王琨，陳濤，張雷，王芳

鄭州人民醫(yī)院普外二科，河南鄭州 450000

我國(guó)農(nóng)村居民由于相對(duì)收入較低，長(zhǎng)期面臨著因病致貧、因病返貧等現(xiàn)象的威脅。因病致貧指農(nóng)村居民由于較高的醫(yī)療支出擠壓了生活支出，使得生活水平降低，即疾病直接導(dǎo)致貧窮。因病返貧指農(nóng)村居民由于較高的醫(yī)療支出，進(jìn)一步擠壓了投資支出，使得來(lái)年的收入降低，即疾病間接導(dǎo)致未來(lái)貧窮[1]。新型農(nóng)村合作醫(yī)療的實(shí)施，旨在減輕農(nóng)村居民住院和大病的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，理論上應(yīng)該緩解了因病返貧、因病致貧現(xiàn)象的發(fā)生。該文使用虛擬變量回歸研究河南省農(nóng)戶患大病對(duì)非醫(yī)療生活支出、投資支出的影響，并將新農(nóng)合實(shí)施前后的情況進(jìn)行比較，來(lái)驗(yàn)證河南省新農(nóng)合的實(shí)施效果，并提出相應(yīng)的政策建議。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

該文使用2006、2007和2010年的 “河南省農(nóng)村住戶調(diào)查”數(shù)據(jù)，選取于2007年開始實(shí)際進(jìn)行新農(nóng)合報(bào)銷的7個(gè)縣區(qū)共530家戶。其中金水區(qū)、上街區(qū)、中原區(qū)和新鄭市的平均收入較高，為鄭州市轄下；泌陽(yáng)縣、平輿縣和遂平縣的平均收入較低，為駐馬店市轄下。被調(diào)查家戶選取方法為：根據(jù)縣區(qū)為單位，依次隨機(jī)抽取鄉(xiāng)、村、組，在抽中的村民小組內(nèi)按照農(nóng)民收入水平排序，再根據(jù)隨機(jī)等距抽樣方法確定調(diào)查戶。為了更準(zhǔn)確地反映樣本總體的收入水平，曾經(jīng)在2005年和2010年進(jìn)行重新抽樣，因此2005—2010年間為完整的面板數(shù)據(jù)。

表1 調(diào)查縣區(qū)基本狀況

1.2 研究方法

使用虛擬變量線性回歸的方法，來(lái)分析在新農(nóng)合實(shí)施前后，農(nóng)戶因病致貧和因病返貧的狀況。以農(nóng)戶是否花費(fèi)大額醫(yī)療支出作為虛擬變量，若花費(fèi)大額醫(yī)療支出則該戶賦值為1，反之，則賦值為零。根據(jù)被調(diào)查縣區(qū)的平均報(bào)銷戶數(shù)占比，將醫(yī)療支出排名為該區(qū)前10%的農(nóng)戶定為大額醫(yī)療支出戶；為分析新農(nóng)合在不同醫(yī)療支出水平上的效用，另設(shè)醫(yī)療支出排名為該區(qū)前5%的農(nóng)戶為最大額醫(yī)療支出戶。

因病致貧回歸方程為：非醫(yī)療生活支出占總收入比=截距項(xiàng)+α1生活支出占總收入比+β1是否（最）大額醫(yī)療支出戶+擾動(dòng)項(xiàng)。

其中因變量為非醫(yī)療生活支出占總收入比，用以衡量當(dāng)農(nóng)戶有大額醫(yī)療支出時(shí)，生活水平的下降程度。生活支出占總收入比為控制變量，用以剔除不同收入水平、收入種類的農(nóng)戶生活水平的差異。系數(shù)β1表示當(dāng)農(nóng)戶生大病時(shí)，生活水平降低的程度，即因病致貧的程度。

因病返貧回歸方程為：投資性支出占總支出比=截距項(xiàng)+α2非醫(yī)療生活支出占總支出比+β2是否（最）大額醫(yī)療支出戶+擾動(dòng)項(xiàng)。

因變量為投資性支出占總支出比，用以衡量當(dāng)農(nóng)戶有大額醫(yī)療支出時(shí)，投資水平的下降程度。非醫(yī)療生活支出占總支出比為控制變量，用以剔除不同支出水平、投資種類的農(nóng)戶投資水平的差異。系數(shù)β2表示當(dāng)農(nóng)戶生大病時(shí)，投資水平降低的程度，即因病返貧的程度。

2 結(jié)果

2.1 7縣區(qū)基本情況

7個(gè)縣區(qū)的基本情況列為表1。由表1可以看到，2007年新農(nóng)合實(shí)施后，各縣區(qū)的戶均醫(yī)療支出均有顯著增長(zhǎng)。

2.2 回歸結(jié)果

使用因病致貧回歸方程，對(duì)三年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。以是否大額醫(yī)療支出為虛擬變量，得系數(shù)β1的估計(jì)值；以是否最大額醫(yī)療支出為虛擬變量，得系數(shù)β1’的估計(jì)值。

使用因病返貧回歸方程，對(duì)三年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。以是否大額醫(yī)療支出為虛擬變量，得系數(shù)β2的估計(jì)值；以是否最大額醫(yī)療支出為虛擬變量，得系數(shù)β2’的估計(jì)值。將所有回歸結(jié)果列入表2。

系數(shù)β1估計(jì)值的含義為，如果農(nóng)戶有大額醫(yī)療支出，則其生活水平下降的比例為β1。根據(jù)表2，2006年有大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶，生活水平下降12%，該比例在2007年上升至15%，并于其后保持穩(wěn)定，2010年仍為15%。

系數(shù)β1’估計(jì)值的含義為，如果農(nóng)戶有最大額醫(yī)療支出，則其生活水平下降的比例為β1’。根據(jù)表2，2006年有最大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶，生活水平下降13%，該比例在2007年上升至18%，其后繼續(xù)上升但幅度較小，2010年為19%。

系數(shù)β2估計(jì)值的含義為，如果農(nóng)戶有大額醫(yī)療支出，則其投資水平下降的比例為β2。根據(jù)表2，2006年有大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶，投資水平下降14%，該比例在2007年上升至17%，其后未繼續(xù)上升，且在2010年下降為15%。系數(shù)β2’估計(jì)值的含義為，如果農(nóng)戶有最大額醫(yī)療支出，則其投資水平下降的比例為β2’。根據(jù)表2，2006年有大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶，投資水平下降16%，該比例在2007年上升至18%，其后繼續(xù)上升但幅度較小，2010年為19%。根據(jù)表2可知，所有統(tǒng)計(jì)量的顯著水平都很高。

表2 河南省7縣區(qū)因病致貧、因病返貧方程三年回歸結(jié)果

①首先，新農(nóng)合政策的本質(zhì)是醫(yī)療保險(xiǎn)，即為農(nóng)戶的大額醫(yī)療支出提供保障性服務(wù)，并非對(duì)所有的醫(yī)療支出都進(jìn)行報(bào)銷。因此，新農(nóng)合主要是緩解農(nóng)戶生了病卻因?yàn)楹ε箩t(yī)療費(fèi)貴，不敢去就醫(yī)所造成的“小病拖大病，大病在家扛”現(xiàn)象。因此，新農(nóng)合政策實(shí)施后，農(nóng)戶因?yàn)榭赡艿拇箢~醫(yī)療受到保障，變得敢于去醫(yī)院就醫(yī)，釋放了被抑制的醫(yī)療需求，使得短期內(nèi)總支出中的醫(yī)療負(fù)擔(dān)反而增大。導(dǎo)致在新農(nóng)合實(shí)施初期，生活支出和投資支出被醫(yī)療支出擠占較多，因病致貧、因病返貧程度不降反升[2]。

另外，新農(nóng)合的保障力度小，報(bào)銷比例低是農(nóng)戶因病致貧、因病返貧的程度變大的重要原因。雖然新農(nóng)合實(shí)施后，農(nóng)戶釋放被壓制的醫(yī)療需求是醫(yī)療負(fù)擔(dān)加重的客觀因素，但如果實(shí)際報(bào)銷金額足夠高，仍然可以切實(shí)降低農(nóng)戶的醫(yī)療負(fù)擔(dān)。從表2可以看到，隨著新農(nóng)合的保障力度和報(bào)銷金額增大，2010年大額醫(yī)療支出農(nóng)戶的因病致貧程度增長(zhǎng)放緩，因病返貧程度則開始降低。

②隨著保障力度和報(bào)銷金額的增大，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)戶因病返貧現(xiàn)象的緩解強(qiáng)于因病致貧現(xiàn)象。根據(jù)表2中β2的估計(jì)值可以看到，大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶因病返貧的程度在2007年上升到17%，但隨著保障力度和報(bào)銷金額的增大，到2010年已經(jīng)下降為15%。而同時(shí)期的因病致貧程度與2007年保持相同，仍為15%。此結(jié)論表明，截止到2010年，新農(nóng)合的實(shí)施已經(jīng)開始切實(shí)降低大額醫(yī)療支出對(duì)農(nóng)戶投資支出的擠占，緩解了農(nóng)戶的因病返貧現(xiàn)象。

新農(nóng)合對(duì)因病返貧現(xiàn)象緩解較強(qiáng)的原因在于，農(nóng)戶在衡量生活支出和投資支出時(shí)，會(huì)優(yōu)先保證投資支出。根據(jù)持久收入假說(shuō)，理性經(jīng)濟(jì)人會(huì)根據(jù)未來(lái)的持久收入來(lái)決定當(dāng)前的消費(fèi)值。因此，為了保障家戶未來(lái)的平穩(wěn)收入，農(nóng)戶在總支出受到醫(yī)療支出擠占時(shí)，會(huì)更多的壓縮當(dāng)前的生活支出，而優(yōu)先保障投資支出。因此，隨著新農(nóng)合保障力度的加大，因病返貧現(xiàn)象會(huì)先得到緩解，在未來(lái)收入得到保障以后，因病致貧現(xiàn)象才會(huì)進(jìn)一步緩解。

③有最大額醫(yī)療支出的農(nóng)戶，其因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象更為嚴(yán)重，且新農(nóng)合的保障作用不顯著。將表2 中系數(shù) β1與 β2、β1’與 β2’的估計(jì)值進(jìn)行對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，醫(yī)療支出排名在該區(qū)為前5%的農(nóng)戶，所面臨的因病致貧、因病返貧現(xiàn)象更為嚴(yán)重，且在新農(nóng)合實(shí)施四年以后，仍未得到有效緩解，醫(yī)療支出對(duì)生活、投資支出的擠占仍在增大。

3 建議

①應(yīng)進(jìn)一步提高新農(nóng)合的報(bào)銷金額，以切實(shí)緩解因病致貧、因病返貧現(xiàn)象。雖然目前河南省新農(nóng)合政策的實(shí)施取得了較大的成功，在多方面為農(nóng)戶的醫(yī)療服務(wù)提供了保障，但仍應(yīng)該清楚地看到其效果的不足。雖然在報(bào)銷比例和報(bào)銷總額上都有了很大的提高，但因?yàn)檗r(nóng)戶長(zhǎng)期被壓制的醫(yī)療需求得到釋放，實(shí)際的報(bào)銷效果仍然不足。在新農(nóng)合實(shí)施數(shù)年之后，農(nóng)戶所面臨的因病致貧現(xiàn)象未能得到改善，因病返貧的現(xiàn)象雖然有所改善，但仍然嚴(yán)重制約著農(nóng)戶的生產(chǎn)投資和長(zhǎng)期收入水平。因此，河南省應(yīng)該加大財(cái)政撥付力度，增加報(bào)銷金額，以達(dá)到緩解因病致貧、返貧的現(xiàn)象。在保障農(nóng)戶生產(chǎn)投資不被醫(yī)療支出擠占的前提下，進(jìn)一步提高大額醫(yī)療支出農(nóng)戶的生活水平[3]。

②應(yīng)調(diào)整新農(nóng)合政策，加強(qiáng)對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)最重的農(nóng)村居民的保障力度。新農(nóng)合的重要作用在于為醫(yī)療負(fù)擔(dān)較重的農(nóng)戶提供保障，但從因病致貧、返貧的現(xiàn)象來(lái)看，新農(nóng)合政策對(duì)醫(yī)療負(fù)擔(dān)最重的農(nóng)村居民保障力度明顯不足。應(yīng)該對(duì)保障策略進(jìn)行調(diào)整，進(jìn)一步傾向于這部分農(nóng)戶。

[1]陳李娜，王靜.農(nóng)村低收入人群疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的醫(yī)療保障問(wèn)題研究綜述[J].中國(guó)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2013,32(12):27-29.

[2]陳慶錕，毛阿燕，代濤.新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)的影響研究[J].中國(guó)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2014,33(4):46-48.

[3]金音子，侯志遠(yuǎn)，岳大海，等.新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度對(duì)改善農(nóng)村居民疾病經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)的公平性狀況的研究[J].中國(guó)衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)，2014,33(3):42-44.