謝慧玲 程曉明

1. 復(fù)旦大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院 上海 200032

合作醫(yī)療制度曾在促進(jìn)我國農(nóng)村居民醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性，滿足農(nóng)民的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求，保障農(nóng)民健康等方面做出了不可磨滅的貢獻(xiàn)。在總結(jié)以往合作醫(yī)療經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，中共中央、國務(wù)院于2002年頒布了《關(guān)于進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村衛(wèi)生工作的決定》(中發(fā)[2002]13號)，明確提出要在我國農(nóng)村逐步建立適應(yīng)社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制要求和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的、以大病統(tǒng)籌為主的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(簡稱新農(nóng)合)。本研究于2007年對四個樣本地區(qū)參合農(nóng)民進(jìn)行抽樣調(diào)查，了解受訪者家庭收支狀況、住院服務(wù)利用和新農(nóng)合補(bǔ)償，以分析新農(nóng)合補(bǔ)償前后參合者家庭貧困率和疾病負(fù)擔(dān)的變化情況以及參合農(nóng)民對新農(nóng)合的意見和滿意度，同時對影響新農(nóng)合住院補(bǔ)償比例的因素進(jìn)行初步的探討。

1 資料與方法

1.1 調(diào)查對象

按照地理位置和經(jīng)濟(jì)水平，選擇了浙江、河南、云南和遼寧4個省，結(jié)合新農(nóng)合運行狀況各抽取1個試點縣，共4個試點縣(市)(浙江省A縣、河南省B市、遼寧省C縣和云南省D縣)，在每個縣(市)2006年的住院參合者中采用系統(tǒng)抽樣的方法各抽取300名進(jìn)行問卷調(diào)查。

1.2 調(diào)查方法

課題組于2007年8月至10月進(jìn)行入戶調(diào)查。調(diào)查內(nèi)容包括：參合農(nóng)民個人及家庭的基本情況、2006年住院服務(wù)利用狀況、家庭收支狀況、對新農(nóng)合的滿意度及意見。共回收有效問卷1 034份。

1.3 路徑分析

路徑分析就是多元線性回歸模型的擴(kuò)展，它所描述的變量間的相互關(guān)系不僅包括直接的，還包括間接的和全部的關(guān)聯(lián)。路徑分析中求解出的標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù)，由于沒有量綱，不同的路徑系數(shù)可以直接比較大小。非標(biāo)化系數(shù)有明確的量綱，不同量綱的系數(shù)間不能相互比較。模型的適配指的是假設(shè)的理論模型與實際數(shù)據(jù)的一致性程度。適配度指標(biāo)是評價假設(shè)的路徑分析模型圖與搜集的數(shù)據(jù)是否相互適配。本研究通過建立路徑分析模型探索影響新農(nóng)合住院補(bǔ)償水平的各因素之間的關(guān)系及其影響程度。[1]

1.4 統(tǒng)計分析方法

使用Epidata 3.0軟件進(jìn)行資料錄入，利用SPSS12.0、AMOS16.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2 結(jié)果與分析

2.1 受訪者的社會學(xué)特征

受訪者中男性占56.8%；漢族占96.4%，回族占1.4%；已婚者占80.8%，未婚者占11.1%，離異者占1%，喪偶者占7.1%；文盲占17.7%，初中和小學(xué)文化分別占42.4%和31.9%，高中以上文化程度占5.1%；82.5%的受訪者為農(nóng)民，其次是學(xué)生，占4.9%，外出打工者占4%，經(jīng)商者占3.6%，工人占1.6%，學(xué)齡前兒童占2.5%。受訪者的平均年齡為48.83歲，家庭平均人口數(shù)為3.77人。

2.2 家庭人均收入、住院費用和新農(nóng)合住院補(bǔ)償比例

2006年受訪者的家庭人均年收入平均為4 484.57元，住院費用平均為3 950.55元，新農(nóng)合的實際住院補(bǔ)償比例為20.58%。各地住院費用、住院補(bǔ)償比例和年人均收入見表1。除C縣和D縣參合者平均住院費用沒有統(tǒng)計學(xué)意義外(P>0.05)，各地上述三指標(biāo)間的差異兩兩之間均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。

表1 2006年各地參合農(nóng)民住院費用、住院補(bǔ)償比例和年人均收入

2.3 災(zāi)難性衛(wèi)生支出

災(zāi)難性衛(wèi)生支出指家庭成員通過現(xiàn)金支付的醫(yī)藥費用占家庭總收入的比例。[2-3]根據(jù)國際經(jīng)驗，一般將災(zāi)難性衛(wèi)生支出標(biāo)準(zhǔn)設(shè)為40%家庭總收入。2006年受訪者住院費用構(gòu)成家庭災(zāi)難性支出的比例為54.6%；新農(nóng)合報銷后，該比值為47.1%，降低了7.5%。并且補(bǔ)償前后住院費用構(gòu)成災(zāi)難性支出比例的差異有統(tǒng)計學(xué)意義(χ2=641.29，P<0.001)。

2.4 新農(nóng)合補(bǔ)償前后參合者貧困率的變化

貧困率表示生活在貧困線以下的人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤4]農(nóng)村貧困線使用2006年年人居收入683元的標(biāo)準(zhǔn)。[5]住院費用發(fā)生前受訪者的貧困率為9.78%。住院費用發(fā)生后受訪者的貧困率提高到45.14%，增加了34.36%。新農(nóng)合補(bǔ)償后受訪者的貧困率有所降低，新農(nóng)合緩解參合農(nóng)民因病致貧的比例為5.49%。經(jīng)卡方檢驗，住院費用發(fā)生前后(χ2=103.77，P<0.001)及新農(nóng)合補(bǔ)償后受訪者的貧困率差異有統(tǒng)計學(xué)意義(χ2=127.00，P<0.001)。

2.5 對新農(nóng)合住院補(bǔ)償制度的了解程度

81%的受訪者表示了解當(dāng)?shù)匦罗r(nóng)合的有關(guān)補(bǔ)償制度。但是當(dāng)問及是否知道新農(nóng)合住院補(bǔ)償?shù)钠鸶毒€、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)以及封頂線時，答對率分別為49.7%、42.6%和38.9%，三者全部回答正確的占31.81%。

2.6 對新農(nóng)合的滿意度

結(jié)果顯示，94.9%的受訪者對新農(nóng)合滿意或基本滿意，不滿意的占4.8%，0.3%的受訪者表示說不清。

2.7 對新農(nóng)合的意見和建議

51.7%的受訪者建議提高新農(nóng)合的補(bǔ)償比例；25.8%的認(rèn)為目前新農(nóng)合補(bǔ)償程序繁瑣，希望能簡化手續(xù)；14.8%的認(rèn)為在外地就醫(yī)的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)偏低，應(yīng)該與縣內(nèi)一致；8.6%的認(rèn)為住院補(bǔ)償應(yīng)不設(shè)起付線或者降低起付線，同時，封頂線應(yīng)該再提高一些；6.3%的認(rèn)為應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大新農(nóng)合住院補(bǔ)償范圍；5.5%的認(rèn)為應(yīng)提高新農(nóng)合繳費標(biāo)準(zhǔn)，同時加大政府對新農(nóng)合的投入。

2.8 個人繳費意愿

60.8%受訪者希望繼續(xù)按年人均10元的標(biāo)準(zhǔn)交納參合費；愿意繳納20元的占10%；23.5%的受訪者愿意繳納20元以上的參合費。受訪者愿意繳納的參合費占其家庭年人均收入的比例平均為0.75%；77.1%的受訪者該指標(biāo)低于1%。

2.9 家庭借貸狀況

有51%的受訪者家庭對外有借貸，借貸的首要因素是看病就醫(yī)，占77.3%；其次是用于生產(chǎn)，占8%；第三位是用于建房，占5.1%；第四位是用于子女上學(xué)，占4.1%；第五位是用于結(jié)婚，占0.5%。

2.10 新農(nóng)合住院補(bǔ)償比例影響因素分析

由醫(yī)療機(jī)構(gòu)級別、住院天數(shù)、住院費用、住院補(bǔ)償金額構(gòu)成的路徑分析模型χ2=2.62(P=0.62)，模型適配度檢驗的NFI、RFI、IFI、TLI、CFI值均大于0.9，F(xiàn)MIN、RMSEA、NCP值均小于0.05；且理論模型的ECVI、PGFI、PNFI、AIC、CAIC值小于獨立模型，也小于飽和模型的相應(yīng)指標(biāo)值。模型中所有變量的回歸系數(shù)經(jīng)檢驗均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.05)。各變量的非標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)見圖1，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)見圖2。四個因變量醫(yī)院級別、住院天數(shù)、住院費用和住院補(bǔ)償金額旁邊的數(shù)值為多元相關(guān)模型的決定系數(shù)R2，表示自變量對因變量的聯(lián)合解釋變異量。

圖1 非標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)的模型圖

圖2 標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)模型圖

以住院補(bǔ)償比例為因變量建立多元回歸模型，進(jìn)入模型的自變量包括“就診醫(yī)院級別、參合者的文化程度、家庭人均收入和住院天數(shù)”四個變量，結(jié)果見表2。回歸模型的決定系數(shù)R2為0.08，表示因變量可以被這四個變量聯(lián)合解釋的變異部分為8%。對方程的檢驗結(jié)果顯示F=10.03，P<0.01，方程有統(tǒng)計學(xué)意義。

進(jìn)入模型的變量中參合者就診醫(yī)院級別、家庭人均收入和住院天數(shù)與住院補(bǔ)償比具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。各變量中參合者就診醫(yī)院級別對住院補(bǔ)償比例的影響力最大，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)為0.17；家庭人均收入對實際住院補(bǔ)償比例的影響程度其次；住院天數(shù)對住院補(bǔ)償比例的影響程度最小(表2)。多元回歸分析的結(jié)果顯示，在其他因素一定的情況下，參合者就診的醫(yī)療機(jī)構(gòu)級別每提高1級，實際住院補(bǔ)償比例降低1.55(100.19)個百分點；住院天數(shù)每延長1天，實際住院補(bǔ)償比例降低0.13(100.12)個百分點。

表2 實際住院補(bǔ)償比例影響因素分析

3 討論

研究結(jié)果顯示，2006年除C縣參合者平均住院費用與家庭年人均收入接近外，其他三地平均住院費用均高于家庭年人均收入。住院費用發(fā)生前受訪者家庭的貧困率為9.78%，住院費用發(fā)生后受訪者的貧困率提高了34.36%，且住院費用構(gòu)成參合者家庭災(zāi)難性支出的比例均在50%以上。對參合農(nóng)民家庭借貸情況的調(diào)查結(jié)果也顯示，看病就醫(yī)是絕大多數(shù)農(nóng)村家庭借貸的首位原因。上述結(jié)果均表明受訪人群的住院經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)還比較重，參合者因病致貧的問題依然存在。提示降低住院費用，控制醫(yī)療費用的增長速度依然是各地新農(nóng)合工作的重點內(nèi)容之一。

國際上普遍認(rèn)為個人自付醫(yī)療費用的比例在20%～25%比較適宜。[6]本研究結(jié)果顯示，A、B、D三地受訪者的住院補(bǔ)償比例均低于當(dāng)年全國平均水平[7]，即使是住院補(bǔ)償比例最高的C縣，參合農(nóng)民也要自付近70%的住院費用。表明各地新農(nóng)合實際住院補(bǔ)償水平偏低。但是新農(nóng)合補(bǔ)償后受訪者住院費用構(gòu)成家庭災(zāi)難性支出的比例降低了7.5%，貧困率降低了5.49%，表明新農(nóng)合能夠在一定程度上緩解“因病致貧、因病返貧”的問題。而參合者對新農(nóng)合的建議也主要反映在提高住院補(bǔ)償比例上。另外，本研究結(jié)果還顯示，實際住院補(bǔ)償比例越高，參合農(nóng)民對新農(nóng)合的滿意度越高。因此，提高實際住院補(bǔ)償比是各地今后的工作重點。

到2006年除C縣外，其他三地合作醫(yī)療制度均已運行了3年，但仍有29%的受訪者完全不了解當(dāng)?shù)氐淖≡貉a(bǔ)償制度。即使在表示了解的人中，對起付線、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和封頂線全部回答正確的也僅占31.81%。表明受訪者對新農(nóng)合制度的認(rèn)知程度不高。對樣本地區(qū)2004—2006年新農(nóng)合制度演變情況的研究顯示，隨著籌資標(biāo)準(zhǔn)的變動各地合作醫(yī)療制度每年都在調(diào)整。這在一定程度上給農(nóng)民了解有關(guān)制度造成了障礙，也會在一定程度上影響農(nóng)民對新農(nóng)合制度的滿意度。

有研究指出，新農(nóng)合的個人繳費水平應(yīng)該為個人年收入的1%～3%。[8-9]本研究結(jié)果顯示，77.1%的受訪者愿意繳納的參合費占其收入的比例在1%以下，提示農(nóng)民個人的籌資標(biāo)準(zhǔn)偏低。另外，雖然大多數(shù)參合農(nóng)民仍希望繼續(xù)維持年人均10元的個人籌資標(biāo)準(zhǔn)，但是仍有33.5%的受訪者愿意提高個人籌資標(biāo)準(zhǔn)，說明部分農(nóng)民已經(jīng)意識到提高籌資標(biāo)準(zhǔn)與其受益之間的關(guān)系，愿意通過增加個人繳費金額實現(xiàn)提高受益程度的目的。

在醫(yī)療機(jī)構(gòu)級別、住院天數(shù)、住院費用和住院補(bǔ)償金額構(gòu)成的路徑分析模型中，僅參合者家庭人均收入與住院補(bǔ)償金額具有負(fù)相關(guān)，其他各自變量與各因變量之間均為正相關(guān)關(guān)系。各因素中，參合者就診醫(yī)院的級別對住院補(bǔ)償比例的影響最大，住院費用對住院補(bǔ)償金額的影響最大，而醫(yī)療機(jī)構(gòu)級別影響范圍最廣，其次是參合者的文化程度和住院天數(shù)。

參合者文化程度、醫(yī)療機(jī)構(gòu)的級別、住院天數(shù)、參合者家庭人均收入是影響住院補(bǔ)償比例的主要因素。由于新農(nóng)合參合者獲得的住院補(bǔ)償金額的高低與住院補(bǔ)償制度和住院費用的多少有關(guān)。此外，影響實際住院補(bǔ)償比的變量中除參合者文化程度外，其他變量都直接對住院費用和住院補(bǔ)償金額產(chǎn)生影響，結(jié)合住院費用與實際住院補(bǔ)償比的關(guān)系，在提高新農(nóng)合實際住院補(bǔ)償比例的過程中，控制參合者的住院費用是關(guān)鍵。因此，住院費用是決定新農(nóng)合實際住院補(bǔ)償比例的關(guān)鍵。各地在今后的工作中應(yīng)不斷完善新農(nóng)合住院補(bǔ)償制度，利用起付線和補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)杠桿作用，引導(dǎo)參合者到縣、鄉(xiāng)醫(yī)療機(jī)構(gòu)住院治療；另一方面，加強(qiáng)對各級定點醫(yī)療機(jī)構(gòu)的監(jiān)管，規(guī)范醫(yī)療機(jī)構(gòu)的診療行為，通過改革住院支付制度，降低住院天數(shù)等措施控制醫(yī)療費用，減輕農(nóng)民經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。[10-11]

對路徑分析模型適配度的檢驗結(jié)果顯示，醫(yī)療機(jī)構(gòu)級別、住院天數(shù)、住院費用、住院補(bǔ)償金額構(gòu)成的路徑分析模型適配度良好，模型可以接受。另外，以參合者就診醫(yī)院級別、住院天數(shù)和住院補(bǔ)償比例為因變量的模型的決定系數(shù)R2偏低，但是檢驗結(jié)果有統(tǒng)計學(xué)意義，說明引入模型的自變量對各因變量有影響，但是影響比較小。表明由于某種原因，對各因變量有較大影響的因素未引入模型。在本研究中，出現(xiàn)此類結(jié)果可能主要是由于信息收集不全導(dǎo)致的，如參合者所患疾病的嚴(yán)重程度等都會對上述各因變量產(chǎn)生影響，但是由于問卷調(diào)查中對此類信息收集的不全，導(dǎo)致無法估計其影響程度。因此，在新農(nóng)合實際住院補(bǔ)償比例的影響因素分析和探討中，除上述已篩選出的因素外，研究者還必須從其他角度、其他方面進(jìn)一步探尋有關(guān)的可能因素。

參 考 文 獻(xiàn)

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