封 進(jìn) 劉 芳

復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 上海 200433

隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，醫(yī)療服務(wù)利用的不平等受到廣泛關(guān)注。根據(jù)國(guó)家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查，2003—2008年期間，有病不治的比例有所上升，且低收入組顯著高于高收入組，其中大約76%的農(nóng)村居民認(rèn)為經(jīng)濟(jì)困難是有病不治的主要原因。經(jīng)濟(jì)體制改革30年多來(lái)，與收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等問題對(duì)農(nóng)村居民而言更為突出，主要是因?yàn)檫@期間大部分農(nóng)村居民沒有醫(yī)療保險(xiǎn)。根據(jù)中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，2000年只有9%的男性和5．8%的女性有不同形式的醫(yī)療保險(xiǎn)。對(duì)于女性而言，醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)醫(yī)療需求的影響更大［1］，首先，女性具有特殊的健康需求，國(guó)家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)表明，女性的疾病發(fā)病率和慢性病發(fā)病率均高于男性。其次，在家庭資源分配中，女性經(jīng)常處于不利地位，其醫(yī)療需求受到收入的制約更大。有鑒于此，在研究中我們區(qū)分對(duì)于男性和女性不同的影響。

2003年開始在農(nóng)村試點(diǎn)的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度(以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”)大幅度提高了農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率，到2011年底，新農(nóng)合已經(jīng)覆蓋了超過(guò)8億的農(nóng)村人口。已有眾多研究評(píng)價(jià)了新農(nóng)合的效果，例如新農(nóng)合提高了農(nóng)民對(duì)醫(yī)療服務(wù)和預(yù)防保健服務(wù)的需求［2-3］，但同時(shí)新農(nóng)合也提高了縣級(jí)醫(yī)院的醫(yī)療服務(wù)價(jià)格［4］。而對(duì)于新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響尚未有研究。新農(nóng)合的主要目的之一是更好地滿足低收入者的醫(yī)療服務(wù)需求，因而本文對(duì)新農(nóng)合是否改善了醫(yī)療服務(wù)利用的不平等程度做出評(píng)價(jià)。我們將首先度量中國(guó)農(nóng)村的醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度，然后考察新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響，再分解2004—2006年之間醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度的變化，并評(píng)價(jià)新農(nóng)合的作用。

1 資料與方法

1．1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，該調(diào)查涉及了廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧和山東共9個(gè)省的家庭及家庭成員的基本情況、健康狀況、參加醫(yī)療保險(xiǎn)情況及就醫(yī)行為等多項(xiàng)內(nèi)容。本文采用新農(nóng)合開始實(shí)施之后2004和2006年的農(nóng)村樣本，并將樣本年齡限定為15歲以上。

我們采用兩個(gè)虛擬變量分別度量醫(yī)療服務(wù)利用，一是生病后是否就診(HC1)，二是是否去較高層級(jí)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)(指鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院、縣醫(yī)院及市醫(yī)院等)就診(HC2)。較高層級(jí)的醫(yī)療機(jī)構(gòu)的質(zhì)量普遍高于村診所，可以更好的滿足病人的需要，對(duì)利用較高層級(jí)醫(yī)療服務(wù)不平等的分析更加有意義。另一方面，較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的費(fèi)用亦較高，利用的不平等程度可能更大。因此，我們將特別考察新農(nóng)合是否改善了對(duì)較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)利用的不公平性。被解釋變量中需求變量為:疾病嚴(yán)重程度(啞變量)、自評(píng)健康狀況(啞變量);其他變量為:是否參加新農(nóng)合(虛擬變量)、年齡(分組，啞變量)、是否結(jié)婚、教育程度(分組，啞變量)、職業(yè)是否為純農(nóng)民(虛擬變量)、是否有其他保險(xiǎn)(虛擬變量)以及地區(qū)(啞變量)。

樣本中2004年新農(nóng)合覆蓋率，男性為10．5%，女性為11．4%，2006年樣本中新農(nóng)合覆蓋率有了大幅增加，男性為37．2%，女性為39．4%。

1．2 醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解方法

本文利用Wagstaff等［5］對(duì)不平等的分解方法，這一方法被廣泛運(yùn)用于分析各國(guó)醫(yī)療利用不平等的影響因素［6-7］。與收入相關(guān)的不平等程度可用集中度指數(shù)(C)度量，其計(jì)算公式如(1)式:

其中yi表示個(gè)體 i的醫(yī)療利用情況，μ為yi的均值，n為樣本量，Ri為個(gè)體i在收入分布中的相對(duì)位置，其定義如式(2):

C的取值范圍為 (－1，1)。若C為正數(shù)，則表明y的分布是有利于富人的(pro-rich)，即富人較窮人更多地利用了醫(yī)療服務(wù);如果 C的取值為負(fù)，則y的分布為有利于窮人(pro-poor)，即窮人更多地利用了醫(yī)療服務(wù)。設(shè)y有一系列影響因素xk，可寫成線性模型(3):

可以證明y的集中度指數(shù)為每個(gè)影響因素xk的集中度指數(shù)的線性組合，即公式(4):

y的影響因素可以分為三類，第一類為收入;第二類為需求變量(ze)，即直接與人們的健康需要相關(guān)的變量，如自評(píng)健康狀況、疾病的嚴(yán)重程度等;第三類為非需要變量(zp)，指?jìng)€(gè)人特征與家庭特征，如教育程度、職業(yè)、醫(yī)療保險(xiǎn)狀態(tài)，家庭成員數(shù)量等。此外，地區(qū)的固定效應(yīng)也包含在回歸和分解中。

表1 各因素對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響

醫(yī)療利用的集中度指數(shù)C包含了由于個(gè)體健康狀況不同導(dǎo)致的差異，這一差異不涉及醫(yī)療利用是否公平，我們將由于需求變量導(dǎo)致的差異排除，從而得到公平指數(shù)HI，其含義是相同的醫(yī)療需求是否得到了相同的滿足，若HI指數(shù)不為零，則說(shuō)明存在一定的醫(yī)療服務(wù)利用不平等，HI指數(shù)越大，說(shuō)明不平等程度越高;若HI指數(shù)為正數(shù)，則表明在標(biāo)準(zhǔn)化了醫(yī)療需求的情況下，富人更多的利用了醫(yī)療資源;若HI指數(shù)為負(fù)數(shù)，則說(shuō)明這一不公平偏向窮人。HI的定義為公式(7):

為考察新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的影響，我們對(duì)集中度指數(shù)的變化進(jìn)行分解?；诠?4)，采用如(8)或(9)式的分解方法(Oaxaca分解)，可將集中度指數(shù)的變化分解為某一變量彈性的變化和集中度指數(shù)的變化兩大部分。

2 結(jié)果

2．1 醫(yī)療服務(wù)利用影響因素的回歸結(jié)果

根據(jù)公式(3)分性別和年份所做的回歸結(jié)果列于表1。由于是否參加新農(nóng)合存在內(nèi)生性，回歸中采用了工具變量法。工具變量為虛擬變量“所在縣是否實(shí)施新農(nóng)合”，這一變量與個(gè)體是否參與新農(nóng)合有關(guān)，在有新農(nóng)合的縣，個(gè)體參與新農(nóng)合的程度顯然要高，但這一變量與個(gè)體是否就診無(wú)直接關(guān)系。［3］新農(nóng)合在針對(duì)是否去任何等級(jí)醫(yī)院就診(HC1)的回歸中均為正，其中2006年的結(jié)果顯著性較高，表明參加新農(nóng)合的個(gè)人更可能去醫(yī)院看病。但針對(duì)是否去較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診(HC2)的回歸，新農(nóng)合的影響并不顯著。家庭人均收入對(duì)是否就診并無(wú)顯著影響，但對(duì)于是否去較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的顯著性較高，尤其是在2004年。與醫(yī)療需要相關(guān)的一系列變量，如疾病的嚴(yán)重程度和自評(píng)健康狀況，均非常顯著，且與預(yù)期一致。而教育程度、婚姻狀況、年齡等缺乏顯著性。

2．2 醫(yī)療服務(wù)利用的集中度指數(shù)與公平指數(shù)

根據(jù)公式(1)所計(jì)算的2004年與2006年醫(yī)療利用的集中度指數(shù)列于表2。其中，男性的分別為－0．0061和 －0．0795，這兩年的不平等均是對(duì)窮人有利的，即窮人比富人更多地利用醫(yī)療服務(wù)(需要注意的是這里集中度指數(shù)沒有剔除個(gè)人需求的不平等，也就是說(shuō)負(fù)的集中度指數(shù)可能是由于同等需求下窮人能夠更多的利用醫(yī)療資源，也可能是由于窮人本身醫(yī)療服務(wù)需求更高，而實(shí)際滿足使用醫(yī)療資源的情況一般)。女性的集中度指數(shù)在2004年為0．0089，2006 年變?yōu)?－0．0387，從利富變?yōu)槔殹？梢?，男性與女性的醫(yī)療服務(wù)利用不平等程度在兩年間均有所改善，即變化的方向有利于窮人更多的利用醫(yī)療資源。就是否去較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診(HC2)而言，集中度指數(shù)在2004年均為正，在2006年，男性的集中度指數(shù)變?yōu)樨?fù)，而女性依然為正，但其數(shù)值大幅下降，可見，到較高層級(jí)機(jī)構(gòu)就診的不平等程度在兩年間也是改善的。

為進(jìn)一步考察醫(yī)療服務(wù)利用的公平性，我們根據(jù)公式(7)，將集中度指數(shù)中與醫(yī)療服務(wù)需要相關(guān)的變量的影響去除，得到公平指數(shù)。表2的結(jié)果顯示，公平性在兩年間同樣得到改善。值得注意的是，在HC2上反映出更高的醫(yī)療服務(wù)利用不公平，對(duì)男性而言，其不公平程度的改善大于女性。

表2 集中度指數(shù)與公平指數(shù)

2．3 對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解

為考察新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療利用不平等的貢獻(xiàn)，按照公式(4)的方法進(jìn)行分解，可以得到每一個(gè)影響因素的作用，由于篇幅限制，中間過(guò)程省略，最后匯總的結(jié)果列于表3。新農(nóng)合對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用HC1不平等的貢獻(xiàn)在兩年均是正的，即有利于富人，這一結(jié)果說(shuō)明富人更多地使用了新農(nóng)合。新農(nóng)合有利于富人的程度在2006年有所下降，其背后的原因是，到2006年越來(lái)越多的窮人被新農(nóng)合所覆蓋，而參加新農(nóng)合會(huì)增加醫(yī)療服務(wù)利用，因而對(duì)富人有利的不平等程度下降。值得重視的是，表3的結(jié)果中，新農(nóng)合對(duì)HC2的不平等的貢獻(xiàn)非常小，這與表1回歸結(jié)果中新農(nóng)合對(duì)HC2的影響不顯著是一致的。

對(duì)不平等程度貢獻(xiàn)較大的是與醫(yī)療需要相關(guān)的變量，在大多數(shù)情況下，這一變量的貢獻(xiàn)是負(fù)值，即對(duì)窮人有利。這一結(jié)果源于兩個(gè)方面:首先，在回歸結(jié)果中，疾病嚴(yán)重程度等對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用有非常顯著的影響;其次，相對(duì)于較富的人，窮人的健康狀況較差。因而，與醫(yī)療需要相關(guān)的變量反映出窮人更多利用醫(yī)療服務(wù)。

收入變量對(duì)到較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診的不平等的貢獻(xiàn)大于對(duì)總體就診的不平等的貢獻(xiàn)，這一結(jié)果符合直覺，說(shuō)明收入對(duì)是否去較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診影響更大，因而對(duì)HC2不平等的影響是有利于富人的。

2．4 對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等變化的分解

就診的不平等指數(shù)在2004—2006年間的變化男性為 －0．0735，女性為 －0．0476，二者均向有利于窮人的方向變動(dòng)。我們進(jìn)一步按照公式(8)或(9)的方法將這一變化進(jìn)行分解，以考察其中新農(nóng)合的貢獻(xiàn)，結(jié)果列于表4。由于篇幅限制，中間計(jì)算過(guò)程省略。

表4中百分比結(jié)果應(yīng)基于 C解讀，以HC1男性一欄為例，2004年和2006年的集中度指數(shù)的差值(ΔC)為 －0．0735，其中醫(yī)療需求變量、非需求變量(新農(nóng)合、地區(qū)變量、其他)、收入變量和殘差四大類的貢獻(xiàn)值相加為100%，正向的百分比說(shuō)明該類變量的貢獻(xiàn)方向與集中指數(shù)變化方向相同，例如新農(nóng)合的貢獻(xiàn)為3．09%，說(shuō)明在2004—2006年之間能夠被新農(nóng)合參與情況變化解釋的集中度指數(shù)變化值為－0．00227，占總集中指數(shù)變化的3．09%;而負(fù)向的百分比說(shuō)明該類變量的貢獻(xiàn)方向與集中指數(shù)變化方向相反，例如殘差占比－2．42%，表明2004—2006年之間殘差變化導(dǎo)致的集中度指數(shù)變化值為－0．0977。

表3 對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等的分解結(jié)果

表4 對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用不平等變化的分解結(jié)果

新農(nóng)合對(duì)HC1集中度指數(shù)變化的貢獻(xiàn)在男性和女性中均為正向百分比，說(shuō)明在2006年新農(nóng)合參與情況變得更加有利于窮人醫(yī)療服務(wù)利用。男性與女性比較看來(lái)，新農(nóng)合在2004—2006年的參與情況變化對(duì)女性中貧富就診不平等的改善更大。表4數(shù)據(jù)顯示，新農(nóng)合對(duì)男性醫(yī)療服務(wù)利用不平等的改善貢獻(xiàn)率只有3．09%，也就是96．91%的男性不平等改善是由于其他因素變化解釋的(例如收入變化)，新農(nóng)合貢獻(xiàn)非常小;但對(duì)女性醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善中新農(nóng)合的貢獻(xiàn)率則高達(dá)15．07%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于男性的對(duì)應(yīng)數(shù)值。收入的變化是醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的重要原因，對(duì)2004—2006年間男性就診不平等的改善貢獻(xiàn)了56．51%，對(duì)女性的貢獻(xiàn)為38．73%。

對(duì)HC2不平等的變化方向也是對(duì)窮人有利的，男性變化為 －0．1787，女性變化為 －0．0419。但其中新農(nóng)合的貢獻(xiàn)較小，男性和女性均為3%左右。貢獻(xiàn)較大的為收入，對(duì)男性HC2不平等的改善，收入貢獻(xiàn)了57．42%，對(duì)女性則貢獻(xiàn)了103．97%。對(duì)女性不平等改善貢獻(xiàn)更多的原因在于收入對(duì)女性對(duì)去較高層級(jí)就診的影響更大。

3 結(jié)論與建議

通過(guò)分析新農(nóng)合對(duì)與收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等的影響，以及新農(nóng)合對(duì)2004—2006年之間醫(yī)療服務(wù)利用不平等改善的貢獻(xiàn)，并區(qū)分對(duì)男性和女性的影響，結(jié)果表明，以“是否就診”度量的不平等程度較小，但以“是否去較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診”度量的不平等程度則明顯有利于富人。需要注意的是，這兩種方法度量的醫(yī)療服務(wù)利用不平等指數(shù)到2006年均有所改善，即低收入人群看病就醫(yī)等醫(yī)療服務(wù)使用情況增加了。其中，研究發(fā)現(xiàn)，新農(nóng)合在2004年剛起步階段表現(xiàn)為有利于富人利用醫(yī)療服務(wù)，主要可能的解釋是由于報(bào)銷起付線、封頂線和個(gè)人承擔(dān)比例均不利于窮人，富人更有意愿和能力參保。但這一作用在2006年明顯下降。在2004—2006年間，新農(nóng)合的覆蓋面迅速擴(kuò)大，進(jìn)入門檻降低，這有利于農(nóng)村低收入人群享受醫(yī)療保險(xiǎn)福利，減少有病不治的情況，因此，新農(nóng)合確實(shí)在一定程度上改善了中國(guó)農(nóng)村中收入相關(guān)的醫(yī)療服務(wù)利用不平等情況，尤其對(duì)女性群體中醫(yī)療公平的貢獻(xiàn)較大。但同時(shí)，我們應(yīng)當(dāng)注意到新農(nóng)合的引入和發(fā)展沒有顯著改善到較高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診不平等情況。相比而言，在2004—2006年間，農(nóng)村中收入情況變化(表現(xiàn)為貧富差距縮小)大幅提升了醫(yī)療服務(wù)利用的公平性;在對(duì)于改善醫(yī)療服務(wù)公平有貢獻(xiàn)的各類因素中，收入因素貢獻(xiàn)最大，而新農(nóng)合的貢獻(xiàn)較小。

值得注意的是，本文僅分析了2004年和2006年的數(shù)據(jù)，而在2009年新醫(yī)改后，新農(nóng)合參保率已經(jīng)達(dá)到95%以上，且政府補(bǔ)貼繳費(fèi)240元/人年，報(bào)銷比例也提高到60% ～70%，這將大大增強(qiáng)新農(nóng)合對(duì)于農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)利用不平等的調(diào)節(jié)能力。

新農(nóng)合是一項(xiàng)有著較多政府補(bǔ)貼的醫(yī)療保險(xiǎn)項(xiàng)目，其主要的目的之一是改善低收入者的醫(yī)療可及性，為此僅僅擴(kuò)大醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋面是不夠的，還需要其他的相關(guān)改革。

首先，已經(jīng)有較多研究指出，醫(yī)療保險(xiǎn)會(huì)導(dǎo)致供給方提高醫(yī)療服務(wù)價(jià)格［8-9］，也有研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合會(huì)導(dǎo)致縣醫(yī)院費(fèi)用上漲，且報(bào)銷比率越高，費(fèi)用上漲幅度越大，報(bào)銷比率每增加10個(gè)百分點(diǎn)，醫(yī)療價(jià)格會(huì)上漲9．5%，補(bǔ)貼和價(jià)格上漲差不多相互抵消［4］。其原因在于，縣級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)具有營(yíng)利性和壟斷性的雙重特征。因此，加強(qiáng)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的公益性無(wú)疑是最為理想的途徑。在市場(chǎng)機(jī)制下，發(fā)揮競(jìng)爭(zhēng)的作用也不可忽視。按照傳統(tǒng)布局，每個(gè)縣只有一個(gè)縣醫(yī)院，其他絕大多數(shù)為民營(yíng)醫(yī)院，且不被醫(yī)保所覆蓋。給予合格的民營(yíng)醫(yī)院同等的醫(yī)保待遇，引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，是今后需要考慮的政策內(nèi)容。同時(shí)，需采取有效措施加強(qiáng)對(duì)民營(yíng)醫(yī)院的監(jiān)管，減少信息不對(duì)稱帶來(lái)的醫(yī)療費(fèi)用上漲。

其次，為保障低收入群體的利益，新農(nóng)合制度本身還面臨著制度設(shè)計(jì)方面的問題，即醫(yī)療保險(xiǎn)是補(bǔ)償眾多一般風(fēng)險(xiǎn)還是補(bǔ)償小部分重大風(fēng)險(xiǎn)?對(duì)于低收入群體而言，即使是門診費(fèi)用，占其收入的比例也是較大的，如果醫(yī)療保險(xiǎn)不報(bào)銷門診費(fèi)用，則其醫(yī)療負(fù)擔(dān)仍然比較重。另一方面，住院治療除了醫(yī)療費(fèi)用外，還包括保險(xiǎn)不負(fù)擔(dān)的其他費(fèi)用，如家人陪護(hù)發(fā)生的費(fèi)用和誤工成本等，因而，低收入群體選擇住院治療的概率也比較小。［10］因此，住院服務(wù)對(duì)象更多集中在較高收入群體，由此出現(xiàn)窮人補(bǔ)貼富人的情況，或者窮人從政府補(bǔ)貼中獲益十分有限。新農(nóng)合的報(bào)銷規(guī)則設(shè)計(jì)應(yīng)該更多考慮公平，滿足低收入群體的醫(yī)療消費(fèi)需求，減輕他們的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

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