□張 咪,宋明芳
(湖南理工學(xué)院 湖南 岳陽 414000)
新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(以下簡稱新農(nóng)合)是指由政府作為責任主體,農(nóng)民自愿投保,結(jié)合個人、集體和政府多方力量籌資,以大病統(tǒng)籌為主的農(nóng)民醫(yī)療互助共濟制度。2003 年,陜西省開始新農(nóng)合試點工作,依據(jù)地理區(qū)位,在陜南、關(guān)中和陜北選取鎮(zhèn)安縣、彬縣和洛川縣進行試點。2007 年,陜西省第十屆人大常委會第三十一次會議上,省衛(wèi)生廳廳長介紹目前全省新農(nóng)合縣(市、區(qū))已達104 個,覆蓋農(nóng)業(yè)人口2 765.38 萬人,提前一年完成新農(nóng)合全省覆蓋[1]。
隨著陜西省經(jīng)濟運行、人口結(jié)構(gòu)和政治文化等變化,農(nóng)民群眾對現(xiàn)行制度的態(tài)度也默默發(fā)生著轉(zhuǎn)變,出現(xiàn)參合中斷、參合率下降等挑戰(zhàn)。政府是政策的制定者和運行的管理者,農(nóng)民是制度的主要參與者和受益者。從這兩個角度出發(fā),研究農(nóng)民收入和政府補貼是否影響農(nóng)民的參保意愿[2]。陜西省10 個地級市和1 個地級示范區(qū)的復(fù)雜性和異質(zhì)性較高,參考其綜合實力、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和保障水平,由高到低依次選擇西安市、寶雞市和安康市來分析評價陜西省新農(nóng)合參保的問題,象征性強,切合度高。
新農(nóng)合作為農(nóng)村衛(wèi)生工作三大支柱之一,學(xué)者對其制度研究已頗為成熟。關(guān)于新農(nóng)合參合率影響因素的研究中,大量學(xué)者指出農(nóng)民人均可支配收入是推動新農(nóng)合制度發(fā)展的基石。
卜文輝等(2019)[3]對陜西省2009—2016 年參保人數(shù)、農(nóng)民人均純收入和衛(wèi)生醫(yī)療機構(gòu)數(shù)量建立多元線性回歸,指出農(nóng)民參保意愿和行動主要受到人均純收入、農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生數(shù)量的影響。
鄭適等(2017)[4]利用Heckman 雙階段模型,分析得出當家庭年收入逐漸增長時,參合者的參合行為和支付意愿也隨之提升。
顧昕和方黎明(2004)[5]利用國家統(tǒng)計局農(nóng)村社會經(jīng)濟調(diào)查總隊的數(shù)據(jù)研究,針對收入對參合影響提出不同看法,論證指出我國絕大部分農(nóng)民有經(jīng)濟實力參加新農(nóng)合。
新農(nóng)合制度的日常運行和可持續(xù)發(fā)展離不開政府的支持和管理。政府應(yīng)采取參合補貼的激勵機制來調(diào)動和維持農(nóng)民參合的熱情和積極性。
張里程和蕭慶倫(2004)[6]論證了政府補貼情況下的社會資本是影響農(nóng)民參與新農(nóng)合支付意愿的重要因素之一。
郭華等(2017)[7]以湖南省為例,理論與實證研究表明,當政府補貼醫(yī)保逐年增加時,農(nóng)民參保意愿也隨之增加。
他?;鄣龋?019)[8]通過調(diào)查分析陜西省2006—2016 年新農(nóng)合基金運行情況,研究發(fā)現(xiàn)各級財政補貼是新農(nóng)合籌資主要來源,存在人均收入與籌資標準及增長不相匹配等問題。
綜上,大部分學(xué)者對政府補貼與參合研究結(jié)論大體一致,認為新農(nóng)合參合人數(shù)和政府補貼是正向關(guān)聯(lián),呈現(xiàn)出積極作用。但已有文獻對農(nóng)民收入水平是否影響參保并未達成一致。
本研究選取陜西省西安市、寶雞市和安康市,通過實證分析研究陜西省農(nóng)民可支配收入和政府補貼對新農(nóng)合的影響。
利用2019—2019 年西安市、寶雞市和安康市新農(nóng)合參保人數(shù)、農(nóng)村居民人均收入和政府補貼構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型,通過Eviews 回歸分析。數(shù)據(jù)主要來源《陜西省統(tǒng)計年鑒》《西安市統(tǒng)計年鑒》《寶雞市統(tǒng)計年鑒》《安康市統(tǒng)計年鑒》《西安市衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計簡報》《寶雞市市衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計簡報》《安康市衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計簡報》(2010—2019 年)。
利用Eviews 10.0 軟件對數(shù)據(jù)進行處理,考慮到如存在單位根會導(dǎo)致偽回歸,對各序列進行單位根檢驗,選擇LLC 和ADF 檢驗,統(tǒng)計結(jié)果各序列P值均小于0.05,因此不存在單位根拒絕原假設(shè),該序列是平穩(wěn)的;進一步考慮選用混合模型還是固定效應(yīng)模型,進行了F檢驗,統(tǒng)計結(jié)果F>F0.05(2,25),因此拒絕原假設(shè),選擇固定效應(yīng)模型。最后進行Hausman 檢驗,統(tǒng)計結(jié)果P<0.01,說明在99%的置信水平下拒絕原假設(shè),所以選擇固定效應(yīng)模型。綜合考慮F統(tǒng)計量檢驗值和Hauseman 的檢驗結(jié)果,最終決定采用個體固定效應(yīng)模型進行參數(shù)估計。
式中:Yit代表被解釋變量,指農(nóng)合參保人數(shù);X1it和X2it代表解釋變量,分別指農(nóng)民人均可支配收入和政府補貼;i為不同地區(qū);t為不同年份;εit為隨機誤差項;β1、β2為參數(shù)。
參合率影響因素相關(guān)數(shù)據(jù)見表1。
表1 參合率影響因素相關(guān)數(shù)據(jù)
擬合優(yōu)度R2=0.985 429,表明模型的解釋力較強。由表2 統(tǒng)計結(jié)果可以看出,農(nóng)民人均可支配收入的回歸系數(shù)為-0.004 728,在1%的水平上顯著,說明新農(nóng)合參保人數(shù)和農(nóng)民人均可支配收入為負向關(guān)聯(lián),呈現(xiàn)出消極作用;政府補貼的回歸系數(shù)為0.121 631,在1%的水平上顯著,說明新農(nóng)合參保人數(shù)和政府補貼為正向關(guān)聯(lián),呈現(xiàn)出積極作用。
表2 模型回歸估計結(jié)果
3.1.1 農(nóng)民人均可支配收入與新農(nóng)合參保人數(shù)呈負相關(guān)關(guān)系
首先,雖然農(nóng)民的支付能力日益增強,但參合人數(shù)和意愿呈下降趨勢。從經(jīng)濟學(xué)效用最大化角度來看,經(jīng)濟人在消費時總會選擇能滿足自己效用最大化的產(chǎn)品或服務(wù)。農(nóng)民參合取決于新農(nóng)合是否能滿足自己對醫(yī)療保障的需求,只有效用得到最大程度的滿足,才能推動參合的積極性和支付意愿[9]。黨的十八大以來,陜西省認真貫徹實施新型城鎮(zhèn)化發(fā)展理念,農(nóng)村大量剩余勞動力滿足了城鎮(zhèn)化建設(shè)中對勞動力和人力資源的需求,同時使農(nóng)民共享了經(jīng)濟發(fā)展的成果,家庭經(jīng)濟狀況大幅度提升,生活質(zhì)量和水平也得到很大改善。高需求促使人們追求更優(yōu)質(zhì)高效的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù),所以農(nóng)村中高收入的人群更傾向于選擇商業(yè)健康保險來抵抗疾病的風(fēng)險。
其次,每個人都無法回避疾病的風(fēng)險,為降低農(nóng)民患病風(fēng)險和減輕經(jīng)濟負擔,新農(nóng)合實行“個人賬戶+統(tǒng)籌基金”相結(jié)合的籌資模式。但當個人參合繳費比例和上漲幅度超出預(yù)期時也會影響農(nóng)民參合意愿,進而導(dǎo)致參合人數(shù)減少。
由表3 可以看出,近10 年來陜西省西安市個人參加新農(nóng)合時需要繳納費用逐年攀升。研究表明,身體健康的農(nóng)民,一方面對就診住院等醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求相對比較低,另一方面因小病產(chǎn)生醫(yī)療費用達不到報銷標準。如此一來,農(nóng)民參合支付的成本遠大于實際效用,為了減輕醫(yī)療負擔會選擇中斷參合[10]。
表3 2010—2019 年西安市新農(nóng)合個人繳費標準
3.1.2 政府補貼與新農(nóng)合參保人數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系
2018 年在北京舉行了北京人權(quán)論壇,中國人權(quán)研究會會長明確指出,中國政府始終把保障人民生存權(quán)放在優(yōu)先地位。醫(yī)療保健是人類生存和發(fā)展的硬性條件,國家對人民醫(yī)療保健肩負著不可替代的責任。2019 年國家統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)顯示,我國農(nóng)村人口已達551 652 萬人。在不斷加劇的人口老齡化背景下,廣大農(nóng)民群體醫(yī)療衛(wèi)生保障情況直接影響著國家經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。
新農(nóng)合是政府主導(dǎo)、具有補償性質(zhì)的社會福利政策,政府補貼在很大程度上決定了新農(nóng)合制度能否穩(wěn)定、健康發(fā)展,也是調(diào)動農(nóng)民參保積極性的動力之源。政府給予參保支持資金不斷增加,在激勵農(nóng)民參合積極性的同時,也提升了對政府政策的信任感。財政補貼不僅保證了新農(nóng)合制度有序推進,更帶來了無限的外部效應(yīng),例如改善農(nóng)村勞動力身體健康素質(zhì),保證了城鎮(zhèn)化、工業(yè)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化人力資源需求;轉(zhuǎn)變了農(nóng)民消費和儲蓄觀念,刺激經(jīng)濟發(fā)展;統(tǒng)籌基金緩解農(nóng)民生病產(chǎn)生經(jīng)濟負擔,縮小了城鄉(xiāng)居民收入差距,緩解了社會矛盾。
3.2.1 進一步完善新農(nóng)合制度
新制度經(jīng)濟學(xué)把制度喻為游戲規(guī)則,主張制度是滲透在能引起經(jīng)濟變動的各要素中。完善新農(nóng)合制度,才能保障農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生健康事業(yè)穩(wěn)定和持續(xù)推進。轉(zhuǎn)變參合的方式,強制性代替自愿性。但自愿性的原則下埋藏著巨大的“逆向選擇”隱患,健康風(fēng)險高的人群預(yù)期參合報銷范圍和補償遠遠超過繳納成本,參合積極性大于身體健康人群。疾病風(fēng)險存在隨意性、異質(zhì)性和暴發(fā)性的特點,而高危人群集中直接制約了該制度運行及其效果發(fā)揮。在有條件的地區(qū),國家可以賦予地方政府在新農(nóng)合強制性參合的立法權(quán)[11]。
針對外出務(wù)工且未參保的農(nóng)民工群體,政府可以設(shè)置強制性硬性條件。例如,要求企業(yè)在雇傭農(nóng)民工時將參加新農(nóng)合作為一條剛性的應(yīng)聘條件。強制性參合有效抑制了“逆向選擇”,同時提高了參合率,穩(wěn)定了醫(yī)療保障基金,推動了新農(nóng)保制度正常運作,實現(xiàn)人人享有衛(wèi)生保健目標。
3.2.2 加大基層定點醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)投資與建設(shè)
參保者投保時追求效用最大化,不單是考慮參保具體給付范圍和保障水平,定點醫(yī)療機構(gòu)設(shè)施裝備和服務(wù)能力也是重要考慮因素。研究表明,目前我國農(nóng)村醫(yī)療服務(wù)體系還不完善,存在地區(qū)醫(yī)療保障發(fā)展不平衡和衛(wèi)生服務(wù)效率低、質(zhì)量水平不高、基層醫(yī)務(wù)人員缺乏等局限[12]。
對其他國家醫(yī)療保障制度的理論研究有助于完善和優(yōu)化我國醫(yī)療保障制度。例如,泰國農(nóng)民醫(yī)療保障是通過購買政府發(fā)放的醫(yī)療購物卡,對鄉(xiāng)村衛(wèi)生服務(wù)機構(gòu)有條特殊規(guī)定,即農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)單位負責人必須是政府官員[13]。政府介入和監(jiān)督,不僅有助于提高基層醫(yī)療服務(wù)的效率和水平,而且在一定程度上抑制了醫(yī)生在經(jīng)濟誘因驅(qū)動下對病患過度醫(yī)療的動機,節(jié)約了醫(yī)療費用。泰國人口的年齡分布和性別占比整體與我國比較接近,具有一定的可參考價值。
我國政府對新農(nóng)合不僅承擔制度制定和規(guī)范的責任,還承擔著財政責任。政府可以提高新農(nóng)合財政列支比重,擴大農(nóng)村定點醫(yī)院規(guī)模,改善醫(yī)療設(shè)備設(shè)施,保障農(nóng)民享受醫(yī)療服務(wù)的可及性[14-15];推動醫(yī)療機構(gòu)相應(yīng)管理和監(jiān)督體制改革,規(guī)范其運行和發(fā)展,提供優(yōu)質(zhì)、精準的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù);加強基層衛(wèi)生技術(shù)人員隊伍建設(shè),針對醫(yī)學(xué)院校畢業(yè)生給予一定程度的政策傾斜,鼓勵和吸引他們加入新農(nóng)合隊伍中;引導(dǎo)醫(yī)療資源向疾病預(yù)防方向發(fā)展,構(gòu)建城鄉(xiāng)一體預(yù)防和保健的醫(yī)療保障網(wǎng)絡(luò)。
3.2.3 確保政府補貼標準在“適度區(qū)域”
新農(nóng)合籌集資金中,政府補貼占比較大,政府補貼會直接影響新農(nóng)合制度設(shè)計、運行狀況、給付范圍和水平等。過高或過低的補貼水平都會阻礙新農(nóng)合制度平穩(wěn)的運行和目標實現(xiàn),應(yīng)確保政府補貼標準在“適度區(qū)域”[16]。
首先,可以調(diào)查統(tǒng)計出不同國家、不同地區(qū)新農(nóng)合補貼水平,相互之間進行比較,總結(jié)分析政府補貼水平的差異和發(fā)展趨勢。
其次,針對不同群體、行業(yè)和地區(qū),設(shè)置差異化的控制變量,統(tǒng)計分析保證補貼的合理公平和公正[17-18]。
再次,采用“定性+定量”方法,堅持以收定支、收支平衡、略有盈余的原則,充分考慮個人繳費標準、人口增長率、人均可支配收入、醫(yī)療費用支出等因素波動,確定政府補貼適度水平[19]。