王丹華

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇南京，210046)

“新農(nóng)合”健康績(jī)效及其作用機(jī)制研究
——基于CLHLS數(shù)據(jù)

王丹華

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇南京，210046)

為考察新農(nóng)合健康績(jī)效及其作用機(jī)制，本文將農(nóng)村65歲及以上老人作為研究對(duì)象，利用CLHLS于2005、2008、2011年的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配法得到匹配樣本，建立多階段倍差模型，對(duì)新農(nóng)合的健康績(jī)效進(jìn)行動(dòng)態(tài)追蹤分析，并進(jìn)一步分析新農(nóng)合對(duì)健康的影響途徑，研究發(fā)現(xiàn)：新農(nóng)合有利于客觀健康的發(fā)展，但降低主觀健康評(píng)價(jià)；新農(nóng)合通過(guò)提高醫(yī)療服務(wù)利用率途徑改善老人健康，但整體作用逐年下降。

新農(nóng)合；老人健康；傾向得分匹配；多階段倍差法

新農(nóng)合是近年來(lái)我國(guó)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體系的一個(gè)重大變革，目的在于“重點(diǎn)解決農(nóng)民因大病出現(xiàn)的因病致貧、因病返貧問(wèn)題”，是一種自愿加入、以保大病為主的醫(yī)療保障。隨著新農(nóng)合制度的不斷改革，雖然覆蓋率、報(bào)銷比率等不斷提高，但由于種種因素制約，新農(nóng)合實(shí)施效果究竟如何，還有待研究。Wagstaff等研究發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合不但沒(méi)有降低醫(yī)療支出，反而提高了非住院醫(yī)療服務(wù)支出，但對(duì)健康有所改善。[1]程立國(guó)等利用兩部分模型、Heckman選擇模型以及Probit模型估計(jì)新農(nóng)合對(duì)實(shí)際醫(yī)療支出的影響，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合使得參合者的實(shí)際醫(yī)療支出減少7.6%，但不顯著，卻改善了老人健康狀態(tài)。[2]李湘君等采用2004年、2006年CHNS數(shù)據(jù)，運(yùn)用倍差模型，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合提高了參合農(nóng)民的健康水平，但對(duì)中低收入?yún)⒑限r(nóng)民影響不顯著，且加劇農(nóng)村居民健康不平等。[3]我國(guó)將65歲及以上人口規(guī)定為“老人”，農(nóng)村老人健康狀況差，對(duì)醫(yī)療服務(wù)價(jià)格較敏感，但在醫(yī)療服務(wù)資源上處于劣勢(shì)，因此研究新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老人的健康績(jī)效將更有實(shí)際意義。本文將新農(nóng)合的健康績(jī)效定義為新農(nóng)合對(duì)參合者健康水平的改善程度，將作用機(jī)制定義為新農(nóng)合影響健康的途徑，將研究對(duì)象限定為農(nóng)村老人，主要圍繞我國(guó)農(nóng)村老人健康現(xiàn)狀如何、新農(nóng)合是否改善了農(nóng)村老人健康狀況、新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村老人健康的作用機(jī)制是什么這三個(gè)問(wèn)題分析，從日常生活自理能力、認(rèn)知能力、自評(píng)健康三個(gè)角度衡量老人健康，利用傾向得分匹配法篩選樣本，建立多階段倍差模型考察新農(nóng)合的健康績(jī)效，進(jìn)一步修改模型考察新農(nóng)合的作用機(jī)制。

一、理論方法與模型

Athey和Imben(2006)指出在政策實(shí)施過(guò)程中，用總體平均處理效應(yīng)(PATE)衡量政策效果，結(jié)果未必精確，因?yàn)镻ATE的變化可能是政策作用的結(jié)果，也可能是時(shí)間累積所導(dǎo)致。[4]因此采用政策作用組平均處理效應(yīng)(ATT)可以提高結(jié)論準(zhǔn)確性，剔除時(shí)間累積效應(yīng)。雙重差分法(DID)由此被廣為使用，基本思路是比較政策實(shí)施前與實(shí)施后，作用組和對(duì)照組對(duì)于某項(xiàng)產(chǎn)出的作用效果的差異，并以此作為政策的凈效果。[5]與傳統(tǒng)二期面板數(shù)據(jù)DID模型不同，本文將選擇2005、2008、2011年這三期數(shù)據(jù)，將2005年定為新農(nóng)合實(shí)施前年份，2008年、2011年為新農(nóng)合實(shí)施后年份，考察新農(nóng)合對(duì)老人健康的動(dòng)態(tài)影響，則新農(nóng)合制度平均處理效應(yīng)的多階段倍差回歸模型如下：

Yit=β1Treatedi+β2T2008i+β3T2011i+β4Treatedi*T2008i+β5Treatedi*T2011i+γXit

(1)

式中，Yit代表農(nóng)民在t時(shí)期的健康狀況。Treatedi代表農(nóng)民參合情況，與時(shí)間無(wú)關(guān)，Treatedi=1表示參合組；Treatedi=0表示控制組。T2008i、T2011i為虛擬變量，代表2008年、2011年的觀測(cè)樣本。

雙重差分法原理如表1所示，一階差分項(xiàng)是各年份參合組系數(shù)與控制組系數(shù)之差，表示各年份組間差異。雙重差分項(xiàng)分別為2008年一階差分與2005年一階差分之差、2011年一階差分與2005年一階差分之差，目的是為了剔除時(shí)間累積效應(yīng)，從而得到新農(nóng)合對(duì)參合組的凈效應(yīng)。因此，β4、β5表示新農(nóng)合制度的凈效應(yīng)(ATT)，其統(tǒng)計(jì)顯著性直接決定新農(nóng)合的健康績(jī)效。

表1 雙重差分法參數(shù)說(shuō)明

然而，模型(1)是在假設(shè)參合對(duì)老人健康的影響不存在異質(zhì)性的條件下給出的，但事實(shí)上，農(nóng)民是否參加新農(nóng)合存在自由選擇或被選擇，而協(xié)變量X也是因人而異的，因此最小二乘法、工具變量法等計(jì)算結(jié)果往往有偏。基于上述原因，本文基于在平均處理效應(yīng)的分析框架下，新農(nóng)合對(duì)老人健康的凈效應(yīng)可以表示為：

ATT=E[Y1-Y0|Treated=1]={E[Y1|Treated=1]-E[Y0|Treated=1]}

(2)

式中，ATT表示新農(nóng)合作用組的平均處理效應(yīng)；Y1代表參合組健康水平，Y0代表控制組健康水平；Treated代表是否參合(1表示參合，0表示未參合)；E為期望值。采用(2)式估計(jì)ATT，會(huì)存在數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題，任何時(shí)候同一樣本不可能存在兩種狀態(tài)，即要么參合，要么未參合，不可能同時(shí)兼有。要估計(jì)ATT，就需要知道新農(nóng)合作用組的反事實(shí)效應(yīng)。

作用組在未參合狀態(tài)下的健康水平無(wú)法觀測(cè)，而控制組的健康水平則可測(cè)，因此通常以同一時(shí)刻控制組的健康狀況作為新農(nóng)合作用組的反事實(shí)效應(yīng)?，F(xiàn)實(shí)中除了新農(nóng)合外，老人的健康還受到社會(huì)、經(jīng)濟(jì)等因素影響，若直接把控制組作為參合組的反事實(shí)效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致選擇性偏差。為剔除選擇性偏差，在估計(jì)參合組的反事實(shí)效應(yīng)時(shí)，要求因變量、政策變量、協(xié)變量必須滿足條件獨(dú)立假設(shè)。[6]結(jié)合本文研究?jī)?nèi)容，對(duì)條件獨(dú)立性做出兩方面解釋：首先，農(nóng)民是否參合是非強(qiáng)制的，是否參合與可預(yù)見(jiàn)的未來(lái)健康狀況有關(guān)；其次，假設(shè)在控制了與健康有關(guān)的協(xié)變量之后，是否參合與健康無(wú)關(guān)。由條件獨(dú)立性可以推導(dǎo)出：

E[Y0|Treated=1,X]=E[Y0|Treated=0,X]

(3)

式中E[Y0|Treated=1,X]為反事實(shí)效應(yīng)，無(wú)法通過(guò)實(shí)際得出，而控制組無(wú)政策作用的平均處理效應(yīng)E[Y0|Treated=0,X]可以計(jì)算得出。因此在滿足條件獨(dú)立性情況下，參合組反事實(shí)效應(yīng)均可以通過(guò)協(xié)變量X推斷獲得。借鑒Rosenbaum和Rubin(1983)的做法，采用傾向評(píng)分匹配的方法進(jìn)行配對(duì)。依據(jù)Blundell和Costa-Dias(2000)，帶有傾向評(píng)分匹配的倍差估計(jì)中ATT計(jì)算公式[7]如下：

(4)

N1A表示政策作用后參合組的樣本數(shù)量；CA(Pi(X))、CB(Pi(X))分別表示政策作用后、作用前對(duì)于每個(gè)參合樣本i可以比較的控制組樣本集合；TB(Pi(X))表示政策作用前參合組可以比較的樣本集合。A為政策實(shí)施后時(shí)間，B為政策實(shí)施前時(shí)間；Wij表示與樣本j相匹配的權(quán)重。由于(4)中的ATT計(jì)算較為復(fù)雜，難以直接使用，因此參考Hirano et al(2003)和Nichols(2007)可以利用對(duì)式(1)進(jìn)行逆概率加權(quán)回歸的方式估計(jì)新農(nóng)合的ATT，此時(shí)逆概率加權(quán)值Wij可由(5)計(jì)算得出[8]。

(5)

式中，P(X)為傾向評(píng)分，Wij代表農(nóng)村老人參加新農(nóng)合的機(jī)會(huì)比。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及變量說(shuō)明

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

全國(guó)老年人口健康狀況調(diào)查項(xiàng)目(CLHLS)于1998年正式啟動(dòng)。隨后的跟蹤調(diào)查分別在2000年、2002年、2005年、2008年以及2011年進(jìn)行。跟蹤調(diào)查問(wèn)卷內(nèi)容包括老人個(gè)人家庭基本狀況，經(jīng)濟(jì)背景，對(duì)本人健康狀況與生活質(zhì)量狀況的自我評(píng)價(jià)，性格心理特征，認(rèn)知功能，能否得到及時(shí)治療與醫(yī)療費(fèi)支付者等九十幾個(gè)問(wèn)題一百八十多個(gè)子項(xiàng)。實(shí)證研究已經(jīng)證實(shí)此數(shù)據(jù)質(zhì)量非常高。

(二)變量說(shuō)明

1.健康指標(biāo)的建立

為全面考察健康，本文將采用三個(gè)健康指標(biāo)：日常生活自理能力(ADL)、認(rèn)知功能(MMSE)、自評(píng)健康(SRH)，分別從行動(dòng)、精神、自評(píng)三個(gè)維度衡量健康，這三個(gè)指標(biāo)相互補(bǔ)充、相互驗(yàn)證、相互完善。

ADL是對(duì)老人日常生活自理能力的衡量，包括洗澡、穿衣等六項(xiàng)能力。這是一個(gè)反向指標(biāo)，若老人能獨(dú)立完成六項(xiàng)活動(dòng)，則定義為“ADL完好”，至少1項(xiàng)活動(dòng)需要依賴他人幫助完成，則定義為“ADL受損”。認(rèn)知能力(MMSE)這一指標(biāo)在國(guó)際通用的簡(jiǎn)易精神狀態(tài)量表的基礎(chǔ)上構(gòu)建的，并根據(jù)中國(guó)的文化傳統(tǒng)對(duì)量表加以修改，MMSE分值范圍為0-30分，得分越高，精神狀態(tài)越好。自評(píng)健康(SRH)這一指標(biāo)基于問(wèn)卷中“您覺(jué)得現(xiàn)在您自己的健康狀況怎樣”的回答，有五個(gè)等級(jí)，本文將“很好”、“好”歸為“自評(píng)健康良好”，賦值1，其余歸為“自評(píng)健康較差”，賦值0。

2.分組變量的建立

考慮到新農(nóng)合對(duì)健康可能存在滯后效應(yīng)，本文采用CLHLS于2005年、2008年、2011年數(shù)據(jù)，利用追蹤調(diào)查，構(gòu)造一個(gè)三期平衡面板數(shù)據(jù)。本文將樣本分為作用組(即參合組)和控制組(即未參合組)，與二期數(shù)據(jù)的劃分方法不同，將“參合組”定義為2005年未參合，而2008年、2011年均參合的農(nóng)村老人，即Treated=1，將“控制組”定義為3年均未參合的農(nóng)村老人，即Treated=0。采用三期數(shù)據(jù)便于分析新農(nóng)合實(shí)施的動(dòng)態(tài)效果。具體使用的數(shù)據(jù)樣本量如表2所示。

表2參合組、控制組每年的樣本數(shù)據(jù)量

參合組1283控制組1038合計(jì)2321

3.其他自變量

本文結(jié)合Grossman在健康需求理論中所指出的影響因素，從社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口學(xué)特征等方面總結(jié)出以下影響因素，如表3所示。

表3 自變量及其取值

三、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)農(nóng)村老人健康現(xiàn)狀

農(nóng)村老人健康因時(shí)間、性別、職業(yè)、收入、參合情況的不同而不同，下面針對(duì)這些不同對(duì)其健康現(xiàn)狀進(jìn)行描述，見(jiàn)表4。

表4 農(nóng)村老人健康狀況的描述性分析

注：表中均為ADL、MMSE、SRH的均值，***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著度水平，由對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行樣本均值比較得到。

從時(shí)間來(lái)看，雖然三個(gè)健康指標(biāo)均顯示農(nóng)村老人健康狀況不斷惡化，但客觀指標(biāo)(ADL、MMSE)均顯示老人健康狀況在2008-2011年惡化較快，而主觀指標(biāo)(SRH)則變化比較穩(wěn)定；從性別上看，無(wú)論從哪個(gè)角度， 2011年男性健康水平均高于女性；從職業(yè)上看，2011年從事專業(yè)工作或管理工作老人的MMSE得分顯著高于其他職業(yè)，而ADL、SRH的差異并不顯著；從收入上看，收入在前50%的樣本ADL差不多，而收入在50%～75%之間的樣本ADL很大，處在收入頂層的樣本ADL最小，即處于收入中等偏上部分的樣本拉低了整體健康水平，而MMSE、SRH均隨著收入的增加而增加；從參合結(jié)構(gòu)來(lái)看，參合老人在ADL、MMSE指標(biāo)上顯著好于未參合老人，說(shuō)明新農(nóng)合對(duì)老人的客觀健康狀態(tài)起到了積極的作用，參合老人與未參合老人在SRH上差別不顯著，即參合并沒(méi)有顯著改善老人的自評(píng)健康，可能是由于參合后，老人體檢次數(shù)增多，致使一些原本未發(fā)現(xiàn)的疾病暴露，從而降低自評(píng)健康。

(二)傾向得分匹配結(jié)果

Jones指出為避免政策作用產(chǎn)生的偏差，只對(duì)政策作用前參合組、控制組的協(xié)變量進(jìn)行匹配。[9]因此，本文只對(duì)2005年的參合組和控制組進(jìn)行PSM，本文繪出Kernel配對(duì)法下的匹配前后Kernel密度圖，見(jiàn)圖1、圖2。

圖1 匹配前參合組與控制組PS值概率分布

圖2 匹配后參合組與控制組PS值概率分布

圖1、圖2分別呈現(xiàn)了參合組、控制組PS值在匹配前后的核密度函數(shù)?？梢钥闯?，在匹配前二者PS值的概率分布存在明顯差異。如果直接比較兩組樣本的健康水平，得到結(jié)果必然有偏，而匹配后，兩組樣本PS值的概率分布已經(jīng)非常接近，匹配效果較好。因此PSM匹配后，樣本更具有可比性。

(三)新農(nóng)合對(duì)老人健康的無(wú)條件倍差分析

在PSM匹配后，2005年樣本中剔除594個(gè)樣本，同時(shí)將這594個(gè)樣本從2008年、2011年樣本中刪去。由于配對(duì)后的參合組與控制組具有較好的可比性，因此不依靠任何模型，基于PSM匹配后的樣本，通過(guò)無(wú)條件倍差分析新農(nóng)合的動(dòng)態(tài)效果，見(jiàn)表5。

表5列出了雙重差法分析的新農(nóng)合實(shí)施前后參合組與控制組在健康水平的平均變化。表前三行為2005年、2008年、2011年參合組和控制組的ADL、MMSE、SRH的平均值。Diff(1)-Diff(3)分別表示各年兩組樣本間差分。DD1表示2008年的無(wú)條件倍差估計(jì)值，即Diff(2)與Diff(1)的差值。DD2表示2011年的無(wú)條件倍差估計(jì)值，即Diff(3)與Diff(1)的差值。

表5 新農(nóng)合對(duì)參合組與控制組的無(wú)條件倍差結(jié)果

注：平均值用傾向評(píng)分加權(quán)；括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

從ADL值來(lái)看，參合組、控制組在2005年與2008年差不多，而在2011年均迅速增加，說(shuō)明兩組老人在日常生活能力上都明顯下降，參合組在3年中的ADL值均比控制組低，且顯著，在2005年至2008年中，新農(nóng)合不僅沒(méi)有降低反而升高了ADL值，而新農(nóng)合實(shí)施后6年，對(duì)參合組老人日常生活自理能力起到積極作用，但效果仍不顯著。從MMSE得分來(lái)看，兩組老人的MMSE均隨著時(shí)間的推移而下降，參合組在2008年、2011年MMSE均比控制組高，且參合組下降速度較慢，說(shuō)明新農(nóng)合在一定程度上緩解了參合組認(rèn)知能力的下降，由DD1、DD2均為正，且顯著，說(shuō)明新農(nóng)合對(duì)老人認(rèn)真能力的改善效果比較顯著，且見(jiàn)效快、滯后作用不明顯。從SRH值來(lái)看，兩組老人的SRH均隨著時(shí)間的推移而下降，參合組僅在2008年高于控制組，而在2005年、2011年均低于控制組，說(shuō)明新農(nóng)合對(duì)參合組老人的自評(píng)健康僅在短期內(nèi)有所改善，當(dāng)參合達(dá)到六年時(shí)，反而降低了參合組自評(píng)健康，再看DD1、DD2雖然均為正，但是均不顯著，且對(duì)SRH的正效應(yīng)在2011年非常小，幾乎為0，新農(nóng)合僅在短期內(nèi)改善參合組老人自評(píng)健康，隨著參合年限的增加，新農(nóng)合對(duì)參合組老人自評(píng)起到了一定負(fù)面作用。

(四)新農(nóng)合對(duì)老人健康的作用機(jī)制

基于已有成果，本文主要探討新農(nóng)合是否通過(guò)實(shí)際醫(yī)療支出、醫(yī)療服務(wù)利用率這兩個(gè)途徑影響老人健康。研究基本思路是：如果新農(nóng)合是通過(guò)這兩個(gè)途徑影響參合老人健康水平的，那么在新農(nóng)合健康總體平均處理效應(yīng)模型中，控制住相關(guān)變量后，新農(nóng)合健康績(jī)效將變小或不顯著。因此，基于新農(nóng)合對(duì)老人健康的影響模型，分別加入衡量醫(yī)療支出、醫(yī)療服務(wù)利用率的AMS、MR、SM，通過(guò)新農(nóng)合績(jī)效或顯著性是否變小來(lái)檢驗(yàn)新農(nóng)合的作用途徑。

根據(jù)上述分析，分別控制AMS、MR、SM建立模型(2)-(8)，如表6所示：

表6 模型(2)-(8)的具體形式

注：Z包括式(1)中所有變量；打√表示該模型中包括該變量，未打√表示該模型中不包含該變量。

分別對(duì)這八個(gè)模型進(jìn)行逆概率加權(quán)回歸，結(jié)果如表7、表8、表9所示。由表7可知，相比于模型(1)，模型(2)-(8)中新農(nóng)合在2008年Treated*2008的系數(shù)中，僅有模型(4)的系數(shù)變小，其余都變大；而新農(nóng)合在2011年Treated*2011的系數(shù)中，模型(4)、模型(7)、模型(8)的系數(shù)增大，其余模型的系數(shù)均變小。因?yàn)樾罗r(nóng)合對(duì)ADL具有滯后效應(yīng)，因此Treated*2011的系數(shù)變化更具有實(shí)際意義。可以發(fā)現(xiàn)在僅加入AMS的模型(2)中，Treated*2011系數(shù)變化最大，降低了近40%，其次為僅加入MR的模型(3)，系數(shù)降低了32%，同時(shí)加入AMS、MR的模型(5)中，系數(shù)降低了28%。新農(nóng)合確實(shí)通過(guò)醫(yī)療服務(wù)利用率這一渠道改善了老人日常生活自理能力，其中參加新農(nóng)合可以有效提高“生病后能及時(shí)得到醫(yī)院治療”的可能性、減少“因貧放棄醫(yī)院救治”的可能性，這兩個(gè)途徑對(duì)老人日常生活自理能力起到了重要作用。

由表8可知，相比于模型(1)，模型(2)-(8)中新農(nóng)合Treated*2008、Treated*2011的系數(shù)中，僅有模型(4)的系數(shù)變大，其余都變小，顯著性未改變。所以，可以發(fā)現(xiàn)模型(2)中Treated*2008系數(shù)降低了17%，Treated*2011的系數(shù)降低了2%；模型(3)中Treated*2008系數(shù)降低了15%，Treated*2011的系數(shù)降低了5%；模型(5)中Treated*2008系數(shù)降低了18%，Treated*2011的系數(shù)降低了2%。新農(nóng)合確實(shí)通過(guò)醫(yī)療服務(wù)利用率這一渠道改善了老人認(rèn)知能力，但在2011年效果甚微。

由表9可知，相比于模型(1)，模型(2)-模型(8)中新農(nóng)合Treated*2008的系數(shù)中，僅有模型(4)的系數(shù)變大，其余都變小。Treated*2011的系數(shù)中，模型(4)、(6)、(7)、(8)均變大，其余都變小。所以，可以模型(2)中Treated*2008系數(shù)降低了61%，Treated*2011的系數(shù)降低了68%；模型(3)中Treated*2008系數(shù)降低了53%，Treated*2011的系數(shù)降低了68%；模型(5)中Treated*2008系數(shù)降低了63%，Treated*2011的系數(shù)降低了71%。新農(nóng)合確實(shí)通過(guò)醫(yī)療服務(wù)利用率這一渠道改善了老人自評(píng)健康，且效果逐年增加。

表7 新農(nóng)合對(duì)ADL的影響機(jī)制分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

表8 新農(nóng)合對(duì)MMSE的影響機(jī)制分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

表9 新農(nóng)合對(duì)SRH的影響機(jī)制分析

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

由表可知，相比于模型(1)，模型(2)-(8)中新農(nóng)合Treated*2008的系數(shù)中，僅有模型(4)的系數(shù)變大，其余都變小，Treated*2011的系數(shù)中，模型(4)、(6)、(7)、(8)均變大，其余都變小。所以，可以發(fā)現(xiàn)在僅加入AMS的模型(2)中，Treated*2008系數(shù)降低了61%，Treated*2011的系數(shù)降低了68%；僅加入MR的模型(3)，Treated*2008系數(shù)降低了53%，Treated*2011的系數(shù)降低了68%；同時(shí)加入AMS、MR的模型(5)中，Treated*2008系數(shù)降低了63%，Treated*2011的系數(shù)降低了71%。根據(jù)這一結(jié)果可以得到以下結(jié)論：新農(nóng)合確實(shí)通過(guò)醫(yī)療服務(wù)利用率這一渠道改善了老人自評(píng)健康，其中AMS、MR這兩個(gè)途徑對(duì)老人自評(píng)健康起到了重要作用，2008年、2011年效果均較好且逐年增加。

四、結(jié)論與啟示

本文首先分析農(nóng)村老人健康現(xiàn)狀，然后通過(guò)雙重差分法得到新農(nóng)合對(duì)參合組老人健康的凈效應(yīng)及其動(dòng)態(tài)變化，最后探討了新農(nóng)合對(duì)健康的影響途徑，深入分析新農(nóng)合對(duì)健康的作用機(jī)制。通過(guò)這三部分的研究使得本文在研究深度上層層遞進(jìn)，最終得到以下結(jié)論：

(一)新農(nóng)合有利于客觀健康的發(fā)展，但降低主觀健康評(píng)價(jià)

在參加新農(nóng)合初期，新農(nóng)合對(duì)老人日常生活自理能力作用微弱，但當(dāng)參合時(shí)間達(dá)到3年以上，新農(nóng)合的作用逐漸顯現(xiàn)，即新農(nóng)合對(duì)日常生活自理能力存在滯后作用；新農(nóng)合對(duì)老人認(rèn)知能力的改善效果比較顯著，且見(jiàn)效快；新農(nóng)合僅在短期內(nèi)提高參合老人的自評(píng)健康，但隨著參合年限的增加，新農(nóng)合降低了參合老人的健康自評(píng)，可能是新農(nóng)合增加了老人體檢次數(shù)，一些原本未發(fā)現(xiàn)的疾病被查出，導(dǎo)致自評(píng)健康水平下降。

(二)新農(nóng)合通過(guò)提高醫(yī)療服務(wù)利用率改善老人健康，但作用逐年下降

無(wú)論是從日常生活自理能力、認(rèn)知能力還是自評(píng)健康而言，醫(yī)療服務(wù)利用率都起到了重要作用，老人參合后 “生病能及時(shí)得到醫(yī)院救治”的可能性提高，“因?yàn)樨毨Х艞夅t(yī)院救治”的可能性減少。在參合初期，新農(nóng)合通過(guò)這一機(jī)制對(duì)健康的影響比較突出，尤其體現(xiàn)在認(rèn)知能力上，而在參合至少3年后，新農(nóng)合作用有所削弱，制度弊端漸漸顯露，對(duì)健康的改善效果不顯著，反而增加了醫(yī)療負(fù)擔(dān)。

[1]Adam Wagstaff, Magnus Lindelow et al. “Extending Health Insurance to the Rural Population: Impact of Evaluation of China’s New Cooperative Medical Scheme”, World Bank Policy Research Working Paper, 2007.

[2]程令國(guó)、張曄：《“新農(nóng)合”：經(jīng)濟(jì)績(jī)效還是健康績(jī)效？》，載《經(jīng)濟(jì)研究》，2012(1)。

[3]李湘君、王中華、林振平：《新型農(nóng)村合作醫(yī)療對(duì)農(nóng)民就醫(yī)行為及健康的影響——基于不同收入層次的分析》，載《世界經(jīng)濟(jì)文匯》，2012(3)。

[4]Athey, Imben. “Identification and Inference in Nonlinear Difference-in-Differences models”,Econometrica,2006.

[5]Heckman and P. E. Todd. “Matching as An Econometric Evaluation Estimator: Evidence form Evaluating A Job Training Programme”,ReviewofEconomicStudies, 1997.

[6]Rosenbaum and Rubin. “The Central Role of The Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects”,Bimetrika, 1983, 71: 41-55.

[7]Blundell, Costa-Dias. “Evaluation Methods for Non-Experimental Data”,FiscalStudies, 2000.

[8]Nichols, A. “Causal Inference with Observational Data”,TheStataJournal, 2007.

[9]Jones, N. Rice. “Econometric Evaluation of Health Policies”,HEDGworkingpaper, 2009.

HealthPerformanceandMechanismofNewRuralCooperativeMedicalSystem—Based on CLHLS Data

WANG Danhua

To investigate the performance and mechanism of new rural cooperative medical system, this article used rural elderly aged 65 and older as the research object and the CLHLS tracking survey data at 2005, 2008, 2011. This paper used PSM for getting matched sample, built multi-stage times DID model to analyze the dynamic health performance and mechanism of new rural cooperative medical system. This research found that new rural cooperative medical system was conducive to the development of physical health, but reduced the subjective health assessment; The new rural cooperative medical system improved the elderly health by increasing the utilization rate of health service, but the effect decreased year by year.

the new rural cooperative medical system，elderly health，PSM，multi-stage times DID model

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