新型农村合作医疗保险对农民健康状况的影响分析.docx

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1、新型农村合作医疗保险对农民健康状况的影响分析 摘要：文章采纳2000年和2022年中国健康和养分调查江苏省农村居民数据，运用倍差法探讨了农村新型-合作医疗对农夫健康状况的影响，考察了新型合作医疗制度三种模式风险型、风险福利性和福利型的合理性。探讨结果显示，新型合作医疗没有变更农夫的健康状况，并存在道德风险的倾向。 关键词：新型合作医疗保险；健康；倍差法 中图分类号：F840.684文献标识码：A文章编号：10161428(2022)04-0110-05 本文的目的在于分析新型合作医疗对农夫健康的实际影响，借以考察新型合作医疗最终目标的实现程度以及制度设计的合理性，同时检验道德风险问题的存在性，

2、以便为新型合作医疗制度的快速、稳步推动供应决策参考。 一、新型合作医疗保险的不同模式 本文运用的江苏省农村居民的数据来自于北卡罗来纳高校供应的中国家庭养分与健康调查(CHNs)。该调查采纳多阶段分层整群随机抽样方法，选取了江苏省4个县，基本涵盖了江苏不同经济发展水平的农村地区。代表性较强。CHNS调查内容包括农夫家庭的基本状况、收入状况、个人的医疗保险、健康状况等方面。自11019年以来CHNS对江苏省己进行了7次调查，都在调查年度的911月进行，CHNS数据集还包含了在不同年份很多同一被调查者个人健康状况的具体信息。本文选择了新型合作医疗正式实施的2003年前后2000年和2022年两年的调

3、查数据。由于未成年人和老年人的健康特征与成年人区分较大，所以本文探讨对象主要是成年人，将年龄限定为1865岁，即2000年和2022年的同一个被调查对象，2000年的年龄为18岁及18岁以上，但2022年的年龄不大于65岁，最终选择了364位农夫，其中参合农夫288位，不参合农夫76位。下面详细分析新型合作医疗制度模式的不同类型。 朱玲依据新型合作医疗制度的目标是“保大病”、“保小病”和“既保大病又保小病”的特点将其分为风险型、福利型和风险福利型三种模式。结合江苏4个县的调查数据，本文认为这三种模式的特点主要体现在门诊费用补偿共付率的凹凸上，因此本文依据门诊费用补偿的共付率的不同，来细分这三种

4、模式。详细来说，将门诊费用共付率为101的县称为风险型模式，门诊费用共付率为0的县称为福利型模式，其他门诊费用共付率在0和101之间的县称为风险福利型模式。须要说明的是，被调查4县新型合作医疗制度的信息来自于农户问卷，有关个人需缴纳保险金的数额、共付率、起付线以及封顶线等均取农户问卷中该项指标的众数作为指标估计值。 表1给出了江苏4个被调查县新型合作医疗三种模式的特征。 第一种模式，C县的“只保大病不保小病”的风险型模式，也称为“住院医疗模式”，这种模式主要关注意大疾病对农夫的影响，所以门诊费用的共付率为101，即不报销农夫的门诊费用支出。这种模式下，不仅参与合作医疗的保险金最高，而且住院费用

5、的共付率和起付线也是4县中最高，但住院费用的封顶线却最低，这种模式须要个人担当更多的疾病治疗费用。 其次种模式，B县的“主要保小病”的福利型模式，门诊费用的共付率为0，即门诊费用全部报销，但B县同时还设置了门诊费用30元的封顶线。B县除了最高的参合的费用外，最大的特点还在于门诊费用和住院费用的起付线均为0，而且住院费用封顶线20000元以内的共付率为55，相对较高。 第三种模式，A、D两县的“既保大病又保小病”风险福利型模式。门诊费用设置的共付率分别为94和85。两县缴纳的参合保险金较低，为10元，低于B、C两县；住院费用设置的共付率也是4县最低，同为40：两县住院费用的封顶线设置同为3000

6、0元，高于B、C两县。这种模式下，A、D两县不仅满意了农夫更高的住院服务需求，而且也关注了农夫的门诊服务需求。 以上三种新型合作医疗模式的形成和当地的经济发展程度可能有肯定关系，但可能不是主要的缘由。经济发展水平最高的C县选择的是风险型模式，经济发展水平列第三位的B县选择的是福利型模式，而经济发展水平排其次位的D县和最差的A县选择的都是风险福利型模式。因此，可以大致推断，经济条件好的地区可能更关注农夫“大病”的住院服务需求。张兵、王翌秋的调查也发觉，江苏省经济发达的江阴市实行了“只保大病不保小病”的风险型模式，而欠发达的灌南县实行的是“既保大病也保小病”的风险福利型模式。 三种新型合作医疗模式

7、有一些共同之处，如门诊服务的起付线全为零，农夫个人缴纳的保险金数额都在10MB元间，住院费用封顶线分为20000和30000元两种等等。虽然模式不同，但三种新型合作医疗模式都关注农夫的住院服务需求，体现了政策最初设计的以“大病统筹”为主的基本要求，同时不同模式对门诊费用补偿做出了各自的规定。因此，新型合作医疗的制度设计体现了在原则指导下因地制宜的特点。 二、参合前后农夫健康改变状况 对健康的度量最干脆的方法是采纳自评健康，自评健康更能反映农夫的真实感受，而且操作简洁。本文将健康分为好和差两种，对CHNS数据中自评健康的4个等级“特别好、好、一般、差”，选择特别好和好的都作为好，记为1，而选择一

8、般和差的都作为差，记为0，这样做可以更好地和文献比较。 表2是农夫基本特征及健康状况。从两组农夫的健康状况来看，2000年参合农夫的健康要好于不参合农夫，但2022年不参合农夫的健康更好，总体上2022年农夫的健康状况要好于2000年，但参合农夫的健康状况好像没有比不参合农夫变得更好。详细来看，对于自评健康“差”的农夫组，2022年参合农夫的健康比2000年变差了，而不参合农夫则变好了；对于自评健康“一般”的农夫组，参合农夫和不参合农夫的健康都变好了；对于自评健康“好”的农夫组，参合农夫比不参合农夫变好的比例要小；对于自评健康“特别好”的农夫组，参合农夫和不参合农夫中健康“特别好”的农夫比例都

9、在下降，下降幅度基本相同。因此，可以基本推断，参合后，农夫的健康没有象预想的状况一样变好，反而是健康变差的农夫所占的比例在增加。这说明参合农夫中可能存在肯定的道德风险现象。 从农夫的其他基本特征来看，参合农夫和不参合农夫的男性比例相差不大，但不参合农夫的男性比例相对更高：参合农夫的平均年龄约高出不参合农夫1岁：不参合农夫的平均受教化年限比参合农夫高，大约高出3年左右；参合农夫的已婚比例要比不参合农夫稍高。和不参合农夫的家庭相比，参合农夫的家庭规模更大，而且组内差异也更高，但参合农夫家庭人均纯收入低于不参合农夫家庭，大致占不参合的农夫家庭人均纯收入的75-80，收入低的农夫明显想通过参合来削减自

10、己的疾病负担，另外，这应当和当地的经济发展水平相关，参合农夫所在县的经济发展 水平相对要差一些。 三、探讨方法与计量模型 (一)探讨方法 项目评估和政策分析中广泛运用的一种计量分析方法是倍差法(Difference-in-Differences，简称DID)。倍差法的基本原理是将探讨对象分成两组，一组是受政策改变影响的群体，称为处理组，另一组是不受政策改变影响的群体，称为对比组，将政策或项目实施前后两组群体的同一指标的改变量进行比较，所得差值即DID值反映了该项政策或项目的净影响或真实影响。 倍差法的详细估计方法主要有2x2方格分析法、计量模型估计法。在计量模型估计法中，非观测效应面板数据模型

11、应用广泛。非观测效应面板数据模型倍差法主要有固定效应、一阶差分、随机效应等模型。就源自横截面的大量随机抽样而言，随机效应模型更有意义。由于采纳了2000和2022年的两期面板数据，因此，本文运用2x2方格分析法以及非观测效应面板数据模型的随机效应模型分析农夫参合前后时期健康状况的改变。 (二)计量模型设定与变量说明 本文对农夫的健康设定为好和差两种，是一个二元选择变量，以农夫的个人特征、家庭特征、地区特征及医疗服务有关的变量为说明变量，在限制个体不行观测的异质性的基础上，可以采纳随机效应Probit模型进行估计，模型设定如下： 式(1)中，Healthit为健康状况变量，取值1和0分别表示健康

12、好和差。T是时期虚拟变量，赋值1为新型合作医疗实施后，为O表示新型合作医疗实施前。D为参合与否的变量，参与新型合作医疗农夫为1，相反为0。T*D表示新型合作医疗对农夫健康的净影响。X；。是一组说明变量，如农夫的个人特征、家庭特征、地区特征以及与医疗服务有关的其他变量等。v2是不行观测的个体异质性误差和时变误差的复合误差项。、1、2和3是待估参数，衡量新型合作医疗对农夫健康状况的净影响；是待估计参数矩阵，考察限制变量对农夫健康状况的作用。 结合已有文献探讨，本文选择说明变量如下： (1)农夫的个人特征变量：选择农夫的性别、年龄、受教化程度、婚姻4个变量。 (2)农夫的家庭特征变量：选择家庭规模和

13、家庭人均纯收入2个变量。 (3)地区特征变量：选择县经济发展水平变量，以农夫所在县的调查样本全体的人均纯收入来表示。而且，以风险型新型合作医疗模式的C县作为比照，加人另外三个县的虚拟变量，限制由于新型合作医疗制度不同所造成的对农夫健康状况的影响。 (4)与医疗服务有关的其他说明变量：患病史变量，以农夫曾经患过高血压、糖尿病、心肌梗塞、中风、骨折等五种疾病中的至少一种来表示，有患病史的农夫健康风险规避意识可能更强，一般比没有患病史的农夫的健康状况要差；参与其他保险变量，限制其他保险对农夫健康可能造成的影响。感冒治疗费用变量，即农夫在就诊机构治疗一次感冒所需的费用。在肯定程度上反映了医疗服务价格，

14、和农夫的卫生服务利用可能呈反向关系。农夫的家到最近医疗点的距离变量，它反映了医疗可及性，距离越远，农夫可能越会削减就诊概率。反映农夫生活环境的变量农夫家中是否运用自来水和室内厕所，生活环境越好，农夫的健康水平可能越高。相关变量名称和说明见表3。 四、实证结果分析 新型合作医疗对农夫健康影响的22方格分析结果见表4。从表中可以看出，新型合作医疗对农夫健康水平的净影响为-0.057，显示新型合作医疗实行后，农夫的健康状况变差。这说明新型合作医疗的实施中存在道德风险问题，农夫在参与合作医疗以后，不注意自己的健康，从而使自身的健康水平下降。但做出该结论须要谨慎，因为我们没有限制可能影响农夫健康的其他因

15、素，农夫健康变差很有可能是其他因素而非新型合作医疗的作用结果。因此，须要通过计量模型进一步检验这种影响的统计显著性。 表5给出了新型合作医疗对农夫健康状况的影响DID模型的估计结果。两个模型的沃德检验值和似然比统计量都显著通过，模型的整体说明力较强。我们主要关注随机效应Probit模型的结果，兼以考察混合Probit模型的结果。 从模型结果来看，我们最关注的DID值，即时期变量和新型合作医疗变量交互项的系数为负值，说明新型合作医疗对农夫健康状况产生的净影响是一种负向影响，这和22方格分析得到的结果较为一样，但是，在10的显著性水平上，DID值没有显著通过统计检验，这说明新型合作医疗制度并没有使

16、农夫的健康状况显著变差，新型合作医疗实施中可能存在的道德风险问题并不存在，农夫的健康状况没有因为参与合作医疗而有太大的改变。可能的说明是新型合作医疗基于“保大病”的制度设计下，对农夫患小病发生门诊费用的报销比例小，报销额度低，这使得农夫以牺牲自己健康来获得费用补偿的行为变得不经济。农夫只有在健康变差须要住院服务时才能从新型合作医疗中得到切实的帮助。因此，目前所实行的各种形式的新型合作医疗制度下没有发生显著的道德风险问题。但同时，DID值为负值也提示我们新型合作医疗对农夫健康的这种负向影响可能只是一种短期效应，新型合作医疗实施过程中存在着发生道德风险的倾向。 从3个县变量的系数来看，在限制了县经

17、济发展水平的差异后，实行福利型或者风险福利型的3个县的变量系数都为负值，而且B县变量的系数在10的水平上显著。因此，和风险型模式的C县相比，风险福利型的A、D两县农夫健康状况改变不大，但福利型模式的B县农夫健康水平要差。这提示我们，假如在农户患病概率相同的条件下，“保小病”的模式不如“只保大病”的模式对农夫的健康提高作用大。对比B、C两县的实施方案发觉，两县除了门诊费用共付率差别较大外，B县还没有住院费用的起付线，虽然两县的住院费用补偿的封顶线相同且共付率相像。因此，在这两种模式下，基于B县农夫健康更差的状况推断，B县的个别农户有可能通过以健康换钱的方式骗保，发生道德风险。虽然从4县整体上说，

18、这种道德风险问题不存在，但是假如B县有数量较少的个别农户发生骗保行为，那么也很难在总体的统计上表现出来。因此，B县的新型合作医疗模式须要改进， 从模型结果还可以发觉，男性的健康状况显著的比女性好，教化水平越高的人健康状况明显越好，而有过患病史的人健康状况显著变差，家庭收入高的农夫健康更好。运用自来水变量的系数显著为负，而运用室内厕所的变量系数为正，但不显著。这种状况说明生活方式对健康的影响并不太确定。这和封进、余央央的探讨结果正好相反。我们推想可能是随着生活环境的变更，农夫的健康需求不断提高，这不仅表现为身体健康，而且还表现为心理健康的需求。生活环境的变更没有满意农夫的心理健康需求，从而降低了

19、农夫的健康状况。 五、结论与建议 本文依据2000年和2022年CHNS江苏农夫调查数据，运用倍差法探讨了农村新型合作医疗对农夫健康状况的影响，考察了新型合作医疗制度三种模式风险型、风险福利性和福利型的合理性。探讨结果显示，新型合作医疗对农夫健康状况产生了负向影响，但统计上并不显著，这说明新型合作医疗没有变更农夫的健康状况，但存在道德风险的倾向。和新型合作医疗制度的风险型模式相比，风险福利型模式的农夫健康状况没有改变，但福利型模式下的农户健康状况显著变差，这增加了道德风险的发生的可能性。另外，探讨发觉农夫健康状况受性别、受教化程度、患病史、家庭收入、生活环境等显著影响。 本文的探讨结果表明，除

20、了新型合作医疗的福利型模式，其他模式尽管共付率较低，但其设计的参合费用、起付线以及封顶线等多种措施保证了在实施过程中不发生道德风险问题，但是也应看到，新型合作医疗在提高农户健康水平上没有达到预定的目标。2022年农户的健康水平整体比2000年高，是来自于其他因素如家庭收入等的变更。因此，须要进一步改进新型合作医疗制度。和风险型以及风险福利型模式相比，须要完善的是福利型模式下的新型合作医疗地区，如B县，须要提高住院费用的起付线，而且重新考虑门诊费用补偿的共付率和封顶线。实行风险型和风险福利型模式的地区，可以在目前的共付率条件下接着扩大覆盖范围，为实现农夫人人健康的目标做出努力。 值得指出的是，由于新型合作医疗实施期限较短，本文考察的只是新型合作医疗实施的短期效应，而且较小的样本量也可能会影响结论的精确性。这有待于新型合作医疗试点区域的进一步扩大、持续时间的进一步增加以及运用更大样本量数据做进一步深化的探讨。 第12页 共12页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页第 12 页 共 12 页