內(nèi)容提要:文章基于全國十個省份1000余位農(nóng)民的調(diào)查數(shù)據(jù),利用二元Logistic回歸模型,實證分析新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。研究發(fā)現(xiàn),在有新農(nóng)合醫(yī)療保障的情況下,仍然有近60%的農(nóng)民對疾病風險持擔心態(tài)度,新農(nóng)合還沒有為大多數(shù)農(nóng)民提供穩(wěn)定的健康安全保障預期。新農(nóng)合對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的顯著影響體現(xiàn)在補償機制合理性、政策目標實現(xiàn)和農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況等多個方面。其中,醫(yī)藥費負擔減輕、報銷手續(xù)繁簡兩個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的負向影響,補償范圍大小、醫(yī)療條件改善、健康意識提高、看病積極性提高、應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧問題七個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的正向影響。
關(guān)鍵詞:新型農(nóng)村合作醫(yī)療/疾病風險態(tài)度/二元Logistic模型
標題注釋:國家社科基金青年項目:新疆農(nóng)村老齡人口貧困化研究(12CRK006);中南財經(jīng)政法大學中央高校基本科研業(yè)務(wù)費團隊項目:人口老齡化與養(yǎng)老服務(wù)體系建設(shè)研究(31541511001)
作者簡介:于長永,中南財經(jīng)政法大學公共管理學院,湖北武漢 430223 于長永(1979- ),男,河南鄭州人,中南財經(jīng)政法大學公共管理學院副教授,城鄉(xiāng)社區(qū)社會治理湖北省協(xié)同創(chuàng)新中心研究員。
一、問題的提出
新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(簡稱“新農(nóng)合”),是一種由政府組織、引導、支持,農(nóng)民自愿參加,個人、集體和政府多方籌資,以大病統(tǒng)籌為主、小病補償為輔的農(nóng)民醫(yī)療互助共濟制度。自2003年新農(nóng)合實施到現(xiàn)在已經(jīng)10余個年頭,期間經(jīng)過了“先行試點—逐步擴面—全面推廣”幾個階段,目前正轉(zhuǎn)向規(guī)范發(fā)展時期。在這樣一個關(guān)鍵的時點,科學合理地評價新農(nóng)合的建設(shè)績效,不僅是正確認識新農(nóng)合實施效果的必要前提,也是進一步完善新農(nóng)合的重要依據(jù)。作為一種多方參與、福利性特點非常明顯的農(nóng)村社會政策,新農(nóng)合的實施勢必在一定程度上帶來諸多方面的福利效應(yīng)。從農(nóng)民的角度來看,可以從新農(nóng)合帶給農(nóng)民的經(jīng)濟績效、健康績效和心理績效三個方面加以分析。回顧國內(nèi)外已有研究文獻,上述三個方面的研究都有不同程度的涉及,但仍存在一定的不足,特別是對新農(nóng)合給農(nóng)民帶來的心理績效(疾病風險態(tài)度)的研究顯得尤為欠缺①。
新農(nóng)合帶給農(nóng)民的經(jīng)濟效應(yīng),主要體現(xiàn)在新農(nóng)合對農(nóng)民“大病支出”的保障作用和對農(nóng)民“因病致貧,因病返貧”問題的緩解效果。從研究的結(jié)果來看,新農(nóng)合在這兩個方面所起到的作用較為有限。[1-5]這一方面是因為新農(nóng)合并沒有明顯降低農(nóng)民的“大病支出發(fā)生率”,也沒有明顯達到緩解農(nóng)民“因病致貧,因病返貧”的效果。例如,基于山東省臨沂市的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)分析顯示,參加新農(nóng)合使得農(nóng)戶大病支出的發(fā)生率僅從2004年的8.98%下降到8.25%左右。[6]再如,利用河北、陜西和內(nèi)蒙古的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合補償后,參合者的大病支出發(fā)生率僅從14.3%下降到12.9%,因病致貧率從8.2%下降到7.6%。[7]又如,利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)分析顯示,新農(nóng)合對緩解農(nóng)民“因病致貧”起到了一定作用,但并沒有達到預期效果。[8]另一方面是因為新農(nóng)合并沒有顯著降低農(nóng)民的醫(yī)療費負擔。例如,基于2003年和2005年12個省的調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),沒有證據(jù)說明新農(nóng)合可以降低農(nóng)民的自付醫(yī)療費用和災(zāi)難性醫(yī)療費用支出發(fā)生率。[9]再如,基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2000年、2004年和2006年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),參合者的實際醫(yī)療支出并未顯著下降。[10]
新農(nóng)合帶給農(nóng)民的健康效應(yīng),主要體現(xiàn)在新農(nóng)合對改善農(nóng)民健康狀況、提高農(nóng)民健康水平的實際效果。例如,利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2000年和2006年數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合顯著地促進了農(nóng)村老年人健康狀況的自我評價。[11]再如,利用中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(CLHLS)2005年和2008年的調(diào)查數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示,新農(nóng)合顯著提高了農(nóng)民的健康水平。[12]但也有學者的研究結(jié)果顯示,新農(nóng)合并沒有顯著改善農(nóng)民的健康狀況。例如,基于江蘇省的調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn),新農(nóng)合對減輕農(nóng)民醫(yī)療費支出、增進農(nóng)民健康狀況的作用并不明顯。[13]再如,采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2000年、2004年和2006年的數(shù)據(jù),使用“自評健康”指標考察了新農(nóng)合的健康績效,但并未發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合能顯著改善參合者的健康狀況。[10]
新農(nóng)合除了會給農(nóng)民帶來一定程度的經(jīng)濟效應(yīng)和健康效應(yīng)之外,還將在一定程度上給農(nóng)民帶來精神愉悅和主觀幸福感等心理效應(yīng)。如果說對于新農(nóng)合健康績效的研究處在一種被普遍忽視的狀態(tài)的話,[12]那么,對于新農(nóng)合給農(nóng)民帶來的心理績效的研究,幾乎是一片空白。相關(guān)研究文獻也非常少,鄭風田等遵循理性選擇研究范式分析了農(nóng)村社會保障與農(nóng)村信教行為之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明,新農(nóng)合的開展能夠有效地降低農(nóng)村居民宗教信仰人數(shù)的增長速度。[14]于倩倩等的調(diào)查研究結(jié)果顯示,新農(nóng)合讓60%的農(nóng)民從心理上感覺在面臨疾病風險時有了保障。[15]疾病威脅著農(nóng)民的健康狀況,健康不僅影響農(nóng)民的收入水平,還會影響農(nóng)民的社會參與。農(nóng)民的社會屬性決定了,新農(nóng)合的實施會在促進農(nóng)民健康、增進農(nóng)民社會參與中實現(xiàn)精神愉悅和心理幸福。因此,新農(nóng)合對于農(nóng)民的心理績效是一個值得研究的問題。
二、數(shù)據(jù)來源及其基本情況
(一)抽樣設(shè)計與實施
本文數(shù)據(jù)來自中南財經(jīng)政法大學“社會保障與社會政策研究所”于2009年12月份在全國10個省份30個行政村進行的“農(nóng)村勞動與社會保障問題”千戶農(nóng)民調(diào)查。調(diào)查由本文作者組織參與,調(diào)查員完全按照自愿參與和興趣參與的原則經(jīng)過4次遴選和專門培訓,調(diào)查員由本校勞動與社會保障專業(yè)的15名碩士生和15名本科生構(gòu)成,調(diào)查問卷經(jīng)過了專家討論。調(diào)查采取經(jīng)驗分層和非嚴格概率抽樣方法,首先根據(jù)中國社會經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)差異性,分別在東部、中部和西部地區(qū)選取能夠代表3個地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展狀況的省份,其中東部選取3個省,中部選取4個省,西部選取3個省。然后再根據(jù)每個省的社會經(jīng)濟發(fā)展狀況,分別選取能夠較好代表該省社會經(jīng)濟發(fā)展情況的3個縣及其各地有代表性的1個行政村,再在每個行政村隨機抽取1個自然村,每個自然村隨機抽取約35個農(nóng)民進行入戶結(jié)構(gòu)式問卷訪問和對一部分農(nóng)民的深度訪談。共發(fā)放問卷1050份,有效回收1032份(見表1)。
(二)數(shù)據(jù)基本情況分析
從表2的統(tǒng)計結(jié)果來看,被調(diào)查對象中男性農(nóng)民所占比例約占60%,女性農(nóng)民所占比例約占40%;從被調(diào)查對象的年齡來看,中老年(45歲以上)農(nóng)民占多數(shù),基本上符合正態(tài)分布;從文化程度來看,絕大部分被調(diào)查對象的文化程度在初中及以下,其中小學及以下文化程度的占了將近45%,這與農(nóng)民文化程度普遍較低的現(xiàn)狀相符;從健康狀況來看,超過70%的被調(diào)查對象認為自己身體健康(包括非常健康和比較健康),只有不到8%的被調(diào)查對象認為自己的健康狀況較差,這說明農(nóng)民對自己的健康狀況自評較好;從婚姻狀況來看,超過80%的被調(diào)查對象處于已婚狀態(tài),非在婚(未婚、離異和喪偶)的比例不到20%。從上述5個方面反映的情況來看,調(diào)查樣本具有較好的代表性。
(三)農(nóng)民的疾病風險態(tài)度
新農(nóng)合的初衷是降低農(nóng)民的醫(yī)療費負擔,解決農(nóng)民的“因病致貧,因病返貧”問題,而終極目標應(yīng)該是為農(nóng)民因疾病而導致的經(jīng)濟風險提供安全的保障預期,降低農(nóng)民對疾病風險的恐懼。這兩個目標的實現(xiàn),依賴于新農(nóng)合的保障能力。新農(nóng)合發(fā)展越好越完善,其保障能力就越強,農(nóng)民在面對疾病風險時心里就“越有底”(有保障)。因此,農(nóng)民對疾病風險的態(tài)度,從一個側(cè)面反映了新農(nóng)合的建設(shè)效果,能為我們完善新農(nóng)合提供政策參考價值。本文把農(nóng)民疾病風險態(tài)度,操作化為農(nóng)民對“生病看不起病”的擔心(見表3)。
從表3可以看出,在有新農(nóng)合提供的醫(yī)療保障的條件下,有42.1%的農(nóng)民回答不擔心“自己生病了看不起病”。也就是超過40%的農(nóng)民在有了新農(nóng)合提供的醫(yī)療保障以后不再明顯擔心“生病看不起病”,說明新農(nóng)合在一定程度上降低了農(nóng)民對疾病風險的擔心。但是,在有了新農(nóng)合保障的情況下,仍有57.9%的農(nóng)民擔心“生病看不起病”。這說明新農(nóng)合為農(nóng)民提供的保障能力比較有限,還沒有為大多數(shù)農(nóng)民提供一種穩(wěn)定的安全保障預期,新農(nóng)合的保障能力有待進一步提高。
三、研究假說、模型構(gòu)建與變量選擇
(一)研究假說
本研究置于理性經(jīng)濟人假設(shè)之下。大量研究證實,農(nóng)民是理性的,也是風險厭惡型的。[16-18]在農(nóng)民自身條件一定的條件下,農(nóng)民是否擔心“生病看不起病”,取決于新農(nóng)合的保障能力。新農(nóng)合是一個系統(tǒng)工程,對于農(nóng)民而言,新農(nóng)合的保障能力,首先取決于新農(nóng)合補償機制的合理性。同時,新農(nóng)合的實施也會帶來農(nóng)民就醫(yī)環(huán)境及健康意識等的變化,其政策目標實現(xiàn)和農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況既反映了新農(nóng)合的實施效果,也會在一定程度上影響農(nóng)民的疾病風險態(tài)度。基于此,本文從農(nóng)民自身保障條件(作為控制變量)、新農(nóng)合的補償機制合理性、政策目標實現(xiàn)情況和農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況四個方面,研究其對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。
首先,新農(nóng)合的核心功能是為農(nóng)民的醫(yī)藥費支出提供補償,減輕農(nóng)民的醫(yī)藥費負擔,防止農(nóng)民“因病致貧”和“因病返貧”。因此,新農(nóng)合能否有效降低農(nóng)民的醫(yī)療費負擔,關(guān)鍵在于其補償機制的合理性。新農(nóng)合補償機制的合理性主要體現(xiàn)在農(nóng)民繳費水平高低,醫(yī)藥費報銷繁簡,補償比例高低②,補償范圍大小等幾個方面。[19-22]
本文提出假設(shè)一:新農(nóng)合的繳費標準越高、醫(yī)藥費報銷越煩瑣、補償范圍越小、報銷比例越低,農(nóng)民越擔心疾病風險。
其次,作為一種福利性非常明顯的農(nóng)村社會政策,新農(nóng)合政策目標實現(xiàn)情況也是其保障能力高低的反映。這體現(xiàn)在新農(nóng)合覆蓋面擴大、農(nóng)民看病積極性提高、農(nóng)民醫(yī)療費負擔減輕、農(nóng)民醫(yī)療條件改善和農(nóng)民健康意識提高等方面。
本文提出假設(shè)二:沒有參加新農(nóng)合的農(nóng)民,其看病積極性提高越不明顯、醫(yī)療費負擔減輕越不明顯、醫(yī)療條件改善越不明顯、健康意識提高越不明顯,越擔心疾病風險。
再次,在新農(nóng)合實施前,農(nóng)民面臨嚴重的就醫(yī)難題。新農(nóng)合實施多年后,農(nóng)民就醫(yī)問題的緩解程度是新農(nóng)合保障能力高低的重要反映。農(nóng)民的就醫(yī)問題主要體現(xiàn)在“應(yīng)就診未就診”、“應(yīng)住院未住院”以及“因病致貧,因病返貧”等方面。
本文提出假設(shè)三:“應(yīng)就診未就診”問題緩解越明顯、“應(yīng)住院未住院”問題緩解越明顯、“因病致貧”問題緩解越明顯、“因病返貧”問題緩解越明顯,農(nóng)民越不擔心疾病風險。
最后,為了控制農(nóng)民個體特征的影響,本文選擇性別、年齡、教育年限、健康狀況、收入水平和所在地區(qū)6個因素作為控制變量。在農(nóng)村,女性的社會地位一般比較低,處于弱勢地位,相對于男性而言,女性農(nóng)民的經(jīng)濟安全狀況一般較差,[23]可能更擔心疾病風險。進入老齡階段以后,年齡越大可能意味著健康狀況越差,擁有的健康資本越少,自我保障能力也越低,可能越擔心疾病風險。教育年限和健康狀況是個體人力資本的重要成分,農(nóng)民的人力資本越多,自我保障能力和參與社會保障的機會也將越多,可能越不擔心疾病風險。在農(nóng)村,農(nóng)民是以家庭為單位處理各種風險的,[24]家庭收入越多,對疾病風險的保障能力越強,因此,家庭收入越多的農(nóng)民,可能越不擔心疾病風險。中國是一個地區(qū)發(fā)展極不平衡的國家,東中西部地區(qū)之間表現(xiàn)出經(jīng)濟發(fā)展水平依次降低的趨勢。因此,東部地區(qū)的農(nóng)民擔心疾病風險的可能越小。
本文提出假設(shè)四:女性、年齡越大、受教育年限越短、健康狀況越差、家庭收入越少、中西部地區(qū)的農(nóng)民,更擔心疾病風險。
(二)模型構(gòu)建
由于因變量是一個二分類變量,本文采用Binary Logistic回歸模型進行數(shù)據(jù)處理。
設(shè)因變量為y,取值1表示農(nóng)民擔心“生病看不起病”,取值0表示農(nóng)民不擔心“生病看不起病”。影響y的m個自變量分別記為
(1≤m≤19)。設(shè)農(nóng)民i擔心“生病看不起病”發(fā)生的條件概率為
則表示農(nóng)民i擔心“生病看不起病”發(fā)生的概率,它們均是由自變量向量X構(gòu)成的非線性函數(shù):
農(nóng)民擔心“生病看不起病”與不擔心“生病看不起病”的概率之比
被稱為事件發(fā)生比,簡寫為Odds。Odds一定為正值(因為0<
<1)且沒有上界。對Odds進行對數(shù)變換,得到Logistic回歸模型的線性表達式為:
(1)式和(2)式中,α為常數(shù)項,m為自變量的個數(shù),其中,
是自變量的系數(shù),反映自變量影響農(nóng)民擔心“生病看不起病”的方向及程度。
(三)變量選擇
自變量從新農(nóng)合的補償機制合理性、政策目標實現(xiàn)及農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況和農(nóng)民個體特征四個方面來選取,其中農(nóng)民個體特征變量為控制變量,目的是分解出因農(nóng)民個體特征差異帶來的影響。新農(nóng)合補償機制合理性、新農(nóng)合政策目標實現(xiàn)與農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況反映新農(nóng)合的保障能力。從變量的類型來看,性別、所在地區(qū)和是否參加新農(nóng)合是虛擬變量;年齡、教育年限、收入水平是連續(xù)變量;健康狀況是有序多分類變量;其他變量為虛擬變量。在社會科學研究中,由于有序多分類變量比較多,研究者為統(tǒng)計方便,也常把有序多分類變量近似地當成是連續(xù)變量來處理。[25]因此,本文的自變量均滿足回歸分析的基本要求(見表4)。
四、新農(nóng)合對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響
(一)模型估計結(jié)果
為檢驗每個層面的自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響,本文采用逐步回歸方法。第一步,引入農(nóng)民個體特征變量,包括性別、年齡、教育年限、健康狀況、家庭收入和所在地區(qū),得到模型1;第二步,在模型1基礎(chǔ)上,加入新農(nóng)合補償機制合理性變量,得到模型2;第三步,在模型2基礎(chǔ)上,加入新農(nóng)合政策目標實現(xiàn)情況的變量,得到模型3;第四步,在模型3基礎(chǔ)上,加入農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況變量,得到模型4(見表5)。
(二)模型估計結(jié)果分析
從表5的統(tǒng)計結(jié)果來看,新農(nóng)合的補償機制合理性、政策目標實現(xiàn)、農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況和農(nóng)民個體特征四個方面的解釋變量,對農(nóng)民的疾病風險態(tài)度有不同方向、不同程度、不同顯著性水平的影響。具體來看:
首先,新農(nóng)合補償機制合理性對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。費用報銷繁簡和報銷范圍大小兩個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著影響。其中,報銷范圍大小對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的正向影響,即報銷范圍越小,農(nóng)民越擔心疾病風險,前者擔心疾病風險的概率發(fā)生比是后者的2.17倍。這與假設(shè)一相符。費用報銷繁簡對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的負向影響,即醫(yī)藥費報銷越煩瑣,農(nóng)民越不擔心疾病風險,前者擔心疾病風險的概率發(fā)生比是后者的0.67倍。這與假設(shè)一相反。一個可能的解釋是:醫(yī)藥費報銷便利,可能是因為這些醫(yī)藥費支出發(fā)生在鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院以及定點診所等,而這些地方往往是農(nóng)民小病就醫(yī)的地方,反映出農(nóng)民大病醫(yī)療服務(wù)可及性較差,因此表現(xiàn)出與假設(shè)一相反的結(jié)果。繳費水平高低、報銷比例大小兩個自變量沒有通過顯著性檢驗,說明繳費水平高低和報銷比例大小對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響缺乏統(tǒng)計學意義。這與假設(shè)一相反。可能的解釋:一是農(nóng)民的繳費水平普遍不高,調(diào)查顯示近80%的農(nóng)民認為繳費水平不高;二是農(nóng)民醫(yī)藥費實際報銷比例普遍較低,平均只有20%~30%。[21-22][26]
其次,新農(nóng)合政策目標實現(xiàn)情況對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。醫(yī)療費負擔減輕,對農(nóng)民疾病風險的態(tài)度有顯著的負向影響,即醫(yī)藥費負擔減輕越明顯,農(nóng)民越不擔心疾病風險,前者擔心疾病風險的概率發(fā)生比是后者的0.65倍。這與假設(shè)二相符。醫(yī)療條件改善、健康意識提高和看病積極性提高3個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的正向影響,即醫(yī)療條件改善、健康意識提高和看病積極性提高越明顯,農(nóng)民越擔心疾病風險,前者擔心疾病風險的概率發(fā)生比分別是后者的1.42倍、1.44倍和1.50倍。這與假設(shè)二相反。可能的解釋:一是政府提供的醫(yī)療資源是有限的,如果把有限的醫(yī)療資源過多地用于改善農(nóng)村當前的醫(yī)療衛(wèi)生條件,那么新農(nóng)合的保障能力將降低;二是農(nóng)民利益目標的即期性,即從長期來看,改善農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生條件對農(nóng)民的長期受益是有利的,但在即期目標驅(qū)動下,農(nóng)民并不“買賬”;三是農(nóng)民健康意識提高越明顯,越可能更多地接觸當前社會普遍存在的醫(yī)療價格虛高和醫(yī)生道德風險等負面信息,也就可能越擔心生病看不起病。是否參加新農(nóng)合沒有通過顯著性檢驗。
再次,農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧3個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著影響,且影響方向皆為正向。即新農(nóng)合實施后,農(nóng)民應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧3個方面的就醫(yī)問題越嚴重,農(nóng)民越擔心疾病風險,應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧問題嚴重的農(nóng)民,擔心疾病風險的概率發(fā)生比是上述3個問題不嚴重的農(nóng)民這一概率發(fā)生比的1.72倍、1.94倍和1.32倍。這與假設(shè)三相符。因病返貧問題對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響沒有通過顯著性檢驗。這與假設(shè)三相反。可能的解釋是:新農(nóng)合的實施雖然提高了農(nóng)民的應(yīng)就診未就診和應(yīng)住院未住院的比例,提高了農(nóng)民醫(yī)療服務(wù)可得性,讓農(nóng)民能夠及時就醫(yī),一定程度上緩解了農(nóng)民“因病致貧”的問題,但新農(nóng)合補償機制設(shè)計的缺陷以及醫(yī)療供方道德風險的普遍存在,導致新農(nóng)合對農(nóng)民“災(zāi)難性醫(yī)療支出”的補償能力非常有限,農(nóng)民仍然深處于“因病致貧,因病返貧”的困境中。[4]
最后,農(nóng)民個體特征變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響。年齡越大,農(nóng)民越擔心疾病風險,年齡每增加1歲,農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比將增加2.3%;健康狀況越差,農(nóng)民面臨的健康風險越大,健康狀況每下降一個檔次,農(nóng)民面臨較小健康風險的概率將減少16.6%。性別、教育年限和所在地區(qū)3個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的負向影響,即男性、教育年限越長和東部地區(qū)的農(nóng)民越不擔心疾病風險。男性農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比是女性農(nóng)民這一概率發(fā)生比的0.73倍;教育年限每增加1年,農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比將降低5.26%;東部地區(qū)農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比是中西部地區(qū)農(nóng)民這一概率發(fā)生比的0.49倍。這與假設(shè)四相符。家庭收入對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的正向影響,即家庭收入越多的農(nóng)民越擔心疾病風險,這與假設(shè)四相反。可能的解釋:一是農(nóng)民的收入水平普遍不高,扣除農(nóng)民的生活與生產(chǎn)成本之后會更低;二是農(nóng)民收入水平高也可能會選擇級別較高的大醫(yī)院,而大醫(yī)院消費高報銷比例低,所以導致與假設(shè)相反的結(jié)果。
五、結(jié)論與政策啟示
(一)研究結(jié)論
新農(nóng)合的保障能力比較有限,還沒有為農(nóng)民提供一種穩(wěn)定的健康安全保障預期。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示,在擁有新農(nóng)合保障的條件下,有42.1%的農(nóng)民不再明確表示擔心“自己生病看不起病”,說明新農(nóng)合在一定程度上緩解了農(nóng)民對于“自己生病看不起病”的擔憂。但在擁有新農(nóng)合保障的條件下,仍然有57.9%的農(nóng)民表示擔心“自己生病看不起病”,大多數(shù)農(nóng)民依然面臨著比較嚴重的疾病風險。這反映出新農(nóng)合的保障能力尚比較有限,還沒有能夠為大多數(shù)農(nóng)民提供一種穩(wěn)定的“健康安全保障預期”,新農(nóng)合的保障能力有待進一步提高。
新農(nóng)合對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響體現(xiàn)在多個方面。新農(nóng)合的補償機制合理性、政策目標實現(xiàn)和農(nóng)民就醫(yī)問題緩解情況三個層面13個自變量中,有9個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著影響。其中,醫(yī)藥費負擔減輕、報銷手續(xù)繁簡兩個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的負向影響,即醫(yī)藥費負擔減輕越不明顯,報銷手續(xù)越便利,農(nóng)民越擔心疾病風險。補償范圍大小、醫(yī)療條件改善、健康意識提高、看病積極性提高、應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧問題7個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的正向影響,即補償范圍越大,醫(yī)療條件改善、健康意識提高和看病積極性提高越明顯,農(nóng)民越不擔心疾病風險;應(yīng)就診未就診、應(yīng)住院未住院和因病致貧問題越不嚴重的農(nóng)民,越不擔心疾病風險。
農(nóng)民個體特征對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著影響。性別、年齡、教育年限、家庭收入和所在地區(qū)5個自變量對農(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著影響。其中,性別、教育年限和所在區(qū)域?qū)r(nóng)民疾病風險態(tài)度有顯著的負向影響,即女性、教育年限越長和西部地區(qū)的農(nóng)民,越擔心疾病風險,女性農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比是男性農(nóng)民這一概率發(fā)生比的1.4倍;教育年限每增加1年,農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比將降低5.26%;西部地區(qū)農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比是東部地區(qū)農(nóng)民這一概率發(fā)生比的2.1倍。年齡每增加1歲,農(nóng)民擔心疾病風險的概率發(fā)生比將增加2.3%;家庭收入多的農(nóng)民越擔心疾病風險。
(二)政策啟示
1.提高新農(nóng)合的保障能力是降低農(nóng)民擔心疾病風險的根本出路。綜合分析新農(nóng)合對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的顯著影響可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)民是否擔心疾病風險,不是取決于農(nóng)民是否擁有新農(nóng)合提供的醫(yī)療保障,而是取決于新農(nóng)合提供的醫(yī)療保障水平。因此,降低農(nóng)民健康風險,關(guān)鍵在于提高新農(nóng)合的保障能力。根據(jù)實證研究結(jié)果,可以通過兩種途徑提高新農(nóng)合的保障能力:一是調(diào)整新農(nóng)合按照不同醫(yī)院級別設(shè)定的補償比例高低順序,應(yīng)該提高縣級及以上醫(yī)療機構(gòu)的補償比例,以切實減輕農(nóng)民大病醫(yī)療費負擔,同時,要規(guī)范基本藥品配送制度,確保基層醫(yī)療機構(gòu)中重大疾病康復用藥需求得到滿足;二是適度擴大補償范圍,把一些給農(nóng)民帶來較大醫(yī)藥費負擔卻又不需要住院治療的常見病納入新農(nóng)合報銷范圍,切實提高新農(nóng)合補償機制的合理性。
2.降低農(nóng)民對“生病看不起病”的心理恐懼,不能僅靠新農(nóng)合提供的醫(yī)療保障。個體特征變量中,教育年限對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的顯著影響,說明加大農(nóng)民人力資本投資能有效降低農(nóng)民對疾病風險的擔心。因此,政府有必要加大對農(nóng)民的教育投入力度,包括提高農(nóng)民的文化程度,鼓勵農(nóng)民加強身體鍛煉(如設(shè)立農(nóng)民體育鍛煉基金,開展農(nóng)民“趣味運動會”等),提高農(nóng)民預防與抵抗疾病風險的能力,進而降低農(nóng)民對疾病風險的擔心。中西部地區(qū)農(nóng)民更加擔心疾病風險,受經(jīng)濟發(fā)展水平的影響,西部地區(qū)新農(nóng)合的保障能力低也是一個重要因素。因此,加大政府對中西部地區(qū)新農(nóng)合建設(shè)的支持力度,提升中西部地區(qū)新農(nóng)合的保障能力,有助于從總體上降低農(nóng)民對疾病風險的擔心。
注釋:
①新農(nóng)合對農(nóng)民的心理績效可以從新農(nóng)合對農(nóng)民主觀幸福感的影響、對農(nóng)民疾病風險態(tài)度的影響以及對農(nóng)民宗教信仰行為的影響來測量。
②大量的研究證明,新農(nóng)合的實際補償比例平均只有30%左右。例如,胡善聯(lián)的調(diào)研結(jié)果顯示,新農(nóng)合的補償比例很低,一般只有30%左右;郭景平等2006年對天津市的調(diào)查結(jié)果顯示,新農(nóng)合住院補償比例只有26.9%;張廣科的調(diào)研結(jié)論顯示,農(nóng)民的平均住院補償率實際上只有20%~30%;易紅梅、張林秀等的調(diào)研結(jié)果顯示,農(nóng)民的實際補償比例平均只有28.9%。
中國鄉(xiāng)村發(fā)現(xiàn)網(wǎng)轉(zhuǎn)自：《人口學刊》2016年第2期
(掃一掃，更多精彩內(nèi)容！)
