我國(guó)城鄉(xiāng)中老年群體基層就醫(yī)的影響因素分析
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

徐曉丹 吳文強(qiáng)

1. 廈門大學(xué)教育研究院 福建廈門 361005 2.福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 福建福州 350116

我國(guó)城鄉(xiāng)中老年群體基層就醫(yī)的影響因素分析
——基于CHARLS數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

徐曉丹1*吳文強(qiáng)2

1. 廈門大學(xué)教育研究院 福建廈門 361005 2.福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 福建福州 350116

合理引導(dǎo)居民基層就醫(yī)是落實(shí)社區(qū)首診、推動(dòng)建立雙向轉(zhuǎn)診制度的關(guān)鍵?；谥袊?guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)，以城鄉(xiāng)中老年群體的基層醫(yī)療消費(fèi)選擇為視角，利用Probit模型、工具變量法和分群體回歸檢驗(yàn)法，分析城鄉(xiāng)中老年群體基層就診、住院的現(xiàn)實(shí)影響因素，探討制約中老年群體基層就醫(yī)的客觀條件。研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)中老年群體的基層就醫(yī)行為受個(gè)體特征、家庭特征、醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征、醫(yī)療支出、醫(yī)療保障等多維因素影響；結(jié)合實(shí)證分析與討論，應(yīng)通過(guò)加強(qiáng)教育宣傳，發(fā)展基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)能力，理順醫(yī)療服務(wù)價(jià)格和加快基本醫(yī)療保險(xiǎn)政策改革等措施引導(dǎo)城鄉(xiāng)中老年群體的基層就醫(yī)行為，進(jìn)而推進(jìn)我國(guó)“雙診制”建設(shè)。

雙診制； 中老年群體； 基層醫(yī)療服務(wù)； Probit模型； 工具變量法

建立社區(qū)首診制、雙向轉(zhuǎn)診制(即“雙診制”)是我國(guó)醫(yī)療服務(wù)體系改革的重要內(nèi)容。自《國(guó)務(wù)院關(guān)于發(fā)展城市社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)的指導(dǎo)意見》(國(guó)發(fā)〔2006〕10號(hào))提出“建立分級(jí)醫(yī)療和雙向轉(zhuǎn)診制度，探索開展社區(qū)首診制試點(diǎn)”以來(lái)，我國(guó)許多地區(qū)已經(jīng)開始 “雙診制”的積極探索、實(shí)踐，如深圳市推行的以勞務(wù)工合作醫(yī)療為重點(diǎn)的社區(qū)首診、上海市試點(diǎn)以“醫(yī)聯(lián)體”為機(jī)制的雙向轉(zhuǎn)診制、廣州市實(shí)施的以大中型醫(yī)院定點(diǎn)幫扶基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)為核心的“雙診制”等。

但是，就我國(guó)居民當(dāng)前對(duì)醫(yī)療服務(wù)的實(shí)際利用而言，醫(yī)療服務(wù)體系的運(yùn)行依然“頭重腳輕”。2014年1月—2015年4月，我國(guó)二、三級(jí)醫(yī)院診療人數(shù)的同比增長(zhǎng)率始終高于一級(jí)醫(yī)院及基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)，其中，三級(jí)醫(yī)院、基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)診療人數(shù)的平均同比增長(zhǎng)率分別為13.05%、3.02%，前者是后者的4.31倍。[1]可見，加快建立“雙診制”、實(shí)現(xiàn)病患分流已經(jīng)刻不容緩。

迄今為止，關(guān)于建設(shè)“雙診制”的研究更多集中于醫(yī)療服務(wù)提供者及相關(guān)的模式、機(jī)制等方面。如Fleming調(diào)查了1 500名全科醫(yī)生的雙向轉(zhuǎn)診業(yè)務(wù)，指出建立雙向轉(zhuǎn)診制度的關(guān)鍵在于合理安排全科醫(yī)生與?？漆t(yī)生的分布密度，建立均衡的報(bào)酬體系[2]；Faulkner等對(duì)醫(yī)方行為進(jìn)行適當(dāng)干預(yù)，結(jié)果證明，基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的初級(jí)保健能力對(duì)社區(qū)首診、雙向轉(zhuǎn)診的質(zhì)量與效率均產(chǎn)生重要影響[3]；Cathcart等提出利用支付制度和經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償措施對(duì)醫(yī)方行為進(jìn)行引導(dǎo)、規(guī)范，發(fā)現(xiàn)合理的支付制度和績(jī)效管理可以有效促進(jìn)社區(qū)首診、雙向轉(zhuǎn)診的良性運(yùn)行[4]。

然而，“雙診制”的建立不能僅從醫(yī)方著手，消費(fèi)者的健康需求與就醫(yī)選擇行為不容忽視。從醫(yī)療服務(wù)的供求關(guān)系出發(fā)，供給與需求是相互影響、相互制約的。有研究基于利益相關(guān)者理論指出，醫(yī)療消費(fèi)者是建立“雙診制”的主要利益相關(guān)者，在實(shí)現(xiàn)“雙診制”中發(fā)揮重要作用[5]；還有學(xué)者根據(jù)Salty權(quán)重法量化“雙診制”的現(xiàn)實(shí)影響因素，指出雙向轉(zhuǎn)診下轉(zhuǎn)難的影響因素中，患者因素權(quán)重23.0%，超過(guò)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的16.3%及大醫(yī)院的9.7%[6]?？梢?，消費(fèi)者的基層就醫(yī)行為很大程度上影響著“雙診制”的建設(shè)。

因此，本文將以消費(fèi)者選擇為視角，利用計(jì)量模型考察影響居民基層就診、住院的現(xiàn)實(shí)因素，并結(jié)合實(shí)證結(jié)果探討如何引導(dǎo)消費(fèi)者基層就醫(yī)，從而推進(jìn)我國(guó)“雙診制”建設(shè)。此外，文章以中老年群體為主要研究對(duì)象，原因在于：第一，我國(guó)已于1999年步入老齡化社會(huì)，根據(jù)預(yù)測(cè)，我國(guó)老年人口將于2030年達(dá)到3.7億的高峰值[7]，亟需針對(duì)中老年群體就醫(yī)選擇行為的專項(xiàng)研究；第二，我國(guó)成年人的就診率、患病率隨年齡依次升高，而45歲以上中老年群體的就醫(yī)頻率最高，其基層就醫(yī)行為及對(duì)“雙診制”的影響是當(dāng)前研究中值得關(guān)注的問(wèn)題[8]。

1 模型、數(shù)據(jù)說(shuō)明與變量選取

1.1 計(jì)量模型

根據(jù)Paul Gertler等提出的醫(yī)療服務(wù)需求模型，消費(fèi)者于哪一層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)取決于其獲得醫(yī)療服務(wù)的滿意程度，即效用。[9]效用是消費(fèi)者對(duì)服務(wù)或商品的主觀評(píng)價(jià)，可以用來(lái)描述消費(fèi)者就醫(yī)的行為偏好。當(dāng)一個(gè)人消費(fèi)不同等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)服務(wù)時(shí)，將獲得不同的效用。假設(shè)醫(yī)療保健服務(wù)的期望效用Ui如下：

Ui=V(Zi,Si)+μi+εi

期望效用Ui指的醫(yī)療消費(fèi)者在不確定條件下做出就醫(yī)決策可能獲得的效用值。V(Zi,Si)代表可觀測(cè)變量(如醫(yī)療消費(fèi)與醫(yī)療消費(fèi)者相關(guān)特征向量)，μi代表不可觀測(cè)變量(如遺傳性體質(zhì)、個(gè)人生活方式等)；εi是隨機(jī)項(xiàng)，反映了所有未知因素對(duì)期望效用的影響。

若某個(gè)中老年個(gè)體在基層就醫(yī)的期望效用為Ui，在二級(jí)或三級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的期望效用為Uj，當(dāng)Ui>Uj時(shí)，他(她)將選擇基層就醫(yī)；當(dāng)Ui≤Uj時(shí)，他(她)將拒絕基層就醫(yī)，選擇高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)。因此，其基層就醫(yī)行為可以區(qū)分為“是”、“否”兩種情況，設(shè)為二分的1、0變量。

針對(duì)中老年消費(fèi)者個(gè)體的基層就醫(yī)選擇，文章采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的Probit模型進(jìn)行相關(guān)實(shí)證分析。該模型可以簡(jiǎn)單表示為：

Yi=β0+βXi+ui

其中，Yi為中老年消費(fèi)者基層就醫(yī)選擇的決策變量，是其對(duì)不同等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的期望效用的差值，Yi=1表示其選擇基層就醫(yī)；Yi=0表示其選擇更高等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)；Xi是影響其基層就醫(yī)選擇的各種解釋變量，與可觀測(cè)變量V(Zi,Si)密切相關(guān)；ui是獨(dú)立于Xi的隨機(jī)誤差項(xiàng)。在正態(tài)分布前提下，中老年消費(fèi)者選擇基層就醫(yī)的概率Pi可表示為：

其中，t為標(biāo)準(zhǔn)化正態(tài)變量，t～N(0,1)。

同時(shí)，考慮到該實(shí)證模型可能由于遺漏變量、變量測(cè)量誤差或雙向因果，個(gè)別解釋變量Xi與ui存在相關(guān)性，產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。因此，在Probit模型的基礎(chǔ)上，采用工具變量法(Instrumental Variable Method)并建立IVprobit模型，通過(guò)對(duì)比分析，使得回歸結(jié)果更具科學(xué)性。工具變量法的基本思路是引入與內(nèi)生變量相關(guān)、與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)的工具變量，進(jìn)行Newey兩階段估計(jì)，即一階段利用內(nèi)生變量對(duì)工具變量、其它解釋變量進(jìn)行最小二乘法的線性回歸，將內(nèi)生變量與一階段回歸的殘差放入Probit模型，從而得到IVprobit的估計(jì)結(jié)果。[10]

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)2013年發(fā)布的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)。CHARLS是一套代表中國(guó)45歲及以上中老年人家庭和個(gè)人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)，覆蓋150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)村級(jí)單位，約1萬(wàn)戶家庭中的1.7萬(wàn)人。

本研究重點(diǎn)考察過(guò)去一年里，中老年醫(yī)療消費(fèi)者的最后一次就醫(yī)行為，并分別建立門診選擇模型、住院選擇模型。在篩選、排除所選變量有異常值、缺失值的樣本后，兩個(gè)回歸模型的最終樣本量分別為2 270和1 402。

1.3 變量選取、分析和檢驗(yàn)

1.3.1 變量選取及描述性分析

本文選取城鄉(xiāng)中老年醫(yī)療消費(fèi)者是否基層就醫(yī)為決策變量，并主要考察個(gè)人、家庭、醫(yī)療機(jī)構(gòu)、醫(yī)療支出、醫(yī)療保障等五個(gè)維度的解釋變量(表1)。

(1)決策變量方面，中老年醫(yī)療消費(fèi)者基層就診、住院的比例為60.26%、24.23%。而2002年《世界衛(wèi)生報(bào)告》就曾指出，80%左右的疾病可以通過(guò)基層醫(yī)療服務(wù)得到治療。[11]僅從比例而言，中老年群體基層就醫(yī)，尤其是基層住院的積極性并不高。

表1 變量的選取及基本描述

注：表中為2011年數(shù)據(jù)。

(2)個(gè)人特征，包括醫(yī)療消費(fèi)者性別、年齡、婚姻狀況、教育程度及健康情況等。根據(jù)兩個(gè)模型的數(shù)據(jù)顯示，就診、住院的受訪居民平均年齡分別為59.76歲、62歲，年齡均較高；整體受教育程度偏低，在小學(xué)以下至小學(xué)畢業(yè)之間；自評(píng)健康水平均處于“一般”情況以下，81.98%、84.66%患有慢性病。

(3)家庭特征，包括戶籍類型、家庭規(guī)模(共同居住的家庭成員數(shù))、家庭年收入等。其中，問(wèn)卷受訪者的城鄉(xiāng)戶籍比為1.12∶1、1.40∶1，略有差異，但不影響研究結(jié)果。

(4)醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征，包括醫(yī)院產(chǎn)權(quán)、距離及交通時(shí)間等。

(5)醫(yī)療支出，包括消費(fèi)者應(yīng)支付醫(yī)療機(jī)構(gòu)的醫(yī)藥費(fèi)用總額(不扣除可報(bào)銷部分，住院模型含住院費(fèi)用)、就醫(yī)的額外支出(如患者及家屬往返醫(yī)院交通費(fèi)以及住院時(shí)家庭成員的伙食費(fèi)、陪護(hù)的住宿費(fèi)等)及醫(yī)療費(fèi)用的自付比例等。以上涉及費(fèi)用的變量均取對(duì)數(shù)。

(6)醫(yī)療保障，主要考察是否參保對(duì)中老年群體就醫(yī)行為的影響。

1.3.2 多重共線性檢驗(yàn)

解釋變量的互不相關(guān)、相對(duì)獨(dú)立是模型的基本假設(shè)之一。本研究通過(guò)Stata軟件對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行簡(jiǎn)單的線性回歸，并利用方差膨脹因子(Variance Inflation Factor)檢驗(yàn)解釋變量的多重共線性。方差膨脹因子是測(cè)量多重共線性的常用指標(biāo)，根據(jù)判定標(biāo)準(zhǔn)，0

1.3.3 內(nèi)生性的考察

由于居民對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期等均有可能影響醫(yī)療消費(fèi)者的實(shí)際參保行為，從而使相應(yīng)的估計(jì)系數(shù)有偏。故醫(yī)療保險(xiǎn)有可能與隨機(jī)誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)性，是模型的一個(gè)內(nèi)生解釋變量。而本文對(duì)內(nèi)生變量及工具變量的考察主要參考借鑒已有的相關(guān)研究，選取“同社區(qū)(村)參加醫(yī)療保險(xiǎn)的住戶比例”作為中老年個(gè)人是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)的工具變量。在現(xiàn)實(shí)生活中，中老年個(gè)人是否參保與同社區(qū)(村)的住戶參保率是密切相關(guān)的，通常情況下，同社區(qū)(村)的住戶參保率高，個(gè)體參保的概率也相對(duì)較高；但同社區(qū)(村)住戶的參保率一般不會(huì)對(duì)中老年個(gè)體的就醫(yī)行為產(chǎn)生重要影響。因此，可以認(rèn)為，同社區(qū)(村)的住戶參保率與解釋變量“醫(yī)療保險(xiǎn)”是高度相關(guān)的，而與隨機(jī)誤差項(xiàng)不相關(guān)，滿足工具變量的應(yīng)用條件。

2 實(shí)證結(jié)果

運(yùn)用Stata軟件對(duì)消費(fèi)者基層就診、基層住院兩種情形進(jìn)行Probit模型、IVprobit模型的回歸估計(jì)，結(jié)果詳見表2，下文將對(duì)兩種情形分別展開討論。

注：(1)*P<0.1,**P<0.05,***P<0.01；(2) 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

2.1 基層就診模型

2.1.1 Probit模型與IVprobit模型估計(jì)結(jié)果的比較

使用工具變量方法后，醫(yī)療保險(xiǎn)的回歸系數(shù)絕對(duì)值從0.132 0上升到1.528 1，前后的顯著性也存在明顯差異。而IVprobit模型的外生性Wald檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，卡方值為5.00，P值為0.025 4，在5%的顯著性水平下，拒絕醫(yī)療保險(xiǎn)是外生性變量的原假設(shè)，認(rèn)為模型存在內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本文將更關(guān)注就診選擇模型的IVprobit回歸結(jié)果。

同時(shí)，Newey兩階段估計(jì)結(jié)果顯示，模型第一階段回歸的F值大于10，并且同社區(qū)(村)的住戶參保比例對(duì)中老年個(gè)體參加醫(yī)療保險(xiǎn)有顯著影響(P=0.000)，說(shuō)明模型不存在弱工具變量的問(wèn)題。此外，由于IVprobit模型的內(nèi)生變量、工具變量均只有1個(gè)，屬于“恰好識(shí)別”，不存在“識(shí)別不足”、“過(guò)度識(shí)別”問(wèn)題。

2.1.2 IVprobit模型回歸結(jié)果的分析

在就診選擇模型中，教育程度、戶籍類別、醫(yī)藥費(fèi)用總額、醫(yī)療額外支出、自付比例、單程交通時(shí)間、醫(yī)療機(jī)構(gòu)產(chǎn)權(quán)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離、醫(yī)療保險(xiǎn)等具有統(tǒng)計(jì)學(xué)的顯著性。

個(gè)體特征方面，教育程度越高的中老年人越不會(huì)選擇基層就診，這可能是因?yàn)檩^高學(xué)歷的中老年人，其社會(huì)地位、收入水平也較高，更傾向享受更為優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)。此外，有研究指出，文化程度較低的中老年居民傾向于基層就診的原因在于醫(yī)療服務(wù)信息的嚴(yán)重不對(duì)稱，擔(dān)心過(guò)度醫(yī)療導(dǎo)致醫(yī)藥費(fèi)用增加。[14]

家庭特征方面，農(nóng)村中老年居民基層就診的概率大于城鎮(zhèn)中老年居民。正如對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民就醫(yī)選擇差異的調(diào)查結(jié)果表明，城鎮(zhèn)居民的就醫(yī)選擇傾向于醫(yī)療技術(shù)水平較高、硬件條件優(yōu)越的大中型醫(yī)院，而農(nóng)村居民更傾向服務(wù)態(tài)度良好的醫(yī)療機(jī)構(gòu)。[15]這主要受城鄉(xiāng)二元化的醫(yī)療資源配置方式影響，城鎮(zhèn)的醫(yī)療服務(wù)設(shè)施配套齊全，但各級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的服務(wù)異質(zhì)化也更加明顯，加上城鎮(zhèn)居民收入水平較高、掌握醫(yī)療信息更為便利，故城鎮(zhèn)居民相對(duì)農(nóng)村居民更傾向選擇高級(jí)別醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)。

醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征方面，就診公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)的中老年患者更傾向于高層級(jí)醫(yī)院。由于我國(guó)目前大部分醫(yī)療資源集中在城市的公立大中型醫(yī)院，它們憑借軟硬件優(yōu)勢(shì)占據(jù)醫(yī)療服務(wù)市場(chǎng)的壟斷地位，更容易吸引消費(fèi)者就醫(yī)。而基層公立醫(yī)院獲取優(yōu)質(zhì)醫(yī)療服務(wù)的成本更高，服務(wù)的價(jià)格優(yōu)勢(shì)往往難以發(fā)揮。[16]此外，與一些學(xué)者的研究結(jié)果一致，醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離消費(fèi)對(duì)就醫(yī)決策有顯著影響，距離較近、交通時(shí)間較短的醫(yī)療機(jī)構(gòu)更容易吸引消費(fèi)者就醫(yī)。[17]

醫(yī)療支出和醫(yī)療保障方面，醫(yī)藥總費(fèi)用、醫(yī)療額外支出、自付比例越高，中老年消費(fèi)者越不會(huì)選擇基層就醫(yī)。正如國(guó)外學(xué)者的實(shí)證分析表明，醫(yī)療費(fèi)用和預(yù)算約束是影響消費(fèi)者就醫(yī)選擇的最重要的因素。[18]而是否參保對(duì)中老年群體的基層就醫(yī)行為也有顯著影響，有醫(yī)療保險(xiǎn)的中老年群體比無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)的中老年更傾向于高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診。有研究指出，這是因?yàn)獒t(yī)療保險(xiǎn)降低了中老年群體對(duì)實(shí)際醫(yī)療費(fèi)用的心理預(yù)期，促使有醫(yī)療保險(xiǎn)的中老年群體尋求更優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療服務(wù)。[19]

2.1.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在工具變量回歸的基礎(chǔ)上，對(duì)模型進(jìn)行分群體檢驗(yàn)。本文按戶籍類型、性別、是否有慢性病、是否殘疾等取值為0和1的虛擬變量劃分群體，檢驗(yàn)結(jié)果見表3?？梢钥闯隹傮w回歸結(jié)果是穩(wěn)健的：(1) 教育程度、戶籍類別、醫(yī)藥費(fèi)用、醫(yī)療額外支出、醫(yī)療機(jī)構(gòu)產(chǎn)權(quán)、單程交通時(shí)間、醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離、醫(yī)療保險(xiǎn)等變量對(duì)各類中老年群體基層就醫(yī)選擇的影響與總體回歸基本一致，只是顯著性略有差異，如醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)殘疾中老年人群的基層就醫(yī)選擇沒(méi)有顯著影響，但對(duì)無(wú)殘疾人群的基層就醫(yī)選擇有顯著影響。(2) 自付比例只在男性群體、無(wú)慢性病群體的分類回歸模型中具有顯著影響性，而對(duì)其它中老年群體基層就醫(yī)選擇無(wú)明顯影響，解釋能力較弱。

2.2 基層住院選擇

2.2.1 Probit模型與IVprobit模型估計(jì)結(jié)果的比較

IVprobit模型與簡(jiǎn)單Probit模型相比，醫(yī)療保險(xiǎn)相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值從0.489 2上升到1.474 4，顯著性也有所變化。工具變量法的外生性Wald檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，卡方值為7.15，P值為0.007 5，在5%的顯著性水平下，認(rèn)為模型存在內(nèi)生性問(wèn)題。因此，文章更關(guān)注中老年群體基層住院選擇中工具變量法的回歸結(jié)果。

同時(shí)，Newey兩階段估計(jì)結(jié)果顯示，一階段回歸后的F值大于10，同社區(qū)(村)的住戶參保比例對(duì)中老年個(gè)體參加醫(yī)療保險(xiǎn)有顯著影響(P=0.000)，不存在弱工具變量問(wèn)題，且模型“恰好識(shí)別”。

2.2.2 IVprobit模型回歸結(jié)果的分析

在基層住院模型中，教育程度、自評(píng)健康水平、醫(yī)藥費(fèi)用總額、醫(yī)療額外支出、自付比例、醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離、醫(yī)療保險(xiǎn)等具有統(tǒng)計(jì)學(xué)的顯著性。對(duì)比基層就診選擇模型，可以看出：

個(gè)體特征方面，自評(píng)健康水平對(duì)中老年群體的基層住院決策有顯著影響。自評(píng)健康水平高的中老年傾向于高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)住院。這可能是由于自評(píng)健康水平高的中老年人對(duì)健康存量有更高的需求和期望，也愿意對(duì)健康進(jìn)行更大投資、選擇更高水平的醫(yī)療機(jī)構(gòu)。

同時(shí)，基層住院模型較基層就診模型而言，戶籍類別、醫(yī)療機(jī)構(gòu)產(chǎn)權(quán)、單程交通時(shí)間等變量并沒(méi)有對(duì)中老年群體的基層住院行為產(chǎn)生顯著影響。

2.2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

同樣對(duì)基層住院選擇模型進(jìn)行分群體檢驗(yàn)，可以看出總體回歸結(jié)果是穩(wěn)健的：(1)教育程度、醫(yī)藥費(fèi)用總額、醫(yī)療額外支出、自付比例、醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離、醫(yī)療保險(xiǎn)等變量雖然顯著性各有差異，但對(duì)分群體檢驗(yàn)結(jié)果與總體回歸基本一致。各變量對(duì)不同中老年群體的顯著性差異見表4。(2) 自評(píng)健康水平僅對(duì)農(nóng)村及有慢性病中老年群體的基層住院行為具備顯著性，而對(duì)其它中老年群體基層就醫(yī)選擇無(wú)明顯影響，解釋能力較弱。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(基層就診模型)

注：(1)*P< 0.1,**P<0.05,***P<0.01；(2) 括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤；(3) 該表只列出總體回歸中顯著性變量的回歸結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(基層住院模型)

注：同表3。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié)論

本文在Probit模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)工具變量法和分群體回歸檢驗(yàn)，實(shí)證分析了影響我國(guó)以城鄉(xiāng)中老年群體為代表的醫(yī)療消費(fèi)者基層就診、住院的影響因素，研究表明：

(1)個(gè)體特征方面，教育程度、自評(píng)健康對(duì)中老年群體的基層就醫(yī)有顯著影響。這實(shí)際上表明了消費(fèi)者醫(yī)療需求對(duì)基層就醫(yī)決策的影響。隨著我國(guó)居民生活水平的提高，高學(xué)歷、健康狀態(tài)較好的中老年群體對(duì)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療服務(wù)的需求和期望也日益增加，在基層醫(yī)療服務(wù)能力不足的情況下，其基層就醫(yī)的概率大大降低了。

(2)家庭特征方面，戶籍類別對(duì)消費(fèi)者基層就診有顯著影響。分析表明，城鎮(zhèn)中老年人群到高等級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率大于農(nóng)村。究其原因，一方面是城鎮(zhèn)居民有更高的醫(yī)療消費(fèi)能力，另一方面是因?yàn)槲覈?guó)優(yōu)質(zhì)醫(yī)療服務(wù)資源不僅在城鄉(xiāng)分布不均，在城市的縱向失衡問(wèn)題也相對(duì)農(nóng)村更加嚴(yán)重。

(3)醫(yī)療機(jī)構(gòu)特征方面，醫(yī)療機(jī)構(gòu)產(chǎn)權(quán)、距離和單程交通時(shí)間對(duì)消費(fèi)者基層就醫(yī)有顯著影響。公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)的消費(fèi)者更容易選擇高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)，這是由公立醫(yī)療機(jī)構(gòu)的縱向差距導(dǎo)致的。而距離和單程交通時(shí)間的顯著性表明了消費(fèi)者傾向于到距離和耗時(shí)較短的醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)。

(4)醫(yī)療支出和醫(yī)療保障方面，醫(yī)藥費(fèi)用總額、醫(yī)療額外支出、自付比例和醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)消費(fèi)者基層就醫(yī)有顯著影響。在醫(yī)療支出較高情況下，消費(fèi)者更愿意選擇大中型醫(yī)院。而醫(yī)療保險(xiǎn)在減少消費(fèi)者經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，也可能過(guò)度釋放消費(fèi)者的醫(yī)療需求，促使居民在不必要條件下選擇高層級(jí)醫(yī)療機(jī)構(gòu)。有學(xué)者認(rèn)為，現(xiàn)行醫(yī)療保險(xiǎn)的費(fèi)用分擔(dān)機(jī)制還未能有效的引導(dǎo)消費(fèi)者就醫(yī)行為。[21]

3.2 建議

基于上述分析和總結(jié)，本文針對(duì)引導(dǎo)中老年群體的基層就醫(yī)行為、落實(shí)“雙診制”建設(shè)提出以下政策建議：一是激發(fā)中老年群體基層就醫(yī)主動(dòng)性。中老年群體的實(shí)際就醫(yī)需求很大程度上受到自身認(rèn)知的影響，如對(duì)衛(wèi)生政策、醫(yī)療服務(wù)信息的理解和掌握。因此，政府相關(guān)部門不僅要做足宣傳工作，通過(guò)報(bào)紙、電視、網(wǎng)絡(luò)等媒介宣傳基層醫(yī)療服務(wù)的便利性、優(yōu)越性，普及基本醫(yī)療知識(shí)、健康常識(shí)；更要針對(duì)高學(xué)歷、健康狀態(tài)較好的中老年居民，定期組織專門的教育活動(dòng)，引導(dǎo)其形成經(jīng)濟(jì)、合理的就醫(yī)觀念。

二是大力發(fā)展基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)。政府不僅要因地制宜，結(jié)合地區(qū)的環(huán)境因素、人口特征等，科學(xué)布局地理可及性高的基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)；更要扭轉(zhuǎn)城鄉(xiāng)醫(yī)療資源分配不均及“倒金字塔”型資源配置的現(xiàn)象，如通過(guò)加大轉(zhuǎn)移支付力度、購(gòu)買基本醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)等方式落實(shí)其對(duì)基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的投入責(zé)任，著力提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力。

三是理順醫(yī)療服務(wù)價(jià)格。醫(yī)療支出對(duì)中老年群體的基層就醫(yī)行為有至關(guān)重要的影響，必須從改進(jìn)醫(yī)療服務(wù)價(jià)格體系入手，按照“總量控制、結(jié)構(gòu)調(diào)整、有升有降、逐步到位”的原則，使我國(guó)的醫(yī)療服務(wù)可以在縱向上更加鮮明地凸顯各級(jí)醫(yī)療服務(wù)在人力成本、服務(wù)項(xiàng)目復(fù)雜程度等方面的現(xiàn)實(shí)差異。以醫(yī)療服務(wù)價(jià)格機(jī)制為杠桿，方能有效引導(dǎo)中老年群體基層就醫(yī)，推進(jìn)分級(jí)診療制度建立。

四是優(yōu)化基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的費(fèi)用分擔(dān)設(shè)計(jì)。這要求我國(guó)的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)制度改革，不僅要在保障力度上更大地向基層醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)傾斜，更要建立、發(fā)展系統(tǒng)的醫(yī)療費(fèi)用控制機(jī)制，引導(dǎo)居民基層就醫(yī)。因此，我國(guó)應(yīng)借鑒西方發(fā)達(dá)國(guó)家，積極采取扣除額、共付、最高共付額以及扣除與共付相結(jié)合等費(fèi)用共擔(dān)方式增強(qiáng)醫(yī)療消費(fèi)者的費(fèi)用意識(shí)，強(qiáng)化居民的基層就醫(yī)行為。

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(編輯 劉博)

Analysis on the influencing factors of primary health care choice in middle-aged and elderly population based on CHARLS data

XUXiao-dan1,WUWen-qiang2

1.InstituteofEducation,XiamenUniversity,XiamenFujian361005,China2.SchoolofEconomicsandManagement,FuzhouUniversity,FuzhouFujian350116,China

Properly guiding residents to choose the primary medical services is very important for establishing a dual referral system. Based on CHARLS data, an analysis for primary health care choice in the middle-aged and elderly residents is completed by using the Probit models, instrumental variables method and regression test in groups. The results show that individual and family characteristics, medical institutions, healthcare expenses and medical insurances and other multi-dimensional factors significantly impact on the individuals’ health care service choice. Based on the empirical analysis and discussion, the system should be strengthened through health education and publicity, primary medical institutions development, straightening out medical price system and accelerating insurance policy reform and other measures to guide the target residents through the primary health care services choice and develop the dual referral system.

Dual referral system; Middle-aged and elderly population; Primary health care service; Probit model; Instrumental variables method

福建省社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(2012B021)

徐曉丹，女(1965年—)，博士研究生，研究員，主要研究方向?yàn)樯鐣?huì)保障、高等教育管理。 E-mail: 13600817304@163.com

吳文強(qiáng)。E-mail: wuwenqiang881020@163.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2016.04.004

2015-09-15

2015-12-31