新农合对农村老年人医疗服务利用的影响——基于高龄、低龄老人分析

陈在余 李 薇 王海旭

中国药科大学商学院 江苏南京 211198

1 引言

我国已进入老龄化社会，老年人口数量庞大，具有较大的医疗需求。据统计，我国60岁及以上老年人口占总人口的16.14%（中国统计年鉴2015），而据老龄化趋势研究预测，2050年我国60岁及以上老年人口数量将增加至近5亿，占总人口数量的36.5%，且未来我国55.6%的老年人将分布在农村。［1-2］另一方面，从2000年开始，我国80岁及以上高龄老人将成为增长最快的年龄组，其增速大约等于65岁及以上老年人口整体增长速度的2倍。［3］老人由于生理机能衰退和抵抗能力下降，患病率和发病率明显增加，这必然导致农村老人对医疗服务具有较大的需求［4］，而相比于60岁及以上的低龄老人，80岁及以上的高龄老人生理机能的衰退速度更快。新型农村合作医疗制度（以下简称“新农合”）是我国农村医疗保障的基本形式，旨在提高农村居民医疗服务的可及性。而从传统上来看，由于农村老人在家庭资源分配中处于弱势地位，我国农村老年人有病不医的现象较为普遍。［5］因此，随着新农合的实施，其对农村老人医疗服务利用的影响开始引起学者的关注。［6-7］

本文关注的主要问题是：新农合的实施是否增加了农村高龄老人的医疗服务利用水平，新农合对高龄与低龄老人的影响有何差异？另一方面，老年人多数患有慢性疾病，对慢性病老年人群来说，疾病预防与保健对健康极为重要，那么，本文关注的另一问题是，新农合对高龄与低龄老人预防与保健支出的影响是否有显著差异。高龄老人是我国农村居民健康及经济地位最为脆弱的人群，考虑到我国老年人群年龄的异质性，本文对农村老年人分年龄组别研究，从另一角度对我国新农合实施绩效进行了重新考察。

2 文献综述

医疗保险降低了居民医疗服务支付负担，从而对居民医疗服务利用有显著的正向影响。1987年美国RAND公司进行了医保实验，避免了参保人的逆向选择问题，研究发现医疗保险显著提高了参保人群的医疗服务利用。［8］多数研究表明，医疗保险可以减少居民的自付医疗支出，从而促使居民医疗服务需求增加，并导致居民医疗服务利用水平增加。［9-10］有学者对美国65岁以上老年人群医疗服务利用的研究显示，医疗保险覆盖率的增长将引起更多的医疗服务利用、更好的自评健康水平和较低的医疗自付支出。［11］

国内许多学者分析了医疗保险对老年人群医疗服务利用及健康的影响，结论并不完全一致。胡宏伟和刘国恩利用倾向匹配和双重差分相结合的方法，发现城镇居民医疗保险没有显著促进城镇居民的健康，但是显著促进了老年人和低收入人群的医疗服务利用。［12］就新农合而言，刘国恩等使用2005年CHARLS数据研究显示，新农合对老人是否选择就医有正向作用但并不显著，影响农村老人是否选择就医的决定因素是其自身健康状况。［6］王翌秋等发现在现阶段新农合并不能带来老年人就诊行为的显著变化；［13］姚兆余等使用2012年调查数据，对江苏省农村老人医疗服务利用的影响因素进行分析，该研究对老年人与非老年人进行了对比，结果显示新农合对于老年人医疗服务利用有显著促进作用，对非老年人医疗服务利用无显著影响。［7］

总体来看，从农村高龄与低龄老人的角度分析新农合政策对老人医疗服务利用的影响文献较少，因此，以往的相关研究忽视了农村高龄老人与低龄老人在医疗服务需求及利用上的异质性，可能掩盖了农村医保政策对农村高龄老人就医应有的作用，从而高估新农合的政策绩效；另一方面，疾病预防对老年人健康具有重要作用，但在医疗服务利用的指标选择上，很少有文献使用预防保健指标，分析新农合政策对老年人预防保健的影响，本文的研究弥补了现有文献的不足。

3 数据来源和模型构建

3.1 数据来源

本文采用北卡罗莱纳人口中心发布的中国健康和营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）数据库。该调查涉及9个省（黑龙江、辽宁、山东、江苏、河南、湖北、湖南、广西、贵州）的城市和农村，覆盖我国东中西部，具有较好的代表性。自1989年开始，CHNS数据已展开了9轮调查，最近两年是2009年和2011年。该数据库样本量大，且是长期追踪调查，便于比较新农合实施前后我国农村老年居民医疗服务利用的变化，进而对新农合的政策效果进行评价。需要说明的是，本文使用的数据较早，但考虑到当前我国新农合的缴费及补偿水平仍不高，如2015年新农合的人均筹资水平仅为城镇职工基本医疗保险的约七分之一（国家统计局，2016），因此，我国新农合的医疗保障性质可能并没有根本性改变，本文的研究结论具有一定的说服力。

由于是否参加新农合是以农民自愿为原则，就会导致逆向选择问题，因此新农合的政策效果会在一定程度上被低估，为了克服变量的内生性，我们选择新农合实施前的2000年以及实施后的2009和2011年的数据来构建外生性样本。本文研究对象限定为年龄60岁及以上农村老年人，并删除家庭收入小于等于零的样本，共获得有效样本3 142个，其中60～80岁的低龄老人2 848个，80岁以上的高龄老人294个。

3.2 模型构建与变量选择

根据数据的可获得性，把被解释变量设定为是否就医、老年人就诊时的医疗费用两个变量，表示农村老年人的医疗服务利用水平。此外，考虑到老年人患慢性病较多，但知晓率较低，预防保健对老年人健康及医疗服务利用有较大的影响，把农村老人是否参加初级保健也设定为被解释变量。

在本文的被解释变量中，绝大部分居民并没有发生医疗支出，即被解释变量大量取零，这可能会带来样本的选择问题，从而导致估计有偏，在健康经济研究中通常采用二部模型法进行估计。［14］对老年人是否就医及是否参加初级保健采用probit回归，而对患者医疗费用变量使用的二部模型法估计，具体如下：

（1）第一部分根据全部样本建立选择方程，对样本中农村老年居民是否就医、是否有初级保健分别进行probit模型估计：

（2）第二部分根据就医的样本建立线性回归方程，对农村老年居民医疗支出进行OLS估计，并对医疗费用作对数调整：

随机扰动项εi～N（0，1），ξ3～N（0，б2ξ），cov（εi，ξ3）＝0，Ii代表是否就医，若就医，则Ii＝1，否则Ii＝0；被解释变量expensej代表的是医疗支出，控制变量Xi主要包括性别、年龄、婚姻状况、受教育水平、人均家庭收入以及慢性病史等社会人口经济学变量，而Zj是指其它的解释变量，包括疾病严重程度以及就诊医疗机构等级变量等。

本文的因变量是：（1）“是否就医”，在CHNS中对应的问题是“当你感到不舒服时，你是怎么做的”，将“自己治疗”、“没理会”、“不知道”视为“不就医”，取值为0；将“找当地卫生员”、“去看医生（诊所，医院）”视为“就医”，取值为 1；（2）“是否有初级保健”，在CHNS数据库中对应的问题是“在过去四周中，你有没有接受过任何一种保健服务（如健康检查、查血、高血压普查、肿瘤普查等），接受过设置为1，否则为0；（3）医疗支出变量，本文以农村老人患者报销前发生的医疗支出来表示，根据二部模型法，医疗支出变量采用对数形式进行回归。

本文的关键解释变量为“是否参加新农合”，该变量设置为虚拟变量。其它解释变量主要是：（1）农村老年人的人口学特征，包括老年人的性别、年龄、婚姻状况、受教育程度；（2）家庭特征，包括家庭人均收入、家庭规模，家庭规模同时反映了家庭收入能力及负担，因此，这两个变量表示了农民家庭的经济状况；（3）老年人的健康状况、就诊情况及生活方式，包括患慢性病数、疾病严重程度、就诊医疗机构等级、是否吸烟、是否饮酒等。“患慢性病数”变量主要通过CHNS数据库中询问“高血压”、“糖尿病”、“中风”、“心梗”、“哮喘”患病情况而获得，以患上述慢性病总数取值；“就诊医疗机构等级”变量主要通过CHNS数据库中询问“您在哪个医院看的病”而获得，其中：村诊所为村级医疗机构；乡计生卫生服务机构、乡医院合并为乡级医疗机构；县妇幼保健医院合并为县级医疗机构；市妇幼保健医院、市医院合并为市级医疗机构；私人诊所、职工医院和其它诊所等合并为其它；（4）地区经济发展水平，用社区人均家庭收入来表示，这是一个综合性指标，该变量不仅与当地居民的整体生活水平有关，也与当地医疗卫生服务价格有关，可能会影响农村老年人群的医疗服务利用。在本文的模型中，收入变量均采用对数形式进行回归。

4 实证分析结果

4.1 变量的描述性分析

变量的描述性统计如表1所示，从总体上来看，新农合的实施促进了农村老年人的医疗服务利用水平，具体表现为：（1）农村老年居民就医率有所增长，新农合实施前的2000年为12.4%，实施后的2011年增长至17.3%；（2）农村老年居民医疗支出增长较快，2000—2011年，医疗支出的年平均增长率为50.01%；（3）农村老年居民参加初级保健的比率呈上涨趋势，总体来看，我国老人预防性医疗的意识仍比较薄弱，2011年农村老人购买预防性保健占比仅为5.3%，但与2000年相比，该比率提高了13.25倍；（4）我国农村老年居民患慢性病比例急剧上升，由2000年的14.4%提高到2011年的40.3%，平均年增长率为16.88%，患慢性病数增加的原因可能是由于新农合的实施居民慢性病的知晓率有所提高，也可能是随着社会经济发展，农民的慢性病发病率有所增加。

表1 变量描述性统计

从农村老人不同年龄组别来看，高龄老人医疗服务需求高于低龄老人，高龄老人的四周患病率约是低龄老人的1.5倍，无论是2000年还是2011年，农村高龄老人的四周患病率均高于低龄老人（图1）。但从图2来看，2000年以来，我国农村高龄老年患者的就医率低于低龄老年患者，2011年低龄老年患者的就医率是高龄老年患者的1.16倍；从增长趋势来看，2011年农村高龄老年患者的就医率为75.05%，与新农合实施前的2000年相比下降了13.38%；而2011年农村低龄老年患者的就医率为86.91%，与2000年相比增加了9.45%。需要说明的是，随着我国新农合的普及，农村高龄老人的就医率下降，并不能说明新农合促进或抑制高龄老人的医疗服务利用水平，严谨的证明需要计量分析。

图3显示了新农合对我国分年龄组别的农村老人医疗费用的影响，从中可以看出，在新农合实施前的2000年，农村高龄老人医疗费用高于低龄老人，但在新农合全面普及的2011年，低龄老人的平均医疗费用却是高龄老人平均医疗费用的近8倍。从变化趋势来看，2000—2011年，我国农村低龄老人平均医疗费用增长了683.96%，而高龄老人平均医疗费用却下降了54.41%。这表明我国农村高龄老人的医疗服务需求虽大大高于低龄老人，但医疗服务费用却明显低于低龄老人。因此，在新农合全面普及之后，农村高龄老人可能仍普遍存在“有病不医”的现象。

图1 高龄与低龄老人四周患病率

图2 高龄与低龄老年患者就医率

图3 高龄与低龄老人医疗支出比较

4.2 计量模型回归结果

表2显示了农村老年人及高龄与低龄老人是否就医影响因素的probit估计结果，分别为全部样本、高龄与低龄老人样本三个模型。从总体上来看，是否参合对农村老年人是否就医有显著的正相关关系，新农合的实施促进了农村老人就医；但从不同的年龄组别来看，新农合对低龄老人是否就医影响显著，而对高龄老人的影响并不显著，高龄老人是否就医主要取决于婚姻状况、患慢性病数两个因素。因此，新农合对农村不同年龄组别的老人是否就医影响具有较大的差异。

表2 农村老年居民是否就医probit回归结果

性别、年龄、是否饮酒仅对农村低龄老人是否就医有显著影响，但对高龄老人不显著。女性老年人群妇科疾病的发病率较高［15］，这可能是女性老年人就医显著高于男性老年人的原因；对于农村高龄老人来说，可能年龄之间的健康差距已经不明显，但对低龄老人来说，年龄对健康仍有较显著的影响；是否饮酒对低龄老人就医有显著的负相关关系，因此，饮酒降低了农村低龄老人的健康状况。

患慢性病数与农村老年居民无论是高龄与低龄老人是否就医均有显著的正向影响，随着年龄的增长身体机能逐渐衰退，慢性病是老年人群的常见病症，因此，身体健康状况仍然是农民是否选择就医的基本决定因素。婚姻状况对农村高龄老人是否就医有显著的正向影响，可能的解释是，生病就医需要他人的陪伴与看护，对于高龄老人来说更是如此，已婚群体的家庭照顾优于未婚群体，已婚老人的就医主动性较强。

出乎意料的是，家庭人均收入对农村老年居民无论是高龄还是低龄老人是否就医均无显著影响。可能的解释是，我国农村老年人主要去村级医疗机构就医，去市级及其他医疗机构就医的居民较少。根据本文数据，农村老年人去村级机构就医人群的比重超过三分之一，而当老人去低等级医疗机构就医时，费用相对不高，此时，家庭人均收入对老人是否就医的影响并无显著性。

表3显示了农村老年人及高龄与低龄老人医疗费用的OLS估计结果。从总体上来看，是否参合对农村老年人医疗支出无显著影响，老人医疗费用主要取决于家庭规模、是否饮酒、疾病严重程度、就诊医疗机构等级、社区人均家庭收入五个因素；从年龄组别来看，新农合对低龄老人医疗支出影响显著，但对高龄老人的影响并不显著，高龄老人医疗费用主要取决于是否饮酒、医疗机构等级两个因素。因此，新农合对农村不同年龄组别的老人医疗费用影响也具有较大的差异。

就诊医疗机构等级与农村老年居民无论是高龄与低龄老人医疗支出均有显著的正向影响，高等级医疗机构与村级医疗机构相比医疗设施及医疗环境较好，其医疗费用也就相对较高。患慢性病数、疾病严重程度、村平均经济水平仅对低龄老人医疗支出有显著正向影响，这与我们的预期相符。家庭规模变量仅对低龄老人有显著的负向影响，家庭规模越大可能家庭负担越重，而老年人在家庭中处于弱势地位，很可能有病不医放弃治疗。患慢性病数、疾病严重程度、社区经济水平变量对高龄老人医疗费用影响不显著，这表明农村高龄老人可能存在有病不医的现象。是否饮酒变量仅对高龄老人医疗支出有显著负向影响，饮酒的老人与不饮酒的老人相比医疗支出较少，可能饮酒的高龄老人更加不重视自身的健康状况，其就医率较低，所以医疗支出较少。

表3 农村老年居民医疗支出OLS回归结果

表4显示了农村老年人及高龄与低龄老人是否有初级保健的probit估计结果。可以看出，是否参合对农村老年人是否有初级保健有显著的正相关关系，新农合的实施促进了农村老人预防性医疗服务利用；但从年龄组别来看，新农合对低龄老人是否有初级保健影响显著，而对高龄老人的影响并不显著。因此，新农合对农村不同年龄组别的老人预防性医疗服务利用的影响有较大的差异。

表4 农村老年居民初级医疗保健probit回归结果

计量模型表明，新农合可能促进了农村低龄老人的医疗服务利用水平，但对高龄老人无显著性影响。可能的解释是，作为农村最为脆弱的群体，可能是老人行动不便、经济负担较重等导致高龄老人更易选择不去就医；另一方面，可能高龄老人由于传统观念的影响导致对初级保健的不重视，新农合对农村高龄老人预防保健的影响较弱。

上述研究有利于从不同视角对新农合政策绩效进行判断，但仍有一定的局限性。本文对农村老人医疗服务利用的指标设置比较单一，仅考虑是否就医、医疗费用和初级保健服务，缺乏更多的医疗服务利用量指标，如能获得更多的数据，分析将更为全面。

5 结论

本文研究发现：（1）新农合促进了农村老年人医疗服务的利用，但这仅限于农村低龄老人，对农村高龄老人医疗服务影响并不显著。从描述性统计来看，新农合实施后农村低龄老年患者就医率及医疗支出显著增长，但高龄老年患者却呈下降趋势。2000—2011年，农村低龄老年患者的就医率增加了9.45%，平均医疗支出增长了6.84倍；而高龄老年患者的就医率却下降了13.38%，平均医疗支出下降了54.41%。因此，新农合可能仅缓解了农村低龄老年人有病不医的现象，高龄老人有病不医的现象仍比较严重。（2）新农合的实施显著促进了农村低龄老年居民初级保健的利用，但对高龄老人初级保健利用无显著性影响。老年人群大多患有慢性疾病，初级保健的利用有利于老年人的疾病防治，因此，新农合的推行提高了低龄老人的疾病预防意识，对低龄老人健康有积极的贡献，但对高龄老人预防保健的作用不足。

基于上述结论，本文认为，政府还应不断提高农合的补偿力度，完善医疗救助制度，促进高龄老人医疗服务的利用水平，以缓解农村脆弱群体如高龄老人有病不医的现状，提高农村高龄老人医疗可及性与可负担性。另一方面，政府还应大力宣传教育，通过新农合政策，提高农村高龄老人对预防保健的利用水平。