陳在余 李 薇 王海旭

中國(guó)藥科大學(xué)商學(xué)院 江蘇南京 211198

1 引言

我國(guó)已進(jìn)入老齡化社會(huì)，老年人口數(shù)量龐大，具有較大的醫(yī)療需求。據(jù)統(tǒng)計(jì)，我國(guó)60歲及以上老年人口占總?cè)丝诘?6.14%（中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2015），而據(jù)老齡化趨勢(shì)研究預(yù)測(cè)，2050年我國(guó)60歲及以上老年人口數(shù)量將增加至近5億，占總?cè)丝跀?shù)量的36.5%，且未來(lái)我國(guó)55.6%的老年人將分布在農(nóng)村。［1-2］另一方面，從2000年開(kāi)始，我國(guó)80歲及以上高齡老人將成為增長(zhǎng)最快的年齡組，其增速大約等于65歲及以上老年人口整體增長(zhǎng)速度的2倍。［3］老人由于生理機(jī)能衰退和抵抗能力下降，患病率和發(fā)病率明顯增加，這必然導(dǎo)致農(nóng)村老人對(duì)醫(yī)療服務(wù)具有較大的需求［4］，而相比于60歲及以上的低齡老人，80歲及以上的高齡老人生理機(jī)能的衰退速度更快。新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（以下簡(jiǎn)稱“新農(nóng)合”）是我國(guó)農(nóng)村醫(yī)療保障的基本形式，旨在提高農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)的可及性。而從傳統(tǒng)上來(lái)看，由于農(nóng)村老人在家庭資源分配中處于弱勢(shì)地位，我國(guó)農(nóng)村老年人有病不醫(yī)的現(xiàn)象較為普遍。［5］因此，隨著新農(nóng)合的實(shí)施，其對(duì)農(nóng)村老人醫(yī)療服務(wù)利用的影響開(kāi)始引起學(xué)者的關(guān)注。［6-7］

本文關(guān)注的主要問(wèn)題是：新農(nóng)合的實(shí)施是否增加了農(nóng)村高齡老人的醫(yī)療服務(wù)利用水平，新農(nóng)合對(duì)高齡與低齡老人的影響有何差異？另一方面，老年人多數(shù)患有慢性疾病，對(duì)慢性病老年人群來(lái)說(shuō)，疾病預(yù)防與保健對(duì)健康極為重要，那么，本文關(guān)注的另一問(wèn)題是，新農(nóng)合對(duì)高齡與低齡老人預(yù)防與保健支出的影響是否有顯著差異。高齡老人是我國(guó)農(nóng)村居民健康及經(jīng)濟(jì)地位最為脆弱的人群，考慮到我國(guó)老年人群年齡的異質(zhì)性，本文對(duì)農(nóng)村老年人分年齡組別研究，從另一角度對(duì)我國(guó)新農(nóng)合實(shí)施績(jī)效進(jìn)行了重新考察。

2 文獻(xiàn)綜述

醫(yī)療保險(xiǎn)降低了居民醫(yī)療服務(wù)支付負(fù)擔(dān)，從而對(duì)居民醫(yī)療服務(wù)利用有顯著的正向影響。1987年美國(guó)RAND公司進(jìn)行了醫(yī)保實(shí)驗(yàn)，避免了參保人的逆向選擇問(wèn)題，研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)療保險(xiǎn)顯著提高了參保人群的醫(yī)療服務(wù)利用。［8］多數(shù)研究表明，醫(yī)療保險(xiǎn)可以減少居民的自付醫(yī)療支出，從而促使居民醫(yī)療服務(wù)需求增加，并導(dǎo)致居民醫(yī)療服務(wù)利用水平增加。［9-10］有學(xué)者對(duì)美國(guó)65歲以上老年人群醫(yī)療服務(wù)利用的研究顯示，醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率的增長(zhǎng)將引起更多的醫(yī)療服務(wù)利用、更好的自評(píng)健康水平和較低的醫(yī)療自付支出。［11］

國(guó)內(nèi)許多學(xué)者分析了醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人群醫(yī)療服務(wù)利用及健康的影響，結(jié)論并不完全一致。胡宏偉和劉國(guó)恩利用傾向匹配和雙重差分相結(jié)合的方法，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)沒(méi)有顯著促進(jìn)城鎮(zhèn)居民的健康，但是顯著促進(jìn)了老年人和低收入人群的醫(yī)療服務(wù)利用。［12］就新農(nóng)合而言，劉國(guó)恩等使用2005年CHARLS數(shù)據(jù)研究顯示，新農(nóng)合對(duì)老人是否選擇就醫(yī)有正向作用但并不顯著，影響農(nóng)村老人是否選擇就醫(yī)的決定因素是其自身健康狀況。［6］王翌秋等發(fā)現(xiàn)在現(xiàn)階段新農(nóng)合并不能帶來(lái)老年人就診行為的顯著變化；［13］姚兆余等使用2012年調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)江蘇省農(nóng)村老人醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素進(jìn)行分析，該研究對(duì)老年人與非老年人進(jìn)行了對(duì)比，結(jié)果顯示新農(nóng)合對(duì)于老年人醫(yī)療服務(wù)利用有顯著促進(jìn)作用，對(duì)非老年人醫(yī)療服務(wù)利用無(wú)顯著影響。［7］

總體來(lái)看，從農(nóng)村高齡與低齡老人的角度分析新農(nóng)合政策對(duì)老人醫(yī)療服務(wù)利用的影響文獻(xiàn)較少，因此，以往的相關(guān)研究忽視了農(nóng)村高齡老人與低齡老人在醫(yī)療服務(wù)需求及利用上的異質(zhì)性，可能掩蓋了農(nóng)村醫(yī)保政策對(duì)農(nóng)村高齡老人就醫(yī)應(yīng)有的作用，從而高估新農(nóng)合的政策績(jī)效；另一方面，疾病預(yù)防對(duì)老年人健康具有重要作用，但在醫(yī)療服務(wù)利用的指標(biāo)選擇上，很少有文獻(xiàn)使用預(yù)防保健指標(biāo)，分析新農(nóng)合政策對(duì)老年人預(yù)防保健的影響，本文的研究彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足。

3 數(shù)據(jù)來(lái)源和模型構(gòu)建

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用北卡羅萊納人口中心發(fā)布的中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）數(shù)據(jù)庫(kù)。該調(diào)查涉及9個(gè)?。ê邶埥⑦|寧、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州）的城市和農(nóng)村，覆蓋我國(guó)東中西部，具有較好的代表性。自1989年開(kāi)始，CHNS數(shù)據(jù)已展開(kāi)了9輪調(diào)查，最近兩年是2009年和2011年。該數(shù)據(jù)庫(kù)樣本量大，且是長(zhǎng)期追蹤調(diào)查，便于比較新農(nóng)合實(shí)施前后我國(guó)農(nóng)村老年居民醫(yī)療服務(wù)利用的變化，進(jìn)而對(duì)新農(nóng)合的政策效果進(jìn)行評(píng)價(jià)。需要說(shuō)明的是，本文使用的數(shù)據(jù)較早，但考慮到當(dāng)前我國(guó)新農(nóng)合的繳費(fèi)及補(bǔ)償水平仍不高，如2015年新農(nóng)合的人均籌資水平僅為城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)的約七分之一（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2016），因此，我國(guó)新農(nóng)合的醫(yī)療保障性質(zhì)可能并沒(méi)有根本性改變，本文的研究結(jié)論具有一定的說(shuō)服力。

由于是否參加新農(nóng)合是以農(nóng)民自愿為原則，就會(huì)導(dǎo)致逆向選擇問(wèn)題，因此新農(nóng)合的政策效果會(huì)在一定程度上被低估，為了克服變量的內(nèi)生性，我們選擇新農(nóng)合實(shí)施前的2000年以及實(shí)施后的2009和2011年的數(shù)據(jù)來(lái)構(gòu)建外生性樣本。本文研究對(duì)象限定為年齡60歲及以上農(nóng)村老年人，并刪除家庭收入小于等于零的樣本，共獲得有效樣本3 142個(gè)，其中60～80歲的低齡老人2 848個(gè)，80歲以上的高齡老人294個(gè)。

3.2 模型構(gòu)建與變量選擇

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，把被解釋變量設(shè)定為是否就醫(yī)、老年人就診時(shí)的醫(yī)療費(fèi)用兩個(gè)變量，表示農(nóng)村老年人的醫(yī)療服務(wù)利用水平。此外，考慮到老年人患慢性病較多，但知曉率較低，預(yù)防保健對(duì)老年人健康及醫(yī)療服務(wù)利用有較大的影響，把農(nóng)村老人是否參加初級(jí)保健也設(shè)定為被解釋變量。

在本文的被解釋變量中，絕大部分居民并沒(méi)有發(fā)生醫(yī)療支出，即被解釋變量大量取零，這可能會(huì)帶來(lái)樣本的選擇問(wèn)題，從而導(dǎo)致估計(jì)有偏，在健康經(jīng)濟(jì)研究中通常采用二部模型法進(jìn)行估計(jì)。［14］對(duì)老年人是否就醫(yī)及是否參加初級(jí)保健采用probit回歸，而對(duì)患者醫(yī)療費(fèi)用變量使用的二部模型法估計(jì)，具體如下：

（1）第一部分根據(jù)全部樣本建立選擇方程，對(duì)樣本中農(nóng)村老年居民是否就醫(yī)、是否有初級(jí)保健分別進(jìn)行probit模型估計(jì)：

（2）第二部分根據(jù)就醫(yī)的樣本建立線性回歸方程，對(duì)農(nóng)村老年居民醫(yī)療支出進(jìn)行OLS估計(jì)，并對(duì)醫(yī)療費(fèi)用作對(duì)數(shù)調(diào)整：

隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εi～N（0，1），ξ3～N（0，б2ξ），cov（εi，ξ3）＝0，Ii代表是否就醫(yī)，若就醫(yī)，則Ii＝1，否則Ii＝0；被解釋變量expensej代表的是醫(yī)療支出，控制變量Xi主要包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育水平、人均家庭收入以及慢性病史等社會(huì)人口經(jīng)濟(jì)學(xué)變量，而Zj是指其它的解釋變量，包括疾病嚴(yán)重程度以及就診醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)變量等。

本文的因變量是：（1）“是否就醫(yī)”，在CHNS中對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“當(dāng)你感到不舒服時(shí)，你是怎么做的”，將“自己治療”、“沒(méi)理會(huì)”、“不知道”視為“不就醫(yī)”，取值為0；將“找當(dāng)?shù)匦l(wèi)生員”、“去看醫(yī)生（診所，醫(yī)院）”視為“就醫(yī)”，取值為 1；（2）“是否有初級(jí)保健”，在CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“在過(guò)去四周中，你有沒(méi)有接受過(guò)任何一種保健服務(wù)（如健康檢查、查血、高血壓普查、腫瘤普查等），接受過(guò)設(shè)置為1，否則為0；（3）醫(yī)療支出變量，本文以農(nóng)村老人患者報(bào)銷前發(fā)生的醫(yī)療支出來(lái)表示，根據(jù)二部模型法，醫(yī)療支出變量采用對(duì)數(shù)形式進(jìn)行回歸。

本文的關(guān)鍵解釋變量為“是否參加新農(nóng)合”，該變量設(shè)置為虛擬變量。其它解釋變量主要是：（1）農(nóng)村老年人的人口學(xué)特征，包括老年人的性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度；（2）家庭特征，包括家庭人均收入、家庭規(guī)模，家庭規(guī)模同時(shí)反映了家庭收入能力及負(fù)擔(dān)，因此，這兩個(gè)變量表示了農(nóng)民家庭的經(jīng)濟(jì)狀況；（3）老年人的健康狀況、就診情況及生活方式，包括患慢性病數(shù)、疾病嚴(yán)重程度、就診醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)、是否吸煙、是否飲酒等?！盎悸圆?shù)”變量主要通過(guò)CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中詢問(wèn)“高血壓”、“糖尿病”、“中風(fēng)”、“心?！?、“哮喘”患病情況而獲得，以患上述慢性病總數(shù)取值；“就診醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)”變量主要通過(guò)CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中詢問(wèn)“您在哪個(gè)醫(yī)院看的病”而獲得，其中：村診所為村級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)；鄉(xiāng)計(jì)生衛(wèi)生服務(wù)機(jī)構(gòu)、鄉(xiāng)醫(yī)院合并為鄉(xiāng)級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)；縣婦幼保健醫(yī)院合并為縣級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)；市婦幼保健醫(yī)院、市醫(yī)院合并為市級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)；私人診所、職工醫(yī)院和其它診所等合并為其它；（4）地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用社區(qū)人均家庭收入來(lái)表示，這是一個(gè)綜合性指標(biāo)，該變量不僅與當(dāng)?shù)鼐用竦恼w生活水平有關(guān)，也與當(dāng)?shù)蒯t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)價(jià)格有關(guān)，可能會(huì)影響農(nóng)村老年人群的醫(yī)療服務(wù)利用。在本文的模型中，收入變量均采用對(duì)數(shù)形式進(jìn)行回歸。

4 實(shí)證分析結(jié)果

4.1 變量的描述性分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示，從總體上來(lái)看，新農(nóng)合的實(shí)施促進(jìn)了農(nóng)村老年人的醫(yī)療服務(wù)利用水平，具體表現(xiàn)為：（1）農(nóng)村老年居民就醫(yī)率有所增長(zhǎng)，新農(nóng)合實(shí)施前的2000年為12.4%，實(shí)施后的2011年增長(zhǎng)至17.3%；（2）農(nóng)村老年居民醫(yī)療支出增長(zhǎng)較快，2000—2011年，醫(yī)療支出的年平均增長(zhǎng)率為50.01%；（3）農(nóng)村老年居民參加初級(jí)保健的比率呈上漲趨勢(shì)，總體來(lái)看，我國(guó)老人預(yù)防性醫(yī)療的意識(shí)仍比較薄弱，2011年農(nóng)村老人購(gòu)買預(yù)防性保健占比僅為5.3%，但與2000年相比，該比率提高了13.25倍；（4）我國(guó)農(nóng)村老年居民患慢性病比例急劇上升，由2000年的14.4%提高到2011年的40.3%，平均年增長(zhǎng)率為16.88%，患慢性病數(shù)增加的原因可能是由于新農(nóng)合的實(shí)施居民慢性病的知曉率有所提高，也可能是隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，農(nóng)民的慢性病發(fā)病率有所增加。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

從農(nóng)村老人不同年齡組別來(lái)看，高齡老人醫(yī)療服務(wù)需求高于低齡老人，高齡老人的四周患病率約是低齡老人的1.5倍，無(wú)論是2000年還是2011年，農(nóng)村高齡老人的四周患病率均高于低齡老人（圖1）。但從圖2來(lái)看，2000年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)村高齡老年患者的就醫(yī)率低于低齡老年患者，2011年低齡老年患者的就醫(yī)率是高齡老年患者的1.16倍；從增長(zhǎng)趨勢(shì)來(lái)看，2011年農(nóng)村高齡老年患者的就醫(yī)率為75.05%，與新農(nóng)合實(shí)施前的2000年相比下降了13.38%；而2011年農(nóng)村低齡老年患者的就醫(yī)率為86.91%，與2000年相比增加了9.45%。需要說(shuō)明的是，隨著我國(guó)新農(nóng)合的普及，農(nóng)村高齡老人的就醫(yī)率下降，并不能說(shuō)明新農(nóng)合促進(jìn)或抑制高齡老人的醫(yī)療服務(wù)利用水平，嚴(yán)謹(jǐn)?shù)淖C明需要計(jì)量分析。

圖3顯示了新農(nóng)合對(duì)我國(guó)分年齡組別的農(nóng)村老人醫(yī)療費(fèi)用的影響，從中可以看出，在新農(nóng)合實(shí)施前的2000年，農(nóng)村高齡老人醫(yī)療費(fèi)用高于低齡老人，但在新農(nóng)合全面普及的2011年，低齡老人的平均醫(yī)療費(fèi)用卻是高齡老人平均醫(yī)療費(fèi)用的近8倍。從變化趨勢(shì)來(lái)看，2000—2011年，我國(guó)農(nóng)村低齡老人平均醫(yī)療費(fèi)用增長(zhǎng)了683.96%，而高齡老人平均醫(yī)療費(fèi)用卻下降了54.41%。這表明我國(guó)農(nóng)村高齡老人的醫(yī)療服務(wù)需求雖大大高于低齡老人，但醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用卻明顯低于低齡老人。因此，在新農(nóng)合全面普及之后，農(nóng)村高齡老人可能仍普遍存在“有病不醫(yī)”的現(xiàn)象。

圖1 高齡與低齡老人四周患病率

圖2 高齡與低齡老年患者就醫(yī)率

圖3 高齡與低齡老人醫(yī)療支出比較

4.2 計(jì)量模型回歸結(jié)果

表2顯示了農(nóng)村老年人及高齡與低齡老人是否就醫(yī)影響因素的probit估計(jì)結(jié)果，分別為全部樣本、高齡與低齡老人樣本三個(gè)模型。從總體上來(lái)看，是否參合對(duì)農(nóng)村老年人是否就醫(yī)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，新農(nóng)合的實(shí)施促進(jìn)了農(nóng)村老人就醫(yī)；但從不同的年齡組別來(lái)看，新農(nóng)合對(duì)低齡老人是否就醫(yī)影響顯著，而對(duì)高齡老人的影響并不顯著，高齡老人是否就醫(yī)主要取決于婚姻狀況、患慢性病數(shù)兩個(gè)因素。因此，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村不同年齡組別的老人是否就醫(yī)影響具有較大的差異。

表2 農(nóng)村老年居民是否就醫(yī)probit回歸結(jié)果

性別、年齡、是否飲酒僅對(duì)農(nóng)村低齡老人是否就醫(yī)有顯著影響，但對(duì)高齡老人不顯著。女性老年人群婦科疾病的發(fā)病率較高［15］，這可能是女性老年人就醫(yī)顯著高于男性老年人的原因；對(duì)于農(nóng)村高齡老人來(lái)說(shuō)，可能年齡之間的健康差距已經(jīng)不明顯，但對(duì)低齡老人來(lái)說(shuō)，年齡對(duì)健康仍有較顯著的影響；是否飲酒對(duì)低齡老人就醫(yī)有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此，飲酒降低了農(nóng)村低齡老人的健康狀況。

患慢性病數(shù)與農(nóng)村老年居民無(wú)論是高齡與低齡老人是否就醫(yī)均有顯著的正向影響，隨著年齡的增長(zhǎng)身體機(jī)能逐漸衰退，慢性病是老年人群的常見(jiàn)病癥，因此，身體健康狀況仍然是農(nóng)民是否選擇就醫(yī)的基本決定因素?；橐鰻顩r對(duì)農(nóng)村高齡老人是否就醫(yī)有顯著的正向影響，可能的解釋是，生病就醫(yī)需要他人的陪伴與看護(hù)，對(duì)于高齡老人來(lái)說(shuō)更是如此，已婚群體的家庭照顧優(yōu)于未婚群體，已婚老人的就醫(yī)主動(dòng)性較強(qiáng)。

出乎意料的是，家庭人均收入對(duì)農(nóng)村老年居民無(wú)論是高齡還是低齡老人是否就醫(yī)均無(wú)顯著影響?？赡艿慕忉屖?，我國(guó)農(nóng)村老年人主要去村級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)，去市級(jí)及其他醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的居民較少。根據(jù)本文數(shù)據(jù)，農(nóng)村老年人去村級(jí)機(jī)構(gòu)就醫(yī)人群的比重超過(guò)三分之一，而當(dāng)老人去低等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)時(shí)，費(fèi)用相對(duì)不高，此時(shí)，家庭人均收入對(duì)老人是否就醫(yī)的影響并無(wú)顯著性。

表3顯示了農(nóng)村老年人及高齡與低齡老人醫(yī)療費(fèi)用的OLS估計(jì)結(jié)果。從總體上來(lái)看，是否參合對(duì)農(nóng)村老年人醫(yī)療支出無(wú)顯著影響，老人醫(yī)療費(fèi)用主要取決于家庭規(guī)模、是否飲酒、疾病嚴(yán)重程度、就診醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)、社區(qū)人均家庭收入五個(gè)因素；從年齡組別來(lái)看，新農(nóng)合對(duì)低齡老人醫(yī)療支出影響顯著，但對(duì)高齡老人的影響并不顯著，高齡老人醫(yī)療費(fèi)用主要取決于是否飲酒、醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)兩個(gè)因素。因此，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村不同年齡組別的老人醫(yī)療費(fèi)用影響也具有較大的差異。

就診醫(yī)療機(jī)構(gòu)等級(jí)與農(nóng)村老年居民無(wú)論是高齡與低齡老人醫(yī)療支出均有顯著的正向影響，高等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)與村級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)相比醫(yī)療設(shè)施及醫(yī)療環(huán)境較好，其醫(yī)療費(fèi)用也就相對(duì)較高?；悸圆?shù)、疾病嚴(yán)重程度、村平均經(jīng)濟(jì)水平僅對(duì)低齡老人醫(yī)療支出有顯著正向影響，這與我們的預(yù)期相符。家庭規(guī)模變量?jī)H對(duì)低齡老人有顯著的負(fù)向影響，家庭規(guī)模越大可能家庭負(fù)擔(dān)越重，而老年人在家庭中處于弱勢(shì)地位，很可能有病不醫(yī)放棄治療。患慢性病數(shù)、疾病嚴(yán)重程度、社區(qū)經(jīng)濟(jì)水平變量對(duì)高齡老人醫(yī)療費(fèi)用影響不顯著，這表明農(nóng)村高齡老人可能存在有病不醫(yī)的現(xiàn)象。是否飲酒變量?jī)H對(duì)高齡老人醫(yī)療支出有顯著負(fù)向影響，飲酒的老人與不飲酒的老人相比醫(yī)療支出較少，可能飲酒的高齡老人更加不重視自身的健康狀況，其就醫(yī)率較低，所以醫(yī)療支出較少。

表3 農(nóng)村老年居民醫(yī)療支出OLS回歸結(jié)果

表4顯示了農(nóng)村老年人及高齡與低齡老人是否有初級(jí)保健的probit估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，是否參合對(duì)農(nóng)村老年人是否有初級(jí)保健有顯著的正相關(guān)關(guān)系，新農(nóng)合的實(shí)施促進(jìn)了農(nóng)村老人預(yù)防性醫(yī)療服務(wù)利用；但從年齡組別來(lái)看，新農(nóng)合對(duì)低齡老人是否有初級(jí)保健影響顯著，而對(duì)高齡老人的影響并不顯著。因此，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村不同年齡組別的老人預(yù)防性醫(yī)療服務(wù)利用的影響有較大的差異。

表4 農(nóng)村老年居民初級(jí)醫(yī)療保健probit回歸結(jié)果

計(jì)量模型表明，新農(nóng)合可能促進(jìn)了農(nóng)村低齡老人的醫(yī)療服務(wù)利用水平，但對(duì)高齡老人無(wú)顯著性影響?？赡艿慕忉屖?，作為農(nóng)村最為脆弱的群體，可能是老人行動(dòng)不便、經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)較重等導(dǎo)致高齡老人更易選擇不去就醫(yī)；另一方面，可能高齡老人由于傳統(tǒng)觀念的影響導(dǎo)致對(duì)初級(jí)保健的不重視，新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村高齡老人預(yù)防保健的影響較弱。

上述研究有利于從不同視角對(duì)新農(nóng)合政策績(jī)效進(jìn)行判斷，但仍有一定的局限性。本文對(duì)農(nóng)村老人醫(yī)療服務(wù)利用的指標(biāo)設(shè)置比較單一，僅考慮是否就醫(yī)、醫(yī)療費(fèi)用和初級(jí)保健服務(wù)，缺乏更多的醫(yī)療服務(wù)利用量指標(biāo)，如能獲得更多的數(shù)據(jù)，分析將更為全面。

5 結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn)：（1）新農(nóng)合促進(jìn)了農(nóng)村老年人醫(yī)療服務(wù)的利用，但這僅限于農(nóng)村低齡老人，對(duì)農(nóng)村高齡老人醫(yī)療服務(wù)影響并不顯著。從描述性統(tǒng)計(jì)來(lái)看，新農(nóng)合實(shí)施后農(nóng)村低齡老年患者就醫(yī)率及醫(yī)療支出顯著增長(zhǎng)，但高齡老年患者卻呈下降趨勢(shì)。2000—2011年，農(nóng)村低齡老年患者的就醫(yī)率增加了9.45%，平均醫(yī)療支出增長(zhǎng)了6.84倍；而高齡老年患者的就醫(yī)率卻下降了13.38%，平均醫(yī)療支出下降了54.41%。因此，新農(nóng)合可能僅緩解了農(nóng)村低齡老年人有病不醫(yī)的現(xiàn)象，高齡老人有病不醫(yī)的現(xiàn)象仍比較嚴(yán)重。（2）新農(nóng)合的實(shí)施顯著促進(jìn)了農(nóng)村低齡老年居民初級(jí)保健的利用，但對(duì)高齡老人初級(jí)保健利用無(wú)顯著性影響。老年人群大多患有慢性疾病，初級(jí)保健的利用有利于老年人的疾病防治，因此，新農(nóng)合的推行提高了低齡老人的疾病預(yù)防意識(shí)，對(duì)低齡老人健康有積極的貢獻(xiàn)，但對(duì)高齡老人預(yù)防保健的作用不足。

基于上述結(jié)論，本文認(rèn)為，政府還應(yīng)不斷提高農(nóng)合的補(bǔ)償力度，完善醫(yī)療救助制度，促進(jìn)高齡老人醫(yī)療服務(wù)的利用水平，以緩解農(nóng)村脆弱群體如高齡老人有病不醫(yī)的現(xiàn)狀，提高農(nóng)村高齡老人醫(yī)療可及性與可負(fù)擔(dān)性。另一方面，政府還應(yīng)大力宣傳教育，通過(guò)新農(nóng)合政策，提高農(nóng)村高齡老人對(duì)預(yù)防保健的利用水平。