家庭資源、政策支持與農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用
——基于logit-NB Hurdle模型的微觀(guān)數(shù)據(jù)考察

姚俊，張麗

(1 南京醫(yī)科大學(xué) 醫(yī)政學(xué)院，江蘇 南京 211166；2 南京中醫(yī)藥大學(xué) 衛(wèi)生經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210023)

1 引言

與其他年齡段人口相比，老年人口具有患慢性非傳染性疾病多、多種慢性疾病累積、患病程度嚴(yán)重、患病率高、住院率高等特征[1]。雖然老年人具有較高的醫(yī)療需要，但他們不斷上升的醫(yī)療需要轉(zhuǎn)化為醫(yī)療需求的過(guò)程較之其他群體會(huì)遇到更多的障礙，這在農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)的尤為明顯，家庭貧困、缺乏醫(yī)療保障、醫(yī)療可及性差都會(huì)導(dǎo)致其無(wú)法及時(shí)利用醫(yī)療服務(wù)[2]。特別是在農(nóng)戶(hù)家庭醫(yī)療資源有限的情況下，“家庭成員看病順序”的選擇次序往往為“孩子、主要?jiǎng)趧?dòng)力、老人、其他成員”[3]，因此，對(duì)于農(nóng)村貧困家庭來(lái)說(shuō)，老年人口通常在農(nóng)戶(hù)內(nèi)醫(yī)療資源分配中處于最不利的位置，成為疾病經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)分布密度最高的群體。以占醫(yī)療費(fèi)用支出主體的住院醫(yī)療服務(wù)為例，來(lái)自全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查等全國(guó)性數(shù)據(jù)或是各地抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)結(jié)果都表明，即使是在新一輪醫(yī)改大力改善農(nóng)村衛(wèi)生服務(wù)利用的背景下，2013年全國(guó)農(nóng)村65歲以上老年人應(yīng)住院而未住院率仍然保持在18.2%，而最低收入組農(nóng)村老人應(yīng)住院而未住院率仍在上升[4]。而從原因來(lái)看，影響農(nóng)村老年人應(yīng)住院而未住院的主要因素仍然是經(jīng)濟(jì)困難，且遠(yuǎn)高于排在第二位的原因[5]。由此可見(jiàn)，醫(yī)療服務(wù)利用不平等現(xiàn)象在中國(guó)農(nóng)村老年人當(dāng)中普遍存在，低收入老人仍然得不到基于健康公平原則的醫(yī)療保健，甚至較少的醫(yī)療服務(wù)利用還會(huì)加大其經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)[6]，使其更容易陷入“因病致貧、因病返貧”。2016年我國(guó)正式啟動(dòng)了健康扶貧工程，從衛(wèi)生服務(wù)供給和醫(yī)療保障支付兩端發(fā)力，為貧困人口提供與健康需求相匹配的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。通常人們以家庭收入來(lái)確定貧困線(xiàn)，評(píng)估反貧困政策效果等；但在家庭內(nèi)部與年輕人相比，老年人花費(fèi)的醫(yī)療支出并沒(méi)有隨著家庭收入的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)[7]，也就是說(shuō)收入導(dǎo)向的扶貧政策效應(yīng)不一定能作用到老年人身上。從改善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)公平性來(lái)說(shuō)，貧困老年人將更加依賴(lài)于健康扶貧政策，其醫(yī)療需要的滿(mǎn)足程度更能反映健康扶貧政策的福利效應(yīng)。因此，本文聚焦于農(nóng)村貧困老年人的住院服務(wù)利用過(guò)程中家庭資源和政策支持的影響力，并以此對(duì)健康扶貧政策實(shí)施結(jié)果進(jìn)行評(píng)估，進(jìn)而明確健康扶貧政策的改進(jìn)方向，特別是為建立更加精準(zhǔn)化的農(nóng)村健康扶貧政策提供決策依據(jù)。

基于窮人和富人之間醫(yī)療服務(wù)利用不平等最為突出的現(xiàn)實(shí)，以及大病風(fēng)險(xiǎn)與貧困脆弱性之間的高度關(guān)聯(lián)性，貧困人口成為住院醫(yī)療服務(wù)利用研究關(guān)注的重要人群。已有研究發(fā)現(xiàn)，貧困人口住院醫(yī)療服務(wù)利用呈現(xiàn)以下特征：在全社會(huì)之間，貧困人口住院率與應(yīng)住院而未住院率都顯著高于全社會(huì)平均水平[8]，其住院首選機(jī)構(gòu)的趨高性與普通居民相比并無(wú)顯著差異，甚至反而更高[9]；在家庭內(nèi)部，存在著明顯的性別不平等現(xiàn)象，女性應(yīng)住院而未住院率要顯著高于男性，老年男性對(duì)家庭醫(yī)療保健支出的影響遠(yuǎn)高于女性[10]；以住院為主的大病醫(yī)療支出隨著大病成員代際次序的上升而下降，老年人大病支出顯著低于其他年齡段成員[11]。在住院服務(wù)利用影響因素方面：健康水平是最重要的需要變量，對(duì)住院決策與住院支出，在不同來(lái)源數(shù)據(jù)中都有顯著性影響[5][12]；直接性詢(xún)問(wèn)顯示經(jīng)濟(jì)因素依然是影響貧困人口應(yīng)住院而未住院的首要原因，但回歸分析則顯示現(xiàn)有醫(yī)療保障制度的改善作用非常有限[13]；收入對(duì)農(nóng)村貧困老年人是否住院沒(méi)有顯著影響，但住院支出則顯著受到收入的影響[14]；因?yàn)樨毑≈g的共生性關(guān)系，收入水平與大病支出呈現(xiàn)顯著負(fù)向關(guān)系，醫(yī)療保障項(xiàng)目的顯著積極影響僅體現(xiàn)在醫(yī)療救助上[11]。

雖然有關(guān)貧困人口乃至貧困老人住院服務(wù)利用的研究不斷細(xì)化，但仍存在不足：一是分析框架需要進(jìn)一步細(xì)化，特別是解釋變量的選擇缺少理論支撐，造成研究發(fā)現(xiàn)解釋力度有限或自相矛盾；二是忽視了對(duì)供方誘導(dǎo)需求的關(guān)注，在政策層面主要關(guān)注醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)住院醫(yī)療服務(wù)利用的影響，而忽視了衛(wèi)生服務(wù)供給層面的變動(dòng)及其結(jié)果的影響；三是忽視了老年人需要反復(fù)住院進(jìn)行治療的現(xiàn)實(shí)，缺少個(gè)體層面住院利用量的研究。針對(duì)以上不足，本文引入健康生態(tài)學(xué)模型，從家庭資源和政策支持兩個(gè)方面構(gòu)建分析框架，運(yùn)用Logit和負(fù)二項(xiàng)兩部模型方法，探討不同因素對(duì)農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用不同階段的影響。

2 分析框架與研究假設(shè)

健康生態(tài)學(xué)模型是將生態(tài)學(xué)的思想引入到健康領(lǐng)域，主要包括個(gè)人特質(zhì)和社會(huì)環(huán)境兩部分內(nèi)容，模型的典型特征是對(duì)影響個(gè)人行為的環(huán)境進(jìn)行多層次分析和關(guān)注各層面環(huán)境之間的相互作用[15]。醫(yī)療服務(wù)利用的經(jīng)典模型——安德森模型，將影響家庭醫(yī)療服務(wù)利用的因素分為傾向向性特征、促進(jìn)資源和需要三類(lèi)，傾向性特征指疾病發(fā)生前傾向于利用醫(yī)療服務(wù)的人群特征，促進(jìn)資源指獲得醫(yī)療服務(wù)的能力及衛(wèi)生資源的可獲得性，需要指?jìng)€(gè)體感受到的醫(yī)療服務(wù)需要[16]。進(jìn)一步看此三類(lèi)變量可以進(jìn)一步分為個(gè)人層次和環(huán)境層次兩大類(lèi)別，其中傾向性特征和需要大多是個(gè)人層次上的，促進(jìn)資源則是環(huán)境層次上的。由此可見(jiàn)，健康生態(tài)學(xué)模型與安德森模型的基本思路是一致的，即強(qiáng)調(diào)環(huán)境對(duì)個(gè)人影響的復(fù)雜性，健康生態(tài)學(xué)模型能夠?yàn)榉治鲠t(yī)療服務(wù)利用行為提供有益的借鑒。Bronfenbrenner通過(guò)將環(huán)境因素分為微小、中間、外部和宏觀(guān)系統(tǒng)四個(gè)遞進(jìn)的層面將個(gè)人和環(huán)境兩部分內(nèi)容整合在一起，微小系統(tǒng)主要包括個(gè)體特點(diǎn)及其人際交往網(wǎng)絡(luò)；中間系統(tǒng)是從組織或家庭層面上通過(guò)微小系統(tǒng)間相互作用與聯(lián)系影響個(gè)體行為；外部系統(tǒng)是指?jìng)€(gè)體未直接參與但對(duì)個(gè)體行為產(chǎn)生間接影響的部門(mén)，例如社區(qū)等；宏觀(guān)系統(tǒng)是指滲透在微小、中間和外部系統(tǒng)中的社會(huì)經(jīng)濟(jì)政策等[17]。個(gè)體的住院服務(wù)利用行為受到個(gè)體及其外部各層次社會(huì)環(huán)境的影響，雖然環(huán)境因素存在遞進(jìn)關(guān)系，但并不代表其對(duì)個(gè)體住院行為具有遞進(jìn)因果鏈條關(guān)系，影響力越強(qiáng)的環(huán)境系統(tǒng)對(duì)個(gè)體行為決策的影響越大。本文整合安德森模型和健康生態(tài)學(xué)模型中關(guān)于社會(huì)環(huán)境因素的分類(lèi)，將住院服務(wù)利用影響因素分析框架細(xì)化為：微小系統(tǒng)的個(gè)體特征與健康需要，中間系統(tǒng)的家庭資源，外部系統(tǒng)的衛(wèi)生服務(wù)供給政策及其影響下的供給結(jié)果和宏觀(guān)系統(tǒng)的醫(yī)療保障政策(見(jiàn)圖1)。

圖1 住院服務(wù)利用影響因素分析框架

在中國(guó)農(nóng)村住院屬于重大家庭經(jīng)濟(jì)開(kāi)支，特別是對(duì)于處于家庭醫(yī)療資源分配末端的老年人來(lái)說(shuō)，住院診療是建立在家庭資源基礎(chǔ)上的家庭決策行為，因此，家庭因素是影響老人住院行為的重要中間系統(tǒng)變量。從已有研究來(lái)看，家庭收入是被普遍納入的分析變量，對(duì)各個(gè)年齡段人群住院率都有顯著正向影響[18][19]；除此之外，還有研究者從家庭居住結(jié)構(gòu)等其他家庭可調(diào)動(dòng)資源的角度分析家庭因素對(duì)中老年人就診行為的影響[3]。從現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，近年來(lái)隨著基層醫(yī)療衛(wèi)生體系綜合改革的完成，農(nóng)村住院醫(yī)療服務(wù)不斷向縣級(jí)及以上醫(yī)院集中，第五次全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示農(nóng)村老年人住院機(jī)構(gòu)將近65%選擇縣級(jí)及以上醫(yī)院，東部地區(qū)更是達(dá)到70%?！跋蛏稀弊≡阂环矫鏁?huì)因醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)差異產(chǎn)生更多自付醫(yī)療費(fèi)用，還會(huì)因交通、食宿等產(chǎn)生額外支出，給農(nóng)村貧困老人家庭造成更大的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。據(jù)此，本文提出家庭資源約束假設(shè)：

假設(shè)1：貧困老人家庭資源越豐富，更傾向于利用住院服務(wù)。

較之于家庭資源，外部衛(wèi)生政策變動(dòng)對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響程度更深。諸多文獻(xiàn)討論醫(yī)保政策對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響，例如，新農(nóng)合制度實(shí)施雖然整體上顯著增加了農(nóng)民對(duì)住院醫(yī)療服務(wù)的利用[20][21]，但卻進(jìn)一步擴(kuò)大了在住院醫(yī)療服務(wù)利用上的不平等，存在明顯“親富人”效應(yīng)[22]；除此之外，研究者從新農(nóng)合補(bǔ)償制度等更為復(fù)雜的政策變動(dòng)角度討論醫(yī)保政策對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響，新農(nóng)保制度的起付線(xiàn)和報(bào)銷(xiāo)比例設(shè)計(jì)并不能有效引導(dǎo)農(nóng)戶(hù)的住院醫(yī)療行為[23]，但是新農(nóng)保門(mén)診補(bǔ)償政策的實(shí)施有效降低了農(nóng)戶(hù)的住院服務(wù)利用，發(fā)揮了門(mén)診補(bǔ)償?shù)奶娲?yīng)[24]；還有研究者比較了參加不同醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)老年人住院率的影響，參加職工醫(yī)保相對(duì)于居民醫(yī)保和新農(nóng)合，住院率提高的比例更大[25]。從原國(guó)家衛(wèi)生計(jì)生委頒布的《關(guān)于實(shí)施健康扶貧工程的指導(dǎo)意見(jiàn)》來(lái)看，提高醫(yī)療保障水平是健康扶貧政策最主要的著力點(diǎn)，政策支持也主要體現(xiàn)在這方面，國(guó)家希望通過(guò)進(jìn)一步提高農(nóng)村貧困人口的醫(yī)療保障水平，進(jìn)而提高其醫(yī)療服務(wù)利用水平，最大限度減少因?yàn)樨毨Р荒芗皶r(shí)就診而陷入“因病致貧和因病返貧”?；谝延醒芯堪l(fā)現(xiàn)和健康扶貧政策，本文提出醫(yī)保政策支持假設(shè)：

假設(shè)2：健康扶貧政策中醫(yī)療保障政策的優(yōu)化增加了貧困老人住院服務(wù)利用。

除了“看病貴”之外，“看病難”也是制約住院醫(yī)療服務(wù)的重要因素。第五次衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，70%的東部農(nóng)村老人選擇縣級(jí)及以上醫(yī)院住院，這反映了基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力不足，農(nóng)村患者對(duì)其信心不足的現(xiàn)實(shí)。因此，健康扶貧政策也將提升貧困地區(qū)衛(wèi)生服務(wù)能力作為重要政策目標(biāo)，特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院服務(wù)能力和質(zhì)量的提升一方面增加了農(nóng)村老人就診的便利性，另一方面對(duì)基層衛(wèi)生機(jī)構(gòu)醫(yī)改政策的傾斜可能會(huì)增加其“供方誘導(dǎo)需求”的沖動(dòng)?；卺t(yī)療服務(wù)供需雙方行為，本文提出：

假設(shè)3：健康扶貧政策帶來(lái)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)衛(wèi)生服務(wù)的改善增加了貧困老人住院服務(wù)利用。

3 模型、數(shù)據(jù)與變量

3.1 模型構(gòu)建

通常計(jì)數(shù)資料數(shù)據(jù)中存在大量的零計(jì)數(shù)，也就是零膨脹(Zero-inflation)，這一問(wèn)題造成數(shù)據(jù)呈現(xiàn)較大的變異，Poisson回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸這兩種計(jì)數(shù)資料回歸分析的基礎(chǔ)模型都無(wú)法取得較好的擬合效果。針對(duì)這種情況，Mullahy提出了Hurdle模型，住院次數(shù)的反應(yīng)變量取值均為非負(fù)整數(shù)，屬于典型的計(jì)數(shù)資料，適合使用該模型。Hurdle模型將住院事件的發(fā)生分成兩個(gè)不同的數(shù)據(jù)生成過(guò)程，第一個(gè)階段決定沒(méi)有住院(零事件)發(fā)生的概率(pi)，此過(guò)程服從二值概率分布；當(dāng)發(fā)生住院行為，即被認(rèn)為跨過(guò)了柵欄(hurdle)，進(jìn)入到住院了多少次的階段，通常人群中不同個(gè)體住院概率不同，導(dǎo)致人群一年個(gè)體發(fā)生住院次數(shù)方差大于均數(shù)，也即存在過(guò)離散問(wèn)題，不適合使用Poisson分布，其條件分布應(yīng)為零截尾負(fù)二項(xiàng)分布(ZTNB)，概率為1-pi。因此，Logit-NB Hurdle模型用來(lái)分析住院次數(shù)影響因素具有較好的擬合優(yōu)度，設(shè)住院次數(shù)取值為yi且相互獨(dú)立，yi=0,1,2,3,…，i=1,2,…,n ，n 為樣本例數(shù)，xi為協(xié)變量向量，Hurdle模型如下：

β1，χ1i分別為logit回歸的參數(shù)向量和協(xié)變量向量，pnb表示零截尾負(fù)二項(xiàng)分布的概率函數(shù)， λi為事件的平均發(fā)生次數(shù)，λi=exp(χ2iβ2)，β2，χ2i分別為零截尾負(fù)二項(xiàng)回歸的參數(shù)向量和協(xié)變量向量。NBH模型的對(duì)數(shù)似然函數(shù)表示為：

I(.)為取值0、1的指示變量，即當(dāng)yi大于0時(shí)取值為1，否則為0。

3.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自于東部某省健康扶貧工程考核課題組2017年11月對(duì)該省11個(gè)設(shè)區(qū)市農(nóng)村貧困人口開(kāi)展的健康扶貧問(wèn)卷調(diào)查。調(diào)查具體采取分階段抽樣的方法實(shí)施：通過(guò)機(jī)械抽樣方法在11個(gè)設(shè)區(qū)市各抽取一個(gè)涉及農(nóng)村貧困人口的縣(市、區(qū))，再根據(jù)該省扶貧工作領(lǐng)導(dǎo)小組公布的省定經(jīng)濟(jì)薄弱村名單在每個(gè)縣隨機(jī)抽取3-5個(gè)經(jīng)濟(jì)薄弱村，在每個(gè)經(jīng)濟(jì)薄弱村根據(jù)建檔立卡貧困戶(hù)名單通過(guò)機(jī)械抽樣方法抽取20個(gè)貧困戶(hù)。然后由調(diào)查員入戶(hù)選擇戶(hù)主就全家健康與就診狀況進(jìn)行結(jié)構(gòu)式訪(fǎng)問(wèn)調(diào)查。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷約860份，回收有效問(wèn)卷790份。

3.3 變量說(shuō)明

因變量。本文因變量為農(nóng)村貧困老年人口住院服務(wù)利用，調(diào)查過(guò)程中，詢(xún)問(wèn)“過(guò)去一年中，您的住院次數(shù)是多少？”進(jìn)行測(cè)量。

自變量。模型的核心自變量包括家庭資源和政策支持兩個(gè)方面。支持老年人住院服務(wù)利用的家庭資源包括人力資源和經(jīng)濟(jì)資源兩部分內(nèi)容，通常老年人住院需要家人陪同和看護(hù)，本文用“家庭實(shí)際生活在一起人口數(shù)”和“家庭外出務(wù)工人口數(shù)”來(lái)測(cè)量家庭實(shí)際和潛在看護(hù)人力資源水平；住院治療的醫(yī)療支出較大，會(huì)給家庭特別是貧困家庭造成一定的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，本文用“家庭年收入水平”和“是否因看病而負(fù)債”來(lái)測(cè)量家庭潛在的能投入到老年人住院服務(wù)利用上的經(jīng)濟(jì)資源水平。政策支持反映了國(guó)家健康扶貧政策改善貧困人口醫(yī)療服務(wù)利用的行動(dòng)水平，本文根據(jù)國(guó)家和當(dāng)?shù)爻雠_(tái)的健康扶貧工程指導(dǎo)意見(jiàn)中所確定的重點(diǎn)工作任務(wù)推進(jìn)程度來(lái)測(cè)量政策支持水平，主要包括提高醫(yī)療保障水平、加強(qiáng)衛(wèi)生服務(wù)體系建設(shè)和實(shí)施住院先診療后付費(fèi)政策，相應(yīng)的用“是否接受醫(yī)療救助”、“就診體驗(yàn)改善程度”和“是否知道‘先診療后付費(fèi)’制度”三個(gè)問(wèn)題進(jìn)行測(cè)量。

控制變量。已有研究表明健康需要是影響醫(yī)療服務(wù)利用的重要因素，其中健康自評(píng)、是否有慢性病、行動(dòng)是否受限通常作為重要測(cè)量指標(biāo)被廣泛用于個(gè)體就診次數(shù)選擇等醫(yī)療服務(wù)利用研究[26][27][28]。因此，本文使用“一般健康自評(píng)得分”、“慢性病患病數(shù)量”、“行動(dòng)水平”三個(gè)問(wèn)題測(cè)量老年人的健康需要。自Grossman1972年提出健康人力資本模型以來(lái)，個(gè)體人口學(xué)特征都是影響醫(yī)療服務(wù)利用的重要因素，比如年齡越大的老年人需要利用更多住院資源和醫(yī)療時(shí)間[29]。本文納入的人口學(xué)特征變量包括性別、年齡、婚姻狀況和文化程度。

表1 變量定義、測(cè)量及描述性分析

4 計(jì)量結(jié)果分析

4.1 農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用情況

表2給出了1年內(nèi)農(nóng)村貧困老人住院利用的發(fā)生頻率，可以看到過(guò)去1年內(nèi)沒(méi)有住院，也就是住院次數(shù)為0的比例相當(dāng)高(67.3%)。但與全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)相比，農(nóng)村貧困老人的住院率遠(yuǎn)高于全國(guó)農(nóng)村老人的平均值(16.8%)，這說(shuō)明“因病致貧、因貧致病”存在著明顯的互為因果的強(qiáng)化關(guān)系。其中，非慢性病農(nóng)村貧困老人的未住院率明顯高于慢性病農(nóng)村貧困老人，非慢性病農(nóng)村貧困老人中有90.5%的人1年內(nèi)住院次數(shù)為0，慢性病農(nóng)村貧困老人的該比例為60.1%。雖然1年內(nèi)住院次數(shù)超過(guò)3次的患者比例開(kāi)始變得非常小，但仍然存在一些住院次數(shù)非常大的極端值，調(diào)查樣本中1年內(nèi)最高住院次數(shù)高達(dá)21次。這說(shuō)明住院次數(shù)存在著過(guò)于離散的問(wèn)題，以上特征說(shuō)明本文選擇Logit-負(fù)二項(xiàng)柵欄模型來(lái)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合是合適的。

4.2 Logit-負(fù)二項(xiàng)柵欄模型的估計(jì)結(jié)果

在Logit-負(fù)二項(xiàng)柵欄模型中，充分考慮到了個(gè)體住院的兩階段特征：第一階段先用Logit模型來(lái)考察農(nóng)村貧困老人的初次住院決策，在這個(gè)階段區(qū)分了住院治療患者和采取門(mén)診治療、自我治療等方式的患者；第二個(gè)階段通過(guò)截取負(fù)二項(xiàng)分布回歸模型來(lái)分析那些選擇住院治療患者的住院消費(fèi)數(shù)量。

表2 1年內(nèi)農(nóng)村貧困老年人住院次數(shù)頻率

第一階段的回歸結(jié)果顯示，因看病而負(fù)債、感受到看病便利程度改善、不是醫(yī)療救助對(duì)象、慢性病患病數(shù)量更多、健康自評(píng)得分低的農(nóng)村貧困老人更可能選擇住院醫(yī)療服務(wù)。健康需要和家庭經(jīng)濟(jì)資源約束是農(nóng)村貧困老人是否住院治療的主要原因。家庭資源中的“因病負(fù)債”變量雖然顯著增加了住院服務(wù)利用，但是當(dāng)“因病負(fù)債”進(jìn)一步惡化為接受醫(yī)療救助的情況下，就會(huì)制約農(nóng)村貧困老人的住院服務(wù)利用；這說(shuō)明雖然家庭現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)資源并不影響農(nóng)村貧困老人是否住院，但大病沖擊一旦超出家庭的債務(wù)承受能力，達(dá)到嚴(yán)重致貧的水平上就會(huì)影響其是否住院；老年人住院服務(wù)不能過(guò)度透支家庭未來(lái)經(jīng)濟(jì)資源，家庭經(jīng)濟(jì)資源約束以一種軟約束的形式存在。政策支持中“感受到看病更加方便”的農(nóng)村貧困老人反而住院率更低，很大程度上可能是因?yàn)槠渖眢w更好，前往醫(yī)療機(jī)構(gòu)就診次數(shù)更低，或者就診內(nèi)容以看門(mén)診為主，其就診感受的改善程度更高；理論上說(shuō)，知道“先診療后付費(fèi)”制度可以促進(jìn)農(nóng)村貧困老人住院，但這種影響并不顯著，這說(shuō)明健康扶貧政策由于實(shí)施時(shí)間較短(1年時(shí)間)還沒(méi)有發(fā)揮出應(yīng)有的政策效應(yīng)；接受醫(yī)療救助反而限制了農(nóng)村貧困老人的住院服務(wù)利用，這說(shuō)明現(xiàn)有的醫(yī)療救助政策門(mén)檻仍需要降低或是救助力度仍需要加大；總體來(lái)說(shuō)，健康扶貧政策支持并沒(méi)有顯著增加農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用的廣度。控制變量中健康需要的顯著性與以往研究結(jié)果相一致，不同的是主客觀(guān)健康評(píng)價(jià)指標(biāo)都具有顯著性影響；但有關(guān)失能水平的客觀(guān)健康需要變量沒(méi)有顯著性，這說(shuō)明因失能而導(dǎo)致“社會(huì)性住院”現(xiàn)象在農(nóng)村貧困老人身上并沒(méi)有發(fā)生。

第二階段的回歸結(jié)果中，家中外出務(wù)工人數(shù)越多、沒(méi)有因病而負(fù)債、沒(méi)有配偶、小學(xué)文化程度、健康自評(píng)分更低的農(nóng)村貧困老人更傾向于多次住院。家庭資源中照料資源不足的農(nóng)村貧困老人住院次數(shù)會(huì)更多，一方面是因?yàn)橥獬鰟?wù)工背景下家庭照料功能弱化，造成許多有護(hù)理需求的老人以入住醫(yī)院來(lái)代替入住福利機(jī)構(gòu)[30]；另一方面家庭成員外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村老人健康產(chǎn)生負(fù)面影響[31]，增加了老人住院服務(wù)利用的次數(shù)。而因病而負(fù)債的農(nóng)村貧困老人因?yàn)榻?jīng)濟(jì)原因，更加不可能多次住院。政策支持變量對(duì)農(nóng)村貧困老人多次住院沒(méi)有顯著影響，同樣驗(yàn)證了政策效應(yīng)的延遲性?？刂谱兞慨?dāng)中，與有配偶者相比，沒(méi)有配偶的農(nóng)村貧困老人因?yàn)槿鄙俦匾恼樟希约翱赡芙】邓礁?，顯著增加了多次住院的概率。與那些未完成小學(xué)教育的患者相比，小學(xué)畢業(yè)的患者能夠?qū)ψ陨砑膊∫约搬t(yī)生表達(dá)的治療信息有清晰的理解，因此會(huì)更加積極的配合住院治療。另外，個(gè)體的主觀(guān)健康評(píng)價(jià)越低，越有可能多次住院。

對(duì)比兩個(gè)階段的回歸模型可以發(fā)現(xiàn)：因病負(fù)債對(duì)于是否住院具有顯著正向作用，而對(duì)于住院次數(shù)則具有顯著負(fù)向作用，充分證明了經(jīng)濟(jì)約束對(duì)于農(nóng)村貧困老人住院行為具有軟約束能力，家庭經(jīng)濟(jì)資源雖不至于影響貧困老人是否住院，但約束著其住院的次數(shù)，這說(shuō)明農(nóng)村貧困老人的住院服務(wù)利用具有孝道和社區(qū)輿論壓力下的“象征性”意義，并不是以老人本身健康需求的滿(mǎn)足為目標(biāo)。外出務(wù)工人數(shù)和是否有配偶在第一階段回歸中不顯著，但在第二階段表現(xiàn)出顯著的正效應(yīng)，這說(shuō)明以子女和配偶為主的家庭照料資源促進(jìn)了初次住院之后的健康恢復(fù)，缺乏這種健康恢復(fù)資源的老人更加容易二次住院或是多次住院。由此可見(jiàn)，假設(shè)1只是部分得到了證明，家庭經(jīng)濟(jì)資源越高，越可能更多的利用住院服務(wù)，但家庭照料資源越高則可以減少住院服務(wù)利用，當(dāng)然照料資源對(duì)住院行為的影響是以健康促進(jìn)或康復(fù)促進(jìn)為中介的。政策支持中的看病便利化程度感受變量和醫(yī)療救助變量在第一階段回歸中存在顯著負(fù)效應(yīng)，但在第二階段又變得不顯著。這說(shuō)明醫(yī)療救助在減輕貧困人口醫(yī)療負(fù)擔(dān)，促進(jìn)醫(yī)療服務(wù)利用上的作用不足，假設(shè)2沒(méi)有能夠被證實(shí)。對(duì)于農(nóng)村貧困老人來(lái)說(shuō)，住院服務(wù)利用不存在供方誘導(dǎo)需求的情況，基層醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)便利性程度提升，并沒(méi)有顯著提升服務(wù)對(duì)象的住院利用，即使是農(nóng)村貧困老人，住院服務(wù)利用“向上”轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)并沒(méi)有因健康扶貧政策的實(shí)施而改變，假設(shè)3同樣沒(méi)有能夠被證實(shí)。

表3 Logit-NB Hurdle模型估計(jì)結(jié)果

表4 三個(gè)模型的擬合優(yōu)度比較

4.3 負(fù)二項(xiàng)分布柵欄模型擬合優(yōu)度分析

在模型選擇部分從數(shù)據(jù)特征上介紹了選擇負(fù)二項(xiàng)分布柵欄模型的原因，本文選擇對(duì)數(shù)似然值、按照參數(shù)個(gè)數(shù)、樣本個(gè)數(shù)調(diào)整后的AIC和BIC三種擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)對(duì)泊松回歸、負(fù)二項(xiàng)分布回歸和負(fù)二項(xiàng)分布柵欄三種模型進(jìn)行比較，表4的結(jié)果顯示，3種擬合優(yōu)度標(biāo)準(zhǔn)均認(rèn)為泊松回歸模型擬合程度最差，而負(fù)二項(xiàng)回歸柵欄模型擬合優(yōu)度最高，因此，本文所使用模型得出的結(jié)論最為可靠。

5 結(jié)論與政策啟示

本文在總結(jié)計(jì)數(shù)資料分析模型優(yōu)劣的基礎(chǔ)上，選擇統(tǒng)計(jì)性質(zhì)更好的負(fù)二項(xiàng)分布柵欄模型對(duì)農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用行為進(jìn)行擬合，分兩個(gè)階段重點(diǎn)考察家庭資源和政策支持對(duì)是否住院和多次住院次數(shù)兩個(gè)環(huán)節(jié)的不同影響，主要得出以下結(jié)論和政策啟示：

第一，經(jīng)濟(jì)狀況仍然是制約農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用的重要因素。調(diào)查結(jié)果顯示農(nóng)村貧困老人需住院未住院率僅為6.8%，遠(yuǎn)低于2013年全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查東部地區(qū)65歲以上老人14.3%的需住院未住院比例，絕對(duì)意義上的“無(wú)錢(qián)看病”現(xiàn)象發(fā)生比例較低。但在需住院而未住院原因當(dāng)中，將近90%是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)困難，是全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查結(jié)果的一倍多。而模型中接受醫(yī)療救助的老人住院率更低和因病負(fù)債的老人多次住院次數(shù)更低，充分說(shuō)明經(jīng)濟(jì)狀況限制了農(nóng)村貧困老人獲得以“看好病”為標(biāo)準(zhǔn)的住院服務(wù)利用。在健康扶貧政策上，應(yīng)加大“先診療后付費(fèi)”政策的宣傳和執(zhí)行力度，在基本醫(yī)?；A(chǔ)上通過(guò)大病醫(yī)保、醫(yī)療救助、專(zhuān)項(xiàng)救助等多種保障措施進(jìn)一步降低貧困人群住院的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，真正做到“住得起院”。

第二，充分的家庭照料能夠有效減少多次住院行為的發(fā)生。反映家庭照料資源的外出務(wù)工人數(shù)和是否有配偶對(duì)農(nóng)村貧困老人是否住院沒(méi)有顯著影響，但對(duì)多次住院有顯著影響。有效的家庭照料可以減少多次住院給貧困家庭帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，在充分實(shí)施“先診療后付費(fèi)”政策背景下也可以有效預(yù)防“社會(huì)性住院”現(xiàn)象的發(fā)生。在政策層面上，應(yīng)充分考慮子女外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村貧困老人身心健康的沖擊，在村級(jí)層面推動(dòng)“醫(yī)養(yǎng)結(jié)合”，發(fā)展互助養(yǎng)老，使農(nóng)村貧困老人能夠在家或就近獲得廉價(jià)的慢性病干預(yù)、術(shù)后護(hù)理與康復(fù)、安寧照護(hù)等服務(wù)，減少反復(fù)住院次數(shù)，提升單次住院的健康效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

第三，健康扶貧政策對(duì)農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。從醫(yī)療服務(wù)需方視角出發(fā)，健康扶貧政策中的兩項(xiàng)重要內(nèi)容——“加大醫(yī)療救助”和“實(shí)施‘先診療后付費(fèi)’”都沒(méi)有促進(jìn)農(nóng)村貧困老人住院醫(yī)療服務(wù)利用。從醫(yī)療服務(wù)供方視角來(lái)看，就診感受越差的農(nóng)村貧困老人其住院率反而更高，充分說(shuō)明農(nóng)村貧困老人普遍存在“向上”就診現(xiàn)象，進(jìn)而產(chǎn)生“住院難”。下一階段健康扶貧政策應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)基層醫(yī)療體系建設(shè)，加大對(duì)貧困地區(qū)縣級(jí)醫(yī)院技術(shù)幫扶力度，通過(guò)遠(yuǎn)程醫(yī)療等方式引導(dǎo)貧困農(nóng)村地區(qū)住院服務(wù)利用“向下”流動(dòng)，切實(shí)解決“住得上院”問(wèn)題，提高農(nóng)村貧困老人住院服務(wù)利用率。同時(shí)，通過(guò)進(jìn)一步做實(shí)“家庭醫(yī)生簽約服務(wù)”，為貧困老人提供升級(jí)化和多樣化的重點(diǎn)慢性疾病治療指導(dǎo)，降低貧困老人慢性病治療住院率，有效降低貧困老人住院治療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，從源頭上解決“少住院”問(wèn)題。

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