貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置與老年人健康

卓日娜圖婭

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 陜西 楊凌 712100)

?

貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置與老年人健康

卓日娜圖婭

(西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 陜西 楊凌 712100)

貧困地區(qū)農(nóng)村老年人健康是合理優(yōu)化農(nóng)村醫(yī)療資源配置的重點。通過聯(lián)立方程檢驗衛(wèi)生可及性對農(nóng)村老年人就醫(yī)行為的影響，以及就醫(yī)行為與健康之間的相互影響關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：衛(wèi)生可及性無論對老年人村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)還是縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的選擇均有顯著影響，選擇到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人有較好的健康自評狀況，同時健康自評越高的老年人到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率越高；而選擇到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人健康自評相對較差。同時，健康知識無論對老年人自身健康狀況還是就醫(yī)行為，都有顯著的正向作用。

衛(wèi)生可及性； 農(nóng)村醫(yī)療； 老年人健康； 就醫(yī)行為； 資源配置

二元制度體制下，醫(yī)療資源配置與利用在城鄉(xiāng)之間呈現(xiàn)不平衡的特征[1]。已有研究表明，城鄉(xiāng)醫(yī)療資源配置不平等不僅在很大程度上影響居民健康，同時也阻礙居民健康水平的提升[2]。通常來說，老年人健康折舊率高、健康存量低，且個體健康資本供給日趨下降[3]，總體健康狀況較差。尤其在廣大貧困地區(qū)，普遍存在醫(yī)療網(wǎng)點不完善、范圍小、可及性差等問題，這就對醫(yī)療資源的合理配置提出更高的要求。合理優(yōu)化醫(yī)療資源配置，保障老年人晚年福利和促進(jìn)老年人健康，是實現(xiàn)人力資本可持續(xù)發(fā)展，推進(jìn)“積極老齡化”的重要內(nèi)容，同時也是緩解貧困地區(qū)農(nóng)戶“因病致貧”，尤其是防止“因病返貧”等現(xiàn)象發(fā)生的重要舉措。

衛(wèi)生可及性作為醫(yī)療資源分配的一個重要方面，其背后映射著醫(yī)療資源分配是否公平的問題。通常來說，配置越合理，可及性越強(qiáng)，居民獲取醫(yī)療服務(wù)越便利，對其健康的提升有促進(jìn)作用。但國內(nèi)外對關(guān)于衛(wèi)生可及性對健康影響的研究卻鮮有一致性結(jié)論[2,4-8]。理論上來說，對醫(yī)療資源的需求是健康的引致需求[9]，衛(wèi)生可及性并不直接作用于老年人健康，而是通過老年人對醫(yī)療資源的利用從而滿足其健康需求的。同時，醫(yī)療服務(wù)利用與健康之間也有相互關(guān)系，老年人對醫(yī)療資源利用的不同導(dǎo)致不同的健康結(jié)果；而老年人本身的健康水平也決定了其對醫(yī)療資源的不同選擇，因身強(qiáng)力壯而不去選擇更好的醫(yī)療資源，并不能斷定是資源分配不均所導(dǎo)致。因此，研究衛(wèi)生可及性通過老年人醫(yī)療資源利用影響其健康的機(jī)理和結(jié)果，能夠為合理優(yōu)化貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置提供參考依據(jù)。

一、衛(wèi)生可及性、就醫(yī)行為與健康的影響機(jī)理分析

醫(yī)療資源配置對居民健康的影響得到大量文獻(xiàn)的識別，其中衛(wèi)生可及性衡量著醫(yī)療資源配置體系的公平和效率，其對健康的影響已被學(xué)者們驗證[10]。例如，Thomas and Strauss利用加納1996年的生存標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)分析了衛(wèi)生可及性和質(zhì)量對于兒童健康的影響，得出身體質(zhì)量指數(shù)(BMI)與衛(wèi)生可及性有顯著的負(fù)相關(guān)[8]。Frankenberg利用固定效應(yīng)模型對印度尼西亞的衛(wèi)生可及性和兒童死亡率進(jìn)行研究，結(jié)果表明衛(wèi)生可及性確實能夠顯著降低兒童死亡風(fēng)險[11]。國內(nèi)關(guān)于衛(wèi)生可及性對健康影響的研究較多，宋月萍、譚琳對2000年中國營養(yǎng)健康數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生可及性對農(nóng)村兒童整體健康水平作用不顯著，且未能滿足低教育水平和貧困家庭兒童的健康需求[12]；苗艷青根據(jù)江蘇、山東、河南、四川四個省農(nóng)村的入戶調(diào)研數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，衛(wèi)生可及性可以顯著改善農(nóng)民患病率[4]。辛怡同樣對中國營養(yǎng)健康數(shù)據(jù)就農(nóng)村衛(wèi)生可及性與農(nóng)民健康關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)醫(yī)療衛(wèi)生可及性的方便程度對農(nóng)民健康有顯著影響[5]。從已有研究來看，可及性的增加，更有利于居民獲取醫(yī)療資源，但可及性對健康的影響鮮有一致性結(jié)論。除了選取的實證方法與數(shù)據(jù)口徑的不一致，還有一個可能的原因在于對衛(wèi)生可及性與健康二者關(guān)系在內(nèi)在邏輯上存在不一樣的理解。衛(wèi)生可及性對健康的影響可以解釋為醫(yī)療資源配置是否能滿足人們對醫(yī)療資源的需求，對醫(yī)療資源的需求是健康的引致需求，所以人們是通過對醫(yī)療資源的利用從而滿足健康需求的。換句話說，衛(wèi)生可及性不會對人們的健康狀況有直接作用，而是通過人們對現(xiàn)有醫(yī)療資源的利用來滿足其健康需求的。因此，破解醫(yī)療資源配置對健康的影響這一問題，需要從醫(yī)療資源利用行為這一視角考慮。

就醫(yī)行為是近些年國內(nèi)外關(guān)于醫(yī)療資源利用的一個研究熱點。胡思洋利用湖北省農(nóng)村地區(qū)調(diào)研數(shù)據(jù)對老年人就醫(yī)行為進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)社會結(jié)構(gòu)、健康信念對老年人就醫(yī)行為影響不顯著，而醫(yī)療保險是對老年人就醫(yī)行為有顯著影響[13]，然而模型中沒有納入健康狀況進(jìn)行考察。張麗珍對1992年浙江老年人的調(diào)查數(shù)據(jù)用Logistic模型分析，發(fā)現(xiàn)老年人就醫(yī)行為主要受個人健康狀況、醫(yī)療費用承擔(dān)和經(jīng)濟(jì)狀況三個主要方面的顯著影響[14]。Rittner and Kirk利用社會網(wǎng)絡(luò)和生活質(zhì)量數(shù)據(jù)，調(diào)查1083位低收入老年人，發(fā)現(xiàn)大部分健康自評差或很差的老年人，由于缺少家庭和社會的支持，在使用公共交通系統(tǒng)上有潛在障礙，從而影響了其對醫(yī)療資源的使用[15]。農(nóng)村地區(qū)的老年人更傾向于選擇社區(qū)醫(yī)院或鎮(zhèn)衛(wèi)生所，同時他們的健康水平也相對較差[1]。研究多對就醫(yī)行為的影響因素進(jìn)行分析，如可及性和健康情況如何影響他們的就醫(yī)選擇；然而，現(xiàn)有研究對可及性如何通過就醫(yī)行為影響健康，特別是就醫(yī)行為和健康的相互關(guān)系沒有足夠的關(guān)注和實證資料。

綜上所述，現(xiàn)有研究通常將衛(wèi)生可及性作為一個主要外生變量納入健康需求方程，考察其對健康的直接影響，衛(wèi)生可及性并不是影響健康的直接原因，而是通過就醫(yī)行為滿足其健康需求的。此外，一些研究忽略了就醫(yī)行為在資源配置對健康影響中的作用，對健康與行為的相互間的內(nèi)在邏輯把握不足，基于這一判斷的對資源配置公平與否的認(rèn)識就會產(chǎn)生偏差。因此，有必要系統(tǒng)地考察衛(wèi)生可及性如何影響就醫(yī)行為，以及就醫(yī)行為和健康之間的相互影響的機(jī)理。通過對上述文獻(xiàn)的梳理，本文建立了貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置對老年人健康影響機(jī)理的邏輯框架(圖1)。與以往研究不同，本文變量之間的影響不是單一的，就醫(yī)行為與健康之間相互決定，因此建立聯(lián)立方程系統(tǒng)從衛(wèi)生可及性的角度研究貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置對老年人健康的影響，探索衛(wèi)生可及性、就醫(yī)行為和老年人健康之間的內(nèi)在關(guān)系和影響機(jī)理。

圖1 衛(wèi)生可及性、就醫(yī)行為與健康的邏輯框架

二、模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)來源

(一)模型構(gòu)建

本文模型的構(gòu)建主要基于Grossman關(guān)于健康人力資理論和Anderson的醫(yī)療資源利用行為理論基礎(chǔ)之上。Grossman將收入、教育、年齡、性別、種族、婚姻、個人行為、環(huán)境污染以及醫(yī)療服務(wù)納入健康生產(chǎn)函數(shù)加以研究，考察了各個因素對健康和醫(yī)療服務(wù)需求的影響程度[3]。Anderson研究為什么以及如何使用醫(yī)療服務(wù)，包括三個方面的因素傾向特征、能力資源(個人與家庭資源、社會資源)以及需求因素(健康需要)對個人醫(yī)療使用狀況的影響[16]。由于所考察變量之間的關(guān)系是雙向的，即健康與就醫(yī)行為互為因果，結(jié)合有關(guān)學(xué)者研究對于該理論的修正和補(bǔ)充[3,17-19]，構(gòu)建如下聯(lián)立方程：

B=β0+β1H+β2log(inc)+β3log(age)+β4edu+β5insur+β6mar+β7gen+β8knlg+β9chroni+β10dist+β11wait+β12long+β13equip+β14quan

(1)

H=α0+α1B+α2log(inc)+α3log(age)+α4edu+α5insur+α6mar+α7gen+α8knlg+α9chroni+α10activ

(2)

式(1)行為方程檢驗衛(wèi)生可及性對就醫(yī)行為的影響，以及健康存量對就醫(yī)行為的決定作用。健康方程(2)主要考察行為、收入和其他變量對健康的影響。

(二)變量選取

1.健康變量H。健康不僅是人力資本的重要組成部分，也是衡量人類發(fā)展和福祉的一個重要價值維度。世界衛(wèi)生組織將健康定義為“不僅僅是沒有疾病或體質(zhì)強(qiáng)健,而是生理和心理的健康，以及社會適應(yīng)性相統(tǒng)一的完美狀態(tài)”。過往研究表明，社會關(guān)系、社會支持與生理健康、心理健康與壽命之間存在正向的因果關(guān)系[20-21]。特定的社會情境、家庭內(nèi)部與社區(qū)間的關(guān)系，甚至是農(nóng)村老年人獲取資源的能力，都決定了老年人不一樣的生理健康狀況，心理感知和社會適應(yīng)性。已有研究中，學(xué)者大多采用健康自評作為測度健康的變量[22-23]，反映被調(diào)查對象在調(diào)查時期內(nèi)健康的狀況[24]。所以根據(jù)貧困地區(qū)農(nóng)村老年人的日常生活和健康行為特點，改進(jìn)了健康自評量表*SRHMS為自評量表，由自測生理健康、心理健康和社會健康三個評定子量表組成，用于14歲以上各類人群(尤其是普通人群)的健康測量；它從定量化的角度，較為直觀、全面、準(zhǔn)確地反映了個體的健康狀況，且易于管理和操作。因此SRHMS可以廣泛應(yīng)用于很多領(lǐng)域，是健康測量的一個有效手段。，從生理、心理和社會三個維度描述和衡量健康狀況。該量表涉及上述三個方面共27個自測問題(如表1所示)，每項由1-5從差到好五個評分項組成，得分越高表明健康情況越好。

表1 健康自評測量

注：每個指標(biāo)的分項為：1=非常差，2=比較差，3=一般，4=比較好，5=非常好。

2.就醫(yī)行為B。研究中一般采用實際就醫(yī)情況，是否去就醫(yī)，住院天數(shù)或就醫(yī)天數(shù)[25]、醫(yī)療費用以及生病時對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的選擇[26]。其中對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的選擇不僅反映了農(nóng)戶會否積極利用醫(yī)療資源，同時也反映了各級醫(yī)療機(jī)構(gòu)配置所提供的服務(wù)對農(nóng)村居民醫(yī)療需求的滿足情況。在農(nóng)村地區(qū)，三級醫(yī)療服務(wù)機(jī)構(gòu)網(wǎng)絡(luò)已基本建立，以縣級以上醫(yī)院為龍頭，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)(村鎮(zhèn)衛(wèi)生室、衛(wèi)生院)承載農(nóng)村地區(qū)基本預(yù)防和保健作用。根據(jù)二者醫(yī)療資源配置空間上分布和承載的服務(wù)導(dǎo)向不同，選擇村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)和選擇縣市級以上醫(yī)院就醫(yī)兩個就醫(yī)行為變量。

3.衛(wèi)生可及性dist。結(jié)合已有研究經(jīng)驗[4]，并且根據(jù)就醫(yī)行為(村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)和市級以上醫(yī)院就醫(yī))的不同，本文選取到村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)距離和到市級醫(yī)院距離*調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)受訪者對市級以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)的選擇一般為固原市原州區(qū)人民醫(yī)院，極少數(shù)選擇其他醫(yī)院。所以到市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離一般指到該醫(yī)院距離。表征衛(wèi)生可及性。據(jù)Penchansky對衛(wèi)生可及性的研究[27]，可及性還涵蓋需方對醫(yī)療服務(wù)方是否滿意。所以本文選取被調(diào)查者對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的評價作為其他可能影響就醫(yī)行為的描述性控制變量。

4.其他控制變量X。與其他研究研究一致[28]，引入其他可能影響老年人健康或醫(yī)療資源利用行為的變量，主要有性別、年齡、教育、收入、婚姻狀況、勞動強(qiáng)度、醫(yī)療保險、了解健康保健指數(shù)作為本研究的控制變量。健康自評是基于受訪者對于自我健康情況的一個主觀描述，可能與其客觀的健康狀況有所偏差[29]?？陀^的身體狀態(tài)會影響老年人的生活質(zhì)量的評價[30]，也會影響老年人對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的選擇。因此引入是否有慢性病作為描述客觀健康狀況的控制。具體變量解釋和說明見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

注：健康自評總分為生理、心理和社會自評分加總。

(三)數(shù)據(jù)來源

項目組于2013年11月對典型貧困地區(qū)——寧夏回族自治區(qū)固原市周邊7個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的農(nóng)村居民就貧困地區(qū)老年人健康情況進(jìn)行了問卷調(diào)查。西海固地區(qū)生態(tài)極其脆弱，自然環(huán)境惡劣，1972被聯(lián)合國糧食開發(fā)署確定為最不適宜人類生存的地區(qū)之一。從社會經(jīng)濟(jì)狀況看， 2015年固原市貧困人口基本占寧夏貧困人口的48%左右。所以，選取該地區(qū)作為貧困地區(qū)老年人健康情況研究的調(diào)查地區(qū)具有一定的典型性?？紤]到該地區(qū)調(diào)研難度和農(nóng)村老年人具體情況，調(diào)查對象為當(dāng)?shù)?0歲以上的老年人。調(diào)研內(nèi)容包括本人及家庭人口統(tǒng)計學(xué)信息、老年人健康情況、居住安排、飲食習(xí)慣、養(yǎng)老情況就醫(yī)等情況等，采取直接入戶調(diào)查的方式，回收問卷544份，剔除無效問卷后最終形成適合本研究方案的520份有效問卷，有效率為95.6%。

(四)模型的識別以及內(nèi)生性檢驗

本文研究中，行為和健康是同時被決定的內(nèi)生變量，故采用聯(lián)立方程系統(tǒng)判斷變量之間的相互決定關(guān)系[31]。首先，聯(lián)立方程的建立需要注意方程的識別問題，只有方程的設(shè)立是可識別的，才能進(jìn)行估計。滿足方程識別的條件一般通過簡化型方程的階條件和秩條件。從階條件看，方程(1)被斥變量的個數(shù)為1，方程(2)被斥個數(shù)為5。從秩條件看，方程(1)和(2)的簡化形式系數(shù)矩陣如下：

方程(1)和方程(2)的被斥變量系數(shù)矩陣如下：

方程(1)和方程(2)被斥矩陣系數(shù)的秩均為1，等于方程個數(shù)減1，滿足秩條件的充要性，聯(lián)立方程可以識別；從階條件看，方程(1)為恰好識別的方程，而方程(2)是過度識別的。

其次，就醫(yī)行為和健康，在聯(lián)立方程模型中相互決定、互為因果，可能存在內(nèi)生性的問題，因此需要對上述兩個主要因變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。本文采用Durbin-Wu-Hausman Test進(jìn)行內(nèi)生性檢驗，判斷兩個階段擬合產(chǎn)生的J統(tǒng)計量測差異是否顯著為0，如果顯著，則拒絕原假設(shè)，說明兩個變量存在內(nèi)生性關(guān)系[32]。采用到衛(wèi)生機(jī)構(gòu)的最近距離作為工具變量對就醫(yī)選擇行為與健康自評進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。結(jié)果如表3所示，生理健康、社會健康和選擇到村鎮(zhèn)衛(wèi)生院就醫(yī)兩階段J統(tǒng)計量差異為4.913和2.804，在5%和10%的置信水平下拒絕了行為變量是外生的原假設(shè)；對于市級以上醫(yī)院就醫(yī)行為，生理健康、健康總評和行為通過了內(nèi)生性檢驗。而對于存在內(nèi)生性的因變量，需采用工具變量法進(jìn)行估計，本文選取到最近醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離作為村鎮(zhèn)一級就醫(yī)行為和健康的工具變量，選取到市級以上醫(yī)院距離為行為和健康的工具變量，并對工具變量進(jìn)行弱工具變量檢驗。結(jié)果表明，F(xiàn)統(tǒng)計量分別為10.918和10.406，大于在15%水平上的Yoho臨界值8.96，拒絕了工具變量是弱工具變量的原假設(shè)，不存在弱工具變量的問題[33]。對于沒有通過內(nèi)生性檢驗的模型，使用工具變量法進(jìn)行估計所得到的結(jié)果一致，但非有效的。同時，考慮兩個方程的誤差項的異方差性以及誤差項可能存在相關(guān)，即可能存在其他沒有觀測到或者沒有被包括到模型中的變量可能共同影響到健康和就醫(yī)行為，故本文采用似不相關(guān)回歸(Seemly Unrelated Regression)對不存在內(nèi)生性的模型進(jìn)行估計。SUR估計能夠大幅增加估計的有效性[34]，避免由于未被觀測到的變量對模型殘差項之間可能產(chǎn)生的共同影響，以控制各方程殘差之間的相關(guān)性，所以SUR估計方法可以更有效的控制方程組擾動項之間序列相關(guān)。而模型中其他存在內(nèi)生問題的聯(lián)立方程系統(tǒng)采用工具變量法(IV)估計。

表3 內(nèi)生性及弱工具變量檢驗

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著

三、醫(yī)療資源配置、就醫(yī)行為對老年人健康的影響

(一)基于村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)可及性的就醫(yī)行為與健康回歸結(jié)果

基于村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)可及性的聯(lián)立方程回歸結(jié)果(見表4)表明，衛(wèi)生可及性對農(nóng)村老年人就醫(yī)行為有顯著的負(fù)面影響。到衛(wèi)生機(jī)構(gòu)距離每增加一里，到村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)概率發(fā)生比下降0.2%，在對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的評價中，認(rèn)為交通不便的老年人到村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)的發(fā)生比僅為認(rèn)為交通便利的老年人的85.0%(在生理健康的行為方程中為85.3%，心理健康的行為方程中為85.2%，社會健康的行為方程中為84.5%)。其他對衛(wèi)生可及性評價對農(nóng)村老年人到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為的影響并不顯著。

從村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為和健康自評的關(guān)系看，健康自評越高的老年人到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率越高，相應(yīng)地，到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人有更好的健康自評情況。控制其他變量不變的情況下，健康總評每提高一分，生理健康自評每提高一分，到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比上升0.4%和0.6%；相對應(yīng)的，到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人比其他老年人健康自評總分高4.90分，生理健康自評高3.06分。

從其他個體和家庭特征看，收入越高，健康總評越高；收入每增加1%，健康自評增加1.96分。年齡每上升1%對健康總評有顯著的負(fù)效應(yīng)，健康總評下降10.67分。受教育水平每提高一個水平，健康自評顯著增加2.77分。購買醫(yī)療保險的農(nóng)村老年人健康自評比沒有購買醫(yī)療保險的高4.27分。男性的健康自評總分比女性高4.89分。了解健康保健知識的老年人健康總評比不了解的高2.97分。勞動強(qiáng)度每增加1小時，其健康自評上升0.36分，進(jìn)行農(nóng)業(yè)勞動或外出務(wù)工的老年人，會呈現(xiàn)更為良好的健康自評狀況。慢性病顯著降低了老年人的健康自評，患有慢性病的老年人健康自評比其他老年人低6.71分。

從影響老年人生理、心理和社會健康的不同因素看，收入對上述三者有顯著的正向影響。年齡對老年人的生理和社會健康有負(fù)效應(yīng)，對其心理健康的影響并不顯著。隨著年齡增長，老年人生理健康水平不斷下降，對其社會適應(yīng)性也有負(fù)面影響。醫(yī)療保險對老年人生理和心理健康沒有顯著影響，但對農(nóng)村老年人的社會健康有積極影響，保障了老年人在社會網(wǎng)絡(luò)中的安全感和適應(yīng)能力。結(jié)婚與否對健康總評和生理、社會健康沒有顯著影響，但對生理健康自評有負(fù)面影響。除了社會健康，農(nóng)村老年人的健康自評在性別上存在差異，男性的健康總評、生理和心理健康比女性高4.89分，3.58分和1.02分。了解健康保健知識能顯著促進(jìn)健康自評，尤其是心理和社會健康自評，但對生理健康影響不顯著。而勞動強(qiáng)度能顯著提高老年人的健康總評和生理健康自評?；加新圆〉睦夏耆松斫】岛托睦斫】当葲]有慢性病的顯著低5.11分和1.57分，但對社會健康自評沒有顯著影響。

表4 村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著，括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤

(二)基于縣市級衛(wèi)生機(jī)構(gòu)可及性的就醫(yī)行為與健康回歸結(jié)果

通過對縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為的聯(lián)立方程組回歸(見表5)，發(fā)現(xiàn)衛(wèi)生可及性對農(nóng)村地區(qū)老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的就醫(yī)行為有顯著影響。在健康總評的行為方程中，到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)距離每增加1公里，老年人就醫(yī)的概率發(fā)生比下降0.90%(生理健康的行為方程中該值為0.80%)。在對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的評價中，與那些認(rèn)為交通便利的老年人相比，認(rèn)為交通不便的老年人到市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比是他們的77.3%(在生理健康的行為方程中為77.2%，在心理健康的行為方程中為77.3%，社會健康的行為方程中為76.8%)；認(rèn)為設(shè)備等條件不好的老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比是其他老年人的82.4%(在生理健康和心理健康的行為方程中均為82.5%，在社會健康的行為方程中為82.2%)；認(rèn)為醫(yī)務(wù)人員少的農(nóng)村老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比是其他的89.1%(在生理健康的行為方程中為89.0%，心理健康的行為方程中為89.1%，社會健康的行為方程中為88.7%)。相比到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為的回歸結(jié)果，對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的評價在農(nóng)村老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的就醫(yī)行為上影響更為顯著。

表5 縣市級衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為回歸結(jié)果

注：*、**、***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著，括號中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤

從老年人對縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為和健康自評的關(guān)系看，健康自評總分、生理和心理健康對就醫(yī)行為沒有顯著的影響，而社會健康自評越高的老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率越高，社會健康自評每增加1分，到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比增加0.70%；而選擇到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人比其他老年人的健康總評顯著低10.74分，生理健康低6.00分，心理健康低0.94分，而對其社會健康自評沒有顯著影響。

與選擇到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的回歸結(jié)果不同，其他因素也影響了老年人的就醫(yī)行為。家庭人均收入在生理健康、心理健康、社會健康的行為方程中對就醫(yī)行為有顯著的提高作用；在生理健康的行為方程中，收入每增加1%，選擇到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比增加3.05%(在心理健康的行為方程中為3.25%，在社會健康的行為方程中為2.53%)。在心理健康的行為方程中，年齡每上升1%，到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比增加9.31%，這就說明在納入心理健康變量后，老年人年紀(jì)越大，到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)概率越大。了解健康保健知識對于提高其就醫(yī)行為也有顯著正向作用，了解健康知識的老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率發(fā)生比是不了解健康知識的老年人的1.12倍(在生理健康的行為方程中是1.12倍，在心理健康的行為方程中是1.13倍，在社會健康的行為方程中是1.11倍)。慢性病在村鎮(zhèn)就醫(yī)行為回歸結(jié)果中影響不顯著，但對于縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為有顯著影響，患有慢性病的老年人到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的概率發(fā)生比是沒有慢性病老年人的1.12倍(在生理健康的行為方程中是1.12倍，在心理健康的行為方程中是1.12倍，在社會健康的行為方程中是1.14倍)。相比于到基層衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人，那些選擇縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的老年人有更差的健康自評，同時，慢性病對其就醫(yī)選擇的影響也更顯著，說明在農(nóng)村地區(qū)，那些病情嚴(yán)重、健康自評相對更差的老年人更傾向于選擇到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)。其他影響健康自評的因素與村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為回歸結(jié)果中的發(fā)現(xiàn)一致，為節(jié)省篇幅，在此不再贅述。

(三)衛(wèi)生可及性、就醫(yī)行為與老年人健康相互影響

基于上述分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，與預(yù)期一致，衛(wèi)生可及性直接影響老年人的就醫(yī)行為從而影響其健康，同時就醫(yī)行為與健康之間也相互影響(見表6)。距離醫(yī)療機(jī)構(gòu)越遠(yuǎn)，衛(wèi)生可及性越差，老年人選擇到醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率越低。貧困地區(qū)老年人本身獲取各項資源能力較差，對醫(yī)療資源的潛在需求更大，醫(yī)療機(jī)構(gòu)位置布局直接影響其就醫(yī)選擇。同時，就醫(yī)行為與健康之間的相互關(guān)系也與預(yù)期基本一致，健康本就是老年人考慮是否就醫(yī)，如何就醫(yī)的顯著影響因素之一，同時就醫(yī)行為也導(dǎo)致不同的健康結(jié)果。

表6 不同醫(yī)療資源配置、就醫(yī)行為對老年人健康的影響

注：實證結(jié)果分別來自于表4、表5健康總評模型，其他控制變量不在此表重復(fù)出現(xiàn)。

不同醫(yī)療資源配置承載著不同的醫(yī)療服務(wù)功能，縣市級以上醫(yī)院應(yīng)該承擔(dān)區(qū)域內(nèi)居民重大疾病救治和疑難雜癥診治的功能，基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)承擔(dān)居民疾病預(yù)防與保健和慢性病基本護(hù)理的功能[35]。結(jié)合實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，健康自評雖然對是否選擇縣市級醫(yī)院就醫(yī)不顯著，但患有慢性病的老年人到醫(yī)院就醫(yī)的概率更高，但其健康狀況并未得到顯著提高，可能的解釋是，患有慢性病的老年人更愿意選擇到縣市級醫(yī)院就醫(yī)，其本身的健康自評水平就很低[30]。但是一定程度上也反映了縣市以上級的醫(yī)院發(fā)揮救治重大疾病和疑難雜癥的主導(dǎo)作用并未得到體現(xiàn)，其針對老年人慢性病診療效果不明顯。從村鎮(zhèn)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)情況看，健康情況比較好的老年人到村鎮(zhèn)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率更高，慢性病對其行為影響卻不顯著，并且到基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)顯著提高了老年人健康，可見貧困地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)能夠為老年人提供基礎(chǔ)的醫(yī)療服務(wù)和衛(wèi)生保健功能。

四、貧困地區(qū)醫(yī)療資源的公平和有效布局

(一)主要結(jié)論

本文建立聯(lián)立方程考察了貧困地區(qū)醫(yī)療資源配置如何影響老年人健康，分析了衛(wèi)生可及性對農(nóng)村老年人就醫(yī)行為的影響，以及就醫(yī)行為和健康自評之間相互影響的機(jī)理。排除內(nèi)生性的實證分析結(jié)果表明，衛(wèi)生可及性對就醫(yī)行為有顯著的影響，無論是村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)還是縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)，距離越遠(yuǎn)，老年人到醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率越低，并且就醫(yī)行為與健康之間也相互影響。從選擇到村鎮(zhèn)衛(wèi)生機(jī)構(gòu)就醫(yī)行為看，健康自評高的老年人到該機(jī)構(gòu)的概率也高，同時到村鎮(zhèn)醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人也有著更好的健康狀況。到村鎮(zhèn)級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的行為表現(xiàn)為：老年人健康狀況越好就醫(yī)的概率越高，就醫(yī)也是提高老年人健康的良性循環(huán)因素。而健康自評對老年人選擇到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)沒有顯著影響，但患慢性病的老年人到縣市醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率更高，并且社會健康自評也會顯著提高其到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率，但是到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的老年人健康自評更差。

與其他影響農(nóng)村老年人就醫(yī)行為的因素不同，收入和了解健康保健知識對提高老年人到村鎮(zhèn)級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率并不顯著，但能顯著促進(jìn)其到縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)就醫(yī)的概率。是否有慢性病和對醫(yī)療機(jī)構(gòu)的評價對農(nóng)村老年人選擇縣市級醫(yī)療機(jī)構(gòu)有顯著影響而對選擇村鎮(zhèn)級醫(yī)療機(jī)構(gòu)的影響并不顯著。影響老年人健康自評情況的因素與其他研究得出的結(jié)論一致，值得注意的是，貧困地區(qū)農(nóng)村老年人健康自評情況在性別上存在差異，男性的健康自評情況要高于女性。社會健康反映了個體在社會環(huán)境中的適應(yīng)性和安全感，醫(yī)療保險能顯著提高農(nóng)村老年人的社會健康自評狀況，所以醫(yī)療保險保障了老年人在社會環(huán)境中的安全感和適應(yīng)性。健康保健知識能顯著促進(jìn)老年人健康自評的提高。

(二)政策建議

我國農(nóng)村醫(yī)療機(jī)構(gòu)三級網(wǎng)絡(luò)已基本建立，根據(jù)衛(wèi)生部2012年要求，各地需因地制宜根據(jù)供求雙方潛在需求，確保醫(yī)療資源配置公平合理、有效可行。從衛(wèi)生可及性對老年人就醫(yī)行為的影響看，政策重點之一是就是對貧困地區(qū)醫(yī)療資源的公平和有效性提出更高的要求。醫(yī)療網(wǎng)點的全面覆蓋、合理布局、交通等輔助設(shè)施的優(yōu)化，促進(jìn)醫(yī)療資源平等化，使得那些距離醫(yī)療機(jī)構(gòu)較遠(yuǎn)，且獲取各種資源能力有限的老年人，更便捷地獲得有效、優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療救助和服務(wù)。其次，各層級醫(yī)療機(jī)構(gòu)要針對農(nóng)村老年人健康狀況明確其醫(yī)療服務(wù)功能定位，提高其針對性的醫(yī)療服務(wù)水平和效果。村鎮(zhèn)級衛(wèi)生室、衛(wèi)生院要加強(qiáng)對老年人健康的日常保健、初級診療的功能，除了日常診療和護(hù)理服務(wù)，也要關(guān)注農(nóng)村老年人的慢性病管理與康復(fù)問題?；加新圆〉睦夏耆烁鼉A向于到縣市醫(yī)療機(jī)構(gòu)，但縣市級醫(yī)院在區(qū)域布局上較遠(yuǎn)，所以發(fā)揮基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)對老年人慢性病的一般管理和護(hù)理功能，既能提高老年人利用醫(yī)療資源的效率，也能實現(xiàn)各層級醫(yī)療資源配置之間的良性互動。縣市級以上醫(yī)療機(jī)構(gòu)承擔(dān)著對農(nóng)村老年人危重患者診療的功能，除了提供更快捷有效的衛(wèi)生可及性，還要提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的質(zhì)量。除此之外，加強(qiáng)健康保健知識，無論對老年人增加醫(yī)療資源利用率還是促進(jìn)其健康狀況，都有重要影響。

[1]ZHOU Z, WANG C, YANG H, et al. Health-related quality of life and preferred health-seeking institutions among rural elderly individuals with and without chronic conditions: a population-based study in Guangdong Province, China[J]. Biomed Research International, 2014(3): 192-374.

[2]簡文清. 衛(wèi)生資源配置失衡對居民健康的影響:基于城鄉(xiāng)和區(qū)域視角[J]. 中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì), 2016, 35(8): 55-57.

[3]GROSSMAN M. On the concept of health capital and the demand for health[J]. Journal of Political Economy, 1972, 80(2): 223-255.

[4]苗艷青. 衛(wèi)生資源可及性與農(nóng)民的健康問題:來自中國農(nóng)村的經(jīng)驗分析[J]. 中國人口科學(xué), 2008(3): 47-55.

[5]辛怡. 衛(wèi)生服務(wù)可及性與農(nóng)村居民健康不平等[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2012(8): 105-112.

[6]ROSENZWEIG M R, SCHULTZ T P. Child mortality and fertility in Colombia: individual and community effects[J]. Health Policy and Education, 1982, 2(3): 305-348.

[7]BENEFO K, SCHULTZ T P. Fertility and child mortality in Cote d’Ivoire and Ghana[J]. The World Bank Economic Review, 1996, 10(1): 123-158.

[8]LAVY V, STRAUSS J, THOMAS D, et al. Quality of health care, survival and health outcomes in Ghana[J]. Journal of Health Economics, 1996, 15(3): 333-357.

[9]MOONEY G. The economics of health reconsidered by Thomas Rice. [J]. Health Economics, 1999, 8(2): 181-182.

[10]王偉, 任苒. 衛(wèi)生服務(wù)可及性概念與研究進(jìn)展[J]. 中國衛(wèi)生經(jīng)濟(jì), 2011, 30(3): 47-49.

[11]FRANKENBERG E. The effects of access to health care on infant mortality in Indonesia[J]. Health Transition Review, 1995, 5(2): 143-163.

[12]宋月萍, 譚琳. 衛(wèi)生醫(yī)療資源的可及性與農(nóng)村兒童的健康問題[J]. 中國人口科學(xué), 2006(6): 43-48.

[13]胡思洋. 農(nóng)村老年人就醫(yī)行為的影響因素研究——來自谷城、南陽兩地數(shù)據(jù)的實證[J]. 人口與發(fā)展, 2016, 22(5): 69-74.

[14]張麗珍. 老年人利用醫(yī)療服務(wù)的影響因素分析[J]. 人口研究, 1996(2): 70-73.

[15]RITTNER B, KIRK A B. Health care and public transportation use by poor and frail elderly people[J]. Social Work, 1995, 40(3): 365-373.

[16]ANDERSON J G. Health services utilization: framework and review[J]. Health Services Research, 1973, 8(3): 184.

[17]ANDERSEN R, ADAY L A. Access to medical care in the US: realized and potential[J]. Medical Care, 1978, 16(7): 533-546.

[18]CULYER A J, WAGSTAFF A. Equity and equality in health and health care[J]. Journal of Health Economics, 1993, 12(4): 431-457.

[19]ANDERSEN R, NEWMAN J F. Societal and individual determinants of medical care utilization in the United States[J]. Milbank Quarterly, 2005, 83(4): 1-28.

[20]BERKMAN L F. The role of social relations in health promotion[J]. Psychosomatic Medicine, 1995, 57(3): 245-254.

[21]THOITS P A. Mechanisms linking social ties and support to physical and mental health[J]. Journal of Health and Social Behavior, 2011, 52(2): 145-161.

[22]劉國恩, H.DOW W, 傅正泓, 等. 中國的健康人力資本與收入增長[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué), 2004, (4): 101-118.

[23]劉宏, 高松, 王俊. 養(yǎng)老模式對健康的影響[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2011 (4): 80-93.

[24]METE C, SCHULTZ T P. Health and labor force participation of the elderly in Taiwan[R]. Yale University Economic Growth Center Discussion Paper, 2002.

[25]瞿婷婷, 申曙光. 參保機(jī)會、保障水平與醫(yī)療服務(wù)利用均等化——基于廣東省A市的地區(qū)差異分析[J]. 財經(jīng)研究, 2013(7): 96-109.

[26]姚兆余, 張娜. 農(nóng)村居民就醫(yī)行為及其影響因素的分析——基于蘇北地區(qū)X鎮(zhèn)的調(diào)查[J]. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版), 2007, 7(3): 12-17.

[27]PENCHANSKY R, THOMAS J W. The concept of access: definition and relationship to consumer satisfaction[J]. Medical Care, 1981, 19(2): 127-140.

[28]劉國恩, 蔡春光, 李林. 中國老人醫(yī)療保障與醫(yī)療服務(wù)需求的實證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2011(3): 95-107.

[29]趙忠. 我國農(nóng)村人口的健康狀況及影響因素[J]. 管理世界, 2006(3): 78-85.

[30]李建新, 劉保中. 健康變化對中國老年人自評生活質(zhì)量的影響——基于CLHLS數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)模型分析[J]. 人口與經(jīng)濟(jì), 2015(6): 1-11.

[31]楊丹, 劉自敏. 農(nóng)民經(jīng)濟(jì)組織、農(nóng)業(yè)專業(yè)化和農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長——來自中國2445個村莊的證據(jù)[J]. 社會科學(xué)戰(zhàn)線, 2011(5)：64-70.

[32]BAUM C F, SCHAFFER M E, STILLMAN S. Instrumental variables and GMM: Estimation and testing[J]. Stata Journal, 2003, 3(1): 1-31.

[33]尹志超, 甘犁. 香煙、美酒和收入[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2010(10): 90-100.

[34]ZELLNER A. An efficient method of estimating seemingly unrelated regressions and tests for aggregation bias[J]. Journal of the American statistical Association, 1962, 57(298): 348-368.

[35]張振忠. 中共中央國務(wù)院關(guān)于深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的意見[J]. 中國農(nóng)村衛(wèi)生事業(yè)管理, 2009, 29(5): 243-248.

Medical Resources Allocation in Poverty Stricken Regions and Elderly Health

Zhuorinatuya

(CollegeofEconomicandmanagement,NorthwestA&FUniversity,Yangling712100,China)

Elderly health is the essential issue on rational reallocation of medical resources in poor areas. This paper measures the impact of medical service access on rural elderly health through simultaneous equations, and tries to figure out the relationship between treatment seeking behavior and rural elderly health. The results indicate that medical service access significantly affects the treatment seeking behavior, no matter village clinics or municipal hospital. The elderly seek for medical advice in village clinics with better self-evaluation of health; also,they are more likely to seek for medical advice in village clinics. Conversely, the elderly choose municipal hospital service with worse self-evaluation of health. Also, health knowledge has significant positive impact not only on treatment seeking behavior but also on improving the elderly health.

medical service access; rural medical care; elderly health; treatment seeking behavior; resources allocation

2017-03-18

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.04.009

國家自然科學(xué)基金項目(71373209)

卓日娜圖婭(1988—)，女,蒙古族，西北農(nóng)林科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士研究生，主要研究方向為健康(衛(wèi)生)經(jīng)濟(jì)學(xué)。E-mail：tuya@nwsuaf.edu.cn

C913.4

A

1672-0202(2017)04-0087-12