張微宇，樂　章（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，武漢 430074）

新農(nóng)合政策效果評價(jià)及其解釋
——基于2014年農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析

張微宇，樂章
（中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，武漢 430074）

新型農(nóng)村合作醫(yī)療自2003年實(shí)施以來，在緩解農(nóng)民治療困境和疾病風(fēng)險(xiǎn)方面取得了一定的成就。本文以2014年全國社保問題數(shù)據(jù)為實(shí)證分析，以減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)、改善農(nóng)民健康狀況和提高農(nóng)民健康意識(shí)為三個(gè)因變量建立logistic回歸模型，分析農(nóng)民對新農(nóng)合政策效果的評價(jià)及其解釋。得出新農(nóng)合在減輕醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)上得到了多數(shù)農(nóng)民的認(rèn)可；在改善農(nóng)民健康狀況、提高農(nóng)民健康意識(shí)方面有待加強(qiáng)；財(cái)政補(bǔ)助對提高政策效果評價(jià)有著顯著影響的結(jié)論。

新農(nóng)合；政策效果；影響因素

一、引言

新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（簡稱“新農(nóng)合”）是指由政府組織、引導(dǎo)、支持，農(nóng)民自愿參加，個(gè)人、集體和政府多方籌資，以大病統(tǒng)籌為主的農(nóng)民醫(yī)療互助共濟(jì)制度。截止至2010年底，新農(nóng)合制度基本實(shí)現(xiàn)全面覆蓋，參合率達(dá)到96%，人均籌資水平達(dá)156元。政府十二五規(guī)劃更提出了要在2010年參合率基礎(chǔ)上提高3個(gè)百分點(diǎn)。

目前學(xué)界對于新農(nóng)合的研究集中在新農(nóng)合運(yùn)行現(xiàn)狀與制度完善上。制度方面：劉軍民（2006）認(rèn)為新農(nóng)合的制度設(shè)計(jì)存在缺陷與問題。以大病為主的醫(yī)療補(bǔ)償政策導(dǎo)致嚴(yán)重的逆向選擇，并放棄了對大多數(shù)人基本醫(yī)療需求的保障。且以現(xiàn)有的籌資水平難以提供有效的醫(yī)療保障，逆向補(bǔ)助和累退性負(fù)擔(dān)明顯［1］。方黎明、顧欣（2006）認(rèn)為新農(nóng)合醫(yī)療在其“服務(wù)包”設(shè)計(jì)、起付線、報(bào)銷比例及封頂線上的規(guī)定過于嚴(yán)苛，影響保障水平，進(jìn)而打擊了農(nóng)民參與的積極性［2］。董海軍（2010）從社區(qū)治理模式轉(zhuǎn)型角度下研究得出中央政策在實(shí)施上缺乏與直接利益群體的聯(lián)系，政策的中間人、經(jīng)紀(jì)人可能收取政策大部分利益的結(jié)論［3］。李曉燕（2009）利用黑龍江省呼蘭縣和林甸縣2007年實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合制度對農(nóng)民衛(wèi)生服務(wù)利用公平性的影響不大，但在衛(wèi)生籌資公平性方面，合作醫(yī)療籌資制度設(shè)計(jì)沒有實(shí)現(xiàn)垂直公平［4］。在新農(nóng)合參與方面：樊麗明、解堊、尹琳（2003）根據(jù)3省245個(gè)農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，人均收入、信息媒介及鄰居是否參與新農(nóng)合和農(nóng)民參加新農(nóng)合的狀況呈顯著相關(guān)［5］。在新農(nóng)合效果方面：程令國、張曄（2012）認(rèn)為新農(nóng)合明顯提高了參合者的健康水平；一定程度上改變了參合者“有病不醫(yī)”的現(xiàn)象，提高了醫(yī)療服務(wù)利用率；同時(shí)也降低了參合者的自付比例［6］。Shi et al.（2010）利用陜西、河北及內(nèi)蒙古的調(diào)查數(shù)據(jù)，得出提供新農(nóng)合補(bǔ)助金后，參合者大病支出發(fā)生率從 14.3%下降至12.9%，因病致貧率從8.2%下降至7.6%，然而總體仍維持在較高水平的結(jié)論［7］；Sun et al.（2009）研究山東臨沂的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，提出參加新農(nóng)合使大病支出的發(fā)生率從2004年的8.98%下降到約8.25%［8］。而Lei&Lin （2009）對中國健康營養(yǎng)調(diào)查 （CHNS）數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為參合者的實(shí)際醫(yī)療支出未顯著下降［9］。Wagstaff et al.（2009）宣稱新農(nóng)合未能降低醫(yī)療支出，更是提高了非住院醫(yī)療服務(wù)的支出，進(jìn)一步增加了患者在報(bào)銷前的開支［10］。

研究農(nóng)民關(guān)于新農(nóng)合政策實(shí)施效果的評價(jià)對促進(jìn)新農(nóng)合完善發(fā)展，提高農(nóng)民對新農(nóng)合的滿意度具有重要意義。本文從農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)減輕、農(nóng)民健康意識(shí)提高和農(nóng)民健康狀況改善三個(gè)維度來考察新農(nóng)合政策效果，同時(shí)引入農(nóng)民個(gè)人層面、健康層面、社區(qū)區(qū)位層面及新農(nóng)合層面的因素來考察其對新農(nóng)合效果評價(jià)的影響。

二、數(shù)據(jù)來源及樣本描述

本文數(shù)據(jù)來自中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)社會(huì)保障研究所在2014年1月份于全國范圍內(nèi)展開的關(guān)于“農(nóng)村社會(huì)保障問題”的問卷調(diào)查。調(diào)查員均為該校勞動(dòng)與社會(huì)保障專業(yè)研究生和本科生。此次調(diào)查考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，分別于江蘇、福建、湖北、湖南、河南、江西、安徽、貴州、廣西、甘肅10省抽取了28個(gè)行政村，并在每個(gè)村落抽取30戶左右的居民進(jìn)行入戶訪問。由于農(nóng)村調(diào)查的艱難，樣本選取上并未完全遵循分層、隨機(jī)抽樣的方式，但也盡量控制其在東、中、西部不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平地區(qū)的分布，同時(shí)在村落范圍內(nèi)按隨機(jī)原則選擇調(diào)查對象。故而從總體上來說具有較好的代表性。此次共發(fā)放問卷860份，收回的有效問卷848份，有效回收率為98.6%。在經(jīng)過認(rèn)真的編碼、錄入、清理后，選用spss17.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

1.新農(nóng)合政策效果評價(jià)。政策效果采取三個(gè)方面來衡量：農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)減輕、農(nóng)民健康狀況改善，農(nóng)民健康意識(shí)提高。并將其評價(jià)結(jié)果分為明顯和不明顯。從表中可看出：認(rèn)為新農(nóng)合使農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)減輕效果明顯的有56.3%；認(rèn)為新農(nóng)合使農(nóng)民健康狀況改善效果明顯的有31.8%；認(rèn)為新農(nóng)合使農(nóng)民健康意識(shí)提高效果明顯的有37%。

2.受訪者的基本狀況。本次調(diào)查受訪者男女比例較為均衡，年齡均值在43歲左右，學(xué)歷眾值為初中，較好地代表了總體的特征。由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距較大，被調(diào)查者去年的家庭年收入差異非常大，均值受極端值影響嚴(yán)重。不同地區(qū)消費(fèi)情況也不相同，較難反映出收入的影響?？紤]到農(nóng)民對于自己的收入滿意程度是綜合當(dāng)?shù)厥杖?、消費(fèi)水準(zhǔn)得出的，故采用家庭收入滿意度作為樣本特征。從表1可看出大部分的農(nóng)民對自己的家庭收入并不滿意。

3.農(nóng)民的健康狀況。由于自評健康狀況具有一定的主觀性，而且本文主要考察的是新農(nóng)合對于減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)、提高農(nóng)民健康意識(shí)和改善農(nóng)民健康狀況的作用，因此采用受訪者是否為殘疾人士，是否患過大病，是否患有慢性病三個(gè)變量。從表一可以看出，患有殘疾的受訪者為8.1%，得過大病的有13%，患有慢性病的有19.1%。

4.社區(qū)區(qū)位特點(diǎn)。一是采用傳統(tǒng)的東中西部劃分。統(tǒng)計(jì)被調(diào)查地點(diǎn)分別屬于哪個(gè)地區(qū)。二是統(tǒng)計(jì)受訪者居住地地理狀況。其中平原占43%，非平原占57%。最后統(tǒng)計(jì)受訪者距離最近醫(yī)療資源的距離，其中距離醫(yī)療室5km及以下視為近，5km以上視為遠(yuǎn)。

5.新農(nóng)合參與、報(bào)銷及待遇。本次調(diào)查中參加新農(nóng)合的受訪者占比達(dá)73.1%，與全國統(tǒng)計(jì)數(shù)值有一定差異。這可能是由于只抽取28個(gè)行政村，部分行政村沒有組織參加新農(nóng)合，受其影響較大的緣故。參加新農(nóng)合后有報(bào)銷經(jīng)歷的只占16.5%，且很多受訪者表示不知道該如何報(bào)銷。有報(bào)銷經(jīng)歷的農(nóng)民較少或與新農(nóng)合集中保大病，患大病概率較小有關(guān)。新農(nóng)合繳費(fèi)額各地不一，補(bǔ)助額也各有差異。比較值得關(guān)注的是，近一半的受訪者不知道個(gè)人賬戶財(cái)政補(bǔ)助款額有多少。

表1　調(diào)查對象的一般分布描述（N=848，%）

三、概念、變量與數(shù)據(jù)分析方法

本文主要考察農(nóng)民對于新農(nóng)合的政策效果評價(jià)及影響農(nóng)民評價(jià)的因素。新農(nóng)合效果評價(jià)從農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)減輕、農(nóng)民健康狀況改善，農(nóng)民健康意識(shí)提高三個(gè)方面來考察。調(diào)查中題型采用的是矩陣式設(shè)計(jì)，但是由于數(shù)據(jù)分析需要合并為虛擬變量。將明顯、比較明顯合并為1明顯，一般、不太明顯和不明顯統(tǒng)一合并為0不明顯。

農(nóng)民對于新農(nóng)合政策效果的評價(jià)有一定的主觀性，受自身特征，健康狀況，新農(nóng)合繳費(fèi)、補(bǔ)助，以及新農(nóng)合醫(yī)療資源可及性等諸多方面的影響。根據(jù)已有研究結(jié)果先做出以下假設(shè)：

假設(shè)1：自身?xiàng)l件越不優(yōu)越的農(nóng)民（女性、年老、文化程度低、身體狀況差、收入不高），對于新農(nóng)合政策效果的評價(jià)越高。

假設(shè)2：經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)、平原地區(qū)、居住地距醫(yī)療資源近的農(nóng)民對新農(nóng)合政策效果評價(jià)較高。

假設(shè)3：已參加新農(nóng)合、有過報(bào)銷經(jīng)歷的農(nóng)民，對新農(nóng)合政策效果評價(jià)較高。

假設(shè)4：農(nóng)民繳費(fèi)額越低，政府補(bǔ)助額越高，對新農(nóng)合政策效果評價(jià)越高。

根據(jù)上述假設(shè)，我們可引入性別、年齡、文化程度及個(gè)人對收入的滿意情況等個(gè)體層面變量；引入健康狀況的健康層面變量；引入地理狀況、醫(yī)療資源距離等地理層面變量；引入新農(nóng)合相關(guān)的新農(nóng)合層面變量。有關(guān)自變量類型及在樣本中的分布情況見表2。

表2　變量的選取、類型和影響方向預(yù)測

如表2所示，經(jīng)過處理后的三個(gè)因變量均為虛擬變量形式，意味著它們都是僅有兩種結(jié)果的定性變量，故采用logistic回歸模型來進(jìn)行研究。本文分別對每一因變量建立一個(gè)概率模型，在自變量影響下觀察其概率值在0和1之間的變動(dòng)。假設(shè)以P表示因變量在0和1之間的概率，則可用logistic概率函數(shù)將其表示為：

式中x是研究的自變量，b是自變量的回歸系數(shù)，exp（u）則是自然對數(shù)指數(shù)函數(shù)。在logistic回歸模型中，回歸系數(shù)反映了每個(gè)自變量變化對因變量概率對數(shù)的影響，具體至每一個(gè)自變量回歸系數(shù)的作用時(shí)，也可通過考察自變量的發(fā)生比率（數(shù)學(xué)表達(dá)式Exp（B1））來確定自變量每單位的變化給原發(fā)生比帶來多大程度的變化［11］。

本文把以上四類共計(jì)14個(gè)自變量用強(qiáng)制方式納入統(tǒng)計(jì)模型之中，以spss17.0軟件統(tǒng)計(jì)分析來考察模型的構(gòu)建效果及分析這些因素是如何影響農(nóng)民對新農(nóng)合政策效果的評價(jià)。本研究中自變量有虛擬變量和定距變量兩種類型。年齡、新農(nóng)保繳費(fèi)數(shù)額、新農(nóng)保財(cái)政補(bǔ)助三個(gè)變量為定距變量，性別、健康狀況和社區(qū)區(qū)位條件等則轉(zhuǎn)換成虛擬變量。本研究中的自變量已滿足回歸分析的基本要求。

四、統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

以農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)減輕、農(nóng)民健康狀況改善、農(nóng)民健康意識(shí)提高分別為因變量，以上述四層面的14個(gè)變量為自變量構(gòu)建二元logistic回歸模型，結(jié)果如表3所示。

表3　三個(gè)因變量與諸自變量的logistic回歸模型

在農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)減輕這一模型中，有四個(gè)自變量影響農(nóng)民的評價(jià)。全國區(qū)位（b=-0.673），地理狀況（b=-0.909），參合后有無報(bào)銷經(jīng)歷（b=1.259），新農(nóng)合個(gè)人賬戶財(cái)政補(bǔ)助額（b=0.06），其余變量不顯著。從冪值來看，位于經(jīng)濟(jì)較優(yōu)越的地區(qū)是經(jīng)濟(jì)不優(yōu)越地區(qū)的0.510倍。經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，對新農(nóng)合效果評價(jià)較低，符合假設(shè)。新農(nóng)合只保障低水平的基本醫(yī)療需求，經(jīng)濟(jì)相對發(fā)達(dá)地區(qū)消費(fèi)水平較高，醫(yī)療需求相應(yīng)也高。加上當(dāng)?shù)亟鹑诒ｋU(xiǎn)業(yè)較發(fā)達(dá)，商業(yè)保險(xiǎn)更加靈活有針對性。這可能導(dǎo)致新農(nóng)合在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)減輕醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)方面效果降低。平原地區(qū)是非平原地區(qū)的0.403倍，與假設(shè)相悖。唐禮智、羅建峰、羅婧，王依晨（2013）認(rèn)為從地區(qū)比較層面來分析，參加新農(nóng)合農(nóng)民的感知價(jià)值與地方政策的實(shí)施力度直接相關(guān)。地方政府執(zhí)行新農(nóng)合政策時(shí)會(huì)參照當(dāng)?shù)氐膶?shí)際情況，可能致使社區(qū)區(qū)位對于政策效果影響較大［12］。參加新農(nóng)合后有報(bào)銷經(jīng)歷的比無報(bào)銷經(jīng)歷的高3.542倍，符合假設(shè)。切身感受過政策報(bào)銷實(shí)惠的農(nóng)民會(huì)更傾向于認(rèn)為新農(nóng)合減輕醫(yī)療負(fù)擔(dān)效果顯著。財(cái)政補(bǔ)助額相對高的是較低的1.006倍，提高財(cái)政補(bǔ)助也會(huì)提高農(nóng)民對新農(nóng)合的政策效果評價(jià)。而年齡、性別，文化程度等其余變量無法驗(yàn)證對新農(nóng)合政策評價(jià)的影響。

在農(nóng)民健康狀況改善這一模型中，有五個(gè)因素可以解釋因變量：患有慢性病（b=-0.829），全國區(qū)位（b=-0.878），地理?xiàng)l件（b=-2.347），距最近醫(yī)療室距離（b=-0.847）和個(gè)人賬戶財(cái)政補(bǔ)助額（b=0.006）。其余變量無法驗(yàn)證。從冪值看，患有慢性病是未患慢性病的0.437倍。慢性病與提高健康意識(shí)負(fù)相關(guān)，可能與慢性病需要長期治療，但在大多數(shù)情況下無需住院，無法享受住院報(bào)銷等一系列的優(yōu)惠有關(guān)。在社區(qū)區(qū)位特點(diǎn)中經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)是不發(fā)達(dá)地區(qū)的0.415倍，與因變量呈負(fù)相關(guān)，是符合假設(shè)的。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)可能基本醫(yī)療需求可以通過或已經(jīng)通過其他方式得到滿足，因而對新農(nóng)合效果評價(jià)較差。平原是非平原的0.096倍，距醫(yī)療室近的是遠(yuǎn)的0.042倍，兩者對新農(nóng)合政策評價(jià)又都是負(fù)相關(guān)?；蚩梢越忉尀樾罗r(nóng)合有嚴(yán)格細(xì)致的規(guī)定，導(dǎo)致一般的小病只能在醫(yī)療室等低級醫(yī)療機(jī)構(gòu)治療，而低級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)質(zhì)量和能力并沒有提高，導(dǎo)致了農(nóng)民評價(jià)下降。Zhang，Wang，Qian，Ni（2014）研究也提出低級別醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)采取各種措施提高護(hù)理質(zhì)量和服務(wù)標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)論［13］。財(cái)政補(bǔ)助額高的是低的1.006倍，正相關(guān)，假設(shè)得到驗(yàn)證。

在農(nóng)民健康意識(shí)提高中，只有兩個(gè)自變量被驗(yàn)證：地理狀況（b=-2.360），財(cái)政補(bǔ)助額（b=0.004）。地理狀況的影響仍為負(fù)相關(guān)。個(gè)人假設(shè)可能是：在新農(nóng)合實(shí)施前，地理偏遠(yuǎn)的地區(qū)存在較多的“小病拖、大病扛”現(xiàn)象，平原地區(qū)有著較好的就醫(yī)習(xí)慣，因而新農(nóng)合政策對于提高非平原地區(qū)農(nóng)民健康意識(shí)效果更為顯著。

綜上所述，在三個(gè)模型中，只有財(cái)政補(bǔ)助額有顯著影響，與政策效果成正相關(guān)。地理狀況也有較為顯著的影響，與政策效果成負(fù)相關(guān)?；加新圆　⑷珖鴧^(qū)位等因素只影響政策效果的一個(gè)或兩個(gè)方面。個(gè)體層面中的4個(gè)變量均不顯著，說明新農(nóng)合政策效果評價(jià)受非農(nóng)民個(gè)體因素影響更大。

五、結(jié)論與建議

用本文研究引入的四個(gè)層面的14個(gè)自變量，分別以減輕農(nóng)民醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)、提高農(nóng)民健康狀況，提高農(nóng)民健康意識(shí)為因變量建立三個(gè)Logestic回歸模型，根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果對研究假設(shè)的檢驗(yàn)情況進(jìn)行分析，我們可以得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：（1）新農(nóng)合在減輕醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)上得到了大多數(shù)農(nóng)民的的認(rèn)可，但是在改善農(nóng)民健康狀況、提高農(nóng)民健康意識(shí)的作用上還有待于進(jìn)一步加強(qiáng)。（2）財(cái)政補(bǔ)助對于提高政策效果，無論是減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)、改善農(nóng)民健康狀況還是提高農(nóng)民健康意識(shí)的方面都是有效的。（3）參加新農(nóng)合后有報(bào)銷經(jīng)歷的農(nóng)民更傾向于認(rèn)為新農(nóng)合減輕醫(yī)療費(fèi)用負(fù)擔(dān)效果顯著。

1.社區(qū)區(qū)位條件與新農(nóng)合政策效果負(fù)相關(guān)的問題。社區(qū)區(qū)位條件作為一個(gè)地區(qū)的基礎(chǔ)條件，對于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)、政治以及居民都有一定影響。在研究中，平原地區(qū)對于新農(nóng)合政策三個(gè)方面效果評價(jià)相對較低，區(qū)位經(jīng)濟(jì)條件較好的地區(qū)在減輕農(nóng)民醫(yī)療負(fù)擔(dān)和提高農(nóng)民健康狀況方面評價(jià)相對較低，距離衛(wèi)生室近的對于新農(nóng)合提高農(nóng)民健康意識(shí)的效果評價(jià)也相對較低。這與以往的研究是有一定的沖突的。個(gè)人認(rèn)為可能偏遠(yuǎn)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)有較多的小病拖大病扛現(xiàn)象，在新農(nóng)合實(shí)施后，逐步養(yǎng)成了按需就醫(yī)的良好習(xí)慣。而平原地區(qū)和經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)這種現(xiàn)象較之少見，因此對比之下社區(qū)區(qū)位差的反而效果更佳。但是有沒有可能是因?yàn)椴煌姓^(qū)甚至是行政村執(zhí)行政策的力度不同，政策制度細(xì)微之處有所差異而引起新農(nóng)合效果評價(jià)的不同。這就有待于進(jìn)一步的研究了。

2.患慢性病農(nóng)民與新農(nóng)合評價(jià)關(guān)系的問題。在本文中，慢性病對于提高健康意識(shí)成負(fù)相關(guān)。慢性病患者一般不需手術(shù)或住院治療，但必須長期吃藥。所以慢性病農(nóng)民患者不能享受相應(yīng)的大病或住院報(bào)銷，僅能享受個(gè)人賬戶中財(cái)政補(bǔ)助的福利。這一點(diǎn)財(cái)政補(bǔ)助對于長期吃藥以緩解、治療病情的慢性病農(nóng)民患者是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。如何改進(jìn)新農(nóng)合制度，使慢性病農(nóng)民患者享受到更多的新農(nóng)合實(shí)惠，是一個(gè)值得研究和探討的問題。

3.農(nóng)民個(gè)體層面對新農(nóng)合政策評價(jià)關(guān)系問題。本研究中農(nóng)民個(gè)體層面引入的變量均不顯著，即性別、年齡、學(xué)歷、收入不能解釋農(nóng)民對新農(nóng)合政策效果的評價(jià)。這一點(diǎn)體現(xiàn)了新農(nóng)合作為一項(xiàng)社會(huì)福利制度，具有一定的普惠性。在本研究調(diào)查中出現(xiàn)很多農(nóng)民不知道財(cái)政補(bǔ)助數(shù)目，不清楚如何報(bào)銷的情況，也說明政府應(yīng)該加強(qiáng)宣傳工作，促使農(nóng)民了解、參與新農(nóng)合，以推動(dòng)新農(nóng)合進(jìn)一步發(fā)展。

4.如何提高農(nóng)民滿意度的問題。從本研究可看出，提高財(cái)政補(bǔ)助可以提高新農(nóng)合政策各方面效果。政府應(yīng)該加大財(cái)政補(bǔ)助力度，突顯新農(nóng)合福利性質(zhì)，提高新農(nóng)合報(bào)銷比例與補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)。社區(qū)區(qū)位特點(diǎn)對于新農(nóng)合評價(jià)有顯著影響，建議地方政府、相關(guān)組織部門因地制宜，結(jié)合本地經(jīng)濟(jì)、醫(yī)療資源、農(nóng)民需求等特點(diǎn)實(shí)施新農(nóng)合政策。是否享受到政策優(yōu)惠對于新農(nóng)合效果評價(jià)也有一定程度的影響，政府在新農(nóng)合保大病的基礎(chǔ)上，也應(yīng)盡量讓更多的農(nóng)民享受到新農(nóng)合的實(shí)惠。

［1］劉軍民.農(nóng)村合作醫(yī)療存在的制度缺陷［J］.華中師范大學(xué)學(xué)報(bào)，2006（3）：32-36.

［2］方黎明，顧昕.突破資源型的困局：新型農(nóng)村合作醫(yī)療中參合的激勵(lì)機(jī)制與可持續(xù)性發(fā)展［J］.中國農(nóng)村觀察，2006（4）：24-79.

［3］董海軍.社區(qū)治理模式轉(zhuǎn)型下的農(nóng)民參與“新農(nóng)合”分析——以內(nèi)蒙古搖村為例［J］.南京師大學(xué)報(bào)，2010（3）：43-49.

［4］李曉燕.從健康水平、俯臥利用和籌資視角看新農(nóng)合制度公平性［J］.中國人口科學(xué)，2009（3）：96-112.

［5］樊麗明，解堊，尹琳.農(nóng)民參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療及滿意度分析——基于3省245戶農(nóng)戶的調(diào)查［J］.山東大學(xué)學(xué)報(bào)，2009（1）：52-57.

［6］程令國，張曄.“新農(nóng)合”：經(jīng)濟(jì)績效還是健康績效？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012（1）：120-133.

［7］Shi，W.，V.Chongsuvivatwong，A.Geater，J.Zhang，H.Zhang and D.Brombal，2010，“The Influence of the Rural Health Security Schemes on Health Utilization and Household Impoverishment in Rural China：Data from a Household Survey of Western and Central China”，International Journal for Equity in Health，9：7.

［8］Sun，X.，S.Jackson，G.A.Carmichael and A.C.Sleigh，2009，“Catastrophic Medical Payment and Financial Protection in Rural China：Evidence from the New Cooperative Medical Scheme in Shandong Province”，Health Economics，18：103-119.

［9］Lei，X.and W.Lin，2009，“The New Cooperative Medical Scheme in Rural China：Does More Coverage Mean More Service and Better Health？”，Health Economics，18：S25-S46.

［10］Wagstaff，A.，M.Lindelow，J.Gao，L.Xu and J.Qian，2009，“Extending Health Insurance to The Rural Population：An Impact Evaluation of China's New Cooperative Medical Scheme”，Journal of Health Economics，28，1：1-19.

［11］樂章.農(nóng)民的疾病風(fēng)險(xiǎn)與醫(yī)療保障：一個(gè)實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)社會(huì)制度比較，2005（1）：81-90.

［12］唐禮智，羅建峰，羅婧，王依晨.基于時(shí)空視角下新農(nóng)合農(nóng)戶滿意度研究：以福建省為例［J］.福建論壇：人文社會(huì)科學(xué)版，2013（7）：137-141.

［13］Zhang，L.and Wang，ZH.and Qian，DF.and Ni，J.2014，“Effects of changes in health insurance reimbursement level on outpatient service utilization of rural diabetics：evidence from Jiangsu Province”，BMC Health service research.Volume：14，Article Number：185.

［14］鄧媛玲.新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的農(nóng)民滿意度研究——對“新農(nóng)合”試點(diǎn)縣 （電白縣）的一項(xiàng)問卷調(diào)查［J］，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（5）：138-148.

［15］郇建立，李文靜.村民視角下的新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策實(shí)施效果評估——基于晉西南M村的問卷調(diào)查和個(gè)案訪談［J］.北京科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2013，29（1）：59-88.

The Evaluation of the Effect of NRCMS and Its Explanation：Based on The Empirical Analysis of The Survey Data From Farmers in 2014

ZHANG Wei-yu，YUE Zhange
（Zhong nan University of Economics and Law，Wuhan Hubei 430074）

From its implementation in 2003，NRCMS has made a series of achievements in solving the dilemma of farmers' treatment and reducing the risk of disease.In order to analyse the evaluation of the effect of NRCMS and its explanation，this article takes the data which is related to national social security in 2014 as the empirical analysis.And it establishes a logistic regression model on the basis of three dependent variables，including lightening the medical economy burden of farmers，improving their health condition and raising their awareness of health.Finally，this article makes a conclusion that NRCMS is accepted by most farmers in lightening the medical economy burden，and it should be strengthened in improving farmers' health condition and raising their awareness of health.Besides，the financial aid has significant impact on improving the evaluation of the effect of this policy.

New Rural Cooperative Medical Scheme（NRCMS）；effect of the policy；influencing factor

F840.613

A

1007-0672（2015）03-0081-05

2014-11-08

張微宇，女，河南商丘人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)公共管理學(xué)院，研究方向：社會(huì)保障；樂章，男，湖北英山人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)教授，博士生導(dǎo)師，社會(huì)政策研究所所長，研究方向：社會(huì)政策與社會(huì)保障、社會(huì)科學(xué)研究方法。