照料模式对老年人医疗服务利用的影响

杨 蓉，李浩淼

武汉大学政治与公共管理学院, 湖北武汉, 430072

十八大以来，党中央高度重视老龄化问题。第七次全国人口普查结果显示，我国65岁及以上人口为19064万人，占总人口比例13.50%[1]。随着年龄增长，老年群体健康水平下降，导致他们对医疗资源的需求不断攀升[2]。老年人存在的不同程度的失能、自理能力差，无人陪同就医时交通及沟通方面的阻碍较多，导致其医疗服务利用呈现需要度高、满足度低的矛盾状态[3]。

照料模式与老年人医疗服务利用密切相关[4]。目前，关于照料模式对老年人的卫生服务利用的影响研究，多从正式照料(市场化、支付性的照料)和非正式照料(家庭成员特别是子女充当照料者)的角度出发。例如，林菀娟等指出，现非正式照料对老年人使用门诊医疗有显著的替代效应[5]；陈丽强等指出，非正式照料显著减少老年人门诊和住院费用支出[6]。商业模式和自我照料模式对老年人医疗服务利用的影响研究较少。孙统达等指出，商业照料模式(主要指养老机构)下老年人医疗服务需求较高，而目前养老机构在功能上不能满足老年人的医疗服务需要[7]。刘妮娜等指出，对有照料需要的老年人来讲，自我照料是风险最高的照料方式[8]。而亲情照料、商业照料、自我照料等不同模式对老年人医疗服务利用的影响是否存在差异，目前研究并未给出明确答案。随着家庭结构的改变，老年人独居比例变高，以亲情照料为主的一元化照料正向多元化照料转变[9]。在此现实背景下，探讨不同照料模式与老年人医疗服务利用之间的关系，对于理解老年人医疗服务利用、选择更合适的照料模式以及弥补当前照料模式的不足，具有十分重要的意义。

本研究从照料主体出发，将照料模式分为亲情模式、商业模式和自我照顾模式，分析不同照料模式对老年人医疗服务利用的影响，并建立研究假设：与亲情模式相比，商业模式和自我照顾模式下老年人医疗服务利用会存在不足。

1 资料来源与方法

1.1 资料来源

本研究数据来源于北京大学健康老龄与发展研究中心国家发展研究院开展的中国老年健康影响因素跟踪调查(Chinese longitudinal healthy longevity survey，CLHLS)。该调查覆盖全国23个省市自治区，以65岁及以上老年人和35-64岁成年子女为调查对象，分为存活被访者问卷和死亡老人家属问卷，能全面反映老年人生活情况，具有全国代表性。本研究选用存活被访者问卷调查中2017-2018年最新一次调查数据，该数据于2020年4月3日更新于北京大学开放研究数据平台，共有调查对象15874人。本研究对象限定为年龄65岁以上的老年人，在删除自变量、因变量存在缺失的样本后，最终样本量为7137人。比较了研究样本与总体样本年龄和性别的分布，可以认为，研究样本具有较好的代表性。见表1。

表1 研究样本与总体样本年龄、性别对比

1.2 研究方法

1.2.1 变量选择。①因变量。本研究因变量是老年人医疗服务利用和就医及时性。医疗服务利用通过就医概率和医疗费用来反映，包括是否门诊、是否住院、门诊费用、住院费用4个指标[3-4,10-13]。CLHLS中涉及卫生服务利用的对应问题包括过去一年实际花费的门诊医疗费用(包括挂号、各种门诊检查、药物、各种门诊治疗和其他所有非住院医疗开支)；过去一年实际花费的住院医疗费用(包括住院以后的各种检查、手术和非手术治疗、药物、陪护、住院费，不包括自己和家人的交通费、医院外住宿费和饮食费)。对于以上两个问题的回答，如门诊费用或住院费用不为0，则说明产生了医疗服务。即有门诊费用=1，无门诊费用=0；有住院费用=1，无住院费用=0。医疗费用即该问题对应的一年门诊和住院总费用，由于费用不成正态分布，因此将费用取对数。涉及就医及时性的问题，能及时就医=1，不能及时就医=0。②自变量。照料模式为本研究的自变量，由“当老年人身体不舒服时或生病时主要照料者”确定。将回答为“配偶” “儿子” “儿媳” “女儿” “女婿” “儿子和女儿” “孙子和孙女” “其他亲属朋友”的界定照料模式为亲情模式；将回答照料者为“保姆”的界定为商业模式，将回答“无人照顾”的界定为自我照顾。商业模式除了照料者为保姆，还应包含居住在养老院的老年人，因此结合“您现在与谁住在一起？”这一问题，将回答居住在养老机构的老年人也纳入商业模式。居住地类型这一问题的回答中，独居并不等于无人照料，因此不纳入自我照料模式。本研究将亲情模式作为对照组，分析不同照料模式对老年人医疗服务利用的影响。③控制变量。本文控制变量包括：姓名、年龄、婚姻状况、受教育情况、居住地类型、是否有医保、家庭年收入情况、过去两年是否患过重病、是否患有慢性病、自评健康、失能情况、是否有抽烟喝酒行为、是否经常锻炼。

1.2.2 研究模型。在研究门诊和住院服务利用时，本文的研究模型为Heckman两阶段模型[14]，它将老年人使用医疗服务行为分为两个阶段：第一阶段用Probit模型来估计照料模式对老年人医疗服务利用概率的影响；第二阶段在存在医疗服务利用的情况下，估计照料模式对于医疗服务利用程度的影响。第一步Probit模型如下：

Y为因变量，表示事件发生的概率。本文即为医疗服务利用发生的概率，具体包括门诊服务利用概率和住院服务利用概率，反映的是门诊和住院倾向。Φ表示累计的正态分布函数，Β0是扰动项，xi为影响第i个老年人产生医疗服务利用的解释变量，Βi为解释变量系数向量。

通过Probit回归，可以计算每一个样本的医疗服务利用倾向。由于样本的自选择性，在进行第二步之前，需要纳入逆米尔斯比率λ以修正误差，公式如下：

其中Φ表示标准正态的累计分布函数，φ表示标准正态分布的概率密度函数。

第二步构建线性回归方程，同时将逆米尔斯比率λ作为控制变量代入。若第二步中逆米尔斯比率显著，则说明存在样本选择偏误，需要使用两阶段模型进行修正。若逆米尔斯比率不显著，则说明开始的回归方程不存在选择性偏误，不需要进行修正。第二阶段的线性回归模型具体表示为：

y代表医疗服务利用程度，即医疗费用取对数，具体包括门诊服务利用程度和住院服务利用程度，反映的是医疗服务利用的多少。a0是常数项，x1为自变量，即照料模式，xi为控制变量，λ是前一步计算的逆米尔斯比率，a0、ai、ω是相应解释变量的待估参数，ε是误差向量。

在研究照料模式对就医服务及时性的影响时，因变量为二分类变量，因此采用二分类logistic回归分析。具体公式为：

其中Y为老年人就医可及性，aj为常数项，xi为控制变量，ai是相应解释变量的待估参数。

1.3 统计学方法

本文使用Stata 15.0进行数据处理，采用描述性分析进行一般描述统计，采用Probit回归和OLS线性回归做照料模式对医疗服务利用的影响研究，以logistic回归分析照料模式对就医及时性的影响，检验标准α=0.05。

2 结果

2.1 不同照料模式下老年人基本情况

本研究样本总量7137，其中亲情模式占比最高，约93.88%。3种照料模式中，自我照料模式产生门诊服务利用的比例最高，为77.69%；亲情模式产生住院服务利用的比例最高，为70.58%；性别占比皆为男性少于女性。年龄上，商业模式的样本老年人平均年龄最大，为91.22岁。自我照料的老年人平均年龄最小，为78.48岁。商业模式下样本老年人“离婚、丧偶或从未结婚”的比例高达81.65%。居住地类型中，商业模式老年人更多居住在城镇，亲情和自我照料模式的老年人则更多居住在农村。商业模式照料下的老年人重度失能比例最高，为15.82%，自我照料模式下无重度失能老年人，符合实际情况。商业模式下自评健康很不好的比例最低，而亲情模式下自评健康很好的比例最高。见表2。

表2 变量赋值和样本描述(%)

表2(续)

2.2 照料模式对门诊服务利用的影响

运用Heckman两阶段模型分析得到的结果表明逆米尔斯比率不显著，说明不存在样本选择偏差，模型1可信。与亲情照顾模式相比，商业模式照料下的老年人门诊服务利用率显著降低(β=-0.241，P=0.004)，而自我照料模式对老年人门诊服务利用率无显著影响(β=0.043，P=0.756)。见表3。

表3 照料模式对老年人门诊服务利用影响的Heckman两阶段模型估计结果

2.3 照料模式对住院服务利用的影响

照料模式对老年人住院服务利用影响的Heckman两阶段模型估计结果表明逆米尔斯比率也不显著，同样说明不存在样本选择偏差，模型3可信。与亲情照顾模式相比，商业模式照料下的老年人住院服务利用率显著降低(β=-0.203，P=0.010)，而自我照料模式对老年人住院服务利用率无显著影响(β=-0.052，P=0.683)。见表4。

表4 照料模式对老年人住院服务利用影响的Heckman两阶段模型估计结果

2.4 照料模式对就医及时性的影响

照料模式对老年人医疗服务利用及时性的logistic回归结果说明，同亲情模式相比，商业模式对老年人医疗服务利用及时性没有显著影响(OR=1.611，P=0.363)，但自我照料模式对老年人医疗服务利用及时性影响显著(OR=0.176，P<0.001)。见表5。

表5 照料模式对老年人医疗服务利用及时性影响的logistic回归估计结果

2.5 稳健性检验和亚组分析

为检验结果稳健性，在样本中挑选患有慢性病的群体作回归分析，商业模式会显著降低其门诊服务(β=-0.250，P=0.007)和住院服务(β=-0.215，P=0.015)利用率，自我照料模式下就医服务及时性显著降低(OR=0.170，P<0.001)。慢性病群体的分析结果与全样本结果具有一致性，说明本研究结果稳健。

以性别和城乡来做老年人医疗服务利用和就医及时性的异质性分析，在男性老年人中，商业模式会显著降低其门诊(β=-0.309，P=0.013)和住院(β=-0.261，P=0.028)的利用，但是在女性老年人中，没有显著性影响。在农村老年人中，商业模式也会显著降低其门诊(β=-0.414，P=0.013)和住院的利用(β=-0.424，P<0.001)，但在城市老年人中，其影响不显著。就医及时性方面，无论男女，自我照料模式都会显著降低其就医及时性。在农村老年人中，自我模式也会显著降低就医及时性(OR=0.161，P<0.001)，但在城市老年人中，其影响不显著。见表6。

表6 稳健性检验和亚组分析

3 讨论

3.1 商业模式下老年人医疗服务利用率降低

商业模式照料下，老年人医疗服务利用率降低存在2种原因。①商业模式下，照料主体关注到老年人的医疗卫生需求，注重提高老年人健康管理水平，能做到定期体检和疾病筛查，降低老年人患病风险[15]。②本研究中商业模式照料下的老年群体主要为高龄老人。高龄老人丧偶率高，其子女也年龄偏大，照料能力有限。高龄老人整体照料满足度不高，生理机能老化程度更深，失能或行动能力降低普遍存在，加上疾病等外力因素的积累，需要更多的照护资源与照护成本[16-18]。在未就医时照护成本已经很高的情况下，高龄老人医疗服务所需的资源支持可能就会不足，从而导致商业模式下老年人医疗服务利用率降低。然而，基于本研究数据，无法确切给出商业模式下老年人医疗服务利用率降低的原因，这是本研究的缺陷之一，需要在未来的研究中展开更深入的分析。

3.2 自我照料的老年群体医疗服务利用及时性降低

在自我照料模式下，老年群体的医疗服务利用率没有显著降低，可能与这部分人群本身健康状况相对较好有关[9]，但他们就医服务的及时性要显著低于亲情照料的人群。一方面，老年人创收能力下降，医疗支付能力不足导致就医不及时[3]；另一方面，对于自我照料老年人来说，这类群体的生存风险感知较高，主要担忧是经济等需求是否能得到满足[19]，不一定把医疗服务视为刚性需要，生病时可能选择能拖则拖[20]。

3.3 照护模式对老年人医疗服务利用的影响存在城乡和性别差异

在城镇，医养体系相对完善，且家庭的经济水平更高，无论是照护还是医疗服务利用，都可以提供相对充足的支持。而对于农村老年人，规范治疗率相对低下、医疗服务利用并不充分[21]。在农村，社会化的照料服务还未建立，家庭所能给予的经济支持和照料支持十分有限，加上农村本身医疗服务能力相对较弱，就医便利性也不及城镇，因此，服务利用不足和不及时的问题也更为突出[22]。另外，商业模式下老年人医疗服务利用率还存在性别差异，这可能与男性群体本身健康意识较差，健康服务利用的主动性较低有关[23]。

4 结论

商业模式照料会显著降低老年人的医疗服务利用率，若能在满足老年人医疗服务需求的条件下，通过良好的健康管理降低老年人的患病风险，以达到医疗服务利用率的降低，则对老年人健康状况的改善、疾病经济负担的降低都大有裨益。尽管亲情模式照料依然在所有照料模式中占有重要地位，但随着高龄群体的不断扩增和家庭结构的改变，亲情照料会挤占老年人家属参与市场劳动，而自我照料有限且风险较高[20]。

亲情照料模式短期内依然占据主导地位，同时亲情模式又面临家庭结构改变、照料资源不足等风险。照料体系的建立，应以增强照料服务资源，提高老年人医疗服务利用率和可及性，促进健康老龄化为目标。因此，在引导商业模式良性发展的同时，不能忽视对亲情模式的重视和支持。

在亲情照料缺位，商业照料未建立的农村地区，需要完善基于相互信任、共同参与的社会网络[24]，大力发挥邻里之间、老年人之间的互助服务。此外，还应完善基层医疗服务体系，优化签约服务等，提升居民的健康意识，加强老年人慢性病管理，预防商业照料需求的提早出现。