1-2010 新型农村合作医疗对县村两级医疗价格的影响介绍

新型农村合作医疗对县村两级医疗价格的影响
*
封 进 刘 芳 陈 沁
内容提要:当医疗供给方具有垄断定价能力,且以盈利为目标时,医疗保险的引入会导致医疗价格上涨,从而冲销医疗保险的效果。

本文从理论和实证两方面研究了新型农村合作医疗制度的价格效应,利用村级和县级层面面板数据,采用倍差法(DID)的估计表明,新农合对村诊所的价格没有明显影响,但会导致县医院价格上涨,且报销比率越高,价格上涨幅度越高,价格上涨幅度和报销比率基本相同。

这一结果验证了理论预计,即县医院的垄断地位和盈利性目标将促使其在引入新农合后提高价格。

加强医疗供给方的竞争性是有效发挥新农合制度作用的必要条件。

关键词:医疗服务市场 新型农村合作医疗 医疗价格
* 封进、刘芳、陈沁,复旦大学经济学院,邮政编码:200433,电子信箱:jfeng@ 。

本研究得到国家自然科学基金(70573024)、复旦大学经济学院985项目、上海市重点学科建设项目(B101)的资助。

作者感谢钟甫宁教授的建设性修改建议;感谢陆铭、陈钊、张涛、李婷、刘华、王翌秋、纪月清等的讨论;感谢匿名审稿人的意见。

¹ 例如,云南省禄丰县实施合作医疗后各级医疗机构的例均费用上涨20%(吴妮娜等,2005);云南省玉龙县实施合作医疗
后,平均次均门诊费用26192元,住院费用1674108元,这两个数字前三年平均分别为25133元和1176150元,住院费用上涨十分明显(高梦滔等,2006)。

对河北省某县的调查结果表明,实行新型农村合作医疗以后县级医院的次均住院费用增长35174%,县级以上医院的次均住院费用增长27185%(刘亮,2007)。

但这些调查并没有控制影响医疗费用的其他因素,对于费用上涨是否因新农合的缘故,缺乏说服力。

一、引 言
医疗保险通过风险分担机制为医疗费用提供融资,减轻医疗负担。

然而在规避风险的同时,理论和国际经验都表明,如果对供给方缺乏适当的控制,医疗保险会导致医疗价格上涨(Feldstein,1973;Yip and Hsiao,2009)。

2003年开始在全国推行的新型农村合作医疗制度(以下简称/新农合0)是一项由政府主办并给予补贴的医疗保险制度,旨在减轻农民的医疗负担,增加医疗需求。

不
少调查比较了这一制度实施前后的医疗费用,发现实施之后县乡医疗机构住院或门诊的次均费用
均有所上涨。

¹
较为严格的计量分析表明新农合对于农民自己支付的费用并没有影响(Wa gstaff et
al.,2009)。

引入医疗保险后,如果医疗价格同时上涨,则医疗保险的作用无疑受到削弱,政府补贴的归宿实际上并不在农民一方。

有研究表明,新农合对农民的医疗需求并没有显著的作用(Lei &Lin,2009)。

现有研究结果表明,医疗保险可以带来医疗价格膨胀与医疗供给方的经营目标和医疗市场结构有关(如Feldstein,1973;Wright,2006),而各国医疗机构的性质和医疗市场结构大相径庭,医疗保险的具体安排也各具特色,现有理论和国际经验并不能直接用于分析中国农村医疗保险的价格效应。

另一方面,当前对于新农合制度导致医疗价格上涨的机制缺乏清晰的分析框架,难以回答影响新农合价格效应的主要原因何在、农民在多大程度上享受了政府补贴等问题。

这些问题是进一步改革农村医疗体制,完善新农合制度所不可回避的。

由于医疗服务的不可分割性和非同质性,人们对于医疗价格有不同的理解。

通常采用/基于治
127
疗0(treatmen-t based)的费用,指某一次治疗的费用;与此对应的是/基于疾病0(disease -based)的费用,指为治疗某种疾病所支付的各种费用(Aizcrobe &Nestoriak,2008)。

本文中医疗价格的度量采用/基于疾病0的费用,这一度量包含了服务费、药费、检查费等主要项目,可以综合反映医院的定价
能力,而且对于较为同质的疾病,该度量具有较好的可比性。

¹
本文运用倍差法(difference -in -difference),采用村层面和县层面的面板数据,研究了村诊所和县医院在实施新农合前后的医疗价格,估计了新农合及其报销比率对医疗价格的影响。

我们发现,村诊所的价格不受新农合的影响,而新农合会导致县医院价格上涨,且报销比率越高,价格上涨幅度越大。

这一结果验证了理论预计,即县医院的垄断地位和盈利性目标促使其提高价格,冲销医疗保险的效果。

二、农村医疗市场结构和医疗保障制度
农村医疗服务体系从建国到1965年期间基本形成了三级预防保健网,即县医院、公社(乡镇)卫生院、村卫生室。

在这一垂直体系中,县医院和乡镇卫生院各自负责对下一级的医疗机构提供技术指导和监督。

村级卫生组织负责日常健康维护,提供基本预防保健服务。

对于村卫生室无法解决的疾病,由乡镇卫生院提供服务,乡镇卫生院由乡政府主办。

县医院主要负责治疗较为严重的疾病。

三级服务网与合作医疗、赤脚医生被世界卫生组织称为中国农村医疗卫生服务的/三大法宝0(World Bank,1989;Hsiao,1995)。

这一体系在1978年农村经济改革以后受到冲击,村级卫生组织失
去了集体经济的依托,村卫生室纷纷改变所有制形式和经营方式,村诊所的所有制形式包括村集体所有集体经营、集体所有私人承包、村医联办、个体等多种。

与此同时,随着20世纪90年代初的财政分权改革,乡镇卫生院和县医院尽管依然保持着公有制的形式,但所能得到的投入随着县乡财政的逐步恶化而恶化,农村医疗卫生机构的正常运行和发展几乎全靠自身业务收入解决(李卫平等,2003)。

政府对乡镇卫生院的投入主要包括工资和公共卫生服务补助,但来自政府拨款的工资仅相当于工资总额的13%。

县医院的收入来源结构类似,政府拨款1986年占26%,1992年这一比重为816%,随后不断下降,2004年之后仅占7%左右(顾昕、方黎明,2007a)。

由于医疗机构必须通过经营收入支付人员工资和其他成本,医院就被赋予一定的经营权,成为追求经济效益的部门。

一个基本的共识是,县乡层次政府医疗机构的运行实质上已经市场化(Eggleston,et al.,2008;王绍光,2005;朱玲,2006)。

另一方面,县乡医疗机构,特别是县级医疗机构,在追求营利的同时还保持着垄断地位。

村诊所普遍存在人员素质低下、设备匮乏等问题,只能提供最简单的服务,村诊所面临着来自其他医疗机构的竞争,却并不能给县医院带来竞争压力。

县医院在人员、医疗技术和设备方面远远超过其他两级医疗机构,即使存在乡镇卫生院等其他医疗机构,多数县医院面临的竞争压力微不足道(顾昕、
方黎明,2007b;朱玲,2006;韩俊等,2005;Eggleston,et al.,2008)。

º而且,按照传统布局,每个县通常
只有一所公立的县医院,公立医院之间也就缺乏竞争。

就民营医院带来的竞争看,总体上中国民营医院的力量十分薄弱,县乡层次民营医疗机构的发展同样是严重不足,且新农合的医保定点医院基
128
¹º
村诊所中只有915%的人拥有医师资格,卫生员占519%,绝大多数为乡村医生,占8416%。

在不具医师资格的乡村医生
中,只有316%有大专以上学历。

乡镇卫生院的人员中有中级以上职称的只有1115%。

而县医疗机构的人员素质要好得多,中级以上职称的占比为35%左右(顾昕、方黎明,2007b)。

从拥有的设备看,在一个县中,县医院通常拥有最好的设备,村诊所却十分简陋。

调查表明66%以上的村诊所固定资产低于2万元,80%的村诊所的设备在5000元以下,51%的村诊所的药品在5000元以下(韩俊等,2005)。

此外,/基于疾病0的费用更能反映治疗方式改变(如技术进步)带来的影响。

用美国数据发现,基于疾病费用度量的价格上涨幅度(价格指数)低于基于治疗费用度量的价格指数。

本上与民营医院无关(陈珞珈等,2009)。

在价格形成机制上,医疗服务的支付方式加强了县医院的垄断定价能力,当前绝大多数医疗机构均采用按服务项目收费的后付制。

在此方式下,医生对医疗消费具有较强的诱导需求能力,由此增加病人的医疗费用和医生及医院的收入。

由于政府对服务价格控制较严,药品和检查环节就成为医院收入的主要来源,这一机制在医疗费用的构成上表现为药品和检查费用占比多年来均超过80%。

¹
在政府投入不足和医疗费用不断上涨的背景下,农村的医疗保障制度却长期缺失。

农村合作医疗体系在20世纪60年代和70年代发展迅速,1958年大约有10%的村庄被合作医疗覆盖,1968年这一数字达到80%,在其发展的顶峰时期,90%以上的村都有合作医疗制度(Feng,et al.,1995; Hsio,1995)。

从20世纪80年代初开始,合作医疗逐步瓦解,到了1986年只有418%的村庄有合作医疗制度。

经济改革以来农民承受着较重的医疗负担,因病致贫已经成为农村贫困的主要原因之一。

为了给农村居民提供必要的应对健康风险的保障,从20世纪80年代后期开始政府一直努力重建合作医疗制度。

在试点的基础上,国务院2002年底颁发了5关于建立新型农村合作医疗制度的意见6,从2003年开始在全国范围内逐步推行新型农村合作医疗制度,由政府组织、引导和支持,农民自愿参加,个人、集体和政府多方筹资,以大病统筹为主。

自2003年以来,新农合在农村地区迅速推进,2004年在全国11%的县开展,2006年超过50%, 2007年底达到8515%,2007年参加新农合的农民为7126亿人,2009年中已达813亿人。

这说明,尽管新农合为一项自愿参加的制度,农民参合率却非常高。

其中不可忽视的原因是存在政府补贴,再加上有力的行政动员。

政府补贴是新农合的一项重要特征,东部地区的补贴主要来自地方政府,占全部融资的2P3,个人缴费占总筹资额的1P3左右,中西部地区的政府补贴主要来自中央政府,个人缴费占总筹资额的近1P4,而且个人融资的比重从时间趋势上看趋于下降。

从对医疗费用的补偿看,新农合以大病补偿为主,东部部分地区也补偿门诊费用,中西部地区采用门诊家庭账户形式对门诊费用进行补偿,2006年全国平均住院补偿比率为28%(胡善联等,2007)。

已有一些研究采用严格的方法对新农合的实施效果进行了评价,用中国健康营养调查数据(CHNS)的研究发现,新农合对就诊概率、住院概率都没有影响(Lei&Lin,2009),但这项研究并没有进一步分析其原因。

另有研究发现,新农合虽然增加了门诊就诊概率和住院概率,却没有降低自付的费用和医疗负担(Wa gstaff et al.,2009),而对其中的机制该研究缺乏明确的解释。

还有研究甚至发现医疗保险会增加家庭财务风险(Yip&Hsio,2009;Wagtaff et al.,2008)。

现有研究从不同角度探讨了新农合制度设计存在的问题,包括补偿规则以住院统筹为主(封进和李珍珍,2009)、报销手续繁琐、对低收入农民补贴不够(颜媛媛等,2006)等,不少文章都已指出新农合的主要受益者是医疗机构而非农民,新农合会改变医院和医生的行为,导致医疗费用上涨,医院资金状况得以改善(如Yip&Hsio,2009;顾欣和方黎明,2007a;杨金侠和李士雪,2006;孙晓筠等,2006),但尚没有严格的经验证据说明新农合是否带来了价格上涨以及会上涨到什么程度。

三、垄断市场中医疗保险的价格效应
当存在医疗保险时,消费者支付的价格低于实际价格,因而消费者的医疗负担比没有医疗保险时下降。

但这其中值得重视的是,引入医疗保险可能导致价格上涨,如此,医疗保险并非能显著地减少消费者支付的费用。

Feldstein(1970)最早指出,随着医疗保险程度的加深,医生所收的费用会增加。

随后Feldstein(1973,1971)研究了医疗保险的福利效应,医疗保险存在两个相反方向的福利效应,一个效应是保险通过降低医疗支出的不确定性改善福利,另一效应是医疗保险使得医疗价格
¹根据5中国卫生统计年鉴6(2003)2006年)提供的数据计算。

129
上升而降低福利。

但他并未将这一理论模型化。

Chiu(1997)首次将医疗保险导致的价格上涨和对福利的影响模型化,其结论表明医疗保险的引入会降低消费者福利,但该模型假设了医疗服务供给完全没有弹性,而这并不被经验证据所支持。

Vaithianathan (2006)修正了Chiu 的假设,假设了不完全竞争的医疗市场,采用古诺模型,当边际成本较低时得到和Chiu (1997)相同的结论。

W right (2006)刻画了垄断市场的情形,具有垄断力量的私人医院首先决定价格和质量,而后消费者决定是否就诊,基于此推导了医疗保险引入对价格和质量的影响以及对消费者医疗需求的影响。

参照Wright(2006)的模型,根据新农合特征,我们先从理论上推导出新农合对医疗价格的影响。

价格的决定与医疗供给市场结构有关,村诊所和县医院处的市场地位不同,村诊所数量较多且分布密集,竞争性较强;县医院由于拥有资源多、数量较少,具有一定的垄断地位。

当医疗供给方处于竞争性较强的市场中,其自身没有价格决定能力时,医疗价格取决于提供医疗服务的边际成本,因而引入新农合后,如果市场提供服务的边际成本不变,则新农合并不会改变村诊所的价格。

当医疗供给方具有垄断定价能力时,医疗保险的引入将会改变供给方的行为,县医院即这种情况。

下面讨论医疗供给方为垄断厂商的情形。

首先做如下假设:
(1)社会中总人数为N P Q ,每个人生病的概率都为Q ,则某一时刻全部生病人数为N ;(2)设保费为A =0,则所有人都购买保险,保险后可以报销比率为k (0[k <1)的医疗费用;¹
(3)生病个体的财富为w i ,w i 服从[0,W ]上的均匀分布,W 为常数;(4)医院提供医疗服务的边际成本不变。

医院和消费者的决策过程为,第一步,医院具有垄断力量,可以决定医疗价格p ,此处不考虑质量的决定,假设质量一定;º第二步,在已知价格p 的基础上,消费者决定是否去医院看病。

从后往前求解,先求解第二步哪些消费者选择看病。

消费者的效用函数为:
U (x ,H )=V (x )+H
(1)
其中,x 为消费,V (x )为严格凹函数。

H 为健康水平,生病时H =H ,治疗后健康恢复到H = H 。

设V (x )=ln x 。

当满足ln(w i -(1-k )p )+ H >ln(w i )+H 时,则消费者选择看病。

此处价格指基于疾病度量的医疗费用。

设h = H -H 且h >0,可得:
w i \H (1-k )p ,H >1
(2)
其中,H =e h
P (e h
-1)。

»
(2)式说明已参加保险的人中超过此财富w i 的才会选择去就医。

设决定就
诊的人数为n ,则有:
n =Pr(w i \H (1-k )p )#N =(1-H (1-k )p P W )N
(3)
(3)式可以写成逆需求函数形式:
p =(1-n N )
W (1-k )H
(4) 第一步,医院利润最大化决策为:
max n
P =(p -c )#n =[(1-n N )W
(1-k )H
-c ]#n (5)
其中c 为提供服务的边际成本。

¼
由最大化问题的一阶条件可得:
130
¹º»¼
一般而言,边际成本相对于W 较小,满足H (1-k )c <W ,此条件也是保证下面n *>0的条件。

这里满足w i -(1-k )p >0,保证上面ln(w i -(1-k )p )有意义。

为了将分析聚焦在医疗价格上,这里假设医疗质量一定。

计算表明,在模型中引入医疗质量的决策,并不改变现有模型的结论。

由于篇幅所限,此处未推导。

此处根据新农合的特征做了简化,假设保险基金来源于政府补贴,通过其他税收保持预算平衡,因而不考虑消费者是否参加保险的决策。

n *
=
1-
c (1-k )H W #
N
2
(6)p
*
=12W
(1-k )H +c
(7)
对(6)式和(7)式的比较静态分析可以得到:
5n *
5k >0且n *<N
2
(8)5p
*
5k
>0(9)
上述结果表明,引入医疗保险,就诊人数会增加,但即使有医疗保险,只要不是全部保险,则仍
然有相当比重的人生病后不会去就诊,他们是收入较低的群体。

¹
这是因为有垄断力量的医院同时
提高了医疗价格,而且随着保险报销比率k 上升,医疗价格会随之上升。

四、价格效应的估计方法
上述理论结果在现实中是否出现?现实中医疗价格在多大程度上抵消了医疗保险的效果?为此,我们比较新农合试点和非试点村(县)的医疗价格。

鉴于村诊所和县医院的垄断地位不同,我们分别考察村诊所价格和县医院价格。

将试点地区试点前后的医疗价格简单对比显然不能说明价格差异是否是由于新农合导致,为此用非试点地区作为对照组。

为去除两类地区间系统性差异,采用倍差法比较两类地区新农合政策引入前后价格变化的差异。

但倍差法的假设是两类地区如果没有新农合政策,其价格变化的趋势是一致的,这就要求试点县的选择具有随机性或者能够控制可能存在的偏误。

首先,新农合作为一项全国性而非地区性政策在各省市自治区推广,试点县究竟如何选取并没有明确的规则,当选择性主要来自于未观测的固定效应时,采用面板数据可消除这一选择性偏误,
当选择性由可观测因素导致,则通过控制可观测变量可以在很大程度上消除偏误。

º其次,另一可
能的问题是联立性偏误,医疗价格变化和是否为试点地区有可能是互为因果,如因为某一地区医疗价格上涨比较快(或比较慢),这一地区更容易成为试点县。

所幸我们的数据有较长的时间跨度,因而我们仍然可以采用DID 的方法检验新农合试点之前两类地区的价格变化是否存在差异,如果不存在差异,则新农合与医疗价格之间并不存在联立性问题。

再次,需要排除其他政策的影响。

就其他农村医疗卫生体制改革看,这类改革相对滞后,且由于财政分权的安排,主要由地方政府推进(李卫平等,2003)。

即使存在这类地区性改革,也不会正好与新农合试点完全重合,通过控制可观测的地区变量和地区固定效应可以排除地区性政策可能的影响。

而在2003)2006年前后并没有新出
台的其他全国性的农村政策。

»此外,我们还采用了报销比率变量,这一度量是新农合特有的
,不会
反映其他政策的影响。

为此,我们首先比较各个时期实验组(试点地区)和对照组主要特征值在统计上的差异,二者差
131
¹º»
就全国范围内的农村改革政策看,新农村建设在2005年10月的十六届五中全会提出,但其实施主要在2007年前后。

农
村养老保险制度改革具有较大的地区差异,全国范围内的改革在2009年。

农村税费改革制度在2001年推出。

最近的与农村劳动力转移有关的政策变化是在20世纪90年代末,1997年的5乡镇企业法6,促进了农村劳动力就地转移,1998年取消了农民工暂住费等7项管理费,降低了劳动力转移成本。

医疗政策方面,药品集中招标采购政策、5乡村医生从业管理条例6,以及2005)2006年期间国家发展与改革委员会对医疗价格的一系列监管都将影响医疗价格,但这些政策的实施在试点县和非试点县同时进行,并不是依赖于新农合政策试点。

我们也尝试了采用配对方法(propens ity score matc hing),但由于样本量较小,配对方法的适用性并不好。

二分之一是不去看病的人所占比重的下限,且不受收入分布假设的影响,这是垄断市场假设下的结果。

异越小则可比性越好。

为控制两类地区可观测的差异,我们采用基于回归方法的DI D 模型,并采用面板固定效应模型,消除两类地区不可观测且不随时间变化的差异,如地理位置、到县乡的距离、医疗消费习惯等等(Meyer,1995)。

回归方程为:
log(y it )=X it B +C ncms i *post +x t +f i +u it
(10)
其中,y it 为i 地区(村或县)t 时期的医疗价格,根据理论模型,分为村诊所价格和县医院价格;ncms i 指i 地区是否为试点地区(村或县),是则为1,否则为0;post 为政策引入时期,新农合试点之前为0,试点之后为1;x t 为时间趋势,用于控制不同时期农村经济社会环境的变化;f i 为不随时间变化的固定效应,如地理位置和其他社会习俗方面的差异。

此外还控制一系列地区特征X it ,包括经济发展程度、医疗服务供给情况、其他医疗保险的覆盖率平均年龄、健康状况、教育程度、职业情况、劳动力转移等。

其中估计的系数^C 表示倍差法的结果,即在控制了地区特征和其他政策环境的影响后,两类地区医疗价格变化的差异,这一差异即是新农合的效果。

进一步检验报销比率的影响,仍然采用DID 的思想,将(10)式中的变量ncms i 换成表示报销比率的连续变量rate i 。

在非试点县,这一变量取值为0,在试点县,这一变量取值为所在地区的报销比率。

所估计的系数^C c 表示新农合不同报销比率对价格的影响,即:
log(y it )=X it B c +C c rate i *post +x c t +f c i +u c it
(11)
五、数据、变量及地区间比较
我们采用中国健康营养调查数据(CHNS)1997年、2000年、2004年和2006年四个时期的数据,样本单位为村或县。

有效样本中,1997年有128个村,2000年有143个,其他年份有145个。

1997
年和2000年有48个县,2004年和2006年有54个县。

¹1997年和2000年为试点之前的时间。

样本
中,16%的村在2004年有新农合,49%的村在2006年有新农合,且分布在全国各省。

调查所涉及的各省的情况见表1。

2006年有新农合的村参与率为67%。

在回归中,将2006年视作试点之后的
时期。

º除新农合外,有些个体还有其他医疗保险,1997年平均有618%的个体拥有其他医疗保险,
这一比重逐年增加,到2006年有1016%的个体有其他医疗保险。

表1
各地区新农合试点村占比及门诊和住院报销比率均值(%)
辽宁
黑龙江江苏山东河南湖北湖南广西贵州试点村占比716350563168213156门诊报销 123541180004051住院报销
38
55
44
38
18
43
70
40
36
就新农合报销比率看,个人问卷中询问了医疗保险的门诊报销比率和住院报销比率,我们取参加新农合的个体汇报的报销比率在村或县层面上的平均值,作为该村或县新农合实施的报销比率。

表2的统计结果显示,各地区2006年实施了新农合的县,住院的报销比率均值高于门诊,在中部的三个省份仅仅报销住院费用,而不报销门诊费用。

这与实际情况基本一致,绝大部分西部地区采用住院统筹加门诊家庭账户的模式,东部地区一般采用的是住院和门诊均报销一定比率,中部地区大
132
¹
º
在以县为单位的统计和回归中,将2006年该县有2P 3以上的村有新农合定义为该县为有新农合的县。

CHNS 数据每个县
调查4个村,样本中41%的县所有村均汇报有新农合,46%的县所有村均汇报没有新农合,只有6%的县是2个村汇报有,2个村汇报没有,7%的县是1个村汇报没有,3个村汇报有。

所以绝大多数县都能确定是否试点了新农合。

上述设定对结果没有影响。

将2004年作为试点之后的时期,不改变结果的显著性,只是系数大小有差异。

这里的处理是考虑到新农合对价格的影响
不是很快就能显现。

2006年有效样本中没有的村,如果其他年份有,则这些样本也去除了,这是因为无法判断这些村是否有新农合。