于大川 田向東 袁進明

一、引言及文獻綜述

公平是評判社會醫(yī)療保險制度有效性的重要維度。在相當長的時期內，我國農村地區(qū)醫(yī)療保障制度缺失，農民“因病致貧、因病返貧”和“看病難、看病貴”問題突出。為有效化解這一問題，我國于2003年開始推行以新型農村合作醫(yī)療制度（簡稱“新農合”）為主體的農村醫(yī)療保障制度體系建設。新農合制度的建立和完善在滿足農民基本醫(yī)療服務需求、提高醫(yī)療服務利用率以及改善健康狀況等方面取得了顯著成效（張微宇、樂章，2015），具有良好的運行效率。但作為一項重要的社會公共政策，對新農合制度的評價不能僅限于“效率”視角，同時也要從“公平”視角加以審視。因為無論是出于倫理還是現(xiàn)實考慮，都應該始終維護新農合制度的公平性，這是新農合制度可持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展的前提與基礎（高和榮，2017）。本文將主要對新農合制度的受益公平性進行評價，關注的問題包括：新農合參保人的制度受益是否公平？是誰從制度中獲益更多（或更少）？制度受益結果的產(chǎn)生機制是怎樣的？

公平是一個具有較強主觀價值評判的概念，其內涵非常豐富。采用的公平衡量標準不同，公平性評價的結果也會出現(xiàn)差異，因此有必要對新農合制度的公平性進行界定。一般來說，社會醫(yī)療保險領域中的公平分為水平公平和垂直公平兩類（解堊，2009）。其中應用較為廣泛的是水平公平的概念，指的是同等需求得到同等待遇，即具有同等醫(yī)療服務需求的參保人應獲得同等的醫(yī)療服務待遇，而不應受到參保人的社會經(jīng)濟地位（收入、職業(yè)、教育程度）、城鄉(xiāng)分布、民（種）族等因素的影響。反過來說，如果參保人的受益情況受到了上述因素的影響，在同等醫(yī)療服務需求條件下產(chǎn)生了不同的受益結果，那該制度就是不公平的（Morris et al.，2005）。本文著重考察與收入相關的新農合制度的受益公平性。

讓社會成員公平地享有醫(yī)療服務是世界各國衛(wèi)生政策的重要目標，衛(wèi)生政策的公平問題也是衛(wèi)生經(jīng)濟學家關注的焦點問題。Devaux（2015）考察了18 個OECD 成員國的醫(yī)療服務利用公平性問題，發(fā)現(xiàn)幾乎每個國家都存在與收入相關的醫(yī)療服務利用不平等現(xiàn)象，富人比窮人的醫(yī)療服務利用數(shù)量更多，質量也更高。Hajizadeh et al.（2016）對加拿大5 個地區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，與社會經(jīng)濟地位相關的健康不平等呈不斷加劇的趨勢，這種不平等現(xiàn)象在女性群體中的表現(xiàn)尤為突出。Castro-Leal et al.（2000）對非洲7 個國家的公共衛(wèi)生補貼政策的研究發(fā)現(xiàn)，富人從該政策中的受益更多。Karlsson（2016）對德國健康保險的研究發(fā)現(xiàn)，10%的富人參保者的醫(yī)療支出占到全部醫(yī)療支出的53%。

國內學界對新農合制度公平性的研究也較為豐富，相關研究主要集中在參與公平、籌資公平、受益公平三個方面。胡世明等（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，新農合自愿的“人頭稅”籌資方式容易導致農民參與機會的不平等。李曉燕（2009）對呼蘭縣和林甸縣新農合制度的研究表明，新農合籌資公平性較低，原因是新農合在資金籌資制度設計上僅考慮了水平公平標準，而沒有實現(xiàn)垂直公平。侯小娟等（2014）對廣州市A 區(qū)的研究表明，該區(qū)新農合制度的補償受益并未實現(xiàn)由健康群體向非健康群體的轉移。Cheng et al.（2015）的研究發(fā)現(xiàn)，低收入?yún)⒑限r民在醫(yī)療服務利用和健康產(chǎn)出方面可以獲得更多的受益。Guo et al.（2016）發(fā)現(xiàn)在2009-2012年間，新農合顯著改善了低收入和高收入農民在醫(yī)療支出上的不平等，但對農民財務負擔的緩解作用有限，尤其是低收入農民。

綜上可見，既有研究采用不同的方法從不同視角對新農合制度的公平性進行了評價，取得了豐富的研究成果，但已有研究在一些關鍵問題上未能達成共識，如新農合制度的公平性究竟如何？制度受益是否公平的形成機制是什么？這些問題仍需進一步的論證和檢驗。此外，很多研究是在省（市）層面開展的，由于新農合是一個全國性的公共政策，區(qū)域性的政策評估對全國層面的指導意義有限，因此需要一個全國數(shù)據(jù)的支撐。最后，已有研究多采用定性或簡單描述性分析方法開展，在一定程度上影響了研究結論的客觀性。

二、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來自中國老年健康影響因素追蹤調查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS），該調查是目前國內老年相關問題研究的代表性數(shù)據(jù)之一。關于該調查的具體情況已在很多已有文獻中有過介紹（于大川，2016），不再贅述。選擇CLHLS 數(shù)據(jù)并以老年人為研究對象，主要基于以下考慮：與新農合制度的其他參保人群相比，老年參保人的健康狀況普遍較差，更容易受到疾病風險沖擊，對醫(yī)療服務有更高的需求，在這個群體中，收入因素與制度受益狀況之間的關聯(lián)性會更高。

本文使用的是2014年的CLHLS 數(shù)據(jù)，并按照以下標準進行樣本篩選：首先，由于是以新農合老年參保人為研究對象，因此將城鎮(zhèn)、65 歲以下和未參加新農合制度的樣本剔除；其次，將關鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本剔除；最后，為避免極端值可能導致的估計偏誤，對關鍵變量進行Winsorize 縮尾處理，比例為2%。經(jīng)過篩選，最終獲得3935 個研究樣本。

（二）變量選擇

1.因變量

因變量為新農合參保人的受益狀況。選取醫(yī)療費用補償水平和健康狀況，分別衡量參保人的“過程受益”和“結果受益”狀況。醫(yī)療費用補償水平方面，針對新農合制度“保大放小”的特點，①目前，大多數(shù)實施新農合制度的地區(qū)一般都采取“保大病、保住院”的保障策略，只有那些在起付線以上和封頂線以下的住院醫(yī)療費用才有可能獲得新農合統(tǒng)籌基金的報銷，小病治療和門診就醫(yī)產(chǎn)生的費用一般不予報銷。選取住院費用報銷數(shù)額作為衡量指標。變量構造基于問卷中“您過去一年實際花費的住院醫(yī)療費用總計多少元？”以及“這些費用中由家庭支付的是多少元？”兩個問題，將住院總費用減去家庭自付費用得到答案?？紤]到該指標是一個絕對數(shù)值，可能存在測量上的缺陷，②新農合參保人住院費用報銷數(shù)額的多少與住院總費用密切相關，即使參保人的住院費用報銷數(shù)額較大，也不代表參保人得到了更多的制度受益，可能是該參保人的住院總費用更多導致的。因此進一步選取實際住院費用報銷比例作為衡量指標，將住院費用報銷數(shù)額與住院總費用相除得到。

健康狀況方面，同時選取自評健康和日?；顒幽芰蓚€衡量指標。自評健康是測量個體健康狀況的常用指標（程名望、黃俊逸、潘烜等，2018），該變量構造基于問卷中“您覺得現(xiàn)在的健康狀況怎么樣？”的詢問，將“很好”、“好”歸為“自評健康好”，賦值為1，將“一般”、“不好”和“很不好”歸為“自評健康差”，賦值為0。為彌補自評健康指標可能存在的測量誤差，進一步選取日?；顒幽芰頊y量健康。參照日?；顒幽芰α勘恚ˋDLs），若老年人能獨立完成穿衣、洗澡、吃飯等全部6 項日?；顒?，則認為“日?；顒幽芰ν旰谩保x值為1，否則認為“日常活動能力受損”，賦值為0。

2.自變量

自變量為新農合參保人的收入狀況。由于農村老年人的收入來源具有多元化特征，其收入既包括自己的勞動所得和養(yǎng)老金（新農保），也包括子女（孫子女）的資金支持以及政府補助等其他渠道，現(xiàn)實中很難對老年人的個人收入進行嚴格的界定和區(qū)分，因此選取家庭人均年收入為代理變量。為探究不同收入水平下新農合制度的受益差異，將家庭人均年收入五等分，生成“最高收入”、“較高收入”、“中等收入”、“較低收入”和“最低收入”5 個虛擬變量。實證分析以“最高收入”作為參照組。

3.控制變量

選取性別、年齡、婚姻狀況、受教育年限、以往職業(yè)類型、存活子女數(shù)、居住方式等既反映個體和家庭特征差異性，又潛在影響新農合制度受益情況的變量作為控制變量。此外，為消除不同區(qū)域新農合政策差異可能導致的估計偏差，將參保人所在省份納入到模型中。主要變量的賦值情況和描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1：變量賦值和描述性統(tǒng)計結果

表1顯示，新農合參保人的平均住院費用報銷數(shù)額為610.553 元/年，平均實際住院費用報銷比例為34.2%，自評健康好與日?；顒幽芰ν旰玫睦夏耆说谋壤謩e為43.2%和75.6%。此外，老年人家庭人均年收入的均值為9402.515 元，以往從事專業(yè)技術或管理工作的老年人占1.8%，存活子女數(shù)的均值為3.835 個，有80.5%的老年人與家人同住。

（三）模型與方法

本文建立多元回歸模型對新農合制度的受益公平性進行評價，基本模型表達式為：

其中，y 為因變量，incom 為自變量，X 為控制變量的向量，β、為待估計的參數(shù)，α為常數(shù)項，為隨機誤差項。

當y 為參保人醫(yī)療費用補償水平時，根據(jù)變量定義，兩個測量指標均為數(shù)值型變量，故使用普通最小二乘法（OLS）進行參數(shù)估計。

當y 為參保人健康狀況時，根據(jù)變量定義，兩個測量指標均為二值離散變量，故使用Probit 模型進行參數(shù)估計。模型公式為：

三、實證分析

（一）描述性分析

表2：新農合參保人的受益情況比較

表2給出了總體樣本和不同收入分樣本中參保人的新農合受益情況。從住院費用報銷數(shù)額來看，最低收入組的住院費用報銷數(shù)額是所有收入分組中最少的，比總體樣本的平均住院費用報銷數(shù)額低了約55 元/年。但從最低到最高收入組，住院費用報銷數(shù)額并不是依次遞增的，而是大致呈現(xiàn)一種倒U 型態(tài)勢，較高和最高收入?yún)⒈Ｈ瞬]有獲得更多的住院報銷。從實際住院費用報銷比例來看，最低、較低收入組的實際住院費用報銷比例要低于較高和最高收入組。從健康狀況來看，無論是自評健康還是日?；顒幽芰Χ汲尸F(xiàn)出較強的趨勢性，從最高到最低收入組，自評健康為好的比例由53.4%下降到35.1%，日?；顒幽芰ν旰玫谋壤?9.7%下降到70.8%，說明收入越高，老年人的健康狀況就越好。上述比較結果似乎說明新農合制度存在一定程度的受益不公問題，尤其表現(xiàn)在實際住院費用報銷比例和健康狀況上。但由于沒有同時控制其他變量對因變量的影響，還不能由此得出新農合制度必然存在受益不公問題的判斷。

（二）回歸分析

1.不同收入水平下新農合參保人醫(yī)療費用補償水平的差異性

使用OLS 模型對新農合參保人醫(yī)療費用補償水平的影響因素進行估計，因變量醫(yī)療費用補償水平分別使用住院費用報銷數(shù)額和實際住院費用報銷比例兩個指標測量，回歸結果見表3。

表3：收入因素對新農合參保人醫(yī)療費用補償水平的影響

表3第2 列的估計結果顯示，中等和較高收入變量對住院費用報銷數(shù)額的影響不顯著，說明這兩個收入組的住院費用報銷數(shù)額與最高收入組并無明顯差異。而最低和較低收入變量對住院費用報銷數(shù)額具有顯著的正向影響，與最高收入組相比，最低和較低收入?yún)⒈Ｈ说淖≡嘿M用報銷數(shù)額將分別增加16.9%和4.8%，說明參加新農合制度能夠使低收入?yún)⒈Ｈ双@得更高的住院費用報銷數(shù)額。但正如上文所述，低收入?yún)⒈Ｈ双@得較高的住院費用報銷數(shù)額，可能是因為他們的住院總費用比高收入?yún)⒈Ｈ烁?，因此僅根據(jù)住院費用報銷的絕對數(shù)額還不能做出新農合制度中低收入?yún)⒈Ｈ丝梢垣@得更多受益的判斷。從表3第3 列的估計結果來看，最低、較低和中等收入變量對實際住院費用報銷比例有顯著的負向影響，與最高收入組相比，最低、較低和中等收入?yún)⒈Ｈ说膶嶋H住院費用報銷比例將分別減少4.7%、4.9%和5%，這說明低收入?yún)⒈Ｈ穗m然可以獲得較高的住院費用報銷，但如果同時考慮到他們的住院總費用，他們實際獲得的住院費用報銷比例是遠低于高收入?yún)⒈Ｈ说摹?/p>

上述結果表明，收入因素對新農合參保人的醫(yī)療費用補償水平有顯著的影響，但這種影響存在明顯的差異性。與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾?，雖然低收入?yún)⒈Ｈ说玫搅烁叩淖≡嘿M用報銷數(shù)額，但從相對值來看，其實際住院費用報銷比例卻更低。一般來說，實際報銷比例在衡量醫(yī)保制度的保障水平和醫(yī)保制度參保人的真實受益程度上有更高的可信度（李亞青，2013），因此，本文的研究結果也意味著，在醫(yī)療費用補償水平方面，新農合制度存在與收入因素相關的不公平問題，收入水平越高，參保人的醫(yī)療費用補償比例越高，而對收入水平低的參保人而言，雖然他們繳納了同樣的保費，但卻得到了更少的收益。

2.不同收入水平下新農合參保人健康狀況的差異性

使用Probit 模型對新農合參保人健康狀況的影響因素進行估計，因變量健康狀況分別使用自評健康和日常活動能力兩個指標測量，回歸結果見表4。

表4：收入因素對新農合參保人健康狀況的影響

表4第2 列的估計結果顯示，較高收入變量的估計結果并不顯著，說明較高收入組的自評健康與最高收入組并無明顯差異。但除了較高收入變量外，其他收入變量對自評健康均有顯著的正向影響?；貧w系數(shù)顯示，最低收入變量的影響最大（0.187），意味著與最高收入組相比，最低收入?yún)⒈Ｈ俗栽u健康為好的概率將增加18.7%。此外，較低和中等收入?yún)⒈Ｈ俗栽u健康為好的概率也將分別增加11.4%和6.6%。表4第3 列的估計結果顯示，所有收入變量對日?；顒幽芰酗@著的正向影響。其中，最低收入變量的影響最大（0.109），意味著與最高收入組相比，最低收入?yún)⒈Ｈ巳粘；顒幽芰ν旰玫母怕蕦⒃黾?0.9%，較低、中等和較高收入?yún)⒈Ｈ巳粘；顒幽芰ν旰玫母怕室矊⒎謩e增加8.7%、8.4%和7.9%。

上述結果表明，收入因素對新農合參保人的健康狀況有顯著的影響，無論使用何種健康測量指標，與高收入組相比，低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r都得到了更為明顯的改善，其中對最低收入?yún)⒈Ｈ私】禒顩r的改善作用尤為明顯。能否有效促進參保人的健康是醫(yī)保制度運行效果評估的重要維度，而能否提高低收入?yún)⒈Ｈ说慕】邓揭彩侵贫裙叫栽u價的應有之意。本文的分析結果意味著，新農合制度在健康促進方面的公平性較高，制度運行過程中表現(xiàn)出了明顯的“親貧性”特征。

四、進一步研究：制度受益結果的機制分析

本文實證結果表明，新農合制度雖然未能有效提高低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費用補償水平，但卻明顯改善了他們的健康狀況。那么這一制度結果的形成機制是怎樣的？從理論上講，醫(yī)保制度主要是通過醫(yī)療費用分攤，降低參保人實際面對的醫(yī)療服務價格，釋放他們的醫(yī)療服務需求，提高他們的醫(yī)療服務利用率，進而實現(xiàn)健康促進的目的。本文的研究結果顯然與上述理論邏輯不符，那么為什么新農合制度在未能提高低收入?yún)⒈Ｈ酸t(yī)療費用補償水平的情況下，卻顯著改善了他們的健康狀況呢？一些關于醫(yī)保制度與健康關系的研究認為，醫(yī)保制度促進參保人健康改善的路徑不僅包括醫(yī)療服務利用率的提高，還包括健康意識的提升、健康行為的改變以及重大疾病就醫(yī)可能性的提高等其他渠道（Baker et al.，2001）。為此，本文分別選取是否進行常規(guī)體檢和生重病能否及時治療兩個變量，對本文得到的制度受益結果的形成路徑進行驗證。

在變量構造方面，是否進行常規(guī)體檢變量的構造基于問卷中“您是否進行每年一次的常規(guī)體檢？”的詢問，若選擇“是”則賦值為1，“否”則賦值為0。生重病能否及時治療變量的構造基于問卷中“如果您生重病，能及時到醫(yī)院治療嗎？”的詢問，若選擇“能”則賦值為1，“否”則賦值為0。兩個變量在總體樣本和各收入分樣本中的分布情況見表5。

表5顯示，從最低到最高收入組，隨著收入水平提高，進行常規(guī)體檢的參保人的比例分布大致呈現(xiàn)出U 型態(tài)勢，最高收入組進行常規(guī)體檢的比例最高（40.7%），其次是較低和最低收入組（32.2%和29.9%），而生重病能夠及時治療的比例則呈現(xiàn)不斷下降的趨勢，從最低到最高收入組，生重病能夠及時治療的比例由98.5%下降到88.1%。進行常規(guī)體檢不僅是人們良好健康意識的一種體現(xiàn)，同時也有助于及時發(fā)現(xiàn)自身的健康隱患并加以防范，降低大病風險發(fā)生概率。此外，對老年人而言，隨著各項身體機能的衰退，其重大疾病的發(fā)病率明顯提升，如果在患大病時能夠得到及時治療，可以在很大程度上避免疾病導致的健康損害，有利于良好健康狀況的維持。因此良好的健康意識/行為和較高的重病就醫(yī)可能性很有可能是低收入?yún)⒈Ｈ巳旱慕】禒顩r得以改善的原因。

表5：新農合參保人常規(guī)體檢和重病就醫(yī)情況的比較

就變量類型來看，由于兩個機制變量均為二值離散變量，結合上文對研究方法的討論，仍使用Probit 模型進行參數(shù)估計?；貧w結果見表6。

表6：新農合制度受益結果的機制分析

表6第2 列的估計結果顯示，最低和中等收入變量對常規(guī)體檢有顯著的正向影響，回歸系數(shù)顯示，與最高收入組相比，最低和中等收入?yún)⒈Ｈ诉M行常規(guī)體檢的概率將分別提高5.1%和8.1%。說明在參加新農合制度情況下，低收入?yún)⒈Ｈ说慕】狄庾R和行為得到了明顯改變。通過健康體檢，可以使低收入?yún)⒈Ｈ思皶r發(fā)現(xiàn)身體可能存在的健康隱患，并采取有針對性的措施加以防范，避免小病拖成大病。同時健康體檢具有的健康知識宣傳功能也可以使低收入?yún)⒈Ｈ肆私夂驼莆崭嗟慕】当＝≈R，有助于他們形成正確的健康觀，并改變不良的健康行為，如抽煙、酗酒等，進而改善其健康狀況。

表6第3 列的估計結果顯示，較低和最低收入變量對重病治療可能性有顯著的正向影響，回歸系數(shù)顯示，與最高收入組相比，最低和較低收入?yún)⒈Ｈ嗽诨贾夭r得到及時治療的可能性將分別提高13.9%和6.7%。一般而言，相比其他人群，農村低收入人群在面對重特大疾病風險沖擊時的承受力更差。一旦發(fā)生重大疾病且不能得到及時治療，將會引發(fā)一系列的嚴重后果，如健康損害、經(jīng)濟損失以及陷入深層次貧困等。分析結果表明，在參加了新農合制度的情況下，低收入?yún)⒈Ｈ嗽趹獙膊★L險發(fā)生尤其是重大疾病風險發(fā)生時的就醫(yī)決策變得更為積極，選擇就醫(yī)的概率更高，這可以在很大程度上避免重大疾病引發(fā)的不良結果，改善低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r。

對新農合制度受益結果的機制分析表明，新農合制度在“過程受益”公平方面的表現(xiàn)不佳，與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾龋褪杖雲(yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費用補償水平較低，但該制度可以通過提高健康意識、改變健康行為以及提高重病就醫(yī)可能性，使低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r得到更為明顯的改善，具有明顯的“結果受益”公平特征。

五、結論與啟示

（一）研究結論

本文利用2014年中國老年健康影響因素追蹤調查（CLHLS）數(shù)據(jù)，運用OLS 模型和Probit模型，從參保人收入差異的視角對新農合制度的受益公平性進行評價。研究得到以下主要結論：第一，新農合制度存在“過程受益”不公問題，低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療費用補償水平明顯低于高收入?yún)⒈Ｈ?，尤其表現(xiàn)在實際住院費用報銷比例方面；第二，新農合制度具有明顯的“結果受益”公平性特征，與高收入?yún)⒈Ｈ讼啾?，低收入?yún)⒈Ｈ说慕】禒顩r得到了更為顯著的改善；第三，新農合制度實施主要是通過改變健康意識/行為和提高重病就醫(yī)可能性等渠道，進而促使低收入?yún)⒈Ｈ私】禒顩r得到改善。

（二）政策啟示

新農合制度是我國多層次醫(yī)療保障制度體系的重要構成，也是緩解農民看病就醫(yī)問題的重要惠民工程。在新農合制度發(fā)展進程中，應盡可能降低外部因素對醫(yī)療資源分配的影響，讓弱勢參保群體均等地享受制度實施帶來的好處，滿足他們的醫(yī)療需求并提高健康水平。本文研究發(fā)現(xiàn)，新農合制度實施同時存在“過程受益”不公和“結果受益”公平的現(xiàn)象，在制度受益公平性方面存在不一致性?；谘芯拷Y論，本文提出以下對策建議。

第一，完善支持政策，拓寬增收渠道，促進農民增收。建立長效收入增長機制，有效提高農民尤其是低收入農民的收入水平，減少農村貧富差距，是根除新農合制度受益不公問題的關鍵。具體而言，應加大農村地區(qū)的基礎設施投入力度，改善農業(yè)生產(chǎn)條件，促進農業(yè)結構調整升級，同時還應完善農業(yè)支持保護政策，如農業(yè)補貼制度、農產(chǎn)品價格保護政策、農業(yè)保險產(chǎn)品創(chuàng)新等。此外，還可以通過開展技能知識培訓、提供融資幫扶、構建創(chuàng)業(yè)平臺等途徑，鼓勵和支持農民從事非農生產(chǎn)活動和創(chuàng)業(yè)活動，拓寬增收新渠道，從根本上提高農民收入。

第二，創(chuàng)新制度設計，拓寬籌資渠道，提高新農合制度保障能力和福利水平。保障能力提升是保證新農合制度公平性的前提，在保障能力提升的基礎上，適度向弱勢群體傾斜，提高制度的福利水平。首先，在保證新農合基金收支基本平衡的前提下，適當降低報銷起付線標準并提高報銷比例。其次，低收入?yún)⒈Ｈ吮Ｕ喜蛔愕膯栴}，可以考慮在新農合報銷政策上做文章，改變當前均等化的報銷政策，適當向低收入?yún)⒈Ｈ藘A斜，可以通過設計一套動態(tài)甄別機制實現(xiàn)低收入和高收入?yún)⒈Ｈ说姆蛛x，并對低收入?yún)⒈Ｈ藢嵭懈偷钠鸶毒€標準和更高的報銷比例，以確保這部分參保人的醫(yī)保權益可以得到保障。最后，應著力于開辟更多樣化的籌資渠道，加大對低收入?yún)⒈Ｈ说谋Ｕ狭Χ取Ｄ壳靶罗r合制度的主要籌資來源是個人繳費和政府補貼，總體籌資水平仍然較低，保障能力有限?？梢詫で蟪齻€人和政府之外的其他籌資主體和渠道，如村集體、農村合作組織以及非政府社會團體等，以進一步提升新農合制度的服務能力和保障水平。

第三，改變制度保障定位，逐步從“抓大放小”向“大小皆?！鞭D變。目前新農合制度主要對參保人的大病醫(yī)療進行補償，預防性保健和小病醫(yī)療無法得到補償。然而預防性保健和小病治療能夠發(fā)揮“防范于未然”的重要作用，是切斷“未病→小病→大病”不良路徑的重要手段，因此“保小病”理應成為新農合制度的保障內容?？尚械淖龇ㄊ歉淖儸F(xiàn)有的制度保障定位，將門診醫(yī)療納入到新農合制度的保障范圍，并參照城鎮(zhèn)職工醫(yī)保制度的做法，對門診費用的一定比例進行報銷。同時還應積極組織基層醫(yī)療機構提供各種形式的預防保健服務，如醫(yī)療保健知識宣傳、健康體檢等，盡可能滿足參保人群尤其是低收入?yún)⒈Ｈ说尼t(yī)療服務需求。