牟珊珊 周志凱

(1 中央財經(jīng)大學保險學院， 北京，102206；2 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學保險學院，北京，100029)

新農(nóng)合和城鎮(zhèn)居民醫(yī)保對兒童健康的績效研究

牟珊珊1周志凱2

(1 中央財經(jīng)大學保險學院， 北京，102206；2 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學保險學院，北京，100029)

本文使用中國健康營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2006年、2009年和2011年的數(shù)據(jù)，分別研究新農(nóng)合和城居保對兒童的健康績效。從短期健康狀況和長期健康狀況兩個角度選取了相應指標，并運用多元線性回歸、Logit回歸和分位數(shù)回歸的方法進行了計量分析。結(jié)果表明：新農(nóng)合和城居保對兒童的短期健康狀況沒有顯著的改善作用，但城居保對兒童的短期健康績效要優(yōu)于新農(nóng)合；新農(nóng)合對兒童的長期健康有明顯的改善作用，城居保對兒童的長期健康無明顯作用。

新農(nóng)合；城居保；兒童健康績效；邏輯回歸；分位數(shù)回歸

一、引言

基本醫(yī)療保險作為保障國民健康水平的重要舉措，擴大覆蓋范圍和提高保障水平一直是醫(yī)療改革中的重要環(huán)節(jié)。我國的醫(yī)療保險起步較晚，1998年我國開始建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(以下簡稱“城職?！?制度，2003年新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(以下簡稱“新農(nóng)合”)開始試點，而城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(以下簡稱“城居?！?2007年才開始試點。但醫(yī)療保險覆蓋范圍的推進較快，截至2014年，我國共有3.15億人參加了城居保，7.36億人參加了新農(nóng)合，基本實現(xiàn)了全覆蓋。2016年，國家在醫(yī)療衛(wèi)生上的財政支出達到了11953.18億元，*城居保參保人數(shù)的數(shù)據(jù)來自人社部網(wǎng)站公布的2014年度人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報，新農(nóng)合參合人數(shù)和醫(yī)療衛(wèi)生財政支出的數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。醫(yī)保政策也處在不斷的變革當中，體現(xiàn)出國民健康問題的重要性。國家和民眾對醫(yī)療保險改革問題都高度關(guān)注，醫(yī)療保險能否真正改善人們的健康問題？不同的醫(yī)保政策對不同人群的健康狀況有怎樣的影響？醫(yī)保政策又將如何應對其中的差異？這些問題的解答也是醫(yī)療保險改革中的重要議題，對明確政策方向和重點有重要的指導意義。

在國外，醫(yī)療保險的健康績效一直是人們關(guān)注的問題，W Miller，ER Vigdor，WG Manning(2004)認為這決定著是否值得為還沒有參保的人提供醫(yī)療保險。

一些學者的研究表明，醫(yī)療保險對人們的健康狀況并沒有顯著影響。Richard Kronick(2009)利用1986-2000年美國的國民健康訪談調(diào)查中，年齡在18～64歲的672526名被訪談者的數(shù)據(jù)，研究醫(yī)療保險和死亡風險之間的關(guān)系。他推翻了醫(yī)學研究所估計的“缺乏保險導致每年18000多人死亡”的結(jié)論，認為沒有足夠的證據(jù)能夠證明擴大保險覆蓋范圍會對美國的死亡人數(shù)產(chǎn)生較大影響。T Zaidenweber，BA Washington(2011)采用電話和家庭地址隨機選擇兩種方法對哥倫比亞特區(qū)的4699個居民進行了調(diào)查，詢問了他們關(guān)于醫(yī)療保險、個體特征和健康狀況的問題。他們的研究結(jié)果表明，醫(yī)療保險對居民的健康狀況并沒有顯著影響，但醫(yī)療保險和醫(yī)療補助的參與者比其他未參與保險的人更有可能產(chǎn)生活動上的限制。

但也有許多學者發(fā)現(xiàn)，購買醫(yī)療保險可以改善人們的健康狀況。JW Cohen(1993)使用了比例風險回歸模型，對4675名35～64歲，在1985-1987年被診斷出患乳腺癌的婦女的死亡風險進行了研究。發(fā)現(xiàn)沒有私人醫(yī)療保險的婦女患乳腺癌后會有更頻繁的不良癥狀，并且死亡率比擁有私人醫(yī)療保險的婦女高。JM Mcwilliams(2003)利用美國的全國代表性健康與退休研究的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，分析了1996年和2000年成年人接受基礎(chǔ)臨床服務的差異，發(fā)現(xiàn)未購買保險的成年人接受的護理不及有保險的人，并且患有更嚴重的健康后果。DW Baker,et al.(2006)研究發(fā)現(xiàn)，獲得醫(yī)療保險并不會導致65歲以前未接受保險的個人立即獲得健康福利。但是，經(jīng)過兩年以上的持續(xù)保險，之前沒有保險的人不再具有較高的不良健康風險。

而我國學者針對新農(nóng)合、城居保和城職保分別做了研究。張哲元等(2015)在OLS的基礎(chǔ)上運用了邏輯回歸和分位數(shù)回歸對CHNS的2011年數(shù)據(jù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對農(nóng)民的受傷及患病概率并沒有明顯的降低作用，但是提高了參合者的自評健康狀況。胡宏偉、劉國恩(2012)研究了城居保對國民健康的影響效用和機制，利用傾向得分匹配和雙重差分估計方法對國務院城居保2008-2010年的數(shù)據(jù)進行了分析。發(fā)現(xiàn)城居保主要是促進了老年人和低收入低健康人群的健康改善。陳華、鄧佩云(2016)運用CHNS的2009年和2011年的數(shù)據(jù)進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)城職保能一定程度改善參保者的短期健康狀況，并能顯著提高參保者的長期健康水平，特別是在降低參保者罹患心腦血管疾病的概率上。

從國內(nèi)外學者的研究可以看出，醫(yī)療保險對老年人的健康存在顯著的改善作用，而對成年人群體的健康績效還存在爭議。但國內(nèi)外學者普遍缺少針對兒童群體的研究。國內(nèi)有許多學者研究了兒童照料、父母外出務工等因素對兒童健康的影響，但研究醫(yī)療保險與兒童健康之間關(guān)系的學者較少。劉瑋、孟昭群、韓笑(2016)對這個問題進行了研究，并得出了醫(yī)療保險可以顯著促進兒童健康水平的結(jié)論。但他們并沒有對城居保和新農(nóng)合分別進行更具體的研究。從我國學者的研究可以看出，不同醫(yī)保政策對不同的居民健康的影響存在差異，這些差異也影響著實施醫(yī)保政策的針對性和可行性，因此本文基于CHNS的2006年、2009年和2011年數(shù)據(jù)，分別研究了新農(nóng)合和城居保對兒童的健康狀況的影響。

二、數(shù)據(jù)和描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源及變量描述

本文使用了中國健康營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)2006年、2009年和2011年一共6318個兒童的數(shù)據(jù)，在刪除缺失、回答為不知道和購買其他醫(yī)療保險的兒童數(shù)據(jù)之后，一共保留了5252個數(shù)據(jù)進行實證分析，其中只參加了城居保的兒童數(shù)據(jù)有704個，只參加了新農(nóng)合的兒童數(shù)據(jù)有2715個，沒有購買醫(yī)療保險的兒童數(shù)據(jù)有1833個。

(二)變量的描述性統(tǒng)計

實驗組1為只購買了新農(nóng)合的兒童樣本，實驗組2為只購買了城居保的兒童樣本，對照組為沒有購買醫(yī)療保險的兒童樣本。我們對實驗組和對照組的變量特征進行了描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

說明：(1)表中報告數(shù)據(jù)為樣本均值，該表進行的是兩組樣本差別的t檢驗；(2)括號內(nèi)的數(shù)字為標準差；(3)*、**、***分別表示在0.1、0.05、0.01的水平下顯著。

從表1可以看出，在短期健康狀況方面，實驗組1和實驗組2過去4周的整體生病受傷情況比對照組差，但是實驗組1的結(jié)果并不顯著，實驗組2的結(jié)果在0.05的水平下顯著。在反映短期健康狀況的各項具體病癥中，實驗組1和實驗組2的結(jié)果存在一些差異：對于發(fā)燒、喉嚨痛、咳嗽，胃疼等患病情況和自評健康狀況，實驗組1都優(yōu)于對照組，而實驗組2劣于對照組。對于腹瀉，頭痛暈眩，關(guān)節(jié)肌肉酸痛，皮疹或皮炎、眼部或耳部疾病、其他感染情況和其他慢性病等病癥的患病情況，實驗組1和實驗組2均在不同程度上優(yōu)于對照組。其中實驗組1和實驗組2的其他慢性病患病概率在0.05的水平上明顯小于對照組。總的來說，實驗組1的各項具體病癥情況均優(yōu)于對照組，而實驗組2的各項具體病癥情況和對照組的對比結(jié)果并不一致，但是這些結(jié)果大多不夠顯著。而對于ADL受損情況，實驗組1和實驗組2都在0.1的水平上顯著優(yōu)于對照組。

從長期健康狀況來看，實驗組1和對照組的BMI*值均小于0，且實驗組1略低于對照組，而實驗組2的BMI*在1%的水平上顯著大于0。由于不能僅靠BMI*值的大小來判斷兒童的健康狀況好壞，我們按照BMI*對應的百分位數(shù)來確定所研究樣本的健康狀況標準。處于25%～75%之內(nèi)屬于健康范圍；大于75%有肥胖風險，大于90%為超重；小于25%有瘦弱風險，小于10%為超輕。BMI*的具體分布如表2。

表2 BMI*的分布情況

說明：p5、p25、p50、p75、p95分別代表5%、25%、50%、75%、95%的百分位數(shù)。

可以看出實驗組1、實驗組2和對照組的BMI*值均處于50%～75%的區(qū)間內(nèi)，屬于健康范圍。但實驗組1的BMI*為-0.064，對應的百分位數(shù)為58%；實驗組2的BMI*值為0.1736，對應的百分位數(shù)為74%，對照組的BMI*值為-0.02635，對應的百分位數(shù)為67%。因此實驗組2的兒童在BMI*值的正常范圍內(nèi)偏重，而實驗組1的兒童體重就較為均衡。

三、實證分析框架

(一)多元線性回歸模型

本文選取了兒童在過去四周的ADL受損情況作為對兒童短期健康狀況的評價指標之一。ADL受損情況是一個取值在0～28之間的變量，具有連續(xù)性，可以選用多元線性回歸模型進行實證分析。

該模型的表達式為：

ADLi=α+βINSi+γxi+εi

(1)

其中ADLi為被解釋變量，表示第i個兒童在過去4周內(nèi)的ADL受損情況，INSi代表第i個兒童在接受調(diào)查時是否參加了新農(nóng)合或者城居保，取1代表參加，取0則代表沒有參加；xi表示第i個兒童如前文所述的控制變量；εi表示擾動項，包含著第i個兒童不能由前述變量解釋的信息。

(二)Logit回歸模型

本文選用的短期健康指標大部分屬于離散變量，例如過去四周是否患某種疾病屬于二值變量，取值為0或1；自評健康狀況(健康、一般、不健康)屬于多值變量，取值為1、2或3。當被解釋變量是離散變量時，擾動項不服從正態(tài)分布且方差依賴于解釋變量，存在異方差，因此通常不宜使用OLS回歸。我們對這些二值或多值變量采用了Logit回歸模型進行實證分析。

1.二值選擇模型

該模型的表達式為：

(2)

(3)

其中，yi表示第i個兒童過去4周的患病情況，即短期健康狀況；INSi、xi與多元線性回歸模型中的含義相同。

本文應用二值選擇模型的解釋變量為過去4周內(nèi)，兒童患病情況的10個指標。

2.多值選擇模型

自評選擇第j種健康狀況的概率為：

(4)

(i表示第i個兒童，取值為1,2,3,…，j表示第j種自評健康狀況，取值為1,2,3)

(5)

其中，yi表示第i個兒童過去4周的自評健康狀況；INSi、xi與多元線性回歸模型中的含義相同。

多值選擇模型是二值選擇模型的推廣，系數(shù)含義與二值選擇模型類似，此處不再贅述。本文應用多值選擇模型的被解釋變量為過去4周內(nèi)，兒童的自評健康狀況。

(三)分位數(shù)回歸模型

由于OLS回歸中著重考慮的是解釋變量x對被解釋變量y的條件期望E(y|x) 的影響，而條件期望反映的是條件分布y|x的集中趨勢，很難反映整個分布的情況。反映兒童長期健康狀況的指標BMI*，不能僅通過期望值進行評價，因此本文運用分位數(shù)回歸模型對BMI*進行分析，選取劃分兒童長期健康狀況標準的百分位數(shù)作為對應的分位數(shù)回歸點。

對于回歸模型：

yi=α+βINSi+γxi+εi

(6)

用分位數(shù)回歸的參數(shù)估計表達式為

(7)

其中，

(8)

τ為分位數(shù)點，在本文中的取值為0.1、0.25、0.5、0.75、0.9；yi表示第i個兒童的BMI*值；INSi、xi和εi與多元線性回歸模型中的含義相同。

四、實證分析結(jié)果

(一)新農(nóng)合

1.模型結(jié)果

表3給出了是否參加新農(nóng)合對兒童各項健康狀況指標的邏輯回歸和OLS回歸結(jié)果*除是否加入城居保外，模型中還包括前文所述的作為控制變量的自變量，因為不是主要的解釋目標，在此不作報告。和回歸時的樣本量。邏輯回歸系數(shù)反映的是解釋變量取值為1時，對被解釋變量取值為1的概率的影響方向，如果系數(shù)為正則代表有正向影響；OLS回歸系數(shù)則反映的是解釋變量變動一單位時引起被解釋變量變動的程度。邏輯回歸的幾率比含義詳見模型設(shè)定中的解釋。

從邏輯回歸結(jié)果可以看出，參加新農(nóng)合對各項健康狀況指標的影響方向是不同的。參加新農(nóng)合增加兒童患病概率的情況為：對于生病或受傷和發(fā)燒、喉嚨痛、咳嗽，在0.01的顯著性水平下明顯增加了這些病癥的患病概率，并且患病概率分別是不患病概率的1.44、1.39倍；對于腹瀉、胃痛，在0.1的顯著性水平下明顯增加了這些病癥的患病概率，并且患病概率分別是不患病概率的1.50、3.37倍；對于頭痛眩暈，皮疹或皮炎和眼部或耳部疾病的概率增加影響不夠顯著。參加新農(nóng)合降低兒童患病概率的情況為：對于其他感染情況的患病概率，在0.1的顯著性水平下有明顯的降低作用，并且不患病概率是患病概率的1.79倍；對于關(guān)節(jié)肌肉酸痛和其他慢性疾病的概率降低影響并不顯著。

從OLS回歸的結(jié)果可以看出，參加新農(nóng)合可以使ADL受損情況降低0.0817，即增加兒童的正?；顒犹鞌?shù)，但這個結(jié)果并不顯著。

表3 新農(nóng)合對兒童的健康績效

說明：(1)邏輯回歸變量賦值：是=1，否=0；(2)括號內(nèi)為標準誤差；(3)*、***分別表示在0.1、0.01的顯著性水平下顯著；(4)系數(shù)為b的幾率比為eb×100%。

表4給出了兒童是否參加新農(nóng)合對自評健康狀況的多項logit回歸結(jié)果。將自評健康情況取值為1作為參照組，多項logit回歸的系數(shù)表明與自評健康狀況取值為1相比，參加新農(nóng)合對自評健康狀況取另一指定值的概率的影響方向。從表4可以看出，參加新農(nóng)合增加了兒童自評健康狀況為一般和不健康的概率，但這個結(jié)果并不顯著。

從總體情況來看，參加新農(nóng)合對兒童的短期健康狀況并沒有明顯的改善作用，反而增加了許多病癥的患病概率，并且對兒童的自評健康狀況也有著消極影響。

表4 兒童的自評健康狀況多項logit回歸結(jié)果

說明：(1)自評健康狀況為1的樣本組作為參照組；(2)括號內(nèi)為標準誤差。

表5報告了兒童的BMI*值分位數(shù)回歸結(jié)果，每一列分別代表著參加新農(nóng)合對兒童BMI*值在相應分位數(shù)點上的影響情況。可以看出參加新農(nóng)合在每一個分位數(shù)點上對兒童的BMI*值都有降低的作用并且除了0.1分位點外都具有一定的顯著性。但僅在0.75和0.9這兩個分位數(shù)點的降低影響較大，影響的是體質(zhì)偏胖的兒童，分別在0.01和0.1的水平上顯著。因此從兒童的長期健康狀況來看，參加新農(nóng)合可以降低兒童的肥胖風險，對改善兒童的長期健康狀況有顯著的積極作用。

表5 兒童的BMI*值分位數(shù)回歸結(jié)果

說明：(1)括號內(nèi)為標準誤差；(2)***表示在0.01的顯著性水平下顯著；(3)Q表示分位數(shù)點。

2.結(jié)果分析

新農(nóng)合對兒童的短期健康狀況的影響結(jié)果，我們給出如下三種解釋。第一，是新農(nóng)合政策存在一些缺陷，對兒童的“小病”保障不足。新農(nóng)合自2003年運行以來，將擴大覆蓋范圍作為主要的目的——2003年開始運行到2006年就實現(xiàn)了80.66%的參合率，2011年參合率達到97.48%，基本實現(xiàn)了全覆蓋——因此政策運行中可能忽視了對保障范圍的完善工作。同時新農(nóng)合為了減少大病治療帶給家庭的經(jīng)濟負擔，以住院報銷為主，對門診報銷的力度不足。而短期健康指標中的許多疾病往往是通過門診解決的，人們看病使用得最多的也是門診，如圖1是我國2006-2015年的門急診人次數(shù)和住院人數(shù)統(tǒng)計，如果門診報銷力度不足，那么新農(nóng)合對健康的保障作用也將大打折扣；第二，是疾病自身的特點。許多疾病的罹患受到多方面的影響，包括個體因素、環(huán)境因素和家庭因素等，不僅僅受到個人身體健康狀況的影響。加上兒童尚處于發(fā)育階段，在不同疾病的患病率上也存在差異；第三，是新農(nóng)合的投保可能存在逆選擇。兒童的新農(nóng)合大多由父母或其他監(jiān)護人投保，存在監(jiān)護人通過觀察兒童的生病頻率或身體狀況進行投保決策，導致經(jīng)常生病的兒童參加了新農(nóng)合而極少患病的兒童未參加新農(nóng)合，使得參加了新農(nóng)合的兒童樣本中，患病率反而升高了。同時我們還要看到參加新農(nóng)合對兒童的ADL受損情況的積極影響，這意味著新農(nóng)合雖然沒有降低兒童的患病概率，但是當兒童患病后，降低了參合兒童不能正常行動的天數(shù)，即增加了兒童的恢復速度。這可能是因為新農(nóng)合通過政策上對醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)的一些舉措，例如增加對醫(yī)保定點的規(guī)范管理和政策支持等，改善了參合兒童到指定醫(yī)保定點就醫(yī)時的條件，進而提高了他們的恢復速度。

資料來源：《2013年中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》《2016年中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》。

對于兒童的長期健康狀況，新農(nóng)合起到了顯著的改善作用。許多父母或其他監(jiān)護人曾經(jīng)因為兒童醫(yī)療費用過高而不愿意帶兒童前往醫(yī)院治療，而新農(nóng)合的報銷制度提高了他們帶兒童就醫(yī)的意愿，一定程度上增加了兒童的就醫(yī)頻率。對疾病的及時診療降低了疾病對身體的傷害程度。新農(nóng)合對兒童的長期健康狀況改善主要表現(xiàn)在降低了兒童的肥胖風險，這需要對日常的飲食和運動事項進行調(diào)整。而就醫(yī)時醫(yī)生提供的醫(yī)囑也讓兒童和父母都更加注意生活中的健康事項，使得兒童的長期健康狀況得到改善。

(二)城居保

1.模型結(jié)果

表6給出了是否參加新農(nóng)合對兒童各項健康狀況指標的邏輯回歸和OLS回歸結(jié)果，同時列明了各項健康狀況指標回歸時的樣本量。

從邏輯回歸結(jié)果可以看出，和新農(nóng)合一樣，參加城居保對各項健康狀況指標的影響方向也存在差異。參加城居保增加兒童患病概率的情況為：對于生病或受傷和發(fā)燒、喉嚨痛、咳嗽，參加城居保都在0.01的顯著性水平下明顯增加了這些病癥的患病概率，并且患病概率比分別是不患病概率的1.89和1.95倍；對于胃疼、皮疹或皮炎和眼部或耳部疾病其他幾種病癥的概率增加影響都不夠顯著。參加城居保降低兒童患病概率的情況為：對腹瀉和頭痛眩暈的患病概率在0.1的顯著性水平下有降低作用，并且不患病概率分別是患病概率的2.02和2.52倍；對其他慢性病的患病概率在0.05的水平下有明顯的降低作用，并且不患病概率是患病概率的9.43倍；對于關(guān)節(jié)肌肉酸痛、其他感染情況的患病概率降低影響并不顯著。

從OLS回歸的結(jié)果可以看出，參加城居?？梢允箖和腁DL受損情況降低0.3861天，即增加了兒童的正常活動天數(shù)，并在0.05的水平上顯著。

表6 城居保對兒童的健康績效

說明：(1)邏輯回歸變量賦值：是=1，否=0；(2)括號內(nèi)為標準誤差；(3)*、***分別表示在0.1、0.01的顯著性水平下顯著；(4)系數(shù)為b的幾率比為eb×100% 。

表7給出了兒童是否參加城居保對自評健康狀況的多項logit回歸結(jié)果。從表7可以看出，參加城居保增加了兒童自評健康狀況為一般的概率，同時降低了兒童自評健康狀況為不健康的概率，但作用并不顯著。

從總體情況來看，參加城居保對兒童的短期健康狀況并沒有明顯的改善作用，但是在個別病癥和自評健康狀況的影響上要優(yōu)于新農(nóng)合。

表7 兒童的自評健康狀況多項logit回歸結(jié)果

說明：(1)自評健康狀況為1的樣本組作為參照組；(2)括號內(nèi)為標準誤差；(3)**表示在0.05的顯著性水平下顯著。

表8報告了兒童的BMI*值分位數(shù)回歸結(jié)果，每一列分別代表著參加城居保對兒童BMI*值在相應分位數(shù)點上的影響情況?？梢钥闯鰠⒓映蔷颖Ｔ诟鞣治粩?shù)點上對兒童的BMI*值的影響作用都較小。其中在0.1、0.25和0.9這三個分位數(shù)點有降低作用，在0.5和0.75這兩個分位數(shù)點有增加作用，但結(jié)果都不顯著。因此從兒童的長期健康狀況來看，參加城居保對改善兒童的長期健康狀況沒有明顯的影響。

表8 兒童的BMI*值分位數(shù)回歸結(jié)果

說明：(1)括號內(nèi)的數(shù)字為標準誤差；(2)***表示在0.01的顯著性水平下顯著；(3)Q表示分位數(shù)點。

2.結(jié)果分析

城居保和新農(nóng)合對兒童的短期健康狀況影響較為一致，但存在一些程度上的差別。城居保也沒有體現(xiàn)出顯著的改善作用，但兒童患病情況和自評健康狀況優(yōu)于參加新農(nóng)合的兒童，尤其是對ADL受損情況和其他慢性病的改善作用較新農(nóng)合更為明顯。這可能是因為雖然城居保對兒童的短期健康績效也存在政策缺陷、疾病特征和逆向選擇的問題，但參加城居保的兒童大多居住在城鎮(zhèn)，醫(yī)療條件優(yōu)于農(nóng)村兒童。對于兒童的長期健康狀況，城居保并沒有產(chǎn)生顯著的影響。這可能是因為城居保普及較晚，2007年開始試點到2011實現(xiàn)基本普及，而CHNS的最新調(diào)查數(shù)據(jù)為2011年，時間間隔較短，因此不能反映城居保對兒童的長期健康影響。

五、結(jié)論及政策建議

對于短期健康績效，新農(nóng)合和城居保對兒童的患病情況和自評健康狀況并沒有明顯的改善作用，其原因：一是因為新農(nóng)合和城居保政策前期由于注重覆蓋率的提高和保障大病醫(yī)療，對門診醫(yī)療的“小病”保障不足；二是因為疾病的罹患因素復雜，不能很好地反映兒童的健康狀況，因此結(jié)合ADL受損情況的改善情況來看，新農(nóng)合和城居保對兒童的短期健康績效有一定的積極作用；三是因為存在逆選擇的情況，經(jīng)?；疾〉膬和鼉A向于投保新農(nóng)合或者城居保。而城居保對兒童的整體短期健康績效要優(yōu)于新農(nóng)合，反映出城鎮(zhèn)醫(yī)療條件較好的影響。對于長期健康績效，新農(nóng)合的報銷功能增加了兒童就醫(yī)的及時性和就醫(yī)頻率，這減少了疾病對兒童身體的傷害程度，同時就醫(yī)時醫(yī)生的醫(yī)囑也讓兒童和監(jiān)護人更加注重生活習慣，提高了健康水平。但由于政策實施和調(diào)查時間間隔較短的原因，城居保對兒童的長期健康績效并沒有得到反映。

通過本文的研究，我們對醫(yī)療保險政策提出以下兩點建議：一是要提高門診的報銷力度。中國健康營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)的最新數(shù)據(jù)是2011年，有一定的滯后性。在最近幾年的發(fā)展中，許多城市也已經(jīng)注意到了保障小病的重要性，比如調(diào)查地之一的江蘇在2017年的門診報銷比例就從2011年的40%提高到了50%，但是還有很多地區(qū)沒有將普通門診疾病納入報銷范圍或報銷力度很小。從門急診就醫(yī)人次的數(shù)據(jù)來看，這方面的保障是十分必需的。在醫(yī)療保險制度設(shè)計上，不僅要提高覆蓋范圍，還應該提高保障范圍；二是要加大力度改善農(nóng)村的醫(yī)療條件。2016年1月3日，國務院發(fā)布了《關(guān)于整合城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的意見》，要求整合城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新農(nóng)合兩項制度，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度，并要求統(tǒng)一城鄉(xiāng)居民的籌資政策和保障待遇。但醫(yī)療衛(wèi)生條件的差距使得農(nóng)村兒童和城鎮(zhèn)兒童的身體健康狀況存在差距，因此也要進一步縮小城鄉(xiāng)醫(yī)療條件的差距。

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(責任編輯：H)

Health Performance Evaluation of the New Rural Cooperative Medical Insurance and the Basic Medical Insurance for Urban Residents on Children

MOU Shanshan ZHOU Zhikai

Using the data from China Health and Nutrition Survey for 2006,2009 and 2011,we study health performance of the new rural cooperative medical insurance(NRCMI) and the basic medical insurance for urban residents(BMIUR) on children respectively.We select the corresponding indicators for both the short-term health and the long-term health,and use multivariate linear regression,Logit regression and quantile regression for metrological analysis.The results shows that NRCMI and BMIUR have no significant improvement in the short-term health status of children,but the short-term health performance of BMIUR is better than that of NRCMI.NRCMI has a significant improvement in children's long-term health and BMIUR has no significant effect on children's long-term health.

BMIUR,NRCMI,children’s health performance,Logit regression,quantile regression