蒲垣均，劉曉彤，于康一，王凌霄，張?zhí)煳?，?宇

(天津中醫(yī)藥大學(xué)管理學(xué)院 ，天津 300000)

隨著社會的發(fā)展，人們的健康意識不斷提高，對醫(yī)療服務(wù)的需求也日益增加，同時我國社會老年人口比重日趨增大，社會老齡化現(xiàn)象較為嚴(yán)重，老年人的醫(yī)療問題也是社會關(guān)注的熱點(diǎn)問題之一，這不僅因?yàn)槔夏耆耸巧鐣械娜鮿萑后w，更因?yàn)槔夏耆说木歪t(yī)問題涉及千家萬戶的幸福安寧，因此我們應(yīng)該對老年人就醫(yī)問題給予更多關(guān)注，使老年人的就醫(yī)選擇和就醫(yī)環(huán)境能夠得到某種程度的改善。

近年來，國家鼓勵發(fā)展民營醫(yī)院，醫(yī)療機(jī)構(gòu)數(shù)量有所增加，但我國存在著醫(yī)療資源利用不合理的情況，“大醫(yī)院人滿為患，醫(yī)療資源浪費(fèi)在常見病的治療上，患者把大量的時間和金錢耗費(fèi)在排隊(duì)和等候上，小醫(yī)院處于低水平運(yùn)轉(zhuǎn)狀態(tài)，醫(yī)療資源閑置，結(jié)果是大醫(yī)院不斷膨脹，小醫(yī)院無法留住病人”［1］。因此，研究老年人的就醫(yī)選擇行為不僅對改善我國老年人的健康狀況有利，也為提高我國衛(wèi)生資源的利用率做出努力。本文將通過建立二元Logistic模型，從個體特征、醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征兩大方面展開研究。

一、數(shù)據(jù)來源與樣本基本特征

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于天津市南開區(qū)、和平區(qū)、河西區(qū)、紅橋區(qū)、北辰區(qū)、西青區(qū)、河北區(qū)等7個社區(qū)老年人的現(xiàn)場問卷調(diào)查。調(diào)查對象是上述社區(qū)60歲以上的老年人，其中包括一小部分農(nóng)村戶口的居民。在調(diào)查過程中，由接受過培訓(xùn)的小組成員隨機(jī)在社區(qū)、公園內(nèi)選取60歲以上的老年人進(jìn)行一對一的問卷填寫，內(nèi)容包括個體特征和醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征兩大部分。共發(fā)放問卷244份，最終回收有效問卷235份。所收集信息對老年人就醫(yī)選擇行為具有一定的代表性。

(二)樣本基本特征

1．老年人的個體特征

在235位被訪者中，女性有133名，占主體的53．6%，男性有102名，占主體43．4%;戶籍所在地為城鎮(zhèn)的占主體76．2%;婚姻狀況為有配偶的占主體58．3%;文化程度為高中以上的占主體45．1%;家庭月收入為2 000元以上占主體48.5%;其中，無子女供養(yǎng)的老年人占主體57.9%;沒有醫(yī)保的占主體24．3%;有養(yǎng)老保險的占主體71．9%;患有慢性病的老年人占主體72.3%;離非社區(qū)醫(yī)院距離不足1～2公里占主體34．9%。

2．醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征

49．4%的人認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)態(tài)度好;89．8%的人認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)院的口碑較好;69.8%的人認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的設(shè)備和設(shè)施較好;63%的認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)生的職稱和經(jīng)驗(yàn)較好;只有14．9%的人認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)院就診時間比較短。

二、模型與變量

(一)模型設(shè)定

根據(jù)研究內(nèi)容，我們將老年人的就醫(yī)選擇行為分為選擇社區(qū)醫(yī)院與非社區(qū)醫(yī)院，是一個［0，1］二分類變量，“二元Logistic模型是對被解釋變量是二分類變量進(jìn)行多元回歸分析的有效模型。”［2］“Logistic模型的形式如下

其中，β0稱為常數(shù)項(xiàng)或截距，β1，β2，…，βm稱為模型的回歸系數(shù)。”［3］P(y)表示被解釋變量的發(fā)生概率，在本文中具體指選擇非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)和選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)的概率。

(二)變量選擇與說明

本文以老年人對首診機(jī)構(gòu)的選擇為因變量(Y)，取值為0、1(非社區(qū)醫(yī)院定義為Y=0，社區(qū)醫(yī)院定義為Y=1)，解釋變量選擇主要分為個體特征、醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征兩大類，其中每大類變量又含若干變量，共計16個解釋變量，分別為性別(X1)、戶籍所在地(X2)、婚姻狀況(X3)、文化程度(X4)、家庭平均月收入(X5)、是否子女供養(yǎng)(X6)、是否有醫(yī)保(X7)、是否有養(yǎng)老保險(X8)、健康狀況(X9)、離非社區(qū)醫(yī)院距離(X10)、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度(X11)、非社區(qū)醫(yī)院口碑(X12)、非社區(qū)醫(yī)院設(shè)備和設(shè)施(X13)、非社區(qū)醫(yī)生的職稱和經(jīng)驗(yàn)(X14)、非社區(qū)醫(yī)院就診時間(X15)、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用(X16)。經(jīng)過多次擬合試驗(yàn)，我們首先將所有影響因變量的解釋變量都帶入模型進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，將對因變量影響不顯著的解釋變量剔除，然后繼續(xù)檢驗(yàn)，直到解釋變量對因變量的影響檢驗(yàn)為顯著為止，結(jié)果表明，一些變量對老年人就醫(yī)選擇行為影響不顯著，因此不全部引入模型，最終選擇以下變量作為解釋變量:家庭平均月收入(X5)、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度(X11)、非社區(qū)醫(yī)院口碑(X12)、非社區(qū)醫(yī)院就診時間(X15)、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用(X16)。

三、計量檢驗(yàn)

本研究利用SPSS19．0軟件對模型進(jìn)行了估計，本文對樣本采用Enter方式進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，用最大似然法進(jìn)行參數(shù)估計，“最大似然法的基本思想是先建立似然函數(shù)與對數(shù)似然函數(shù)，再通過使對數(shù)似然函數(shù)最大求解相應(yīng)的參數(shù)值，所得到的估計值稱為參數(shù)的最大似然估計值”［4］。

四、檢驗(yàn)結(jié)果與解釋

(一)模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)

為了判斷Logistic回歸方程有無意義，我們針對步驟、模塊和模型開展了模型系數(shù)的綜合性檢驗(yàn)，對模型進(jìn)行Omnibus Tests of Model Coefficients(模型系數(shù)的混合檢驗(yàn))，可得出表1所示結(jié)果，取顯著性水平為0．05，自由度為df=5，在Excel中的任意單元格輸入公式“=CHIINV(0．05，5)”，查出卡方臨界值為 11．070，檢驗(yàn)中得出的卡方值274．784 ＞11．070，sig值小于 0．05，因此回歸方程有意義。

表1 模型系數(shù)的綜合檢驗(yàn)

(二)模型擬合度檢驗(yàn)

我們需要對模型進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)，以此來判斷該模型對我們要探究的問題的預(yù)測效果如何，因此進(jìn)行了以下多次擬合度檢驗(yàn)，根據(jù)多次擬合檢驗(yàn)可以看出，模型擬合度較好，對于探究影響老年人就醫(yī)選擇行為的因素的預(yù)測率較高，預(yù)測效果較好。

1．最大似然對數(shù)值檢驗(yàn)

我們得出Cox＆Snell R2和Nagelkerke R2的值分別為0．689和0．922，這兩個數(shù)值越接近1，說明擬合度越好，由此可以看出模型的擬合度還是不錯的。

2．Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)

由于似然函數(shù)①是一種關(guān)于統(tǒng)計模型參數(shù)的函數(shù)，給定輸出x時，關(guān)于參數(shù)θ的似然函數(shù)L(θ/x)(在數(shù)值上)等于給定參數(shù)θ后變量x的概率:L(θ/x)=P(X=x/θ)。的自然對數(shù)值對樣品數(shù)目很敏感，作為補(bǔ)充和參照，我們進(jìn)行了Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的檢驗(yàn)方法與常規(guī)檢驗(yàn)不同，要求卡方值低于臨界值，sig值高于顯著性水平才認(rèn)為模型擬合度較好，依然取顯著性水平為0．05，自由度變?yōu)閐f=8，用上面同樣的方法在Excel中查出卡方臨界值為15．507，我們得出的卡方值為0.538 ＜15．507，sig=1．000 大于 0．05，因此 Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)可以通過。表2為對應(yīng)于Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)的列聯(lián)表，該表要求觀測值(observed)與期望值(expected)逐漸趨于接近為好，從表中可以看出，相應(yīng)于首診機(jī)構(gòu)=0，其觀測值逐漸減小到0，期望值逐漸減小到0．003，與觀測值趨于接近，首診機(jī)構(gòu)=1的觀測值逐漸增大到15，期望值逐漸增大到14．997，也與觀測值逐漸接近，根據(jù)這個列聯(lián)表也可以看出Hosmer-Lemeshow檢驗(yàn)較理想，模型整體擬合效果較好。

表2 Hosmer和Lemeshow檢驗(yàn)的隨機(jī)性

3．預(yù)測結(jié)果分類表

經(jīng)過迭代運(yùn)算，我們得到表3分類表，從表中可以看出首診機(jī)構(gòu)=0觀測值有128例，預(yù)測值有122例，預(yù)測失敗了6例，預(yù)測正確率為95．3%，首診機(jī)構(gòu)=1觀測值有107例，預(yù)測值有103例，失敗了4例，預(yù)測正確率為96．3%，整個模型總的預(yù)測正確率為95．7%，因此可以說模型預(yù)測效果較好。

(三)結(jié)果與建模

最后我們得出表4最終方程中的變量，B對應(yīng)的為最終模型參數(shù)估計值，S．E．為標(biāo)準(zhǔn)誤差，從sig值可以看出，以下影響老年人就醫(yī)選擇行為的因素的sig值都小于0．05，因此可以說家庭平均月收入、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度、非社區(qū)醫(yī)院口碑、非社區(qū)醫(yī)院就診時間、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用這5項(xiàng)對老年人就醫(yī)選擇行為影響是較為顯著的?？梢缘贸鼍唧w模型如下:

表3 分類表a

表4 方程中的變量

1．個體特征對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

在個體特征中只有家庭平均月收入對老年人就醫(yī)選擇行為有影響。家庭平均月收入與老年人是否愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)呈正相關(guān)，家庭收入越高的越愿意選擇非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)，而收入越低的人越愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)。通過Wald檢驗(yàn)得出家庭平均月收入對就醫(yī)選擇行為的影響顯著水平為0．000。由此可看出，影響非常顯著。據(jù)問卷調(diào)查顯示，平均月收入2 000元以上的共有114人，其中僅有2人選擇的首診機(jī)構(gòu)為社區(qū)醫(yī)院，家庭平均月收入2 000元以下的共有121人，選擇非社區(qū)醫(yī)院作為首診機(jī)構(gòu)的只有14人。

2．醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

(1)非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度與老年人是否愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)呈負(fù)相關(guān)，非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度越好老年人越愿意選擇非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)而不選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)，通過Wald檢驗(yàn)得出非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度對老年人就醫(yī)選擇行為影響的顯著性水平為0．000，影響顯著。在發(fā)放問卷過程中有部分老年人表示選擇就診機(jī)構(gòu)時會考慮醫(yī)療機(jī)構(gòu)醫(yī)務(wù)人員的服務(wù)態(tài)度，因服務(wù)態(tài)度會影響人的心情。

(2)非社區(qū)醫(yī)院口碑對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

非社區(qū)醫(yī)院口碑與老年人是否愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)呈負(fù)相關(guān)，非社區(qū)醫(yī)院口碑越好老年人越愿意選擇非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)而不選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)，通過Wald檢驗(yàn)得出非社區(qū)醫(yī)院口碑對就醫(yī)選擇行為影響的顯著性水平為0．009，影響顯著。

(3)非社區(qū)醫(yī)院就診時間對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

非社區(qū)醫(yī)院就診時間與老年人是否愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)呈負(fù)相關(guān)，非社區(qū)醫(yī)院就診時間越長老年人越愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就診，通過Wald檢驗(yàn)得出就診時間對就醫(yī)選擇行為影響的顯著水平為0．003，影響顯著。據(jù)問卷調(diào)查顯示，認(rèn)為非社區(qū)醫(yī)院就診時間短的有39人，長的有126人，剩余70人認(rèn)為就診時間一般。

(4)非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用對老年人就醫(yī)選擇行為的影響

非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用的高低與老年人是否愿意選擇社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)呈負(fù)相關(guān)，非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用越高老年人越傾向于去社區(qū)醫(yī)院就診，通過Wald檢驗(yàn)得出醫(yī)療費(fèi)用高低對就醫(yī)選擇行為影響的顯著水平為0．004，影響顯著，醫(yī)療費(fèi)用的高低與老年人選擇就醫(yī)機(jī)構(gòu)有很大聯(lián)系，一些收入較低或者沒有醫(yī)保的人就會被迫選擇在社區(qū)醫(yī)院就診，并且在發(fā)放問卷過程中我們發(fā)現(xiàn)，一些老年人會去大醫(yī)院臨診，去社區(qū)醫(yī)院治療，這也與一些大醫(yī)院收費(fèi)較高有關(guān)系。

五、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

模型結(jié)果顯示，對老年人就醫(yī)選擇行為影響較顯著的有家庭平均月收入、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度、非社區(qū)醫(yī)院口碑、非社區(qū)醫(yī)院就診時間、非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)療費(fèi)用等5項(xiàng)因素，正如前面分析的一樣，我們從個體特征來看，家庭平均月收入的高低對老年人就醫(yī)選擇行為影響較為顯著;從醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征來看，非社區(qū)醫(yī)院醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度的好壞也會對老年人就醫(yī)選擇行為產(chǎn)生影響，一些非社區(qū)醫(yī)院雖然級別較高，但因?yàn)槠洳∪溯^多，醫(yī)務(wù)人員每天工作量較大，因此其服務(wù)態(tài)度與社區(qū)醫(yī)院相比較差;部分非社區(qū)醫(yī)院口碑較好，配置較完善，醫(yī)療資源也較為豐富，因此人們都愿意選擇級別較高的非社區(qū)醫(yī)院就診，造成這些醫(yī)院醫(yī)療資源一定程度的匱乏，同樣這樣的就醫(yī)選擇一定程度上造成了小醫(yī)院(或社區(qū)醫(yī)院)醫(yī)療資源相對過剩而浪費(fèi)的現(xiàn)象較為普遍;不僅如此，由于多數(shù)患者選擇大醫(yī)院就醫(yī)，也造成了大醫(yī)院因待診時間過長致使其效率低下;級別較高的醫(yī)院雖然技術(shù)水平較高、醫(yī)療資源較好，但收費(fèi)也較高，就使得一些收入較低的老年人在患了嚴(yán)重的疾病后由于費(fèi)用問題不能及時得到醫(yī)治。

(二)建議

研究結(jié)果顯示，在235位調(diào)查對象中，有128人選擇非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)，占總數(shù)的54．5%，可見，超過50%以上的老年人選擇了非社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)。但在我們的調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，老年人所患的疾病多數(shù)是慢性病、常見病，一般情況下在社區(qū)醫(yī)院就可以得到很好的治療。如果能讓這些患有慢性病、常見病的老年人在社區(qū)醫(yī)院就診，既可以緩解大醫(yī)院醫(yī)療資源短缺和就診時間過長等問題，也可以使社區(qū)醫(yī)院的衛(wèi)生資源得到充分利用，因此我們提出以下相關(guān)建議。

首先，完善社會保障制度。加強(qiáng)對低收入老年人的社會救濟(jì)或者加大社區(qū)醫(yī)院醫(yī)保報銷比例，使得這些老年人能夠在社區(qū)醫(yī)院得到很好的救治。其次，對非社區(qū)醫(yī)院而言，不僅要提升醫(yī)療技術(shù)水平，更要改善醫(yī)務(wù)人員服務(wù)態(tài)度，非社區(qū)醫(yī)院在對醫(yī)務(wù)人員進(jìn)行考核評價時不僅要考核其專業(yè)技術(shù)水平，也應(yīng)考核其整體素質(zhì)和醫(yī)德水平，從而樹立良好醫(yī)院形象。第三，增加政府投資，改善社區(qū)醫(yī)院就醫(yī)環(huán)境，更新社區(qū)醫(yī)院設(shè)備、設(shè)施;加強(qiáng)對社區(qū)醫(yī)務(wù)人員的培訓(xùn)，提高其業(yè)務(wù)水平;加大對社區(qū)醫(yī)院的宣傳力度，使人們對社區(qū)醫(yī)院有清楚的了解和正確的認(rèn)識，為非社區(qū)醫(yī)院分散患者，減輕非社區(qū)醫(yī)院壓力。

［1］ 肖流．大醫(yī)院虛火升高小醫(yī)院底氣不足［J］．醫(yī)院管理論壇，2004，2(88):23．

［2］ 田興國．基于二元Logistic模型農(nóng)民的現(xiàn)代遠(yuǎn)程教育培訓(xùn)意愿研究［J］．南方農(nóng)業(yè)學(xué)報 ，2012，43(6):886－890．

［3］ 李康．醫(yī)學(xué)統(tǒng)計學(xué)［M］．6版．北京:人民衛(wèi)生出版社，2013:125．

［4］ 陳勝可．SPSS統(tǒng)計分析從入門到精通［M］．3版．北京:清華大學(xué)出版社，2015:249．