的概率越高，因為他們更加了解“新農(nóng)合”的政策及其設定目標，更加清楚“新農(nóng)合”的作用效果[21]；(3)家庭成員越少、收入越高、社會資本越豐富的農(nóng)民，參加“新農(nóng)合”的可能性越高，因為他們有更強的支付能力來維持對“新農(nóng)合”的長期投資[22]。由此可見，影響農(nóng)民參與“新農(nóng)合”行為的因素主要有：性別、年齡、身體狀況、受教育程度、家庭成員數(shù)、風險偏好、政策認知度、收入水平和社會資本。

本研究的實證部分將重點分析上述變量對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的影響作用，具體變量及說明如下。

性別(X1)：農(nóng)村社會可能存在一定的性別歧視，包括家庭地位、教育資源分配、社會認可度、信息獲取程度等方面，這些由性別差異帶來的個人認知水平差異可能會對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”產(chǎn)生一定的影響。

年齡(X2)：農(nóng)村勞動力轉移導致農(nóng)村留守人口老齡化，年齡大小將影響農(nóng)民對自身健康的關注度以及對農(nóng)村政策的認知度，從而影響其參與“新農(nóng)合”的意愿。

身體狀況(lnX3)：“新農(nóng)合”旨在提高農(nóng)民的健康水平和降低醫(yī)療成本，農(nóng)民的身體健康狀況直接決定了其參與“新農(nóng)合”的意愿。

受教育程度(X4)：農(nóng)民的受教育程度會影響其風險認知水平和投資能力，對其參與“新農(nóng)合”具有一定的影響作用。

家庭成員數(shù)(X5)：對于總資金有限的農(nóng)民家庭而言，家庭成員數(shù)是影響和制約資金分配與使用的主要因素。因此，該變量也可能對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為產(chǎn)生影響。

風險偏好(X6)：對于農(nóng)民而言，“新農(nóng)合”與商業(yè)醫(yī)療保險一樣，具有轉嫁醫(yī)療風險成本的功能。因此，不同“風險偏好”的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的意愿可能因此表現(xiàn)出差異性。

政策認知度(X7)：該變量用于衡量農(nóng)民對“新農(nóng)合”政策宣傳的認知程度。

收入水平(lnX8)：由于各地區(qū)農(nóng)村居民人均純收入水平普遍不高，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”又需要上繳一定的保費，因此家庭收入水平將對農(nóng)民參與“新農(nóng)合”產(chǎn)生一定的影響作用。

社會資本(S)：農(nóng)村社會是一個“熟人”社會，選取“是否當?shù)卮笮?X9)”“政治面貌(X10)”等衡量指標，可以在一定程度上考察農(nóng)民社會資本的擁有量對其參與“新農(nóng)合”的影響作用。

(二)實證檢驗

1.方法。本研究將農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的行為簡單定義為兩類：參與和不參與。可見，農(nóng)民的參與行為是一個二分型變量，本研究將采用二元邏輯(Logistic)模型對其進行影響因素分析，以期得出“新農(nóng)合”參與行為的主要影響因素。具體模型如下：

公式中，p是農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的理論概率，xi為第i個解釋變量，e為隨機誤差，α1為常數(shù)項，βi為回歸系數(shù)。

2.變量說明。如前文所述，農(nóng)民的參與行為是本研究試圖解釋的因變量；自變量則包括性別、年齡、身體狀況、受教育程度、家庭成員數(shù)、風險偏好、政策認知度、收入水平和社會資本等(表2)。

表2 變量及其賦值說明

(三)實證分析

本研究利用軟件SPSS 17.0對樣本數(shù)據(jù)及上述模型(二元邏輯)進行回歸擬合(表3)。

通過表3可知，從模型整體擬合效果來看，模型擬合后的-2對數(shù)似然值為2066.118，Cox & SnellR2為0.062，NagelkerkeR2為0.105，模型整體擬合效果一般。但總百分比檢驗值達到83.4，說明通過該方程進行預測的結果正確率可以達到83.4%。

1.具有正向影響作用的解釋變量。(1)變量“性別”通過顯著性檢驗。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.486)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的可能性比女性農(nóng)民更高。變量“性別”發(fā)生概率比值為1.626，表示男性農(nóng)民參加“新農(nóng)合”的概率是女性農(nóng)民的1.626倍。其可能原因如前文所述，男性農(nóng)民對農(nóng)村政策有更高的認知，更傾向于參與“新農(nóng)合”。(2)變量“家庭成員數(shù)”通過顯著性檢驗。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.136)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的家庭人口越多，其參與“新農(nóng)合”的可能性就越大。變量“家庭成員數(shù)”發(fā)生概率比值為1.146，表示農(nóng)民的家庭人口數(shù)每增加一人，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將提高14.6%。這與前文的判斷相反，其原因可能是隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的不斷增長與農(nóng)民收入的不斷增加，家庭成員數(shù)少的農(nóng)民家庭經(jīng)濟負擔相對更小，也更加注重醫(yī)療健康的投入，他們可能會選擇購買其他商業(yè)保險。而“新農(nóng)合”資金投入少，適合家庭成員數(shù)多、資金有限的農(nóng)民家庭。因此，家庭成員數(shù)多的農(nóng)民家庭更傾向于參與“新農(nóng)合”。(3)變量“政策認知度”通過顯著性檢驗。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(1.371)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，參與“新農(nóng)保”的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的可能性更高。變量“政策認知度”發(fā)生概率比值為3.938，表示參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率是沒有參加“新農(nóng)保”農(nóng)民的3.938倍。其可能原因如前文所述，參加“新農(nóng)保”的農(nóng)民對農(nóng)村相關政策的認知程度更高，更傾向于參與“新農(nóng)合”。(4)變量“身體狀況”通過顯著性檢驗。該變量的回歸系數(shù)為正數(shù)(0.35)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民上個月的醫(yī)療支出越高，其參與“新農(nóng)合”的可能性越大。變量“身體狀況”發(fā)生概率比值為1.419，表示農(nóng)民醫(yī)療支出的對數(shù)每增加1個單位，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將提高41.9%。其可能原因如前文所述，農(nóng)民的醫(yī)療支出越大，意味著農(nóng)民的健康程度越低，越傾向于通過參加“新農(nóng)合”來降低健康風險。

表3 “新農(nóng)合”參與行為模型擬合及估計結果

注：***表示在1%的水平上顯著

2.具有負向影響作用的解釋變量。(1)變量“年齡”通過顯著性檢驗。該變量的回歸系數(shù)為負數(shù)(-0.019)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，農(nóng)民的年齡越高，其參與“新農(nóng)合”的可能性越低。變量“年齡”發(fā)生概率比值為0.981，表示農(nóng)民的年齡每增加一歲，農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率將降低1.9%。這與前文的理論判斷相反，其原因可能是：農(nóng)民的年齡越大，其農(nóng)村政策的認知程度越低，參與“新農(nóng)合”的概率越小。(2)變量“受教育程度”為五分變量，計量分析過程中，以沒上過學的農(nóng)民作為參照基準，其中只有受教育程度為大專及以上的農(nóng)民樣本通過顯著性檢驗。該分項的回歸系數(shù)為負數(shù)(-1.971)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比沒有上過學的農(nóng)民低86.1%。其原因可能是受教育程度為大專及以上的農(nóng)民有更高的健康風險認知能力和投資能力，可能會通過購買商業(yè)保險而并非參與“新農(nóng)合”來降低健康風險。(3)變量“政治面貌”為四分變量，計量分析過程中，以政治面貌為共青團員的農(nóng)民作為參照基準，其中只有政治面貌為中共黨員的農(nóng)民樣本通過顯著性檢驗。該分項的回歸系數(shù)為負數(shù)(-0.766)，結合變量取值情況可知：在其他條件不變的情況下，政治面貌為中共黨員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比政治面貌為共青團員的農(nóng)民低53.5%。其原因可能是政治面貌為中共黨員的農(nóng)民有更高的健康風險認知能力和投資能力，可能會通過購買商業(yè)保險，而并非參與“新農(nóng)合”來降低健康風險。

3.未通過檢驗的變量。“是否大姓”“收入水平”“風險偏好”等3個變量沒有通過顯著性檢驗。其原因可能是：“是否大姓”雖然是農(nóng)民社會資本的一種衡量，但是大姓農(nóng)民與非大姓農(nóng)民獲得“新農(nóng)合”的機會是均等的，因此參與行為不受“是否大姓”的影響。對于農(nóng)民而言，投資“新農(nóng)合”須上交的年保費并不高，因此家庭收入水平對其影響作用不明顯。由于政府進行一定程度的保費補貼，農(nóng)民更傾向于將參與“新農(nóng)合”視為一項農(nóng)村福利，而不是風險投資，因此不受“風險偏好”的影響。

四、“新農(nóng)合”的減負效果分析

厘清不同類別農(nóng)民的參與率及其影響因素是提高“新農(nóng)合”政策覆蓋率的第一步，研究結論有助于找到部分農(nóng)民不愿參與“新農(nóng)合”的原因，并提出相應的對策措施。此外，作為一項惠農(nóng)政策，只有政策實施符合初設“為農(nóng)民減輕醫(yī)療負擔”的目標時，才能保證參與者未來不退出“新農(nóng)合”。基于此，本研究將進一步分析“新農(nóng)合”的減負效果，以檢驗該政策的穩(wěn)定性，并為其持續(xù)發(fā)展提供對策建議。由于“新農(nóng)合”的減負效果直接體現(xiàn)為農(nóng)民醫(yī)療開支的報銷情況，可通過統(tǒng)計分析參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的醫(yī)療開支情況，及其報銷額度、報銷比例，來進一步說明“新農(nóng)合”的減負效果。

(一)參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的醫(yī)療開支情況

1.醫(yī)療開支已經(jīng)成為農(nóng)民日常生活的主要開支之一。據(jù)CHFS統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，2055個參與“新農(nóng)合”的樣本中，有826個農(nóng)民上個月發(fā)生了醫(yī)療支出，占比高達40.19%，即平均每個月都有接近4成的農(nóng)民產(chǎn)生了醫(yī)療開支。

2.醫(yī)療開支額度具有較高的不確定性，可能對農(nóng)民家庭生活造成較大的負擔。據(jù)CHFS統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，826個農(nóng)民產(chǎn)生的醫(yī)療支出共計667396元，其中最低的醫(yī)療支出為3元，最高的醫(yī)療支出為15萬元，不同農(nóng)民由于不同病因產(chǎn)生的醫(yī)療開支差異性較大。

3.“新農(nóng)合”的報銷比例不高，可能對減負效果產(chǎn)生抑制作用。據(jù)CHFS統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，826個發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，僅有237個農(nóng)民(28.69%)獲得了“新農(nóng)合”的醫(yī)療報銷，共計醫(yī)療報銷136616元，其中最低的報銷額是3元，最高的報銷額是25500元。

(二)“新農(nóng)合”減負效果的具體分析

由前文分析可知，醫(yī)療開支已經(jīng)成農(nóng)民日常生活的主要開支之一，并且開支額度具有不確定性，可能對農(nóng)民家庭產(chǎn)生較大的生活負擔。從報銷人次來看，參與“新農(nóng)合”農(nóng)民的報銷比例也只有28.69%，這是否意味著“新農(nóng)合”未達到政策推行時設定的減負目標。對此，須進一步分析參與“新農(nóng)合”農(nóng)民醫(yī)療支出的具體報銷金額及比例(表4)。

表4 “新農(nóng)合”醫(yī)療支出的報銷金額及比例

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)CHFS數(shù)據(jù)整理

由表4統(tǒng)計結果可知：(1)大部分農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后，未能實現(xiàn)醫(yī)療減負。參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，超過70%未能從“新農(nóng)合”獲得任何報銷金額。(2)只有極少數(shù)農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后實現(xiàn)完全的醫(yī)療減負。參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，僅4%獲得了全額的醫(yī)療報銷。(3)從整體報銷金額來看，“新農(nóng)合”減負效果并不明顯。樣本農(nóng)民上月共計醫(yī)療支出667396元，獲得“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷136616元，報銷額只占全部醫(yī)療支出的20.47%。可見，“新農(nóng)合”整體減負效果一般。可能原因一方面是報銷比例和報銷額度均較低，另一方面是報銷手續(xù)過于繁瑣，導致報銷滯后。

五、結論與建議

基于以上分析，本研究得到如下結論。(1)農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例已經(jīng)達到83.27%，不同類別農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的比例存在一定的差異性。(2)性別、年齡、家庭成員數(shù)、政策認知度、身體狀況、受教育程度和政治面貌等變量，是影響農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的顯著因素。男性農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率比女性高；年齡越大的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越小；家庭成員數(shù)越多的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越大；對政策有較強認知的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率更高；身體健康程度越低的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率越大；相對于沒有上過學的農(nóng)民，受教育程度為大專及以上的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”概率更小；相對于共青團員，政治面貌為中共黨員的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”的概率更小。(3)“新農(nóng)合”整體減負效果一般。超過70%的農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后，未能實現(xiàn)醫(yī)療減負；僅有4%的農(nóng)民參加“新農(nóng)合”后實現(xiàn)完全的醫(yī)療減負；“新農(nóng)合”僅補貼了醫(yī)療總支出的20.47%。

基于以上研究結論，本研究認為可從穩(wěn)定提高參與率與增強減負效果兩個維度來進一步推進“新農(nóng)合”在農(nóng)村的發(fā)展。

1.通過宣傳教育的方式，提高參與率相對較低農(nóng)民的政策認知度。由前文的“新農(nóng)合”參與行為影響因素分析可知：老年農(nóng)民、女性農(nóng)民、身體條件相對較好的農(nóng)民，是“新農(nóng)合”參與率較低的群體；而政策認知度的提升則有助于促使農(nóng)民參與“新農(nóng)合”。因此，相關部門下一步的政策宣傳與教育工作應該重點面向上述群體。(1)女性農(nóng)民的“新農(nóng)合”參與率顯著低于男性農(nóng)民，且“性別”是影響“新農(nóng)合”參與行為的顯著變量。主要原因是女性農(nóng)民對農(nóng)村政策、“新農(nóng)合”體制缺乏深刻、準確的認識。因此，建議采取如下措施提升女性農(nóng)民對“新農(nóng)合”的認識：印制發(fā)放“農(nóng)村婦女健康衛(wèi)生手冊”，以普及婦女健康知識和“新農(nóng)合”政策；村(居)委會定期召開婦女代表會議對“新農(nóng)合”政策進行宣傳。(2)“新農(nóng)合”參與率隨農(nóng)民年齡增長而呈現(xiàn)出遞減的趨勢。之所以出現(xiàn)這種變化趨勢，是因為越年長的農(nóng)民對自身的身體健康關注程度越低，這也反映出年長農(nóng)民的醫(yī)療健康知識相對匱乏。因此，建議采取如下措施提升老年農(nóng)民的醫(yī)療健康知識：組織醫(yī)療志愿者定期于鄉(xiāng)(鎮(zhèn))、村(社區(qū))為老年農(nóng)民提供義診和醫(yī)療知識教育；村(居)委會在老年活動室中張貼關于“老年醫(yī)療健康”“新農(nóng)合”等相關宣傳海報。(3)身體狀況較好的農(nóng)民“新農(nóng)合”參與率相對較低。建議村(居)委會通過派發(fā)傳單和上門宣傳等方式進一步提升他們對健康風險和“新農(nóng)合”功能作用的認識。

2.擴大“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷的覆蓋范圍，簡化報銷手續(xù)，以增強“新農(nóng)合”的減負效果。由前文“新農(nóng)合”減負效果分析可知：參與“新農(nóng)合”的樣本中，醫(yī)療開支報銷比例和報銷額度均較低。如果這種情況長期持續(xù)，可能將導致部分農(nóng)民因未能獲得足額醫(yī)療報銷而產(chǎn)生退保現(xiàn)象，不利于“新農(nóng)合”的持續(xù)發(fā)展。因此，相關部門應該通過改進報銷方式及報銷手續(xù)等方法，提高“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷的比例，從而保證“新農(nóng)合”的持續(xù)發(fā)展。(1)參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，有超過70%的農(nóng)民未實現(xiàn)醫(yī)療費用報銷。出現(xiàn)這種醫(yī)療開支已經(jīng)產(chǎn)生一個月仍未報銷的情況，可能原因是報銷手續(xù)過于繁瑣，導致報銷時滯嚴重。因此，建議通過如下措施提升政策的減負時效：簡化“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷手續(xù)，減少審批環(huán)節(jié)，在醫(yī)院為農(nóng)民開設一站式報銷的窗口；通過電子賬戶劃賬報銷的方式，提高報銷金額入賬的及時性。(2)參加“新農(nóng)合”并于上月發(fā)生醫(yī)療支出的農(nóng)民中，約三分之二的農(nóng)民報銷比例在50%以內(nèi)。之所以出現(xiàn)這種情況，是因為“新農(nóng)合”規(guī)定的報銷范圍偏窄，導致農(nóng)民大部分的醫(yī)療支出不能報銷。因此，建議相關部門通過實地調研的方式，調查農(nóng)民醫(yī)療開支的主要品目，擴大“新農(nóng)合”醫(yī)療報銷的范圍，提高報銷覆蓋率，以增加政策的減負效果。

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(責任編輯： 林小芳)

Thepresentsituation,determinantsandeffectofreducingtheburdenoffarmerstoparticipateinthe"NewRuralCooperativeMedicalCare"—BasedonthedatafromCHFS

LIN Xiao-shan1， CAI Jian2*

(1.SchoolofEconomicsandStatistics,GuangzhouUniversity,Guangzhou,Guangdong510006,China;2.CollegeofEconomicsandManagement,SouthChinaAgriculturalUniversity,Guangzhou,Guangdong510642,China)

Based on the review of the development in China′s rural medical system to make a descriptive statistical analysis of the present situation in farmers participating "New Rural Cooperative Medical Care", this paper studies on the determinants and effect of reducing the burden of farmers to participate in the "New Rural Cooperative Medical Care" by the method of binary logic model and statistical analysis. Research result shows that: gender, age, family population, policy awareness, physical condition, education degree and political landscape are significant factors which affect farmers′ participation in "New Rural Cooperative Medical Care"; the effect of reducing the burden of farmers to participate in the "New Rural Cooperative Medical Care" is not good, compared with the high participation rate. Thus, this article proposes two suggestions so as to stably increase participation rate and effect of reducing the burden. Firstly, the government should improve the agricultural policy cognition of old women farmers and the farmers whose body conditions are relatively good and whose family population is not large through the way of propaganda and education; Secondly, the government should increase the coverage of subsidies for medical expenses from "New Rural Cooperative Medical Care" by the way of expanding reimbursement coverage and simplifying the reimbursement process.

China′s New Rural Cooperative Medical Care; participation; effect of reducing the burden

R197.1

A

1671-6922(2017)05-0008-08

10.13322/j.cnki.fjsk.2017.05.002

2016-10-13

華南農(nóng)業(yè)大學青年科技人才培育項目(201619)。

林曉珊(1990-)，女，助教，碩士。研究方向：教育經(jīng)濟學、政治經(jīng)濟學。

*為通信作者。