前言
第9章 推进新型农村合作医疗制度持续发展的建议与讨论
9.1 新型农村合作医疗制度可持续性评价
9.1.1 从新型农村合作医疗制度公平性的角度来评价制度的可持续性
保持健康和获得基本的医疗卫生服务是人的一项基本权利，因而公平性是医疗卫生政策评价的一个重要原则，也是医疗卫生政策得以持续实施的重要衡量标准。自从2001年世界卫生组织将我国医疗卫生费用负担公平性列为所有成员国中倒数第4位时，我们才真正开始意识到我国健康和医疗卫生服务领域在公平性方面面临着如此严峻的挑战。在2003年开始试点实施的新型农村合作医疗制度，也承载了促进我国医疗卫生公平和健康公平的重要历史使命。
从我们对江苏省农村居民健康公平和医疗公平现状的调查分析来看，调查地区农村居民的健康状况和医疗服务利用水平与他们的收入水平呈负相关关系：与富人相比，穷人的慢性病患病率更高，自评健康状况更差；穷人患病后由于经济困难应就诊而未就诊、应住院而未住院的比例均高于富人。从农村居民对医疗服务的实际需要来看，健康状况差的人，应就诊而未就诊和应住院而未住院的比例也较低，他们获得的医疗卫生服务反而少。综上所述，调查地区农村居民健康状况、经济状况和医疗卫生服务利用之间的关系呈现出以下特征：经济状况差的人，健康状况较差，医疗卫生服务利用的可得性也较差，这证明了健康和医疗的不公平性分布。
新型农村合作医疗制度的出发点是依照医疗服务公平性的要求来设计的，它根据参合居民患病并发生医疗费用后，按医疗费用分段累计补偿比例进行医疗补偿。但是，为了在避免人们因为保险带来的过度需求所导致的医疗卫生资源浪费和人们应获得基本医疗卫生服务之间进行权衡，新农合制度在政策设计中设置起付线和封顶线，在报销环节实行预付制，使得部分参合居民因负担不起预付的医疗费用或自付部分而无法获得医疗服务，导致从新农合中受益的对象可能并不是穷人和健康状况最差的那部分人。本书比较了江苏省调查地区农村居民无医疗支出的初始状态、发生医疗支出后和新农合补偿后三种情景下农村居民医疗经济负担的公平性，结果发现，居民患病后医疗费用的产生进一步地加大了人群的贫富差距，医疗支出更多地集中于收入较低的人群，但在新农合补偿后，这种不公平程度有所改善。
9.1.2 从新型农村合作医疗政策影响的角度来评价制度的可持续性
本书第6章从新型农村合作医疗制度对需求方政策影响的角度讨论了该制度的可持续性。在讨论某一政策影响或经济刺激对结果变量的影响时，关键在于科学方法的选择。本书通过比较几种计量经济方法，剥离了其他因素对结果变量的影响，控制了模型的内生性问题，测度了由于新农合政策这一因素对参合居民医疗服务利用、健康状况和健康相关行为的净影响。
实证结果表明，江苏省调查地区农村居民的就诊概率并不显著地受他们是否参加新农合影响，但新农合对患者门诊医疗支出有显著的负向影响，参加新农合的患者门诊医疗支出比未参加新农合的患者门诊医疗支出低60.83元；从新农合对农村居民健康状况的影响来看，计量分析结果表明二者之间并无因果关系，目前新型农村合作医疗的实施对农村居民健康状况有促进的趋势，但其作用并不十分明显；从新农合对农村居民健康相关行为的影响来看，参加新农合并未改变人们的吸烟行为，但新农合促进了人们对酒精的消费，这说明在一定程度上可能存在道德风险的问题。
综上所述，江苏省新型农村合作医疗的政策影响集中地表现在它降低了农村居民的自付医疗支出，减轻了患者的疾病经济负担方面，目前它对农村居民的就诊概率和健康状况无明显影响。任何一项政策的持续实施需要分析并评价该项政策的影响，由于新农合显著地降低了参合者的门诊医疗支出，一定程度上减轻了农村居民就诊的疾病经济负担，使农民从中受益，因此，从需求者的角度来看，江苏省新型农村合作医疗对其既定的政策目标起到了作用，并获得了一定的成效。
9.1.3 从农户参合行为的角度来评价制度的可持续性
新型农村合作医疗制度遵循自愿参加的原则，农民是合作医疗资金筹集的主要力量。新型农村合作医疗制度的基本目标在于把全体农村居民都纳入基本医疗卫生服务的保障范围，农户家庭成员健康状况和目前新型农村合作医疗政策实施的效果对农户下一年是否参加（或退出）有重要影响。因此，保持较高的新农合覆盖率成为该制度持续实施的前提条件。本研究第7章通过对新型农村合作医疗政策试点期江苏省经济发展水平不同的两个地区的实地调查数据，分析了农户参加新型农村合作医疗制度的影响因素，并重点探讨在经济发展水平不同地区制度设计的差异对农户持续参加新农合的影响。
研究结果表明，农民的受教育年限、家庭人均纯收入、村干部对政策的重视程度和制度设计的差异是影响农民参加新型合作医疗的重要因素。其他反映个人特征的变量均未通过显著性检验，这说明新型农村合作医疗制度实行以户为单位参加的规定规避了农民的个体特征对选择行为的影响，有效地防止了逆向选择行为的发生。但并不是每一个农民都愿意参加合作医疗，政府必须保证将低收入农户纳入合作医疗保障体系，减少因病致贫现象，在经济发展程度不同的地区提供有区别的制度设计，设计一种公平的资金筹集方式，以满足不同经济发展水平地区农村居民对新农合政策的需求。
9.2 建议与讨论
理论和实践经验表明，医疗市场存在严重的外部性、信息不对称和不确定性，因而存在市场失灵，政府在医疗卫生系统中具有重要作用。《2000年世界卫生报告》指出，“卫生系统不仅有责任提高人们的健康水平，而且还有责任减少患者的经费开支，并在对待他们时能够保证患者的尊严不受侵犯”。新型农村合作医疗是我国农村卫生体系的重要组成部分，它主要通过对农户进行补贴和对卫生服务改进的形式，减少农户的疾病经济负担，减少农户因病致贫的现象，最终改善农村居民的健康水平。
本研究基于农村居民“看病难、看病贵”和“因病致贫、因病返贫”的现实情况，结合新时期我国农村医疗保障制度改革的背景，提出了判断新型农村合作医疗制度可持续性的三个标准，并采用在江苏省的实地调查数据进行实证检验。本研究以农村居民的健康风险为切入点，从农村居民健康公平与医疗卫生服务的公平性、新农合对参合居民的政策影响和农户参合行为三方面来讨论新农合制度的可持续性，其研究结果对未来公共卫生政策的制定提供重要的信息，研究结论有助于政策制定者理解患者医疗服务的需求行为，也为目前的农村医疗改革提供评价的依据，因此具有深远的政策含义。
第一，本书阐明了具有优良社会经济状况的居民拥有更多的促进健康的机会和能力，证明了提高农村居民的收入水平和教育水平、确保优良的工作环境、提倡健康的生活方式将对增进居民的健康状况、减少疾病风险具有重要作用。新型农村合作医疗作为农户应对健康经济风险的有效措施，能显著地降低农村居民的疾病经济负担。因此，从总体方向上来说，应继续在广大农村地区大力推广新型农村合作医疗制度，在合作医疗以保险原理设计的基础之上，遵循保险大数原则的基本法则，保持较高的政策覆盖率，逐步提高新农合补偿水平，实现农村居民人人享有医疗保障的目标。
第二，改革开放以来，我国省际间农村居民人均纯收入、人均消费水平、人均农业人口消费水平的差距不断扩大，并且同一省份内部经济发展也存在很大差距。政府要保障所有人都能享受到基本医疗卫生服务，最直接的方式是通过财政手段向经济欠发达地区实行政策倾斜，实行符合各地区不同经济发展水平的合作医疗模式，并逐步提高政策的补偿比例，确保新型农村合作医疗制度的持续运行。对于经济水平欠发达的苏北地区，经济困难是影响低收入农户获得基本医疗服务的最重要因素，也是影响他们参加新型农村合作医疗的原因之一。因此，从医疗公平角度和保障功能来看，经济欠发达地区应实行“既保大病又保小病”的新农合模式，保大病是新型农村合作医疗的核心，保小病可以使更多的农民从中受益，确保把没有支付能力而不能获得基本医疗服务的低收入农户纳入到新型农村合作医疗体系。对于在既定年份内从未发生过报销的农民来说，应继续坚持通过免费体检的方式调动农民参合的积极性，确保资金良性运转，使基金的年结余率保持在一个合理的水平。同时，新农合制度也可以逐步尝试实行有差异的征缴标准，统一的征缴标准使参保对象中较为富裕的人享受到了更多的医疗卫生服务资源，存在“穷人帮富人”的不平等，这相当于穷人对富人的反向补贴，这样的医疗筹资系统的公平性是累退的。因此，为了实现合作医疗对穷人的保障功能，可以探寻对同一地区不同收入水平或不同阶层实行有差异的征缴方式。
第三，实证研究表明，调查地区农村居民健康和医疗服务利用存在一定程度的不公平，经济状况差的人，健康状况较差，医疗卫生服务利用的可得性也较差。分析这种不公平状态产生的原因，一是来自于居民本身的收入差距。具有优良社会经济状况的居民拥有更多的促进健康的机会和能力，家庭经济困难本身会影响到医疗服务的可获性，较低的收入水平会使居民获取生活基本要素的能力受到限制，缺乏对诸如营养、住房和医疗保健的基本消费能力，这种收入的不平等会导致居民健康和医疗服务可获性的不平等。二是来自于医疗卫生供给的不平等。长期以来，我国城乡二元结构在医疗卫生服务领域同样存在，这种供给的不平等也导致农村居民不能享受到与城市居民同质同量的医疗卫生服务，在农村居民内部，由于收入、文化水平和职业等个人特征的差距同样导致了他们在健康和医疗卫生服务利用上的不平等。由于健康和基本医疗服务的获得是居民的一项基本权利，医疗卫生资源利用公平性的含义也要求医疗服务的可及性和可得性与人们的经济状况无关，人们在医疗保险和保障中获得的医疗经济补偿也应与收入水平无关。在我们的调查地区，居民患病后医疗费用的产生进一步地加大了人群的贫富差距，医疗支出更多地集中于收入较低的人群，但值得欣慰的是，我们通过一系列指标计算后发现，江苏省参合居民经过新型农村合作医疗补偿后，这种不公平程度有所改善。但调查中我们发现，穷人患病后就连医疗支出中的自付部分也无法负担，因而难以进入正规医疗市场就医，享受不到新农合带来的好处。而富人有足够的支付能力，一旦符合合作医疗报销的规定，就能从新农合中得到补偿，在这样的情况下，当富人和穷人所患同样的疾病，则富人比穷人更容易从新农合中受益。
第四，从目前的政策效果来看，新型农村合作医疗制度有助于降低农村居民的疾病经济负担，但该制度对农村居民就诊概率并没有显著影响，对农村居民健康状况的改善有促进的趋势，但效果并不十分明显。我们认为，新型农村合作医疗实施的时间较短，农村居民的就诊行为、健康状况和健康相关行为有一个滞后的反应时期，政策效果很难在短时期内显现出来。居民健康状况的改善和提高是一个系统工程，单靠合作医疗制度本身并不足以全面提高农村居民的健康水平，它需要农村公共服务、生活环境、农村卫生人员业务素质的提高、完善的医疗服务体系和医疗保障体系建设，以及药品供给制度等一系列配套措施的通力合作才能实现。由于医疗卫生的公共产品特性，必须加强政府在提供农村公共卫生服务和新型农村合作医疗中的作用。因此，新农合的持续运行也有赖于提高农户对社区所提供的卫生服务，医疗机构的服务质量，以及对村医生的信任等因素。政府要致立于提高医疗机构的服务水平，加强对药品的管理和监督，加强对村干部培训和对村医生业务素质的培训，提高服务质量，增强基层卫生人员的素质，以提高农民对新农合的满意度。
第五，为了最大限度避免逆向选择行为的发生，必须严格实行以农户为单位自愿参加合作医疗的原则。我们的案例研究表明，虽然国家强调新型农村合作医疗是以家庭为单位参加，但是，仍有一些地方政策允许以个人为单位参加，这必然导致逆向选择的发生。本研究实地调查结果表明，18岁以下和51岁以上人数占参加总人数的一半以上。在以保险为特征的设计原则下，这增加了基金补偿的风险，影响合作医疗基金的良性运转，长期来看，必然会影响到新型农村合作医疗的可持续发展。在以农户家庭为单位自愿参加合作医疗的情况下，虽已很大程度上缓解了逆向选择的发生，但是，“保大病不保小病”的合作医疗模式还是可能会失去一部分身体健康而风险范防意识不强的对象。但是，相对于其他医疗保险方式，合作医疗筹资低，人们仍保持了较高的积极性，只要农村卫生机构能为农村居民提供较为优质的公共卫生服务，合作医疗也能持续运作。
第六，在我们的调查中，与全国平均水平相比，江苏省新农合人均住院补偿额和补偿比例较高，各年度增长也较快，这得益于江苏省政府对该制度的重视和大力实施，也归功于各级卫生机构相关负责部门的科学管理，但我们仍需要客观辩证地看待这些指标。在评价一项政策时我们不能只看表明的指标和数字，更应该深入挖掘数字背后潜在的原因。例如，江苏省人均住院医疗费用本身就比全国平均水平高，由于人均费用较高，同等补偿比例下补偿额自然较高，较高的补偿额又需要较高的基金总额和较高的筹资水平相适应，因而农民获得报销后承担的自付费用也并不少。调查中也发现，较高的医疗服务价格仍是江苏省农村居民看病难、看病贵的重要原因，因此，做好医疗服务价格和医疗费用的控制工作仍是江苏省医疗卫生部门的艰巨任务。
另外，值得注意的是，需求决定供给的经济规律要求从农民的有效需求出发，在合作医疗制度的实施过程中，必须坚持自下而上的需求导向，政府的职能是做出有效的制度安排来真正满足农民的需求。如果上级政府给基层干部扩大合作医疗的覆盖面到达一定比例的任务，甚至将它作为考核干部政绩的指标之一，那么某些地方的基层干部就会纯粹为了完成指标、获得政绩，盲目扩大覆盖面，在宣传、动员的过程中就有可能出现偏差，如果农民对政策的理解出现偏差，新农合的效果便会起到反作用。在调查中，我们有时会听到类似于“不能从新农合中得到报销”的抱怨，究其原因，有的是疾病或药品未列入新农合报销范围，有的是患者未遵循合作医疗规定的补偿程序未得到补偿，例如他们没有到合作医疗的定点机构看病，没有遵循严格的转诊手续等，这可能导致他们的实际补偿比例较低或未得到补偿，还有的是因为家人外出打工，患病后并未返回家乡在指定的医疗点看病因此不能获得报销。上述几种原因都会引起参合居民的误解，影响农村居民参合的积极性。因此，加强政府新农合制度的宣传和管理能力，对参合居民就诊报销的程序和规范性要求进行指导，完善对于外出务工人员新农合报销制度，对新农合制度的持续实施都具有重要作用。
最后要指出的是，本研究是基于对江苏省的调查，所得出的结论在推广到全国时可能会有其局限性，不同地区应当根据当地经济发展水平和医疗卫生状况，结合当地农村居民的真实需求，因地制宜地制定适合各地区新型农村合作医疗政策实施的措施。这也为我们今后进一步研究其他地区新型农村合作医疗政策提供了思路。
附录1
国务院办公厅转发卫生部等部门关于建立新型农村合作医疗制度意见的通知
关于建立新型农村合作医疗制度的意见
一、目标和原则
新型农村合作医疗制度是由政府组织、引导、支持，农民自愿参加，个人、集体和政府多方筹资，以大病统筹为主的农民医疗互助共济制度。从2003年起，各省、自治区、直辖市至少要选择2～3个县（市）先行试点，取得经验后逐步推开。到2010年，实现在全国建立基本覆盖农村居民的新型农村合作医疗制度的目标，减轻农民因疾病带来的经济负担，提高农民健康水平。
建立新型农村合作医疗制度要遵循以下原则：
（一）自愿参加，多方筹资。农民以家庭为单位自愿参加新型农村合作医疗，遵守有关规章制度，按时足额缴纳合作医疗经费；乡（镇）、村集体要给予资金扶持；中央和地方各级财政每年要安排一定专项资金予以支持。
（二）以收定支，保障适度。新型农村合作医疗制度要坚持以收定支，收支平衡的原则，既保证这项制度持续有效运行，又使农民能够享有最基本的医疗服务。
（三）先行试点，逐步推广。建立新型农村合作医疗制度必须从实际出发，通过试点总结经验，不断完善，稳步发展。要随着农村社会经济的发展和农民收入的增加，逐步提高新型农村合作医疗制度的社会化程度和抗风险能力。
二、组织管理
（一）新型农村合作医疗制度一般采取以县（市）为单位进行统筹。条件不具备的地方，在起步阶段也可采取以乡（镇）为单位进行统筹，逐步向县（市）统筹过渡。
（二）要按照精简、效能的原则，建立新型农村合作医疗制度管理体制。省、地级人民政府成立由卫生、财政、农业、民政、审计、扶贫等部门组成的农村合作医疗协调小组。各级卫生行政部门内部应设立专门的农村合作医疗管理机构，原则上不增加编制。
县级人民政府成立由有关部门和参加合作医疗的农民代表组成的农村合作医疗管理委员会，负责有关组织、协调、管理和指导工作。委员会下设经办机构，负责具体业务工作，人员由县级人民政府调剂解决。根据需要在乡（镇）可设立派出机构（人员）或委托有关机构管理。经办机构的人员和工作经费列入同级财政预算，不得从农村合作医疗基金中提取。
三、筹资标准
新型农村合作医疗制度实行个人缴费、集体扶持和政府资助相结合的筹资机制。
（一）农民个人每年的缴费标准不应低于10元，经济条件好的地区可相应提高缴费标准。乡镇企业职工（不含以农民家庭为单位参加新型农村合作医疗的人员）是否参加新型农村合作医疗由县级人民政府确定。
（二）有条件的乡村集体经济组织应对本地新型农村合作医疗制度给予适当扶持。扶持新型农村合作医疗的乡村集体经济组织类型、出资标准由县级人民政府确定，但集体出资部分不得向农民摊派。鼓励社会团体和个人资助新型农村合作医疗制度。
（三）地方财政每年对参加新型农村合作医疗农民的资助不低于人均10元，具体补助标准和分级负担比例由省级人民政府确定。经济较发达的东部地区，地方各级财政可适当增加投入。从2003年起，中央财政每年通过专项转移支付对中西部地区除市区以外的参加新型农村合作医疗的农民按人均10元安排补助资金。
四、资金管理
农村合作医疗基金是由农民自愿缴纳、集体扶持、政府资助的民办公助社会性资金，要按照以收定支、收支平衡和公开、公平、公正的原则进行管理，必须专款专用，专户储存，不得挤占挪用。
（一）农村合作医疗基金由农村合作医疗管理委员会及其经办机构进行管理。农村合作医疗经办机构应在经管理委员会认定的国有商业银行设立农村合作医疗基金专用账户，确保基金的安全和完整，并建立健全农村合作医疗基金管理的规章制度，按照规定合理筹集、及时审核支付农村合作医疗基金。
（二）农村合作医疗基金中农民个人缴费及乡村集体经济组织的扶持资金，原则上按年由农村合作医疗经办机构在乡（镇）设立的派出机构（人员）或委托有关机构收缴，存入农村合作医疗基金专用账户；地方财政支持资金，由地方各级财政部门根据参加新型农村合作医疗的实际人数，划拨到农村合作医疗基金专用账户；中央财政补助中西部地区新型农村合作医疗的专项资金，由财政部根据各地区参加新型农村合作医疗的实际人数和资金到位等情况核定，向省级财政划拨。中央和地方各级财政要确保补助资金及时、全额拨付到农村合作医疗基金专用账户，并通过新型农村合作医疗试点逐步完善补助资金的划拨办法，尽可能简化程序，易于操作。要结合财政国库管理制度改革和完善情况，逐步实现财政直接支付。关于新型农村合作医疗资金具体补助办法，由财政部商有关部门研究制定。
（三）农村合作医疗基金主要补助参加新型农村合作医疗农民的大额医疗费用或住院医疗费用。有条件的地方，可实行大额医疗费用补助与小额医疗费用补助结合的办法，既提高抗风险能力又兼顾农民受益面。对参加新型农村合作医疗的农民，年内没有动用农村合作医疗基金的，要安排进行一次常规性体检。各省、自治区、直辖市要制订农村合作医疗报销基本药物目录。各县（市）要根据筹资总额，结合当地实际，科学合理地确定农村合作医疗基金的支付范围、支付标准和额度，确定常规性体检的具体检查项目和方式，防止农村合作医疗基金超支或过多结余。
（四）加强对农村合作医疗基金的监管。农村合作医疗经办机构要定期向农村合作医疗管理委员会汇报农村合作压疗基金的收支、使用情况；要采取张榜公布等措施，定期向社会公布农村合作医疗基金的具体收支、使用情况，保证参加合作医疗农民的参与、知情和监督的权利。县级人民政府可根据本地实际，成立由相关政府部门和参加合作医疗的农民代表共同组成的农村合作医疗监督委员会，定期检查、监督农村合作医疗基金使用和管理情况。农村合作医疗管理委员会要定期向监督委员会和同级人民代表大会汇报工作，主动接受监督。审计部门要定期对农村合作医疗基金收支和管理情况进行审计。
五、医疗服务管理
加强农村卫生服务网络建设，强化对农村医疗卫生机构的行业管理，积极推进农村医疗卫生体制改革，不断提高医疗卫生服务能力和水平，使农民得到较好的医疗服务。各地区要根据情况，在农村卫生机构中择优选择农村合作医疗的服务机构，并加强监管力度，实行动态管理。要完善并落实各种诊疗规范和管理制度，保证服务质量，提高服务效率，控制医疗费用。
六、组织实施
（一）省级人民政府要制订新型农村合作医疗制度的管理办法，本着农民参保积极性较高，财政承受能力较强，管理基础较好的原则选择试点县（市），积极、稳妥地开展新型农村合作医疗试点工作。试点工作的重点是探索新型农村合作医疗管理体制、筹资机制和运行机制。县级人民政府要制定具体方案，各级相关部门在同级人民政府统一领导下组织实施。
（二）要切实加强对新型农村合作医疗的宣传教育，采取多种形式向农民宣传新型农村合作医疗的重要意义和当地的具体做法，引导农民不断增强自我保健和互助共济意识，动员广大农民自愿、积极参加新型农村合作医疗。农民参加合作医疗所履行的缴费义务，不能视为增加农民负担。
建立新型农村合作医疗制度是帮助农民抵御重大疾病风险的有效途径，是推进农村卫生改革与发展的重要举措，政策性强，任务艰巨。各地区、各有关部门要高度重视，加强领导，落实政策措施，抓好试点，总结经验，积极稳妥地做好这项工作。
附录2
省政府关于在全省建立新型农村合作医疗制度的实施意见
一、明确建立新型农村合作医疗制度的目标任务和基本原则
我省建立新型农村合作医疗制度的目标任务是：到2005年，在全省建立基本覆盖农村居民的、以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，重点解决农民因病致贫、因病返贫问题。2003年，徐州、淮安、盐城、连云港、宿迁市各选择1个县（市、区），其他省辖市至少选择1个县（市、区）进行试点；2004年，各省辖市覆盖率不低于60%；到2005年，各省辖市覆盖率达80%以上。试点县（市、区）当年覆盖率应不低于60%，第二年不低于80%。各县（市、区）在建立新型农村合作医疗制度的同时，要建立和完善农村医疗救助制度，对五保户和贫困家庭给予医疗救助。鼓励有条件的地区探索建立农村基本医疗保障制度，进一步提高农民健康保障水平。
建立以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，必须坚持以下原则：
政府组织引导。政府对保障农民健康负有义不容辞的责任，要根据当地经济社会发展实际，确定相应的目标任务，制定配套的政策措施，积极组织引导农民参加新型农村合作医疗制度。
多方筹集资金。实行农民个人缴费、集体扶持和政府资助相结合的筹资机制。农村居民自愿参加合作医疗、为抵御疾病风险而履行缴费义务，不能视为增加农民负担。
以收定支、保障适度。按照筹资水平，科学合理地确定支付范围、支付标准和额度，既使参保者能够及时获得经济补偿，又做到收支平衡，保证这项制度持续有效运行。
二、切实做好新型农村合作医疗资金筹集工作
新型农村合作医疗资金以县（市、区）为单位进行统筹。农民以户为单位根据筹资标准自愿缴纳合作医疗费用，具体征收办法和筹资标准由县级人民政府确定。原则上省财政转移支付县和黄桥、茅山老区乡镇农民个人筹资额每人每年不低于10元，其他地区农民个人筹资额每人每年不低于15元。经济条件较好的地区可提高缴费标准。
乡村集体经济组织应对本地新型农村合作医疗给予支持。扶持新型农村合作医疗的乡村集体经济组织类型、出资标准由县级人民政府确定，但集体出资部分不得向农民摊派。鼓励企事业单位、社会团体和个人资助农村合作医疗，并享受国家规定的优惠政策。
各级财政要安排专项资金，对新型农村合作医疗给予资助。对省财政转移支付县和黄桥、茅山老区乡镇，由省财政通过专项转移支付，按除市区以外参加新型农村合作医疗农民每人每年10元予以补助，所在市、县财政，以县为主，每人每年配套补助不低于10元；其他地区由所在市、县财政，以县为主，按每人每年不低于15元标准予以补助；乡镇政府根据财力状况对农村合作医疗给予资助。市县财政的分担比例由市人民政府决定。财政状况较好的地区可适当提高财政资助标准。各级财政要努力增收节支，切实调整财政支出结构，确保所应承担的新型农村合作医疗专项资金及时足额到位。
通过政府投入和社会各界自愿捐助等多渠道筹集资金，以县（市、区）为单位建立独立的医疗救助基金，对农村五保户和贫困农民家庭给予医疗救助。可以资助其参加当地以大病统筹为主的新型农村合作医疗，也可以对救助对象大病医疗费用给予一定的补助。
三、建立有效的新型农村合作医疗资金管理与监督机制
各县（市、区）政府要成立由有关部门和参加合作医疗农民代表组成的新型农村合作医疗管理委员会，负责组织、协调、管理和指导工作。委员会下设经办机构，人员原则上在卫生部门内部调剂，其人员和工作经费列入财政预算，不得从新型农村合作医疗基金中提取。有条件的地方可委托商业保险机构经办支付业务。合作医疗基金由县（市、区）政府新型农村合作医疗管理委员会及其经办机构进行管理，经办机构应在管理委员会认定的国有商业银行设立农村合作医疗基金专用账户，确保基金的安全和完整。市、县政府要根据实际参加人数，将财政资助资金及时划入新型农村合作医疗专用账户。对列入省财政补助范围的县（市、区）和乡镇，省财政根据实际参加人数和地方财政资助资金到位情况，划拨专项补助资金。新型农村合作医疗基金要专款专用，不得挤占挪用。
合作医疗基金主要对参加新型农村合作医疗农民的大额医疗费用进行补助。筹资标准较高的地方可实行大额费用支付与小额费用支付相结合，增强农民抗风险能力，兼顾农民受益面。对参加新型农村合作医疗、年内没有动用合作医疗资金的人员，有条件的地方可安排一次常规性体检，并为每位参保人员建立健康档案。县（市、区）政府新型农村合作医疗管理委员会要科学合理地确定农村合作医疗基金的支付范围、支付标准和额度，确定常规性体检的具体检查项目和方式，防止合作医疗基金超支或过多节余。经办机构要按照规定及时、就便进行结报补偿，不得拖欠、克扣应支付给受偿者的医疗补助费用。
切实加强对合作医疗基金的监督。县（市、区）政府应建立由相关部门和参加新型农村合作医疗农民代表组成的监督委员会，定期检查、监督合作医疗基金使用和管理情况。新型农村合作医疗管理委员会要定期向监督委员会和同级人民代表大会汇报工作，主动接受监督。经办机构要采取张榜公布等措施，每季度向社会公布合作医疗基金的具体收支使用情况，保证参加合作医疗农民的参与、知情和监督的权利。省财政、卫生等部门对地方政府资助资金到位情况要进行监督检查。县级审计部门每年要对经办机构的合作医疗基金收支、管理情况进行一次审计，并将结果报本级政府和上级财政、卫生、审计部门。省财政补助县（市、区）的审计部门要向省财政、卫生、审计部门提出合作医疗基金审计报告。
四、切实加强对农村医疗卫生服务的管理
各地要根据区域卫生规划，调整农村卫生机构规模、功能和布局，优化农村卫生资源配置，加强农村卫生服务体系建设，强化对农村医疗卫生服务机构的行业管理，不断提高医疗服务质量和水平，使农民得到较好的医疗服务。
合理确定新型农村合作医疗的服务范围和标准。省卫生厅、药品监督局等部门制定农村合作医疗药品目录、诊疗项目和医疗服务设施标准，各地制订相应的实施标准和办法。县级合作医疗管理委员会要择优选择新型农村合作医疗定点服务机构，并加强监管，实行动态管理，形成竞争机制。医疗卫生服务机构要完善并落实各种诊疗规范和管理制度，保证服务质量，提高服务效率，控制医疗费用。
五、进一步加强对农村合作医疗工作的组织领导
建立新型农村合作医疗制度涉及面广、政策性强，直接关系到广大农民的切身利益。各级政府要把这项工作摆上重要议事日程，加强组织领导，认真部署实施，确保认识到位、责任到位、措施到位、投入到位、督查到位。县（市、区）政府主要领导是第一责任人，分管领导是直接责任人。要层层分解目标任务，把建立新型农村合作医疗责任制的落实情况作为衡量干部政绩和选拔任用的重要内容，逐级进行责任考核，对工作做得好的给予奖励，对工作失职的追究责任。省财政、卫生等部门要尽快制定新型农村合作医疗基金管理办法，报省政府批准后下发施行。各地要抓紧制定
本地新型农村合作医疗实施细则。各级卫生、财政、农业、审计、劳动和社会保障、药品监督等部门要通力协作，各负其责，把这项实事办好。
建立健全监督检查制度。省政府每年对各地建立新型农村合作医疗制度工作进行专项督查。凡是未按规定落实农村合作医疗政府资助资金的市、县（市、区），不得用财政性资金上新的建设项目，不准建办公楼、买轿车，不准领导干部出国，违者要追究领导责任。对挤占挪用农村合作医疗基金的，坚决予以查处。各级政府每年要向上一级政府专题报告一次建立新型农村合作医疗制度的工作情况。有关部门要设立并公布举报电话，接受社会各界对建立新型农村合作医疗制度工作的监督。
加大宣传教育力度，采用多种方式，广泛深入地宣传建立新型农村合作医疗制度的目的意义、政策规定等，引导广大农民确立互助共济的观念，理解、支持并积极参加新型农村合作医疗。
二〇〇三年七月十八日
参考文献
第1章 引言
1.1 问题的提出
由世界银行发布的《1993年世界发展报告：投资于健康》肯定了传统体制时期我国政府在卫生服务领域的努力，“到20世纪70年代末期，医疗保险几乎覆盖了所有的城市人口和85%的农村人口，这是低收入发展中国家举世无双的成就”。然而，曾被世界卫生组织誉为发展中国家卫生服务系统的典范的我国，近年来却面临卫生系统的运行效率低、公平性差等一系列问题。2000年11月，世界卫生组织发布了2000年世界卫生报告《卫生系统：改进业绩》，该报告旨在阐述卫生系统绩效的方法，并评价了各国卫生系统绩效，结果表明，在所估算的191个会员国名单中，我国卫生系统资金提供公正性方面名列倒数第4位[1]。2005年，国务院发展研究中心和世界卫生组织合作课题组的研究报告《对中国医疗卫生体制改革的评价与建议》认为，计划经济时期医疗卫生事业取得成功的决定性因素是政府发挥了主导作用，然而，“改革开放以来，中国的医疗卫生体制发生了很大变化，在某些方面也取得了进展，但暴露的问题更为严重。从总体上讲，改革是不成功的”[2]。目前，主流的观点认为，上述问题是改革开放以来我国医疗卫生事业过分强调市场化、商业化带来的恶果，卫生系统的过分市场化、商业化的趋向损害了公共卫生事业和民众的基本医疗保障，医疗保健市场的市场失灵和医疗卫生服务的准公共产品特性决定了我国医疗卫生改革的方向必须是坚持利用市场机制，同时要发挥政府的主导作用。
我国农村医疗卫生事业的发展也伴随着同样的发展轨迹。新中国成立后，国家大力支持农村医疗卫生事业的发展，建立了农村三级医疗卫生服务体系，有效地控制了重大传染病、地方病等危害严重的疾病，极大地改善了农村公共卫生状况，建立了几乎覆盖整个农村的医疗保障体系，在改善国民健康方面取得了举世瞩目的成就。20世纪80年代以来，伴随着市场经济体制改革，我国农村卫生服务领域经历了重大变化，乡镇卫生院人才流失、资金短缺，农村居民丧失了医疗保险的覆盖，健康风险成为农户面临的主要风险之一。特别是90年代后，农村居民疾病经济负担不断加重，因病致贫和因病返贫现象变得十分严重。国家卫生服务调查结果显示，2008年，我国农村贫困户的比例为8.7%，其中，有37.8%的贫困户是由疾病或损伤所致，比2003年增加了4.4个百分点[3]。1985年到2009年，我国农村居民家庭人均医疗保健支出由7.7元增加到287.54元，年均增长速度约16.3%；然而同期农民人均纯收入年均增长速度仅为11.27%，远小于农村居民家庭医疗保健费用的增长速度；农村居民医疗支出占家庭支出和收入的比重也在增加，同期农村居民家庭人均医疗支出占家庭人均消费性支出的比例从2.4%上升到7.2%，占居民家庭人均纯收入的比例从1.9%上升到5.58%。从农村内部不同收入组居民的疾病经济负担来看，低收入农户的疾病经济负担更为严重。
分析导致以上结果的主要原因：一方面，由于人口增长、老龄化和收入增加促进了人们对医疗服务的需求，需求的增加推动了医疗服务价格的上涨，按1985年不变价格计算，2009年农村医疗保健服务价格指数比1985年增长了约11倍；另一方面，改革开放以来传统合作医疗制度失去了集体经济体制的依托而逐步衰落，农户的医疗保障和卫生服务几乎成为空白，广大农村居民缺乏医疗保障安全网的保护，最终导致农民面临着较大的经济负担，特别是罹患大病的农民承受了灾难性的医疗卫生支出。并且，有趋势表明，我国居民灾难性医疗卫生支出开始向高收入家庭集中。《中国医疗卫生发展报告》指出，“过去因为看病贵，低收入人口发生灾难性卫生支出的家庭比较多，发生灾难性卫生支出的家庭向低收入家庭集中；现在，由于低收入家庭经济困难，有病治不了，所以发生灾难性卫生支出的家庭减少，而由于看病实在太贵了，高收入家庭也承受不了，于是出现了大量有灾难性卫生支出的家庭”[4]。
保持优良的健康状况和获得基本的医疗服务是人的一项基本权利，理论和实践经验也表明，医疗市场存在严重的外部性、信息不对称和不确定性，政府在其中具有重要作用。2000年世界卫生报告指出，一个国家卫生系统运行的最终责任在政府，“卫生系统不仅有责任提高人们的健康水平，而且还有责任减少患者的经费开支，并在对待他们时能够保证患者的尊严不受侵犯”[5]，另外，减少和减轻贫困也是政府对医疗卫生领域进行干预的最直接理由，投资于健康和医疗卫生服务可以提高穷人获得医疗保健、教育和营养，以增加其人力资本，提高生产率。虽然多年以来，我国卫生总费用的规模已达到一定水平，卫生费用占GDP的比例也呈稳定上升趋势，但从结构上来看，政府投入的卫生费用占卫生总费用的比例在逐渐降低，而个人卫生支出占卫生总费用的比例逐渐上升。1985年，我国卫生支出总费用构成中，政府卫生支出占38.6%，个人卫生支出占33%，到2000年，政府支出比例下降到15.5%，个人卫生支出上升到59%，到2008年，该比例才稍有改善，政府卫生支出的比例为24.7%，个人卫生支出比例为40.4%。伴随着我国城乡二元经济结构的同时，我国医疗保障制度也呈现出两极分化，政府卫生支出也存在重城市轻农村的现象，1990年到2008年，城市卫生费用占卫生总费用的比例从52.98%上升到77.43%，农村卫生费用占卫生总费用的比例从47.02%下降到22.57%。
在这样的背景下，我国政府从2003年开始在300多个县试点实施新型农村合作医疗制度，并于2007年起由试点阶段进入全面推广阶段。新型农村合作医疗是目前中国农村最主要的医疗保障形式，其最终目的是要通过为农民提供疾病经济（风险）保护，减轻农民疾病经济负担，防止农民因疾病而陷入贫困，并最终促进农村居民的健康状况。从目前该政策的实施情况来看，运行较为顺利，覆盖率逐年提高。但是，该政策要达到既定的目标，在覆盖面的广度和深度、成本控制、科学管理、质量保证等方面均面临着种种挑战。由于新型农村合作医疗制度以农户家庭为单位，以年为周期，以自愿参加为原则，对于制度的需求方——农户来说，他们每年是否愿意参加新农合是该制度持续实施的根本保证。由于各个地区农村经济发展水平差异很大，新农合的实施办法也不尽相同，很难将全国新农合放在一个框架下进行分析，因此，本研究以经济较为发达的江苏省为例，立足于需求角度来分析新型农村合作医疗的可持续性问题，其目标是发现政策执行中存在的问题，及时评价政策效果，总结经验，从而有助于政府更进一步地完善和调整政策。本研究提出的基本问题是：新型农村合作医疗目前实施的状况和效果如何？该制度是否符合农户的需求能持续实行？具体来说，通过本研究要回答以下几个问题：目前，江苏省农村居民的健康风险问题是否严重？谁从新型农村合作医疗中受益？新型农村合作医疗对农村居民有何政策影响？哪些因素影响了农户持续参加新型农村合作医疗？
1.2 研究意义
由于近年来医疗服务价格的急剧上涨和传统合作医疗的衰退，健康风险已成为农户面临的主要风险之一。从健康风险对农户的影响来看，由疾病风险引起的医疗费用消耗了农户的大量收入，同时也削减了农户在其他商品上的支出，农户的健康风险不能有效分散，将严重影响农户的收入和消费，加剧因病致贫的现象。从中国社会保障体制的构建来看，农村医疗保障体制的缺位或不完善，将加剧社会的不平等。从健康风险视角研究健康保险政策的持续性，能为政府帮助农户更有效地规避健康风险，保护弱势群体享受医疗服务的权利。中央政府提出了建设社会主义新农村的精神，要求加快农村教育、卫生、文化事业发展，大力发展和巩固新型农村合作医疗在试点县的实施并大力推广。因此，本研究将对政府建设社会主义新农村，重建农村公共卫生服务事业，发展和巩固新型农村合作医疗的实施和全面推广具有重要的现实意义。
农户作为风险厌恶者，会采取各种应对策略进行风险管理，而不同的策略会产生不同的风险管理水平和结果，也会通过经济成本和时间成本对农户的收入和消费产生影响。由于健康的不确定性和健康风险后果的严重性，以家庭内部风险分担为主的应对策略可能会受到家庭收入的约束（例如参加商业保险、向银行贷款的方式），或者由于风险应对水平的有限性（例如向亲友借款、医疗救助的方式），或者应对方式具有一次性特征（例如出售资产的方式），这些策略仅是农户非正规的应对措施，具有随意性和临时性，其水平和效果都是有限的。本研究分析新型农村合作医疗这种社会化的健康风险管理机制如何帮助农户减少健康风险冲击具有重要意义，也为政府促进农村医疗卫生事业的发展提供政策建议和科学依据。同时，由于我国农村经济环境和社会环境的复杂性、时空条件的多变性、政策执行人员认识能力的局限性、卫生资源的有限性，以及其他无法考虑到的因素的影响，即使一项制度设计完美、考虑周全后付诸实施，仍然可能难以达到预期目标。新型农村合作医疗制度在实施的过程中，也面临着种种挑战和困难，因此，在制度实施的过程中采用科学的方法进行监测，评价制度的可持续性，以便及时地发现问题、调整方案，帮助政府找到最有效的制度安排，并保证最终目标的实现。
1.3 研究内容
本研究的主要任务是从需求角度分析江苏省新型农村合作医疗制度的持续性，研究的主要内容为：
（1）江苏省农村居民的健康风险及其影响因素。本部分主要调查、分析江苏省农村居民健康风险的状况及其风险管理的手段，分析影响农村居民健康风险的因素，特别要对农村居民社会经济状况与健康风险的关系进行实证分析，回答健康风险是否已成为农户面临的主要风险之一，谁是疾病经济风险的最大负担者，不同社会经济状况的居民健康风险具有什么差异等问题。其中，社会经济状况指标用农民的收入水平、受教育程度、职业状况一组变量来表示。
（2）江苏省新型农村合作医疗制度的公平性问题。本部分主要通过使用一系列关于健康公平和医疗服务利用公平的测量指标和方法，对江苏省新型农村合作医疗制度的筹资公平性、医疗卫生服务利用的公平性等问题进行实证分析，检验新型农村合作医疗制度的实行是否起到了促进公平的作用，从而评价制度的可持续性。
（3）江苏省新型农村合作医疗制度的政策影响。主要分析新型农村合作医疗对农村居民就诊行为、疾病经济负担、健康状况和健康相关行为的政策影响。短期来看，从健康风险视角考察新型农村合作医疗的政策效果就是要研究新型农村合作医疗是否达到政策所追求的目标，即是否能分散农户的经济风险，减少农户因病致贫，增进农户对卫生服务的利用；从长期来看，新型农村合作医疗政策最终是要和其他一系列公共卫生服务政策一起共同提高农村居民的健康水平。另外，考察新型农村合作医疗是否改变居民健康相关行为也可以考察该政策在实施过程中的道德风险问题，从而讨论制度的持续性问题。
（4）农户参加新型农村合作医疗的影响因素分析。新型农村合作医疗政策以农户家庭为单位，以年为周期，以自愿参加为原则，农户每一年均可以自由选择次年是否参加。基于此，本部分分析江苏省调查地区农户参加新型农村合作医疗制度的影响因素，探讨新农合不同模式下农户参合行为的差异，并实证分析农户户主特征、家庭特征、家庭成员健康状况和制度差异等因素如何影响农户选择参加新型农村合作医疗的行为，以反映农户对合作医疗政策的真实需求，从而分析该项政策的供给和需求的一致性和制度实施的可持续性。
（5）案例分析。重点通过在江苏省调研过程中发现的三个典型案例进行分析，探讨各种制度特征下新型农村合作医疗实施的状况和存在的问题，并分析和比较经济发展水平不同地区新农合制度实施的可持续性。
1.4 分析框架
1.4.1 基本假定
本研究的基本假定是农村居民的行为遵循效用最大化原则，而非风险最小化。依据效用最大化原则，农民根据家庭收入水平，家庭成员健康状况等自由选择是否参加新型农村合作医疗，他们也会在是否就医的行为决策上做出理性选择。特别是对于一部分经常沉溺于烟、酒等成瘾消费品中的居民来说，他们的消费行为仍然是追求效用的最大化，而非风险最小化。
1.4.2 持续性的判断标准
2000年世界卫生报告指出，“卫生系统不仅有责任提高人们的健康水平，而且还有责任减少患者的经费开支，并在对待他们时能够保证患者的尊严不受侵犯”，卫生筹资系统的最终目标在于提高人民的健康水平、增强风险的防御水平和增强人们的满意度[6]。新型农村合作医疗制度是我国农村医疗保障体系中最主要的一部分，它主要通过对农户的医疗补偿，缓解农户的疾病经济负担，减少因病致贫的现象，并最终改善农户的健康水平。基于此，本书根据世界卫生组织对政府卫生系统的要求，从需求角度提出本研究判断新型农村合作医疗制度是否可持续的三个标准：
（1）是否能促进农村居民健康公平和医疗服务利用的公平，使穷人从中受益。
（2）是否能减少农户的医疗支出，减轻他们的疾病经济负担。
（3）农村居民是否愿意持续参加新农合，使制度的运行维持在一个高覆盖率的水平。
1.4.3 技术路线图
本研究技术路线如图1-1所示。
图1-1 研究框架与技术路线图
1.5 数据来源
根据研究目标，本书实证分析的数据主要来源于：
（1）2007年3月和11月对江苏省五县（新沂、东海、涟水、泗洪和响水）农村居民健康风险及新型农村合作医疗的调查，该部分调查数据主要用于健康风险及其影响因素分析。调查内容包括农村居民的个人和家庭情况、健康状况和参加合作医疗的情况、家庭卫生服务利用情况和医疗支出情况等。调查样本兼顾了各地区的经济发展水平和农户收入水平，共获得有效样本1461个。
（2）在考察新型农村合作医疗对参合者的政策影响时，需要新型农村合作医疗政策实施前和实施后定点农户的观察数据，如果在我们2007年的调查中请调查者回忆2003年前他们的患病情况、就诊情况和就诊费用等详细数据，很难获得可靠的信息。因此，为了利用准确的数据来进行科学的评价，此部分采用北卡罗来纳大学中国家庭健康与营养调查（CHNS）中江苏省农村地区的调查数据来进行分析。
（3）在本研究组织调研的2007年，江苏省全省新型农村合作医疗的覆盖率已达到90%以上，在本书的调查的五个县，合作医疗覆盖率达到96.7%，因此，在考察农户参加新型农村合作医疗的影响因素时，我们选择在合作医疗试点初期课题组对江苏省江阴市（县级市）和灌南县的调查数据。此次调查完成了江苏省江阴市陈市村、利港村、后梅村、刘市村和灌南县的三口村、大北村、新盘村、林丰村农户的问卷调查和访谈，有效样本共168个。
另外，本研究的分析数据还来源于历年《中国统计年鉴》、《中国卫生统计年鉴》、《中国卫生统计提要》、《江苏省统计年鉴》、《江苏卫生年鉴》、《江苏省卫生事业发展统计简报》和四次国家卫生服务调查的调查结果等。
1.6 本书结构
本研究从需求的角度，围绕我国新型农村合作医疗制度的可持续性展开研究，全书共分为九章，结构安排如下：
第1章引言。在对我国农村医疗卫生事业发展、农民健康状况以及医疗负担状况的简要回顾与描述的基础上，提出本研究拟要回答的问题，并说明本书的研究意义、研究内容，分析框架和数据来源。
第2章理论基础与文献回顾。首先介绍本研究的理论基础，再通过对国内外相关研究的文献综述，总结已有研究成果和方法，提出对本研究的启示。
第3章研究背景。本章为后文的实证分析提供背景介绍，首先回顾建国以来我国农村医疗卫生改革的演变和发展，然后对江苏省新型农村合作医疗的发展进行总结，描述江苏省居民健康状况和医疗卫生状况，并分析新旧农村合作医疗的差异。
第4章农户的健康风险与健康风险管理。本章以农村居民的健康风险为切入点，阐述健康风险的含义，探讨健康风险与贫困的关系，实证分析江苏省农户健康风险的影响因素，并讨论健康风险管理和合作医疗在应对健康风险中的作用。
第5章新型农村合作医疗制度的公平性研究。本章作为判断新农合持续性的第一个方面，首先对相关概念进行界定，介绍测度公平性的指标和计算方法，并在此基础上对江苏省农村居民健康状况和医疗公平性的现状进行描述，并考察新型农村合作医疗对江苏省居民医疗服务利用公平性的影响。
第6章新型农村合作医疗制度政策影响的实证分析。本章作为判断新农合持续性的第二个方面，主要考察实施新农合对农村居民医疗服务利用、医疗支出负担、健康状况和健康相关行为的影响。
第7章农户参加新型农村合作医疗制度的影响因素分析。本章作为判断新型农村合作医疗持续性的第三个方面，主要通过探讨农户参加新农合的影响因素来分析制度的可持续性。
第8章案例分析。本章选取江苏省三个地区的典型案例调查，来进一步分析在不同经济发展水平下和各种模式下新农合制度的持续性。
第9章结论与政策建议。对全书进行总结，提出新型农村合作医疗持续实施的政策建议。
第2章 理论基础与文献回顾
2.1 理论基础
2.1.1 公共政策分析理论
20世纪40年代末50年代初，一些政治学家把微观经济学的分析方法运用于社会政治领域，形成了政策分析的基本框架。在最初，政治学家是根据社会生活中的一些问题，研究如何用最少的投入达到目标，可以看出，实际上政策分析最初是一种效率研究，它仅限于决策的分析工作[1]。随着科学原理的发展和研究方法的成熟，政策分析被赋予更丰富的含义，它不仅包括政策方案的选择，也包括对社会问题的识别和政策结果的评价等，它已成为社会学、经济学、哲学等多门学科交叉的应用科学。
邓恩（2001）构建了一个以问题为中心的政策分析结构框架，包括问题构建、政策前景预测，政策行动建议，执行结果监测和政策绩效评价，并将政策分析科学应用于实践。邓恩所论述的政策，实际上就是公共政策的含义，特别是政府用于福利和社会保护的政策，例如社会保障、教育、医疗卫生、交通、环境保护等。在这些领域，由于物品或服务具有外部性，市场难以形成有效的资源配置，也难以达到公平，因此必须要有政府干预。政府干预的形式有多种，格兰德等将其分为三大类：直接提供、补贴（或税收）和监管[2]。
对公共政策进行分析，实质上就是考察政策对目标群体需要、价值和机会的满足程度，公共政策评价是公共政策分析的重要内容之一，它并不只是简单地搜集关于政策运行结果方面的信息，而是要确定该项政策的价值或社会功效。因此，政策评价实际上已经包含了某种价值观念，例如，人们总是认为适龄儿童都有获得基础教育的权利，任何人都有获得基本医疗卫生服务的权利，人们也总是对患病后因为经济困难不能得到治疗的人产生怜悯之心。这些价值观念是进行一项政策评价前所必须达成的一致意见，即首先需要明确这项公共计划是否值得去做。因此，评价政策需要考虑两个方面：一是采用各种方法监测公共政策运行的结果；二是应用某种价值观念来确定这些结果对特定个人、团体以及整个社会的价值。围绕价值观念的形成这一关键问题，邓恩（2001）总结了政策评价的三种主要方式[3]：
第一，伪评价。伪评价主要是采用描述性方法来获取关于政策运行结果的一种可靠且有效的评价方式，这种评价方式并不去怀疑这些运行结果对个人、团体或整个社会的价值。它的主要假设是价值观念是不证自明的或者是不容置疑的。
第二，正式评价。正式评价也是采取描述性方法来获取政策运行效果的一种可靠且有效的评价方法，但是它对运行效果的评价是建立在政策计划目标已经被政策制定者和计划管理人员正式宣布的基础上的。正式评价与伪评价的区别在于，正式评价是采用法律、计划文书以及合同政策制定者和管理人员的直接面谈材料来鉴别、界定和指明正式的目的和目标。因此，正式评价的主要假设是：正式宣布的目的或目标的适宜性是不容置疑的。
第三，决策理论评价。决策理论评价也是采用描述性方法获取关于政策结果的一种可靠且有效的评价方式，但对于这些结果，各种利益群体明确地认为其有价值。决策理论评价与伪评价的区别在于，决策理论评价试图将利益相关者宣称的潜在的目的和目标表面化和明确化，即这些正式宣布的目的和目标仅是其中的一个价值归宿，政策形成和执行过程中利益的各方都参与了衡量执行所依据的目标和目的的制定。因此，决策理论评价的假设是：利益相关者潜在的或公开的目标的适宜性是不容置疑的。
政策评价不仅要考察政策所产生的影响，还需要证明这种影响确实是为解决某一问题所采取的政策获得的结果。这实际上涉及到政策评价的方法论问题，任何政策的实行都是在一个社会大系统中，目标群体的任何行为不仅仅受到政策的影响，还受到很多可观测的因素和不可观测的因素的影响，如何分离出这些因素寻求由该项政策这一因素产生的影响，这是政策评价中较难解决的一个问题。本研究实证分析的各章都将对这一问题进行讨论。
2.1.2 人力资本理论
人力是指人的能力，人力资本说明了人力具有的资本属性，是人力投资活动在人身上的价值体现。首次对人力资本进行阐述的学者是古典经济学的创始人之一、英国经济学家亚当·斯密。他认为，“人类的才能与其他任何种类的资本，同样是重要的生产手段”。用“人力资本”对人的知识、能力等各方面的能力进行总结概括并进行表述的，则是到了20世纪30年代才出现的。1935年，美国哈佛大学教授沃尔什在其著作中首次正式使用“人力资本”一词。到了20世纪60年代，美国经济学家、诺贝尔经济学奖获得者、人力资本理论之父舒尔茨才将人力资本这一概念系统化和理论化。舒尔茨认为，人力资本是“人民作为生产者和消费者的能力”，“人力资本是一种严格的经济学概念……它之所以是一种资本是因为它是未来收入或满足、或未来收入与满足的来源”。舒尔茨将人力资本投资的范围和内容概括为五个方面：①医疗和保健，包括影响一个人的寿命、健康等方面的所有费用；②学校教育，包括各项教育费用；③在职人员训练；④企业以外的组织举办的学习项目，包括各种技术推广项目；⑤个人和家庭为适应就业机会的变化而进行的迁徙活动[4]。因此，人力资本包含了这几个方面的内容：健康资本、教育资本、技术资本和迁徙资本。
健康资本是人力资本的重要内容。由于人力资本是指投资于人并体现在人身上的知识、技能、经验以及健康等能力，即人力资本存在于人体之中，因此，人的体力、精力、耐力、寿命等健康状况直接影响着一个人人力资本的投资效率。一个人只有在身体健康、心情愉悦、精力充沛的条件下，他的人力资本的运用才是最有效率的。随着经济社会的发展进步，健康的内涵不断扩大，世界卫生组织在1978年国际初级卫生保健大会上发表的《阿拉木图宣言》中重申，健康不仅是没有疾病或不虚弱，且是身体的、精神的健康和社会适应良好的总称。健康的内涵不仅包含身体体质、营养状况、抵抗力等生理健康要素，也包括精神状态、适应力等心理健康因素。
在人力资本中，健康资本无疑是最重要的构成要素之一。“身体是革命的本钱”，健康资本是人力资本其他方面，例如获得教育、培训、迁徙等的基础，也是人类进行一切经济社会活动的基本保证。
物质资本与人力资本都是一国经济增长和发展不可缺少的要素，但物质资本和人力资本在社会生产力发展的不同阶段对经济增长的作用是不同的。在社会生产力水平的较低阶段，物质产品的增加主要是通过投入更多的物质资本来实现的。随着社会生产力的发展，人力资本要素在经济增长中的作用日益显现，并成为社会经济增长和发展的决定性要素。根据国外学者的大量实证研究，作为人力资本最基础的健康资本，与经济增长之间存在正向关系。Mayer（2001）根据健康与经济增长在30年时间跨度的数据，分析得出健康对人均收入作用的弹性为0.8～1.5。Arora（2001）利用发达国家近200年经济增长的历史数据回归发现，长期经济增长的30%～40%可以用健康来解释[5]。国内学者的研究也证明了类似的结论。孟庆国和胡鞍钢（2000）认为，由于经济发展水平低下、支付能力不足所导致的参与医疗保障、卫生保健和享受基本公共卫生服务的机会丧失，以及由此造成的健康水平下降所导致的参与经济活动的能力被剥夺，从而带来了收入减少和贫困发生或加剧[6]。可见，从微观上来说，健康与个人收入密切相关；从宏观上来说，健康能促进国民经济发展。因此，增加健康投资以提高人力资本质量，无疑具有重要意义。
健康不仅是一种消费，也是一种投资行为。健康投资就是为了维持和获得身心健康而消耗资源的行为。由于医疗是人们在遭遇健康威胁时采取的最常用手段，在健康投资各项指标中，卫生、尤其是医疗服务投入一直被视为最重要的一项。
2.1.3 卫生经济学相关理论
卫生经济学是一门新兴的边缘学科，它起源于20世纪60—70年代，属于部门经济学范畴，也是一门应用学科，它研究资源如何向卫生行业分配，以及卫生行业内的资源如何配置。1963年，Arrow在《不确定性与卫生保健的福利经济学》一文中用福利经济学第一定理和第二定理界定了医疗服务市场和完全竞争市场的偏离，尤其是疾病发生不确定性带来的风险分担市场的缺失，讨论了医疗保险市场中的道德风险可能引起的过度消费问题[7]。Pauly（1968）讨论了健康保险市场中的道德风险及其福利损失问题，他认为如果道德风险的损失足够大，会抑制部分消费者购买保险，他还估计了道德风险带来的福利损失[8]。而后，学者们从经济学角度对健康的影响因素、健康的需求、健康资本的投资、健康与贫困的关系、公共卫生服务供给和卫生资源分配的公平性等各个方面进行了开创性的研究和探索，出现了很多有价值的成果（例如，Grossman，1972，1988；Newhouse，1970；Fuchs，1982；AdamWagstaff，2001；JockRAnderson，2003，等）。这些成果为农村健康保险制度的研究提供了丰富的理论基础。
卫生服务需求是制定卫生政策，合理配置卫生资源的重要依据。根据卫生经济学基本理论，卫生服务需求是指人们根据卫生服务收费水平和自身经济负担能力，愿意并且能够购买卫生服务的数量[9]。在本研究中，我们把人们对合作医疗制度的需求理解成在一定时期和一定价格水平下，根据自身健康状况和经济负担能力，愿意并且能够参加合作医疗的数量。这一概念包含两个方面：一是人们参加合作医疗的愿望，它是指人们对自己的健康状况、是否需要合作医疗来分散健康经济风险的主观要求和判断；二是人们必须具有一定的支付能力，新型农村合作医疗实行政府、集体和个人按一定比例的形式进行筹资，这相当于在一定程度上降低了合作医疗的价格，使更多的人特别是收入较低的人能参加到这一体系中来，获得基本的医疗卫生服务。然而，在经济学理性人基本假定的条件下，人们做出参加或不参加合作医疗的行为均是理性和合理的，参加合作医疗和其他医疗保险之间可能存在替代关系，逆向选择和道德风险的行为也可能存在。
人们对卫生服务的需求来源于对健康的需求，因此，卫生服务的需求是一种派生的需求[10]。在医疗保健市场，技术的复杂性导致医疗卫生服务的需求具有信息不对称、不确定性等特征。另外，健康作为一种人力资本，也具有外部性。私人供给不能解决低收入农户难以获得卫生服务的问题，因此，保险（或保障）属性的卫生服务可以看成一种公共物品。综上所述，来源于信息不对称、外部性和公共物品的卫生保健市场失灵可以作为政府干预的依据。一个可持续发展的政策要求维护社会的公正，并关注弱势群体的生存和发展，在健康保障领域，相比于效率，政府更要关注公平，保障低收入人群对医疗卫生资源的服务和筹资的公平性。新型农村合作医疗制度的政策设计要求政府为农村居民提供基本医疗卫生服务，通过提供公平的医疗保障实现资源的再分配，特别是要保护那些因支付不起医疗费而导致家庭生活陷入贫困的弱势群体，通过补贴和政策倾斜，满足他们对基本医疗卫生服务的需求。因此，政策实施的内涵在于实现收入再分配和公共卫生资源的公平利用，即保证有相同实际需求的任何人都应得到同等享有医疗卫生服务的机会，并按农户支付能力的大小来支付医疗卫生费用，保证筹资的公平性。
2.1.4 社会保障和保险理论
健康风险的存在使人们产生了对健康保障和保险的需要。社会保障是指通过国家立法，积极动员社会各方面的资源，保障无收入、低收入以及遭受各种意外灾害的公民能够维持生存，保障劳动者在年老、失业、患病、工伤、生育时的基本生活不受影响，同时根据经济和社会发展状况，逐步增进公共福利水平，提高国民生活质量[11]。《中华人民共和国宪法》明确规定：“中华人民共和国公民在年老、疾病或者丧失劳动能力的情况下，有从国家和社会获得物质帮助的权力。”随着经济水平的提高和社会的发展，社会保障的进步和普及已达到一定程度，它不仅满足了人们生存的需要，还提高了人们的生活水平，维护了社会公平。
健康保障一般有两种形式：一是由社会建立医疗、预防及保健等卫生服务设施，实行免费或优惠服务；二是通过社会保险形式对医药费用的支出给予补偿，补偿的多少根据不同情况而定。广义的健康保障包括了家庭自我保障、商业性医疗保障以及以社会保障形式提供的保障。狭义的健康保障仅指以社会保障形式提供的保障，它一般是指社会成员因受到疾病威胁或需要进行预防时由社会提供各种形式的卫生服务制度，是社会保障的重要组成部分[12]。
由于医疗服务的外部性，更需要健康保障（或保险）的支持。医疗服务具有很强的外部性，这种外部性更多地表现为公共效益，例如个人在接受传染病防治的同时，也意味着切断了传染病传播的途径，防止大面积传染病传播。有研究表明，当一个人群的免疫程度能够都达90%时，剩余的10%即使很少采取措施，也几乎不会发生这种疾病。因而，很多人都想成为这10%的人，通过他人对传染病的防治而使自己获益[13]。
从宏观层面来说，保险业的发展壮大是一个国家或地区经济健康发展、社会和谐稳定的重要保证。从微观层面来说，保险对于个人也有巨大的作用。保险之所以被社会认同并得以发展，在于保险制度本身所具有的损失分摊、经济补偿和资金融通等功能。保险最基本的作用是通过风险分摊减少因疾病、意外导致的昂贵开支，并提供养老金和教育基金，它保护投资者在其发生意外时免受财务损失。
从上面的定义我们总结出保险和社会保障的区别：保险和保障的属性不同，保险是国民收入再分配的一种形式，而社会保障则是为了增进公众福利而设立的政策体系；保险和保障的目标不同，社会保障是为了满足国民生活的基本要求，其保障程度有限，而保险可以满足人们更高保障水平的要求。
健康风险与健康保障、健康保险是密切相关的。风险的存在是保险产生和发展的依据，健康风险的客观存在是健康保险产生和发展的基础。从健康保险和健康保障制度的防范对象看，其防范的对象都是健康风险。
2.2 文献回顾
2.2.1 健康需求与健康保险制度的相关文献回顾
第3章 研究背景
3.1 我国农村医疗卫生改革的演变与发展
3.1.1 新中国成立初期的农村医疗卫生事业发展
我国农村合作医疗制度兴起于20世纪40年代陕甘宁边区的医药合作社，20世纪70年代在全国得到推广。到1976年，90%的生产队实行了合作医疗制度，80年代后，合作医疗随着人民公社的解体大都瓦解，只有5%保留了下来[1]。
新中国成立初期，中国社会经济条件还很落后，在这特定的历史时期，农村生产力低下，某些农村地区除了仅有的一些零散的“保健药社”和“医药合作社”外，整个中国农村几乎没有系统的农村卫生服务体系。新中国成立以后，国家加大了对卫生事业的投入。20世纪50年代，在人民公社制度建立的背景下，各地农业社社员和生产合作社建立了以赤脚医生和村卫生室为主的各种不同的卫生保健站或传统的合作医疗制度。1960年2月，中央转发了卫生部《关于农村卫生工作现场会议的报告》，在人民公社化中，区卫生所和保健站合并为生产大队卫生室。基本形成了以人民公社为中心的农村基层卫生组织。1965年，毛泽东同志发出了“把医疗卫生的重点放到农村去”的号召，由于需求的增加和财政向农村转移，合作医疗作为农村卫生服务模式的主体地位逐步确立。在60年代中期，我国已经初步形成较为全面的覆盖整个农村地区的三级（县、乡、村）卫生服务网：县医院、县疾病预防控制中心和妇幼保健院、乡镇卫生院和村卫生室。三级卫生服务网对农村居民的预防、医疗和保健做出了巨大贡献，此间政府将培养的半农半医的初级农村卫生人员统一称为赤脚医生。赤脚医生和村卫生室在计划经济时期对我国农村居民健康的改善起到了决定性作用，这种依存于人民公社制度的卫生服务制度对国家卫生服务项目的推行起到了巨大作用，也与当时高度集中的计划经济体制和社会体制相适应。
3.1.2 经济体制改革时期的农村医疗卫生事业发展
改革开放使我国的经济结构和社会结构发生了重大变革，农村家庭联产承包责任制取代了“三级所有，队为基础”的人民公社体制，集体经济逐步削弱，家庭成为经济活动的基本单位，农业生产失去了大集体的保障，农民家庭的生产和生活面临着更多的不确定性。集体经济的削弱必然带来村级卫生服务资金扶持的缺位，农村三级卫生网分层运作使末级农民的医疗和卫生服务受到很大影响，各级政府也逐渐地疏于组织和管理，进而改变了农村合作医疗制度赖以运行和筹资的外部环境。传统合作医疗制度的萎缩导致农村卫生服务体系衰落，农村居民失去了医疗保障。
20世纪80年代以来，农村卫生服务伴随着经济体制改革的深化，进行了市场化改革，乡镇卫生院人才流失和资金短缺，导致乡镇卫生院面临困境。特别是90年代以来，由于需求的增加、医药技术的进步、部分村卫生室私有化，医疗服务和药品等卫生资源价格飞涨。然而，政府对农村卫生服务的投资在总投资中的比例却呈下降趋势。在这样的背景下，农村居民因病致贫和因病返贫现象日益严重。
《1993年世界发展报告》肯定了传统体制时期我国政府在卫生服务领域的努力，“到70年代末期，医疗保险几乎覆盖了所有的城市人口和85%的农村人口，这是低收入发展中国家举世无双的成就”。70年代我国之所以在改善国民健康方面取得举世瞩目的成就，近乎覆盖全民的医疗保险被认为是一个重要的原因[2]。在世界卫生组织发布的《2000年世界卫生报告》中，我国在所列的191个成员国名单中的卫生绩效和费用负担公平性方面名列倒数第4位，曾被世界卫生组织誉为发展中国家卫生服务系统的典范的我国，在近年来卫生系统的运行却面临效率低，公平性差等一系列问题，开始逐渐落后于其他国家的卫生事业发展的速度。
3.1.3 转型时期的农村医疗卫生事业发展
失败的教训让政府意识到了问题所在。1991年1月17日，国务院转批了卫生部等部门《关于改革和加强农村医疗卫生工作的请示》，加强了城乡卫生体系的构建，开展了一系列加强农村卫生初级医疗和保健的工作。通过实施农村卫生“三项建设”（即房屋、设备、人员三配套），补贴卫生服务供方，旨在重建和恢复已垮掉的合作医疗制度；卫生服务系统实行分级管理的体制，各类医疗机构都实行财务独立核算、自主经营、与目标管理责任制；医疗机构的所有权走向了多元化的发展道路，通过借鉴国企改革的思路，乡镇卫生院改革经历了岗位责任制、承包制、综合目标管理责任制的发展过程，直至出现租赁制、公有民营、股份制、股份合作制、拍卖转让等多种形式；实施乡村卫生组织一体化管理等[3]。
1993年，党的十三届四中全会会议中明确指出“发展和完善农村合作医疗制度”；1994年，卫生部等部门与世界卫生组织合作开展“中国农村合作医疗制度改革研究”的课题；1996年12月，党中央、国务院召开建国以来第一次全国卫生工作会议，再次强调了合作医疗的重要性；1997年1月中共中央、国务院发布《关于卫生改革与发展的决定》；到1997年底，合作医疗覆盖面占全国行政村的比例从80年代末的5%上升到了17%，农民参合比例达到9.6%。但是，到2003年，我国仍有79%的农村居民没有任何形式的医疗保险。
2002年，全国农村卫生工作会议通过了《中共中央国务院关于进一步加强农村卫生工作会议的决定》，要求各地探索开展新型农村合作医疗制度改革试点工作。卫生部等7部委联合印发《中国农村初级卫生保健发展纲要（2001—2010年）》，为我国农村初级卫生保健提出了又一个十年发展规划。为了实现这一目标，纲要提出了疾病预防控制、基本医疗服务、妇幼保健、改水改厕等8个方面的主要任务。2002年10月29日，中共中央和国务院发布了《关于进一步加强农村卫生工作的决定》，要求到2010年，使农民人人都能享受初级卫生保健。2003年初，国务院办公厅转发了卫生部等部门《关于建立新型农村合作医疗制度的意见》的通知（见附录1），提出到2010年实现新型农村合作医疗制度基本覆盖全国农村居民的目标，减轻农民因疾病带来的经济负担，提高农民健康水平。2003年11月18日，民政部、卫生部、财政部提出了《关于实施农村医疗救助的意见》，开始对患大病的农村五保户和贫困农民家庭实行医疗救助制度。
在妇幼保健方面，根据四次国家卫生服务调查的结果，20世纪90年代以来，农村妇科检查的比例有了明显提高，孕产妇产前检查率和孕早期检查率也呈明显增加的趋势。产前检查率从1993年的60.3%增加到1998年的77.6%，2003年达到85.6%，2008年增至93.7%；孕早期检查率从1993年的24.2%上升到2008年的63.2%；农村产妇在医院分娩的比例从1993年的8.5%上升到2008年的40.3%，同期在家中接生的比例从76.6%下降到9.9%，住院分娩率从1993年的21.7%上升到2008年的87.1%；2008年调查农村地区出生婴儿平均体重为3284克，接近于城市婴儿的评价出生体重。
调查地区儿童计划免疫建卡率增长较快，从1993年的56%上升到2008年的97.8%；计划免疫接种率也保持在较高水平，2008年调查农村地区的四苗（卡介苗、百白破、脊髓灰质炎和麻疹）接种率分别为98.6%、92.0%、83.7%和91.8%。
2001年，卫生部将农村改水改厕列入《全国疾病预防控制机构工作规范》，由疾病预防控制机构承担具体工作。近年来农村自来水的普及率得到了大幅度提高，不安全饮用水比例降低，成绩非常显著。2008年第四次国家卫生服务调查结果显示，农村安全饮用水的比例为85.8%，而不安全方式（如江河湖、塘沟渠、宅沟水等）占14.2%。农村自来水的普及率由1993年的22%增加到1998年的26%，2003年这一比例达到34%，2008年增至41.9%。在农村改厕工作方面，2008年相比2003年以前取得了较大进展，但在2008年，无厕所或使用不符合卫生厕所标准的住户仍占56.7%，其中，水冲式厕所仅占11.1%，因此，农村改厕的任务仍十分艰巨。
从2004年开始，国家建设了疫情监测网络，已有100%的疾病预防控制中心，93.5%医疗卫生机构和70%以上的乡镇卫生院实行了疫情信息网络直报，卫生部在当天就可以获得来自全国各地的传染病疫情信息[4]。
3.2 我国农村合作医疗制度的演变与发展
我国农村合作医疗萌芽于1938年陕甘宁边区的创办的“保健药社”和1939年创办的“医药合作社”，1944年因伤寒、回归热等传染病流行，边区政府应群众要求委托当时的商业销售机构——大众合作社办理合作医疗。1955年人民公社化高潮后，山西、河南等地出现了一批由农村生产合作社举办的保健站，这是农村地区出现的正式的合作医疗制度。1959年11月，卫生部在全国农村卫生工作会议上肯定了农村合作医疗这一保障形式，1960年2月，中央转发了卫生部《关于农村卫生工作现场会议的报告》，将之称为集体医疗保健制度，其间，不同形式的合作医疗不断涌现，合作医疗作为农村卫生服务模式的主体地位逐步确立。1965年9月，中共中央批转了卫生部党委《关于把卫生工作重点放到农村的报告》，强调要加强农村基层卫生保健工作，全面普及农村合作医疗保障事业。1969年，全国各地掀起了大办合作医疗的高潮。到1980年，全国约有85%的行政村（生产大队）实行了合作医疗，覆盖了85%的农村人口。在计划经济体制下，农民的基本医疗卫生需求通过合作医疗制度得到了实现，合作医疗对农民的健康状况有很大贡献。20世纪80年代以来，我国的经济结构和社会结构发生了重大的变革，农村家庭联产承包责任制取代了“三级所有，队为基础”的人民公社体制，乡镇财政的困难已不能为农村公共卫生提供有效的供给，集体经济的削弱带来农民合作医疗资金扶持缺位，使原本依存于集体经济组织的合作医疗制度丧失了基础，农民的医疗和卫生服务受到很大影响。1985年，继续坚持合作医疗的行政村占全国的5%，大部分农村居民只能自费看病。
90年代后，政府提出了恢复与重建农村合作医疗制度。1991年，国务院批转了卫生部、农业部、人事部、国家教委、国家计委《关于改革和加强农村医疗卫生工作的请示》，提出要“稳步推行合作医疗保健制度，为实现人人享有卫生保健提供社会保障”。1993年，党的十三届四中全会会议明确指出要“发展和完善农村合作医疗制度”，国务院研究办公室对农村合作医疗所面临的挑战进行了回顾性的研究，并提出政府应支持中国农村合作医疗的恢复以帮助解决初级卫生保健的可及性问题并防止因病致贫（刘远立等，1994）。到1997年底，覆盖合作医疗的行政村在全国的比重上升到17%，农民参合比例上升到9.6%。
2003年1月16日，国务院办公厅转发了由卫生部、财政部、农业部《关于建立新型农村合作医疗制度的意见》（详见本书附录1），明确了中央和地方财政对合作医疗的资金支持和组织引导的责任，并要求“从2003年起，各省、自治区、直辖市至少要选择2～3个县（市）先行试点，取得经验后逐步推开，到2010年，实现在全国建立基本覆盖农村居民的新型农村合作医疗制度的目标，减轻农民因疾病带来的经济负担，提高农民健康水平。”从合作医疗在试点县的实施来看，运行较为顺利，覆盖面逐年加大。截至2006年底，全国共有1451个县（市、区）开展了新型农村合作医疗，占全国县市总数的50.7%，有4.1亿人参加，占全国农村人口总数的47.2%，部分省市农村合作医疗已经覆盖所有的县（市、区），累计已筹集合作医疗资金329亿元，其中各级财政补助215亿元，有4.7亿人次农民得到医疗费用补偿，补偿金额达243.9亿元[6]。从2007年开始，全国新型农村合作医疗已由试点阶段进入全面推进阶段，要求覆盖全国80%以上的县（市、区）[7]。截至2010年底，全国共有2678个县（市、区）开展了新型农村合作医疗，参合人口达到8.36亿，参合率为96%，部分省市农村合作医疗已经覆盖所有的县（市、区），当年已筹集合作医疗资金1308.3亿元，人均筹资156.6元，有10.87亿人次从中获得补偿受益[8]。
3.3 江苏省新型农村合作医疗的发展
3.3.1 试点阶段
为了贯彻党中央卫生政策，扩大农村合作医疗的覆盖面，增强农村居民抵御大病风险的能力，江苏省政府于2003年7月18日发布了《省政府关于在全省建立新型农村合作医疗制度的实施意见》（见附录2）。明确了建立新型农村合作医疗制度的目标任务和基本原则，要求到2005年，在全省建立基本覆盖农村居民的、以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，重点解决农民因病致贫、因病返贫问题。2003年，徐州、淮安、盐城、连云港、宿迁市各选择1个县（市、区），其他省辖市至少选择1个县（市、区）进行试点；2004年，试点县（市、区）当年覆盖率要求应不低于60%，第二年不低于80%。并坚持以政府引导、多方集资、以收定支、保障适度的原则来建立以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度。
2003年，江苏省卫生厅成立新型农村合作医疗工作办公室，具体负责市、县新型农村合作医疗工作的政策研究、业务指导、监督检查等日常管理工作。8月19日，省卫生厅发布了《关于成立江苏省新型农村合作医疗工作指导小组的通知》，成立工作指导组协助卫生部门制定试点方案、调查研究等工作。根据《意见》，确定新沂市、淮阴区、盐都县、赣榆县、沭阳县、高邮市、海安县、姜堰市、句容市、金坛市为首批省新型农村合作医疗试点县（市、区）。同年9月，江苏省举办新型农村合作医疗试点县培训班，协助各试点县完成了新型合作医疗实施方案，大力推进新型农村合作医疗工作进程。在这一时期，江苏省卫生厅制定并下发了《江苏省新型农村合作医疗基金管理办法》、《新型农村合作医疗常用和急救药品参考目录》、《乡村医生基本用药目录》和《关于加强新型农村合作医疗定点服务机构管理的意见》等政策条例，进一步明确了新型农村合作医疗的相关配套政策。
从各地的试点工作来看，由于各地相关部门高度重视，各市市政府均成立了新型农村合作医疗管理委员会，这一时期试点县新农合工作开展较为顺利，取得了一定成绩。例如，新沂市在2003年10月新型农村合作医疗参保率就达到了80%；淮阴区于2003年4月1日正式启动新型农村合作医疗，到2003年9月，全区75%的农业人口参加了新型农村合作医疗，近15万参保农民得到了400多万元的医药费补偿。其中，32人获得1万元以上补偿，96人获得5000元以上补偿。姜堰市共筹集到新型农村合作医疗各类基金1435万元，农民参保率达到了80.4%。句容市新型农村合作医疗参保率到2003年底达到78%。根据江苏省新型农村合作医疗办公室的统计，2003年，新型农村合作医疗在试点县人口覆盖率达85.03%，各类基金到位率达99%以上。一些试点县在实践中探索了不少行之有效的做法，例如句容市开展了“合作医疗小康镇”创建活动，硬化考核措施，形成了强有力的组织保障；赣榆县实行“滚动式筹资”，征得参合患者的同意，在结报医药补偿费用时，预先收取下一年度家庭成员的保费，提高了筹资效率等。但是，根据2003年10月江苏省卫生厅督查组对各地新农合实施情况的现场督促检查，发现各地新农合在实施过程中也存在一些问题，例如，有的市、县财政的分担比例不尽合理，有的市补助经费极少，有的市已明确不提供经费补助，这不仅增加了县级财政筹资的难度，更会影响整个地区的工作进程；不少县（市）合作医疗经办机构人员不够落实，这将不利于新型农村合作医疗工作的长期运行。各试点县也反映新农合在管理方面存在一些困难：一是合作医疗经办机构的人员编制和工作经费难落实，特别是在工作启动阶段，宣传发动、印刷合作医疗参保证、日常办公支出等方面的费用没有保障，全由卫生部门支付，压力很大；二是合作医疗人口覆盖率的统计口径较难界定，如果按照农业人口总数来计算，统计局、农工部门以及各乡镇上报的数据都有出入，尤其是近年来农村空挂户以及外出流动人员明显增多，以至于实际农业人口数很难准确统计。
3.3.2 试点推广阶段
江苏省新型农村合作医疗制度在经历了2003年试点后，2004年进入试点推广阶段。在向全省逐步推行新型农村合作医疗的同时，针对2003年江苏省各试点县运行新型农村合作医疗过程中存在的一些问题，江苏省相关组织机构也在逐步出台各项政策措施来解决不断涌现出来的问题。例如，为了及时掌握各地新型农村合作医疗工作的进展情况，便于领导决策，全省自2004年起建立新型农村合作医疗工作双月报制度，省新型农村合作医疗办公室发布了《关于建立新型农村合作医疗工作报表制度的通知》。在现实操作后发现，由于各地上报的数据在统计口径上有较大出入，为规范新型农村合作医疗双月报工作，江苏省卫生厅又发出《关于规范新型农村合作医疗双月报口径的函》，对双月报的相关指标的统计口径作出了明确的规定和说明，进一步明确了新型农村合作医疗制度的认定标准、实际参保率、基金结报时间等项目的统计要求。要求对尚未开展新型农村合作医疗工作的县也要做零报告。
为规范全省新型农村合作医疗管理工作，提高科学化管理水平，江苏省卫生厅组织开发了江苏省新型农村合作医疗计算机管理信息系统，经过新沂市、淮阴区、盐都区、赣榆县、沭阳县、高邮市、海安县、金坛市、句容市及楚州区、铜山县等县（市、区）的试用和完善，自2004年3月起开始在全省面上推广。
同时，全省各地还根据自身的情况制定政策措施，不断充实和完善新型农村合作医疗制度。昆山市人民政府出台《农村居民基本医疗保险制度实施意见》，推动了新型农村合作医疗制度向城乡统筹的基本医疗保险制度方向发展。盐城市为了解决了合作医疗基金收缴难问题，出台了《盐城市新型农村合作医疗实施细则》，明确规定个人参合费用可在农民自愿参加并签约承诺的前提下，由乡（镇）农税或财税部门一次性代收，并开具由省财政厅统一监制的专用收据。改变了过去由乡村干部及乡村医生挨门逐户收取、耗费大量人力、物力和时间，并且也容易引发基层干部厌烦情绪的方法，形成了稳定的筹资机制。南京市从2004年4月起，建立了新型农村合作医疗工作例会制度，由市卫生局组织开展该项工作的区县卫生局召开工作例会，通过例会了解各区县当月工作进展情况，交流工作经验，统计汇总相关报表。这项制度有利于推动和适时监测当地新型农村合作医疗工作的顺利开展。
在新农合试点推广时期，江苏省各试点县（市、区）严格执行中央及省有关政策和指导的原则，加强组织领导，规范基金管理，试点工作也因此取得了重要进展。截至2004年底，江苏省已有88个县（市、区）启动实施了以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，占县（市、区）总数的91.6%，受益人口3401.9万、人口覆盖率达到71.8%，新型农村合作医疗管理体制和运行机制初步形成。来自江苏省卫生管理部门的统计显示，2004年底，全省各级财政共安排新型农村合作医疗补助资金8.8亿元，其中省财政安排2.3亿元，地方财政安排6.5亿元，加上农民自愿缴纳的部分资金，累计筹集资金13.8亿元。在新型农村合作医疗运行过程中，累计补偿农民医疗费用10.16亿元，已有68.91万人次得到了住院补偿，2240万人次得到了门诊补偿。以省辖市为单位，新型农村合作医疗在各市的人口覆盖率均达到了60%以上。
3.3.3 全面普及阶段
在经过两年的试点和推广后，江苏省新型农村合作医疗得到不断丰富和完善，筹资水平、监管机制、管理模式、农民医疗费用补偿等等各个方面都不断提高，这对于提高农民健康水平、缓解农民因病致贫、因病返贫、统筹城乡发展、实现全面建设小康社会目标起了重要作用。
2005年3月，江苏省财政厅、卫生厅下发了《关于进一步加强新型农村合作医疗管理的意见》，要求认真落实各级财政补助资金，不断完善农民个人负担经费收缴方式，进一步加大对专项基金的监督管理力度，合理调整医疗费用补偿方案、不断改进医药费结报办法、规范医疗行为、改善农村卫生机构服务条件、切实加强农村药品管理等；同月，省卫生厅在总结试点县运行情况的基础上，还发布了《关于新型农村合作医疗费用补偿的指导意见》，提出新型农村合作医疗费用补偿应遵循三个原则：一是坚持以大病统筹为主的原则，二是坚持合理使用基金的原则，三是要坚持高效、便民的原则，明确了各地在构建新型农村合作医疗补偿模式和确定补偿比例必须要遵循的基本精神。根据卫生部、国家发改委、民政部、财政部等七部委联合下发《关于加快推进新型农村合作医疗试点工作的通知》，江苏省卫生厅召开了工作会议精神传达，研究和部署了下一阶段卫生部门做好新型农村合作医疗工作的重点任务。截至2005年底，全省已有97个县（市、区）实施了以大病统筹为主的新型农村合作医疗制度，人口覆盖率居全国之首，新型农村合作医疗管理体制和运行机制形成并得以完善。
2006年4月，江苏省政府按照建设社会主义新农村的要求，召开了全省农村新五件实事工作会议。五件实事：一是农村道路通达工程，二是农村教育培训工程，三是农民健康工程，四是农村环境整治工程，五是农村文化建设工程。其中，农民健康工程要求新型农村合作医疗制度覆盖面提高到95%，政府提高对参保人员补助标准，2006年省财政对经济薄弱地区参保人员补助标准从每人每年15元提高到30元。接着，省卫生厅召开了全省实施农民健康工程动员大会，巩固和完善新型农村合作医疗制度，建立新型农村合作医疗资金稳定的增长机制，合理调整补偿方案，并切实加强管理。省卫生厅、财政厅等七部门下发了《关于全面推进新型农村合作医疗工作的通知》，对提高标准后的资金筹集、补偿办法、基金监管、经办机构建设、规范医疗行为、实施医疗救助、药品监督供应、提高卫生机构服务能力、加强组织领导等九个方面提出了具体要求。
在江苏省新型农村合作医疗具体实施过程中，各地因地制宜地选择了不同的运行模式和补偿模式，其中比较有特色的是经济较发达地区保险业参与新型农村合作医疗的模式。为了规范和完善保险业参与新农合，促进新农合持续健康发展，省保监局、省卫生厅、省财政厅印发了《关于完善江苏保险业参与新型农村合作医疗工作的意见》，明确了保险公司参与新农合工作的基本原则和准入条件等。
在这一时期，由于领导的重视、制度的完善和各地工作的密切配合，江苏省新型农村合作医疗得到了快速发展。到2006年底，全省新农合参保人口4087万人，人口覆盖率达到90.5%，提前实现了新农合制度基本覆盖全省农村居民的目标。2007年江苏省参合人口共4316万人，参合率达到95%，比2006年分别增加229万人和4.3个百分点。共筹集新型农村合作医疗基金33.49亿元，其中，省级财政补助资金7.89亿元，地方各级财政补助资金15.78亿元，农民个人缴费8.89亿元，其他渠道筹资0.93亿元。政府补助资金占筹资总额的70.7%，农民个人缴费占筹资总额26.5%。支出33.22亿元，使用率达到99.21%。万元以上补偿人次为3.3万人，有效地缓解了参保农民因病致贫和因病返贫现象。
2008年，江苏省继续巩固和完善新型农村合作医疗制度，稳步扩大新农合覆盖面，要求2008年全省新农合人口参合率要达到95%以上，继续保持全国各省之首。在筹资方面，要求全面提高新农合筹资水平，苏北、苏中地区人均最低筹资水平要达到100元，苏南及苏中有条件的县（市、区）人均筹资水平要与农民人均纯收入保持同步动态增长，全省人均筹资水平力争达到120元，继续保持全国领先。在补偿工作方面，要求以提高参合群众受益水平为目标，组织新农合指导组专家现场指导，进一步调整和完善各地补偿方案，全省住院补偿封顶线由3万元提高到6万元以上，基金使用率稳定在90%以上，参合农民医药费用实际补偿比提高到35%以上。在管理工作方面，要求认真落实《关于进一步规范新型农村合作医疗管理工作的通知》精神，强化制度建设和规范化管理，建立督办督查制度、年度审计制度，严格执行新农合基金财务管理办法和会计核算办法。这一时期江苏省新农合的一个工作重点是建设新农合信息平台，这适应了提高管理工作的效率、更加公开化、透明化补偿制度的要求。
经过几年的发展，江苏省新型农村合作医疗取得了显著的成效，各项指标名列全国各省前列，参合农民显著受益，得到了广大农民的普遍欢迎。主要表现在以下几方面：2008年底，全省新农合参合人口4401万人，参合率保持在95%以上；全省新农合筹资标准大幅度提高，最低筹资标准提高到100元，最高达到300元；全省各地住院最高补偿额全部由3万提高到6万元以上；加强基金使用与管理，全省基金使用率达88.06%，有16个县获得“江苏省新型农村合作医疗管理先进单位”称号；参合农民住院医药费用实际补偿比提高到39.19%，群众受益水平进一步提高[10]。截至2010年底，江苏省参合人口4384万人，参合率继续保持在95%以上，人均筹资额达到190元，支付限额全部达到当地农民上年度人均纯收入的8倍以上。有21个统筹地区开展新农合综合支付方式改革试点，33个统筹地区实施按病种付费，控制医药费用不合理增长，全年有8956.7万人次从中获得补偿受益，住院费用实际补偿比例达到45.34%[11]。
本研究整理了江苏省卫生厅等部门颁发的有关新型农村合作医疗的主要规范性文件和通知，详见附表1。特别值得一提的是，2011年3月，江苏省人大常委会通过了《江苏省新型农村合作医疗条例》，成为我国第一部关于新农合的省级地方性法规，确保了新农合对农民的保障达到一个较高的水平。该条例明确规定，江苏省新农合筹资标准不得低于本地区上一年度农民人均纯收入的3%，其中个人缴费比例一般不超过筹资标准的20%，最高支付限额不得低于本地区上一年度农民人均纯收入的8倍，对重大疾病、特殊病种还将提高最高支付限额[12]。
3.4 新旧农村合作医疗的差异
2003年，国务院转发了《关于建立新型农村合作医疗制度的意见》，指出：“新型农村合作医疗制度是由政府组织、引导、支持，农民自愿参加，个人、集体和政府多方筹资，以大病统筹为主的农民医疗互助共济制度”。新型农村合作医疗与传统的合作医疗相比，在制度特征方面具有以下几个方面的差异。
（1）从合作医疗产生的外在动因来看，最初的合作医疗是在当时生产力低下，农村没有健全的卫生服务体系的背景下，为控制疾病而自发地自下而上建立起来的服务于战争需要的保障形式，由政府弱势干预。新型农村合作医疗是在新时期在减轻农村居民经济负担的宗旨下，为缓解贫困，自上而下建立的由政府组织、引导、支持，农民自愿参加的农村医疗制度。
（2）从管理制度来看，传统的合作医疗管理制度较模糊，没有专门的机构从事合作医疗日常管理工作，也没有科学的财务管理和监督机构，保健站的医生也只是赤脚医生，其真实身份是未接受过培训或仅接受过基本培训的普通农民。内在管理机制的缺陷也是传统合作医疗衰落的主要原因。新型农村医疗制度具有健全的管理组织，由市（县）为单位进行统筹，省、地级人民政府成立由卫生、财政、农业、民政、审计、扶贫等部门组成的农村合作医疗协调小组，县级人民政府成立由有关部门和参加合作医疗的农民代表组成的农村合作医疗管理委员会，负责有关组织、协调、管理和指导工作，委员会下设经办机构，负责具体业务工作，根据需要在乡（镇）可设立派出机构（人员）或委托有关机构管理。
（3）从合作医疗的筹资机制来看，传统合作医疗的筹资一般由生产合作社、农民和医生三方共同筹资，每个农民每年缴费0.2元，筹资水平较低，而且筹资水平依据乡镇财政和集体经济的能力而有不同，筹资渠道不稳定。新型农村合作医疗在传统合作医疗的基础上加大了筹资力度，提高了抗风险的能力，实行个人缴费、集体扶持和政府资助相结合的筹资机制，有条件的乡村集体经济组织应对本地新型农村合作医疗制度给予适当扶持。
（4）从补偿水平来看，参加传统合作医疗的农民虽然可以享受免费的预防保健服务，患者就医只交药费，免交挂号费、出诊费、注射费、处置费，但是这只是一种处于低水平的福利普济，具有福利性保障的功能，由于缺乏资金的监督机制和制约机制，产生了干部和社员在医疗保健服务中的不平等，还陷入了收不抵支的困境。新型农村合作医疗强调大病统筹，补偿机制设置较为灵活，保障水平较高，是一种有限市场化和政府的回归，因此新型农村合作医疗制度设计使其更具有保险的功能。
另外，传统合作医疗一般是以个人为单位参加，而新型农村合作医疗制度达到广覆盖，并在一定程度上缓解逆向选择而使基金能正常运作，要求以家庭为单位参加。
3.5 江苏省居民健康状况和医疗卫生状况
3.5.1 江苏省居民健康状况
1.人口期望寿命
人口期望寿命是衡量一个国家或地区居民健康水平最重要的指标之一。历史以来，江苏省居民期望寿命均高于全国平均水平，1990年，江苏省人口期望寿命为71.4岁，全国人口期望寿命为68.6岁，到2000年全国第五次人口普查时，江苏省人口期望寿命增加到74.1岁，比全国人口期望寿命高2.7岁，2006年末，江苏省人口期望寿命增长到75.3岁，比全国人口期望寿命高出2.3岁。
2.孕产妇及婴儿死亡率
表3-1汇总了2000年以来江苏省与全国孕产妇及婴儿死亡率的情况。总的来看，随着我国公共卫生服务水平与医疗技术的提高，我国孕产妇死亡率、婴儿死亡率和5岁以下儿童死亡率均明显下降，并且，江苏省这几项指标均明显优于全国平均水平。
表3-1 江苏省与全国孕产妇及婴儿死亡率比较
表3-1 江苏省与全国孕产妇及婴儿死亡率比较（续）-1
从图3-1、图3-2、图3-3中能更直观地看出以上趋势。解放前我国孕产妇死亡率为150人/万，随着卫生事业的发展，孕产妇死亡率大幅度下降。2000年，全国每10万人孕产妇死亡人数为53人，江苏省每10万人孕产妇死亡人数为28.51人，江苏省孕产妇死亡率远远低于全国平均水平；到2009年，全国每10万人孕产妇死亡人数下降到31.9人，江苏省每10万人孕产妇死亡人数下降到7.02人，江苏省和全国孕产妇死亡率下降幅度无明显差异，下降速度也比较平稳（图3-1）。
图3-1 江苏省与全国孕产妇死亡率比较
江苏省婴儿死亡率指标优于全国平均水平。2000年，我国婴儿死亡率为32.2‰，江苏省为11.2‰，到2009年，我国和江苏省婴儿死亡率指标均有下降，分别为13.8‰和4.43‰，全国总体水平上的婴儿死亡率下降幅度更大（图3-2）。
图3-2 江苏省与全国婴儿死亡率比较
从5岁以下儿童死亡率指标来看（图3-3），江苏省的水平同样优于全国平均水平。2000年，江苏省5岁以下儿童死亡率为14.61‰，全国5岁以下儿童死亡率为39.7‰，2009年，江苏省5岁以下儿童死亡率为5.86‰，比全国平均水平低约1个百分点。全国总体水平上的5岁以下儿童死亡率下降幅度更大。
图3-3 江苏省与全国5岁以下儿童死亡率比较
3.江苏省部分地区病伤死亡率
表3-2 江苏省部分地区居民病伤死亡率统计
表3-2汇报了江苏省居民死亡原因统计年报资料范围内的居民病伤死亡率。统计结果显示，2004—2008年，江苏省每10万居民病伤死亡率从584/10万人上升到632.02/10万人，其中，男性病伤死亡率高于女性，这与男性的预期寿命一般小于女性的规律一致。将居民居住区域划分为城市和农村来看病伤死亡率指标，2004—2008年，城市居民疾病病伤死亡率均低于农村居民，由此可见，农村居民由疾病损伤导致死亡的概率比城市高，我国农村医疗卫生服务事业面临的形势更为严峻。
据调查单位统计，2008年，城市居民前十位死因依次为：恶性肿瘤、脑血管病、心脏病、呼吸系统疾病、损伤与中毒、内分泌营养和代谢疾病、消化系统疾病、泌尿系统疾病、神经系统疾病、传染病和寄生虫病。前十位死因合计占总死亡原因的93.61%。农村居民前十位死因依次为：恶性肿瘤、脑血管病、呼吸系统疾病、心脏病、损伤与中毒、消化系统疾病、内分泌营养和代谢疾病、神经系统疾病、精神障碍、泌尿系统疾病。前十位死因合计占总死亡原因的94.56%（如表3-3）。
表3-3 2008年江苏省部分居民前十位死亡原因顺位
3.5.2 江苏省农村医疗卫生资源状况
1.医疗卫生设施
改革开放以来，江苏省医疗卫生事业迅速发展，城乡卫生服务机构建设得到加强，卫生机构总数从1978年的9277个增加到2009年的13388个，同期卫生机构床位数从12.29万张增加到25.15万张，卫生机构人员数从17.45万人增加到37.76万人。
如图3-4，1978年以来，江苏省每万人拥有医师数和每万人拥有医院、卫生院的床位数呈明显上升趋势。1978年，江苏省每万人拥有医师数为9.7人，2009年，每万人拥有医师数增加到15.9人，同期每万人拥有床位数从19张上升到30.4张。从图中可以看到，在2002年每万人拥有医师数略有下降，这主要是由统计口径的变化带来的，从2002年起，医生改为统计执业（助理）医生数，护士（士）统计为注册护士数。
图3-4 江苏省每万人拥有医师数和医院、卫生院床位数
2.农村三级卫生服务网
多年以来，江苏省在全省农村构建了覆盖全面的县、乡、村三级卫生服务网。县级卫生机构包括县综合医院、县疾病预防控制中心、县妇幼保健院；乡和村级卫生服务机构分别是乡镇卫生院和村卫生室。2010年底，江苏省有县直属医院60所，县级妇幼保健机构25所，县级疾病预防控制中心25所，县级卫生监督所25所。表3-4统计了2004年以来全省乡镇卫生院和村卫生室数。2010年底，全省共设乡镇卫生院1268个，乡镇卫生院床位51771张，村卫生室17127个，村卫生室中执业（助理）医师1975人、乡村医生55677人、卫生员1831人。
表3-4 江苏省乡镇卫生院和村卫生室数
3.5.3 江苏省乡镇卫生院医疗服务利用状况
2010年末，江苏省医疗机构床位为269670张，病床使用率为83.81%，与2009年相比提高1.57个百分点。2010年全省社区卫生服务中心提供诊疗4380.64万人次，住院28.31万人，病床使用率为48.44%，出院者平均住院8.5日，平均每个医师每天担负16.23诊疗人次，每天担负0.67住院床日。
表3-5 近五年江苏省乡镇卫生院医疗服务情况
表3-5统计了近五年来江苏省乡镇卫生院医疗服务情况。可以看出，2006—2010年，乡镇卫生院医疗服务利用均呈上升趋势。2009年，乡镇卫生院诊疗人数为7351.96万人次，住院人数为158.82万人，与2006年相比，诊疗人数增加了1976.86万人次，住院人数增加了43.62万人。由于部分乡镇卫生院改建为社区卫生服务中心，2010年诊疗人次和住院人数比2009年都有所减少。2010年乡镇卫生院病床使用率从2006年的43.36%增加到2010年的56.91%，同期出院者平均住院日从6.35天上升到6.9天。乡镇卫生院医师的负担有所增加，2010年，医师每日负担诊疗人次和住院床日分别为10.64人次和1.16日，比2006年分别增加了2.74人次和0.46日。
图3-5 江苏省乡镇卫生院与部分医疗机构病床使用率比较
图3-5统计了近五年来江苏省几种医疗机构病床使用率的情况，总的来看，2006—2010年全省医疗机构病床使用率呈上升趋势。与其他医疗机构相比，乡镇卫生院病床使用率较低。在统计的五个年份里，全省医疗机构的病床使用率为70%以上，其中，医院的病床使用率最高，均为80%以上，其次是妇幼保健院，而乡镇卫生院与其他医疗机构的病床使用率相比均处于较低水平，2006—2010年分别为43.83%、47.74%、51.89%、56.7%和56.91%。乡镇卫生院病床使用率不高可能有几种原因：一是农村居民患病率较低，或患重病的概率较低，因而对住院医疗服务需求较少。由于缺乏江苏省城乡居民患病率的数据，因而很难做出准确的判断，但从表3-3江苏省城乡居民病伤死亡率的分析可以看出，农村居民疾病病伤死亡率远高于城市，可以初步推论农村居民对住院医疗服务的需要并不比城镇居民少。第二种可能的原因是农村居民患了非常严重的疾病，乡镇卫生院无能力治疗，需要到更高一级医疗机构寻求医疗服务。第三种可能的原因是农村居民患病应住院而由于无支付能力住不起院。以上第一、二种可能的原因也许是一种比较合理的解释，而第三种原因，当农村居民应住院而由于经济困难不能住院时，政府应为低收入者提供医疗服务，缓解他们的疾病经济负担，新型农村合作医疗政策就是在这样的背景下出台并在开始试点实施和推广。
3.5.4 江苏省新型农村合作医疗运行状况
1.参合情况
图3-6展示了2004年以来新农合参合人口的增长情况，可以看出，在2005年，江苏省新农合的试点工作推进得很快，参合率比2004年有大幅度提高。截至2006年底，江苏省所有县（市、区）都启动了新型农村合作医疗，开展新农合的乡镇数为1230个，开展新农合的行政村为18818个，覆盖农业人口4349.21万，参合人口4087万，参合率达到90.5%，比全国平均参合率约高10个百分点，居全国首位。从2007年后，全省新农合人口覆盖率一直稳定在95%以上。
图3-6 江苏省新型农村合作医疗参合人数
2.筹资情况
如图3-7，2004年江苏省新农合筹资总额为22135.87万元；到2006年底，全省年度筹资总额为26.6亿元，人均筹资达到67.5元，比全国平均人均筹资水平高15.62元；2009年，江苏省新农合筹资水平又有了大幅度增长，年度筹资总额达到64.75亿元，人均筹资达137元，较上一年增长11.38%。各县（市、区）最低筹资均达到100元以上。
图3-7 江苏省新型农村合作医疗筹资总额
3.补偿和受益情况
与稳定上升的筹资额相对应，几年来江苏省新型农村合作医疗补偿比和受益比也呈稳定的上升趋势。表3-6描述了2004—2006年江苏省参合农民受益情况。受益人次是指在本年度里获得新农合补偿的人次，受益率是本年度累计受益人次数与同期实际参合总人数的比值，因而总体受益率可以大于1。从表中可以看出，在新农合试点实施的2004—2006年，江苏省农村居民的受益人次和受益率明显上升，总体受益人次从2004年的652.06万人增加到2006年的5152.76万人；同期受益率从105.07%上升到125.76%。其中，住院医疗服务和体检服务项目的受益人次和受益率均呈上升趋势，住院受益人次从2004年的8.52万人上升到2006年的165.37万人，受益率从1.37%上升到4.04%；同期体检受益人次从7.56%上升到24.64%。而门诊受益率变化不大，保持在96%左右。门诊受益率较高而住院受益率较低，这是因为与患大病相比，居民患小病的概率更高。
表3-6 江苏省新农合农村居民受益情况
2006年，江苏省门诊次均费用为38元，门诊次均补偿9元，门诊次均实际补偿比为22.92%，2007年门诊次均费用和补偿额分别为48元和11元，因而2007年门诊实际补偿比相比于2006年并未上升。2008年，江苏省住院人均费用为4139元，新农合人均补偿1625元，实际补偿比例[16]为39.26%，相比2005年，住院实际补偿比例约增加了17.11个百分点。2009年，江苏省共有257.21万人次参合农民接受住院服务，住院率达到5.85%，比上一年增长0.45个百分点，人均住院补偿1952元，比上年增长20.11%，参合农民住院医药费用实际补偿比达40.87%；全年门诊补偿7882万人次，平均每人补偿受益1.79次，次均门诊费用为65.58元，人均补偿15.79元，门诊费用实际报销比例24.07%。2010年，江苏省参合居民住院费用实际补偿比进一步提高，达到45.34%。
4.基金使用情况
基金使用率是指当年基金支出总额除以当年筹集基金总额后的百分比。图3-8描绘了2004年以来江苏省新农合基金使用率的变化情况。可以看出，2005年与2004年相比略有下降，但2006年快速上升，2007年，有部分县（市、区）加大了基金的补偿力度，并对部分参合人员进行二次补偿，因此当年全省基金使用率达到99.21%，动用了往年结余资金。到2008年基金使用率稍有回落。
图3-8 江苏省新型农村合作医疗基金使用率
从基金使用的情况来看，2004年以来，江苏省新农合基金补偿住院和门诊总额均大幅度上升，住院补偿总额从2004年的11300.52万元上升到2008年的39.18亿元，同期门诊补偿总额从3997.4万元上升到10.62亿元（图3-9）。其中，住院补偿使用的基金占基金总额的70%以上，基本处于一个合理的水平。
图3-9 江苏省新型农村合作医疗基金住院和门诊补偿总额
3.6 本章小结
本章勾画了江苏省农村医疗卫生事业的面貌，描述了江苏省新型农村合作医疗制度的发展历程和运行状况。总的来说，江苏省新型农村合作医疗从2003年试点开始，在试点初期便得到了迅速推广，各个时期的覆盖率、筹资水平、补偿水平和受益水平均居全国领先地位，获得了一定的成效，并得到了农民的认可。从基金的运行来看，建立了一系列监管体系和制度，保证了基金的安全运行和较高的使用率。从对新农合基金和信息的管理来看，管理均较为规范，各地设立了新农合基金财政专户，定期公示基金使用情况，实行年度审计等。同时，为了提高工作效率和服务水平，全省构建了较为完备的合作医疗信息化系统。
但是，在评价一项政策时我们不能只看表面的指标和数字，更应该深入挖掘数字背后潜在的原因。例如，虽然与全国平均水平相比，江苏省新农合人均住院补偿额和补偿比例较高，各年度增长也较快，但有部分原因来自于江苏省人均住院医疗费用本身就比全国平均水平高，由于人均费用较高，补偿额理应较高，较高的补偿额又需要较高的基金总额和较高的筹资水平相适应，在这样的情况下，农民承担的自付费用可能并不少，疾病经济负担可能并不轻。因此，做好医疗服务价格和医疗费用的控制工作仍是江苏省医疗卫生部门的艰巨任务。
第4章 农户的健康风险与健康风险管理
4.1 农户健康风险与贫困
4.1.1 农户的健康风险
1.健康风险的定义
现有文献将事件发生的不确定性和发生的结果作为风险概念的两个维度，根据这一概念，本研究将健康风险定义为由于疾病损伤导致的损失的不确定性。不确定性是医疗保健市场与完全竞争市场最明显的区别之一。健康风险是居民对自己健康状况的主观感受或医生对其是否有必要进行治疗的判断，通常健康状况较好的人，发生疾病的概率也较小，即健康风险较小。对处于贫困状态的人而言，其所面对的健康风险不仅仅指疾病风险或疾病经济风险，经济困难也会成为他们获得医疗服务（包括公共卫生服务）的限制因素，他们获得的服务更少、质量更差、难度也更大。马敬东（2007）将贫困人口的健康风险定义为因负性健康风险事件而造成的经济损失及非经济损失的可能性。这里，负性健康事件不仅仅指疾病、伤害和失能，也指对基本公共卫生服务（比如儿童计划免疫）的缺乏，以及他们脱离社会进程而不同于非贫困人口的其他健康事件[1]。
按照上述健康风险的定义，并鉴于农村人口的经济收入和健康支出以农户（或家庭）为单位，本章对健康风险的研究以农户为分析单位。
2.农户面临的风险
当前，大市场与小农户之间的矛盾使得农户在生产和生活中面临的风险因素来源更为广泛。陈传波等[2]（2005）以农户认知为基础进调查访谈研究，统计了108户农户近五年来遇到的经济困难，如表4-1所示。
表4-1 在过去五年中遇到的经济困难
在这项调查中，108户农户报告在过去五年中发生各类困难共453次，这些困难归纳起来共有以下15类：罹患疾病、没钱买肥料、没钱交纳子女学费、上交税费、建房维修、婚嫁和结婚彩礼、安电费用、作物歉收、缺衣少食、家人死亡、日常开支、牲畜死亡、生小孩、打工路费和其他困难。其中，大多数农户的经济困难源于罹患疾病、缺钱投入农业生产、交纳子女学费、没钱交税费。其次，来自于生命周期中发生的一些大事件也是他们遇到的主要困难，例如建房、结婚、生育和死亡等。在他们1998年对农户未来风险的调查中，询问农户“最担心的事”，农户列举了他们13类“最担心的事”，其中就包括医疗费用。
在另一项对全国11个省、38个行政村、1000多户农户关于风险和保障的研究中，乐章（2006）将农民的风险具体定义为“目前您最担心的问题是什么”，列出的选项有：自然灾害、农产品价格、子女学费问题、自己及家人患重病、老来生活没保障、国家政策变化、社会不稳定和其他。调查结果显示，在这些选项中，农民最担心的是自己或家人患重病，占所有风险形式的43.5%[3]。
从以上两项研究可知，疾病已经成为农户普遍需要面对的一种风险，健康风险已成为农户最担心的问题。
4.1.2 健康风险与贫困
健康作为人力资本中的一个重要组成部分，它对个人的收入、劳动生产率都有着重要的影响。Blom and Canning（2000）总结了健康影响经济繁荣的四种主要机制：第一，健康的人能够工作更长的时间，在体力、脑力或者认知能力上都更加充沛强壮，这直接提高了家庭和市场的劳动生产力。第二，健康的人可以享受更长的寿命，更有动力为自己教育进行投资。而大量有关教育投资收益的研究表明，教育在很大程度上提高了个了人劳动生产力和收入。第三，更长的期望寿命促进了个人处于生产阶段时期更多地进行储蓄，这为经济投资储备了更多的货币资本，后者进一步促进了收入和经济增长。更健康的劳动力同时也吸引了更多的外国投资。第四，一个人群更为健康，意味着具有更低的死亡率，这降低了家庭大量生育的必要性，从而导致更低的人口增长率和人口平均年龄的提高。这种人口结构的变化进一步提高了工作年龄人群的比例，而后者则是人均收入和经济增长的重要因素[4]。
世界银行指出，衡量国民的生活水平除了考虑家庭收入和人均支出外，还要考虑那些属于社会福利和健康保健方面的内容，例如医疗卫生设施、预期寿命、居民健康状况及公共资源的获得与利用情况，这也体现了人口健康状况与贫困状态存在的密切联系。健康风险不能有效分散，将严重影响农户的收入和消费，增加农村因病致贫的现象，而贫困带来的较低生活质量，例如营养不良、卫生服务可获性降低等，又将导致健康状况的进一步恶化。研究表明，大病冲击对于农户的短期影响和中期影响使患者户人均纯收入减少5%～6%，长期影响可持续大约15年（高梦滔，2005），而农户的生产经营支出要受4～5年影响（姚洋，2003）。不良的健康状态常常被视为贫困的一种主要原因。它既是发展的目标（将人们是否能够拥有良好的健康状况作为衡量发展的标准），又是发展的手段（通过健康人们能够获得好的发展机会），而得到基本的健康服务是保证获得这种能力的权利。从政府和社会角度来看，发展就是要为人们提供这种权利，并使更多的人得到这种能力。学者们一致认为，健康贫困（Health Poverty）是一种机会丧失和能力剥夺，即由于经济发展水平低下、支付能力不足所导致的参与医疗保障、卫生保健和享受基本公共卫生服务的机会丧失，以及由此所造成的健康水平下降导致的参与经济活动的能力被剥夺，从而带来的收入减少和贫困发生或加剧[5]。
多年以来，我国在扶贫方面取得了巨大的成就，农村贫困人口和贫困发生率都大幅度下降。然而，近年来这种下降速度明显放慢，并且，农村贫困的原因已经发生转变，因病致贫、因病返贫成为产生和存在贫困人口的重要因素。国家卫生服务调查的结果显示，1998年，在各种导致农户贫困的原因中，疾病损伤的比例占21.6%，到2003年，上升到33.4%，2008年，这一比例继续上升到37.8%。河南省农村贫困户中因病致贫、返贫的比例为40%，云南省和陕西省这一比例更是高达50%（李长明，2001），贫困与贫困人口的健康状况之间形成了明显的恶性循环[6]。实际上，在某些省份，农民因病致贫、因病返贫的问题十分严重。例如，有关部门对湖北、江苏、广东三省农户典型调查发现，由于疾病损失导致贫困的农户占贫困户的比例达30%；在河南、陕西、四川、甚至北京郊县，因病致贫的农户，占贫困户总数的40%～50%；在青海，这个比例达56%。以上数据说明了，疾病已成为农户贫困的主要原因，并且在很多低收入群体中，健康和贫困之间已形成恶性循环。
4.2 江苏省农户健康风险的影响因素
4.2.1 变量选择与模型
如前所述，健康风险是由于疾病损伤导致的损失的不确定性，是居民对自己健康状况的主观感受或医生对其是否有必要进行医疗的判断，健康状况较好的人，通常发生疾病的概率也较小。以往的研究大多使用自评健康状况指标测度健康状况（Gerdtham等，1999；刘国恩，2004；赵忠，2006），已有文献还构造出质量调整的生命年（QALY）和伤残调整的生命年（DALY）来作为衡量健康的两个指标。另外，还包括由Kaplan和Anderson（1998）等发展起来的生活质量指标（QWB）等，罗楚亮（2007）用健康日常行为能力、生理与心理症状的自我评估和疾病对日常活动的影响天数三方面的含义来表征健康风险。用各种方法测度健康状况各有优缺点，可以根据研究设计和数据的可获性做出适宜的选择。本书借鉴前人的研究，并考虑到慢性疾病已成为威胁我国人口健康和影响公共卫生、社会发展的重要因素，采用自评健康状况和是否患有慢性病两个指标来表征居民健康风险。
由于因变量“自评健康状况”属于有序分类变量，因此采用Ordered Logit模型进行累积比数logistic回归。因变量为k=4个等级的有序变量，设定x=（x1，x2，…，xi）为自变量。则等级为j（j=1，2，…，k）的概率为：P（y=j/k）。有序分类结果的logistic回归定义为：
logitPj=logit[P(y>j/x)]
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
由于因变量“是否患慢性病”属于二项反应变量，取值为0和1，选择二元Logit模型进行回归。二元Logit模型的形式为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
其中，β0为常数项，βi是Xi（j=1，2，…，m）对应的偏回归系数。
社会经济地位指数以收入、教育和职业三个方面为基础，衡量居民的社会经济状况特征。收入会影响到医疗服务的可获性，较低的收入水平会使居民获取生活基本要素的能力受到限制，缺乏对诸如营养、住房和医疗保健品的基本消费能力，它反映了居民的生存能力和生活质量；教育变量代替人力资本可以反映居民获取资源的能力；职业特征可以反映出居民的社会地位和与工作相关的风险，也反映出居民在社会生活中的排斥或融入状况。
根据文献研究和经验判断，个人的健康风险除了受到社会经济状况特征的影响，还与个人的人口学特征、家庭特征、生活方式和医疗保障等因素有关。因此，本研究将个人和家庭特征、生活方式、医疗保障特征作为几组控制变量，构建健康风险方程为：
健康风险=F（个人和家庭特征，社会经济状况，生活方式，医疗保障特征等）
一般来讲，随着年龄的增加，患病的可能性更大。健康风险也可能与性别、婚姻状况、家庭大小、家庭离医疗点的距离密切相关。良好的健康行为和优良的生活方式能使人们处于更健康的状态，降低患病的概率。生活方式对健康的作用在已有文献中已经得到佐证，世界卫生组织在《世界健康报告：减少风险，促进健康生活》中确定了包括吸烟与酗酒在内的威胁人类的十大健康风险。本研究选择是否经常吸烟和是否经常饮酒两个变量。医疗保障或保险的覆盖可以通过降低医疗服务的成本使人们更多地获得医疗服务，但也可能由于保险的出现带来道德风险，使居民更不注意健康风险的防范而面临潜在的风险。本研究对参加医疗保障情况的定义包括是否参加合作医疗和是否参加除合作医疗外的其他医疗保险。变量的定义和描述如表4-2所示。
表4-2 变量定义和描述统计
4.2.2 数据来源与描述分析
本章数据来源于2007年3月对江苏省北部五县（新沂、东海、涟水、泗洪和响水）农村居民健康风险及医疗保障的调查。调查内容包括农村居民的个人特征和家庭特征、社会经济状况、健康风险状况、家庭医疗卫生服务利用情况等。调查样本兼顾了各地区的经济发展水平和农户收入水平，共获得有效样本1461个。调查表见附表2。
“自评健康状况”要求被调查者根据自己的实际情况对自己的身体状况做出主观评价，用1、2、3、4分别表示居民健康状况自我评价为差、一般、较好和非常好。是否有慢性病指标是医生实际诊断的结果，将患有慢性病赋值为1，未患慢性病赋值为0。此外，将被调查样本按照家庭人均年纯收入从低到高分成三组：低收入组为人均年纯收入低于1500元；中等收入组为人均年纯收入为1500～3000元；高收入组为人均年纯收入高于3000元。农户收入分组情况如图4-1所示。
图4-1 农户收入分组情况
从表4-3可以看出，调查地区大多数居民认为他们的健康状况较好或一般，有19.6%的农村居民对自己的健康状况评价为非常好，14.8%的居民对自己的健康评价为差。由方差分析可知，存在于不同收入组间自评健康状况的差异在统计上具有显著意义，低收入组居民的自评健康状况为很好和较好的百分比均低于高收入组，而健康状况为较差的百分比则高于高收入组。
表4-3 调查地区不同收入组居民的自评健康状况
表4-4的结果显示，被调查者中约29.6%的居民患有慢性病，低收入组居民患慢性病的概率更高。不同收入组患慢性病概率的差异虽然在1%的水平上显著，但是，方差分析的前提是要符合方差齐性假定。检验结果显示，不同收入组之间不符合方差分析同方差假定的前提，因此不同收入水平与患慢性病的概率的关系有待于进一步检验。
表4-4 调查地区不同收入组居民患慢性病的情况
4.2.3 回归结果与分析
表4-5显示了影响调查地区农村居民自评健康状况与是否患慢性病的因素的回归结果。总的来说，表征社会经济状况的一组变量均通过了显著性检验，具有不同的社会经济状况将导致居民健康风险具有明显差异，并且，收入、教育和职业状况这三个社会经济状况变量对居民健康风险的影响均表现出一致性，即居民的社会经济状况越好，健康风险越小。这验证了本章提出的假说一。
具体来说，高收入农民较之于低收入农民的健康状况更好，患慢性病的概率更低。一方面，收入水平决定了居民的消费与支出，低收入使得居民投资于健康的经济来源更有限，更难获得基本的医疗卫生服务，因而患病的概率更高，而收入的增加将能提供数量更多和质量更高的医疗服务，促进居民获得优良生活环境的机会；另一方面，健康是一种重要的人力资本，当经济困难无法就医时，小病拖大病，导致劳动力的丧失，疾病和贫困就会陷入恶性循环。因此，当其他情况不变的条件下，经济状况差的人面临更大的健康风险。
其次，教育水平反映了居民获取资源和增强健康的能力，不同文化程度的居民会表现出不同的生活方式和健康风险态度，文化程度高的居民更能主动学习有关健康护理的知识，有利于健康状况的改良。回归结果证明了这一推论，受教育年限越多，居民的健康状况越好。在其他条件不变的情况下，受教育年限增加1年，居民患慢性病的概率减少0.7个百分点（根据模型计算边际效应为0.7）。另外，职业状况对健康风险也有显著影响，如果某一职业对人的身体有潜在的危害，长期从事这一职业就可能会面临某一方面的疾病损伤的潜在威胁。本研究调查时询问了居民“目前从事的职业对身体是否有潜在危险”这一感官判断，结果显示，在其他情况不变的条件下，从事无害于身体的职业的居民健康状况更好，患慢性病的概率越低。
目前，生活方式对健康状况的影响越来越受到人们的关注。本研究将“是否经常吸烟”和“是否经常饮酒”变量放入模型，结果显示，经常吸烟的居民患慢性病的概率比不经常吸烟的人患慢性病的概率高0.3倍（模型计算优势比为1.3，为节省篇幅，表格中未报告各个变量的优势比）；然而，经常饮酒的居民健康状况自我评价较好，更不容易患慢性病。这可能是因为不良的生活方式对健康的影响具有一定的潜伏期，不能立即表现出来的原因。
居民个人特征是影响健康风险的显著因素。随着年龄的增加，健康状况下降，患慢性病的概率增加。年龄对健康的影响更多地可以用医学或生命周期来解释，年龄的增加也使医疗服务的边际产出下降。Grossman（1972，1999）将年龄解释成健康存量的折旧，本研究也验证了他的这种预测。性别也是导致健康风险差异的显著因素之一。回归结果表明，男性的自评健康状况更好，患慢性病的概率较之于女性更低，这可能与男性和女性的生理差异相关。家庭住址离最近医疗点的距离也是影响居民自评健康状况的一个因素，它可以代表居民医疗服务的可及性，距离近的居民能更方便地就诊，回归结果表明，居住距离越远，自评健康越差，越容易患慢性病。
表4-5 健康风险影响因素的回归结果
另外，婚姻状况、家庭人数、参加合作医疗和参加其他医疗保险未通过显著性检验。但从符号上可以判断，已婚的居民健康状况更好，患慢性病的概率更小；家庭人口越多，其家庭成员的健康状况也越好；参加合作医疗和购买其他医疗保险的居民自评健康状况更好，但患慢性病的概率更高，这是因为新型农村合作医疗和医疗保险对某些类别的常见多发慢性病的医疗支出实行按比例报销，因此，患有慢性病的居民更有动力通过参加合作医疗或购买医疗保险这类社会化的医疗保障方式来减轻疾病经济负担。
为了进一步考察社会经济状况对健康风险的作用，将总样本分为低收入组、中等收入组和高收入组三组样本，考察不同收入组之间居民健康风险影响因素的差异。表4-6和表4-7汇报了各收入组居民自评健康状况和是否患慢性病的影响因素回归结果，所有收入组居民的健康风险均受到年龄和职业状况的影响，年龄的增加将引起健康资本的折旧，健康状况会越来越差，职业状况也与健康状况密切相关，这说明了年龄和职业状况对健康风险的影响与居民的收入水平无关。同时，我们发现，收入变量在几个模型中均未通过显著性检验，这可能因为是我们将总样本按照收入水平分为三组样本后，相当于缩小了组内各观察值之间收入变量的方差，因而导致收入变量不显著。
从表4-6可以看出，低收入组居民健康风险影响因素的种类多于中等收入组和高收入组。高收入组居民的自评健康状况受到年龄和职业状况的影响，中等收入组居民自评健康状况的影响因素还包括性别变量，低收入居民自评健康状况还受到性别、婚姻状况和经常饮酒因素的影响。这说明了居民良好的经济状况可以抹平诸如个人特征、不良生活方式等其他因素对他们健康状况的影响。对不同收入组居民是否患慢性病影响因素的考察结果同样呈现出类似的规律，这说明了这一结论是稳健的。以上回归结果证明了我们提出的假说二。
表4-6 不同收入组居民自评健康状况影响因素的回归结果
从表4-7的回归结果来看，年龄和职业特征对居民慢性病的作用也同样与居民的收入水平无关。如果中等收入组居民经常吸烟，那么他们患慢性病的概率就会更高；单身居民比已婚的低收入居民更容易患慢性病，低收入的女性比低收入的男性患慢性病的概率也更高，受过较少教育的低收入居民患慢性病的概率也比受过更多教育的低收入居民患慢性病的概率高。这同样也说明了，较高的收入水平可以弥补较低教育水平等负向健康因素从而减少居民的健康风险。
表4-7 不同收入组居民患慢性病影响因素的回归结果
值得注意的是，“是否参加合作医疗”变量和“是否参加其他保险”在几个模型中均未通过显著性检验，对农村居民的自评健康状况和慢性病患病率无影响，这可能存在以下几个原因：一是在调查期间，新型农村合作医疗政策实施的时间还较短，任何一个政策的实行，效果都不可能在两三年之内立即表现出来；二是新型农村合作医疗政策的直接目标是降低居民的疾病经济成本，减少因病致贫和因病返贫，希望通过其他配套政策的实施逐步促进全民健康，因此，新型农村合作医疗这一单一措施对居民健康状况并无明显的改善作用；三是，从变量的数据特征来看，统计上不显著的原因还可能是合作医疗的覆盖面非常大，调查地区合作医疗制度的模式基本相同，导致样本差异很小。另外，从研究方法来看，研究新型农村合作医疗是否能改善居民的健康风险，需要用更为科学的方法进行评价。本研究的第6章还将对这一问题进行深入分析。
4.3 农户健康风险管理
4.3.1 健康风险管理的含义
上一节以社会经济地位指数作为社会经济状况的指标，分析了居民收入水平、受教育程度和职业状况对健康风险的影响。结果表明，良好的社会经济状况有利于缓解居民健康风险，较好的经济状况可以部分地抹平其他因素给健康带来的不良影响，但经济状况较差的居民则不具备这种收入平滑健康风险的能力。由于健康风险是当前农户面临的最主要风险之一，农户会采取一定的措施加以防范和规避，因此，从农户的角度来讨论如何对健康风险进行管理具有现实意义。
健康风险管理的过程主要分为三个步骤：风险识别、风险评估和风险应对（策略）。风险识别是风险管理的第一步，也是风险管理的基础。只有在正确识别出自身所面临的风险的基础上，人们才能够主动选择适当有效的方法进行处理。风险识别的任务就是要从错综复杂的环境中找出个体面临的主要风险。对于健康风险而言，居民依靠对自身健康状况的感受或医生的诊断来识别健康风险的大小，进而根据疾患所需费用或自身的经济状况识别健康的经济风险；公共政策制定者需要识别居民疾病经济风险和风险在人群中的分布程度，以及风险主要表现在哪一类特征人群、哪一层次和哪类服务上。风险评估是对系统发生事故的危险性进行定性或定量分析，评价系统发生危险的可能性及其严重程度，以寻求最低的事故发生率、最少的损失和最优的安全投资效益。风险应对（策略）是基于风险管理的以上两个过程，做出相应的策略，进而避免风险事件的发生或使风险造成的损失降到最低。就健康风险而言，包括采取各种措施预防负性健康事件的发生，以及缓和、消除负性健康事件发生后所带来的影响。
风险管理既包括在风险发生前降低其发生概率的预防策略和减少其潜在影响的缓和，也包括在风险发生后，消除其影响的应对策略。健康经济风险的后果主要表现在财务支出即医疗费用上，农户看病费用的应对方式最能反映农户健康风险管理。现有文献在对健康风险管理的研究中，多见于针对健康风险发生的后果的应对策略的研究，即通过调查分析家庭如何应对疾病发生后的医疗费用。Preker等（2001）认为，由于经济能力不同，穷人和富人在处理不可预计事件的财政结果时的处理机制有明显区别，即使在低收入国家，非贫困家庭能利用广泛的风险规避机制，包括储蓄、信贷、保险和其他民间机制，而穷人由于经济能力有限不能通过银行和保险机制规避风险，这就导致了家庭、朋友和公共网络等非正式风险保护方式的出现[7]。Atella等（2005）通过分析不确定性、收入和健康支出来解释收入和健康风险是如何影响家庭的预防性储蓄决策，探讨预防性储蓄对健康风险防范的重要作用[8]。蒋远胜（2005）在测算我国西部农户疾病直接成本的基础上，分析农户应对疾病成本的策略，揭示了非正式风险应对策略对防止因病致贫和发展农村合作医疗保险的政策性含义[9]。
另一项重要的研究来自于Sauerborn等（1996），他们根据51名调查员对非洲布基纳法索566户农村家庭的调查数据，分析了农户应对疾病费用的各种方式，并讨论了这些应对方式是否有效地阻止了风险的发生。他们根据调查结果分析了11类健康风险的应对策略，包括：使用现金和储蓄、出售牲畜等资产、贷款、通过多样化经营获得收入、帮别人干农活获得劳工工资、免费的医疗服务[10]、馈赠、家庭内部成员之间劳动力替换、改变生产的资产-劳动组合、雇工、使用免费的社区劳动力。此项研究将这些应对策略的顺位以图4-2表示。
4.3.2 调查地区农户健康风险管理的策略
根据以上分析的思路，本研究问卷调查设计的问题“您一般是用什么方法应对生病后的看病费用”，选项有：利用家庭或个人存款、出售财产或家禽、向亲友借款、向银行或信用社贷款、参加合作医疗、医疗救助、购买商业医疗保险、其他。考虑到可能有不止一种选择，该问题设置为选择最多的三项，调查结果统计如表4-8所示。
图4-2 应对疾病成本策略的顺位
表4-8 调查地区农户疾病经济风险的应对策略
可以看出，农户生病后看病的费用主要来源利用家庭或个人存款和参加合作医疗的报销，这两项分别占到样本农户的63.17%和60.79%，向亲友借款和出售财产或家禽也是农户较为常用的一种方式，分别占到27.66%和16.72%。
从以上结果可以得到几个基本判断：
（1）在本研究调查地区的农户中，动用储蓄是农户应对疾病经济风险最主要的方式。由于健康风险的发生，农户劳动力暂时丧失，一方面导致收入下降，另一方面医疗消费增加，此时农户首先的反应是通过储蓄来应付支出。
（2）合作医疗分担了部分健康经济风险。新型农村合作医疗制度是以缓解农户因病致贫和因病返贫为根本宗旨，通过合作医疗制度的互助和风险分担，使得健康经济风险得以在参合者之间分散。据样本地区的县乡调研数据显示，所有乡村都推行了新型农村合作医疗。可见，合作医疗在江苏省农村地区得到了全面普及，从我们的调查来看，有60.79%的农户看病费用部分地来源于合作医疗的补偿，新农合在应对健康经济风险方面起到了积极的作用。
（3）非正规的民间借贷、出售财产或牲畜也是农户抵御疾病健康风险的常用手段。当农户遭受大病风险，自身储蓄或合作医疗的报销不能满足医疗费用时，向亲朋好友借钱，出售牲畜以填补暂时的消费不足。同时，也有的农户通过向银行或信用社贷款、医疗救助、购买保险来应对健康风险，但是这三类方式所占的比例均较低。
4.4 本章小结
居民对新型农村合作医疗制度的需要来源于对健康风险的防范，本章论述了农村居民健康风险与他们对新型农村合作医疗需要之间的联系，并以健康风险为切入点，讨论了健康对于人们生存和发展的重要作用，实证分析了农村居民社会经济状况对健康风险的影响，验证了本章第二节中提出的两个假说，得出以下结论：
第一，由收入、教育和职业状况一组变量测度的社会经济状况对健康风险的影响表现出一致性，即：较好的社会经济状况有利于降低居民的健康风险。实证结果发现，农村地区穷人比富人更容易患病，受过更高教育的人自评健康状况更好，患慢性病的概率更低，并且，所从事的职业对健康有潜在的危害将更容易转化为健康风险。另外，随着年龄的增加，健康状况下降，患慢性病的概率增加；不同性别的居民健康风险不同，女性的健康状况更差，患慢性病的概率也更高；已婚的居民健康状况更好；家庭住址离最近医疗点的距离越远，自评健康越差，也越容易患慢性病。
第二，低收入组居民较之于中等收入组和高收入组居民健康风险的影响因素更多，来源更广泛。年龄和职业状况对居民健康风险的影响与他们自身的收入水平无关，居民良好的经济状况可以抹平诸如不良生活方式、低教育水平等影响居民健康的逆向因素，然而，收入水平低的居民则不具备这种风险平滑能力。
第三，农户应对健康风险的方式是其理性选择。首先，由于农民保守的风险意识，会先利用家庭或个人的存款稳定家庭的消费，然后才会去向亲友借钱或是出售财产或家禽，而只有少部分人会向银行或信用社贷款。究其原因，一方面是农户可能不了解这些正规金融机构的贷款业务，手续繁杂，另一方面是这些金融机构对放贷比较严格，一般农户达不到要求而贷不到款；其次，对于风险分担机制而言，商业医疗保险在农村还不是很普及，而且商业性质较强，保费较高，很多农民对商业医疗保险不了解，或是无法承受高额的保费，而对于医疗救助而言，获得救助的条件比较严格，一般农户很难成为医疗救助的对象。相比之下，新型农村合作医疗所需要缴纳的费用较低，绝大部分家庭都能承担，而且它的对象广泛，农民可以自愿参加，调查地区样本中95.96%的农户参加了合作医疗，因此这应该是农村居民应对健康经济风险的一个主要方向。
由此可以看出，健康风险已成为农村居民面临的主要风险，并且健康风险在老年人、单身女性和低收入者中表现得尤为突出，处于较差社会经济状况的居民抗风险的能力更弱。从需要的角度来看，新型农村合作医疗制度能满足农村居民应对健康经济风险的需要。从2003年新型农村合作医疗制度开始试点以来，目前已得到大力推广，那么，这项农民迫切需要的公共政策，是否能将有限的医疗卫生资源在居民中公平地分配？几年来该制度实施的效果究竟如何？是否真正缓解了农民疾病经济负担的问题？这正是本研究以下几章要讨论的问题。
第5章 新型农村合作医疗制度的公平性研究
5.1 分析医疗公平性问题的逻辑依据
5.1.1 世界卫生组织对健康与医疗卫生服务公平的倡导及要求
伴随着社会的进步、环境的改进，人类医学知识和医疗技术的提高，世界各国在健康和医疗方面取得了显著的成效。在过去的50年中，全球平均预期寿命的增长比过去3000年的增长还要多。然而，并非所有人群都能同等地受益或者平等地享有良好的健康状态[1]。1978年联合国的《阿拉木图宣言》提出了每个国家都要实现“人人享有卫生保健”的目标，1979年世界卫生会议提出消除健康不平等、为人人提供健康的全球性战略决议。多年以来，世界卫生组织和各国政府都围绕着改进人类健康水平、消除健康不平等，制订了许多卫生目标战略和政策并付诸实行，然而，尽管作了很多努力，各国成效并不明显。1996年世界卫生组织和瑞典国际发展合作机构（SwedishInternational DevelopmentCooperationAgency，SIDA）的倡议书《健康与卫生服务的公平性》（EquityinHealthandHealthCare：aWHO/SIDAInitiative）指出，不同社会人群间健康和卫生服务的差距无论是在发展中国家还是在发达国家都在扩大。医疗和卫生服务的公平性问题成为各国政府医疗改革的中心任务之一，也是备受理论界关注的重要课题。
新中国成立后，政府致力于医疗卫生体系的构建以满足居民医疗卫生服务的基本需求，人民的健康水平得到大幅度提高，被世界卫生组织称为发展中国家的典范。在那特定的历史时期，农村合作医疗制度起到了很大作用，当时的赤脚医生对农村居民健康水平的改进具有重要贡献。然而，由于集体经济的削弱和传统合作医疗制度及其管理方面的一些问题，农户依靠集体来进行健康风险管理这一机制已经瓦解，害怕自己或家人患重病成为农民最担心的问题之一。在世界卫生组织“2000年人人卫生保健”的战略框架下，我国政府也颁布了新的公共卫生政策目标，并承诺到2000年基本实现“人人享有初级卫生保健”。然而，直到2000年时，这一目标并未实现。据《2000年世界卫生报告》公布的数据，中国卫生分配公平性在世界卫生组织191个成员国中排名居第188位。2003年在全国试点的新型农村合作医疗制度，承载着这一历史伟大使命，任何政策的持续实行都要以维护社会公平为必要条件，新型农村合作医疗制度作为农村最主要的医疗保障形式，也应以改进医疗公平性为基本原则。因此，分析新型农村合作医疗制度与医疗卫生公平性问题显得尤为重要。
5.1.2 医疗公平性研究的逻辑依据
医疗卫生服务的公平性从哲学层面上讲首先是一个人权的问题，关系到人在整个社会中是否能得到有效的生命关怀；从经济学的角度来看，这是资源的分配以及资源分配效率的问题。健康是人的基本权利，已被写入世界卫生组织的《组织法》，该法明确规定：“健康是人类的一项基本权利，各国政府应对其人民的健康负责。”1986年，世界卫生组织在《渥太华宪章》中指出：“健康是一个积极的概念，它不仅是个人身体素质的体现，也是社会和个人的资源”。世界卫生组织在《阿拉木图宣言》中也指出：“健康实际上是人权。达到尽可能的健康水平，是世界范围内一项重要的社会性目标”。由此可见，健康不仅是人类的一项基本需求和权利，也是社会进步的重要标志和潜在动力，人们应该重视健康的价值，树立“人人为健康，健康为人人”这一正确的健康理念；应该把健康问题看作是全社会、全民的事业，看作是“人类生存和发展的基本要素”[2]。这就要求不仅个人要珍惜并促进自身的健康水平，政府和社会也有责任和义务为社会中所有人的健康做出贡献。
健康作为人力资本的要素之一，对经济发展的贡献已在很多文献中得到佐证。Sorkin（1977）指出，在发达国家，人口健康状况的增加对经济增长的影响很小，但是，在发展中国家，健康人力资本通过三个途径对经济增长有重大作用：第一，健康资本通过获得生产率和增加工作时间影响经济；第二，健康计划的发起能增加区域经济发展；第三，健康资本通过改变人们的态度来促进革新和企业家才能，从而促进经济发展。那么，健康公平性和经济发展之间有什么联系呢？一般认为，人的身体健康是人赖以从事其他活动的基础，与此密切相关的卫生资源的分配是否公平，将极大地影响人们在经济、社会诸方面收益的平等性。Deaton（2001）应用多个国家有关健康调查方面的数据详细地分析了穷国和富国收入不平等和健康之间的联系，具体包括收入的非线性效应、信贷限制、营养陷阱、公共物品提供和它们缺失时的后果。作者指出，在以国家为分析单位时，较为贫穷的国家平均收入增加将导致国民预期寿命增加，但在以居民为分析单位时，个体收入增加与健康状况的改进只有较弱的联系甚至没有联系，在发达国家，同样呈现类似的规律[3]。这为我们研究健康及医疗公平性问题提供了逻辑依据。富人的健康并不强烈地受他们收入状况的影响，因此，将部分收入从富人转移给穷人，将促进整体国民的健康状况。要维护所有人的健康就要求政府和社会向有需要的人提供他们所需要的医疗资源，这就涉及医疗公平性问题。
5.2 医疗公平性的研究进展
5.2.1 健康公平的含义
由于人们对医疗服务的需求来源于对健康的需求，因而医疗公平是建立在健康公平的基础之上。
在阐述健康公平的含义之前，首先应该明确健康的概念。随着时代的进步，人们所处的环境和条件的变化，对健康的认识也不尽相同。长期以来，传统的健康观认为“无病即健康”，把是否患有疾病视为判断健康的标准，或者把健康单纯地理解为“无病、无残、无伤”。这种观点是不全面的[4]。实际上，健康有多个层面，“无病、无残、无伤”只是处于健康概念最低层次的含义。随着人类文明的进步，人们对健康与疾病的认识逐步深化，形成了整体的、现代的健康观。世界卫生组织在1948年对健康提出了新的定义：“健康是身体、心理和社会适应的完好状态，而不仅是没有疾病和虚弱”。这一定义具有以下三个创新的内涵：一是突破了“无病即健康”的传统健康观，提出健康不仅仅是身体上的健康，还包括心理上和精神上的健康；二是将健康与社会交往联系起来，强调了健康在社会适应层面上的含义；三是这一概念将健康表述为一种多个方面的“完好状态”（well-being），这既强调了人与社会、人与环境的关系，也暗示了健康这一概念在某个层面上涉及到人的一种主观感受，因此较难量化。
健康的基本概念强调健康是人的基本权利，其实质就是对健康公平的追求[5]。什么是公平？公平的概念涉及到伦理和道德、正义和公正，因此对公平有着不同的定义和评价方法[6]。世界卫生组织指出，公平（Equity）不同于平等（Equality），公平意味着生存机会的分配应以需要（Need）为导向，而不是取决于社会特权[7]。更进一步地说，公平性应该是共享社会进步的成果，而不是分摊本可避免的不幸和健康权利的损失[8]。因而，公平是一个相对的概念，“同等地对待相同的，不同等地对待不同的”[9]，公平是一种公正、无偏的状态、质量或者理想，它强调公正与合理，不单指每个人都有同等机会享受卫生服务、发挥健康潜能，同时注重到每个人之间或群体之间需要的不同[10]。而平等则是一个绝对的概念，指每个成员都得到相同的社会服务。实践证明，生活贫困与权益剥夺是影响健康的两个重要因素，健康公平是每个人都应有公正的机会发挥其全部的健康潜能，如果可以避免，任何人都不能被剥夺该权利。因此，为了实现“人人享有卫生保健”的目标，需要尽可能减少个体与不同群体之间存在的不公平的健康状况，实现健康公平。
5.2.2 医疗公平的含义
1.医疗卫生筹资的公平性
一般来说，医疗公平性涉及医疗卫生服务的筹资公平和利用公平两个方面，即费用由谁支付和医疗服务由谁受益[11]。实际上，广义上筹资公平也涉及受益公平的问题。
医疗卫生筹资公平性的研究取决于对筹资的定义，从广义上讲，医疗卫生筹资公平性包括卫生资金筹集、分配和支付的全过程，不仅包括筹资负担的公平，也包括受益方的公平。就狭义而言，医疗卫生筹资公平性仅指卫生资金筹集过程中的公平性[12]。也就是说，医疗卫生服务筹资的定义有广义和狭义之分，就广义而言，医疗卫生筹资涉及三个主要方面：第一，医疗卫生资金的筹集，这是狭义的概念，仅指医疗卫生资金的来源；第二，医疗卫生资金在不同地区、不同人群、不同机构和不同医疗卫生服务之间的分配；第三，医疗卫生服务系统的支付机制。即，医疗卫生筹资包括了从资金来源到分配，最后到受益的全过程[13]。
从筹资公平性角度来讲，一般根据居民的收入或支付能力来判定公平，分为水平公平和垂直公平两类：具有相同收入或支付能力的人支付相同的医疗支出称为筹资的水平公平；具有不同收入或支付能力的人支付的医疗支出不同，支付能力高的人支付更多的费用、支付能力低的人支付较少的费用，这称为垂直公平。从受益角度来讲，有相同医疗服务需要的人应具有同样的医疗服务可及性和可获性；具有不同医疗服务需要的人应具有的不同的医疗卫生服务，有更多需要的人获得更多的医疗卫生服务。目前，狭义筹资公平性研究主要集中于垂直公平，使用家庭水平的数据对各种卫生筹资渠道进行累进性分析，评价一个国家或地区卫生筹资机制的公平程度。如果要求富人和穷人对基本医疗服务的支付完全相同，则会出现两种结局：即贫困的家庭或个人由于支付不起而无法获得基本的医疗服务，相反，富裕的家庭或个人会因其较强的支付能力而对过多地利用医疗卫生服务[14]，造成医疗卫生资源的浪费。
《2000年世界卫生报告》提出，医疗卫生筹资公平性是以家庭为单位，依据每个家庭都应该公平地负担医疗支出的含义提出来的，基本上是收入水平越高，拥有社会财富和经济资源越多的家庭，应该缴纳相应多的医疗支出，体现了卫生筹资中的垂直公平[15]。水平公平和垂直公平包含了两层含义：一是健康人群与非健康人群之间的风险分担，表现为健康者为患病者付钱，是一种健康风险的转移。二是不同经济收入水平人群之间的风险分担，即拥有较强支付能力的人承担更多的经济负担，表现为富裕家庭对贫困家庭的经济资助，这实际上是一种收入的再分配，是一种累进效应。
2.医疗卫生服务利用的公平性
医疗卫生服务利用的公平性是指按居民对医疗卫生服务的需要来提供服务。医疗卫生服务的利用可以分为两个方面：一是医疗卫生服务的可及性；二是医疗卫生服务的可得性。
医疗服务的可及性是指医疗服务的利用不受性别、年龄、收入、职业等的限制，任何人均有机会享受到卫生保健与服务；医疗卫生服务的提供不是按支付能力的大小，而是与实际需要相关联，取决于需求者的需要水平，医疗服务的需要具体是指个体的健康状况、是否患病或所患疾病的严重程度等，需要相同的人均可以获得同等数量和质量的医疗卫生服务。医疗可及性上的公平要求所有成员获得卫生保健与服务的机会相同，无论收入水平高低，支付能力的大小，所有人员对医疗卫生服务应该具有相同的可及性，这种可及性具体是指就医地点的距离、交通便利程度、接受卫生服务的质量等。在同一筹资水平的地区，每个居民在同样情况下得到的或可以得到的医疗服务是相同的[16]。
医疗服务的可得性是指在可及性的基础上，对于有医疗需要的人来说，不仅要能方便地获得医疗服务产品和服务，而且还有能力购买并使用。例如，如果一个地区没有医疗点，那可以说在这个地区的医疗是不可及的，如果这个地区有医疗点，然而人们没有相应的经济能力负担去医院就医的费用，那么这种医疗卫生服务仍然是不可获得的。医疗资源是提供医疗服务的物质基础，医疗可得性上的公平并不是指医疗资源在各地区、区域、机构间配置绝对平均化，而是指医疗资源配置能根据人们的健康需要、公平地为人群提供其所应得到的医疗服务，满足其需要的数量和质量[17]。
判断医疗卫生服务利用公平性的标准同样包括水平公平和垂直公平、受益公平三个方面。水平公平指有相同卫生保健与服务需求的人应该获得相同的卫生保健与服务，即有相同的需要则有相同的医疗服务可供利用，有相同的需要则可以利用相同的卫生服务，并且，所有社会成员所接受的医疗卫生服务质量应该相同。垂直公平指具有不同卫生保健与服务需求的人获得不同的卫生保健和服务、有更多需要的人获得更多的保健和服务[18]。受益公平是指医疗服务利用的最终结果是否满足居民的需要以及健康结果的公平性。
合理配置医疗卫生资源的含义实际上就是医疗卫生服务可及性和可得性的结合，指构成医疗资源的各要素（人、财、物）在某一区域内适应居民对不同层次医疗服务的需要和需求所达到的某种组合形式，使得医疗资源既能充分有效利用，又可使该地区的居民能得到应得的医疗服务（包括医疗服务的数量、类型及质量）[19]。
5.2.3 衡量健康公平和医疗利用公平的指标和计算方法
1.极差法（Range）
极差法是最常用也是最简单的一种测度健康公平的方法。有关医疗卫生服务公平性的文献常采用此类方法进行健康公平性分析。使用这种方法一般将调查人群分为多个群组，比较最高组与最低组之间健康状况、医疗服务利用、支付强度的差异，从而表明健康在不同社会经济状况人群之间分布的不平等[21]，也可以体现健康和医疗指标的波动范围。其计算方法首先是按照特征变量（例如性别、年龄、社会经济变量等）将样本分成几组，再将考察的健康指标或医疗卫生指标的最大值减去最小值。例如，某一地区高收入人群的慢性病患病率为20%，低收入组人群患病率为38%，则极差值为38%-20%=18%，表明这一地区慢性病患病率在高低收入组人群之间分布的不平等，差异为18%。
这种方法简单明了，直接用一个极值与另一个极值的差异比较了最高组和最低组之间的差别，但它没有考虑到中间各组的差异，因此不能反映中间各组之间的集中程度与离散程度。另外，极差法缺少对样本构成的关注，不适合在不同时间段或对不同地区之间进行比较。
2.差别指数（Index of Dissimilarity，ID）
差别指数也是衡量健康和医疗卫生服务分布公平的评价指标之一，它表示具有不同社会经济特征水平的人群的医疗公平程度。用差别指数测度健康和医疗公平性问题，其暗含的假设条件是健康状况或医疗服务利用状况应与人群的收入分布相一致，若差异越大，不公平程度越低；差异越小，说明公平程度越高。差别指数的计算公式为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
以参加新型农村合作医疗制度为例，按照社会经济特征将人群分为J组，J=1，2，3，…，Sjp为第j组参合人员占总参合人群的比例，Sjh为第j组人群的健康或医疗服务利用情况分布，差别指数的计算方法为第j组人群的Sjp和Sjh的差值的绝对值求和再除以2，差别指数的值界于0到1之间，可以用小数，也可用百分数表示。
将差别指数用于健康状况公平性分析时，Sjh代表第j组人群的患病（或健康）比重，差别指数表示各社会经济分组中人群健康的分布与该组人群分布之间的差异。
将差别指数用于医疗服务利用公平性分析时，Sjh代表第j组人群所利用的医疗服务量在医疗服务总量中所占的比例。对于具有相同医疗服务需要的人群来说，差别指数值越接近0，说明医疗服务利用越公平，差别指数值越接近1，说明医疗服务利用越不公平。
将差别指数用于医疗费用负担公平性分析时，Sjh代表第j组人群所支付的医疗费用占总医疗费用比例，差别指数值越接近于0，说明人群医疗费用的负担越公平，差别指数越接近于1，说明人群医疗费用负担的公平性越低。
用差别指数来衡量健康的公平性和和医疗的公平性能提供每个收入水平阶层人群健康状况或医疗服务利用状况与人群比例的差异，但不能反映社会经济状况对健康不公平和医疗不公平的影响，即使它是按照社会经济状况分组，它表示的也仅是人群健康状况在每个社会经济组中分布的差异，而不是这种差异与各组之间社会经济状况的比较[22]。
3.洛伦兹曲线与基尼系数（The Lorenz Curve and Gini Coefficient）
经济学中衡量收入公平性的一个重要方法是绘制洛伦兹曲线和计算基尼系数。洛伦兹曲线和基尼系数能反映与社会经济特征相关的人群的观察指标的差异性。其基本思想是：将社会经济指标根据诸如收入或财产指标，按照不同人群或地区分为若干层级，横轴表示每一层级的人口数占总人口的百分比的累计值，纵轴表示每一层级拥有的财富的百分比的累计值，连接各点得到一条曲线，这条曲线称为洛伦兹曲线，它反映了观察指标的公平性。
基尼系数是根据洛伦兹曲线计算出的用来反映分配公平程度的统计指标。其计算方法通常是先计算出洛伦兹曲线图中洛伦兹曲线与对角线之间的面积以及对角线右下方的直角三角形面积，再将这两块面积相除，得出的比值即为基尼系数，如图5-1所示。基尼系数值介于0到1之间，愈接近0表示财富分配越公平，越接近1表示财富分配越不公平；在两个极端情况上，基尼系数值等于0表示财富分配平均，此时洛伦兹曲线可称为公平线；基尼系数值等于1时表示所有财富集中于一人之手，此时洛伦兹曲线可称为不公平线。由于基尼系数可以较客观、直观地反映居民及各阶层收入群体之间的贫富差距，预报和监测居民之间出现贫富两极分化，因此得到了世界各国的广泛认同和普遍采用。
图5-1 洛伦兹曲线
基尼系数的计算和分解有许多公式和算法，有的需要复杂的矩阵计算，有的需要多次排序和计算协方差，显得复杂繁琐，而且往往不能处理不均衡分组的情况。Yao（1999）利用电子表格工具介绍了一种较为直观简便的计算方法（如公式5.2）。假定样本人口可以分成n组，设pi表示第i组人口占总样本人口比重，mi表示第i组的组均人均收入，wi表示第i组的人均平均收入（i=1，2，…，n），对全部样本按人均收入（mi）由小到大排序后，基尼系数可由下式表示：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
其中：Qi=∑wi为从第1组到第i组的累积收入份额，p1+p2+…+pn=1，w1+w2+…+wn=1。
在基尼系数值可能存在的区间内，基尼系数越小，社会的收入分配就越趋于平均；反之越大，则表明社会收入的差距正在不断地扩大。基尼系数在0.2以下，表示社会收入分配高度平均或绝对平均，基尼系数在0.2～0.3之间表示相对平均，在0.3～0.4之间为比较合理，0.4～0.5为差距偏大，0.5以上为高度不平均。按照国际惯例，通常把0.4作为收入分配贫富差距的警戒线。
在健康公平和医疗公平研究中，同样可以采用洛伦兹曲线和基尼系数考察不同人群健康和医疗服务利用的公平性。以医疗服务利用公平性分析为例，可以将横轴设定为按医疗服务利用从少到多排序后的人口累计百分比，纵轴为医疗服务利用累计的百分比，那么，洛伦兹曲线上的每一点就表示人口累计百分比与医疗服务利用累计的百分比之间的对应关系。如果医疗服务利用是完全公平的，则洛伦兹曲线与对角线重合，如果洛伦兹曲线向右下偏离对角线越远，说明不公平程度越大。研究新型农村合作医疗制度的实施是否改变了医疗费用负担的公平性，同样可以通过比较医疗卫生支出补偿前后的洛伦兹曲线及基尼系数，来观察合作医疗对收入公平性的影响，从而对医疗卫生服务的利用公平性做出判断。
4.集中曲线与集中度指数
集中曲线和集中度指数是改进的基尼系数法，它是Wagstaff（1998）在考察医疗卫生服务公平性程度时引入的一种方法，目前已经成为常用的评价与收入相关的健康相关变量分布的公平性的一种重要方法。它可以用于评价某个国家卫生部门的某种补贴制度是否满足了穷人的需要，而比其他未采用补贴制度的国家要好，也可以用来考察某些国家的儿童死亡率是否比别的国家更多地分布在穷人这一群组中，等等。
（1）集中曲线（Concentration Curves，CC）。集中曲线的绘制与洛伦兹曲线类似。集中曲线的横轴表示按照某个指标由差到好排序的各组人群的累计百分比，变量可以是分组数据形式，也可以是以农户或个人为单位的微观数据形式；纵轴是人群健康或疾病、卫生费用等健康变量的累计百分比。
如图5-2，如果健康水平在不同的社会经济组分布均匀，即每个人都有相同的健康变量值，集中曲线将是一条45°线，这就是所谓的平等线。集中曲线离对角线越远，健康不公平程度越大。如果穷人的健康变量值更高，集中曲线将位于平等线之上[如图5-2的曲线L（p1）和L（p2）]，集中曲线离平等线越高，意味着健康变量更多地集中在穷人身上；如果穷人的健康变量值更低，则集中曲线位于平等线下方[如图5-2的曲线L（p3）]。同样，集中曲线越向下偏离平等线，说明健康变量更多地集中于富人身上。
图5-2 集中曲线
集中曲线不仅可以用来衡量不平等的程度，在比较同一国家（或地区）不同时点，或者同一时点上不同国家（或地区）相同的健康变量时，将几条集中曲线绘制在同一张图上，更容易直观地进行比较。在图5-2中，假设曲线L（p1）和L（p2）分别表示A、B两国的5岁以下儿童死亡率，可以看出，两国5岁以下儿童死亡率均更多地分布于在穷人身上，A国的5岁以下儿童死亡率不公平程度高于B国。对于我国新型农村合作医疗的参加者，如果能对其补偿前后的集中曲线进行比较，就可以在图上更为直观地揭示出新型农村合作医疗对不同人群的医疗补偿水平是否存在差异。同样我们可以假定曲线L（p1）和L（p2）分别表示参加合作医疗前后人们的医疗费用分布，L（p1）离平等线更远，由此可以得到以下两个判断：首先，医疗费用负担更多地集中在穷人身上；其次，参加合作医疗后人们的医疗负担的不公平程度减小，即合作医疗制度一定程度上改善了医疗费用不公平的状况。
（2）集中度指数（Concentration Index，CI）。从集中曲线图中可以计算出集中度指数的值，其计算方法和基尼系数类似。集中度指数被定义为集中曲线L（p）与平等线之间面积的两倍，它的取值范围是从[-1，+1]。集中度指数衡量了与社会经济状况相联系的不公平程度，当完全公平时，集中指数为0；当集中曲线位于平等线上方时，集中度指数为负值，意味着观察变量更多的集中于穷人，如果观察变量是一个表示健康状况差的变量，比如患病率，负的集中指数就意味着患病的穷人比富人多，穷人的健康状况分布比富人差；同样，当集中曲线位于平等线下方，则集中度指数为正值，说明健康变量更多地集中于富人身上。集中度指数的计算公式为：
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其中，p表示按照经济状况排序所计算出的各组累计百分比，L是对应的集中曲线，T表示分组的组号。
集中曲线反映了所有人群的健康或医疗卫生服务变量情况，图形简单明了，可以直接从中看出变量分布是否均匀。集中指数用一个量值表示出了健康的公平情况，可以直接进行比较，效果更为直观。
与极差法相比，集中曲线和集中度指数法对社会经济状况的分布比较敏感，但避免了极差法的一些缺陷。目前，在进行国家间或不同时间阶段卫生公平性比较时，集中曲线仍然被认为是一种较好的方法。但是，集中度指数也有局限，即当每个人的健康状况指标成比例地增加一倍时，集中度指数保持不变，因而难以准确地反映实际状况。
5.2.4 筹资公平的测度指标
1.家庭卫生资金捐助的公平性指数（Fairness of Financial Contribution，FFC）
家庭卫生资金捐助指数（HFC）是以家庭为单位计算的医疗卫生筹资负担系数，它被定义为家庭的卫生总支出对家庭可支付能力的比重。其计算公式为：
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其中，家庭卫生总支出囊括了所有卫生系统筹资的各种支付方式，例如各种家庭税收负担、社会保险捐助和商业性健康保险捐助，以及家庭利用医疗卫生服务时用于卫生系统的现金支付，前三项实际上是一些卫生支出的预付款，后一项现金支出是调查期内家庭获得医疗卫生服务的现付款，包括门诊费用、住院费用、药品费用等；家庭支付能力是指家庭固定维持生活以外的收入，其计算方法是家庭消费性支出减去家庭基本生存性支出，再加上家庭社会保障卫生支出和不含在家庭消费者支出的税收卫生支出[27]。
家庭卫生资金捐助的公平性指数的概念是来自于世界卫生组织，世界卫生组织界定了它的含义和功能，用于计算并比较各个国家之间卫生服务筹资的公平性。国内文献有的将这一指标翻译成卫生服务筹资贡献率，本研究根据世界卫生组织《2000年世界卫生报告》中文版中的翻译，沿用其“家庭卫生资金捐助”的表述方法。实际上，这两种表述方式中的“贡献”、“捐助”并不是我们通常情况下理解的贡献和捐助的含义，而是一种实际支出与能力比较的概念。在这一指标中，不管家庭成员健康水平如何，也不论家庭成员医疗卫生服务的利用多寡，只考虑筹资层面上的家庭医疗总支出与家庭支付能力的比较，它更接近于家庭医疗负担的概念。通过各个家庭筹资负担系数的计算和比较，就可以反映整个社会的卫生筹资系统的公平性。
在家庭卫生资金捐助指数的基础上，可以测算资金捐助的公平性指数，其计算公式为：
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其中，HFCi是第i个家庭的资金捐助，是所有家庭资金捐助的均值。资金捐助的公平性指数反映了各个家庭资金捐助的差异，特别关注那些将很大一部分维持生活以外收入花费在医疗卫生方面的家庭。该指数值的取值范围为[0，1]，当资金捐助越公平，资金捐助的公平性指数越接近于1。根据世界卫生组织对其成员国1997年卫生系统资金提供公正性的测算，我国的资金捐助的公平性为0.638，名列全部会员国的188位。
2. kakwani指数
衡量医疗卫生服务筹资累进性的另一个指标就是kakwani指数。kakwani指数（K）定义为医疗卫生支出集中指数与基尼系数的差，也就是洛伦兹曲线与集中曲线之间面积的2倍[28]。kakwani指数取值范围为[-2，1]，计算公式如下：
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其中，CI为按照卫生服务筹资前的收入排序，测算出来的卫生服务筹资集中度指数；Gini为卫生服务筹资前的基尼系数。筹资集中度指数的值为集中曲线和对角线面积的2倍，而集中曲线是以按筹资前收入排序后的人口累计百分比作为横坐标，以相应的卫生筹资累计百分比作为纵坐标描绘而成的曲线。
如果K值为正，意味着卫生服务筹资集中指数大于筹资前的基尼系数，表现为筹资集中曲线位于筹资前的Lorenz曲线下方，这说明富裕人群承担的筹资支出比重大于其相应的筹资前收入比重，筹资在人群中是累进的，表明筹资后的收入公平性有所改善；如果K值为负，意味着卫生服务筹资集中数值小于基尼系数，集中曲线位于Lorenz曲线上方，说明伴随着收入的提高，卫生支出的比例也在下降，即筹资是累退的，筹资后的公平性变差[29]。K值为0意味着卫生支出严格按照收入水平进行，集中曲线将与洛伦兹曲线重合，表示这种筹资制度既不是累进也不是累退的。集中曲线与洛伦兹曲线出现交叉也是可能的，表明整个筹资系统对一部分人来说是累退的，对另一部分人来说是累进的[30]。
5.2.5 现有文献对医疗公平性的实证研究
现有文献从经济学、社会学、哲学等多个学科的角度对健康和医疗公平性的内涵、评价方法等做了详细的分析和讨论。目前，与医疗公平相关的实证研究主要是利用上述指标和方法，对各国之间、地区之间、不同群组之间的健康公平性、医疗筹资公平性、医疗卫生利用公平性，以及对某一卫生政策的实施对公平性的影响等方面展开深入讨论。代表性的文献包括：Doorslaer等（1997）构建集中曲线比较了9个发达国家与收入相关的健康不公平状态，指出美国和英国不公平程度较高，而其他欧洲国家，如瑞典、芬兰和原民主德国的不公平程度较低；Castro-Leal等（1999）考察了几个非洲国家用于治疗性公共医疗补贴的状况，发现这些公共支出更多地使富人受益，因而并没有实现卫生资源分配的公平性；Humphries等（2000）采用集中指数研究了加拿大居民与收入相关的自我报告的健康状况的不公平性；Makinen等人（2000）使用家庭收入数据研究了8个发展中国家收入影响的卫生服务利用和卫生费用的不平等性；Matthews等人（1999）研究了性别差异对健康不平等的影响[31]。
国内学者对医疗公平性的相关研究成果也颇为丰富。王绍光（2003）在对我国公共卫生危机与转机的研究中，从地区差别、城乡差别、阶层差别三个角度，利用宏观数据分析了我国卫生保健的严重不公平；胡琳琳等（2003）通过对我国城乡疾病模式差距的实证分析，探讨了差距形成的原因在于市场化改革和城乡二元结构，并提出了相应的政策建议；魏众等（2005）基于2002年大样本家计调查资料，以家庭为单位分析了家庭收入与医疗支出的关系，测算了与收入相关的居民医疗支出集中指数为48%，可支配收入的基尼系数为45%，由此得到中国居民医疗支出的累退性倾向；齐佳等（2003）描述了贫困人群利用卫生服务的不公平状况及其影响因素，讨论了健康与贫困之间的关系；张鹭鹭，胡善联，魏颖等（2000）采用洛伦兹曲线和基尼系数，对医疗人力及床位的人口及地理分布公平性进行了评估；陈家应，严非，舒宝刚等（2001）应用健康差别指数，从年龄、性别、就业状态、家庭类别和医疗保健制度几个方面，对健康公平性进行了分析；朱伟，田庆丰，朱洪彪（2001）通过基尼系数、集中指数的计算，得出河南省农村居民在经济状况、健康、卫生服务的提供、可及性以及卫生服务筹资等方面都存在着不同程度的不公平，经济困难是造成未就诊或未住院即卫生服务利用不公平性的主要因素；郭清，王小合，李晓惠等（2006）通过洛伦兹曲线和基尼系数对社区卫生服务资源配置公平性进行了测度；吴成丕（2003）以威海模式为例，通过计算基尼系数、集中系数、Atkinson度量以及自定义的Iloss度量对卫生服务利用的不平等和筹资不平等进行总体描述，并通过多元回归分析，对影响卫生服务利用的因素进行分析，评估了中国医疗保险改革筹资系统的再分配效应，结果表明这种改革模式使筹资不平等有所改善，但加大了收入不平等。
在新型农村合作医疗制度对医疗公平性的影响研究方面，宋明山，潘迎冰，罗力等（2006）应用基尼系数和洛伦兹曲线分析了筹资、医疗费用和新农合偿付对农村居民收入公平的影响，得出的结论是：疾病经济负担明显加剧了农村居民收入分布的不公平；新农合在改善上述不公平方面的作用已经有相当程度的体现；杨红燕（2007）运用基尼系数、洛伦兹曲线等分析工具，分别从筹资公平、服务提供公平和健康公平三个方面对我国城乡居民健康公平问题进行了定性与定量分析，得出了新型农村合作医疗制度的实施显著降低了城乡卫生服务筹资的基尼系数等一系列结果；张毓辉，郭振友，谢小平等（2005）运用五分组、集中指数和kakwani指数等方法对政府卫生补助的居民受益归属进行定量分析；应晓华，李国红，胡善联等（2004）应用世界卫生组织所介绍的卫生系统绩效评价中的家庭卫生筹资公平性指标及其测量方法，测算出家庭卫生筹资公平性系数为0.735，合作医疗的覆盖能提高家庭卫生筹资公平性；但根据汪宏等（2005）的研究表明，合作医疗“低保费、高共付率”的制度设计潜在地存在受益不公平性方面的问题。
综上所述，现有文献在医疗卫生服务公平性的研究领域已形成了一套科学的评价标准和测度方法，并进行了一些实证分析，得到了很多有益的结论，为本书的研究奠定了基础。但目前对新型农村合作医疗制度与医疗卫生服务公平性的研究还较少，特别是针对江苏省新型农村合作医疗是否改善了居民医疗不公平性的状况，以及新型农村合作医疗制度是否让穷人受益的研究还较少。本章后两节的内容就是选择以上指标和方法对江苏省的实际情况进行实证分析。
5.3 江苏省农村居民健康状况及医疗公平性现状的描述性分析
5.3.1 调查地区农村居民健康状况分布
1.慢性病患病率在不同收入人群之间的差异
首先，将样本按照人均纯收入水平进行排序，去掉最低收入和最高收入，将剩余的985个样本平均分成五组，按收入由低到高将其分别列为最穷的20%、较穷的20%、中间的20%、较富的20%和最富的20%五个群组。考察不同收入人群的患病率有以下两种计算方法。
第一种算法：将各组慢性病患病人数除以各组总人数，得到这五组人群的慢性病患病比率分别为27.92%、26.40%、24.87%、23.86%和19.80%，极差值=27.92%-19.80%=8.12%。
第二种算法：由于五组样本的观察值相等，所以慢性病患病率也可以用各组慢性病患病人数除以总患病人数计算得出。例如，最穷的20%组中有56个人患慢性病，而总样本中有242个人患有慢性病，这样可以计算得出最穷的20%、较穷的20%、中间的20%、较富的20%和最富的20%五组的慢性病患病人数占总慢性病患病人数的比例分别为22.73%、21.49%、20.25%、19.42%和16.12%，极差值=22.73%-16.12%=6.61%，如表5-1。
表5-1 调查地区不同收入组居民慢性病患病率极差值
两种算法的极差值平均为7.37%，可以将其作为按收入状况分组的慢性病患病率的分布差异。这两种结果均显示，虽然五组人群之间的慢性病患病比率没有非常大的差异，但还是呈现出了非常明显的规律，即收入与慢性病患病率呈反向相关关系，收入越高的人群慢性病患病率越低，也就是说，收入越高的人群健康状况越好。
2.自评健康状况在不同收入人群之间的差异
按照上述的两种慢性病患病率计算方法同样可以计算出五组人群的自评健康状况占比，两种结果汇报如下：
按第一种计算方法计算出的结果如表5-2所示。
表5-2 调查地区不同收入组居民自评健康状况（算法一）
从表5-2中可以看出，收入越高，健康状况为差和一般的占比越低，健康状况较好和非常好的占比越高；收入越低，健康状况为差和一般的占比越高，健康状况较好和非常好的占比越低。
为了更直观地反映健康状况和收入之间的关系，图5-3将自评健康状况差与一般归为健康状况差，自评健康状况较好和非常好归为健康状况好。可以看出，收入越高，健康状况差占比越低，健康状况好占比越高，最穷的20%这一组人群健康状况差的人最多，占62.57%；最富的20%这一组人群健康状况好的人最多，占62.18%。
图5-3 调查地区不同收入组群健康状况图
按第二种计算方法计算出的结果如表5-3所示。
表5-3 调查地区不同收入组居民自评健康状况（算法二）
自评健康状况差的这部分人中最穷的20%人群占最多数，最富的20%人群占最少数，按收入由低到高这一比例呈下降趋势；而自评健康状况非常好的人群中，按收入由低到高比例呈现上升趋势。四类自评健康状况中，自评健康状况差这一组中收入低的人群占比最高，为59.84%（33.61%+26.23%）；自评健康状况非常好这一组中收入高的人群占比最高，为50.93%（24.22%+26.71%）。
综上所述，由慢性病患病率和自评健康状况两个指标反映的居民健康状况与收入之间的关系显示，调查地区收入高的人群健康状况比收入低的人群健康状况好。收入与健康状况呈正向关系，收入越高的人群健康状况越好。
5.3.2 新型农村合作医疗筹资公平性描述
2007年江苏省调查县新型农村合作医疗的筹资情况如表5-4所示：
表5-4 江苏省部分县新型农村合作医疗的筹资情况
如表5-4可见，苏北、苏中、苏南合作医疗的筹资额逐渐上升，呈现出苏南明显高于苏中、苏中明显高于苏北的趋势。2007年苏北五县调查地区参合农民人均筹资50元，A县筹资比例为省、市、个人分别为30元、10元和10元，其他4个县均为省、市、县、个人各级分担，其中，省级筹资为30元/人，农民个人所缴纳10元/人。苏中两县的人均筹资额为90元/人，苏南两县的人均筹资额为200元/人以上。江苏省南部和中部的农村经济比较发达，农村居民较为富裕，原则上江苏省除了对这些地区的老区实行补贴外，一般不给予政策补贴，合作医疗政府筹资部分更多地由市、县、镇承担。例如，2007年苏中市级承担5元/人，县级承担得较多，个人自付部分达到50元/人（F县）和40元/人（G县）。苏南市级财政承担合作医疗政府补贴部分较苏北、苏中更多，筹资额达到70元/人（H县）和80元/人（I县）。由于苏南农村经济十分发达，镇财政承担了70元/人的合作医疗补贴额，这充分显示了苏南乡镇一级对农村居民医疗卫生服务所做的贡献。
由以上数据不难看出，省级财政向经济不发达地区实行倾斜，而地方市、县、镇根据经济发展水平分别承担不同的筹资额，这种制度设计符合医疗筹资公平性原则，实现了医疗卫生资金在地区间、人群间的公平分配。但是，不管是哪个县，新型农村合作医疗在筹集资金的环节对同一地区范围内的农民个体实行均等的筹资水平原则。我们知道，医疗卫生资金筹集和分配的公平性原则是：收入高、支付能力强的人筹资水平应该相应高，收入低、支付能力弱的人筹资水平应相对较低。因此，暂且不考虑实行依据支付能力或收入状况来进行筹资工作的复杂性和可行性，依据筹资公平性原则来看，新型农村合作医疗制度在保费筹集上未考虑农民支付能力的差异，假设穷人和富人生病的概率相同，并采取每个人缴纳相同参合资金的筹资方式，这实际上是穷人帮富人，存在一定的累退效应，必然存在一定程度的不公平。但由于现实中缺乏衡量每个农民家庭收入的数据，准确核定家庭经济状况也是一件非常困难的事，所以难以实行按农民收入的比例来筹资这种方法。按目前中国的现状，只能对同一试点县内实行统一的筹资水平，并结合医疗救助、五保户救助等项目对经济最困难的群体实行降低或免除参合资金的方法。例如，I县政府鼓励经济水平较好的行政村对纯农业人口新农合自付部分进行适当补贴，对民政局核定的最低生活保障线以下的对象，以及五保户、重点优抚对象个人自付部分由市、镇两级财政各承担30元/人。因此，这种方法可以有效地缓解新型农村合作医疗在筹资环节的不公平状况，对贫困户等支付能力较低的农户实行资金分配的倾斜。
5.3.3 医疗卫生服务利用的公平性描述
1.医疗卫生服务利用的可及性和可得性
首先从各收入组应就诊未就诊比例和应住院未住院的比例及其原因来讨论医疗卫生服务利用的公平性，结果见表5-5至表5-9。
表5-5 调查地区农村居民应看病未看病比例和应住院未住院比例
如表5-5，随着收入由低到高，调查地区农村居民应看病未看病的比例和应住院未住院的比例基本都呈现下降趋势。收入越高，应看病未看病率和应住院未住院率越低。应看病未看病比例的极差值为22.85%，应住院未住院比例的极差值为16.38%，这说明，在同等患病概率情况下，富人和穷人利用就诊服务的差异大于利用住院服务的差异，这在一定程度上说明住院医疗服务更缺乏弹性。那么，是什么原因导致他们患病后应看病未看病和应住院未住院呢？
从表5-6可以看出，穷人患病后未就诊的原因排序为经济困难、认为没必要和没时间，最富的20%患病后未就诊的原因首先是认为没必要，其次才是没时间和经济困难。这也反映出富人由于时间价值较高，因而患病后不去看病也是基于理性的选择，但是需要关注的是对于穷人这一弱势群体，患病后由于没有支付能力而放弃就诊。
表5-6 调查地区农村居民应就诊未就诊的原因
再来看农民应住院而未住院的原因，从表5-7可以看出，不管是穷人还是富人，他们中的绝大部分应住院而未住院的主要原因均是经济原因，这说明，不管是收入低的农民还是收入高的农民，一旦遭遇重大疾病，他们在经济上都难以承受。但总的来说，富人因为经济原因而放弃就诊和住院的比例相对于穷人更低。
表5-7 调查地区农村居民应住院未住院的原因
从以上分析可以看出，收入较低人群的健康状况受经济状况的影响更大，对卫生资源的利用更不充分。以下我们抛开经济因素，单从居民健康状况与就诊、住院行为选择之间的关系，即居民对医疗卫生服务实际需要的角度来考察医疗卫生服务利用的公平性，统计结果见表5-8。
表5-8 调查地区农村居民自评健康状况与应看病未看病和应住院未住院比例的关系 单位：%
表5-8中居民应就诊未就诊和应住院未住院的比例均随着居民健康状况的上升而降低，自评健康状况越好的人群，应看病未看病的比例和应住院未住院的比例越低。如上一节所述，医疗卫生服务利用可及性和可得性公平的要求是卫生服务的提供应该取决于需求者的需要水平（健康状况），即实际需要相同的人均可以获得同等质量的卫生服务，需要水平高的人获得更多的卫生服务。因而，我们的统计结果表明调查地区农村居民在医疗卫生服务的可及性上是不公平的，需要较多的人，即健康状况较差的人，获得的医疗卫生服务反而少。联系到健康状况与经济状况之间的关系（表5-2和表5-3），以及经济状况与实际就诊和住院服务利用的关系（表5-5）的分析可以得到，调查地区农村居民健康状况、经济状况和医疗卫生服务利用之间的关系具有以下特征：经济状况差的人，健康状况较差，医疗卫生服务利用的可得性也较差，这证明了医疗的不公平性分布。下表的统计能更清楚地证明这一结论。
表5-9 调查地区由于经济困难未就诊和未住院的比例
从表5-9中可以看出，随着自评健康状况由差到好，由于经济困难而导致的应就诊而未就诊以及应住院而未住院的比例均呈现下降趋势。更为重要的是，对自评健康状况差和一般的人群来说，经济困难是导致他们应就诊未就诊的最重要因素。这部分人因为收入水平较低所获得的医疗卫生服务更少，而事实上，由于这部分人的健康状况更差，他们才是医疗卫生服务需要高的人群，他们理应获得更多的卫生资源。
综上所述，医疗资源的可及性和可得性受收入状况的影响，调查地区医疗卫生服务的利用公平性较差。
2.新型农村合作医疗制度补偿及受益情况的公平性
在医疗保障制度中，医疗资源的可得性公平要求医疗补偿比例与收入水平无关，这意味着有更多医疗资源需要的人对应更高比例的医疗补偿水平。
新型农村合作医疗制度的补偿办法是根据参合居民患病并发生医疗费用后，按照医疗费用分段累计补偿比例进行医疗补偿，这种方法类似于个人所得税的计算方法，医疗总费用多的人，补偿额较高，医疗总费用少的人，报销额也相对较低。从制度设计来说，这种补偿制度原则上实现了按照疾病经济负担的公平性进行补偿。在实际操作当中，该制度规定了一定的起付线和封顶线，有一些药品和医疗项目也不列入报销范围之中，因而医疗费用高的患者实际享受到的补偿额可能并不高，实际受益者也可能并不是穷人。以下通过实际调研的情况来检验与居民收入相联系的实际补偿和受益情况。
表5-10统计了调查样本患病后的实际补偿情况。其中，总医疗费用等于自付医疗费用与补偿额的和，实际补偿比例等于补偿费用占总医疗费用的比例。
表5-10 调查地区参合农村居民患病补偿及受益情况
新型农村合作医疗的补偿制度是按照医疗支出分段累积比例来运行，一般说来，医疗费用越多，补偿比例越高，但是调查数据显示，总医疗费用高的群体实际报销比例并不是最高。从经济状况与补偿比例的联列来看，医疗补偿比例随收入由低到高呈现上升趋势，收入越低的人群得到的实际医疗补偿比例越低。因此可以判断，新型农村合作医疗制度在实行过程中出现了受益的不公平，富人从中受益得更多，这证明了前文的推论。原因可能来源于多个方面，虽然新型农村合作医疗政策设计基本按照了公平性的原则来规定，但在实际补偿过程中，可能因为有的疾病或药品未列入报销范围，或者是患者未遵循合作医疗规定的补偿程序未得到补偿。例如没有到合作医疗的定点机构看病，没有遵循严格的转诊手续等，这可能导致他们的实际补偿比例较低或未得到补偿。另外，还存在一种情况，低收入者患病后连医疗支出中的自付部分都无法负担，因此难以进入正规医疗市场就医，享受不到新农合带来的好处；而富人有足够的支付能力，一旦符合合作医疗报销的规定，就能从合作医疗中得到补偿，这导致富人更能从中受益。这就带来了医疗资源分配的累退性，属于资源利用的不公平。实际上，收入低的人群健康状况是比较差的，他们对医疗资源的需要高于收入高的人群。按照卫生服务利用公平性的定义，卫生服务的提供应该根据实际需要来确定，而非支付能力的大小，收入低的人群获得更多的医疗资源，才符合公平性的定义[34]。
5.4 江苏省农村居民医疗服务利用公平性的测度
5.4.1 健康状况的公平性
1.极差法
根据本章第三节的数据，最穷的20%人群慢性病患病率为27.92%、最富的20%人群慢性病患病率为19.80%，前者的患病率比后者高出8.12%，说明收入低的人群健康状况比收入高的人群差。
从自评健康状况角度来讲，最穷的20%中自评状况差的占21.03%、最富的20%中自评状况差的占5.18%，穷人比富人高出15.85%（21.03%-5.18%）；最穷的20%中自评状况非常好的占9.74%、最富的20%中自评状况非常好的占22.28%，富人比穷人高出12.54%（22.28%-9.74%）。
我们同样也可以在组内进行比较：在最穷的20%人群中，自评健康状况差的占33.61%，自评健康状况非常好的占11.80%，前者比后者高出21.81%；较穷的20%人群中，自评健康状况差的所占比例比自评健康状况非常好的高出11.32%；中间的20%人群中，自评健康状况差的所占比例比自评健康状况非常好的低5.97%；较富的20%人群中，自评健康状况差的所占比例比自评健康状况非常好的低8.65%；最富的20%人群中，自评健康状况差的所占比例比自评健康状况非常好的低18.51%。
以上数据均表明穷人自评健康状况差于富人，健康在穷富人之间分布存在差异，收入越高自评健康状况越好。
2.差别指数
本节以慢性病患病率作为反映健康状况的指标，用差别指数测度不同社会经济状况人群组的健康公平性。将所有样本按人均纯收入高低平均分成五组，每组197人，各组所占人口比重均为20%。总样本中共有242人患有慢性病，最穷的20%、较穷的20%、中间的20%、较富的20%、最富的20%这五组中各有55人、52人、49人、47人、39人。用各组中患病人数除以总患病人数242可以计算出五组人的慢性病患病率分别为22.73%、21.49%、20.25%、19.42%和16.12%。这样，慢性病患病率的差别指数=（|22.73%-20%|+|21.49%-20%|+|20.25%-20%|+|19.42%-20%|+|16.12%-20%|）/2=4.46%。
3.集中曲线和集中度指数
（1）慢性病患病率的集中曲线和集中指数。表5-11描述了调查地区慢性病患病率在不同收入组群中的分布情况，表格的第二列和第三列分别统计了各组的慢性病患病人数和患病率，其中，最穷的20%组慢性病患病率为22.73%，最富的20%组慢性病患病率为16.12%，穷人的慢性病患病率要明显高于富人。第四列计算了慢性病患病率的累计百分比，这将作为绘制集中曲线图的纵轴，第五列的人口累计百分比将作为相应的横轴。根据慢性病患病率的累计百分比和人口累计百分比，可以绘制出集中曲线图5-4。
表5-11 调查地区农村居民慢性病患病率集中指数
从图5-4中可以清楚地看到，集中曲线位于平等线上方，说明收入较低的人群患慢性病的概率高于收入高的人群，因此收入较低的人群的健康状况比收入较高的人群要差。
图5-4 调查地区农村居民慢性病患病率的集中曲线
集中指数的计算为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
如前所述，集中指数为负意味着观察变量慢性病更多地集中在收入较低的人群身上。换句话说，患慢性病的人群中收入较低的人占多数。
（2）自评健康状况集中曲线和集中度指数。将农村居民自评健康状况为较好和非常好合为一个整体，将其看作健康状况好，其余的看作健康状况差。仍然将人口累计百分比作为横轴，然后分别算出健康状况好、健康状况差的人在五组中的分布情况，将其分别作为纵轴即可绘制出两张集中曲线图（图5-5、图5-6）。
表5-12 调查地区农村居民自评健康状况好的集中度指数
表5-12的最后一列计算了调查地区各收入群组农村居民自评健康状况为好的集中度指数，其中，最穷的20%组自评健康状况为好的比例是15.32%，最富的20%组自评健康状况为好的比例是25.05%，穷人自评健康状况为好的比例明显低于富人。通过各组自评健康状况为好的累计百分比和人口累计百分比，可以计算出集中度指数。
集中指数的计算为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
集中指数为正，说明健康状况好的人更多地集中于收入较高的人群，也就是说，收入较高的人群健康状况较好。
表5-13 调查地区农村居民自评健康状况差的集中指数
再来看调查地区各收入群组农村居民自评健康状况为差的集中指数，如表5-13。其中，最穷的20%组自评健康状况为差的比例是24.5%，最富的20%组自评健康状况为差的比例是15.14%，穷人自评健康状况差的比例明显高于富人。
集中指数
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
集中指数为负，说明健康状况差的人更多地集中于收入较低的人群，也就是说，收入较高的人群健康状况较好。
根据表5-12和表5-13可以绘制出集中曲线图5-5和图5-6。
在自评健康状况好的集中曲线图5-5中，集中曲线位于平等线之下，说明健康状况好这一变量更多地集中在收入高的人群中，也就是说健康状况好的人中富人占更多比例。
图5-5 调查地区农村居民自评健康状况好的集中曲线图
图5-6 调查地区农村居民自评健康状况差的集中曲线图
在自评健康状况差的集中曲线图5-6中，集中曲线位于平等线之上，说明健康状况差这一变量更多地集中在收入低的人群中，也就是说健康状况差的人中穷人占更大比例。
综上所述，收入较高的人群健康状况比收入较低的人群好，调查地区不同收入组农村居民存在与收入相关的不公平。
5.4.2 医疗服务利用与疾病经济负担的公平性
1.极差法
如表5-14，调查地区农村居民最穷20%人群的医疗补偿比例为9.66%，最富的20%人群的补偿比例为15.31%，后者比前者高出5.65%。这说明收入较高的人群从新型农村合作医疗制度中获益更多。从卫生服务筹资贡献这一角度来看，最穷的20%人群的医疗支出占家庭人均总消费支出的19.07%，最富的20%人群的医疗支出占家庭人均总消费支出的6.88%，前者比后者高出12.19%，这说明支付能力较低人群的医疗费用反而高于支付能力较高的人群，这与公平的定义截然相反。
再结合不同收入人群健康状况的差异来看，收入较低人群的健康状况比收入高的人群差，说明收入较低的人群需要更多的卫生保健和医疗服务资源，本应该从新农合中获得更多的支持，但实际的情况却是收入较高的人群受益更多，这说明对于不同收入和需要的人群，他们在医疗卫生保健与服务利用上存在不公平。
2.差别指数
再用差别指数来考察医疗支出的公平性。仍然按照人均纯收入高低将样本平均分成五组，分别计算出各组平均自付医疗支出。调查样本中最穷的20%、较穷的20%、中间的20%、较富的20%和最富的20%群组的平均自付医疗支出分别为1016.2元、1245.73元、749.28元、460.97元和469.08元，五组的总自付费用总额为3941.24元。用各组的自付医疗支出除以总自付费用可以得出各组居民支付的医疗支出占总医疗支出的比例（Sjh1）分别为25.78%、31.61%、19.01%、11.7%和11.9%，计算新农合补偿后医疗支出的差别指数：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
我们同样可以模拟在没有新型农村合作医疗制度时，同等患病情况和就医情况下的差别指数，如表5-14。按收入划分的五组居民平均医疗总费用分别为：1124.8元、1428.16元、847.56元、543.7元和553.88元，五组农村居民的总医疗费用共计4498.1元，各组的医疗支出占总支出的比值（Sjh0）分别为25.01%、31.75%、18.84%、12.09%和12.31%，由此同样可以计算得到没有新农合下的差别指数ID0为16.76%。
比较ID0和ID1，如果没有新型农村合作医疗制度，患者医疗支出的差别指数为16.76%，在同样的患病情况和就医情况下，由于新型农村合作医疗补偿患者的部分医疗费用，差别指数为17.39%。由差别指数的含义可以知道，差异指数的值越小，公平程度越高。在调查地区，由于新农合制度的实施，农村居民医疗支出的差别指数较小幅度上升。
表5-14 调查地区新型农村合作医疗补偿前后的差异指数
表5-14 调查地区新型农村合作医疗补偿前后的差异指数（续）-1
3.洛伦兹曲线和基尼系数
本节用洛伦兹曲线和基尼系数来考察新农合对调查地区不同收入组农村居民医疗服务利用的公平性。分别以初始的人均可支配收入累计百分比、支付总医疗费用后的人均可支配收入累计百分比、新型农村合作医疗给予报销后的人均可支配收入累计百分比为纵轴[35]，人口累计百分比为横轴，可以绘制出如下三条洛伦兹曲线（图5-7）。
如图5-7，与无医疗支出状态相比，支付医疗费用后以及新农合补偿后对各组人群人均可支配收入的累计百分比例数值大小影响不大，三条洛伦兹曲线没有显著的差异。但从图中仍然可以看出，初始洛伦兹曲线是三条洛伦兹曲线中离平等线最近的，支付了总医疗支出后的洛伦兹曲线是三条洛伦兹曲线中离平等线最远的，说明了医疗费用的产生加大了人群可支配收入的不公平，但当存在新农合的补偿时，这种不公平程度有所缩小。我们再通过计算基尼系数来进行比较。
图5-7 调查地区农村居民新农合补偿前后洛伦兹曲线图
由表5-15可知初始基尼系数为0.4191，用同样的方法可以计算出支付了总医疗支出后的基尼系数为0.4550，新型农村合作医疗补偿后的基尼系数为0.4303。支付了总医疗支出之后，基尼系数增加0.0359，说明收入在穷富人之间的分配更不平均，支付医疗支出加剧了收入贫富差距。而新型合作医疗对医疗支出进行补偿以后的基尼系数比初始基尼系数增加了0.0112，但比如果没有合作医疗无补偿时的基尼系数减小了0.0247，说明新型合作医疗制度在一定程度上缩小了由医疗费用扩大带来的收入分配差距，合作医疗制度有利于改善医疗费用带来的不公平的影响，但其改善程度非常有限，甚至还无法达到无医疗支出时的公平程度。
表5-15 调查地区基尼系数的计算
4.集中曲线和集中度指数
我们再来应用集中度指数和集中曲线来分析农村居民医疗服务利用的公平性，首先来看在未生病状况下的初始集中度指数和集中曲线。
我们分别计算居民医疗支出总额和扣除新农合补偿额后居民的医疗支出自付部分两种情景下居民医疗支出的集中指数，可以清晰地反映有合作医疗时和没有合作医疗时居民医疗支出的公平程度，也可以反映新型农村合作医疗是否能促进医疗负担的公平。同时，我们是对全部样本（包括无医疗支出的样本）和就诊样本（全部样本中剔除未就诊样本）分别进行分析，可以考察医疗负担的公平性在所有居民中和在患者中有无差异及差异的大小。
表5-16 调查地区农村居民医疗支出集中度指数
根据集中度指数的计算公式，计算得到调查地区居民医疗支出的集中度指数，如表5-16所示。全部样本的总医疗支出集中度指数为-16.35%，自付医疗支出的集中度指数为10.05%；就诊样本的总医疗支出集中度指数为-14.30%，自付医疗支出的集中度指数为10.32%。
从图5-8和图5-9可以直观地看出以上差异。全部样本的医疗总支出的集中曲线位于平等线上方，而自付医疗支出的集中曲线位于平等线下方，说明在合作医疗补偿前的医疗总支出更多地集中于收入较低的人群，收入较低的人群面临更大的医疗负担，医疗支出在他们的支出中占据了很大比例。收入较低的人群本来收入就较低，但他们还需要支付相当比例的医疗费用，这必然导致穷人更穷，疾病加剧了贫穷。在新农合补偿后，集中曲线下移到平等线之下，这说明新农合减小了这种不公平。
图5-8 调查地区农村居民全部样本医疗支出集中曲线
图5-9 调查地区农村居民就诊样本医疗支出集中曲线
就诊样本的集中曲线呈现出与全部样本的集中曲线类似的分布，合作医疗补偿前的医疗总支出更多地集中于收入较低的人群，合作医疗补偿后这种不公平程度有所改善。
以上分析说明了，在调查地区农村，不同人群的收入水平或支付能力存在不公平性。在没有新型农村合作医疗时，疾病损伤带来的医疗支出更多地集中于穷人，并进一步地增强了收入和支付能力的不公平，新型农村合作医疗实施后，收入水平高的农村居民医疗支出相对较高，收入水平低的农村居民医疗支出相对较低，收入和支付能力的不公平程度有所改善。由此可以得出结论：新型农村合作医疗一定程度上改善了医疗负担的公平性。
5.5 本章小结
公共政策的制定必须维护社会公平的原则才能持续运行，本章利用在江苏省的实地调查数据对调查地区农村居民的健康公平和医疗公平性进行测度，并从新型农村合作医疗的覆盖范围、筹资、医疗资源的可获得性、医疗费用负担等方面对新型农村合作医疗制度的公平性进行探讨，以从公平角度探讨新型农村合作医疗制度的可持续性。本章得出以下基本结论：
第一，运用极差法、差别指数和集中度指数等指标的计算均表明，收入较高的人群健康状况比收入较低的人群好，调查地区不同收入组农村居民存在健康不公平。
第二，收入水平低的人，健康状况较差，医疗卫生服务利用的可得性也较差，收入较低的人群并没有获得与他们的需要相对应的医疗资源。与收入较高人群相比而言，收入较低的人群支付了更多的医疗支出，承担的疾病经济负担更重，疾病加剧了贫穷。
第三，本章比较了调查地区农村居民无医疗支出的初始状态、发生医疗支出后和新农合补偿后三种情景下的公平程度，结果发现，居民患病后医疗费用的产生进一步地加大了人群的贫富差距，医疗支出更多地集中于收入较低的人群，但在新农合补偿后，这种不公平程度有所改善。
第6章 新型农村合作医疗制度政策影响的实证分析
6.1 概念界定
6.1.1 医疗服务的概念及其特征
1.医疗服务的概念
医疗服务是一个总括的概念，比较普遍的定义是，医疗服务是由无数维持、改善或恢复一个人身体或精神良好状态的商品和服务组成（Santerre，2006）。根据研究目的不同，可以将其定义为不同类型的医疗服务。Berlwwitz等（1989）指出，医疗服务与和其他商品有四个方面的区别：无形、不可分离性、存货和不一致性。Santerre（2006）进一步地阐述了这些含义，无形是指医疗服务与其他商品不同，它不能通过五官进行评价。不可分离是指医生对医疗服务的生产同患者对医疗服务的消费是同时发生的。存货的含义是指由于很多时候医疗服务的生产和消费不可分离，因此医疗服务的提供者不能累积储备或维持医疗服务的库存。另外，医疗服务的一个重要特征是“不一致性”，它是指面对很多医疗事件，医疗服务的构成和质量有很大不同，这意味着不同患者得到的医疗服务各有不同，即使是患同一疾病的患者，他们获得的医疗服务也可能具有差异；在治疗结束后，由于个体的差异、疾病和治疗的不确定性，治疗效果可能也会有差异；尽管人们通常通过患者接受医疗服务后的满意度、因失能而丧失的工作时间和死亡率来评价医疗服务的质量，但这三方面的结果也往往存在不一致，因而医疗服务质量很难准确地测度。目前各国对医疗服务的关注主要集中在医疗服务的可及性、医疗服务的质量与医疗费用控制三个方面，我国1993年、1998年、2003年和2008年四次国家卫生服务调查也均主要围绕着这三个方面进行。
2.医疗服务及医疗服务市场的特征
在1963年Arrow发表的经典论文《不确定性与卫生保健的福利经济学》中，Arrow运用福利经济学第一定理和福利经济学第二定理界定了医疗服务市场与完全竞争市场的偏离，讨论了疾病发生的不确定性带来的风险分担和市场的缺失，分析了医疗市场与完全竞争市场的差异主要体现在收益递增、进入障碍以及医疗定价行为的价格歧视三个方面，并检验了风险规避条件下最优医疗保健政策的理论模型。富兰德（2003）总结了医疗市场对完全竞争市场的偏离主要表现在以下几个方面：第一，卫生保健市场存在进入壁垒，这种壁垒包括许可证法、卫生计划对价格和设备结构的控制；第二，存在信息不对称问题；第三，厂商的数量非常少，拥有一定程度的垄断力；第四，医疗服务在质量上和属性上是不统一的；第五，外部性在医疗服务领域较为普遍；第六，医疗部门存在利润以外的其他动机；第七，完全竞争市场模型中的市场运作处于确定性条件下，而健康问题不可避免地存在相当大的不确定性[4]。
医疗服务是一种特殊的商品，下面以外部性、信息不对称和不确定性为例，分析这三个特征是如何导致医疗服务市场失灵的。首先来看第一个特征，当个人的行为对其他人可能产生有利或不利的影响时，就产生了外部性，外部性导致非最佳产出量。有些类型的医疗，特别是与防治传染病有关的一些公共卫生服务项目，会产生外部性。例如一个人接种疫苗后不仅降低了自己得病的可能性，也降低了别人被传染的可能性，医院治愈传染性疾病也将使其他人免受感染，因此，医疗服务会产生外部效应，不能通过市场过程得以平衡。当存在正的外部效益时，净收益不能通过价格得到反映，市场需求曲线与社会边际收益曲线不一致，这种外部效应不能内在化的结果必然是，在市场体系下提供的医疗服务数量不等于社会效率下的水平，因而需要由政府部门来提供这一服务。医疗服务市场的另一种外部性是“消费的外部性”，或称为“关怀的外部性”，它是指人们一般认为任何人生病后都应当得到所需要的治疗，一些健康的、富有的人看到别人生病时，即使自己不会受到直接威胁，仍然希望患者得到关怀。这样，患者的医疗消费就影响到了不生病的人的效用和福利，产生了正的外部效应。
第二，在医疗服务的过程中，医生作为医疗服务的提供者比患者拥有更多的医学知识，患者对于医疗费用的价格、疾病的严重性、治疗疾病最适合的方法、治疗的预期结果等信息的获得强烈地依赖于医生。由于医疗技术的复杂性和不可重复性，某些情况下医生很难从技术和伦理上做到和患者产生一致的激励，患者无法判断这种治疗方式是否适合自己，是否是最佳的治疗方式，并且在经济上是否是最节省的方式。因此，由于医患双方具有不对称的信息，患者常常处于被动地位。另外，除了以上客观存在的信息不对称，医生还有两种极端的态度，一是希望不计成本提供最优水平的医疗服务，正如一个医生所言：医生的治疗……不应该追求“低成本高效益”，而是应该在特定情况下为病人实施尽可能安全的治疗。生存的最优化应是唯一的伦理法则，而不是成本效益比的最大化……如果一个医生不是从纯粹的医疗考虑，而是从成本考虑而改变其医疗方式的话，则无异于走上一条放弃伦理、颠倒主次的“不归路”（洛伊，1980，转引自格兰德，2006）。第二种极端的态度我们可以从近来的一些医患关系紧张的报道中发现，医生根据自己的专业优势，在经济利益的刺激下给患者做他们实际上不必要的检查，给患者开贵药，小病大治等，导致了医疗服务过度需求，也产生了医疗卫生资源浪费。在以上两种情况下患者均处于弱势地位，并且难以应对。从患者和政府的角度来看，他们既希望获得最佳的治疗方式，同时又需要考虑成本，实行资源在他们所需要的医疗品和其他商品之间的最优配置。
第三，医疗服务市场的不确定性主要指人们对医疗服务的需求难以预料。医疗服务行业具有很强的专业性和不可替代性，人们对自己健康状况不确定；疾病本身也具有突发性，人们不知道自己会不会生病，什么时候生病，也不确定自己疾病的严重程度。由于人们无法预见自己在什么时候生病，也就无从知道自己在什么时候需要支付一笔医疗费用，这种不确定性的存在就使得医疗保险和保障应运而生。
医疗服务市场的这三方面特征为政府干预提供了依据。格兰德等（2006）论述了一些社会公共领域里政府干预的必要性，并将政府干预分为三大类：管制、直接提供以及税收和补贴。他指出，这三种类型都存在于医疗领域。管制主要是针对医疗产业的行为，保证医疗质量达到可接受的标准，解决信息不对称问题；直接提供是为了解决提供者的权力问题，即垄断性问题；补贴是为了应对外部性和公平性问题。政府通过补贴医疗服务可以改变产品的价格，也能够改变经济激励，以及当存在外部性时，纠正市场错误配置社会资源的无约束倾向。正如前文所述，医疗服务的可及性、医疗服务的质量和对医疗服务费用的控制都是我们关注的问题，这也是各国政府需要解决的难题。
随着国家的经济与社会发展，居民对医疗服务的需要及利用会逐渐增长，相应的医疗费用也随之增加。在我国传统的合作医疗制度衰退后，相当大比例的农村居民没有医疗保险或保障的覆盖，由于经济原因无法支付医疗市场上快速增长的高昂的医疗费用，导致患病后不能就医。新型农村合作医疗政策就是政府为应对农村居民看病贵而实施的，从它的筹资和补偿原则来看，我们可以将它归为补贴这一类政府干预类型。
6.1.2 医疗服务的需要和需求
社会或个人对医疗资源的分配是基于对医疗服务需要的预测，因而医疗服务需要成为制定医疗卫生政策的出发点。在社会层面上，医疗服务需要一般被定义为，根据现有的医学知识，为了使整个社会群体尽可能保持健康或变得健康应获得的医疗服务量。从个人层面上看，医疗服务需要的含义是指人们对自己是否健康、是否患病、是否需要就医所做出的主观判断，或医生建议患者有必要实施的医疗服务量。医疗服务需要强调的是必要性，考察医疗服务需要的指标一般是居民两周患病率、慢性病患病率或疾病严重程度等。
医疗服务需求是健康的派生需求，它是指实际发生的，消费者有支付能力的医疗服务。医疗服务需求的形成有两个基本条件：一是人们要有使用医疗服务的愿望，即具有医疗服务需要，例如人们因罹患疾病有寻求医疗服务治疗的欲望，或是人们出于对健康的重视产生对预防保健的需要；二是有购买欲望的人必须具有一定的支付能力，如果只有购买愿望而没有支付能力，或者虽然有支付能力而没有购买愿望，医疗服务的欲望也不能转化为需求。人们一般根据卫生服务需求的重要性将卫生服务需求分为三类：第一，危及生命的重大疾病的卫生服务需求，第二，一般疾病的卫生服务需求，第三，预防保健性的卫生服务需求[5]。
6.1.3 医疗服务利用
从医疗服务需求的概念可以看出，医疗服务需求是人们由需要转化而来的有支付能力的需求，但是，由于人们的经济水平、就诊的方便程度、医疗保险的覆盖程度、医疗机构的质量等约束条件，医疗服务需要可能不能完全转化为对医疗服务的实际利用。医疗服务利用是卫生服务的消费过程，它是一种有效的和实现了的需求。它是指在一定时期内，当医疗服务需要转变为就医的实际行为时，人们所消费的医疗服务的实际数量。医疗服务利用是医疗服务需求与供给的统一，是需求与供给相互作用的必然结果。当供给量大于需求量时，利用量等于需求量，当供给量小于需求量时，利用量小于需求量[6]。
由于医疗服务的种类繁多，难以测量其数量，因而严格经济学意义的医疗服务需求量很难获得，而现有文献在用微观数据考察医疗服务需求时，都将其看作是一种主观上愿意并且已经实现购买的医疗服务使用行为，这种使用行为实际上由几个连续的选择过程组成（见图6-1）：当一个人感觉身体不适时，产生了对医疗服务的需要，他会根据疾病的严重程度、自己的经济水平和看病路途的交通条件等经验判断是实行自我医疗还是进入正规医疗机构治疗，也会在购买医疗服务和购买其他商品二者间进行选择，同时也会考虑就诊的机会成本。自我医疗包括自己做一些简单的护理，或者到药店买药。进入正规医疗机构治疗的患者接下来又面临两个选择：一是患者根据不同医疗机构的服务提供情况、价格水平、前往就诊的方便程度等经验决定去哪个医疗机构就诊；二是根据疾病的严重程度选择何种类型的医疗服务。同时，医生会根据病情并征求患者的意见，决定治疗方案和治疗费用。需要说明的是，在这个过程中，由于医疗技术的复杂性和医患双方信息的不对称，虽然医生在治疗方案和治疗费用的选择上具有主动地位，但是，医生的作用只是为患者作出建议，并在尊重患者意见的基础上，经患者同意并由患者最终做出决定。
图6-1 居民医疗服务利用的过程
从医疗服务的类型上来看，医疗服务利用包括门诊服务利用和住院服务利用，较广泛意义上的医疗服务利用还包括预防与保健服务利用。如前所述，由于医疗服务很难量化，研究者可以根据可得性或利用情况分析医疗服务使用情况，其衡量指标可以是每千人口医生数、每千人口床位数、人均门诊人次数、住院天数等。门诊服务利用常用的指标有两周（或四周）就诊率、两周（或四周）未就诊率、两周（或四周）就诊费用、两周（或四周）患者卫生服务利用百分数（包括门诊、急诊、住院、预防保健、家庭访视等在内的总次数除以患者总人数）等。住院服务利用的指标包括住院率、未住院率等。预防保健服务利用的指标包括急慢性传染病发病、消毒、隔离人次数，疫苗接种覆盖率、安全供水百分数等[7]。本章分析的医疗服务使用情况主要是指农村居民患病后的门诊或住院治疗性质的医疗服务，医疗服务利用指标采用四周就诊率（包括门诊和住院医疗服务，不含预防保健服务）和医疗支出（可以反映居民医疗费用负担）来表示。
6.1.4 医疗服务与健康
Grossman（1972）在他的文献中较早地阐明了健康和医疗服务的联系和区别，他指出，健康可以看作是健康生产函数的产出，那么医疗服务就可以作为生产健康的投入，消费者购买医疗服务时，需要的并不是医疗服务本身，而是健康，因而医疗服务需求是一种派生的需求。也就是说，人们对医疗服务的需求和利用来源于对健康的需求，它既是医疗服务产业的产出，又是健康的投入。Grossman从效用函数、消费者健康投资函数和其他商品投资函数，结合收入预算和时间预算限制函数，推导出了健康需求函数和医疗服务需求函数，并分析了影响医疗服务需求的变数，包括医疗服务价格、折旧（年龄）、教育、市场效率（工资率和收入）、初始健康存量等。除此之外，影响个体健康需求和医疗服务需求的因素还包括消费者的需要（如健康状况、自我感知疾病的严重程度等），人口学特征（年龄、性别、婚姻状况、受教育程度）和经济因素（医疗物品的价格、收入、保险、时间成本）等。
医疗服务既是一种消费品，又是一种投资品。医疗服务作为一种消费品，人们获得医疗服务可以感到更舒适；从投资的角度来看，健康是一种重要的人力资本，通过医疗支出这种健康投资方式使人们得以恢复或提高自身的健康水平，从而使人们保持更优良的劳动力来增加工作时间，以便增加收入。Grossman将健康需求引致的医疗支出表达为健康投资，理论上，根据边际收益等于边际成本的原理，人们决定其需要的最优健康资本量，同时也就决定了其需要的最优医疗服务利用水平[8]。其中，健康资本的边际收益来源于增加单位健康时间所增加的收益和效用；维持健康资本的边际成本主要取决于医疗产品的价格，它与医疗价格成正比。
一般说来，保险会带来道德风险的问题，但在健康领域，这个问题由于健康和医疗服务的特殊性变得较为复杂，新型农村合作医疗制度的实施是否改变了人们的健康相关行为，增加对成瘾商品的消费，这也是需要实证的问题。本章关注的农村居民的健康变量和健康相关行为是医疗服务利用的间接结果，相关指标选取农民的自评健康状况以及抽烟、喝酒健康相关行为三个指标。
6.1.5 医疗保险
1.医疗保险和健康保险的区别
医疗保险（Medical Insurance）一般是指医疗费用保险，即根据保险合同对患者发生的医疗费用进行一定补偿的保险。健康保险（Health Insurance）比医疗保险的内涵更为广泛，它除了包括赔付给患者的直接的医疗费用和间接的误工工资等经济损失，还包含补偿患者对维持一定的健康水平所进行的预防保健等方面的支出，也包括残疾、分娩、死亡等方面相应的经济补偿[9]。在较为广泛的意义上，二者可以通用。
2.医疗保险的类型
按保险双方是否自愿的方式，医疗保险可以分为强制保险（Compulsory Insurance）和自愿保险（Voluntary Insurance）两种类型②。强制保险是国家针对特定人群所实施的公共保险；自愿保险是由保险双方在自愿的原则下按签订的保险合同进行赔偿的保险。新型农村合作医疗制度规定农民以家庭为单位自愿参加，因此，它是一种自愿性质的医疗保险（保障）。
按保险赔偿金支付的方式，医疗保险可分为扣除保险（Deductibles）、共付保险（Coinsurance）和限额保险（Limits and Maximums）三种类型②，这三种类型的医疗保险类型都能促使患者寻求更为便宜的医疗服务，有利于控制整个社会承担的医疗费用。
扣除保险是指医疗保险机构对受保人的医疗费用设置一定的免赔额（Deductible，起付线），在起付线以下的医疗费用由受保人完全自付，只有当医疗费用超过起付线时，医疗费用的全部或部分才由医疗保险机构支付。扣除保险可以起到对大笔医疗费用的风险进行分担的作用，限制了小额医疗费用的赔付，既可以节省由于申请索赔的管理费用，也在一定程度上减轻了道德风险的问题。
共付保险（或称共同保险），是指保险机构和被保险人按一定比例共同支付医疗费用，这个“一定比例”称为共付率（Copayment Rate）。共付保险的实质是降低了消费者承担的医疗服务价格，在供给保持不变的情况下，共付保险对消费者医疗服务利用的影响主要取决于需求的价格弹性和共付率的大小（P J Feldstein，1998）。如果价格对需求无反应，共付保险对保险消费者来说仅仅就是降低了一笔医疗费用；如果价格弹性较大，保险就会通过降低医疗服务品的价格显著地促进医疗服务需求，其促进作用的大小依赖于价格弹性的大小。
限额保险是指保险机构为受保人的医疗保险费用设置最高赔付限额（封顶线），或对受保人的就诊量做出最大就诊量限制，在最高限额或最大就诊量限制内的医疗费用可以由医疗保险机构赔付，但超出部分完全由患者自己负担。
3.医疗保险实施过程中的信息不对称
在医疗服务利用和医疗保险实施的过程中，农民、医疗机构以及医疗保险机构是三方利益主体，他们均拥有各自的信息优势。农民对于自身健康状况的主观感受和疾病史等情况的掌握更具有优势，医疗机构和医生在医疗服务供给上更具有专业优势，医疗保险机构对于患者人群总体疾病的分布和发生概率等情况的判断上更具有优势，在其中，任何一方获取其他两方的信息都较为困难。在本章第一节已分析过农民和医生之间的信息不对称问题，本节主要分析农民和医疗保险机构之间以及医疗机构和医疗保险机构之间的信息不对称问题。
首先来看农民和医疗保险机构之间的信息不对称。这种信息不对称容易导致医疗保险中的逆向选择（Adverse Selection）和道德风险（Moral Hazards）。逆向选择是指健康状况较差、容易患病、希望他人来分担医疗费用的农民更乐于购买医疗保险，而身体健康良好、不容易生病的人为避免缴纳保险费则不愿意参加医疗保险。逆向选择的结果是参加保险的人多数是身体健康状况差的人，患病的概率也比普通人群更高，从而造成医疗保险机构预算的患病发生率远小于实际的患病发生率，需要赔付的医疗费用大于农民缴纳的保险金总额，导致医疗保险机构入不敷出。在这种情况下，如果保险机构希望通过提高保险金的办法维持基金正常运行或增加盈利，结果将会使健康状况较好的人退保，留下的投保人群都是高危人群，疾病风险更为集中，如果退保人数较多，导致难以达到保险大数法则要求的参保率，基金仍难以正常运行。控制逆向选择可以采用强制保险的形式，也可以通过对不同年龄、性别及健康水平人群收取差别价格保险费的方式来缓解[10]。新型农村合作医疗制度采取以家庭为单位参保的方式，从理论上说可以在一定程度上避免逆向选择行为的发生，本研究以下几章还将对这一问题进行探讨。
这里所说的道德风险来源于参加保险后人们对自身健康状况的忽视，类似的道德风险常见于其他类型的保险中，例如财产保险。在医疗保险领域，参保人虽然不会刻意去损害自己的健康，但是在某些情况下会产生逆向的健康行为。例如，面对香烟这种成瘾商品的诱惑时，人们在参保后可能会增加其消费。保险公司可以采取医疗费用共付制的形式在一定程度上控制这一道德风险行为的发生。
再来讨论医疗机构和医疗保险机构之间的信息不对称。由于第三方分摊了部分医疗费用而使参保人直接支付的医疗费用下降，这相当于提高了参保人的医疗服务购买力，从而诱导了更多超过正常水平的医疗服务需求，医疗机构对参保人进行诱导性需求，这实际上也属于一种道德风险。和医疗保险机构相比，医疗机构或医生利用医学专业知识对于患者疾病情况的掌握要更为充分，医生实际上是患者使用医疗服务的指导人或代理人。由于医疗保险机构承担了部分医疗费用，所以如果存在医生的经济利益与其提供的医疗服务的种类和数量直接挂钩的情形，医生受到获得更多潜在利益的激励，会诱导缺乏医学专业知识的患者消费过多的医疗服务从而增加医疗费用，这同时也增加了医疗服务机构的负担。在这种道德风险下常可能会出现这样的情景：当患者去医院就诊时，有医疗保险的患者会主动要求医生提供更多的医疗服务；有时，医生在开处方前也会询问患者是否拥有医疗保险。其结果是在同等疾病的情况下，有医疗保险的患者比没有医疗保险的患者获得了更多和更昂贵的医疗服务，而这些医疗服务可能是不必要的。控制诱导性需求可以采用制定诊疗标准，加强对医师的监督等方法。
6.1.6 医疗保险制度、医疗服务利用与健康
医疗保险制度一般是指由特定的组织机构经办、通过某种带强制性的规范或自愿缔结的契约，在一定区域的一定人群中筹集医疗基金，并为该人群的每一成员公平地分担因疾病而招致的经济风险所实施的一系列政策与办法[11]。医疗保险制度作为卫生资源筹集和收入再分配的一种形式，通过不同的支付方式和费用分担方式影响医疗服务供求双方的行为，进而对医疗服务利用和提供以及医疗费用产生影响。
从对患者医疗费用补偿的程度来说，医疗保险制度可以分为完全免费医疗、部分免费医疗和完全自费医疗三种。在这三种医疗补偿制度下，参加人实际面临的医疗服务价格不同，因而参加人对医疗服务的利用行为也不同。和完全自费医疗制度相比，完全免费医疗制度由于向患者提供的医疗服务价格为零，所以患者会倾向于更多地利用医疗服务，甚至是过度利用。享有“从摇篮到坟墓”的福利国家英国就实行全民医疗保险模式，国家财政预算在卫生保健方面的投入占总卫生经费的90%以上，居民享受免费程度非常高的医疗卫生服务[12]。这种保险制度缺乏对需方的控制，国家财政负担比较重。部分免费医疗制度由于患者要负担一定比例的费用从而会对他们卫生服务利用产生影响，减少道德风险发生的可能，但存在患者和政府之间分担医疗费用比例的问题，因而如何合理地界定这个补偿比例就成为制度设计的关键。
在医疗保险制度中，不同的医疗费用分担比例对患者医疗服务利用的意愿和行为有不同程度的影响。如前所述，医疗费用可以通过设置起付线、共付线和封顶线来控制，不同的医疗保险制度对患者的医疗服务利用的影响程度取决于这三条线的高低。与起付线和封顶线相比，共付线由于让病人承担部分费用而在改善患者医疗服务意识上作用更大。但与起付线和封顶线一样，共付线过低，会发生道德风险，共付线过高，则会抑制患者对医疗服务的利用，使部分贫困者的基本医疗难以得到保证。
最近几十年，发达国家为了控制政府医疗费用进行了医疗保险制度改革，各国改革的共同点在于提高被保险人和医疗保险机构（或政府）医疗费用的支付比例。和国外的医疗保险制度改革不同，我国新型农村合作医疗制度是中央、地方、个人根据一定比例筹资，以大病统筹为主的农民医疗互助共济为特征的制度，并设置了起付线、补偿比例和补偿封顶线，其本质是一种具有扣除保险、共同保险和限额保险形式的保险制度，其目的是为了缓解农村居民看病贵的问题。
归纳起来，我国的新型农村合作医疗制度和发达国家医疗保险制度改革有四点不同之处：一是目的不同。发达国家目前医疗改革的目的主要是减少政府的医疗支出，控制社会医疗费用负担，而新型农村合作医疗的目的是在目前我国农村居民缺乏医疗保险制度覆盖的现状下，通过增加覆盖率，降低患者的医疗支出负担，以降低因病致贫和因病返贫的问题。
二是受益对象不同。大多数发达国家医疗保险一般有几种类型，居民可以选择不同医疗保险类型，因而各种保险制度下受益对象也各有不同。例如，美国有针对老年人的社会医疗保险计划（Medicare），也有针对贫困者的医疗救助计划（Medicaid），德国的医疗保险制度主要针对工作的雇员，或工作过的人员等。而新型农村合作医疗主要服务于全体农村居民，因而在受益对象上类似于英国和加拿大的全民医疗保险。并且，我国与发达国家医疗保障制度最重要的区别是，我国实行的是二元的保障制度，农村和城市的医疗保障有显著差异，而发达国家医疗保障制度没有城乡的差异，实行的是城乡统一的医疗保障制度，这是我国医疗改革发展的方向。
三是民主程度不同。发达国家实行的医疗保险计划是覆盖范围内的居民全部参加，或根据收入水平的不同有特殊规定，例如，德国的医疗保险主要包括社会医疗保险和私人医疗保险两大系统，几乎所有人员都有医疗保险，但高收入者可以自己选择参加私人医疗保险还是社会医疗保险，而低收入者则必须参加社会医疗保险[13]。而我国新型农村合作医疗是实行农民家庭自愿参加的办法。
四是共付率不同。发达国家的医疗保险计划都有统一的共付率，而我国新型合作医疗在各个试点县的共付率都是根据各地经济发展水平灵活制定，没有统一标准，虽然在该制度实行初期，各地共付率普遍较低，但近几年却逐渐上升，提高了患者的受益水平。在2004年的调查中，江苏省经济较为发达的江阴市参加合作医疗的农民生病住院的医疗费用补偿的起付标准是300元，超过300元以上部分进行分级计算、累进补偿，而且封顶线为全年累计补偿额最高60000元。在经济欠发达的灌南县，凡参加合作医疗人员在村卫生室就诊，按医药费总额的20%给予补偿；在乡（镇）卫生院门诊就诊，按医药费总额的25%给予补偿。住院费用同样采取分级计算、超额补偿，每人每年累计最高补偿额为20000元。伴随着覆盖面逐步提高和国家财政补贴的增加，共付率逐渐上升，因而保障水平得以逐步提高。在2007年的调查中，在经济发展水平和灌南县相似、同属连云港地区的东海县，2007年村级门诊补偿比例仍为20%，但对在乡（镇）、县、县以外医院的住院费用按不同费用额度采用不同的补偿比例：乡镇医院住院费用在5000元以下，补偿比例为45%，而5000元以上补偿比例为50%；县级医院住院费用5000元以下、5001～10000元、10000元以上补偿比例分别为35%、40%、45%；县外医院住院费用在5000元以下、5001～10000元、10000～30000元、30000元以上补偿比例分别为20%、25%、30%、45%[14]。
6.2 研究方法
6.2.1 倍差法
倍差法（Difference-in-Differences，DID）综合了前后比较法和有无比较法两种方法，是一种常用来进行政策分析和项目评估的数量分析方法。这一方法的优势是可以采用综列数据固定不随时间变化的因素，消除随时间不变的选择偏误（Selection Bias）造成的偏差和遗漏变量（Omitted Variables）造成的偏差，例如消除掉遗传基因、体质差异、风险偏好等因素，从而获得变量之间较为准确的因果关系。
DID方法是Heckman与Hotz提出的，此后Moffitt、Eissa和Heckman分别对DID法做了更为详细的说明（舒海兵等，2007）。目前DID法在我国已用于研究税费改革、退耕还林和农田灌溉等项目实施对农民收入、生产、非农就业等方面的影响的政策评估（徐晋涛等，2004；周黎安等，2005；马林靖等，2008）。DID方法的核心思想来自于自然实验（Natural Experiment），如果一项政策的实施使得社会中的部分群体受到了影响，而其他群体受到影响小得多或不受影响，那么，公共政策的实行就类似于自然科学实验中对实施对象做某种“自然试验”，在“实验”中，我们可以将受政策变化影响的群体称为处理组（Treatment Group），而将不受政策变化影响的群体称之为控制组（Control Group）[16]。自然实验与真实实验的不同之处在于，自然实验的处理组和控制组均来自于某项具体政策实施所带来的变化。为了衡量政策变化对两组人群所造成的系统差异，我们需要政策实施前和实施后的至少两个年份的数据，这样就把数据分为四个部分：政策变化前的处理组、政策变化后的处理组、政策变化前的控制组和政策变化后的控制组。通过政策变化前后处理组相关指标的变化量和政策变化前后控制组相同指标的变化量的比较，比较的结果反映了这项政策的真实影响。
以下结合本研究的具体内容对这一方法进行详细说明。我们把参加新型农村合作医疗的农民归为处理组A，未参加新型农村合作医疗的农民归为控制组B。令Di表示第i个农民的所属群组，Di=1表示该农民属于处理组A，参加了新型农村合作医疗；Di=0则表示该农民属于控制组B，没有参加新型农村合作医疗。T表示新型合作医疗实施前后的时期虚拟变量，令T=1表示新型农村合作医疗实施后，T=0表示新农合政策实施前。假定因变量Y为要考察的政策影响的结果变量，扰动项ε表示其他没有控制的影响被解释变量的因素。这样我们就可以得到对比组和和控制组之间在政策实施前后的效果变化：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
其中，Yt1-Yt0为政策变化前后处理组结果变量的变化（dif1），Yc1-Yc0为政策变化前后控制组结果变量的变化（dif2），两组变化值的差（dif1-dif2）即为政策的净效应。
DID方法的模型形式为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
其中，交叉项Di×T表示参加新型农村合作医疗且又处于政策实施后的虚拟变量，它的系数β3即为我们所要考察的政策效果，称为DID估计量。其推导过程如下：
对于控制组，Di=0，模型可表示为：
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那么，控制组在政策实施前后的表示政策效果的指标分别为：
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因此，控制组表示政策效果的指标平均变化为：
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处理组模型为：
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那么，处理组在政策实施前后表示政策效果的指标分别为：
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因此，政策实施前后处理组表示政策效果的指标平均变动为：
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由此可以得出新型农村合作医疗政策的政策影响（对参加者的净影响）为：
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在不控制其他变量的情况下，可以通过2×2方格展示变量的DID结果，如表6-1所示。
表6-1 2×2方格倍差分析方法
表6-1从横向来看，β1是参加新农合的个体在新农合实施后医疗服务利用水平（或健康状况、健康相关行为等结果变量）的差异，而β1+β3是没有参加新农合的个体在新农合实施前后医疗服务利用水平的差异，则β3所代表的就是由新型农村合作医疗的实施对医疗服务利用所产生的净效果。上表的纵向分析也能得到与横向分析同样的结果，β2是实施新农合前处理组和控制组个体结果变量的差异，β2+β3是实施新农合后处理组和控制组个体结果变量的差异，两个差值相减（也称为差中差）后得到β3同样表示新农合的实施的对结果变量的净影响。
将DID模型进行扩展，加入影响因变量的可观察的一组控制变量Xit，可以得到一般化DID模型：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
一般化DID模型（6.12）和模型（6.2）的区别在于一般化模型中加入了影响因变量的其他可观测因素，在本研究中，我们控制了个体的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、家庭大小、家庭收入状况、疾病的种类和严重程度，医疗卫生服务可及性、地区虚拟变量等。
考虑到新型农村合作医疗于2003年开始试点运行，因此我们使用了来源于CHNS2000年、2004年和2006年三轮的调查数据[17]。对于那些2004年已参加了新农合的个体，我们把2000年视为他们“新农合实施前”，2004和2006年视为他们“新农合实施后”；对于2006年才开始记录参加新农合的个体，新农合实施前是指2000年和2004年，“新农合实施后”是指2006年。对于控制组，是指那些在三轮调查中都没有参加新农合的人。
DID方法的计量模型估计一般分为混合截面数据模型和非观测效应面板数据模型两大类，具体包括混合截面数据模型的OLS及一阶差分（First Difference）法、非观测效应面板数据模型的固定效应（FE）和随机效应模型（RE）等。混合截面数据模型类似于截面数据模型，容易存在变量内生性问题。
使用非观察效应面板数据模型可以控制个体观测不到的、随时间恒定不变的因素和个体之间的非观测差异性，因而比混合截面数据模型具有更为广泛的应用。我们通过在模型中加入两类控制变量解决这一问题：一是随时间不变的因素，二是影响农户参加新型农村合作医疗的变量。
影响农民医疗卫生服务利用的非观测因素可以分为两类：一类是恒定不变的，另一类是随时间可变的。令i代表第i个农民，t表示时期，可以将新型农村合作医疗对农民医疗服务利用的固定效应模型的一般形式表示如下：
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在式（6.13）中，T是时期虚拟变量，T=1表示新型农村合作医疗实施后，T=0是新型农村合作医疗实施前；D是参合与否的变量，D=1为参加合作医疗，D=0为未参加合作医疗；T×D表示参合农民在新型合作医疗实施后的变化量；Zit是可观测到的、随时间变化的，能够影响农民医疗服务利用的控制变量，如健康状况、疾病的严重程度等；Xit是一组不随时间变化的变量，如个体的性别、遗传基因、风险偏好变量等；变量ai则概括了影响Mit的所有不随时间变化的非观测因素，也可以指观测不到的农民之间的非观测差异性（Unobserved Heterogeneity）；uit是时变误差，代表影响Mit的全部观察不到的、随时间可变的因素。α、β2和β3是待估参数，β3衡量新型合作医疗对农民医疗服务利用的净影响；β4和β5是待估计参数矩阵，考察控制变量对医疗服务利用的作用。
由于恒定不变的非观测因素对农民医疗服务利用的影响的特殊性，所以在模型估计中可以对模型（6.13）进行一阶差分，消除不随时间变化的非观测效应ai和可观测的因素Xit，建立更容易估计的一阶差分模型：
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以上的分析都假定非观测效应ai是第i个农民自身的一些不可观测因素，而这些因素有可能与模型中的解释变量相关。如果假定非观测效应ai和每一个解释变量都不相关：Cov（T，ai）=0，Cov（Dit，，ai）=0，Cov（Zit，，ai）=0，Cov（Xit，ai）=0，在这些条件同时成立的条件下，方程变为一个随机效应模型：
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在公式（6.15）中，vit为复合误差项，vit=ai+uit。
可以看到，在非观测效应面板数据模型中，对于不同的非观测效应ai的假定形成了随机效应模型和固定效应模型的差别。伍德里奇（2007）对这些进行了较为详细的讨论[18]。他认为，关于两种模型差别的讨论是“以ai是否被适当地看作一个随机变量，还是被估计的参数为中心的。在面板数据模型的传统方法中，当把ai处理成一个随机变量时，ai被称为随机效应；而当把ai处理成一个横截面观测值i所要估计的参数时，ai被称为固定效应”。对于微观经济计量面板数据应用来说，伍德里奇认为这种讨论是“一个判断性错误”，他更支持随机效应模型，“就源自横截面的大量随机抽样而言，把非观测效应连同因变量Mit以及各个自变量处理从总体中随机抽取的，这几乎总是有意义的。这种方法从省略变量或者被忽略异质性的角度来看一定是合适的”。考虑到本研究数据采用的是2000年、2004年和2006年的综列数据，时间序列少，而各期的样本较多，因此，这种数据结构采用随机效应模型更为适合。而且，从已有的关于医疗服务需求的DID模型应用来说，多数文献选择了随机效应模型（Chiappori et al，1998；Winkelman，2004；Kan and Suzuki，2006），因此，针对以上分析，本研究在2×2方格分析法的基础上，将采用非观测效应面板数据模型的随机效应模型DID方法分析新型农村合作医疗的政策效果[19]。
6.2.2 DDPSM
如前所述，DID方法消除了随时间不变的偏差和省略变量的偏差，但是仍然有一种偏误无法消除，这就是由于一些可观察的因素导致的个体选择是否参加新农合的差异，即这些个体特征对自变量和因变量将同时产生影响。
DDPSM（Difference-in-Differences Estimation with Propensity Score Matching）方法是在DID方法的基础上加上倾向评分匹配法（Propensity Score Matching，PSM），它既可以去除不可观测因素带来的内生性问题，又可以控制住一些可观察的异质性因素，消除由于非随机实验中自选择带来的内生性问题。
PSM方法是1983年由Rosenbaum和Rubin提出的实证研究方法，其核心思想是在参加组和非参加组不是随机选择而导致估计结果有偏的情况下，根据影响参加实验的可观察特征找出与处理组最为相似的参加组个体。
PSM的估计方法按以下步骤进行。
第一步：根据参加组估计出个体参加新农合的概率模型：
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在公式（6.16）中，D={0，1}，表示在实施新农合后的T期里参加新农合和未参加新农合的指标，Xi是一组影响个体选择参加新农合的特征向量，通过这个概率模型（Logit模型或Probit模型）可以估计出个体参加新农合的概率Pi，这个概率即为倾向评分（Propensity Score）。
第二步：根据估计出来的倾向评分，按照一定的匹配方法进行筛选样本[20]。例如，可以将样本拆分成k组，寻找|P（Zi）-P（Zj）|的最小值，获得与参加新农合个体匹配的最为相近的未参加组个体，其中，i表示参加新农合的个体，j表示未参加新农合的个体。
第三步：筛选样本后，得到具有与参加新农合组个体无观察差异特征的未参加组，再分别估计新农合对结果变量的平均影响效果（Average Treatment Effects on the Treated，ATT）：
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其中，Y1i和Y0i分别表示第i个个体在参加新农合和未参加新农合的反事实结果变量。
PSM方法一般是在计算条件概率P（Z）的基础上，根据参加组和未参加组在新农合实施后的结果进行估计。如果我们拥有政策实施前和政策实施后的两期以上的数据，在PSM估计中加入DID方法（简称为DDPSM），可以消除由于难以观察得到的因素带来的系统性偏误，也可以剔除由于时间变化的差异，还可以通过控制新农合实施前影响处理组和控制组由于非随机选择参加新农合的一系列变量消除自选择的偏误。DDPSM估计的影响效果（Average Treatment Effects，ATE）可以写为：
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其中，yT1和yC1分别表示在实施新农合后处理组和控制组的结果变量，其差值为实施新农合后处理组和控制组结果变量的差异；yT0和yC0分别表示在实施新农合前处理组和控制组的结果变量，其差值为实施新农合前处理组和控制组结果变量的差异。两个时期结果变量的差值即为实施新农合的净效果。
由于倾向评分匹配法有助于控制DID方法的自选择偏误，因此本研究使用将两种方法结合在一起的DDPSM方法，有利于各种方法的比较和准确评价新农合的净效果。
6.3 实证模型与变量选择
6.3.1 数据来源
本章采用美国北卡罗来纳大学发布的中国家庭营养与健康调查（CHNS）数据。选用这套数据的原因在于CHNS数据包含了江苏省农村居民有关健康和医疗服务利用等方面的定点观察信息，有利于对比研究，这使本研究采用综列数据分析农民在新型合作医疗实施前后医疗服务利用的变化情况成为可能。该调查进行了严格的质量控制，数据的可靠性高。
从1989年开始，CHNS已进行了7轮定点调查，调查方法采用多阶段分层整群随机抽样方法，每次调查都在调查年度的9～11月进行。数据集不仅包含不同年份对定点农户及家庭成员健康水平及医疗卫生方面的详细调查，也涵盖了家庭收入、饮用水等卫生设施、妇女生育、膳食营养、家务和儿童照料、就业状况、社区的基础设施和物价等多个方面的调查。由于新型农村合作医疗在2003年开始试点，因此本章选择了对在江苏省2000年、2004年和2006年三年的调查样本。定点调查的4个县经济发展水平不同，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。由于调查年份跨度较大，一些定点农户由于自然死亡、搬家、结婚、生育等各种原因，使得每轮的定点样本在前一轮调查的基础上有了少量的新增或减少样本，因此，本研究首先对调查户进行筛选，删除一些关键变量缺失的样本，同时，对一些关键变量缺失的数据进行了剔除，最终获得1524个有效样本[21]。
6.3.2 新型农村合作医疗对农民医疗服务利用影响的模型
1.零医疗支出的处理
本节考察新型农村合作医疗对农村居民医疗服务利用的影响，包括是否就诊和就诊医疗支出两部分。考察居民就诊行为常用的指标有两周就诊率、四周就诊率等，本研究根据CHNS的调查用“调查前四周内是否到医院看过门诊或住院”来表示，在调查前四周内去诊所或医院看过病记为1，没去过记为0，这是一个二元选择变量，适宜采用Probit模型进行回归分析。
就诊医疗支出是指患者进入医疗市场就诊所支付的费用（包括门诊和住院）。这里的费用是指总费用中扣除新型农村合作医疗报销后患者的自付费用，农民医疗支出自付额也可以看成是反映患者疾病经济负担的指标。由于本研究是在农民的立场上考察新型农村合作医疗制度对参合者的影响，因此，在新型农村合作医疗实行一定比例的报销制度下，考察农民就诊自付费用的变化比考察农民就诊总费用的变化更有意义。
在构建医疗支出模型时会面临一个问题：在观察期内，大部分个体未生病或生病未就诊，因而医疗支出为零，对于这些零医疗支出，我们应该如何处理？早在20世纪80年代初，卫生经济学家对这一问题进行了激烈的争论，代表人物包括Dual et al（1982，1984，1985），Hay和Olsen（1984），Maddala（1985）和Leung和Yu（1996）等，Jone（2000）提供了这些争论的摘要和回顾（Madden，2006）。
一种观点认为，我们能观察到个体就诊时医疗支出的信息，但无法观察到未就诊个体如果就诊时医疗支出的信息，这类似于工资方程中零工资的例子，会带来样本选择问题。样本选择问题会使模型估计结果有偏且不一致，为此，首先需要进行Heckman两阶段估计，考察是否存在样本选择问题。Heckman两阶段估计法认为在OLS估计中如果存在类似的样本选择问题可能导致系数估计值存在偏差，从而提出新的模型估计，被称为Heckman备择模型（Heckman Selection Model）。这个模型的估计过程分为两个阶段进行。
首先，以“是否就诊”作为第一阶段估计的被解释变量，使用Probit模型对全部样本进行估计。
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其中，Pi为第i个个体就诊的概率，它可以由一系列因素解释，Zi为解释变量，γ为待估参数，ui为随机扰动项。
其次，考虑到在OLS估计中可能存在选择性偏误，所以需要从Probit估计式中得到转换比率λ（Inverse Mills Ratio），作为第二阶段的修正参数。λ由以下公式获得：
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其中φ（·）为标准正态分布的密度函数，φ（·）为相应的累积分布函数。
最后，利用OLS方法对方程进行估计，使用λ作为方程估计的一个额外的变量以纠正选择性偏误，即：
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另一种观点认为，医疗支出的零值问题不同于工资方差中的零值问题，关键是要区分它们究竟是潜在结果（Potential Outcomes）还是实际结果（Actual Outcomes），零医疗支出可以看作是已观察到的无医疗支出的实际变量，因此不存在样本选择问题。Dow和Norton（2003）阐述了将医疗支出看成实际结果的两个理由：第一，研究者感兴趣的一般是实际医疗支出，潜在医疗支出不能影响预算；第二，医疗支出为零不同于工资方程中工资为零的情况，在计算劳动力的市场表现时需要包含那些潜在工资为零但如果他进入劳动力市场后的工资信息，工资为零并不是实际结果。但是医疗市场不同，如果某个体的医疗支出为零，那么可以看成是实际支出为零的期望值，这就是一个实际结果。他们指出，一些研究者在处理具有大量零值的连续结果变量时，正是混淆了实际结果和潜在结果，导致误用了Heckman选择模型，而得出错误的估计值。本研究更倾向于这一观点，认为零医疗支出并不存在自选择问题。
本部分的实证模型首先分析新农合对农村居民“是否就诊”的影响，对应的就诊概率（包括门诊和住院）模型如下：
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然后分析新农合对农村居民医疗费用的影响，对应的在具有非零医疗支出条件下的医疗支出水平模型如下：
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以DID模型为例，计量模型设定为：
就诊概率模型：
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医疗支出模型：
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Clinicit定义为在过去四周农民是否前往医院就诊，赋值为1表示调查前四周去过诊所或医院；为0，则相反。Feeit表示患者就诊自付费用。T是时期虚拟变量，赋值为1表示新型合作医疗实施后，为0表示新型合作医疗实施前。D为是否参加新农合虚拟变量，参加新型合作医疗农民D=1，否为0。T×D表示参合农民在新型合作医疗实施后的变化量。Xit是一组控制变量。vit是误差项。α、β1、β2和β3是待估参数，β3表示新型合作医疗对农村居民医疗服务利用的净影响，是我们关注的系数；β4是待估计参数矩阵。
2.变量选择
模型的其他控制变量包括以下几类：个人特征、家庭特征、疾病特征、医疗服务的可及性、地区和时间虚拟变量。
（1）个人特征。包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况4个变量。性别和婚姻状况为虚拟变量，性别=1代表男性，婚姻状况分为单身和在婚，婚姻状况=1表示单身，单身包括未婚、离婚、丧偶和分居。年龄为连续变量，单位为周岁。受教育程度定义为“最高受教育程度”，是一组分类变量，包括小学毕业、初中毕业、高中毕业、中等技术学校和职业技术学校、大专以上。
（2）家庭特征。包括家庭规模和家庭人均纯收入2个变量。这两个变量均为连续变量，家庭规模是指家庭成员的人数，家庭人均纯收入是来源于住户调查表中家庭果菜园纯收入、种植业纯收入、养殖业纯收入、渔业纯收入、小手工业、小商业纯收入和其他收入加总计算得到的纯收入，再按消费价格指数平减后的人均纯收入。
（3）疾病特征。疾病特征包括疾病的种类和疾病严重程度两组分类变量。疾病种类包括九类：发烧、咽喉痛、咳嗽；腹泻、胃痛；头痛、眩晕；关节、肌肉酸痛；皮疹、皮炎；眼、耳疾病；心脏病、心口痛；其他感染或疾病；其他慢性病。疾病的严重程度分为未生病、疾病程度轻微、一般和严重四级，在就诊概率模型中，对照组是未生病，在就诊费用模型中，对照组是疾病程度轻微。
（4）医疗服务的可及性。医疗服务的可及性是指农村居民就诊的方便程度和经济上的可负担性，用家庭住址离最近医疗点的距离和医疗服务价格表示。这两个变量也是连续变量。由于本研究使用的CHNS调查样本均居住在村，一般来说家庭离最近医疗点的距离是村诊所，通过住户调查表中筛选出去村诊所看病的数据记录，将其定义为“去村诊所看病单程需要多少分钟”，并匹配在成人调查表的样本中，从而反映农村居民对医疗服务地理位置上的可及性和方便程度。医疗服务价格表示经济上的可获得性，以农村居民在村诊所治疗一次感冒所需的费用表示。
（5）地区和时间虚拟变量。本章使用了CHNS2000年、2004年和2006年在江苏省的调查样本，在使用混合横截面数据回归时，模型中需要控制住调查年份虚拟变量和地区虚拟变量；在使用综列数据（panel data）进行回归时，模型中需要控制地区虚拟变量。时间虚拟变量以2000年为参照组，地区虚拟变量以第一个县为参照组。
变量的定义和描述性统计详见表6-2。
6.3.3 新型农村合作医疗对农民健康状况和健康相关行为影响的模型
如第4章所述，自评健康状况更能反映农民的真实感受，而且操作简单，因此，本章选择自评健康状况来反映农民的健康状况。为了简化分析，采取和封进、余央央（2007）相似的做法，将自评健康分为好和差两种，对CHNS数据中自评健康的四个等级“非常好、好、一般、差”，将选择一般和差记为0，而选择非常好和好记为1，这样可以更好地和其他文献进行比较。选择抽烟、喝酒这两个逆向健康行为指标考察农民参合后是否加大了对成瘾商品的消费而产生道德风险问题。
在控制了相关变量的基础上，以DID模型为例，我们可以设定计量模型如下：
健康状况模型：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
抽烟概率模型：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
过度饮酒概率模型：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
以上三个模型中，Healthit为自评健康状况变量，取值1和0分别表示健康状况好和差。Smokeit表示“现在是否吸烟”变量，取值1为吸烟，0为不吸烟。Drinkit表示是否过度饮酒的变量，定义每月喝酒1～2次以上为1，每月喝酒1～2次以下为0。β3为新型合作医疗对农村居民健康状况及健康相关行为的净影响。其他符号的解释同式（6.20）和式（6.21）。
健康状况模型和健康相关行为模型的自变量去除疾病的种类、疾病严重程度和医疗服务可及性一组变量外，其他控制变量与医疗服务利用模型的控制变量相同。
变量定义和描述性统计见表6-2。
表6-2 变量的定义和描述统计
（续）
（续） （续）-1
6.4 数据的描述性统计分析
6.4.1 调查样本基本特征
1.调查样本未参合农民和参合农民的基本特征
在1524个调查样本中，参加新型农村合作医疗的样本为431，占总样本的28.28%。表6-3统计了调查样本未参合农民和参合农民的基本特征。
表6-3 调查样本未参合农民和参合农民的基本特征
总的来说，调查样本未参合农民和参合农民的性别、受教育年限、家庭人数、家庭离最近医疗机构的距离差异很小，统计检验也不显著，也就是说，未参合农民和参合农民在性别、文化程度、家庭大小、看病方便程度上均无显著差异。年龄、婚姻状况、家庭收入状况、疾病的严重程度、医疗服务价格变量在未参合农民和参合农民中具有显著差异。
参合农民比未参合农民平均高出3.81岁，这说明年龄大的农村居民更倾向于参加新农合；未参合农民单身的比例在5%的水平上显著高于参合农民；从家庭经济状况与参加新农合的关系来看，参合家庭比未参合家庭的家庭人均纯收入平均高1083.34元，并且这种差异非常显著，这说明参加新农合的家庭经济状况更好。另外，是否参加新农合也与居民是否生病和疾病的严重程度有关，患病情况可以反映一个人的身体健康状况，农民对自己疾病的预期将决定他们是否参加新农合。参合居民面临的医疗服务价格比未参合居民高9元，这里可能有两个原因：一是我们的调查样本是三年的数据，这里将参加新农合和未参加新农合分成两组来比较，没有考虑随时间变化而变化的因素，医疗服务价格近年来上涨得比较快，并且参加新农合的人分布在2004年和2006年，其中2006年的覆盖率又比2004年高，因此描述性统计呈现出的结果就是参加新农合的居民面临的医疗服务价格显著地高于未参加新农合的居民；第二个可能的解释是，新农合制度本身的目的是通过报销居民的医疗费用来降低农民医疗支出的自付额，然而在实际操作中，由于这种第三方支付的特征导致了医生和患者都倾向于小病大治、多开药、开好药，变相地抬高医疗服务的价格水平，在这个过程中，患者无法获知在同等疾患情况下如果没有参加新农合时医疗服务价格的情况，因而并不能感受到价格的上升。这里仅仅是对单因素分析结果的一个推测，本章还将采用计量回归的方法控制其他变量，并控制一些难以观测到的因素进一步进行分析。
2.调查样本患病和就诊情况
图6-2和图6-3描述了调查样本患病和就诊的情况。在总样本中，有18.11%的样本患病，在所患的疾病种类中，主要为一般的感冒，例如发烧、咽喉痛、咳嗽、腹泻、胃痛、头痛、关节痛和其他慢性疾病。值得注意的是，慢性病已成为农村居民最主要的死亡之一，进一步分析调查样本的慢性疾病史，可以看出，农村居民的慢性病主要以高血压和糖尿病为主，在总样本中，医生曾给7.33%的农村居民下过高血压的诊断，并且这些患者平均已患高血压7年，而其中有64.35%的人目前服用降压药。另外，在总样本中有4.89%的人曾经有过骨折，骨折对农村居民劳动力也有较大影响。
图6-2 调查样本患病情况
图6-3 调查样本就诊情况
在调查前四周，在总样本中有18.11%的农村居民患病，但是总样本中只有12.2%的患者前去医疗点就诊。也就是说，有32.6%的农村患病居民由于各种原因未去就诊。患病后是否前往医疗机构就诊是居民的理性选择，患病不就诊可能是因为家庭经济困难，也有可能是农民自感病轻不采取任何治疗措施，或者他们为节省时间到药店买药实行自我医疗。在就诊的患病居民中，看门诊的样本占95.16%，住院的样本占4.84%。
从图6-4中可以看出，参加新农合的农村居民四周就诊率为14.85%，比未参加新农合居民的四周就诊率高2.69%，其差异在统计上具有显著性[22]。因而从单因素分析来看，参加新农合的农村居民就诊的概率更高。这可能是新农合促进了人们就诊的概率，也有可能是由于参加新农合的居民本身患病概率更高导致了他们就诊的概率也更高。
图6-4 调查样本是否参加新农合与就诊情况
6.4.2 调查样本的健康状况
1.自评健康状况与参加新农合的关系
图6-5描述了参加新农合和未参加新农合样本农村居民的自评健康状况。总体上看，调查地区参加新农合的农村居民自评健康状况为“非常好”和“好”的比例高于未参加新农合居民的比例，自评健康状况为“一般”和“差”的比例低于未参加新农合居民，并且两组居民自评健康状况的差异具有统计上的显著性[23]。
图6-5 是否参加新农合与自评健康状况的关系的统计描述
2.患病情况与参加新农合的关系
在1524个调查样本中，调查前四周患病的样本共有276个，占总样本的18.11%。如图6-6，在未参加新农合的样本中，有15.28%的农村居民报告在调查前四周内患病，在参加新农合的样本中，有25.29%的农村居民报告在调查前四周内患病，并且这种差异具有统计上的显著性[24]，这说明参加新农合的农村居民患病的比例显著高于未参加新农合居民的患病比例，但也有可能是因为新农合带来的道德风险使得参加新农合的居民更倾向于报告自己患病。
图6-6 是否参加新农合与是否患病的关系的统计描述
6.4.3 患病样本医疗服务利用情况
在患病样本中，四周就诊率[25]为67.4%，四周未就诊率为32.6%。当我们考虑了样本患病的因素后，参加新农合的农村居民就诊的概率小于未参加新农合的样本。如图6-7，以患病样本为分析对象，未参加新农合和参加新农合的患病农村居民就诊的比例分别为72.46%和57.8%。
图6-7 患病样本是否参加新农合与就诊概率的关系的统计描述
从就诊费用来看（如表6-4），剔除零医疗支出的样本后，未参加新农合的患者平均医疗支出为492.90元，参加新农合的患者平均医疗支出为473.33元，即，未参加新农合的患者平均医疗支出比参加新农合的患者平均医疗支出高19.57元，但二者的差异不具有统计上的显著性。但未参加新农合的患者医疗支出的标准差和最大值均远远高于参加新农合患者，这说明了新农合可能对患者的大额医疗支出有很好的经济风险规避作用，也可以极大地减少患者间医疗支出的差距。
表6-4 调查样本自付医疗支出统计描述
6.4.4 调查样本健康相关行为状况
从抽烟、喝酒反映的逆向健康行为指标来看，在调查总样本中，有25%的农村居民吸烟，其中，未参加新农合的居民吸烟的比例略高于参加新农合的居民吸烟的比例，但差异非常小；调查样本中有32.87%的农村居民喝酒，未参加新农合居民喝酒的比例显著高于参加新农合居民喝酒的比例。从喝酒的频率来看，在喝酒的样本中，每月喝酒不多于1次的仅占1.77%，绝大多数的农村居民每月喝酒1～2次以上，其中有12.14%的居民几乎每天都喝酒，每周喝酒3～4次的占调查总样本的4.2%。
表6-5 12岁以上样本吸烟和喝酒情况描述统计
6.5 实证结果分析
6.5.1 新型农村合作医疗对农村居民医疗服务利用的政策影响
1.DID 2×2方格分析结果
首先用倍差法2×2方格简单描述新型农村合作医疗制度对农村居民就诊的影响（包括门诊和住院），结果见表6-6、表6-7。可以看出，新型农村合作医疗对农村居民是否就诊的净影响为-0.003，这表明，如果忽略居民是否患病等因素，实施新型合作医疗减少了农民的就诊概率；以调查前四周患病居民样本为分析对象，新农合对患者是否就诊的净影响为-0.159，同样说明了新型农村合作医疗并未增加患者就诊的概率。这可能人们考虑到看病等候时间长、看病贵等其他原因，前往就诊的机会成本较高而放弃就诊。这也有可能与疾病的严重程度有关，一般来说，患者会认为自感病轻不愿意就诊。
表6-6 调查样本农村居民是否就诊的2×2方格分析结果（全部样本）
表6-7 调查样本农村居民是否就诊的2×2方格分析结果（患病样本）
由于各地新型农村合作医疗实行不同的补偿模式，门诊和住院医疗服务利用具有不同的报销规定，有的地区门诊治疗实行家庭账户，基本上免费，因而参加新型农村合作医疗的人一旦生病会更有动力前往门诊治疗，另一方面，较高的住院费用也会导致部分低收入的患者因支付不起自付额部分而放弃住院，考虑到门诊和住院医疗服务利用的差异，我们的样本中报告调查前四周住院的样本也很少，所以我们单独列出门诊样本，考察新农合对居民门诊就诊的影响。表6-8和表6-9的2×2方格分析结果表明，在调查样本中，新型农村合作医疗对居民前往门诊治疗的净影响为0.618，对患病农村居民前往就诊的影响为0.117。这说明新型农村合作医疗能促进居民门诊医疗服务利用的概率。
表6-8 调查样本农村居民门诊就诊的2×2方格分析结果（全部样本）
表6-9 调查样本农村居民门诊就诊治疗的2×2方格分析结果（患病样本）
表6-10和表6-11是以患病样本为研究对象分析新型农村合作医疗对患者医疗支出和门诊医疗支出的影响。结果显示，新型农村合作医疗使患者医疗支出减少781.60元，使患者门诊支出减少362.45元。这说明新型农村合作医疗制度减轻了农民就诊费用的负担。
表6-10 调查样本农村居民医疗支出2×2方格分析结果
表6-11 调查样本农村居民门诊支出2×2方格分析结果
以上结果只是初步的描述统计分析，也未进行统计检验，接下来还需要使用计量模型控制其他影响结果变量的因素，并考虑内生性问题做进一步的分析。
2.计量估计结果
表6-12汇报了新型农村合作医疗对农村居民医疗服务利用影响的计量分析结果。表格的第二列汇报的是不考虑内生性问题时的回归结果，其中，四个概率模型采用Probit模型，报告的标准误是稳健（Robust）的标准误，就诊医疗支出和门诊医疗支出模型采用最小二乘法（OLS）估计；第三列和第四列是考虑到时变差异和内生性问题时对综列数据（Panel Data）所采用倍差法和DDPSM后的回归结果，其中，第三列的四个概率模型采用随机效应Probit模型估计，就诊医疗支出和门诊医疗支出模型采用随机效应GLS估计，第四列的倾向评分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）使用了Nearnst-4-Neighbor估计方法，估计结果汇报的是参加新农合的净影响（Average Treatment Effect，ATE）。为了节省篇幅，正文中只汇报我们感兴趣的变量估计结果，完整的估计结果可以参见附表3至附表11。
从模型的联合检验[26]来看，F统计量和卡方统计量表明模型均是联合显著的，模型整体效果良好。对于就诊概率模型和门诊概率模型来说，Probit模型的结果表明新型农村合作医疗对农村居民就诊概率和门诊概率的影响为负，对患者就诊概率和门诊概率的影响也为负，这说明新型合作医疗在一定程度上减少了农民的就诊行为。然而，采用倍差法的随机效应Probit模型和倾向评分匹配估计的结果显示系数并未通过显著性检验，这表明新农合对全体居民和患者是否就诊无显著影响。这可能和新型合作医疗重视“保大病”有关，用农民的话来说，“为了这么点儿小钱跑来跑去办报销手续不值得”（朱玲，2000）。
表6-12 新农合对农村居民医疗服务利用影响的计量分析结果
表6-12 新农合对农村居民医疗服务利用影响的计量分析结果（续）-1
由于倍差法既考虑了作用组和控制组之间的差异，又考虑了随时间变化而变化的因素，本研究通过随机效应模型考虑到了难以观测到的因素，也通过在倍差法中加入PSM方法解决了农村居民参加新农合带来的模型内生性问题，因而结果更为可靠。在疾患不严重时，新农合并不能改变农民的就诊行为。那么，究竟是哪些因素决定了农民的就诊行为？从附表汇报的完整结果可以看出，各种计量方法的回归结果呈现出一致性：决定农村居民和患者是否就诊的主要因素是家庭经济状况、疾病种类及其严重程度，家庭人均纯收入高的居民或患者更倾向于去医疗机构就诊，人们在所患疾病严重时比所患疾病轻微时更倾向于前往医疗机构就诊。另外，农村居民在腹泻、胃痛时更倾向于就诊，而所知自己患慢性病时前往医疗机构就诊的概率更低，这是因为患有慢性病的人久病成医，对自己的病情和相关医学知识更加了解，更倾向于自我医疗或自己到药店买药。
从两个医疗支出模型的回归结果来看，新农合对就诊医疗支出和门诊医疗支出的影响均为负，这表明参加新农合减少了患者的自付医疗支出，减轻了他们的负担，但就诊医疗支出的系数未通过显著性检验，而新农合对门诊医疗支出的DDPSM估计结果在5%的水平上显著，ATE值为-60.83。这说明，在我们的样本中，参加新农合的患者医疗支出比未参加新农合的患者门诊医疗支出低60.83元。另外，从附表的完整结果可以看出，除了新农合对门诊医疗支出有显著影响外，疾病的种类及严重程度也是决定医疗支出大小的重要因素。
6.5.2 新型农村合作医疗对农村居民健康及健康相关行为的政策影响
1.DID 2×2方格分析结果
新型农村合作医疗对农民健康和健康相关行为影响的2×2方格分析结果见表6-13、表6-14和表6-15。可以看出，新型农村合作医疗对农民健康水平的净影响为0.057，说明实施新型合作医疗使农村居民健康状况得到改善，但这种改善作用是否显著还需要通过计量分析进行检验。从抽烟和喝酒逆向健康行为指标来看，新农合对农村居民吸烟和过度饮酒行为的影响均为正，这说明参加新农合的居民可能会更多地消费这类成瘾商品而忽视自己的身体健康，但这同样还需要控制其他一些因素进行计量分析。
表6-13 调查样本农村居民自评健康状况2×2方格分析结果
表6-14 调查样本农村居民吸烟2×2方格分析结果
表6-15 调查样本农村居民过度饮酒2×2方格分析结果
2.计量估计结果
计量分析的结果（见表6-16）表明，新农合对农村居民自评健康状况的影响均为正，但这种影响只在Probit模型中显著，在其他考虑了内生性问题的模型中并未通过显著性检验；新农合对农村居民吸烟行为无影响，而对过度饮酒行为有显著影响，这说明在我们的样本中，参加新农合不会改变农民吸烟的逆向健康行为，但参加新农合会促进农民对酒的消费。
表6-16 新农合对农村居民健康状况和健康相关行为影响的计量分析结果
表6-16 新农合对农村居民健康状况和健康相关行为影响的计量分析结果（续）-1
从以上分析可以看出，新农合有促进农村居民健康状况的趋势，但并无明显作用。可能的解释是，居民健康状况的改善需要一个长期的过程，新型农村合作医疗在实施的短短几年里，对农民健康状尚无明显影响；同时，农村居民健康水平的提高也是一个系统的工程，不仅仅需要医疗保障的覆盖，还需要公共卫生部门、医疗机构等各个部门的协同作用，也需要居民自身具有健康的生活方式。另外，新农合会促进农村居民对酒的消费，这一结论也不难理解，成瘾商品本身能为人们带来效用，当喝酒对一个人的效用很大，更确切地讲，当喝酒对一个人的效用大于酒精可能给他带来的健康风险的负效用时，他仍可能会增加对酒的消费。
6.6 小结与启示
本章采用2000年、2004年和2006年中国健康与营养调查中江苏省农村调查的数据，通过实证分析新型农村合作医疗对农民医疗服务利用、健康状况和健康相关行为的政策影响来反映新农合制度的可持续性。研究结果主要表现为以下几个方面：
第一，新农合对农村居民就诊概率的影响。从描述性统计的结果来看，在全体样本中，参加新农合的农民就诊的概率比未参加新农合的农民更高，当在计量模型中控制了是否患病、疾病的种类和疾病严重程度等其他因素后，新农合对农村居民和患者就诊概率的影响却为负，因此，我们在日常生活中观察到的农村居民参加新农合后就诊的频率增加这一表面现象实际上只能归因于参加新农合的农民患病的概率更高，或者人们对健康更为重视等其他因素。当我们进一步地控制了个体间的异质性因素和随时间变化而变化的因素，并解决了农民参加新农合的自选择问题带来的模型内生性问题后，这些差异都变得不显著，也就是说，在其他因素不变的情况下，参加新农合并不能显著地促进居民就诊的概率。
第二，新农合对农村居民医疗支出的影响。计量分析结果表明，是否参加新农合对患者就诊医疗支出无明显影响，但新农合对门诊医疗支出有显著的负的影响，参加新农合的患者门诊医疗支出比未参加新农合的患者门诊医疗支出低60.83元，即参加新农合能显著地降低居民门诊医疗支出的经济负担。
第三，新农合对农村居民自评健康状况的影响。总的来说，参加新农合的农村居民自评健康状况优于未参加新农合的农村居民，但是，计量分析结果表明二者并不存在因果关系，目前实施新型合作医疗有促进农村居民健康状况的趋势，但这种改善作用不明显。
第四，新农合对农村居民健康相关行为的影响。总的来看，12岁以上的调查样本中目前有1/4的人吸烟，其中以已婚男性、年龄较大者、受教育程度较低的居民为主，参加新农合并未改变人们的吸烟行为。但值得注意的是，在12岁以上的农村居民中有接近1/3的人经常喝酒，且喝酒的频率普遍较高，每月喝酒1～2次以上居民的比例占绝大多数，并且，调查样本中12.14%的农村居民几乎每天都喝酒。计量分析结果表明新农合促进了人们对酒精的消费，因而存在一定程度的道德风险问题。
第7章 农户参加新型农村合作医疗制度的影响因素分析
7.1 农户参加新型农村合作医疗的影响因素分析
7.1.1 数据来源
在国家推出新农合试点工作以来，江苏省新型农村合作医疗的覆盖率一直名列全国各省的前列，2006年底，江苏省新农合人口覆盖率已达到90.5%，提前实现了新农合制度基本覆盖全省农村居民的目标，到2008年底，参合率已达到在95%以上。根据本研究2007年的调查数据，江苏省农村居民参合率也达到了95%，如果采用2007年的数据来进行实证分析，结果可能会存在偏差，因此，本章选用在新农合试点初期的2004年的调查数据来探讨居民持续参加新农合的影响因素显得更有意义。本研究曾于2004年10—11月对江苏省A市（县级市）和B县共8个村的农户参加新型农村合作医疗制度的情况进行了调查，调查共涉及280户农户，最终获得有效样本168个。选择这两个县作为调查地点的原因在于两地分别地处苏南和苏北，经济发展水平差距较大，并且两地实行了不同的新型农村合作医疗模式。
7.1.2 模型和变量选择
农民作为经济人，他们会从自己的收益与成本的角度来决定是否参加新型合作医疗，根据Carrin等学者对1994年中国农村合作医疗14个试点县的研究结果，医疗卫生支出与收入的相关系数为0.78，医疗卫生支出的收入弹性为0.46（Carrin et al，1999）。由此可以看出，支付能力可能会影响农民的参合行为。将医疗卫生服务看作是一种投资品，从要素投入和产出的关系看，年龄的增加会导致对医疗卫生服务的投资报酬率降低。但是，经验表明事实并非如此，老人比年轻人消费了更多的医疗卫生服务。文化程度高的人比文化程度低的人更倾向于对健康风险的规避。家庭成员健康状况良好可能会导致农户不参加合作医疗，即产生逆向选择现象；如果农户已经参加其他类型的医疗保险，则他们可能会放弃参加合作医疗。另外，村干部对政策的重视也可能会对农民的参合行为产生影响。
是否参加新型农村合作医疗是一个二元选择的问题，因此本章选用二元Logit模型分析影响农民参与新型合作医疗的因素。该模型的一般形式为：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
在（7.1）式中，i表示第i个农户，j表示第j个影响因素。把以上考虑的因素和地区虚拟变量引入二元Logit模型，用以下函数形式表示：
新型农村合作医疗制度的可持续性研究
在（7.2）式中，Pi表示第i个农户目前是否参加合作医疗，参加了定义为1，未参加定义为0；AGEi表示户主的年龄；EDUi表示户主的受教育年限；INCi表示调查前一年的家庭人均纯收入；HELi表示被调查户家庭成员的健康状况，由于该调查中未设置自评健康状况的问题，我们用2003年农户家庭的医疗支出来衡量其健康水平，低于500元为健康，定义为1，高于500元为不健康，取值为0；INSi表示被调查者是否参加了其他医疗保险，定义参加了为1，未参加为0；ATTi表示村干部对政策的重视程度，热心为1，不热心为0；AREi表示地区虚拟变量，以B县为参照组，调查户所属A县赋值为1，所属B县赋值为0。
7.2 回归结果分析
农户参加新型农村合作医疗影响因素的回归结果如表7-1所示。结果表明，村干部对政策的重视程度、地区虚拟变量、家庭人均纯收入和受教育年限在统计上显著，是影响农民参加新型农村合作医疗的重要因素。具体来看，农民的受教育程度是影响因素之一，且系数为正，说明受教育程度高的农民更有风险的防范意识，并且比教育程度低的人更倾向于对良好健康状态的偏好，他们可以以更低的成本进行生产，在给定的健康存量下可以得到更高的回报率。其他反映个人特征的变量均未通过显著性检验，这是由于新型农村合作医疗制度是实行以户为单位参加，因此，家庭成员的年龄结构和健康状况对以家庭为单位参加新农合的制度设计不起作用，一定程度上有效地防止了逆向选择行为的发生。
表7-1 农户参加新型农村合作医疗影响因素的回归结果
收入也是影响农户是否参加新农合的重要因素之一。可能的解释一是低收入农户客观上交不起参加新农合所需要缴纳的费用，二是低收入农户主观上不愿意参加新农合。在2004年，调查地区单个农民新农合个人筹资10元（B县）或20元（A县），因而不可能是支付能力的问题，最有可能是农户出于对新农合制度不了解或不信任而不愿意参保，但这还只是一个推论，在下一节我们还将做详细的讨论。村干部的重视程度对农户参合选择行为影响最大，可以解释为，农民起初对该项政策并不是很了解，如果他们认为村干部对这项政策积极地宣传和动员，热心地为这项工作服务，出于对干部工作的支持他们就会选择参加。地区虚拟变量也通过了显著性统计检验，说明在其他变量被控制的情况下，A县农民参与农村合作医疗的概率低于B县的农民。由于A县和B县经济水平差距较大，两地新型农村合作医疗的制度设计存在差异，而这种政策设计的差异影响了农民是否参加新农合的行为，因此，以下进一步分析这种制度设计的差异对农户是否选择参加新农合的影响。
7.3 两种模式下农户参加新型农村合作医疗的原因分析
7.3.1 调查地区新型农村合作医疗的实施模式
A县新型农村合作医疗的特点是建立了“征、管、监”相分离的运作机制，由保险公司承担日常的业务运作，由卫生局对其进行指导和监督，实行大病住院医疗保险模式。参保对象为除已参加城镇职工医疗保险者外户口在本市的所有农业人口和非农业人口，市农保领导小组委托中国太平洋人寿保险股份有限公司A县支公司行使业务和基金管理职能。资金来源主要为农民个人缴纳和财政资助，根据参保对象主要从事行业的不同缴纳标准分成每人每年20元、30元、50元三个档次，2004年市、镇两级财政对参保人员每人各补贴10元。对参保农民生病住院医疗费用超过300元以上进行分级计算、累进补偿，全年累计补偿额为6万元。
B县新型农村合作医疗的参保对象是本县的农村常住人口和外来人口在本地居住1年以上者。筹资标准为省、市、县、乡（镇）政府通过财政专项转移支付，按10∶2∶6∶2的比例对参保农民每年20元的标准予以补助，参保人员每年缴费10元。凡参保人员在村卫生室就诊时补偿医药费总额的20%，在乡（镇）卫生院门诊就诊按医药费总额的25%给予补偿。住院费用同样采取分级计算超额补偿，限额每人每年累计补偿最高额2万元。
7.3.2 调查地区农村居民参加新型农村合作医疗的原因
在调查的几个村中，A县农户的参保率为76.9%，B县农户的参保率为89.3%。表7-2统计了调查地区农户参加新型合作医疗的原因。A县农户参保的原因主要是希望“万一有大病时能够报销”，参加后“看病也会方便些”，也不排除部分农民参保的盲目性，他们认为“大家都参加，自己不参加不好”，如果是因为这个原因参加，到第二年很可能会出现退出不参加的情况。B县农户参加合作医疗的主要原因是希望“万一有大病时能报销”，他们也希望“有小病也能报销”，还有小部分人参加的原因是看到“大家都参加了，觉得不参加不好”。
A县农民没有参加新型农村合作医疗的原因主要是“报销额太少”，其次是“家人身体好，不必参加”，该比例（19%）高于B县（7.7%），这说明，A县与B县相比，逆向选择的现象更容易发生。即使参加交纳的费用不高，但仍有46.2%的B县农户认为家庭经济困难无法支付这笔开支，不愿拿任何钱出来参加。在B县，还有30.8%的农户不参加的原因是他们感觉参加了新农合“药价不降反升”，看病反而变得更贵了。由此可以看出，家庭收入影响了低收入农户参加合作医疗。这也说明，收入越低的人对风险的偏好越趋于中性。
从对调查地区这两种模式的比较可以看出，B县新型农村合作医疗属于“既保大病又保小病”的风险福利型模式，“保大病”既在农民患大病时给予帮助，防止农民因看不起病而陷入贫困，同时，“保小病”又可以刺激农民参加合作医疗的积极性。A县合作医疗属于“保大病不保小病”的风险型模式，其优点是可以很好地防止因病致贫现象的发生，其缺点是合作医疗覆盖率可能会降低，在农民自我防范意识不强的情况下会影响农民参加合作医疗的积极性。事实上，按户为单位参保的政策规定已很大限度地缓解了逆向选择行为的发生。由于A县合作医疗只保大病，有的农民认为家庭成员总体身体状况良好而不必参加，因此，低风险的人将宁愿选择不参加合作医疗，而高危人群会倾向于拥护建立合作医疗基金分摊家庭疾病经济风险，这说明逆向选择仍然存在。但是，调查发现，A县未参加新农合的那部分对象并不完全是低收入者，他们认为在遇到疾病风险时家庭完全有能力解决，他们有的也通过参加其他报销比例更大的保险类型来应对风险。实际上，在农村经济十分发达的A县，农民拥有更多的应对健康风险的选择，“保大病不保小病”的模式较好地实现了医疗卫生资源在不同收入水平农户之间的合理分配。
表7-2 两种模式下农户参加新型合作医疗的原因统计
另外，被调查者年龄、自身的健康状况和是否参加其他的医疗保险都不是影响农户是否参加新型农村合作医疗的重要因素。新农合的政策设计按照以农户为单位参加合作医疗的规定平滑了农民个体特征对是否参合的影响。变量“是否参加其他的医疗保险”虽然在统计上不显著，但是，其系数为负，说明参加合作医疗和参加其他形式的医疗保险二者之间存在一定的替代性。
7.4 不同地区实行新型农村合作医疗的政策选择
从国际经验来看，合作医疗的覆盖范围在不断增长，它被认为是提供低成本、整合和全面的医疗服务。但是，很多国家的合作医疗都是以合作社为载体进行的，如日本的合作医疗是农协网络的一个分支。我国合作医疗制度是农村医疗保障的重要形式，而我国农业协会、合作社并不发达，实行合作医疗更需要政府的支持，依靠政府制订有效运行的规则。据国家统计局社会经济调查总队统计，2003年我国参加新型农村合作医疗的农户所占比重中，低收入组户为9.3%，中低收入组户为9.6%，中等收入组户为11.6%，中高收入组户15.4%，高收入户组为27.6%，可以看出，参保的低收入组户仅约为高收入组户的1/3。政府需要做的事就是将所有的低收入户纳入合作医疗体系，对贫困地区提供更多的优惠政策，对贫困户提供补贴，实行合作医疗与医疗救助的结合，同时加强教育与宣传。
第一，继续对经济欠发达地区实行财政倾斜。2004年，江苏省新型合作医疗实行省、市两级财政对经济较不发达地区实行财政倾斜，例如B县新农合的筹资实行省、市、县、乡（镇）政府通过财政专项转移支付，按10∶2∶6∶2的比例对参保对象每人每年20元的标准予以补助。而对于经济较为发达的A县，地方财政的能力足以实行新农合资金的筹集，县财政按照全市应参保人员总数每人每年30元的标准补贴，镇（开发区）财政按各镇（开发区）应参保人数每人每年20元的标准补贴，省市两级不再补贴。将财政补贴用于最需要的欠发达地区，减轻了欠发达地区县级财政和农户的负担，也实现了社会资源的公平分配。
第二，对低收入农户实行补贴，实行不同档次的合作医疗资金筹集标准。一般说来，在不考虑遗传基因、外界环境影响等因素时，个体生病的概率是相同的，而同一货币对每一个参保者的边际效用是有差异的，穷人可能会因为治疗疾病而减少自己对诸如食品、基础教育等必需品的支出，或者是减少他们对下一年农业生产经营性物品诸如化肥、种子的投入，对富人来说，他用于治疗疾病的支出在同等情况下只能使他减少对超过必需品的其他额外需求的支出，或者仅仅是减少了他们的储蓄。表7-3是A县2003年11月1日起参保农民的基金筹集标准，其资金筹资方式为我们提供了一个对不同参保对象采取不同筹资标准的例子。A县按照参保对象从事的产业不同，把参保对象分为不同类型，将基金征缴分为三类标准：对民政局核定的最低生活保障以下的对象及五保户、纯农户和大中小学生实行每人每年20元的筹资标准，并对贫困户实行补贴；对各类企业中的应参保对象、个体工商户和幼儿园学生实行每人每年30元的筹资标准；对外来务工人员实行每人每年50元的筹资标准。
表7-3 2004年A县住院医疗保险的筹资标准
表7-3 2004年A县住院医疗保险的筹资标准（续）-1
第三，实行新型农村合作医疗与医疗救助相结合。由于目前我国农村还存在着极其贫困的人，即使政府为他们提供补贴，新农合筹资的个人支付部分对他们来说仍是一个负担。由于缺乏医疗保障，这一人群患病时获得医疗服务的代价也将更高。健康是公民的一项基本权利，因此，政府还担负着为这部分极其贫困的人群提供免费的社会保障的责任。例如，在我们调查的A县，针对生活在最低生活保障线以下的贫困户和五保户这部分对象，个人缴纳部分由市、镇财政各补贴50%（如表7-3）；B县县、乡（镇）两级民政部门设立医疗救助资金，对农村五保户和农村特困户给予医疗救助，救助形式主要是资助农村五保户、特困户参加新型农村合作医疗，其参加缴纳资金由县、乡（镇）民政从医疗救助资金中各负担一半。这种以合作医疗为依托，对贫困农民家庭和五保户实行救助，为弱势群体提供基本医疗卫生服务的救助制度，可以有效地减少因病致贫、因病返贫的发生率，满足每一个农村居民对初级医疗卫生服务的需求，提高农村基本医疗卫生服务的可得性。
第四，加强政府的工作能力，加强对农民的宣传教育和对合作医疗基金的监督。在2004年对A县农村的调查中，有40.2%的调查农户参加了其他的商业保险，尽管如此，当问及他们“您认为自己60岁以后生了病主要靠谁？”时，仍有71.2%的人回答主要靠子女，22.3%的人回答可以靠自己，只有很少一部分人认为可以依靠新农合或社会保险。B县农民对自己60岁后的医疗保障83.2%的人认为只能靠自己和子女或亲戚朋友，仅有11.3%的样本选择依靠合作医疗，其次才选择靠参加社会保险和商业保险。因此，政府要加强新型合作医疗的宣传和教育工作，逐步引导农民的社会化风险防范意识；其次，加强政府自身的建设，起到作为公共服务提供者和管理者的作用；另外，还需要加强对村干部的培训和对村医生业务素质的培训，改善乡镇和村级医疗机构的服务质量，增强基层卫生人员素质，引入农民对合作医疗资金的监督机制，使合作医疗基金真正用于对农民的补偿和农村医疗卫生服务事业，让农民放心。
第8章 案例分析
8.1 案例一：以个人为单位参保的新型农村合作医疗制度
1.“以个人为单位自愿参加”导致了新农合存在严重的逆选择
在访谈中我们发现，该地新型农村合作医疗以个人为单位自愿选择参加，存在严重的“逆选择”现象，违背“以家庭为单位参加”的原则。与传统的合作医疗相比，新型合作医疗制度的突出特点是政府提供财力支持，以“大病统筹”为主，旨在提高农民防范大病风险的能力。而大病统筹的基本原理，就是在一定时间内，多数人帮助少数人，多数人集少量款，集中给少部分人花，用以解决大病带给个人的经济灾难。就其本质讲，这符合同性相助的理论，就其数额讲，小钱集大钱用于解决重点问题，符合大数法则。新型合作医疗既然符合大数法则，那么为了保障该制度的发展就必须有较高的参合率。在所访谈的47户211人的样本中，参加新型合作医疗的人数为139人，参合率为65.9%。从该镇的参合率来看，符合大数法则，有利于合作医疗的可持续发展，但是，我们在调查中，却发现新型合作医疗存在着严重的“逆选择”现象。
有学者认为相对于正规的风险分担机制（例如商业保险等），家庭形态的风险分担机制存在着较低的“逆选择”和道德风险的比较优势（王凯，2004；蒋远胜，2003）。因此，新型农村合作医疗在制度设计时要求农户以家庭为单位自愿参加，兼顾家庭内部的风险分担和社会风险分担两方面，试图解决保险的“逆选择”问题。但是，在当地新农合的实际施行中，很多地方为完成上级规定的高参合率，放宽了参合的要求，允许农民以个体参加，再根据农户家庭成员参加情况制定不同的补偿标准。例如，在C镇，规定若农户家庭成员全部参加则门诊补偿30%，否则补偿率依次以5%递减。这种情况下，新型合作医疗则会存在严重的“逆选择”现象，年幼、年老和身体健康状况较差的人倾向于参加新型合作医疗。图8-1是访谈农户样本参加新型合作医疗农民的年龄分布情况，其中18岁以下参加人数占参加总人数的16%，51岁以上参加人数占参加总人数的37%。从图中可以清楚地看出，18岁以下和51岁以上人数占参加总人数的一半以上。由于18岁以下和51岁以上这两个群体遭受的健康风险的概率要远远高于其他年龄层次，这无疑会给本就杯水车薪的合作医疗保险基金带来很大压力，长期以往将会影响合作医疗的可持续发展。
图8-1 C镇各年龄段参加新型合作医疗人数占参加总人数的比重
2.城镇化与新农合的两难选择
在访谈的47户农户中，有20户农户全部成员都参加了新型农村合作医疗，有15户农户有一半以上的家庭成员参加，6户只有一半以下家庭成员参加，有6户没有成员参加。211个农民中有72人没有参加新型合作医疗，占所调查人口的34.12%。
具体分析C镇农民没有参加新型合作医疗的原因构成，如表8-1所示。3%的农民因为自身年龄太大而没有参加新型合作医疗；7%的农户放弃参加新型合作医疗是因为参加了城镇基本医疗保险或老党员住院医疗保险以及太平洋健康一生保险等；15%的农户认为合作医疗保险报销比例太小、合作医疗定点机构的价格不合理而没有参加合作医疗；29%的农户因为前几年在非定点医疗机构就医，所花费用没有得到报销，觉得定点医疗机构设置得不合理，因而调查当年放弃了参加新型合作医疗；值得注意的是，农民因为在外打工或就业的缘故没有参加新型合作医疗的比例则占了46%。绝大多数外出打工的农民没有参加新型合作医疗，这主要是因为新型合作医疗试点地区规定仅补偿农民在县内指定的县医院、乡镇医院和村诊所看病发生的医疗费用，而且从乡镇医院转到县指定医院还必须有相应的转诊手续，否则发生的费用也不在报销范围内，农民工在县外看病的医疗费用则不予报销。而调查样本中外出打工的人有95%的比例都是选择到市外或省外务工。对于外出务工的农民来说，生病回乡就医不仅可能会耽误病情，而且会带来一定的交通费用，这在时间上和经济上都不合算。
表8-1 C镇农民没有参加新型合作医疗的原因构成
另外，在46%的没有参加新型农村合作医疗的外出务工农民中，在打工地参加保险的务工人员也只有2人，只占了外出务工农民总人数的6%。从以上分析可以看出，一方面，随着农村剩余劳动力的增长，城镇化进程的推进，大量的农民选择了进城务工，新型合作医疗并不能保障大量进城务工人员，另一方面，大量务工人员在务工所在地也缺少必要的社会保障，这两个方面必然造成目前务工人员健康保障权益的缺失。
3.农户从新农合中的受益较少
新型农村合作医疗的政策目标是减轻农民因大病带来的经济负担，缓解农民“因病致贫、因病返贫”的困境。为了保障新农合系统的风险分摊能力，在要求高参合率的同时，也要考虑系统的受益人数和受益分布。农民从新型合作医疗的报销情况必将反馈到农户对该项制度的认知，进而影响新型合作医疗能否可持续发展。以下是C镇被访谈农户在2005年发生的门诊、住院费用以及门诊、住院费用的报销所得。
2005年，47户农户的门诊费用共9120元，从新型农村合作医疗得到的报销费用仅为总医疗费用的13.83%（见表8-2）。当地合作医疗规定，只报销农户在医院所花费的药费，而注射费、挂号费、一些检查费用等都不在报销范围内，所以，虽然合作医疗规定门诊报销最高达30%，但是农民能从合作医疗得到的报销微乎其微。如表8-2所示，2005年C镇所调查的农户共发生住院费用为20700元，但只从合作医疗得到报销1105元，仅为总医疗费用的5.34%，这似乎和新型合作医疗的“大病统筹”的政策设计严重背离。究其原因，我们不难发现严格的转诊制度以及不合理的定点医疗安排使得部分农户选择到医疗水平较高的其他非定点医院就诊，这就使得大多数发生大病医疗费用的农户没有从合作医疗中得到相应的补偿。
表8-2 C镇2005年医疗费用和报销情况
4.农户对新农合的总体评价
农户对新型合作医疗实施情况的评价会反映农户对该项制度的信心，并影响农户参与新型合作医疗制度的行为。已有研究也表明农户的参与态度和认识水平等主观因素会影响到新型合作医疗制度的可持续性（李宁等，2005），因此，了解农户对新型合作医疗的评价有利于完善新型合作医疗制度。为此，我们调查了农户对新型合作医疗的总体评价，以及对新型合作医疗实施的各个方面（例如转诊手续、报销手续和报销范围）的评价。
调查结果表明，C镇农户对新型合作医疗的总体评价并不高，46.8%的农户对新型合作医疗实施情况不太满意（见表8-3）。大多数农户认为新型合作医疗并没有减轻他们的经济负担，认为参加新型合作医疗“不合算”。在被问及明年是否继续参加新型合作医疗，有10户农民表示看情况再决定是否继续参加。
表8-3 C镇农户对新型农村合作医疗的总体评价
表8-4、表8-5和表8-6分别反映的是C镇农户对新型合作医疗制度的转诊手续、报销手续和报销范围三个方面的评价。
表8-4 C镇农户对新型农村合作医疗转诊手续的评价
对新型农村合作医疗转诊手续的评价如表8-4所示。51%的农户认为转诊手续不太方便，21.3%的农户认为转诊手续一点都不方便，这是因为合作医疗制度规定只能在定点的县、乡和村医疗机构就诊，若需转诊必须经过相关医生出示转诊证明，经批准后才能报销到上一级医院看病的费用。同时，这一规定赋予了乡镇医院医生和医院完全掌握是否转诊和何时转诊的权力。而村、乡和县三级定点医疗机构的设置，使得农户不能够自由选择他们认为比较好的医疗机构就诊，这无疑会加深农户对转诊手续甚至整个合作医疗制度的不满。
C镇农户对新型农村合作医疗报销手续的方便性给予了高度评价，如表8-5所示，48.9%的农户认为报销手续比较方便，这主要是由于合作医疗定点机构采用当场从医疗费中减免可报销费用的方法，使农户对定点医疗机构的报销手续的方便性比较满意。另外，25.6%的农户认为报销手续不太方便只是因为报销时需要带有医疗卡。
表8-5 C镇农户对新型农村合作医疗报销手续的评价
最后，C镇70.2%的农户认为新型农村合作医疗定点医疗机构的报销范围不太合理，主要原因是合作医疗机构只报销农户发生的医疗费用中的药费，除此之外的检查费、注射费、挂号费等不予报销，这使得农户实际从合作医疗得到的报销费用很低。认为报销范围非常合理的农户比例为0，这也说明了农户对新型合作医疗制度的报销范围满意程度较低。
表8-6 C镇农户对新型农村合作医疗报销范围的评价
8.2 案例二：经济发达地区住院医疗保险模式的新型农村合作医疗制度
1.农村公共卫生服务较为完善和全面
D县被调查各村都通了自来水，家庭饮用水也一般来自自来水，有15.8%的农户饮用水类型为井水，2.2%的农户既饮用自来水又饮用井水；大多数家庭厕所类型为抽水马桶（占97.1%），使用深坑式厕所的农户家庭占1.4%。在询问“家里最小的孩子在哪里出生”时，88.9%的农户回答她们是在乡镇卫生院分娩，2.2%的农户是在县医院住院分娩，仅5.2%的农户回答是由村里的接生婆接生，其余的1.5%的农户是在外地分娩，由此可以看出，被调查农户住院分娩率至少为93.3%。在回答“家里的避孕药从哪里获得”时，有83.3%的农户是从村免费发放获得，8.7%的农户是从乡镇免费发放获得，4%的农户自己花钱买，6.3%的农户从其他渠道获得（见表8-7）。
表8-7 D县调查农户基本公共卫生概况
从表8-7可以看出，D县的农村公共卫生服务更为完善和全面，村一级在农村妇幼卫生服务事业中发挥了重要作用。
2.农户对医疗卫生机构的评价
被调查各村都设有卫生室，基本卫生设备也较为齐全，农民看病非常方便。调查地医疗点离被调查农户家庭住址基本都在1公里以内，占总样本的85.5%，农户家离最近的医疗点的距离在1～2公里的占6.5%，调查样本中家离医疗点最远的为4～5公里，但当地农户家庭收入较高，交通方便，乘交通工具在半小时内也能到达。79.3%的农户步行或骑自行车从家到达最近的医疗点只需10分钟以内，最多的也不超过半个小时。
访谈结果显示，有71.4%的被调查者对医务所的服务不是很满意，其原因认为医务所服务态度差、技术水平低、收费不合理、提供了不必要的服务、就诊不便等，如表8-8。
表8-8 D县农户对医务所不满意的原因
被调查农户家人生了病一般首选村卫生室（占47.1%）和镇卫生院（占46.0%）看病，只有6.9%的人直接去县医院和其他诊所看病。当问及选择村卫生室看病的65个样本首选村卫生室看病的原因时，回答主要是村卫生室距离近、价格低；选择镇卫生院看病的原因主要是质量好、价格低；选择县及其他诊所的原因主要在于医疗效果好。进一步问及农户不在村卫生室看病的原因（如表8-9），他们主要认为村卫生室价格不合理，大病看不了，卫生员水平有限，另外，对村卫生室不信任也是重要原因。
表8-9 D县农户不愿意在村卫生室看病的原因
3.经济困难不是影响农户医疗卫生服务利用的主要原因
对D县农户2003年全家看病（包括吃药、打针、住院等）所花费用进行分析，发现有48.1%的农户在看病上的支出小于500元，花费在500～1000元的农户占28.6%，花费在1000～1500元的农户占8.3%，花费在1500～2000元的农户占5.3%，花费在2000～2500元的农户占1.5%，花费大于2500元的农户占8.2%。进一步分析在看病上的支出占当年农户家庭消费性支出的比例，如表8-10，有59.7%的农户家庭药品及医疗负担低于5%，该项支出高于15%的农户家庭占16.1%，这样的农户一般为家庭成员遇到大病的情况。
表8-10 D县农户药品、医疗服务及用品等医疗支出占家庭消费性支出的比例
结合前文分析农户未参加新型农村合作医疗的原因，可以看出经济困难并不是当地农户未参加合作医疗的主要原因，并且，只有很少一部分人会因没有钱而看不起病，在当地，基本上不存在因经济困难看不起病的现象。
4.家庭是老年人医疗费用的主要承担者
既然当地发达的农村经济足以能为农户提供良好的医疗服务，我们在调查时特别关注了疾病高发年龄段的老年群体，了解了他们与健康、卫生和医疗服务利用相关的生活基本状况。
调查样本老年人生活基本能自理，有83.6%的老人与子女居住在一起，4.3%的老人居住在敬老院，9.5%的老人自己单独居住，如表8-11。
表8-11 D县老年人及其配偶的居住方式
大多数老年人的生活物品或生活费来源于自己劳动（占52.1%）和子女赡养（占34.7%），其次来源于养老金（11.6%）、政府救济（5.8%）、配偶和亲友给予（3.4%）及储蓄（1.7%）[2]。老年人目前的生活状况见表8-12。
表8-12 D县老年人的生活方式
对“老年人生病的医疗费用由谁来承担”进行调查（此项调查也为多项选择），有大部分的老年人表示他们的医疗费用由子女、或子女和自己共同承担，如表8-13。
表8-13 D县老年人医疗费用的承担者
8.3 案例三：经济欠发达地区风险福利型模式的新型农村合作医疗制度
1.农户家庭清洁饮用水等基本卫生服务已获得保障，但是孕产妇保健服务覆盖率不高
表8-15 农户基本公共卫生概况
表815统计了E县调查农户基本公共卫生概况。被调查农户几乎家家通了自来水，家庭饮用水也一般为自来水，有12.3%的农户饮用水类型为井水和泉水，10.9%的农户既饮用自来水又饮用井水；家庭厕所类型大多为深坑，使用抽水马桶的家庭仅占有效样本的2.9%，厕所的修建是农民在修建房屋时建成；在回答“家里最小的孩子在哪里出生”时，48.9%的农户回答是由村接生婆接生，50.4%的农户回答是在乡镇卫生院住院分娩，0.7%的农户是在县医院住院分娩，即农户住院分娩率为51.1%，进一步分析得出，农户分娩是否住院与家庭收入有关，住院分娩的农户家庭平均现金收入比在村请接生婆接生的农户家庭收入高1523元；在回答“家里的避孕药从哪里获得”时，有64.6%的农户是从村或乡免费发放获得，29.3%的农户自己花钱买，6%的农户从其他渠道获得。
2.农民从乡村获得的公共卫生知识很少，大部分的健康知识和疾病预防知识等相关信息主要来自于向医生咨询和从媒体获得
调查地区农民自我学习卫生知识的能力和学习预防知识的积极性都比较有限。我们认为，乡镇一级政府本应成为公共卫生知识的提供者和组织学习者，但是调查显示，乡镇一级对农民的健康教育不太重视，特别是疾病预防知识方面的教育和宣传更少。被调查农民仅有35.4%的人最近一年接受过健康教育，这些健康教育的信息主要是来自于电视、报刊书籍、医生，通过乡村组织学习的机会很少。
3.村卫生室条件基本具备，农民看病较为方便
被调查各村都有卫生室，建在村委会办公室附近，由于农户居住较为集中，因此卫生室离农户家较近，一般不超过3公里。在被调查的141个农户样本中，有85.1%的农户家离村卫生室不足1公里，9.2%的农户家离卫生室1～2公里，其余5.7%的农户家距离卫生室也不超过2公里。因此农户对于一般的小病看病比较方便，骑自行车（80.9%的农户）也不超过10分钟。
在对农民生病后看病的行为选择的调查中我们发现，对于一般的头痛感冒小病，76.6%的农民会选择去看病，而20.6%的农民会选择自己去药店买药，而其余的2.8%的人会拖着等病自己好。在选择去找医生看病的人中，92.9%的农民有了病首先会选择去村卫生室看病，5.7%的人会直接选择去镇卫生院，只有1.4%的人会选择首先去县医院，这表明村卫生室是农民患普通疾病后首先选择看病的医疗机构。在回答为什么选择上述医院看病的原因时，选择村卫生室的人认为村卫生室距离近、价格低、质量好，不选择村卫生室的看病的原因是主要是不信任村卫生室，他们认为还需要加强对村卫生室医生的培训和对药品的管理，所以他们选择了去乡镇或县医院去看病，他们认为乡镇卫生院和县医院更有质量保证，价格相对于他们的收入还能承受。
调查地区的农民认为村卫生室急切需要提高对医生的培训，需要政府加强对药品价格的监督。被调查乡镇卫生院近几年已实施或正在实施改革，在医疗服务和技术上，77.5%的农民主观感受卫生院医生的技术比几年前有了提高，服务与以前比差不多，但另外22.5%的人也感觉医生的技术没有明显的提高。
从以上可以看出，在经济较不发达的E县，在新农合试点初期，由于宣传不到位等原因，有的农户还不理解这项政策，参加的积极性并不是很高，部分农民因为经济困难，药品价格贵等不愿意参加新型农村合作医疗。该地一些公共卫生服务虽已获得保障，但保障程度远不如经济较为发达的D县，这也是间接影响农户不参加合作医疗的因素。但总体来说，新农合覆盖率在同期已处于较高水平，加强乡镇一级公共卫生服务职能，加强新农合宣传，以确保这种模式能持续实施。
8.4 持续性分析
案例一的Z区新型农村合作医疗以个人为单位参加，产生了严重的逆向选择问题，也会给合作医疗基金的良性运转带来压力，它本身也违背了国家要求以家庭为单位参加的原则，不利于新农合的持续发展。另外，在Z区新农合实施的过程中，外出务工人员的医疗保障问题显得尤为突出，而绝大多数外出务工的农民的输出地是在县外，生病就诊地点的选择和报销都非常麻烦。
案例二的D市经济十分发达，农民收入水平较高，新农合的筹资额度和补偿额度都处于较高水平上，农民一般不存在因为经济困难不能参加合作医疗的情况，也很少有因经济原因看不起病的情况。该地新型农村合作医疗的一个重要特点是实行了以商业保险公司介入的住院医疗保险模式，这种模式的优点是将新农合的日常业务交给保险公司来操作，更能发挥保险公司在专业上的一些优势。例如通过保险精算确定补偿比例，通过计算机平台进行信息管理等，但是这种模式的持续实施必须以保险公司的非盈利为前提，或者即使保险公司有少量盈利，也应确保不能从新农合基金中提取[3]。另外，政府在新农合的运行过程中应起到主导作用，保证新农合补贴额及时到账，对保险公司的日常工作进行监督，并要积极协调好政府、保险公司和农民之间的关系。另外，对于住院医疗保险模式来说，它的运作本身是严格按照保险性质来经营，但是只保大病可能会产生农户的逆向选择问题，一部分身体状况好而保险意识较差的人并不愿意加入，因此覆盖面可能会受到影响。
案例三的E县经济欠发达，农民收入在江苏省处于较低水平，在调查中发现，虽然该地一些基本的卫生服务设施基本具备，但不如D县完善，农民缺乏卫生知识和健康教育，并且存在农民因经济困难不能参加新农合的现象。因此，该地新农合的持续实施有赖于政府公共卫生服务的提供，特别是乡镇一级应是健康教育、疾病预防宣传的主体。该地新农合的突出特点是补偿制度实行既保大病又保小病的“风险福利型”模式，这种模式的优点是农民参合的积极性较只保小病或只保大病时较高，但由于筹资额有限，补偿额也相对低，这势必影响到农民参加新农合的积极性。
在案例调查中我们发现了一个共同的问题，从三个地区农村卫生服务情况和医疗机构来看，村卫生室和乡卫生院的基本医疗设施均已具备，农村卫生服务项目和水平也较为完善和全面，但是，很多村民仍对卫生室的技术水平、收费和服务态度等不满意，对村卫生室表现出不信任。如果农民对新农合的定点医疗机构不满意，就可能会影响到新农合的持续实施。因此，从农户需求角度考虑，新农合要想持续运行，除了提供质量优良、项目全面、覆盖所有农村居民的农村公共卫生服务外，还应提高村镇两级的卫生机构服务质量，获得农民的信任。
由于我们本章的调查是来源于新农合试点的初期，各地都在积极地进行探索，虽然农民在过去对新农合积极性不高，但随着新农合制度的完善，特别是补偿比例的提高，管理制度的改进，农民的受益面增加，随之而来的农民参合率也逐渐提高。