刁麗晗 李勇

摘要：

研究新農(nóng)合背景下我國農(nóng)村居民的健康需求，采用自評健康狀32況作為度量健康的指標(biāo)，運(yùn)用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫中的2006年，2009年和2011年的農(nóng)村截面數(shù)據(jù)，分析了我國農(nóng)村居民的健康現(xiàn)狀。并將參合農(nóng)村居民與未參合農(nóng)村居民的自評健康狀況及其影響因素進(jìn)行了對比分析。同時基于Grossman模型，以自評健康狀況作為因變量，以性別、年齡、受教育程度、是否參加新農(nóng)合、家庭人均收入、調(diào)查年份作為自變量來研究農(nóng)村居民的健康需求。研究發(fā)現(xiàn)，女性的健康狀況要高于男性；健康狀況隨著年齡的增加而減少；教育水平越高和家庭人均收入越多自評健康狀況越好；參合的農(nóng)村居民自評健康狀況比未參合要好，而且隨著新農(nóng)合程度的加深，新農(nóng)合對參合者的健康水平的提高會隨時間推移而增強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：

健康需求；新農(nóng)合；Grossman模型

中圖分類號：

F2

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：16723198（2015）08003703

1引言

為了保障農(nóng)村居民的基本衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)，減輕農(nóng)村居民因病帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，提高農(nóng)村居民的健康水平，我國從2003年開始實(shí)施新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度（以下簡稱新農(nóng)合）。新農(nóng)合從啟動到現(xiàn)在已經(jīng)有十幾年的時間，新農(nóng)合的籌資金額已經(jīng)從最初的人均10元增加到了現(xiàn)在的人均308.5元。籌資標(biāo)準(zhǔn)提高的同時，新農(nóng)合的參合率，補(bǔ)償受益人次也得到了快速的增長，根據(jù)最新的調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：全國共有2566個縣（市、區(qū)）開展了新農(nóng)合，參合人數(shù)達(dá)到了8.32億，覆蓋了98.3%的農(nóng)村居民，補(bǔ)償受益人次達(dá)到13.15億。新農(nóng)合是我國廣大農(nóng)村居民健康和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的保障，在我國全面建設(shè)小康社會，保障廣大農(nóng)村居民的健康方面起到了關(guān)鍵的作用。

新農(nóng)合的建立旨在減輕農(nóng)村居民的醫(yī)療負(fù)擔(dān)，改善農(nóng)村居民的健康狀況。在減輕農(nóng)村居民醫(yī)療負(fù)擔(dān)方面，根據(jù)2013年衛(wèi)生部組織的第五次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查結(jié)果顯示，農(nóng)村居民應(yīng)住院未住院比例為16.7%，比2008年的24.8%下降了8.1個百分點(diǎn)。因為經(jīng)濟(jì)困難而應(yīng)住院未住院由2008年的70.2%下降到了432%，減少27個百分點(diǎn)。從這兩次調(diào)查結(jié)果可以看出新農(nóng)合的實(shí)施在一定程度上減輕了農(nóng)村居民因疾病帶來的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，而新農(nóng)合在改善農(nóng)村居民健康狀況研究取得的結(jié)論卻并不一致。一些研究認(rèn)為新農(nóng)合在提高農(nóng)村居民健康效果方面并不顯著，Chen和Jin（2010）利用中國2006年農(nóng)業(yè)普查的數(shù)據(jù)，考察參加新農(nóng)合對0-5歲嬰幼兒死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率的影響，數(shù)據(jù)顯示參加新農(nóng)合降低了嬰幼兒和孕產(chǎn)婦死亡率，但是控制新農(nóng)合這一變量的內(nèi)生性后，結(jié)果發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合對嬰幼兒死亡率和孕產(chǎn)婦死亡率沒有影響。Lei和Lin（2009）利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫（CHNS）的2006年的數(shù)據(jù)，使用自評健康和過去四周內(nèi)患病情況考察新農(nóng)合的實(shí)施效果，發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合在改善健康水平方面效果有限。但另外一些研究卻認(rèn)為新農(nóng)合的實(shí)施在提高農(nóng)村居民健康水平方面效果顯著，王翌秋和雷曉燕（2011）發(fā)現(xiàn)新農(nóng)合促進(jìn)了農(nóng)村老年人的自評健康狀況，但是并未改變其日常生活能力。程令國、張曄（2012）和李湘君（2012）研究認(rèn)為新農(nóng)合提高了參合者的健康水平，且這種提高會隨時間增強(qiáng)。

目前利用微觀數(shù)據(jù)來對我國新農(nóng)合實(shí)施效果的實(shí)證研究已經(jīng)有很多，但結(jié)論并不一致，可能是因為以上研究所使用的數(shù)據(jù)樣本來源不同，使用的計量方法也不同，因此得到了矛盾的結(jié)果，這些矛盾可能正是新農(nóng)合在不同時期，不同人群中實(shí)施效果差異的體現(xiàn)，因此需要深入研究。本文以Grossman健康需求模型為基礎(chǔ)，利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查研究的2006、2009和2011年的全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，考察新農(nóng)合在不同時期新農(nóng)合對不同人群健康需求的影響并嘗試的找出影響健康需求的因素，以彌補(bǔ)現(xiàn)有的研究普遍忽視了新農(nóng)合在不同時期不同人群的差異體現(xiàn)，分時期對新農(nóng)合的實(shí)施效果進(jìn)行實(shí)證研究。

2研究方法和數(shù)據(jù)說明

2.1Grossman健康需求模型

本文采用理論與實(shí)際相結(jié)合的方法，基于比較全面的實(shí)證分析來考察我國新農(nóng)合的實(shí)施效果。Grossman健康需求模型一直以來被廣泛的檢驗，本文的實(shí)證分析也是建立在Grossman健康需求的模型之上。

從經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)來看，衛(wèi)生費(fèi)用的升高原因在于人們對健康需求的增加。目前健康需求和衛(wèi)生需求的主流研究是以Grossman（1972年）開創(chuàng)的健康需求模型為理論指導(dǎo)的。該模型把健康看作為一種投資品，投資健康不但個人可以獲得很好的收益，同時可以造福社會，直接提高社會生產(chǎn)力。該模型成為日后學(xué)者們研究健康需求和醫(yī)療服務(wù)需求的理論基礎(chǔ)，并被廣泛的檢驗。在國外，Wagstaff（1986）、Van Doorslaer（1987）、Erbsland（1995）利用本國調(diào)查研究取得的數(shù)據(jù)估計了丹麥、荷蘭和德國的健康需求函數(shù)。在國內(nèi)，趙忠和侯振剛（2005）采用Grossman健康需求模型，對我國城鎮(zhèn)居民的健康需求影響因素進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)年齡對健康有顯著的負(fù)向影響而醫(yī)療保險對健康的影響并不顯著。王俊和昌忠澤（2007）在宏觀上構(gòu)造了我國的健康需求模型，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)和教育因素對健康需求有明顯的促進(jìn)作用，而醫(yī)生和門診的增加則會引起了健康水平的整體下降。呂美曄（2012）運(yùn)用四部模型法研究中國農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)需求，同樣借鑒了Grossman健康需求模型，分析了家庭收入，醫(yī)療服務(wù)價格等經(jīng)濟(jì)因素以及家庭特征類的非經(jīng)濟(jì)因素對農(nóng)村居民健康需求的影響。Grossman健康需求模型也是本文的研究基礎(chǔ)。

Grossman將健康作為一種既能帶來效用的消費(fèi)品又能帶來收入的投資品引入到了消費(fèi)者效用函數(shù)中。該模型強(qiáng)調(diào)把健康作為人力資本，又與其他人力資本尤其是教育資本相區(qū)別，認(rèn)為教育主要是通過影響個人在生產(chǎn)部門和非生產(chǎn)部門的勞動效率來提高個人作用，而健康主要通過延長勞動時間來提高個人的效用。該模型還區(qū)分了健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求。健康存量的增加是通過對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入來實(shí)現(xiàn)的，所以人們對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求是基于對健康需求的引致需求。Grossman認(rèn)為健康存量會隨著鍛煉次數(shù)的增加和良好飲食習(xí)慣而改善，但是會隨著健康折舊率的增大而減少，而年齡則是影響健康折舊率的主要因素，在此基礎(chǔ)上研究消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)效用最大化的最優(yōu)健康需求量。Grossman認(rèn)為健康主要通過兩個途徑影響個人的效用函數(shù)：（1）作為一種消費(fèi)品，健康可以給消費(fèi)者帶來幸福感覺，進(jìn)而增加效用；（2）作為一種投資品，Grossman認(rèn)為增加健康資本存量可以減少患病的時間，從而提高收入能力。這里認(rèn)為對健康的投資是指醫(yī)療服務(wù)，投資健康時間和教育等變量的綜合。

如果只把健康作為投資品，Grossman健康需求模型的均衡條件為：任何時期最優(yōu)健康資本存量的邊際產(chǎn)出都等于健康資本的供給。但均衡條件改變時，這個均衡量會隨之改變，把不同均衡條件下的均衡量連起來，就得到了需求函數(shù)。

本文健康需求用自評健康狀況表示；根據(jù)模型的約束條件也可以推出可供檢驗的假設(shè)：個人年齡的增加，健康需求不斷減少；個人教育水平越高，健康需求越大；收入水平的提高可以導(dǎo)致健康需求的增加；參加醫(yī)療保險（新農(nóng)合）可以通過降低醫(yī)療服務(wù)的價格增加個人的健康需求。

2.2數(shù)據(jù)說明

本文對我國新農(nóng)合的實(shí)施效果考察都是建立在中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)庫之上。該調(diào)查由北卡羅來納大學(xué)人口研究中心、美國國家營養(yǎng)與食物安全研究所和中國疾病控制中心合伙開展的調(diào)查項目，該項調(diào)查覆蓋9個?。ㄟ|寧、黑龍江、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州）的城鎮(zhèn)和農(nóng)村，調(diào)查采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣方法，調(diào)查包括人口學(xué)特征，社會經(jīng)濟(jì)狀況，膳食結(jié)構(gòu)，健康狀況，醫(yī)療服務(wù)利用，工作和收入等個人和家庭信息，該項調(diào)查2到3年調(diào)查一次，從1989年到2011年已經(jīng)在全國范圍內(nèi)開展了9輪調(diào)查。2003年新農(nóng)合開展以后該項調(diào)查開展了4輪，由于2004年的調(diào)查問卷缺少本文用來度量健康的變量“自評健康狀況”所以選取了2006年、2009年、2011年的農(nóng)村截面數(shù)據(jù)，由于兒童在各項特征方面與成人有較大差異，根據(jù)CHNS的問卷分類，本文選取年齡在18歲以上的成年人，并剔除掉缺乏相關(guān)重要變量的無效問卷，共得到有效農(nóng)村居民樣本量14205個，其中2006年樣本量1028個、2009年樣本量6008個、2011年樣本量7169個。

2.3計量模型的設(shè)定和變量的選取

根據(jù)Grossman健康需求模型，本文設(shè)定的健康需求函數(shù)的計量模型如下：

Yi=βiXi+εiεi～N（0，1）

Yi是個體的健康狀況，本文采用自評健康狀況作為健康需求的指標(biāo)。自評健康狀況是最常用的指標(biāo)，CHNS將健康狀況劃分為很好、好、一般、差、很差五個類別，要求受訪者從中選擇一個最適合自己的類別。這一指標(biāo)是一個綜合的健康指標(biāo)，能夠全面反映個體的健康狀況，研究證明，自評健康狀況能很好的反映死亡風(fēng)險及體制功能衰退等客觀健康指標(biāo)（Idle，Angle，1990；Idle，Kasl，1995）。樣本中自評健康狀況如表1所示。1表示自評健康“很好”，2表示自評健康“好”，3表示自評健康“一般”，4表示自評健康“差”，5表示自評健康“很差”，大部分人認(rèn)為自己的健康狀況“好”或者“一般”，總體上看我國農(nóng)村居民狀況較好。

Xi是影響個體健康水平的變量，包括本文重點(diǎn)關(guān)注的新農(nóng)合變量，還包括性別、年齡、受教育程度等個人特征，以及調(diào)查年份和家庭人均收入變量。新農(nóng)合是本文的主要解釋變量，參合組設(shè)置為1，未參合組設(shè)置為0。本文將性別定義為一組虛擬變量男性為1，女性為0。根據(jù)Grossman健康需求模型，健康的折舊率會隨著年齡的增大而增大，意味著健康成本上升，導(dǎo)致個體對。收教育程度高的人健康產(chǎn)出更高，意味著他們改善健康的支付意愿也更高一次本文分別將年齡和受教育程度各設(shè)為虛擬變量。經(jīng)濟(jì)因素會通過消費(fèi)水平、居住條件、營養(yǎng)狀況和醫(yī)療服務(wù)的利用等多種途徑影響健康水平，本文將人均家庭收入三等分構(gòu)建了一組虛擬變量，本文還將調(diào)查年份構(gòu)建了一組虛擬變量引入到了模型中，考察隨著新農(nóng)合開展的深入，新農(nóng)合起到了哪些的變化？

2.4變量的描述性統(tǒng)計和實(shí)證分析

本文選取性別、年齡、教育程度，是否參加新農(nóng)合、家庭人均收入以及調(diào)查時間作為解釋變量。為了研究年齡和教育程度對健康需求的影響，本文將男性賦值為1；女性賦值為0，把年齡分為5組：18-30歲（age 18-30），31-40歲（age 31-40），41-50歲（age 41-50），51-60歲（age 51-60），60以上（age 60+）；教育程度分為5組（文盲edu 0，小學(xué)edu 1，初中edu 3，高中及中專edu 3，大專及以上edu 4），將未參合組為0；參合組為1，將家庭收入三等分，分為低收入組、中等收入組和高收入組，將調(diào)查年份2006年、2009年和2011年分別賦值為0、1和2。自評作為健康度量指標(biāo)即因變量。由于自評健康是有序變量，因此將其設(shè)定為logit回歸模型，采用及大似然估計方法。表2是變量的賦值情況。

在基本模型中，女性的自評健康狀況明顯的高于男性；自評健康狀況隨著年齡的增長而惡化，這與Grossman模型估計得結(jié)果是一致的。根據(jù)Grossman模型，年齡是通過影響人力資本的折舊率和健康的投資收益來影響健康的。隨著年齡的增大，折舊率增大，投資于健康的收益減少，導(dǎo)致人們的健康需求減少。

在基本模型中，我們還發(fā)現(xiàn)教育對健康有正向的影響，即受教育程度越高，自評健康狀況越好。這也符合Grossman模型的預(yù)測，因為受教育程度越高，生產(chǎn)健康的效率越高，導(dǎo)致了健康影子價格的下降，從而引起健康的需求增加。

在基本模型中，本文重點(diǎn)關(guān)注的新農(nóng)和變量，是否參加新農(nóng)合對自評健康狀況的影響為正，說明自評健康狀況和是否參合存在著同向變動的關(guān)系，參合的農(nóng)村居民自評健康狀況比未參合農(nóng)村居民自評健康狀況要好，進(jìn)而說明新農(nóng)合在一定程度上對農(nóng)村居民的健康狀況有所改善。根據(jù)Grossman模型，新農(nóng)合降低了健康資本的供給價格，在健康資本邊際產(chǎn)出遞減的情況下，新農(nóng)合會增加個體健康資本存量，提高了人們對健康的關(guān)注，從而增加了健康需求。

在基本模型中，我們還發(fā)現(xiàn)調(diào)查年份對健康有著顯著的正向影響，隨著時間的推移農(nóng)村居民的健康水平有所提高。從此次研究角度出發(fā)，認(rèn)為新農(nóng)合實(shí)施年份的早晚也影響了農(nóng)村居民的健康水平。農(nóng)村居民所在的村莊越早開展新農(nóng)合或農(nóng)村居民越早加入新農(nóng)合，意味著可以越早享受到新農(nóng)合的政策，新農(nóng)合對健康的保障作用就越明顯。

3討論及展望

根據(jù)本文分析結(jié)果，在醫(yī)療服務(wù)供給不變的情況下新農(nóng)合降低了醫(yī)療服務(wù)的價格，增加了患者對醫(yī)療服務(wù)的需求，從而提高了參合著健康水平，但是由于一些其他因素如收入水平，就醫(yī)的便利程度，新農(nóng)合的保障力度以及新農(nóng)合普及程度的限制，新農(nóng)合雖然增加了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)的需求，但也不能將增加的醫(yī)療服務(wù)需求轉(zhuǎn)化為有效需求。因此希望有關(guān)部門鼓勵農(nóng)村居民參合的積極的性，進(jìn)一步擴(kuò)大新農(nóng)合的影響范圍。除此之外，加快改善農(nóng)村的基本醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)和增加基層的醫(yī)護(hù)人員，保障農(nóng)村居民享受基本衛(wèi)生醫(yī)療服務(wù)的權(quán)利。

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