1、新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民健康自評的影響研究-基于倍差法的分析范濤，曹乾，蔣露露，許珍子【摘要】 目的 分析新型農(nóng)村合作醫(yī)療政策對農(nóng)民健康的影響，定量評估新農(nóng)合政策實施效果。 方法 基于倍差法，即運用2*2方格分析法和DID模型，利用SPSS18.0統(tǒng)計軟件，對中國健康與調(diào)查中新農(nóng)合參合數(shù)據(jù)進(jìn)行評估，分析政策實施的效果。 結(jié)果 新農(nóng)合參合組女性比例較高，且平均年齡高于未參合組；2006年健康自評狀況總體低于2000年；新農(nóng)合參與對于健康自評有積極影響，凈影響0.0403（p0.05）；年齡大小、是否吸煙和是否參加商業(yè)保險對健康自評有影響。結(jié)論 新農(nóng)合對農(nóng)民健康自評有積極影響，但由于可能存在的道德風(fēng)

2、險，自我忽視等因素影響健康自評值的提高幅度，對此新農(nóng)合實施還應(yīng)加強(qiáng)健康教育的宣傳。【關(guān)鍵字】新型農(nóng)村合作醫(yī)療； 健康自評 ； 倍差法The new rural cooperative medical health policys effects on self-perceived health value of farmers-based on DID【Abstract】 Objective To analyze the influence of the new rural cooperative medical policy on farmers, quantitative evaluati

3、ng new rural cooperative medical health policy implementation effect. Methods Using SPSS18.0 statistical software, with Chinese health and survey date in rural residents participating in new rural cooperative medical policy, though DID method, using 2 * 2 square analysis and random effects Probit mo

4、del to analyze the effect of the policy implementation. Results Women participating in the the policy are more, and the average age is higher than the one not in the policy; Overall in year 2006, self-perceived health value is lower than in year 2000; The policy is good to self-evaluation of health

5、for DID = 0.0403 (p 0.05); Age、smoking and commercial insurance participation have influence on self-perceived health value. Conclusion The policy have a positive impact on self-perceived health, but the influence is not so big, the reason may be moral riske or self-ignoring, health education should

6、 be strengthened in the policy.【Key words】 New rural cooperative medical health policy; Self-perceived health; Difference in Differences基金項目：國家自然科學(xué)基金項目（70603006）作者單位：210009 江蘇南京市，東南大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院通訊作者：曹乾，210009江蘇省南京市，東南大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院；Email：實施新型農(nóng)村合作醫(yī)療（新農(nóng)合）制度是黨中央、國務(wù)院的重要決策，它對幫助農(nóng)民提高抵御重大疾病風(fēng)險，促進(jìn)廣大農(nóng)民群眾身體健康，促進(jìn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)、社會協(xié)調(diào)發(fā)

7、展，全面實現(xiàn)建設(shè)小康社會和構(gòu)建和諧社會的宏偉目標(biāo)，具有重要意義。目前，國內(nèi)已有大量文獻(xiàn)涉及新農(nóng)合制度實施效果的評價，已經(jīng)有研究對河南省、山西省、河北省、浙江寧波市等各地新農(nóng)合運行情況進(jìn)行描述分析，探討該制度運行的成效及其存在的問題1-3。現(xiàn)有研究多采用定性和單因素分析，缺乏對政策效果的定量評估，針對以往研究的不足，本文從新農(nóng)合對農(nóng)民健康自評值的影響入手，采用DID（Difference in Difference）方法對我國9省進(jìn)行分析，使研究更具有科學(xué)性和代表性。1 對象與方法1.1資料來源本文數(shù)據(jù)來源于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey,

8、 CHNS) ，數(shù)據(jù)內(nèi)容主要包括成人的基本狀況、個人的醫(yī)療保險狀況和健康狀況及醫(yī)療支出等。新農(nóng)合實施于2003年，以該年份為界，分別選取2000年和2006年調(diào)查中所有農(nóng)村成年居民進(jìn)行研究。 數(shù)據(jù)處理與分析1.2.1 數(shù)據(jù)處理運用SPSS18.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，篩選同時參加2000年調(diào)查和2006年調(diào)查的樣本，刪除重要字段缺失或存在邏輯錯誤的條目后，得到有效樣本2013條。根據(jù)2006年是否參與新農(nóng)合，將樣本分成對照組與處理組。2000年樣本信息作為基期情況，分別比較對照組與處理組的農(nóng)民健康變化情況。以自評健康狀況為因變量，性別、年齡、生活習(xí)慣等作為自變量，構(gòu)建Probit模型進(jìn)行估計。對健康

9、的度量，最簡單的方法就是健康自評（1-4分別代表“非常好”、“好”、“一般”和“差”），該指標(biāo)雖然簡單，但已被證明能夠成功預(yù)測死亡率和失能率4-5，本文為研究方便，將健康自評值轉(zhuǎn)換為二分類變量，1和2轉(zhuǎn)換為0（好）、3和4轉(zhuǎn)換為1（差）。1.2.2 倍差法倍差法（DID）是政策分析中廣為使用的用于估計一項政府政策作用對象凈影響的一種計量經(jīng)濟(jì)方法6。DID方法的具體估計方法有2*2方格分析法、模型估計法等，由于本研究是兩期面板數(shù)據(jù)，控制個體具有不可觀測的異質(zhì)性，因此采用2*2方格分析法和隨機(jī)效應(yīng)模型Probit模型法7-8兩種方法同時估計政策效果。 令變量P為衡量農(nóng)民是否參與新農(nóng)合的虛擬變量，農(nóng)

10、民加入則，否則；變量代表樣本數(shù)據(jù)是否來自新農(nóng)合參與后時期的虛擬變量，如果是，否則。建立簡單模型如下：（1）由（1）知，故對照組農(nóng)民在新農(nóng)合參與前后的健康自評值分別為: 故處理組農(nóng)民在新農(nóng)合實施前后的健康自評值分別為: 可見,新農(nóng)合參與前后, 處理組農(nóng)民的健康自評值平均變動: , 因此新農(nóng)合政策實施對農(nóng)民健康的凈影響為: ，模型中項的參數(shù)代表了新型農(nóng)合參與對農(nóng)民健康的凈影響。為全面考慮，引入年齡、性別和生活習(xí)慣等控制變量，建立隨機(jī)效應(yīng)Probit模型如下：（2）其中，是一組可觀測的影響收入的控制變量，包括年齡、性別和生活習(xí)慣等變量。是影響農(nóng)民健康但無法觀測的、因農(nóng)民和時間不同而不同的其他因素。2

11、 結(jié)果2.1 樣本基本情況從農(nóng)民基本情況來看，參合農(nóng)民的女性比例較男性高；參合農(nóng)民的平均年齡（45.79）比不參合農(nóng)民（46.84）低一歲多；參合農(nóng)民工作比例較高；參合與不參合農(nóng)民接受保健服務(wù)均很少；農(nóng)民參合后吸煙、喝茶和飲酒人數(shù)均有所下降；參合農(nóng)民購買商業(yè)保險比例比不參合農(nóng)民購買比例低；未參合農(nóng)民擁有公費醫(yī)療比例比參合農(nóng)民比例高。表1 變量一般情況Table 1 Description of basic condition 變量變量說明賦值說明對照組人數(shù)處理組人數(shù)新農(nóng)合實施前新農(nóng)合實施后新農(nóng)合實施前新農(nóng)合實施后X1性別1=男2312317367362=女154154892892X2工作狀況0

12、=不在職1151642304761=在職26922113911152X3年齡分段1=1824604072=25441891417465303=455471924674714=556469622423855=655090133235X4有無接受保健服務(wù)0=無375365159715851=有419442X5吸煙0=否322766611=有139123505458X6喝茶0=否230226106211611=有154159556463X7喝咖啡0=否373376160616151=有68312X8飲酒史0=否210219105811091=有167166538519X9商業(yè)保險0=無7536412

13、516051=有1052110420X10公費醫(yī)療0=無6330021816241=有117851112.2 新農(nóng)合實施后農(nóng)民健康變化情況表2是新農(nóng)合政策實施后，對照組和處理組的自評健康比較情況。2000年和2006年參合農(nóng)民的健康狀況都比不參合農(nóng)民好；2006年農(nóng)民健康狀況總體比2000年差。具體見表2，對照組與處理組在新農(nóng)合實施后，選擇“非常好”和“好”的比例都下降，選擇“一般”比例都上升，選擇“差”的比例參合組上升，未參合組下降。表2 處理組與對照組新農(nóng)合前后健康自評比較Table 2 Comparison of self-perceived health value between t

14、he control group and the treatment group before and after the policy變量對照組處理組新農(nóng)合之前新農(nóng)合之后新農(nóng)合之前新農(nóng)合之后健康自評均值2.132.252.222.43非常好8055277173好196193804724一般89121456586差201691145新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民的健康影響的2*2方格見表3，從表中可以看出，新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民健康的凈影響為0.0403，顯示新型農(nóng)村合作醫(yī)療施行后，農(nóng)民的健康自評值有所上升。為驗證凈影響的統(tǒng)計學(xué)意義，建立Probit計量模型。表3 新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民健康影響 2*

15、2方格分析Table 3 The new rural cooperative medical health effects on farmers 2*2 Pane analysis健康自評值時期差值新農(nóng)合之前新農(nóng)合之后處理組0.33600.44900.1130對照組0.28310.35580.0727組間差值0.05290.0942DID=0.04032.3 DID模型分析表4給出了新型農(nóng)村合作醫(yī)療對農(nóng)民健康影響的DID模型估計結(jié)果，本文主要關(guān)注隨機(jī)效應(yīng)Probit模型結(jié)果，T變量代表時期效應(yīng)，系數(shù)未通過顯著性檢驗；P值代表分組差異，系數(shù)為0.618，表示在新農(nóng)合實施前，處理組與對照組健康自評

16、值的差異無統(tǒng)計學(xué)意義，兩組可以進(jìn)行比較；DID系數(shù)（TP系數(shù)），結(jié)果系數(shù)為-0.589，OR=0.555（p0.05）,結(jié)果顯示新農(nóng)合參與的凈影響是一種正影響，對農(nóng)民健康自評的提高有促進(jìn)作用。另外結(jié)果顯示，是否參加商業(yè)保險、年齡大小和是否吸煙都對健康自評具有顯著影響。表4 DID模型的估計結(jié)果Table 4 DID model estimation results解釋變量系數(shù)估計值P值OR值95%的OR值上限下限常數(shù)-2.6770.0010.0690.0150.326交互作用-0.5890.0330.5550.3230.953時期效應(yīng)0.1450.5321.1550.7351.817組別效應(yīng)0

17、.6180.0201.8551.1003.129性別-0.0890.6240.9150.6421.304工作狀況-0.1350.2820.8740.6841.117年齡0.0350.0001.0351.0261.045接受保健-0.4050.2090.6670.3541.254吸煙0.2830.0421.3271.0111.743喝茶-0.0880.3590.9160.7581.106喝咖啡0.3120.5930.9160.7581.106飲酒0.1780.0841.1950.9761.464商業(yè)保險0.4700.0251.61.0612.412公費醫(yī)療0.3310.0731.3920.970

18、1.997討論3.1新農(nóng)合對農(nóng)民健康自評有積極影響，但影響較小現(xiàn)有研究表明，新農(nóng)合政策可以降低災(zāi)難性醫(yī)療支出人口比例和改善因病致貧比率等效果9-10，本文研究顯示新農(nóng)合政策對農(nóng)民健康自評值的提高有促進(jìn)意義，2*2方格分析法得到新農(nóng)合實施對農(nóng)民健康自評的凈影響為0.0403，并且在建立的Probit模型中估計系數(shù)通過顯著性檢驗，符合新農(nóng)合制度建立的目標(biāo)導(dǎo)向。但是，改善凈影響在0.0403的水平上，幅度仍較小，表2顯示，健康自評結(jié)果顯示2006年較2000年健康狀況明顯下降，說明新農(nóng)合對健康的影響還很微弱，不能改變健康自評狀況下降的趨勢。本研究考慮新農(nóng)合實施效果不大的可能原因是：（1）投保過程存在

19、逆選擇，身體狀況差的農(nóng)民更愿意參加新農(nóng)合，導(dǎo)致參合組農(nóng)民健康狀況較差；（2）存在道德風(fēng)險，在新農(nóng)合自愿原則下, 農(nóng)民享受醫(yī)療補(bǔ)助，忽視預(yù)防保健作用從而使自身健康狀況下降；（3）經(jīng)濟(jì)水平提高，農(nóng)民對身體健康的標(biāo)準(zhǔn)提高，從而降低健康自評值的估計。3.2新農(nóng)合實施應(yīng)加強(qiáng)健康生活宣傳指導(dǎo)許多研究表明健康與年齡、生活習(xí)慣等特征具有相關(guān)性11-13。本研究結(jié)果顯示，年齡、是否吸煙對農(nóng)民健康的影響是顯著的。年齡因素值為1.035（p0.05）,說明年齡是健康的危險因素，隨著年齡的增大，身體機(jī)能下降，人們會感覺健康狀況有所下降；飲酒因素雖然影響效力不如吸煙因素，但也應(yīng)該充分關(guān)注,飲酒因素的值為1.195，是影

20、響健康的一個危險因素。良好的生活習(xí)慣是健康的基本保證，新農(nóng)合制度為加強(qiáng)政策實施效果，在制度運行過程中，加強(qiáng)健康教育方面的宣傳與指導(dǎo)顯的尤為重要。3.3 商業(yè)保險對影響健康自評產(chǎn)生負(fù)影響 已有研究表明商業(yè)保險參與新農(nóng)合的補(bǔ)償效果，包括提高保障水平和擴(kuò)大受益面以及控制醫(yī)療費用等作用14。本研究結(jié)果顯示,是健康自評的危險因素。本文考慮可能由于參與商業(yè)保險，降低農(nóng)民關(guān)注健康的精力，從而降低農(nóng)民健康自評值。3.4 研究的不足及缺陷本文評價的只是新型農(nóng)村合作醫(yī)療實施的短期效應(yīng)，結(jié)論的外推性有待于進(jìn)一步研究證實。另外，雖然研究選取的是同時參加兩項調(diào)查的樣本，但是沒有控制2000年和2006年期間的不可觀測因

21、素，這可能會使結(jié)果產(chǎn)生偏倚。本研究是對評估新農(nóng)合對健康自評影響的初步探索，結(jié)果顯示，實施新農(nóng)合過程應(yīng)加強(qiáng)風(fēng)險管控,在堅持“自愿參合”原則的情況下,為規(guī)避“逆選擇”和“道德風(fēng)險”等問題,以有效、低成本的措施維持較高水平的參合率是非常有必要的；同時關(guān)注良好生活習(xí)慣也是十分必要；另外在進(jìn)行新農(nóng)合實施效果評估時,應(yīng)充分考慮到異質(zhì)性問題,采用嚴(yán)格、科學(xué)的評估方法。參考文獻(xiàn)1翟景峰.河南省新型農(nóng)村合作醫(yī)療運行狀況探析J.河南職工醫(yī)學(xué)院學(xué)報, 2005,(4):243-245.2于曉媛.山西省新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度運行狀況分析J.中共山西省委黨校學(xué)報,2007, (6):49-51.3王明慧,王亞冰等.河北省

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26、%9f%e4%ba%a7%e5%87%bd%e6%95%b0 o 我國農(nóng)村居民健康影響因素實證分析基于健康生產(chǎn)函數(shù) 相似度 73% t _blank 我國農(nóng)村居民健康影響因素實證分析基于健康生產(chǎn)函數(shù)J. HYPERLINK /kns50/Navi/Bridge.aspx?DBCode=CJFD&LinkType=BaseLink&Field=BaseID&TableName=CJFDBASEINFO&NaviLink=%e5%b1%b1%e8%a5%bf%e8%b4%a2%e7%bb%8f%e5%a4%a7%e5%ad%a6%e5%ad%a6%e6%8a%a5&Value=SXCJ t _bl

27、ank 山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報, HYPERLINK /kns50/Navi/Bridge.aspx?DBCode=CJFD&LinkType=IssueLink&Field=BaseID*year*issue&TableName=CJFDYEARINFO&Value=SXCJ*2011*01&NaviLink=%e5%b1%b1%e8%a5%bf%e8%b4%a2%e7%bb%8f%e5%a4%a7%e5%ad%a6%e5%ad%a6%e6%8a%a5 t _blank 2011,(01):1-8.12張永輝,王征兵. HYPERLINK /kns50/detail.aspx?dbname=CJF

28、D2009&filename=ZLCJ200905006&filetitle=%e6%88%91%e5%9b%bd%e5%86%9c%e6%9d%91%e5%b1%85%e6%b0%91%e8%87%aa%e8%af%84%e5%81%a5%e5%ba%b7%e7%8a%b6%e5%86%b5%e7%9a%84%e5%ae%9e%e8%af%81%e5%88%86%e6%9e%90 o 我國農(nóng)村居民自評健康狀況的實證分析 相似度 46% t _blank 我國農(nóng)村居民自評健康狀況的實證分析J. HYPERLINK /kns50/Navi/Bridge.aspx?DBCode=CJFD&Link

29、Type=BaseLink&Field=BaseID&TableName=CJFDBASEINFO&NaviLink=%e4%b8%ad%e5%8d%97%e8%b4%a2%e7%bb%8f%e6%94%bf%e6%b3%95%e5%a4%a7%e5%ad%a6%e5%ad%a6%e6%8a%a5&Value=ZLCJ t _blank 中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報, HYPERLINK /kns50/Navi/Bridge.aspx?DBCode=CJFD&LinkType=IssueLink&Field=BaseID*year*issue&TableName=CJFDYEARINFO&Value=ZLCJ*2009*05&NaviLink=%e4%b8%ad%e5%8d%97%e8%b4%a2%e7%bb%8f%e6%94%bf%e6%b3%95%e5%a4%a7%e5%ad%a6%e5%ad%a6%e6%8a%a5 t _blank 2009,(05):30-35.13楊耀防,汪鑫等. HYPERLINK /kns50/detail.aspx?dbname=CJFD2008&filename=ZZXZ200808015&filetitle=%e5%86%9c%