李 云 蕾

(中國社會科學(xué)院 人口與勞動經(jīng)濟所，北京 100000)

我國老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素

李 云 蕾

(中國社會科學(xué)院 人口與勞動經(jīng)濟所，北京 100000)

利用CHARLS 2011年全國基線調(diào)查數(shù)據(jù)，借鑒Andersen的醫(yī)療服務(wù)利用模型，實證分析我國60歲以上老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素，分別考察城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人在門診和住院服務(wù)利用的不同行為模式。結(jié)果表明，在門診利用上，健康狀況和城鄉(xiāng)差異是影響就診概率和門診支出的顯著因素；在住院利用上，個人收入和地區(qū)差異顯著影響老年人住院概率和支出。因此，醫(yī)療衛(wèi)生政策應(yīng)致力于提高老年人疾病認(rèn)知和慢性病防治能力；關(guān)注城鄉(xiāng)以及地區(qū)之間的醫(yī)療資源分布；以低收入高齡老人作為政策主要作用對象，對符合政策規(guī)定的低收入老年人給予補貼。

老年人； 醫(yī)療服務(wù)； 兩部門模型

一、引言

2010年第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，我國60歲及以上老年人口占總?cè)丝诘?3.3%，到2015年的全國1%人口抽樣調(diào)查時，這一比例上升至16.2%，老年人口規(guī)模超過2.2億。根據(jù)聯(lián)合國標(biāo)準(zhǔn)，我國進入了快速老齡化時期。在經(jīng)濟尚不發(fā)達、社會保障尚不完善的背景下，快速老齡化帶來了健康、養(yǎng)老、醫(yī)療等一系列問題。根據(jù)2003年、2008年和2013年的國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，65歲及以上老年人兩周患病率逐步上升，分別為33.8%、46.6%、62.2%，為全體居民兩周患病率的2.3～2.5倍。隨著老年人醫(yī)療服務(wù)需求的增加，研究老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素，將有助于更好地滿足老年人的醫(yī)療需求，進一步推動醫(yī)療體制改革。

Andersen[1]于1968年提出醫(yī)療服務(wù)利用的行為模型，研究影響家庭或個人使用醫(yī)療服務(wù)的因素，將其歸納為三類：先決變量、使能變量以及需要變量。先決變量是影響人們使用醫(yī)療服務(wù)的前提條件，包括年齡、性別、職業(yè)、種族、婚姻及受教育情況等；使能變量是保證人們得到醫(yī)療服務(wù)的必要因素，包括個人或家庭收入、有無醫(yī)療保險、到達醫(yī)療機構(gòu)的時間和費用等；需要變量是衡量個人醫(yī)療服務(wù)需求的健康指標(biāo)，包括自評健康、慢性病狀況、疾病嚴(yán)重程度等變量。

此后，有關(guān)醫(yī)療服務(wù)利用的實證研究越來越多。關(guān)于先決變量的研究，kunkel[2](1994)把年齡效應(yīng)分為兩種，一種是健康風(fēng)險效應(yīng)，即隨著年齡增加，患病概率增加，對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的利用也會增加；另一種是生命周期效應(yīng)，即相對于年輕人，老年人的健康資本投資回報率較低，對醫(yī)療服務(wù)的需求和利用會減少。受教育程度提高會增加收入從而增加醫(yī)療服務(wù)需求和利用，但教育也會通過提高消費者對健康知識的了解從而增加健康投入品的產(chǎn)出效率(kunkel[3],1991a)，可能會減少醫(yī)療服務(wù)利用率和醫(yī)療支出。

關(guān)于使能變量的研究，有些研究認(rèn)為收入對醫(yī)療服務(wù)利用率的影響很大，Newhouse[4](1977)的研究發(fā)現(xiàn)，在13個國家的人均醫(yī)療支出變化中，90%均由收入來解釋；也有研究發(fā)現(xiàn)，收入和醫(yī)療服務(wù)利用之間沒有顯著聯(lián)系(Magnus Lindelow[5],2003)。醫(yī)療保險可以有效降低醫(yī)療服務(wù)利用的金額及自付比例，有助于增加對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的利用(Michael[6]，1997),但如果沒有有效的費用控制機制，醫(yī)保就會導(dǎo)致醫(yī)療支出的上漲(Newhouse[7],2001)。Sahn[8](2003)認(rèn)為醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量、醫(yī)療服務(wù)價格及其可獲性是農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用類型選擇的影響因素。

關(guān)于需要變量研究，健康狀況是醫(yī)療服務(wù)需求的決定因素(Deb&Triverdi[9],1997)，幾乎所有研究發(fā)現(xiàn)疾病嚴(yán)重程度與醫(yī)療服務(wù)利用之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系。

近年來，國內(nèi)學(xué)者對我國醫(yī)療服務(wù)利用進行了研究。(2015)封進[10]在老齡化背景下，考察城鄉(xiāng)居民的年齡效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)城市居民年齡增加顯著影響著人均醫(yī)療支出的增加，但這一趨勢在農(nóng)村并不明顯。收入對醫(yī)療消費的影響存在直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表現(xiàn)為隨著收入水平提高，醫(yī)療支出也隨之增加；間接效應(yīng)表現(xiàn)為收入下降導(dǎo)致健康水平下降，使得醫(yī)療支出增加，低收入農(nóng)民面臨雙重效應(yīng)時，結(jié)果可能是健康狀況進一步惡化(封進[11]，2006)。醫(yī)保制度增加了中國老年人的就醫(yī)程度和及時就醫(yī)率，減輕了老年人的醫(yī)療負(fù)擔(dān)(劉國恩等[12]，2011)，享受醫(yī)保的城鎮(zhèn)老年人總醫(yī)療支出比無醫(yī)保的老年人高28%～37%(黃楓、甘梨[13]，2010)。有關(guān)貧困地區(qū)農(nóng)戶的醫(yī)療服務(wù)需求(李曉敏等[14]，2009)的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭成員健康狀況、是否有家庭成員患大病等健康因素對其醫(yī)療服務(wù)利用的決策起到關(guān)鍵作用。

總的來說，國內(nèi)外學(xué)者對醫(yī)療服務(wù)利用的研究給予了很多關(guān)注，現(xiàn)有文獻一般采用醫(yī)療利用率和醫(yī)療支出作為考察居民醫(yī)療服務(wù)需求的指標(biāo)，通過分析不同群體對不同醫(yī)療服務(wù)類型的利用，為滿足居民醫(yī)療服務(wù)需求、制定公共衛(wèi)生政策提供依據(jù)。本文在現(xiàn)有文獻基礎(chǔ)上，分析影響老年人醫(yī)療服務(wù)利用的經(jīng)濟和非經(jīng)濟因素，考察老年人患病后是否進入醫(yī)療服務(wù)市場以及進入醫(yī)療市場后醫(yī)療支出的決策因素，得到老年人醫(yī)療服務(wù)利用的行為模型，為老年人醫(yī)療改革和健康發(fā)展提供政策建議。

二、研究方法

在分析老年人的醫(yī)療服務(wù)利用模型時，由于存在大量零醫(yī)療支出，傳統(tǒng)的線性回歸方法不再適用，因為不符合模型的殘差項服從正態(tài)分布這一假設(shè)，容易出現(xiàn)樣本選擇偏差。因此對醫(yī)療支出的估計往往采用beckman兩階段法和兩部門模型，在經(jīng)過大量實證分析后發(fā)現(xiàn)，使用兩部模型法來處理零醫(yī)療支出問題優(yōu)于使用beckman兩階段法(Duan et al.,1983，1984；Manning et al.,1987;Leung and Yu,1996)。兩部門模型將個體的醫(yī)療服務(wù)利用行為分成兩個階段，第一階段分析個體是否就醫(yī)，一般采用概率模型；第二階段分析在有醫(yī)療支出的前提下，醫(yī)療支出水平的決定因素，一般采用線性模型。由于老年人的門診服務(wù)和住院服務(wù)利用行為差異較大，本文采用兩部門模型分別對老年人門診和住院服務(wù)利用進行分析。具體模型如下。

模型一：門診概率模型。該模型反映的是個體在既定時間內(nèi)發(fā)生門診支出的概率，假設(shè)xi為第i個個體的特征變量，方程表示為：

I1i=xiδ1+ε1i

(1)

如果I1i>0,則表示門診支出為正，反之，門診支出等于0，ε1i～N(0,1)。該部分以全部樣本為研究對象，考察老年人是否接受門診治療的影響因素，因變量為0-1變量，采用二元Probit模型回歸。

模型二：門診支出模型。該模型是在門診支出非零的情況下，考察影響老年人門診支出水平的因素，方程表示為：

ln(MED1iI1i>0)=xiδ2+ε2i

(2)

模型三：住院概率模型。該模型反映個體在既定時間內(nèi)發(fā)生住院支出的概率，研究老年人是否接受住院治療的影響因素，表達式為：

I2i=xiδ3+ε3i

(3)

ε3i～N(0,1)，因變量為0-1變量，采用Probit進行回歸。

模型四：住院支出模型。該模型反映的是在有正住院支出的情況下，影響支出水平的決定因素，是對住院支出的對數(shù)線性回歸：

ln(MED2iI2i>0)=xiδ4+ε4i

(4)

三、數(shù)據(jù)和變量描述性分析

本文研究數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)“中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)”2011年全國基線調(diào)查，該調(diào)查采取多階段抽樣，從全國30個省級行政單位內(nèi)隨機抽取150個區(qū)縣，450個村和社區(qū)，覆蓋10000戶家庭，包含17587個有效樣本。本文研究的是老年人醫(yī)療服務(wù)利用情況，對主要變量進行篩選后，獲得60歲以上的居民樣本7087個。

本文被解釋變量為門診服務(wù)利用率，定義為“最近一月是否看過門診”，門診支出是指“最近一月門診的費用支出”，住院服務(wù)利用率是指“過去一年是否住過院”，住院費用支出為“過去一年住院支出的總費用”。在全部樣本中，有20.2%的老年人在最近一月前往醫(yī)療機構(gòu)看過門診，接受門診服務(wù)的患者平均醫(yī)療支出為162.15元，而在過去一年中有12.7%的老年人住過院，且住院的平均醫(yī)療費用為1072.47元。

根據(jù)Andersen的醫(yī)療服務(wù)利用模型，結(jié)合本文所采用數(shù)據(jù)特點以及微觀老年人的特征，本文選擇的先決變量包括年齡、性別、婚姻狀況、城鄉(xiāng)、受教育程度。雖然本文以60歲以上的老年人為研究對象，但根據(jù)Grossman模型，可以認(rèn)為年齡是健康的折舊，在老年階段這種折舊會更加明顯，年齡越大往往對醫(yī)療服務(wù)需求和利用也越多，但年齡的影響通常是非線性的，所以將年齡分成60—69、70—79、80及以上三組，63.57%的老年人分布在60—69歲年齡組；由于生理上和家庭角色上的差異，性別也可能影響醫(yī)療服務(wù)的利用，樣本中男女比例接近1∶1；目前中國家庭和配偶是老年人重要的生活依托，所以考察婚姻狀況，將其分為有配偶和無配偶兩種，其中有77.1%的老年人有配偶；中國存在明顯的城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，所以區(qū)分城鄉(xiāng)對醫(yī)療服務(wù)的影響，有74.4%的老年人分布在農(nóng)村；同時受教育情況作為控制變量加入模型，見表1。

使能變量包括個人年收入對數(shù)、是否有保險。收入增加意味著支付能力提高，對健康資本的投入增加，從而會增加對醫(yī)療服務(wù)的需求。醫(yī)療保障是影響醫(yī)療支出的重要變量，有醫(yī)保的老年人占93.6%。需要變量包括自評健康、是否患有慢性病，對醫(yī)療服務(wù)的需求直接源于對疾病治療的需求，主觀和客觀的健康狀況影響患者是否需要門診和住院服務(wù)。本文用3級自評健康狀況和慢性病患病情況來衡量健康存量，其中43.26%老年人自評健康狀況一般，40.41%的老年人自評健康狀況不好，有75.3%的老年人患有慢性疾病。同時考慮到我國各地經(jīng)濟和衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展差異較大，在模型中加入地區(qū)虛擬變量。

表1 醫(yī)療服務(wù)利用模型變量選擇及描述

(一)城鄉(xiāng)不同年齡段的醫(yī)療利用

由于城鄉(xiāng)在經(jīng)濟發(fā)展水平和醫(yī)療資源分布上存在巨大差異，通過區(qū)分城鄉(xiāng)和不同年齡組來考察老年人在醫(yī)療服務(wù)利用上的差異，分別計算各組老年人門診和住院就診率及醫(yī)療支出，發(fā)現(xiàn)在門診利用上，農(nóng)村就診率在60—69歲和70-79歲兩組均高于城市，只有80歲及以上這一組比城市低。這與不同地區(qū)老年人的健康狀況有關(guān)，農(nóng)村整體健康狀況不如城市，導(dǎo)致其對門診服務(wù)的需求更大。但在門診支出上，則呈現(xiàn)出相反的結(jié)果，如圖1所示。不論哪個年齡組，城市的門診支出明顯高于農(nóng)村，且年齡越大，差距越大，80歲以上城市老年人門診支出達到723.98元，是農(nóng)村老年人的6.5倍?？赡艿脑蚴寝r(nóng)村的經(jīng)濟發(fā)展水平及人均收入均低于城市，醫(yī)療保障制度也沒有城市完善，導(dǎo)致在患病時，農(nóng)村老年人的需求并未轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實需求，且在使用門診服務(wù)時，農(nóng)村老年人傾向于選擇價格更低的服務(wù)和藥品，如圖2所示。

圖1 城鄉(xiāng)分年齡組的門診率

圖2 城鄉(xiāng)分年齡組的門診支出

在住院利用上，隨著年齡的增加，城鄉(xiāng)住院率都是不斷增加的，但城市高于農(nóng)村且增幅更大，80歲以上的城市老年人住院率達到27.92%。城市的住院費用支出隨著年齡不斷增加，遠(yuǎn)高于農(nóng)村，但農(nóng)村的住院支出隨著年齡的增加呈下降趨勢。與城市相比，農(nóng)村老人的醫(yī)療需求未得到同等程度的滿足。城鄉(xiāng)住院支出差異主要源于醫(yī)療服務(wù)供給、醫(yī)保覆蓋和報銷制度以及人均收入水平不平衡的發(fā)展，如圖3所示。

圖3 城鄉(xiāng)分年齡組的住院率

(二)健康狀況與醫(yī)療利用

健康狀況是老年人利用醫(yī)療服務(wù)的直接影響因素。本文使用的健康指標(biāo)分為主觀的自評健康和客觀的慢性病情況。自評健康是受訪者對自身健康狀況的主觀評價，將自評健康分為很好、一般、不好三級。發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)居民不同年齡段的自評健康存在差異，農(nóng)村居民感覺很好和一般的比例為15.21%、41.61%，均低于城市，感覺不好的比例為43.17%，則高于城市，說明農(nóng)村居民的健康情況比城市居民差，而城鄉(xiāng)居民是否患有慢性病沒有明顯差異。將樣本按照不同自評健康等級分為三類，發(fā)現(xiàn)隨著自評健康狀況的惡化，門診率和住院率均有所提高，門診支出和住院支出也隨之增加。同樣的，相對于無慢性病的老年人，有慢性病的老年人在醫(yī)療就診率和醫(yī)療支出上更高，如圖4、圖5、圖6所示。

圖4 城鄉(xiāng)分年齡組的住院支出

圖5 不同自評健康狀況的門診率和住院率

圖6 不同自評健康狀況的門診支出和住院支出

(三) 醫(yī)療保險與醫(yī)療利用

隨著醫(yī)保制度的完善，政府主辦的醫(yī)療保險覆蓋面不斷擴大，農(nóng)村樣本中新農(nóng)合的覆蓋率達到88%，城鎮(zhèn)樣本中城職保覆蓋率為39%，城居保占比為15%，新農(nóng)合占比24%，還有10%的居民參加了公費醫(yī)療。根據(jù)已有文獻，醫(yī)療保險對居民健康和醫(yī)療利用具有重要作用。進一步將樣本按照是否有醫(yī)保分為兩組，分別考察醫(yī)療利用情況，如圖7和圖8顯示，有保險的居民就診率和醫(yī)療支出均高于沒有保險的居民，且由于醫(yī)保的保險制度和分?jǐn)倷C制，有無醫(yī)保的老年人住院支出的差異更大。

圖7 有無保險的門診率和住院率

圖8 有無保險的門診支出和住院支出

四、實證結(jié)果分析

由于我國特有的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，有必要在考察老年人醫(yī)療服務(wù)利用行為時區(qū)分城鄉(xiāng)樣本來分析影響門診和住院服務(wù)因素的異同，為此將樣本分為全部樣本、城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本分別進行驗證。

(一)門診概率模型

門診概率模型進行了異方差調(diào)整，Wald統(tǒng)計量為 269.43，對應(yīng)的p值為0.00，通過了聯(lián)合性檢驗?；貧w結(jié)果顯示，年齡、性別、城鄉(xiāng)、保險、自評健康和是否患有慢性病通過了顯著性檢驗。

先決變量中，年齡在全部樣本中不顯著，但在農(nóng)村和城鎮(zhèn)樣本中，80歲及以上的年齡組在10%的水平上顯著。在農(nóng)村，相比60—69歲的老年人，80歲及以上的老年人尋求門診服務(wù)的概率低于14.9%，而城鎮(zhèn)中80歲及以上老年人比60—69歲老年人利用門診服務(wù)的概率高出22.4%，這可能與城鄉(xiāng)老年人看病成本差異較大有關(guān)。性別在三個樣本中全部顯著為負(fù)，即女性比男性的就診概率高，且城鎮(zhèn)的性別就診差異更明顯，這與男女生理差異和健康狀況有關(guān)。中國城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村老人醫(yī)療服務(wù)利用狀況存在著顯著差異，相比城市，農(nóng)村人口就診概率高出17.9%。

在使能變量中，個人年收入對門診利用的影響并不顯著，可能如Grossman模型所預(yù)測，收入較高的老年人身體狀況較好，患病概率和就診概率低；而收入較低的老年人支付能力不足，就診概率也低。是否參加醫(yī)保顯著影響居民對門診服務(wù)的利用，參加醫(yī)?？梢越档歪t(yī)療服務(wù)價格，促進老年人對門診服務(wù)的利用。全部樣本中參加醫(yī)保的居民比未參加醫(yī)保的居民選擇利用門診服務(wù)的概率高出21.6%，這一比例在城市樣本中高達40.5%。

在需要變量中，自評健康和是否患有慢性病都通過了顯著性檢驗，且具有正向影響，表明健康狀況越差的患者，其就診概率越高。相比于健康狀況很好的老年人，健康狀況很不好的老年人就診概率高出53.6%，患有慢性疾病的居民就診概率比未患慢性病的居民高35.9%。

(二)門診支出模型

是否就診是考察老年人門診服務(wù)利用行為的第一步，在進入門診服務(wù)市場后，門診支出費用是醫(yī)療服務(wù)利用的又一重要方面。門診支出模型的回歸結(jié)果表示，年齡、婚姻、城鄉(xiāng)、受教育程度、自評健康和是否患有慢性病是影響門診支出費用的顯著因素。模型整體是顯著的(F=13.33，P=0.000)，方差膨脹因子在1.02-3.63，可以認(rèn)為不存在多重共線性。

在先決變量中，年齡在三個樣本中都具有正向影響。在進入醫(yī)療服務(wù)市場后，隨著年齡的增加，醫(yī)療支出費用是隨之增加的。婚姻狀況在全部樣本和農(nóng)村樣本中顯著為正，有配偶的老年人比沒有配偶的老年人醫(yī)療支出更多。在其他因素不變條件下，農(nóng)村老年人比城市老年人的門診支出更少，這與農(nóng)村的醫(yī)療服務(wù)價格以及老年人支付能力有關(guān)。在三個樣本中，相對于小學(xué)及以下教育水平的居民，初中畢業(yè)的居民門診支出較高，這可能是因為受教育程度高的居民對疾病的預(yù)防意識強、重視程度高，在門診治療時偏向于資質(zhì)較好的醫(yī)生和價格較高的藥物，這一點分別在城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中體現(xiàn)更明顯。

對于醫(yī)療支出模型，收入和保險這兩個使能變量不再是顯著變量，而健康狀況仍然影響支出費用，在全部樣本和農(nóng)村樣本中，患有慢性病的老年群體的門診支出顯著高于其他居民，這與慢性病患者需要長期服藥、進行多次多項身體檢查有關(guān)，見表2。

表2 老年人門診醫(yī)療服務(wù)利用模型

注：*、**、***分別表示變量在0.1、0.05、0.01水平上顯著。

(三)住院概率模型

在住院概率模型中，Wald統(tǒng)計量為270.40，對應(yīng)的p值為0.00，聯(lián)合顯著性很高。年齡、婚姻、受教育程度、保險、收入、自評健康和是否患有慢性病以及地區(qū)都是影響是否住院的顯著因素。

在有關(guān)先決變量的三個樣本中，老年人年齡越大，選擇住院的概率越高。這可能是年紀(jì)越大，老年人健康狀況越差，對住院服務(wù)的需求也越大。在全部樣本和農(nóng)村樣本中，婚姻狀況在5%顯著性水平上通過檢驗，有配偶的老年人住院概率要高于沒有配偶的老年人。在三個樣本中，受教育程度均顯著為正，相比小學(xué)及以下學(xué)歷的老年人，初中畢業(yè)以及高中畢業(yè)的老年人住院概率更高。

在使能變量中，醫(yī)保在三個樣本中是具有顯著正向作用的。在全部樣本中，有保險的老年人相比沒有保險的老年人選擇住院的概率增加26.8%。醫(yī)保會增加居民醫(yī)療消費意愿，從而提高對醫(yī)療服務(wù)的利用。個人年收入也通過了顯著性檢驗，年收入對數(shù)每增加1元，選擇住院的概率增加2.1%。這點在城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本中有類似結(jié)果，說明經(jīng)濟狀況仍是影響老年人選擇住院服務(wù)的重要因素。

健康因素是影響老年人是否住院的重要因素。在其他因素不變的情況下，老年人自評健康狀況越差，過去一年選擇住院的概率越高。在全部樣本中，自評健康狀況一般的老年人選擇住院的概率比健康狀況很好的老年人增加21.4%；自評健康狀況很不好的老年人比自評健康狀況很好的老年人選擇住院的概率更是高出55%。在三個樣本中，慢性病均具有顯著的正向影響，全部樣本中患有慢性病的老年人選擇住院的概率比未患慢性病的老年人高出43.4%。

從地區(qū)分布來看，東中西部地區(qū)在選擇住院醫(yī)療服務(wù)的概率上具有顯著差異。在全部樣本中，相比于西部地區(qū)，中部地區(qū)住院的概率低16.4%，東部地區(qū)則比西部地區(qū)低20%。這可能是由于健康效應(yīng)的存在(Grossman)，相較于東中部地區(qū)，西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平落后，健康狀況也更差，利用住院服務(wù)的概率更高，見表3。

表3 老年人住院醫(yī)療服務(wù)利用模型

注：*、**、***分別表示變量在0.1、0.05、0.01水平上顯著。

(四)住院支出模型

在住院過程中獲得的醫(yī)療服務(wù)是考察醫(yī)療服務(wù)利用差距的又一重要方面。住院支出反映的是住院過程中所獲得的服務(wù)數(shù)量及質(zhì)量。根據(jù)住院支出模型，性別、婚姻、城鄉(xiāng)、受教育程度、個人年收入、自評健康和所在地區(qū)通過了顯著性檢驗，是影響老年人住院支出大小的因素。

考察先決變量時，在全部樣本和農(nóng)村樣本中，男性比女性的住院費用支出更多，這可能與男女由于生理差異導(dǎo)致的所患疾病種類不同有關(guān)，也可能與家庭衛(wèi)生資源分布差異有關(guān)，在農(nóng)村更可能由于女性地位較低導(dǎo)致其住院花費較少。在全部樣本和城鎮(zhèn)樣本中，有配偶的老年人比沒有配偶的老年人住院支出高。相對于城市，農(nóng)村的住院支出更低，這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟差異以及醫(yī)療資源差異密切相關(guān)。在三個樣本中，受教育程度均具有正向影響，全部樣本中學(xué)歷為高中畢業(yè)的老年人住院支出費用比小學(xué)畢業(yè)的老年人高出50.9%。

考察使能變量時，在全部樣本和城市樣本中，個人年收入越高，住院支出越高，原因是收入高的人有更高的支付能力，也傾向于選擇更好的治療和藥物。醫(yī)療保險僅對住院概率具有顯著影響，但在住院支出模型中表現(xiàn)不明顯。

而進入住院服務(wù)市場后健康狀況不再是顯著的影響因素，這可能是由于住院的老年人自評健康狀況大多較差。只有全部樣本中健康狀況很不好的老年人醫(yī)療支出高于健康狀況很好的老年人。

從地區(qū)分布來看，東部地區(qū)和中部地區(qū)老年人的住院費用顯著高于西部地區(qū)，這可能是不同經(jīng)濟發(fā)展水平導(dǎo)致不同地區(qū)醫(yī)療服務(wù)價格不同，或者老年人醫(yī)療支付能力不同。

五、政策啟示

本文利用2011年CHARLS調(diào)查數(shù)據(jù)，采用兩部門模型法分別考察了60歲以上老年人門診醫(yī)療服務(wù)和住院醫(yī)療服務(wù)的利用行為。發(fā)現(xiàn)在門診利用上，健康狀況和城鄉(xiāng)差異是影響利用門診服務(wù)的顯著因素；在住院利用上，收入和地區(qū)是影響利用住院服務(wù)的顯著因素，同時，是否有醫(yī)保既影響門診概率也影響住院概率。上述研究結(jié)果，對于更好地滿足老年人的醫(yī)療需求，更好的完善公共衛(wèi)生政策具有一定啟示。

(一)健康狀況與患病概率和醫(yī)療衛(wèi)生支出具有較大關(guān)系，改善健康狀況可顯著降低老年人門診和住院的概率以及門診醫(yī)療支出

老年人的身體機能減弱，健康狀況相對較差，因此需要加強對慢性病的篩查、預(yù)防和治療，提高老年人對疾病的自我防范意識，降低患病的概率，鼓勵患病老年人盡早治療，以免延誤病情；同時要加大衛(wèi)生宣傳力度，在社區(qū)舉辦健康知識講座，宣傳健康的生活方式，鼓勵加強體育鍛煉，鼓勵老年人定期體檢。

(二)收入對門診服務(wù)利用的影響不顯著，但對住院概率和支出都具有正向影響，說明經(jīng)濟因素對老年人住院醫(yī)療服務(wù)利用的影響力較大

公共衛(wèi)生政策應(yīng)更關(guān)注低收入的老年群體。低收入往往與年邁、健康狀況差以及患病率高相聯(lián)系。對不同年齡和不同收入的老年人進行補貼、對老年人參加醫(yī)保實行補貼來降低醫(yī)療服務(wù)價格，有助于促進老年人對醫(yī)療服務(wù)的需求和利用，進而改善老年人的健康水平。因此衛(wèi)生政策應(yīng)重點關(guān)注并作用于低收入老年人，這對實現(xiàn)醫(yī)療公平、改善居民健康具有重大意義。

(三)除了健康狀況受損，有無醫(yī)療保險是影響城鎮(zhèn)和農(nóng)村老年人是否接受門診服務(wù)和住院服務(wù)的顯著變量

醫(yī)保制度的影響主要在于是否選擇就醫(yī)的行為方面，特別是對于健康狀況較差的高齡老人而言，醫(yī)保制度能顯著增加就醫(yī)率，這一現(xiàn)象在城鎮(zhèn)地區(qū)尤為明顯。因此要進一步完善醫(yī)保制度改革，完善大病醫(yī)保，整合城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療保險，特別是提高“新農(nóng)合”的報銷比例和保障水平，提高農(nóng)村老年患者對重大疾病的應(yīng)對能力。針對老年人健康狀況較差、花費較多，可以實施差異化的補貼政策，提高老年患者報銷比例，降低低收入老年人參加醫(yī)保的門檻。

(四)城鄉(xiāng)差異嚴(yán)重影響老年人利用門診醫(yī)療服務(wù)的概率和支出

相對于城鎮(zhèn)，農(nóng)村居民利用醫(yī)療服務(wù)的概率要低，且支出較少，農(nóng)村老年人的醫(yī)療需求并未真正轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實需求，仍然存在有病不醫(yī)的現(xiàn)象。這與城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展差異、城鄉(xiāng)醫(yī)療資源分布、醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量有關(guān)。要解決醫(yī)療資源過分集中于城鎮(zhèn)，致使農(nóng)村老年人看病難、看病成本高等問題，醫(yī)療改革的目標(biāo)需要以更好滿足需求為導(dǎo)向，進一步完善農(nóng)村三級衛(wèi)生網(wǎng)絡(luò)，重視鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的發(fā)展，推動縣級公立醫(yī)院改革，降低基本藥物價格，同時發(fā)展分級診療，提高基層醫(yī)療機構(gòu)的數(shù)量和質(zhì)量。

(五)地區(qū)在老年人住院醫(yī)療服務(wù)利用上存在顯著差異

相比于西部地區(qū)，東中部地區(qū)選擇住院服務(wù)的概率更低，但支出更高。這與東中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、衛(wèi)生資源分布以及居民健康狀況和收入水平有關(guān)，呈現(xiàn)出東部優(yōu)于中部，中部優(yōu)于西部的階梯狀特征。因此，衛(wèi)生政策更應(yīng)向中西部傾斜，對中西部地區(qū)實施醫(yī)療財政補貼政策，積極引入衛(wèi)生人員和衛(wèi)生供給設(shè)施，減小地區(qū)間醫(yī)療衛(wèi)生差距，提高中西部地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生發(fā)展水平。

伴隨著加速老齡化的趨勢，我國老年人的醫(yī)療服務(wù)需求問題日益凸顯，本文的實證研究表明，健康狀況、醫(yī)保制度、收入以及城鄉(xiāng)和地區(qū)差異等因素顯著影響老年人的醫(yī)療服務(wù)利用行為。我國的衛(wèi)生服務(wù)政策應(yīng)著重關(guān)注低收入高齡老人；提高對慢性病的篩查和預(yù)防；完善醫(yī)保覆蓋范圍和報銷比例，完善大病醫(yī)保；關(guān)注城鄉(xiāng)和地區(qū)衛(wèi)生資源分布不均的問題，進一步構(gòu)建農(nóng)村和基層衛(wèi)生網(wǎng)絡(luò)，對中西部地區(qū)實施醫(yī)療補貼。只有這樣，才能全面提高老年人醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用水平，才能真正使老年人病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)。

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[責(zé)任編輯：楊金玉]

TheInfluenceFactorsofMedicalServiceUtilizationamongtheElderlyinChina

LI Yun-lei

(Institute of Population and Labor Economics, Chinese Academy of Social Sciences, Beijing 100000, China)

Based on the data of CHARLS 2011 Wave1, using Andersen’s model of medical service utilization, and after investigating old people’s different behavior patterns of medical service utilization in urban and rural areas, this paper does an empirical analysis of influence factors of medical service utilization among people over 60 in China. The research results show that, in clinic use, health status and the differences between urban and rural areas have significant impacts on medical service utilization among elderly residents; in hospital use, personal income and area differences are significant factors influencing hospitalization probability and expenditure. Therefore, health policy should be made to improve the cognition of diseases and the ability of prevention and control of chronic disease, pay attention to the distribution of medical resources in urban and rural areas and give subsidy to low-income elderly people.

elderly people; medical service; two sector model

2017-05-19

李云蕾(1989— )，女，河南省信陽市人，博士生，研究方向為勞動經(jīng)濟學(xué)、健康經(jīng)濟學(xué)。

F224.5

：A

：1002-6320(2017)05-0106-09