基于統(tǒng)計(jì)分析的農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式研究

徐 莉，陳俊意

農(nóng)村人口占我國(guó)總?cè)丝诘?0%，農(nóng)村勞動(dòng)力是我國(guó)改革開(kāi)放后國(guó)家國(guó)力快速增強(qiáng)的重要源泉和推動(dòng)力[1-3]。農(nóng)村人員購(gòu)藥行為的模式和方法，經(jīng)過(guò)由解放初期中醫(yī)的“望、聞、問(wèn)、切”挖草藥到現(xiàn)在的西醫(yī)，發(fā)生了很大變化[4-6]。評(píng)價(jià)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有多種方法，但任何一種評(píng)價(jià)方法都不能忽視農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及與城市的福利、交通和文化等差異[7-9]。農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的影響因素是多方面的：有家庭經(jīng)濟(jì)條件的差異、有年齡性別差異、有個(gè)體文化水平的差異、有距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)路程遠(yuǎn)近和是否參加醫(yī)保的差異等，所有這些差異均能影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為[10-12]。采用相關(guān)和通徑分析以及主成分分析研究影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為的各個(gè)因素(家庭經(jīng)濟(jì)條件、年齡、性別、文化水平、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)路程、個(gè)體對(duì)自己病情的研判和是否參加醫(yī)保)，以明晰各個(gè)因素之間的相關(guān)性及對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的增益大小，為了解農(nóng)村人員購(gòu)藥行為現(xiàn)狀及政府制定適合農(nóng)村實(shí)際情況的醫(yī)保政策提供理論依據(jù)[13-17]。

1　對(duì)象與方法

1.1研究對(duì)象2011年1月以重慶30個(gè)區(qū)縣農(nóng)村人員為研究對(duì)象，為了保護(hù)被調(diào)查人的自尊和隱私，調(diào)查采取匿名的方式，發(fā)出334份調(diào)查問(wèn)卷，收回問(wèn)卷263份，其中有效問(wèn)卷216份，分別采取相關(guān)和通徑分析法以及主成分分析法，為便于統(tǒng)計(jì)軟件操作，從216份有效問(wèn)卷中采用簡(jiǎn)單抽樣方法隨機(jī)抽取82份問(wèn)卷進(jìn)行研究。

1.2農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的評(píng)價(jià)指標(biāo)經(jīng)濟(jì)條件指上一年度的家庭年收入；文化水平指拿到的正規(guī)學(xué)歷：文盲計(jì)0、小學(xué)1、初中2、高中(包括中專)3、大學(xué)(含大專高職)4、研究生5；性別：男1、女2；距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程指生活地與買藥地的距離，按照千米為單位；自己對(duì)病情程度的研判：稍微有不適0，身體不舒服1，嚴(yán)重不舒服但對(duì)生命無(wú)大礙2，感覺(jué)病情威脅生命3；參加醫(yī)保：是1，反之0；就醫(yī)方式：不就醫(yī)計(jì)0、自己挖草藥1、去鄉(xiāng)鎮(zhèn)藥店買藥2、去鄉(xiāng)鎮(zhèn)個(gè)體診所就醫(yī)3、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院看病4、去縣級(jí)醫(yī)院看病5、去省級(jí)醫(yī)院看病6。

1.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法采用DPS 7.05統(tǒng)計(jì)軟件，利用相關(guān)和通徑分析以及主成分分析法進(jìn)行研究。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2　結(jié)果

2.1農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式與相關(guān)因素及相關(guān)因素間的相關(guān)分析農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式與家庭經(jīng)濟(jì)條件和距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程2個(gè)因素的相關(guān)系數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.01)，與是否參加醫(yī)保的相關(guān)系數(shù)亦有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。同時(shí)家庭經(jīng)濟(jì)條件與距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程因素的相關(guān)系數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05，見(jiàn)表1)。進(jìn)而得到逐步回歸一元線性方程：

Y=-0.560905346+0.00007133581738X1+0.13172629154X2+0.0021078029458X3-0.05336360743X4+0.004086421423X5+0.9186524578X7。

相關(guān)系數(shù)(r)=0.8501；F值=32.5551；df=(6,75)；P值=0.0001；剩余標(biāo)準(zhǔn)差(s)=0.7316；調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)(ra)=0.8369。

從逐步回歸方程的偏相關(guān)系數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，也可以看出家庭經(jīng)濟(jì)條件、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和是否參加醫(yī)保三者是影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的主要因素(見(jiàn)表2)。

表1農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式與相關(guān)因素及相關(guān)因素間的相關(guān)系數(shù)

Table1The correlation coefficients of purchase of medicines behavior mode for rural people and related factor

X1X2X3X4X5X6X7X2-0.1249 X3 0.0935 -0.0911X4-0.1641 0.1093-0.0756X5 0.5162*-0.1741 0.0363-0.0983X6 0.0567 -0.1626-0.044-0.15330.1545 X7 0.2904 -0.3545 0.3476-0.05380.2480 0.1045Y 0.7086△-0.1249 0.1734-0.13660.7067△0.10170.4671*

注：△為P<0.01，*為P<0.05；X1=經(jīng)濟(jì)條件，X2=文化水平，X3=年齡，X4=性別，X5=與正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程，X6=自己對(duì)病情程度的研判，X7=是否參加醫(yī)保，Y=就醫(yī)方式

表2逐步回歸一元線性方程的偏相關(guān)系數(shù)

Table2Partial correlation coefficients of stepwise regression of a linear equation

偏相關(guān)系數(shù)t值P值r(Y,X1) 0.54285.59710.0001r(Y,X2) 0.17561.54510.1265r(Y,X3) 0.06410.55620.5797r(Y,X4)-0.03730.32350.7472r(Y,X5) 0.58156.18940.0001r(Y,X7) 0.38583.62140.0005

2.2通徑分析不同因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)大小可以反映出其對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的相對(duì)重要性。各個(gè)因素與農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的通徑分析結(jié)果見(jiàn)表3。計(jì)算出決定系數(shù)=0.7226，剩余通徑系數(shù)=0.5267。

2.2.1距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接效應(yīng)距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為0.4454，該因素除與家庭經(jīng)濟(jì)條件因素的相關(guān)系數(shù)有統(tǒng)計(jì)學(xué)差異外，與其他影響因素相關(guān)系數(shù)均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異。對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)居各個(gè)影響因素之首，通過(guò)文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)，從而掩蓋了距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)，通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)條件、年齡、性別和是否參加醫(yī)保對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有正向間接效應(yīng)。因此，距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程可作為一個(gè)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的指示因素，距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程較遠(yuǎn)的農(nóng)村人員最喜歡就近購(gòu)藥。

2.2.2家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接效應(yīng)家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為0.4091。對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的正向直接貢獻(xiàn)居距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程之后，通過(guò)文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)，從而掩蓋了家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)，通過(guò)年齡、性別、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和是否參加醫(yī)保對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有正向間接效應(yīng)。由此可見(jiàn)，家庭經(jīng)濟(jì)條件較好的農(nóng)村人員物質(zhì)基礎(chǔ)較好,對(duì)治療疾病有足夠的經(jīng)濟(jì)能力。

2.2.3是否參加醫(yī)保對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接效應(yīng)是否參加醫(yī)保對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為0.2602。對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的正向直接貢獻(xiàn)居距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和家庭經(jīng)濟(jì)條件之后，通過(guò)文化水平因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)，從而掩蓋了是否參加醫(yī)保對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)，通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)條件、年齡、性別和距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有正向間接效應(yīng)。由此可見(jiàn)，參加醫(yī)保的農(nóng)村人員政府報(bào)銷部分醫(yī)療費(fèi)用,有利于鼓勵(lì)他們根據(jù)病情到合適的醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)購(gòu)藥。

2.2.4文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接效應(yīng)文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為0.1015。通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)條件、年齡、性別、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程及是否參加醫(yī)保因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)，從而掩蓋了文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)。由此可見(jiàn)，文化水平高的農(nóng)村人員趨向于根據(jù)自己病情選擇合適的醫(yī)療購(gòu)藥地點(diǎn),有利于疾病治療。

2.2.5年齡對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接效應(yīng)年齡對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為0.0362。通過(guò)文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)，從而掩蓋了文化水平對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接貢獻(xiàn)，通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)條件、性別、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和是否參加醫(yī)保因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有正向間接效應(yīng)。由此可見(jiàn)，年齡高的被調(diào)查人趨向于選擇合適的醫(yī)療地點(diǎn)購(gòu)藥。

2.2.6性別對(duì)距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程的直接效應(yīng)性別對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接通徑系數(shù)為-0.0201，是影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的惟一負(fù)向因素，與其他影響因素的相關(guān)系數(shù)均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，說(shuō)明較女性而言，男性更容易根據(jù)自己的病情選擇合適的醫(yī)療購(gòu)藥地點(diǎn)。通過(guò)文化水平因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有正向間接作用，通過(guò)家庭經(jīng)濟(jì)條件、年齡、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程、自己對(duì)病情程度的研判和是否參加醫(yī)保等因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式有負(fù)向間接效應(yīng)。因此性別對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式幾乎無(wú)影響。

2.3主成分分析

2.3.1計(jì)算規(guī)格化特征向量見(jiàn)表4。

2.3.2計(jì)算特征值、貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率以及相關(guān)矩陣的特征向量由表5顯示，主成分1、主成分2、主成分3、主成分4和主成分5的累計(jì)貢獻(xiàn)率已經(jīng)超過(guò)85%，它們的權(quán)重系數(shù)分別為2.0592、1.1765、1.0734、0.9409和0.7739?；旧媳Ａ袅嗽瓉?lái)7個(gè)影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式相關(guān)因素的全部信息，因此選取前5個(gè)主成分作為主成分分析的依據(jù)。

表3農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式與相關(guān)因素的通徑系數(shù)

Table3The path coefficients of purchase of medicines behavior mode for rural people and related factor

直接 間接X(jué)1 X2 X3 X4 X5 X7X10.4091-0.01270.00340.00330.23000.0756X20.1015-0.0511-0.0033-0.0022-0.0776-0.0922X30.03620.0383-0.00920.00150.01620.0904X4-0.0201-0.06710.0111-0.0027-0.0438-0.014X50.44540.2112-0.01770.00130.00200.0645X70.26020.1188-0.0360.01260.00110.1105

表4農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式規(guī)格化特征向量

Table4The normalized eigenvectors of purchase of medicines behavior mode for rural people and related factor

主成分1主成分2主成分3主成分4主成分5主成分6主成分7X10.4784-0.23420.4631-0.1059-0.01810.18160.6762X2-0.3770-0.13500.4168-0.39880.59000.3423-0.2041X30.25760.6587-0.0107-0.36270.3841-0.45180.1280X4-0.23220.25550.35420.79020.3067-0.09440.1674X50.4718-0.33470.37580.11860.0821-0.4160-0.5747X60.2232-0.3913-0.58480.17780.63320.00860.1496X70.48610.4032-0.0540.16780.04780.6810-0.3225

表5農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的特征值和累計(jì)百分率

Table5The characteristics value and contribution ratio of accumulated variance(CRAV) of principal components of purchase of medicines behavior mode for rural people and related factor

特征值百分率(%)累計(jì)百分率(%)主成分12.059229.417829.4178主成分21.176516.806946.2247主成分31.073415.334261.5589主成分40.940913.440874.9997主成分50.773911.055686.0553主成分60.52607.514093.5693主成分70.45016.4307100.0000

2.3.3根據(jù)特征值和特征向量計(jì)算出前五個(gè)主成分的主成分載荷見(jiàn)表6。由主成分載荷得出主成分1、主成分2、主成分3、主成分4和主成分5的表達(dá)式：

Z1=0.6865X1-0.40892X2+0.266887X3-0.22523X4+0.41505X5+0.161878X6+0.326122X7；

Z2=-0.33607X1-0.14643X2+0.682446X3+0.247835X4-0.29444X5-0.28379X6+0.270505X7；

Z3=0.664544X1+0.452089X2-0.01109X3+0.343574X4+0.330597X5-0.42413X6-0.03623X7；

Z4=-0.15197X1-0.43256X2-0.37578X3+0.766494X4+0.104334X5+0.128951X6+0.112576X7；

Z5=-0.02597X1+0.639953X2+0.397947X3+0.297499X4+0.072225X5+0.459234X6+0.032069X7。

(1)主成分1中，經(jīng)濟(jì)條件的權(quán)重系數(shù)較大，表明主成分1主要反映了經(jīng)濟(jì)條件影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息。同時(shí)是否參加醫(yī)保的權(quán)重系數(shù)也不低，主成分1同時(shí)反映了政府對(duì)醫(yī)保的投入影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息?？梢哉J(rèn)為主成分1為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)因子。

(2)主成分2中，年齡的權(quán)重系數(shù)較大，主成分2主要反映了年齡影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息?？梢哉J(rèn)為主成分2為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的年齡因子。

(3)主成分3中，經(jīng)濟(jì)條件的權(quán)重系數(shù)最大，主成分3主要反映了家庭經(jīng)濟(jì)條件影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息。同時(shí)文化水平的權(quán)重系數(shù)也不低，主成分3同時(shí)反映了被調(diào)查人員文化水平影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息。可以認(rèn)為主成分3為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的經(jīng)濟(jì)和文化雙重因子。

(4)主成分4中，性別的權(quán)重系數(shù)較大，主成分4主要反映了性別影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息?？梢哉J(rèn)為主成分4為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的性別因子。

(5)主成分5中，文化水平的權(quán)重系數(shù)較大，表明主成分5主要反映了文化水平影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息。同時(shí)自己對(duì)病情程度的研判和年齡的權(quán)重系數(shù)也不低，主成分5同時(shí)反映了文化水平影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的信息。可以認(rèn)為主成分5為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的文化水平因子。

表6農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的主成分載荷

Table6The load of principal components of purchase of medicines behavior mode for rural people and related factor

主成分1主成分2主成分3主成分4主成分5X10.6865-0.33600.6645-0.1519-0.0259X2-0.4089-0.14640.4520-0.43250.6399X30.26680.6824-0.0110-0.37570.3979X4-0.22520.24780.34350.76640.2974X50.4150-0.29440.33050.10430.0722X60.1618-0.2837-0.42410.12890.4592X70.32610.2705-0.03620.11250.0320

3　討論

將相關(guān)分析方法應(yīng)用于農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的評(píng)價(jià)，給出了農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的主要影響因素以及各個(gè)因素與農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的關(guān)系。運(yùn)用本研究給出的農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的評(píng)價(jià)因素和方法，可以有效地了解農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式，為降低農(nóng)村人員購(gòu)藥成本，緩和農(nóng)村人員購(gòu)藥困難提供了目標(biāo)和努力的方向。

通過(guò)相關(guān)和通徑分析，揭示了影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式各相關(guān)因素之間的相互作用及它們對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式作用的大小。結(jié)果表明，各因素與農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的關(guān)聯(lián)強(qiáng)度不完全相同。距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和家庭經(jīng)濟(jì)條件是農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的最強(qiáng)烈的直接作用因素，這與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)水平不高、交通條件不便等客觀限制條件有關(guān)。通徑分析說(shuō)明被調(diào)查人自己對(duì)病情的研判對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式無(wú)直接或間接影響。除此之外，本研究結(jié)果提示性別直接作用為負(fù)值，一般研究認(rèn)為，女性平均壽命高于男性，但其與農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的關(guān)系并不明確。本研究中通徑分析結(jié)果表明，年齡因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的作用為正值。一般來(lái)說(shuō)年齡越大，疾病越多,看病購(gòu)藥經(jīng)驗(yàn)越豐富，但本研究發(fā)現(xiàn)是年齡因素對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式不是首位因素。本研究結(jié)果也提示，是否參加醫(yī)保是影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接正向因素。本研究的通徑分析是以重慶30個(gè)區(qū)縣農(nóng)村人員為研究對(duì)象進(jìn)行的，其結(jié)果有一定局限性。最終闡明各作用因素之間的關(guān)系及其對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的直接和間接作用，還需基于較大地區(qū)范圍內(nèi)的通徑分析。

在政府制定各項(xiàng)醫(yī)保政策之前，采用主成分分析方法對(duì)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式進(jìn)行研究，選出影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的重要因素，這樣可以減少設(shè)置醫(yī)療購(gòu)藥網(wǎng)點(diǎn)的盲目性，節(jié)約人力和物力。通過(guò)農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式相關(guān)影響因素的主成分分析，找到了五個(gè)主成分，這五個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為86.05%，已經(jīng)超過(guò)85%，主成分1為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)因子，主成分2為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的年齡因子，主成分3為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的經(jīng)濟(jì)和文化雙重因子，主成分4為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的性別因子，主成分5為農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的文化水平因子。用主成分分析法確定影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的主要因子，較采用經(jīng)濟(jì)條件、年齡、性別、文化水平、自己對(duì)病情程度的研判、距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程和是否參加醫(yī)保中一個(gè)或者幾個(gè)性狀的加權(quán)更為準(zhǔn)確、更為科學(xué)。利用主成分分析方法，可以按照農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式需要將各個(gè)影響因子進(jìn)行分類選擇。

本研究選出家庭經(jīng)濟(jì)條件和距離正規(guī)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的路程為主要影響農(nóng)村人員購(gòu)藥行為模式的因子,與目前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的實(shí)際現(xiàn)狀吻合。是否參加醫(yī)保因素不是位列第一要素，而是第三，說(shuō)明目前的醫(yī)藥報(bào)銷比例對(duì)一部分農(nóng)村人員來(lái)說(shuō)不足以應(yīng)付某些重大疾病，政府的醫(yī)保力度還需要加大。大多數(shù)研究表明,病情嚴(yán)重的人員趨向于選擇合適的醫(yī)療購(gòu)藥地點(diǎn)，但對(duì)農(nóng)村人員來(lái)說(shuō)，其對(duì)就醫(yī)購(gòu)藥行為模式的影響并不明確，可能與經(jīng)濟(jì)和交通條件不無(wú)關(guān)系，這就需要完善鄉(xiāng)、村、社三級(jí)醫(yī)療布點(diǎn)，將藥店開(kāi)到每一個(gè)人群聚居的自然村落，同時(shí)加大培訓(xùn)鄉(xiāng)、村、社三級(jí)醫(yī)療藥物工作者，加強(qiáng)從業(yè)人員管理，完善農(nóng)村衛(wèi)生設(shè)施，改善農(nóng)村人員購(gòu)藥困難狀況。

1王冬,吳嫻波,范耿.大學(xué)生健康生活方式評(píng)價(jià)量表?xiàng)l目的初步篩選[J].現(xiàn)代預(yù)防醫(yī)學(xué)，2011，37(18)：35-37.

2黃子杰,李躍平,陳銘.內(nèi)在關(guān)聯(lián)分析技術(shù)在量表標(biāo)準(zhǔn)化研究中的應(yīng)用-新編Well-being生存質(zhì)量量表與WHOQOL-BREF量表相關(guān)性研究[J].福建醫(yī)科大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2000，42(2)：68-71.

3王一宇,吳瑞春,夏江.女大學(xué)生節(jié)食狀況及其影響因素分析[J].中國(guó)社會(huì)醫(yī)學(xué)雜志，2009，27(1)：33-35.

4曹小勇,陳俊國(guó).全科醫(yī)生的社會(huì)性及醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)素養(yǎng)[J].西北醫(yī)學(xué)教育，2005，24(6)：45-48.

5董伊人,陶鵬德.病人滿意度影響因素的統(tǒng)計(jì)分析[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2005，24(1)：123-125.

6丁凌風(fēng),王鑫,牛曉敏.高校教師疾病譜系的醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)研究[J].湖南醫(yī)科大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2009，23(2) ：89-92.

7郇建立.中國(guó)艾滋病的社會(huì)科學(xué)研究20年[J].社會(huì)科學(xué)，2009，29(11)：43-48.

8劉繼同.中國(guó)醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的實(shí)踐困境與醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)的專業(yè)貢獻(xiàn)[J].學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2006，23(9)：67-69.

9戴霞,韋瑞英,史悅紅.深圳外來(lái)農(nóng)村籍產(chǎn)業(yè)工人與深圳市居民健康自評(píng)對(duì)比分析[J].廣州體育學(xué)院學(xué)報(bào)，2011，31(3)：87-89.

10黃艷,徐懷逵.100名護(hù)理專業(yè)中專生睡眠情況隨機(jī)調(diào)查[J].科協(xié)論壇(下半月)，2007，22(10)：156-159.

11歐陽(yáng)馬田.公平與效率:從醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)看我國(guó)醫(yī)療體制的完善與進(jìn)一步改革[J].醫(yī)學(xué)與社會(huì)，2007，20(5)：231-234.

12郭廣春.醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)的社會(huì)互動(dòng)理論研究-社會(huì)創(chuàng)造與標(biāo)定下的角色偏離及其擴(kuò)充分類[J].中國(guó)社會(huì)醫(yī)學(xué)雜志，2007，25(3)：78-79.

13劉傳迅.醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)之功能理論-病患行為是一種制度化的角色偏離[J].黑龍江科技信息，2007，11(2)：211-213.

14劉繼同.中國(guó)醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)研究30年:回顧與反思(上)[J].學(xué)習(xí)與實(shí)踐，2008，25(11) ：23-25.

15呂柯.關(guān)于醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)的若干思考[J].國(guó)外醫(yī)學(xué)(社會(huì)醫(yī)學(xué)分冊(cè))，2003，21(2)：56-58.

16李漢林,渠敬東.制度規(guī)范行為-關(guān)于單位的研究與思考[J].社會(huì)學(xué)研究，2002，17(5)：67-68.

17林曾.讀《醫(yī)學(xué)社會(huì)學(xué)》[J].社會(huì)學(xué)研究，1995，10(4)：77-79.