新农合如何影响参合农户医疗消费：路径分析与实证研究

李明桥

摘 要：新农合可通过道德风险、逆向选择和诱导需求来影响参合农户医疗消费。当CHNS调查数据排除掉新农合逆向选择问题时，道德风险和诱导需求则共同决定了参合农户医疗消费，那么，系统地研究新农合道德风险对参合农户医疗消费的影响，就可以间接推导出诱导需求对参合农户医疗消费的影响。研究发现：一方面，农户因参加新农合而降低了健康保健与疾病预防，导致患病率略有上升，医疗服务需求小幅上升；另一方面，农户因参加新农合而能够及时就诊，其避免小病拖成大病所降低的医疗消费量，相当于农户因新农合承担部分医疗消费而增加的医疗消费量，由此可知，参合农户增加医疗消费的幅度较小。因此，大幅上涨的医疗消费归因于医生诱导参合农户消费更多医疗服务，并且诱导需求主要发生在医治小病（门诊治疗）领域。

关键词：新农合；参合农户；诱导需求；医疗消费

文章编号：2095-5960（2014）06-0075-08；中图分类号：R197；文献标识码：A

一、引言

进入新世纪后，在医疗卫生服务体系市场化改革的价值取向下，我国居民“看病贵看病难”十分普遍，令人更为不安的是，医疗费用上涨使得农民“因病致贫、因病返贫”的现象极其严重，这不但损害了前期的扶贫效果，而且不利于社会主义和谐社会的建设（郑茂伟、方俊良，2013）。[1]为了扭转这种不利局面，中央政府于2003年投入大量资金启动了农村合作医疗制度改革和建设工作，新农合应运而生。众多学者围绕新农合推广和实施过程中存在的各种问题进行了深入研究，主要体现在以下几个方面。

首先，关于新农合推广问题的研究。理论上新农合难以有效规避“逆向选择”问题，因为投保者风险无法逐个识别，建立在平均概率上的保费将使风险低于平均概率的人退出市场，从而导致保险市场风险不断增加，形成一个典型的“柠檬市场”（朱信凯，2009）[2]，导致新农合参保率不断下降，从而难以有效推广。然而，新农合存在政府补贴、较少缴费金额、较高风险规避以及较低医疗支出倾向是导致新农合逆向选择问题较小的主要原因（封进，2007）[3]。与此同时，新农合主要“以户为单位”、“干部动员保证参保率”的方式进行推广，从而使新农合避免了逆向选择问题（高梦滔，2010）[4]，这有利于新农合在农村全面覆盖。

其次，关于新农合补偿模式的研究。各级政府在新农合政策实施初期，一方面要考虑新农合资金收支平衡问题，另一方面要求新农合能提高农户抵御重大疾病风险的能力，因此，实施以大病统筹为主的农民医疗互助共济制度。这种只保大病的政策效果受到质疑，一方面，仅补贴重大疾病不利于农户在健康出现问题时及时治疗，容易导致小病拖成大病（封进，2007）。[3]另一方面，只补贴大病的政策仅能分摊农户33.3%的重大疾病风险和24.2%的“因病致贫”风险，农户健康风险依然比较严重（张广科，2010）。[5]新农合只补偿大病的政策实施过程中导致新农合资金累计盈余不断增加，在此背景之下，为进一步提高农户抵御健康风险的能力，各地区逐步实施小病补偿（门诊补偿）政策。

最后，关于新农合与农户医疗消费的研究。新农合提高了农户医疗服务利用率，使得农户年就诊次数平均增加0.29次（高梦滔，2010）[4]，从而明显改变了农户健康水平，但实际医疗支出和大病医疗支出并未显著下降，因此，新农合在改善参合者健康状况的同时，并未明显降低医疗消费（程令国，2012）。[6]

现有文献表明研究新农合问题的成果丰硕，但是很少有研究新农合如何影响参合农户医疗消费的文献。了解新农合影响参合农户医疗消费的内在机制，一方面有利于控制不必要的医疗消费，从而降低新农合统筹资金的支出；另一方面，有利于进一步提高新农合疾病补贴效率，从而提高农户健康福利水平。因此，研究新农合如何影响参合农户医疗消费具有重要的理论价值和现实意义。

二、新农合影响参合农户医疗消费的路径分析

（一）新农合与参合农户医疗消费

本文根据中国营养与健康调查（CHNS）中2006与2009年两轮数据绘制出的农户人均医疗消费，如图1和图2所示，其中，纵坐标表示医疗消费金额（元），横坐标由人均医疗支出、人均门诊费用和人均住院费用构成。本文利用CHNS调查数据构建了同一样本在2006和2009年都同时被调查的面板数据，这些样本在2006年都没有参加新农合，在2009年部分样本参加了新农合（参保农户），其余样本仍然没有参加新农合（非参保农户）。图1描绘了2009年参保农户和非参保农户医疗消费对比情况，图2描绘了参保农户参保前（2006年）和参保后（2009年）医疗消费对比情况。值得强调的是，本文参合农户医疗消费不但包括农户自身医疗支出，而且还包括新农合承担的相应医疗支出。

由图1可知，无论是人均医疗支出、人均门诊费用还是人均住院费用，参保农户医疗消费都小于非参保农户，并且参保农户人均住院费用仅为非参保农户的59.62%（4348/7284），说明新农合在很大程度上降低了农户大病风险，该结论与张广科（2010）的研究结果相一致。 [5]

由图2可知，就农户参加新农合前后而言，无论是人均医疗支出、人均门诊费用还是人均住院费用，农户参保后（2009年）的医疗消费明显高于参保前（2006年）。根据中国统计年鉴可知居民医疗保健价格指数2009年比2006年高出5.6%，表明即使扣除医疗服务价格上升因素，2006（参合前）到2009（参合后）年间参合农户的平均医疗支出年增长率高达35.71%（环比）。由此可知，农户在参合后（2009年）医疗消费比参合前（2006年）大幅上涨，这不仅不利于新农合资金的收支平衡，还有损新农合的可持续性。因此，本文试图发现新农合导致参合农户医疗消费上涨的原因，为抑制参合农户医疗消费不合理上涨而提出相应政策建议。

（二）新农合影响参合农户医疗消费的三条路径

新农合可通过道德风险、逆向选择和诱导需求来影响参合农户医疗消费，如图3所示。首先，就道德风险而言分为事前和事后两种情况。其一，事前道德风险是指农户因参加新农合而忽视了健康保健与疾病预防，使得患病率上升，从而增加了医疗消费。如表1所示，2009年参合农户在没有参加新农合以前（2006年）发病率为11.3%，而参合后（2009年）上升为15.38%，表明农户可能存在事前道德风险行为，从而导致患病率上升。其二，事后道德风险是指新农合改变了农户医疗需求行为。如图3所示，一方面，新农合激励农户积极就诊，避免小病拖成大病，从而降低了医疗消费，即为积极医疗需求；另一方面，新农合承担了农户部分医疗费用，使得农户医疗需求的边际成本下降，农户根据边际收益等于边际成本来决定医疗消费时，倾向于过多消费医疗服务，即为过度医疗需求。事后道德风险对医疗消费的影响取决于积极医疗需求和过度医疗需求的相对大小。

图3 新农合影响医疗消费的路径其次，逆向选择是指投保者风险无法逐个识别，使得高风险的投保者更愿意投保。就本文而言，如果新农合存在逆向选择问题，那么2009年参合农户健康状况在参合以前（2006年）应该比非参合农户更差。然而，根据表1可知，2009年参合农户在没有参合以前（2006年）的发病率（11.3%）低于非参保农户（14.11%），表明参合农户在参合前的健康状况比非参合农户更好，因此CHNS调查数据的新农合样本不存在逆向选择问题，该结论与封进（2009）[7]和高梦滔（2010）[4]的研究一致，因此，新农合并没有通过逆向选择影响农户医疗消费。

最后，由于病患信息不对称，医生可以根据农户是否参加新农合而制定不同的治疗方式，诱导参合农户消费更多医疗服务，从而增加了农户的医疗消费，即为诱导需求。经济学领域很少有估计诱导需求的研究，原因在于：一方面，医学领域难以界定不同疾病的最优医疗消费水平；另一方面，估计诱导需求既要求研究者具有深厚的经济学理论背景，又要有渊博的医学知识。

综上所述，排除逆向选择后，新农合通过道德风险和诱导需求来影响参合农户医疗消费。虽然本文没有研究新农合诱导需求问题，但是只要研究出道德风险对参合农户医疗消费的影响，就能够推导出诱导需求对参合农户医疗消费的影响，从而全面了解新农合影响参合农户医疗消费的原因。

（三）道德风险影响参合农户医疗消费的模型设定

实施新农合政策的时间和地点相对于农户而言是随机的，因此，新农合对农户是一种“自然冲击”，在此背景下，可用政策因果效应方法来估计道德风险对参合农户医疗消费的影响。无论在理论领域还是实证方面，政策因果效应方法都日益成熟和完善，具体采用哪种方法估计政策因果效应取决于数据结构（Imbens，2009）。[8]若已知政策前的样本数据（事前组）和政策后的样本数据（处理组和控制组），则可用倍差法（DID）进行估计。

本文数据来源于CHNS2006年（新农合实施前）和2009年（新农合实施后）两轮调查，数据结构符合倍差法要求，因此采用该方法来估计道德风险对参合农户医疗消费的影响。由上文可知，道德风险又分为事前道德风险和事后道德风险，对参合农户医疗消费的影响也有相应两种情况。事前道德风险是指农户因参加新农合而忽视了健康保健与疾病预防，使得农户患病率上升，从而增加了医疗消费。因此，估计事前道德风险就是估计新农合对参合农户患病率的影响。本文估计事前道德风险的方程如（1）式所示，其中，因变量SICKit表示i农户在t时期是否患病或受伤的虚拟变量；自变量NRCI i 和POST t分别表示i农户是否参加新农合和新农合政策实施前后的虚拟变量；Xit为控制变量。估计系数Β13即为事前道德风险影响参合农户患病率的因果效应。如果估计系数Β13>0，那么表明存在事前道德风险，经济学含义为农户因参加新农合而忽视了健康保健与疾病预防，导致患病率上升。如果估计系数Β13≤0，那么表明估计结果与经济理论预测不一致，农户不存在事前道德风险。

SICKit= Β10 + Β11×NRCI i + Β12×POST t +Β13 NRCIi ×POST t+ γ1 X it + ε it （1）

估计事后道德风险对参合农户医疗消费的影响应注意两个问题：其一，参合农户医疗消费的变化取决于积极医疗需求和过度医疗需求的共同作用，因此，只有估计出事后道德风险对参合农户医疗消费的影响，才能识别出积极医疗需求与过度医疗需求的相对大小；其二，患病后进行治疗是农户存在医疗消费的前提条件，即是说是否存在医疗消费取决于农户是否就诊，由此可知，农户医疗消费可能是样本自选择（sample selection）的结果。

本文使用Heckman样本自选择模型来估计事后道德风险对参合农户医疗消费的影响。Heckman模型由回归方程（2）式和选择方程（3）式构成，其中，Log（EXPENSE） it和TREATit分别表示i农户t时期的医疗消费（对数形式）和i农户t时期是否就诊的虚拟变量。农户是否就诊同样取决于潜在的或者说是预期的医疗消费，也就是说是否就诊和医疗消费存在双向因果关系。为了解决这种双向因果问题，使用Heckman模型时选择方程中必须至少有一个自变量不影响农户医疗消费，但是影响农户是否就诊的行为，这个变量类似于两阶段最小二乘法中的工具变量。农户就诊的交通成本对农户是否就诊产生影响，但并不影响农户的医疗消费，故选择方程自变量TRACOST i表示农户就诊的交通成本，X 1it和X 2it分别为（2）和（3）式的控制变量。估计系数Β23就是事后道德风险对参合农户医疗消费的影响，该系数取值有三种情况：首先，如果Β23>0，那么事后道德风险增加了参合农户医疗消费，表明积极医疗需求作用小于过度医疗需求；其次，如果Β23=0，那么事后道德风险没有影响参合农户医疗消费，表明积极医疗需求和过度医疗需求作用相当；最后，如果Β23<0，那么事后道德风险降低了参合农户医疗消费，表明积极医疗需求作用大于过度医疗需求。

三、数据和变量说明

（一）数据说明

本文数据来源于北卡罗来纳大学和中国疾病预防控制中心联合进行的国际合作项目——中国健康与营养调查（CHNS）数据。CHNS数据涵盖九个在地理位置、经济发展、基础设施和健康状况都存在较大差异的省份，至今进行了八轮调查，其中，2003年之前和之后分别进行了五轮和三轮调查。该项目旨在调查中国居民健康和营养状况以及相关影响因素，因而包含了较为详尽的关于农户健康、医疗消费和医疗保险方面的数据。2003年1月，国务院办公厅转发卫生部、财政部、农业部《关于建立新型农村合作医疗制度的意见》，要求从2003年起，各省、自治区、直辖市至少要选择2—3个县（市）进行新农合医疗试点，取得经验后逐步推开（王绍光，2008）。[9]随即，国务院按照经济社会发展的地区差异，首先选取了吉林、浙江、湖北和云南四个省份进行试点，后才陆续在全国开展试点工作。

由此可知，CHNS的数据只有2004年、2006年和2009年最后三轮的调查涉及新农合方面的信息，而 2004年涉及新农合的调查数据主要来自于湖北省，不具有代表性。从2005年开始新农合逐步普及，CHNS关于新农合的样本数据地域更加广泛，并且最后两轮调查数据排除了逆向选择问题。因此，本文使用2006和2009年的调查数据来估计道德风险对医疗消费的影响。

（二）变量选取及样本描述

根据估计方程（1）式、（2）式和（3）式来选取所需的变量。首先，就事前道德风险而言，选取“过去四周是否生过病或受过伤”作为估计方程（1）式的因变量。就事后道德风险而言，选取过去四周的医疗花费（对数形式）作为估计方程（2）式的因变量。值得一提的是，农户医疗费用既包括农户自付的医疗费用又包括新农合承担的医疗费用。选取是否到正规医疗机构就诊作为选择方程（3）式的因变量，由Heckman模型可知选择方程中必须有一个自变量影响农户是否就诊，且不影响农户医疗消费，故选取到达正规医疗机构的时间作为选择方程就诊交通成本（TRACOSTi）的代理变量。

根据国内健康经济学文献中常用的人口统计学特征、健康状况和受教育程度作为控制变量。由表2可知样本特征如下：首先，参合农户（处理组）和非参合农户（控制组）的年龄、性别和健康状况（BMI）变量的差异不明显；其次，就已婚比例而言，参合农户高于非参合农户；最后，农户受教育程度都较低，受教育水平在大专及以上的农户比例不超过5%。

四、新农合影响参合农户医疗消费的实证结果及分析

（一）事前道德风险对参合农户患病率的影响

方程（1）式实证回归结果如表3所示，首先，年龄对患病率的影响表现为U型特征，即农户处于青壮年时健康状况较好、患病概率较低；当农户处于幼年阶段时免疫功能不强、容易患病；当农户处于老年阶段时免疫功能下降，患病率上升，这与实际情况相符。其次，女性患病率明显高于男性，这与“性别悖论”理论一致。“性别悖论”是指女性患病率高于男性，似乎表明女性健康状况比男性更差，然而女性期望寿命反而高于男性。最后，受教育程度越高、患病率越低。如果农户受教育程度越高，那么对健康保健和疾病预防就越了解，患病率就越低。上述实证结果与健康经济学理论预测一致，表明估计方程具有一定的可靠性，说明估计出的事前道德风险对患病率的影响可信度较高。

为确保事前道德风险对农户患病率的影响具有稳健性，使用了不同的控制变量进行多方程回归估计。如表3所示，无论是哪个估计模型，事前道德风险（变量NRCIi ×POSTt的估计系数）都始终在5%的置信水平上显著影响农户患病率，且估计系数相对稳定。由此可知，农户因参加新农合而忽视了健康保健与疾病预防，从而使得农户患病率上升，也就是说新农合引发的事前道德风险使得参合农户患病率上升了5%。因此，现有文献（高梦滔，2010）[4]发现新农合增加了农户的医疗服务利用率，这归因于新农合事前道德风险提高了参合农户患病率，从而增加了医疗服务利用率。

（二）事后道德风险对农户医疗消费的影响

Heckman回归方程（2）式实证结果如表4所示：首先，当控制变量逐渐增加时，逆米尔斯比值的置信水平不显著逐渐变得显著，说明农户医疗消费在一定程度上是样本自选择的结果，即是说，是否存在医疗消费取决于是否就诊的决定。其次，由POST变量的估计系数可知，医疗支出在新农合实施前后差异较大。最后，受教育程度越高，医疗消费越小。就病患信息而言，医生和患者存在明显的信息不对称，当医生比患者掌握的病患信息越多时，医疗消费就会越高；反之亦然（卢洪友，2011）。[10]因此，患者受教育程度高低决定了对病患信息的了解水平，从而对医疗消费产生影响。

为确保事后道德风险影响农户医疗消费具有稳健性，使用了不同的控制变量进行多方程回归估计。如表4所示，无论是哪个估计模型，变量NRCIi ×POSTt的估计系数始终大于0似乎说明事后道德风险增加了参合农户的医疗消费，但是任何一个模型的估计系数都不显著，说明事后道德风险没有显著影响参合农户医疗费用，即是说事后道德风险引发的积极医疗需求与过度医疗需求作用相当，医疗消费无明显变化。

（三）诱导需求对参合农户医疗消费的影响

虽然本文没有研究新农合诱导需求问题，但是只要研究出了道德风险对参合农户医疗消费的影响，就能够推出诱导需求对参合农户医疗消费的影响。分析诱导需求对参合农户医疗消费的影响步骤如下：

首先，由表2可知，参合农户的平均医疗消费从2006年（参合前）的328元增长到2009年（参合后）的821元，说明农户因参加新农合而导致医疗消费年增长率为35.71%（环比）。其中，参合农户门诊医疗消费从2006年的204元增长到2009年的600元，年增长率为43.26%（环比），说明参合农户门诊消费（小病治疗费用）增长幅度较快；2009年参合农户住院消费从2006年的3491元增长到2009年的4348元，年增长率为7.44%（环比）。

其次，新农合事前道德风险使得农户患病概率上升5%，表明农户医疗消费因事前道德风险而增长5%；新农合事后道德风险对农户医疗消费没有影响；再次，分析2006年至2009年居民医疗保健价格上涨幅度；最后，参合农户医疗消费增长率扣除新农合道德风险和医疗保健价格上涨因素之后，就是医生诱导需求对参合农户医疗消费的影响。

如表5所示，扣除道德风险和医疗价格上涨因素后，医生诱导参合农户消费医疗服务导致医疗消费年增长率高达28.88%，由此可知，诱导性需求是新农合导致医疗消费上涨的主要原因。详细分析可知，诱导需求行为使得参合农户门诊消费和住院消费分别增长了36.43%和0.61%，表明医生诱导参合农户消费医疗服务主要发生在医治小病（门诊治疗）领域。

产生诱导需求行为的原因在于：一方面，我国医疗体制在不断改革过程中却没有合理地提高医务人员劳动报酬价格，使得医务人员尤其是医生劳动报酬价格被严重低估，催生了通过诱导参合农户消费医疗资源，来间接提高劳动报酬价格的行为；另一方面，门诊治疗相对于住院治疗而言，不但患者人数众多，而且医疗管理机构更难以有效监管，使得医生在医治小病时更偏好于诱导参合农户过度消费医疗服务。

五、结论与政策建议

借助CHNS调查数据，运用倍差法和Heckman样本自选择模型研究了新农合对参合农户医疗消费的影响。新农合可通过道德风险、逆向选择和诱导需求来影响参合农户医疗消费。当CHNS调查数据排除了新农合逆向选择问题时，那么道德风险和诱导需求共同决定了参合农户医疗消费。本文系统地研究了新农合道德风险对参合农户医疗消费的影响，间接推导出了诱导需求对参合农户医疗消费的影响。

研究发现：一方面，农户因参加新农合而降低了健康保健与疾病预防，导致患病率略有上升，医疗服务需求小幅上升；另一方面，农户因参加新农合而及时就诊，避免小病拖成大病所降低的医疗消费量，相当于农户因新农合承担部分医疗消费而增加的医疗消费量，由此可知，参合农户增加医疗消费的幅度较小。因此，大幅上涨的医疗消费归因于医生诱导参合农户消费更多医疗服务，并且诱导行为主要发生在医治小病（门诊治疗）领域。

研究结论的政策建议：首先，加强健康知识宣传力度、增强参合农户健康保健与疾病预防意识，降低农户事前道德风险行为；其次，重点监控参合农户门诊治疗是否存在诱导需求行为，严厉打击过度医疗消费行为；最后，提高医务人员劳动报酬以降低医生诱导需求动机，从而降低医疗消费。

参考文献：

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[3]封进，宋铮.中国农村医疗保障制度：一项基于异质性个体决策行为的理论研究[J].经济学季刊，2007（4）：843-860.

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[5]张广科，黄瑞芹.新型农村合作医疗制度目标及其实现路径[J].中国人口科学，2010（4）：15-24.

[6]程令国.新农合：经济绩效还是健康绩效？[J].经济研究，2012（1）：87-118.

[7]封进，李珍珍.中国农村医疗保障制度的补偿模式研究[J].经济研究，2009（4）：25-37.

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[9]王绍光.学习机制与适应能力：中国农村合作医疗体制变迁的启示[J].中国社会科学，2008（6）：54-65.

[10]卢洪友，连玉君，卢盛峰.中国医疗服务市场中的信息不对称程度测算[J].经济研究，2011（4）：31-42.

责任编辑：吴锦丹