新型农村合作医疗持续性要素的定量分析

1、    新型农村合作医疗持续性要素的定量分析         内容摘要基于问卷调查资料，本文运用因子分析的方法对农村合作医疗发展的持续性要素进行了定量分析，提出：虽然筹资困难对农村合作医疗的发展产生重要影响，但政策设计的合理性和执行的公平性才是决定该项制度能否可持续发展的最主要因素。关键词：医疗保障，新型农村合作医疗20世纪80年代前，合作医疗是我国农村医疗保障的基本形式，一度被世界银行和世界卫生组织誉为“发展中国家解决卫生经费唯一范例”，是一场成功的“卫生革命”(世界银行，

2、1994)。但随着改革的不断推进，农村集体经济逐步解体，传统合作医疗走向滑坡(Carrin，1999)，1989年的覆盖率下降至4.8%，2000年世界卫生组织对全球191个会员国的卫生系统的绩效排名，在财务负担公平性方面中国被排列在第188位，即倒数第四位，属于世界上最不公平的国家，其中很重要的原因就是绝大多数农村人口缺乏医疗保障(杜忠杰等，2000)。为了使这一状况有所改善，我国政府开始在原有的合作医疗的基础上推行以大病统筹为主的新型农民医疗互助共济制度，并要求全国各省市到2010年普遍建立这一制度(国务院，2003)。但从实施的效果来看，效果并不十分理想。近些年，国内外专家学者从多个角度

3、对我国农村医疗保障问题进行了理论研究和调研，如新农合的实施效果(颜媛媛等，2006)，政府在新农合制度中的角色定位(孙淑云、柴志凯，2004)，新农合制度对医疗供求关系的影响(王兰芳、陈万明，2006)，新农合制度的影响因素(高利平，2006)，新农合的支付模式(杨金侠、王禄生，2006)，新农合的筹资模式(顾昕、方黎明，2006)等，其中新型农村合作医疗可持续发展的影响因素是研究的焦点之一。已有的研究指出，筹资机制存在缺陷、制度运行效率低下、补偿水平不高等是影响农村参保积极性，最终影响新农合制度可持续发展的几大因素。我们认为，总体而言，已有研究基本上概括了相关的各方面因素。但是哪些因素是主导

4、或主要因素还不是很清楚，研究方法也尚有值得商榷的地方。为此，我们以上海市嘉定区为例，通过问卷调查，采用因子分析的方法对这一问题进行了定量分析，以期找出影响新型农村合作医疗的主导因素。1 嘉定区新型农村合作医疗实证调查本次调查在上海嘉定全区抽取经济好、中、差的南翔镇、安亭镇、工业区、马陆镇、徐行镇、华亭镇、外冈镇、黄渡镇、江桥9个镇，每个镇再随机抽取30户左右的本地常住居民组成调查样本，全区一共随机抽取了330户居民进行人户问卷访问。本次调查共发出问卷315份，回收315份，其中有效问卷300份，有效率95.28%。问卷调查的内容主要是上海嘉定区农村农民人口健康与医疗状况。问卷涉及个人背景和家庭

5、背景两部分，具体包括：(1)被调查者年龄、性别、文化程度、所在单位性质、个人收入、家庭总收入、家庭居住环境、收入来源、支付能力、有没有参加保险和其具体参保的险种。(2)对合作医疗的了解、认识、评价、期望合作医疗报销到什么比例弥补其生病后的损失、以及对村、乡镇、城市各级医疗诊所的评价、2003年全家在日常开销、文化教育、医疗等方面的支出情况、健康状况、去医疗站时间等。本次调查采用统一的调查表，由研究人员、研究生以及当地医务人员担任调查员。尽管限于农村调查的艰难，样本镇村选取上并未严格遵循分层、随机的抽样方式，但由于已经对区域经济发展水平加以控制，且在选取居民户时严格遵循了随机原则，因而总体上还是

6、具有一定的代表性。2 嘉定区新型农村合作医疗可持续要素定量分析模型在已有的关于新型农村合作医疗的定量分析中，最常被使用的是多元线性回归的统计方法，用代表社会经济因素、制度因素、参保人员个人因素、管理运行因素以及农村合作医疗可持续性的观察数据来拟合它们之间的线性关系，进而用诸多因素的变动来解释和预测农村合作医疗的变化。但使用这个方法有一些先天的缺陷。首先，多元线性回归对数据的要求是间距变量以上，而通过问卷调查得到的数据往往很难符合这样的要求。因此，在构建多元线性模型时往往只挑选有限的指标作为自变量，从而损失了问卷中大量有价值的信息。其次，研究者往往通过逐步回归的方法选择最优的回归方程，在这个过程

7、中，又有不少变量被舍弃，则通过调查获得的信息再一次损失。经过两次的损失，能够进入回归方程的指标大幅减少，回归方程对因变量的解释力往往不高，则构建模型的意义就被削弱了。本文中我们将尝试先采用因子分析的方法浓缩数据，然后用二分逻辑斯特回归的方法分析农村合作医疗的可持续性。根据已有研究结果，我们认为对新型农村合作医疗的可持续发展具有影响的因素包括制度设计、制度执行、参保人员条件、社会经济发展水平、卫生资源的分布等方面，因此从调查问卷中提取了相关的21个指标作为构建模型的原始变量。由于因子分析要求数据至少是间距变量以上，因此我们将某些序次变量已作了处理，转换成了间距变量。例如全家月收入是取每个收入段的

8、中间值，健康分数根据对健康程度的自我评价按照5分制得到，个人负担保费占全部保费的比例则根据相关数据相除得到。对于实在不能转换成间距变量的原始变量，则用虚拟变量表示出来。经过初步处理，我们最终选取了年龄、在校就读年份、全家月收入、健康分数、是否拥有其他保险、医疗费用的主要承担者、合作医疗报销比例、合作医疗的总筹资额、合作医疗报销是否方便、是否清楚合作医疗报销程序、是否清楚合作医疗的经费使用情况、对合作医疗经费筹集方法的满意程度、对合作医疗的总体评价、对村医疗服务的总体评价、对乡镇医疗服务的总体评价、个人负担保费占全部保费的比例、获得合作医疗报销人的比例等17个原始指标。2.1 因子分析结果我们首

9、先使用KMO和球形Bartlett检验数据资料对因子分析的适用性。其中KMO是Kaiser-Meyer-Olkin的取样适当性度量，KMO值越大表明变量间的共同因素越多，越适合做因子分析。此处的KMO值为0.719，大于0.7，表示适合进行因子分析。而Bartlett检验的结果(x2169.456，df136)显著性为0.000，表明原始变量的相关矩阵间有共同因素存在，适合做出的因子分析。第二步，我们计算得到了17个原始变量的特征值、方差贡献率和累计贡献率。初始特征值中大于1的共有5项，这就是因子分析时抽取出的共同因素数。第一个公因子的解释变异量是最大的，达到23.045%，第二个为13.31

10、%第五个为6.83%，逐次递减，前五个公因子的累计解释变异量达到59.02%，因此，可以得出初步看法：原来的影响合作医疗可持续发展的17个原始变量经过因子分析，可以用5个公因子加以概括。数据处理的结果表明，第一公因子在获得合作医疗报销人的比例是否合适、是否清楚合作医疗报销程序、合作医疗报销是否方便、是否清楚合作医疗经费的使用情况、合作医疗报销比例、对合作医疗经费筹集的满意程度这六个变量上有比较大的负荷，主要表现的是制度设计和制度运行的情况，定义为政策设计和运行因子；第二公因子在在校就读年份、年龄、全家月收入和健康分数这四个变量上有比较大的负荷，主要表现的是被调查人员自己的基本情况，定义为个人因

11、子；第三个公因子在村医疗服务满意度、乡镇医疗服务满意度和合作医疗满意度这三个变量上有比较大的负荷，主要表现的是医疗服务的提供情况，定义为医疗服务因子；第四个公因子在合作医疗总筹资额和个人负担保费占全部保费的比例这两个变量上有比较大的负荷，主要表现的是合作医疗筹资情况，定义为筹资额因子，第五个公因子在是否拥有其他保险和医疗费用的主要承担者这两个变量上有比较大的负荷，主要表现的是其他医疗保障的情况，定义为其他保障因子。这五个因子的性质及其顺序比较符合我们根据文献检索、访谈等定性研究得出的结论农村合作医疗政策能否发展和持续下去最重要的是看制度设计是否合理以及执行是否有效，且政策的设计和执行要根据不同

12、受众而有所区别，对农村合作医疗这样的政策而言，配套服务必须跟上。2.2 二分逻辑斯特回归分析因子分析的结果使我们将十多个原始指标减少到5个公因子，但这5个公因子能否进入最终模型还是未知数。根据经济学研究的理性人假设，我们将问卷中的“认为合作医疗是否合算”作为模型的因变量，当被调查对象认为参保合算时就假定他会参加新农合，则取值为1，当认为不合算时就不会参保，则取值为0。由此我们以公因子作为自变量构建Logistic模型。剔除问卷中具有缺失值的样本，共有250个样本参与回归过程，我们使用逐步回归法，通过对所输出模型各自变量的偏回归系数及其标准误、Waldx2、自由度、P值以及OR值，对这些变量进行

13、了检验，得到表2、表3，则Logistic回归方程为：×××其他保障因子其中政策和运行因子的作用力最大，其他保障因子的作用力第二，筹资因子的作用力最小。对于这一模型，我们进行了对数似然值和伪决定系数检验，结果表明-2Logl似然值为33.352，说明拟合效果比较好，且Cox & Snell R20.414，鉴于二分逻辑回归的决定系数一般比线性回归模型的系数低，可以认为，该模型的拟合效果比较好。需要说明的是，回归方程用的是公因子，所以回归方程本身并不能直接对原始变量进行解释。例如在回归方程中筹资因子对整个方程的贡献是正向的，这说明，筹资额越高，农村合作医疗可

14、持续发展的可能性更大，但并不代表个人负担合作医疗筹资额的比例越高，农村合作医疗可持续发展的可能性越大。从转轴后的成分矩阵表中我们可以知道，个人负担合作医疗筹资的比例对筹资因子的贡献是反向的，我们可以理解为，当筹资额上升，但个人负担减轻而政府和集体补贴额度上升时，农村合作医疗可持续发展的可能性将上升。换句话说，当政府和集体承担更多的责任时，农村合作医疗可持续发展的可能性会上升。这样的结果实际上与合作医疗的发展实际是一致的，发达地区的农村合作医疗如上海，比不发达地区的合作医疗如西部内陆省份，更能够持续。3 几点结论根据农村合作医疗可持续因素的定量分析结果，我们可以得到以下结论：(1)政策设计的合理

15、性和执行的公平有效性是农村合作医疗可持续发展的最主要因素。而该公因子的数值大小由合作医疗补偿制度的受益面、报销程序的公开便利程度、经费运作的透明程度、合作医疗对农民的保障水平和农民对经费筹集方法的满意与否等五项指标决定，这五项指标对该公因子的影响程度逐渐递减。对比当前新型农村合作医疗制度的成绩和不足，我们认为最需要改进的是扩大医疗补偿制度的受益面、提高合作医疗对农民的保障水平。(2)筹资额因子是保证农村合作医疗可持续发展的另一重要因素。筹资因子值越大，则农村合作医疗能够持续发展可能性越大。而该公因子的数值大小由筹资额多少和个人的负担水平共同决定，前者对公因子的影响力绝对值略大于后者，且这两个因

16、素的影响方向相反。也就是说筹资额越高则该公因子数值越大，而个人负担水平越高该公因子的数值越小。这说明，虽然筹资额越高农村合作医疗能够使用的经费越充足，但绝不能超过农民的经济负担水平。由于决定该公因子的两个原始变量影响力相近而方向相反，所以筹资额公因子对农村合作医疗持续发展的影响力比较小。对比当前的实际情况，我们认为应当随着地区经济发展水平的提升，适当提高筹资额，但增加的部分应当主要由政府和集体承担，尽可能避免增加农民的负担，切实提高参加合作医疗的“性价比”。(3)其他保障因子是阻碍农村合作医疗发展的最主要因素。该公因子数值的大小由医疗费用的主要承担者和是否拥有其他保险决定。当前的政策规定，农民参加农村合作医疗的前提是不能参加其他社会医疗保险，例如不能同时参加农村合作医疗和小城镇保险。因此，当目标人群中拥有其他保障的人就不太可能参加农村合作医疗，而参与者少了，农村合作医疗发展的可持续性就会降低。(4