新农合对改善医疗服务利用不平等的影响——基于2004年和2006年的调查数据

封 进 刘 芳

复旦大学经济学院 上海 200433

随着经济的发展，医疗服务利用的不平等受到广泛关注。根据国家卫生服务调查，2003—2008年期间，有病不治的比例有所上升，且低收入组显著高于高收入组，其中大约76%的农村居民认为经济困难是有病不治的主要原因。经济体制改革30年多来，与收入相关的医疗服务利用不平等问题对农村居民而言更为突出，主要是因为这期间大部分农村居民没有医疗保险。根据中国健康与营养调查数据，2000年只有9%的男性和5．8%的女性有不同形式的医疗保险。对于女性而言，医疗保险对医疗需求的影响更大［1］，首先，女性具有特殊的健康需求，国家卫生服务调查数据表明，女性的疾病发病率和慢性病发病率均高于男性。其次，在家庭资源分配中，女性经常处于不利地位，其医疗需求受到收入的制约更大。有鉴于此，在研究中我们区分对于男性和女性不同的影响。

2003年开始在农村试点的新型农村合作医疗制度(以下简称“新农合”)大幅度提高了农村医疗保险覆盖率，到2011年底，新农合已经覆盖了超过8亿的农村人口。已有众多研究评价了新农合的效果，例如新农合提高了农民对医疗服务和预防保健服务的需求［2-3］，但同时新农合也提高了县级医院的医疗服务价格［4］。而对于新农合对医疗服务利用不平等的影响尚未有研究。新农合的主要目的之一是更好地满足低收入者的医疗服务需求，因而本文对新农合是否改善了医疗服务利用的不平等程度做出评价。我们将首先度量中国农村的医疗服务利用不平等程度，然后考察新农合对医疗服务利用不平等的影响，再分解2004—2006年之间医疗服务利用不平等程度的变化，并评价新农合的作用。

1 资料与方法

1．1 数据来源

本文数据来源于中国健康与营养调查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，该调查涉及了广西、贵州、黑龙江、河南、湖北、湖南、江苏、辽宁和山东共9个省的家庭及家庭成员的基本情况、健康状况、参加医疗保险情况及就医行为等多项内容。本文采用新农合开始实施之后2004和2006年的农村样本，并将样本年龄限定为15岁以上。

我们采用两个虚拟变量分别度量医疗服务利用，一是生病后是否就诊(HC1)，二是是否去较高层级的医疗机构(指乡镇卫生院、县医院及市医院等)就诊(HC2)。较高层级的医疗机构的质量普遍高于村诊所，可以更好的满足病人的需要，对利用较高层级医疗服务不平等的分析更加有意义。另一方面，较高层级医疗机构的费用亦较高，利用的不平等程度可能更大。因此，我们将特别考察新农合是否改善了对较高层级医疗机构利用的不公平性。被解释变量中需求变量为:疾病严重程度(哑变量)、自评健康状况(哑变量);其他变量为:是否参加新农合(虚拟变量)、年龄(分组，哑变量)、是否结婚、教育程度(分组，哑变量)、职业是否为纯农民(虚拟变量)、是否有其他保险(虚拟变量)以及地区(哑变量)。

样本中2004年新农合覆盖率，男性为10．5%，女性为11．4%，2006年样本中新农合覆盖率有了大幅增加，男性为37．2%，女性为39．4%。

1．2 医疗服务利用不平等的分解方法

本文利用Wagstaff等［5］对不平等的分解方法，这一方法被广泛运用于分析各国医疗利用不平等的影响因素［6-7］。与收入相关的不平等程度可用集中度指数(C)度量，其计算公式如(1)式:

其中yi表示个体 i的医疗利用情况，μ为yi的均值，n为样本量，Ri为个体i在收入分布中的相对位置，其定义如式(2):

C的取值范围为 (－1，1)。若C为正数，则表明y的分布是有利于富人的(pro-rich)，即富人较穷人更多地利用了医疗服务;如果 C的取值为负，则y的分布为有利于穷人(pro-poor)，即穷人更多地利用了医疗服务。设y有一系列影响因素xk，可写成线性模型(3):

可以证明y的集中度指数为每个影响因素xk的集中度指数的线性组合，即公式(4):

y的影响因素可以分为三类，第一类为收入;第二类为需求变量(ze)，即直接与人们的健康需要相关的变量，如自评健康状况、疾病的严重程度等;第三类为非需要变量(zp)，指个人特征与家庭特征，如教育程度、职业、医疗保险状态，家庭成员数量等。此外，地区的固定效应也包含在回归和分解中。

表1 各因素对医疗服务利用的影响

医疗利用的集中度指数C包含了由于个体健康状况不同导致的差异，这一差异不涉及医疗利用是否公平，我们将由于需求变量导致的差异排除，从而得到公平指数HI，其含义是相同的医疗需求是否得到了相同的满足，若HI指数不为零，则说明存在一定的医疗服务利用不平等，HI指数越大，说明不平等程度越高;若HI指数为正数，则表明在标准化了医疗需求的情况下，富人更多的利用了医疗资源;若HI指数为负数，则说明这一不公平偏向穷人。HI的定义为公式(7):

为考察新农合对医疗服务利用不平等改善的影响，我们对集中度指数的变化进行分解。基于公式(4)，采用如(8)或(9)式的分解方法(Oaxaca分解)，可将集中度指数的变化分解为某一变量弹性的变化和集中度指数的变化两大部分。

2 结果

2．1 医疗服务利用影响因素的回归结果

根据公式(3)分性别和年份所做的回归结果列于表1。由于是否参加新农合存在内生性，回归中采用了工具变量法。工具变量为虚拟变量“所在县是否实施新农合”，这一变量与个体是否参与新农合有关，在有新农合的县，个体参与新农合的程度显然要高，但这一变量与个体是否就诊无直接关系。［3］新农合在针对是否去任何等级医院就诊(HC1)的回归中均为正，其中2006年的结果显著性较高，表明参加新农合的个人更可能去医院看病。但针对是否去较高层级医疗机构就诊(HC2)的回归，新农合的影响并不显著。家庭人均收入对是否就诊并无显著影响，但对于是否去较高层级医疗机构就诊的显著性较高，尤其是在2004年。与医疗需要相关的一系列变量，如疾病的严重程度和自评健康状况，均非常显著，且与预期一致。而教育程度、婚姻状况、年龄等缺乏显著性。

2．2 医疗服务利用的集中度指数与公平指数

根据公式(1)所计算的2004年与2006年医疗利用的集中度指数列于表2。其中，男性的分别为－0．0061和 －0．0795，这两年的不平等均是对穷人有利的，即穷人比富人更多地利用医疗服务(需要注意的是这里集中度指数没有剔除个人需求的不平等，也就是说负的集中度指数可能是由于同等需求下穷人能够更多的利用医疗资源，也可能是由于穷人本身医疗服务需求更高，而实际满足使用医疗资源的情况一般)。女性的集中度指数在2004年为0．0089，2006 年变为 －0．0387，从利富变为利贫。可见，男性与女性的医疗服务利用不平等程度在两年间均有所改善，即变化的方向有利于穷人更多的利用医疗资源。就是否去较高层级医疗机构就诊(HC2)而言，集中度指数在2004年均为正，在2006年，男性的集中度指数变为负，而女性依然为正，但其数值大幅下降，可见，到较高层级机构就诊的不平等程度在两年间也是改善的。

为进一步考察医疗服务利用的公平性，我们根据公式(7)，将集中度指数中与医疗服务需要相关的变量的影响去除，得到公平指数。表2的结果显示，公平性在两年间同样得到改善。值得注意的是，在HC2上反映出更高的医疗服务利用不公平，对男性而言，其不公平程度的改善大于女性。

表2 集中度指数与公平指数

2．3 对医疗服务利用不平等的分解

为考察新农合对医疗利用不平等的贡献，按照公式(4)的方法进行分解，可以得到每一个影响因素的作用，由于篇幅限制，中间过程省略，最后汇总的结果列于表3。新农合对医疗服务利用HC1不平等的贡献在两年均是正的，即有利于富人，这一结果说明富人更多地使用了新农合。新农合有利于富人的程度在2006年有所下降，其背后的原因是，到2006年越来越多的穷人被新农合所覆盖，而参加新农合会增加医疗服务利用，因而对富人有利的不平等程度下降。值得重视的是，表3的结果中，新农合对HC2的不平等的贡献非常小，这与表1回归结果中新农合对HC2的影响不显著是一致的。

对不平等程度贡献较大的是与医疗需要相关的变量，在大多数情况下，这一变量的贡献是负值，即对穷人有利。这一结果源于两个方面:首先，在回归结果中，疾病严重程度等对医疗服务利用有非常显著的影响;其次，相对于较富的人，穷人的健康状况较差。因而，与医疗需要相关的变量反映出穷人更多利用医疗服务。

收入变量对到较高层级医疗机构就诊的不平等的贡献大于对总体就诊的不平等的贡献，这一结果符合直觉，说明收入对是否去较高层级医疗机构就诊影响更大，因而对HC2不平等的影响是有利于富人的。

2．4 对医疗服务利用不平等变化的分解

就诊的不平等指数在2004—2006年间的变化男性为 －0．0735，女性为 －0．0476，二者均向有利于穷人的方向变动。我们进一步按照公式(8)或(9)的方法将这一变化进行分解，以考察其中新农合的贡献，结果列于表4。由于篇幅限制，中间计算过程省略。

表4中百分比结果应基于 C解读，以HC1男性一栏为例，2004年和2006年的集中度指数的差值(ΔC)为 －0．0735，其中医疗需求变量、非需求变量(新农合、地区变量、其他)、收入变量和残差四大类的贡献值相加为100%，正向的百分比说明该类变量的贡献方向与集中指数变化方向相同，例如新农合的贡献为3．09%，说明在2004—2006年之间能够被新农合参与情况变化解释的集中度指数变化值为－0．00227，占总集中指数变化的3．09%;而负向的百分比说明该类变量的贡献方向与集中指数变化方向相反，例如残差占比－2．42%，表明2004—2006年之间残差变化导致的集中度指数变化值为－0．0977。

表3 对医疗服务利用不平等的分解结果

表4 对医疗服务利用不平等变化的分解结果

新农合对HC1集中度指数变化的贡献在男性和女性中均为正向百分比，说明在2006年新农合参与情况变得更加有利于穷人医疗服务利用。男性与女性比较看来，新农合在2004—2006年的参与情况变化对女性中贫富就诊不平等的改善更大。表4数据显示，新农合对男性医疗服务利用不平等的改善贡献率只有3．09%，也就是96．91%的男性不平等改善是由于其他因素变化解释的(例如收入变化)，新农合贡献非常小;但对女性医疗服务利用不平等改善中新农合的贡献率则高达15．07%，远远高于男性的对应数值。收入的变化是医疗服务利用不平等改善的重要原因，对2004—2006年间男性就诊不平等的改善贡献了56．51%，对女性的贡献为38．73%。

对HC2不平等的变化方向也是对穷人有利的，男性变化为 －0．1787，女性变化为 －0．0419。但其中新农合的贡献较小，男性和女性均为3%左右。贡献较大的为收入，对男性HC2不平等的改善，收入贡献了57．42%，对女性则贡献了103．97%。对女性不平等改善贡献更多的原因在于收入对女性对去较高层级就诊的影响更大。

3 结论与建议

通过分析新农合对与收入相关的医疗服务利用不平等的影响，以及新农合对2004—2006年之间医疗服务利用不平等改善的贡献，并区分对男性和女性的影响，结果表明，以“是否就诊”度量的不平等程度较小，但以“是否去较高层级医疗机构就诊”度量的不平等程度则明显有利于富人。需要注意的是，这两种方法度量的医疗服务利用不平等指数到2006年均有所改善，即低收入人群看病就医等医疗服务使用情况增加了。其中，研究发现，新农合在2004年刚起步阶段表现为有利于富人利用医疗服务，主要可能的解释是由于报销起付线、封顶线和个人承担比例均不利于穷人，富人更有意愿和能力参保。但这一作用在2006年明显下降。在2004—2006年间，新农合的覆盖面迅速扩大，进入门槛降低，这有利于农村低收入人群享受医疗保险福利，减少有病不治的情况，因此，新农合确实在一定程度上改善了中国农村中收入相关的医疗服务利用不平等情况，尤其对女性群体中医疗公平的贡献较大。但同时，我们应当注意到新农合的引入和发展没有显著改善到较高层级医疗机构就诊不平等情况。相比而言，在2004—2006年间，农村中收入情况变化(表现为贫富差距缩小)大幅提升了医疗服务利用的公平性;在对于改善医疗服务公平有贡献的各类因素中，收入因素贡献最大，而新农合的贡献较小。

值得注意的是，本文仅分析了2004年和2006年的数据，而在2009年新医改后，新农合参保率已经达到95%以上，且政府补贴缴费240元/人年，报销比例也提高到60% ～70%，这将大大增强新农合对于农村医疗服务利用不平等的调节能力。

新农合是一项有着较多政府补贴的医疗保险项目，其主要的目的之一是改善低收入者的医疗可及性，为此仅仅扩大医疗保险覆盖面是不够的，还需要其他的相关改革。

首先，已经有较多研究指出，医疗保险会导致供给方提高医疗服务价格［8-9］，也有研究发现新农合会导致县医院费用上涨，且报销比率越高，费用上涨幅度越大，报销比率每增加10个百分点，医疗价格会上涨9．5%，补贴和价格上涨差不多相互抵消［4］。其原因在于，县级医疗机构具有营利性和垄断性的双重特征。因此，加强医疗机构的公益性无疑是最为理想的途径。在市场机制下，发挥竞争的作用也不可忽视。按照传统布局，每个县只有一个县医院，其他绝大多数为民营医院，且不被医保所覆盖。给予合格的民营医院同等的医保待遇，引入竞争机制，是今后需要考虑的政策内容。同时，需采取有效措施加强对民营医院的监管，减少信息不对称带来的医疗费用上涨。

其次，为保障低收入群体的利益，新农合制度本身还面临着制度设计方面的问题，即医疗保险是补偿众多一般风险还是补偿小部分重大风险?对于低收入群体而言，即使是门诊费用，占其收入的比例也是较大的，如果医疗保险不报销门诊费用，则其医疗负担仍然比较重。另一方面，住院治疗除了医疗费用外，还包括保险不负担的其他费用，如家人陪护发生的费用和误工成本等，因而，低收入群体选择住院治疗的概率也比较小。［10］因此，住院服务对象更多集中在较高收入群体，由此出现穷人补贴富人的情况，或者穷人从政府补贴中获益十分有限。新农合的报销规则设计应该更多考虑公平，满足低收入群体的医疗消费需求，减轻他们的医疗负担。

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