新型农村合作医疗制度实施效果：一个供需视角的分析，本文主要内容关键词为：供需论文,视角论文,新型农村论文,医疗制度论文,效果论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
新型农村合作医疗制度（以下简称新农合制度）作为一种旨在减轻农民因病带来的经济负担、增强农村卫生服务可及性的强制性制度安排，自2003年开展以来，每年以94.52%的速度扩展，到2007年底，全国实施新农合的试点县市达2451个，占全国总县市的85.63%；参合农民达7.3亿人，参合率为86.2%；累计受益9.2亿人次①。
从开展试点县（市）的数量、农民参合率和受益情况看，新农合制度的建立弥补了中国农村卫生服务体系中制度安排的缺陷和政府责任的长期缺位，为激活农村卫生服务市场奠定了基础。但是，考察新农合制度的效果不能仅仅从一些宏观的数据得出结论，根本是要看供需双方是否从新农合制度中真正受益，这直接反映在需方主体——农民的健康水平是否真正得到了提高、供方主体——农村医疗卫生服务机构的效益是否真正得到了改善。
国内关于新农合制度的研究文献，多数集中于数据统计和问题分析，或阐述参合情况，或分析利用率，或讨论公平性，或讨论参合意愿，或论述新农合制度对供需关系的影响，或分析新农合存在的问题，由于篇幅所限，本文无法逐一展开讨论，在此仅回顾一些具有代表性的文献。可以分为如下几类：一是从需求方农户出发研究其在新农合中的参与意愿、获益情况、认知情况、家庭经济状况变化（张兵等，2005；高梦滔等，2005；颜媛媛等，2006；王兰芳等，2007；杨文选等，2007；Liu et al.,2008），这是文献中讨论最多的问题；二是从供给方出发研究供给方乡镇卫生院和村医行为的变化（孙晓筠等，2006）；三是从新农合制度本身入手分析制度变迁中存在的问题（顾海等，2006）。
虽然学者们对新农合制度的研究不断深入和完善，但是对新农合制度的实施效果仍未有较全面的认识。新农合制度建立的直接原因是缓解农村居民高昂的医疗支出，防止因病致贫或因病返贫，但最根本的原因是提高农民的健康水平。而目前文献较缺乏新农合制度对农民健康结果影响方面的研究，更缺乏在同一区域内新农合制度对供需双方利益主体②影响的实证研究，这使得我们对新农合制度的实施效果无法作出科学的判断。为此，本文试图从供需视角综合分析新农合制度对农户健康的影响和对乡镇卫生院业务能力的影响，以期更好地推进新农合制度的可持续发展。
根据健康结果研究新农合制度的实施效果，首要问题是如何测量健康。度量健康的指标很多，不同的健康指标会导致不同的研究结果。文献中常用的4种测量健康指标：(1)人体测量变量，包括身体质量指数（Stauss,1986; Fogel,1994；张车伟，2003）和蛋白质等营养摄入（Foster和Rosenzweig,1994；张车伟，2003）；(2)死亡率（Bloom和Mahal,1997）；(3)发病率或患病率（Smith，1999；王丽敏等，2003）；(4)总体健康状态和功能障碍变量，包括自评健康(Bound,1991)和功能性健康指数（樊明，2002；魏众，2004）。由于获取人体测量变量和死亡率数据的难度较大，因此，本文选择自评健康和患病率衡量健康。因为自评健康和患病率数据较容易获取，同时自评健康还与其他客观的健康指标高度相关（Allison和Foster,2004）。而对于发病率或患病率，则更适合衡量人群的平均健康状况（王丽敏等，2003）。
二、数据与样本描述
该调查由北京大学经济与人类发展研究中心组织，由中国初级卫生保健基金会资助，覆盖了中国的东部、中部、西部地区的4省7县46个村，主要分为两部分：对卫生服务供方——乡镇卫生院的调查，调查其2000年、2003年和2006年的基本情况，共发放问卷120份，收回109份，最后形成有效数据174个（见表1）；对卫生服务需方——农户的调查，在每个样本村随机调查30户，实际调查1354户。调查的7个县（市）是：(1)实施新农合地区：江苏的赣榆县，山东的宁阳县和岱岳区，河南的沈丘县，四川的三台县和江油市；(2)未实施新农合地区：河南的商水县。
表1 数据描述性统计
注：(1)慢性病数据没有限制年龄，因此包括了所有有效回答是否患有慢性病的参合农民与没有参加任何医疗保险的农民；(2)乡镇卫生院数据是由2000年、2003年和2006年三年的数据构成，并且不包括商水县。
资料来源：2007年北京大学经济与人类发展研究中心“中国农村卫生服务状况”调查数据。以下图表数据未作特别说明者均同此。
三、调查地区新农合制度实施效果分析
（一）新农合制度对卫生服务需方——农民健康的影响
本文将被调查农民分为三类：(1)实施新农合地区参合农民（6个实施新农合地区的参合农民）；(2)实施新农合地区未参合农民（6个实施新农合地区的未参合农民，不包括参加其他医疗保险的农民）；(3)未实施新农合地区农民。
分析从两个方面进行：(1)地区间比较：选择实施新农合的沈丘县参合农民与未实施新农合的商水县农民进行比较③；(2)地区内部的比较：选择实施新农合的赣榆、宁阳、岱岳、沈丘、三台、江油参合农民和未参合农民进行比较。
1.新农合制度对自评健康的影响。让受访者给出在过去30天内对自身健康的一个主观判断，用五个等级指标度量总体健康状态：很好、好、一般、差和很差。根据研究主题，笔者对样本做了两点修改：第一，由于只比较参合农民和未参合农民的自评健康差异，因此，剔除掉没有参加新农合但参加了其他医疗保险的人；第二，由于45岁及以上人群相对年轻人更关注自己的健康，更真实地报告自己的健康状况，因此，只选择年龄在45岁及以上人群。最终形成有效样本量④1046个，平均年龄56.56岁，其中男性样本量509个（见表1）。
沈丘县参合农民与商水县农民自评健康比较。图1显示，沈丘县参合农民自评健康的总体评价要好于商水县农民，但是进行比例假设检验后，他们之间的差异不显著（见表2）。
实施新农合地区内部参合农民与未参合农民自评健康比较。图2显示，在实施新农合地区内部，参合农民自评健康的总体评价同样好于未参合农民，但是进行假设检验后也发现差异不显著（见表2）。
以上两种分析结果均显示，无论是地区间的比较还是地区内的比较，参合农民与未参合农民的自评健康都不存在显著差异。不过可以看出新农合制度对农民自评健康的影响趋势在逐渐彰显。河南沈丘县于2007年开始实施新农合，因此对农民自评健康影响不明显，而对于实施新农合时间较长地区而言，参合农民与未参合农民自评健康的差异显著（表2中，参合地区内部参合农民和未参合农民的Z值1.64虽然小于1.645，但是与沈丘县和商水县的0.28相比则增大许多）。
2.新农合制度对农民慢性病及就医行为的影响。
(1)调查地区农民慢性病患病率比较。沈丘县参合农民与商水县农民慢性病患病比较。表3的分析结果显示，沈丘县参合农民的慢性病患病率⑤高于商水县农民，通过比例假设检验发现存在统计上的显著差异。
表2 自评健康比较结果的比例假设检验Z值
注：在5%的显著性水平下，Z值的临界值为1.645。
实施新农合地区内部参合农民与未参合农民慢性病患病比较。表3的分析结果同样显示实施新农合地区参合农民的慢性病患病率与未参合农民存在统计上的显著差异。
表3 新农合对农民慢性病患病情况的影响
注：*表示10%的显著性水平。
以上两方面的分析结果均显示，参合农民有更高的慢性病患病率。可能原因是，新农合制度分流农民患病成本和自愿选择参合的性质，一方面提高了慢性病的确诊率，另一方面诱导易患慢性大病的高危人群（例如老年人）参加。从某种程度上讲，新农合制度将健康状况好的人群剥离出去，因此参合农民的慢性病患病率高于未参合农民。可见，实施新农合制度提高了农民慢性病的确诊率，实现了医疗保险制度向病人和穷人倾斜的基本要求（封进等，2007）。
(2)调查地区农民慢性病治疗情况比较。从理论上讲，患病农民治疗行为受一系列主观和客观因素的影响，包括卫生服务的价格、对疾病的了解程度和医疗保障制度等。如果医疗保障制度是一项利贫的制度将会改变农民的治疗行为。因为它可以缴纳较少的参合费，支付较低的医疗费用。
沈丘县参合农民与商水县农民慢性病治疗情况比较。表4结果显示，从已经治愈率看，沈丘县参合农民的情况要好于商水县农民；从未治愈但已停止治疗率看，商水县有更多的农民停止了治疗。
实施新农合地区内部参合农民与未参合农民慢性病治疗情况比较。同样，实施新农合地区内部参合农民的治愈情况好于未参合农民；参合农民的未治愈但已停止治疗情况好于未参合农民。
综合以上分析可见，在调查地区，新农合制度的实施改善了农民慢性病的治疗情况，使农民“有病不就医”的比例减少。
表4 新农合制度对农民慢性病治疗情况的影响 (%)
(3)调查地区农民慢性病就诊流向比较。沈丘县参合农民与商水县农民慢性病就诊流向比较。沈丘县患慢性病的参合农民在村卫生室和乡镇卫生院就诊比例为63.75%，而商水县农民相应的就诊比例为44.70%。可见，新农合制度从一定程度上缓解了县级及县级以上医疗机构患者过多的压力。
实施新农合地区内部参合农民与未参合农民慢性病就诊流向比较。在实施新农合地区内部，对于参合农民慢性病就医流向分布比较均衡，村卫生室、乡镇卫生院和县级及县级以上医院的比例基本为1.3∶1∶1.2；对于未参合农民，慢性病就医主要集中在县级及县级以上医疗机构，占就医人数的53.45%，只有8.62%农民到乡镇卫生院就医。可见，新农合制度确实缓解了县级及县级以上医疗机构患者过多的压力。
以上分析结果显示，新农合制度的实施改变了农民的就医行为，分流了农民的卫生服务需求，在一定程度上缓解了农民“看病难”问题。
综合以上分析可见，新农合制度对农民的慢性病患病率、治疗情况及就诊流向都有显著影响，即新农合制度提高了农民慢性病的确诊率，减缓了农民“有病不就医”的局面，但是对农民的自评健康并没有显著影响。
（二）新农合制度对卫生服务供方——乡镇卫生院的影响
下面进行新农合制度对乡镇卫生院收益影响的Panel Data分析。
1.理论分析框架。对于我国的乡镇卫生院而言，三类主体共同成为乡镇卫生院的决策者：县级政府，对医院的重大决策具有决定权；医院的院长，是医院决策的具体代言人；全体医生，由于医生的数量和质量很大程度上反映了医院的声誉，因此医生也可以对决策施加相当的影响。研究政策变化对医院的影响时，要么选择效用最大化(Newhouse,1970)，要么选择利润最大化（Pauly等，1973）。
Newhouse(1970)的效用最大化理论认为，医院的效用函数可以用产出的数量和质量⑥的某种组合表示。医院的目标就是选择一个效用最大化的数量和质量组合，同时医院也面临着预算约束：它必须支付账单，并且一般不能有收入赤字。因此，医院面临的预算约束是由患者带来的收入加捐赠收入之和小于等于总成本。按照Newhouse的思路，假设所有的收入来源（主要是医疗收入）都被包括在平均收入曲线D(q)中，同时，这一曲线也是医院面临的需求曲线，由质量水平q决定，又假定医疗服务质量的提高会转化为对服务需求的提高，同时服务质量的提高也伴随着成本的提高（例如需要聘请好的医生等）。但是也有可能质量提高带来的成本的上升要大于消费者愿意为之支付的最高价格，表现为成本上升，服务需求减少（图3(1)中的点E[,3]）。把所有这些可能的均衡点连接起来就形成了图3(2)中医院的质量—数量边界。医院决策者要在质量—数量边界线上寻求效用最大化的点，即如图3(2)中的E[,2]。
Pauly等(1973)的利润最大化理论认为，虽然乡镇卫生院在名义上是三方主体具有决策权，但医院其实是被全体医生（院长包括在内）所控制。另外，乡镇卫生院实行“固定医生编制”，因此，医院运营的目标就是最大化这些固定医生人均净收入。医生人均净收入指净收入在固定医生总数M中进行分配。医生数目增加，在开始时会提高医生的人均净收入，但最终会使医生的人均净收入下降（见图4）。假定医院的捐赠为零，那么，医院的业务收入（即医疗收入）取决于消费者需求和医院提供的医疗服务总量（提供的服务质量和数量的某种组合），进而医疗服务总量又取决于医生的投入量（这里指有专业技术的医生）。把医院的投入概括为资本K和劳动力L，令医生投入为M，这样医院运营的目标就是根据医院所提供的医疗服务的总量最大化医生的人均净收入(Netrevenue,NR)，即NR/M'（见图4的B点）。如果医院采用开放式人员编制，那么只要医院获得的平均收入N大于或等于其供给价格s，医生就可以自由进入。这时平均净收益与医生供给线相交与C点，有M[0]的医生被雇用。但是，这时无法提供满足C点的医疗服务量，因此，最终的均衡点为B点。
资料来源：Sherman Folland et al..The Economics of Health and Health Care,pp.279～280.
图3 Newhouse的效用最大化模型
资料来源：Sherman Folland et al..The Economics of Health and Health Care,pp.281.
图4 Pauly and Redisch的利润最大化模型
虽然Newhouse和Pauly的医院决策目标不同，但是这两种理论对于医院的总收入认识是一样的，即总收益取决于医院提供的服务数量和质量的某种组合，进而依赖于所使用的投入总量。像Newhouse那样，假设医院服务的提供是有效的，更高的服务质量必然要求更高的投入水平，进而增加投入成本。假设医院还可能得到捐赠D和政府的财政补贴G。另外，假设医生供给在固定价格s上完全有弹性。K和L的价格分别为γ和ω，我们可以得到如下模型：
根据Newhouse的理论，医院的净收益为零，即在收支相抵的约束下追求数量和质量决定的效用最大化。而根据Pauly等的理论，医院的净收入是由编制内的医生控制的。医院通过使NR最大化可以最大化其人均净收入。
总收入取决于医院提供的服务数量和质量，进而依赖于所使用的投入总量。这为本文研究乡镇卫生院的服务能力提供了理论基础。另外，乡镇卫生院的总收入还受宏观政策的影响，由于新农合制度鼓励农民将卫生服务需求分流到附近的乡镇卫生院，因此，新农合制度的实施会增加乡镇卫生院的总收益。换句话讲，如果乡镇卫生院是新农合定点机构则会提高其业务收入。
2.实证分析。根据调查地区乡镇卫生院的相关数据建立总收益函数模型。变量的基本统计描述见表1。下面的计量模型重点分析新农合制度是否对乡镇卫生院的总收益有显著影响。
其中，R：乡镇卫生院年业务收入；A：万元以上设备数；LnK：拥有的实际床位数；LnL：年底人员数；M：主治医师以上人数；LnZ：年诊疗人次；D：是否是新农合的定点机构；LnI：当地农民人均纯收入。
表5给出了分别用固定效应和随机效应(FGIS)两种方法的回归结果。对于固定效应模型而言，万元以上设备数、卫生院主治医师人数和诊疗人次对乡镇卫生院业务收入有显著的正效应，而实施新农合制度虽然对乡镇卫生院业务收入存在正的影响，但是并不显著。对于随机效应而言，在考虑了组间存在异方差的情况后，回归结果显示，实施新农合制度对乡镇卫生院的收益有显著的正影响。另外，影响乡镇卫生院的其他因素包括医疗设备、床位数、职工数、诊疗人次以及当地农民的人均纯收入。不过，Hausman检验结果显示，应该拒绝随机效应，接受固定效应。
表5 乡镇卫生院业务收入经验分析结果
注：*、**分别表示10%、5%的显著性水平。
分析结果表明，乡镇卫生院是否为新农合的定点机构与其业务收入并没有显著的关系。这可能是，虽然新农合增加了农民的卫生服务需求，但是由于长期低效运行的乡镇卫生院大多数医疗设备陈旧，医护人员技术水平较差，人才引进的激励机制不力，无法给参合农民提供质优价廉的卫生服务。这样就将大量的患者继续推向了县级及县级以上的医疗机构，同时也带走了大量的新农合资金。可以从下列个案分析中看出，从2006-2007年，赣榆县新农合资金流向县级以上医疗机构的比例不降反升，由2006年的79.23%升至2007年的84.84%，虽然流向乡镇卫生院的比例在增加（由0.64%升至1.68%），但是与县级及县级以上医疗机构相比，增加幅度并不明显。新农合资金在不同医疗机构的流向表明，参合农民的医疗支出主要流向了就医费用更高的县级和县级以上医院。因此，卫生服务供给能力在很大程度上影响着制度的实施效果。如果卫生服务供方能力很弱，医疗保障制度将只有很小的价值(Ahuija et al.,2003)。
四、结论
本文考察了调查地区实施新农合制度对卫生服务供需双方利益主体的影响。研究表明，新农合制度并没有影响农民的自评健康，但是对农民的慢性病患病率及就诊情况影响显著。两种健康测度指标分别代表了农民的主观和客观健康。自评健康虽然具有主观性，但是能反映潜在的生理、心理和社会角色功能变化，可以作为衡量农民总体健康的指标。如前所述，慢性病患病率可以衡量人群的平均健康状况。因此，新农合制度从一定程度上缓解了农民的“看病贵”问题，提高了农民患慢性病的确诊率、治疗率并改变了农民的就诊流向，但是对农民总体健康状况的改善作用不显著。
关于新农合制度对卫生服务供方的乡镇卫生院影响的研究表明，无论从乡镇卫生院业务收入的计量分析结果看，还是从新农合资金流向看，新农合制度并没有对乡镇卫生院收益增加方面带来显著影响。可见，解决农民“看病贵”、“看病难”问题不仅仅要提高农民对卫生资源的可获得能力，更重要的是提高农村卫生资源的绝对可及性。本文的分析表明，提升农村基层卫生服务供方的能力是新农合制度发挥效应的前提条件，也表明新农合制度设计有待进一步完善。
注释：
①卫生部.2007年我国卫生事业发展统计公报
②两方利益主体包括：一是需求方，主要是参合农民；二是供给方，主要是农村三级卫生服务医疗网中的乡镇卫生院和村卫生室，本文主要探讨乡镇卫生院
③为了减少不可观测因素对研究造成的干扰、更真实地反映一项制度或政策对农民健康状况造成的影响，在比较实施新农合地区与未实施新农合地区农民的健康状况时，尽量选择地区差异小、社会经济发展状况比较接近的地区。在调查地区中，沈丘县和商水县无疑为研究提供了充分的条件
④有效样本量指明确回答了参加还是未参加新农合及其他医疗保险并且对自己的健康状况作出了明确的判断的农民
⑤调查地区农民患有的慢性病主要包括心脑血管疾病、高血压、呼吸系统疾病、肌肉骨骼疾病和消化系统疾病。慢性病患病是询问被调查者在调查前半年内发生或者在更早时间发生但持续到半年内并强调有医生明确诊断的慢性疾病。慢性病患病率采用调查前半年内患病例数与调查人数之比，用千分率表示
⑥产出的数量可以用很多方法衡量，为了便于分析，Newhouse假设用医院在一定时间内的诊疗病例数量衡量；产出质量也有多种不同特征，Newhouse在此也假设只有一种质量指标