朱 斌 毛 瑛

(1 香港城市大學(xué)公共政策學(xué)系，香港，999077；2 西安交通大學(xué)公共政策與管理學(xué)院，陜西西安，710049)

代際支持、社會(huì)資本與醫(yī)療服務(wù)利用*

朱 斌1，2毛 瑛2

(1 香港城市大學(xué)公共政策學(xué)系，香港，999077；2 西安交通大學(xué)公共政策與管理學(xué)院，陜西西安，710049)

醫(yī)療服務(wù)利用行為是個(gè)人健康狀態(tài)的直接體現(xiàn)，但其亦可能受到社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、居住地等因素的制約。本文借鑒健康生態(tài)學(xué)理論分析醫(yī)療服務(wù)利用行為，將個(gè)體比作處于生態(tài)系統(tǒng)的生物體，把個(gè)體生活的工作、家庭等社會(huì)環(huán)境看做一定范圍內(nèi)的“人類生態(tài)系統(tǒng)”，介于家庭和工作微系統(tǒng)對(duì)個(gè)人的直接影響，本文對(duì)老年人的工作及家庭環(huán)境重新梳理，著重探究家庭微系統(tǒng)中代際支持、工作微系統(tǒng)中社會(huì)資本與醫(yī)療服務(wù)利用的聯(lián)系，并使用CHARLS 2013數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示：(1)代際支持對(duì)醫(yī)療服務(wù)的使用具有顯著正向影響，(2)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用存在“斷點(diǎn)”特性，(3)醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用影響因素的性別差異凸顯。

代際支持；社會(huì)資本；醫(yī)療服務(wù)；健康生態(tài)學(xué)；四部模型法

一、文獻(xiàn)綜述

近年來，隨著生育率的快速下降和預(yù)期壽命的延長(zhǎng)，中國(guó)人口老齡化速度加快，老年人口數(shù)量持續(xù)增長(zhǎng)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，我國(guó)于1999年進(jìn)入老齡社會(huì)，截至2014年末，我國(guó)60歲以上老年人總量高達(dá)2.12億人，約占人口總量的15.5%。老齡人口規(guī)模的不斷增長(zhǎng)，給我國(guó)的養(yǎng)老、醫(yī)療體系帶來持續(xù)的沖擊與挑戰(zhàn)。與青年人不同的是，隨著年齡的增長(zhǎng)，中老年人各類疾病的發(fā)病率和綜合率都相應(yīng)上升，患病成為中老年人的常態(tài)。相關(guān)調(diào)查結(jié)果顯示，我國(guó)60歲以上老年人慢性病患病率是全部人口患病率的3.2倍，平均醫(yī)療費(fèi)用是30歲以下年輕人的3倍以上，老年人群的醫(yī)療服務(wù)利用狀況越來越多地引起學(xué)者的關(guān)注。

總體來看，醫(yī)療服務(wù)利用差異的原因分析是學(xué)者們的主要關(guān)注點(diǎn)。其中，個(gè)體固有的遺傳易感性特征和其自由選擇的不健康行為最早被學(xué)者證實(shí)對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用存在影響，如Andersen[1]在1968年提出的行為模型中最早將年齡、性別歸納為醫(yī)療服務(wù)利用的誘發(fā)因素(Predisposing Factors)；Koopmans[2][3][4]等學(xué)者的研究也驗(yàn)證了個(gè)人特征對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響性。隨后，Sari[5]等學(xué)者將行為特點(diǎn)加入醫(yī)療服務(wù)利用的分析框架進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)抽煙、鍛煉習(xí)慣等個(gè)人行為特點(diǎn)對(duì)個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用行為存在影響，是造成利用行為差異的部分原因。

除了個(gè)體特征及行為特點(diǎn)因其對(duì)健康的直接影響而作用于醫(yī)療服務(wù)利用行為，還有許多其他因素影響個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用行為。[6]個(gè)體身處家庭及工作環(huán)境之中，其健康狀況及醫(yī)療服務(wù)利用的可及性在一定程度上同樣受到家庭及工作類型的影響。在家庭層面，婚姻狀態(tài)[7]以及配偶行為[8][9]會(huì)帶來個(gè)人健康的差異，在工作層面，亦可見工作類型[10]以及收入狀況[11][12]影響慢性疾病發(fā)病率的研究，這些因素既可能直接或間接作用于個(gè)人健康，也可能構(gòu)成患者利用醫(yī)療服務(wù)的障礙。如對(duì)于低收入人群，貧困使其難以保持良好的健康狀況，而較差的健康狀況又因經(jīng)濟(jì)制約難以康復(fù)，繼而反作用于個(gè)體收入，形成健康與貧困的惡性循環(huán)。

但值得注意的是，對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用的分析存在一定的特殊性，原因在于隨著年齡的增長(zhǎng)，個(gè)人所處的家庭及工作環(huán)境也在慢慢發(fā)生著變化(如圖1所示)，從家庭環(huán)境來看，隨著子女的成長(zhǎng)與獨(dú)立，子女為老年父母提供的經(jīng)濟(jì)支持、日常照料和精神慰藉愈發(fā)重要，老年父母與子女的關(guān)系已更多的轉(zhuǎn)化為對(duì)子女的依賴，二者之間的代際支持方向也逐漸由單向變?yōu)殡p向甚至完全逆轉(zhuǎn)。從工作環(huán)境來看，60歲以上老年人多已退出工作崗位，除少數(shù)由工作帶來的職業(yè)疾病之外，工作類型、地區(qū)等工作差異的影響已更多的積淀為社會(huì)資本，并進(jìn)一步影響著老年人生活的方方面面，就醫(yī)療服務(wù)而言，社會(huì)資本的積累會(huì)直接影響到老年人對(duì)醫(yī)療服務(wù)的可及性。

圖1 隨年齡增長(zhǎng)的工作及家庭環(huán)境演變

對(duì)造成醫(yī)療服務(wù)利用差異的各類因素進(jìn)行識(shí)別是探討老年人醫(yī)療服務(wù)利用行為的關(guān)鍵，這些因素不僅包括容易導(dǎo)致健康狀態(tài)惡化的各類危險(xiǎn)因素，也包括個(gè)體家庭、工作及社會(huì)環(huán)境等因素，Collins AE[13]提出的健康生態(tài)學(xué)模型可以較好地處理這些因素間的關(guān)系。基于此，本文將引入健康生態(tài)學(xué)框架系統(tǒng)測(cè)量老年人家庭及工作環(huán)境相關(guān)變量，并重點(diǎn)探究代際支持與社會(huì)資本對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響。

二、理論基礎(chǔ)和實(shí)證模型

(一)理論基礎(chǔ)

健康生態(tài)學(xué)(Health Ecology)即將個(gè)體比作處于自然環(huán)境中生物體，將人類所生活的環(huán)境看成一定范圍的“人類生態(tài)系統(tǒng)”，研究個(gè)體行為特點(diǎn)及所處的家庭、工作等環(huán)境對(duì)健康的影響。[14]

Bronfenbrenner[15]將“人類生態(tài)系統(tǒng)”中的環(huán)境分為四個(gè)層面：微小系統(tǒng)(Microsystem)、中間系統(tǒng)(Mesosystem)、外部系統(tǒng)(Exosystem)以及宏觀系統(tǒng)(Macrosystem)。微小系統(tǒng)(Microsystem)是指?jìng)€(gè)體直接接觸的生活環(huán)境，如家庭、工作、社團(tuán)組織等，對(duì)于個(gè)人而言，長(zhǎng)期所處的家庭微系統(tǒng)與工作微系統(tǒng)對(duì)個(gè)人影響更多也更為強(qiáng)烈。中間系統(tǒng)(Mesosystem)是指多個(gè)微小系統(tǒng)之間的交互作用，如不同家庭微系統(tǒng)與家庭微系統(tǒng)的聯(lián)絡(luò)與互動(dòng)，即個(gè)體所建立的人際網(wǎng)絡(luò)。外部系統(tǒng)(Exosystem)是指在微小系統(tǒng)之外的更為廣泛的環(huán)境，在外部系統(tǒng)中，個(gè)體并不是積極的參與者，如個(gè)體所生活的社區(qū)組織。[16]宏觀系統(tǒng)(Exosystem)是指當(dāng)?shù)?、?guó)家乃至全球水平的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化、衛(wèi)生、和環(huán)境條件以及有關(guān)的政策等，個(gè)體雖未之間參與其中，這些因素又間接影響著個(gè)體心理行為生活方式因素和生物學(xué)因素，成為“原因背后的原因”。

引言中已經(jīng)提到，隨著年齡的不同，家庭微系統(tǒng)及工作微系統(tǒng)的影響也在變化，代際支持及社會(huì)資本演化為家庭微系統(tǒng)及工作微系統(tǒng)的重要內(nèi)容?；谝陨咸攸c(diǎn)，本研究結(jié)合醫(yī)療服務(wù)利用的健康生態(tài)學(xué)模型細(xì)化為：個(gè)人特征(Personal traits)、行為特點(diǎn)(Behaviour)、家庭及交際網(wǎng)絡(luò)(Inter personal)、社會(huì)資本(Social capital)、政策環(huán)境(Social policies)五類變量。鑒于大多數(shù)政策環(huán)境因素屬于遠(yuǎn)端社會(huì)因素，常用于群體健康評(píng)價(jià)，本研究不考慮宏觀政策環(huán)境對(duì)醫(yī)療服務(wù)的影響。

y(醫(yī)療服務(wù)利用)=f(特征a，行為b，家庭c，資本d，政策e)

圖2 醫(yī)療服務(wù)利用的健康生態(tài)學(xué)模型

(二)實(shí)證模型

醫(yī)療費(fèi)用數(shù)據(jù)往往存在大量的零觀測(cè)值，也呈典型的偏態(tài)分布，如，患有慢性病及重大疾病的患者醫(yī)療費(fèi)用往往較高，因此在對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用情況進(jìn)行分析時(shí)，傳統(tǒng)的分析方法往往并不適用。為解決這一問題，Duan et al.[17][18]采用了一系列分析醫(yī)療服務(wù)利用的方法，具體包括方差分析和協(xié)方差分析、兩參數(shù)Box-Cox 轉(zhuǎn)換、二部模型法、四部模型法等。其中，四部模型法將研究對(duì)象分為零支出組、門診服務(wù)使用組及住院服務(wù)使用組，并對(duì)醫(yī)療費(fèi)用進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換，較好地克服了其他模型的缺陷，使回歸結(jié)果更為準(zhǔn)確。*由于CHARLS調(diào)查的是近期醫(yī)療服務(wù)狀況和相對(duì)久遠(yuǎn)的代際支持情況，因此本研究選擇忽略醫(yī)療服務(wù)狀況與代際支持的內(nèi)生性，只考慮代際支持對(duì)醫(yī)療服務(wù)的影響。

四部模型法[19]中對(duì)于門診和住院服務(wù)的分析是基本相同的，本文以門診過程的兩部模型為例對(duì)其進(jìn)行介紹。兩部模型把門診就診分為兩個(gè)組成部分：

1.是否就診

Ii是二分類變量的概率模型(即0 =未就診,1 =有費(fèi)用支出的就診)：

Ii=β1Xi+η1i,η1i～N(0,1)

(1)

如果Ii≥1，則MED>0，否則，MED=0

2.如果就診，就診費(fèi)用

(2)

對(duì)于具有特征Xi的個(gè)體，門診就診費(fèi)用的期望值為

(3)

式中Pi=Pr(MEDi>0)=Pr(Ii≥0)=Φ(β1Xi)如果(2)式中η2i不滿足正態(tài)分布的話，(3)式中期望費(fèi)用的值估計(jì)值并不等于統(tǒng)計(jì)值。此時(shí)，模型的似然函數(shù)是：

式中的Li是對(duì)于第i個(gè)觀察值的似然函數(shù)。如果將所有的觀察值按大小排序， 前N個(gè)觀察值有費(fèi)用支出,而后面的n-N個(gè)觀察值費(fèi)用為0。我們可以分別計(jì)算前N個(gè)觀察值和后n-N個(gè)觀察值的似然函數(shù)：

所以似然函數(shù)為

具體構(gòu)建的四部模型法模型如下：

模型一：就診概率模型

I1i=β1Xi+ε1i,ε1i～N(0,1)

該模型反映前一段時(shí)間內(nèi)個(gè)體進(jìn)行就診的概率，其中因變量為二值變量，分別反映患者上一年是否有就診行為。

模型二：住院概率模型

I2i=β2Xi+ε2i，ε2i～N(0,1)

該模型反映前一段時(shí)間內(nèi)個(gè)體進(jìn)行住院的概率，其中因變量同樣為二值變量，它區(qū)分了門診服務(wù)和住院服務(wù)，從而進(jìn)一步提升了模型估計(jì)的準(zhǔn)確性。在具體分析中，門診和住院概率均為二分類變量，采用Logistic回歸模型進(jìn)行分析。

模型三：門診費(fèi)用模型

模型三為門診費(fèi)用的對(duì)數(shù)線性回歸模型，反映一段時(shí)間內(nèi)個(gè)體門診支出的決定因素。

模型四：住院費(fèi)用模型

模型四為住院費(fèi)用的對(duì)數(shù)線性模型，反映一段時(shí)間內(nèi)個(gè)體住院支出的決定因素。在具體分析中，模型三和模型四因變量為連續(xù)變量，因此均采用最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)。

三、數(shù)據(jù)和變量

(一)數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)，包括2011年的基線調(diào)查和2013年的追蹤調(diào)查。該調(diào)查以45歲及以上中老年人及其家庭為調(diào)查對(duì)象，共覆蓋全國(guó)150個(gè)縣級(jí)單位和450個(gè)村級(jí)單位，約1.7萬人參與調(diào)查。本文以2013年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)作為實(shí)證分析基礎(chǔ)。

(二)變量

本文將醫(yī)療服務(wù)利用的健康生態(tài)學(xué)模型中的四個(gè)層面細(xì)化如下，具體定義及描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。

1.個(gè)人特征。個(gè)人特征主要包括年齡、性別，本文以60歲以上老年人為研究對(duì)象，一般來講，隨著年齡的老化，人的身體機(jī)能會(huì)逐漸衰退，60歲以上的老年人患慢性病及突發(fā)疾病的可能性顯著增加，[20]因此使用醫(yī)療服務(wù)的可能性也越大。Koo K H等學(xué)者的研究中，也可見性別對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的影響。[21]

2.行為特點(diǎn)。國(guó)內(nèi)外學(xué)者的已有研究表明，不良的飲食及生活習(xí)慣與個(gè)體患病具有相關(guān)性，如心血管疾病、代謝異常、惡性腫瘤等很多疾病都與飲酒、抽煙行為相關(guān)。[22][23]不僅如此，Shadyab AH和Chen G的研究發(fā)現(xiàn)，睡眠時(shí)間及午睡習(xí)慣也對(duì)個(gè)體健康水平存在重要影響。[24][25]

3.家庭及交際網(wǎng)絡(luò)。主要包括家庭微系統(tǒng)相關(guān)變量。正如引言中所闡述的，老年人所接觸的家庭微系統(tǒng)隨著年齡的增加也在發(fā)生變化，本文將個(gè)人婚姻狀況及代際支持共同作為家庭微系統(tǒng)代表變量。參照現(xiàn)有研究對(duì)于代際支持的分類，[26]本文將代際支持分為經(jīng)濟(jì)支持與非經(jīng)濟(jì)支持(看望頻次與聯(lián)系頻次)，調(diào)查時(shí)老年人的子女?dāng)?shù)量往往不止1個(gè)，本文統(tǒng)計(jì)的代際支持變量包括所有子女經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)支持的總和。

表1 變量描述統(tǒng)計(jì)

4.社會(huì)資本。主要包括工作微系統(tǒng)相關(guān)變量。60歲以上老年人多已退休，本研究認(rèn)為工作類型對(duì)個(gè)人健康的影響已積淀為社會(huì)資本，即對(duì)醫(yī)療服務(wù)的可及性及可負(fù)擔(dān)性，因此本部分未加入工作類型變量，考慮到不同樣本地區(qū)及城鄉(xiāng)之間的收入差異，我們以調(diào)查對(duì)象的收入主觀感知情況(Living Standard Subjective Perception，LSSP)替代實(shí)際收入。鑒于醫(yī)療保險(xiǎn)、居住地與醫(yī)療服務(wù)利用可及性的直接關(guān)聯(lián)，[27][28]本文將這兩類變量也加入模型之中。

四、我國(guó)老年人醫(yī)療服務(wù)利用及代際支持情況描述

一般來說，衡量醫(yī)療服務(wù)利用情況的指標(biāo)主要包括醫(yī)療服務(wù)使用概率及醫(yī)療費(fèi)用等。本文中所使用的代際支持指標(biāo)包含子女對(duì)父母提供的經(jīng)濟(jì)支持(現(xiàn)金+實(shí)物)、看望頻次(每月)與聯(lián)系頻次(每月)。

(一)住院及門診服務(wù)使用率

圖3為60～85歲老年人調(diào)查時(shí)上一年住院率及上一年門診率變化率及其線性趨勢(shì)線。隨年齡增長(zhǎng)，老年人口門診及住院概率均呈明顯上升趨勢(shì)，60～70歲，老年人門診及住院概率平穩(wěn)提升，而75歲以后，老年人口的門診及住院概率隨年齡波動(dòng)，具體見圖3。

(二)門診及住院費(fèi)用

如圖4所示，門診費(fèi)用和住院費(fèi)用分布為典型的右偏態(tài)分布，這符合我們對(duì)于醫(yī)療費(fèi)用分布的預(yù)期。值得注意的是，住院費(fèi)用分布在10000元以后出現(xiàn)第二峰值，而門診費(fèi)用的分布較為平緩。從圖5可以看出，對(duì)數(shù)調(diào)整后的門診和住院費(fèi)用分布已經(jīng)接近正態(tài)分布。

圖3 60歲以上老年人口門診及住院概率

說明：由于住院費(fèi)用分布右偏且極值較大，圖4僅截取3萬元以下費(fèi)用。

圖4 門診和住院費(fèi)用分布 圖5 門診和住院費(fèi)用的對(duì)數(shù)分布

(三)代際支持情況

從經(jīng)濟(jì)支持情況來看，60歲以上老年人上一年收到的平均現(xiàn)金支持為2503.5元，但由于極值的存在，均值顯然受到了極大值的影響，現(xiàn)金支持的中位數(shù)僅為500元。從非經(jīng)濟(jì)支持來看，每月子女對(duì)老年人的看望頻次高于聯(lián)系頻次，分別為每月18.8次及6.2次，具體如表2所示。

表2 子女對(duì)60歲以上老年人代際支持情況

單位：元

資料來源：CHARLS 2013。

五、結(jié)果與分析

(一)門診概率及住院概率模型的回歸結(jié)果分析

在對(duì)兩個(gè)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)時(shí)，隨著個(gè)人特征、行為特點(diǎn)、人際關(guān)系、社會(huì)資本四類變量逐步加入回歸，模型的解釋程度不斷增強(qiáng)。同時(shí)，各類變量不僅影響著門診需求，還影響著個(gè)體住院需求，本部分對(duì)包含全部四類變量的模型IV和模型VIII進(jìn)行解釋。

表3 門診需求及住院需求模型回歸結(jié)果

(續(xù)表3)

自變量門診需求模型(dy/dx)住院需求模型(dy/dx)I(a)II(a-b)III(a-c)IV(a-d)V(a)VI(a-b)VII(a-c)VIII(a-d)obs39413941394139414712471247124712Loglikelihood-1989．9-1978．3-1975．5-1966．9-2084．9-2067．5-2065．5-2042．7LRχ224．1247．2052．8970．1613．4548．3752．3897．87sig0．00020．00000．00000．00000．01950．00000．00000．0000PseudoR20．00600．01180．01320．01750．00320．01160．01250．0234

注：本表展示結(jié)果為根據(jù)Logit模型計(jì)算而來的dy/dx項(xiàng)，即邊際效應(yīng)，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**、***分別代表在10%、5%和1%的水平上顯著，下表同。

首先，從個(gè)人特征來看，男性老年人使用門診服務(wù)的概率略低于女性，為女性的0.962。為更好體現(xiàn)不同年齡段的特征，本研究針對(duì)不同年齡段設(shè)置虛擬變量，研究發(fā)現(xiàn)，71～75歲老年人門診需求顯著高于對(duì)照組，為60～65歲老年人的1.035倍，80歲以上高齡老人住院需求顯著高于對(duì)照組，為60～65歲老年人的1.056倍。

其次，從行為特點(diǎn)來看，抽煙行為雖對(duì)門診需求無直接影響，但會(huì)使得產(chǎn)生住院需求的概率顯著提升，是對(duì)照組的1.076倍。值得注意的是，具有飲酒行為的老年人產(chǎn)生門診需求和住院需求的概率均顯著降低，分別是對(duì)照組的0.957倍及0.943倍，這可能與飲酒與健康的非線性關(guān)系有關(guān)。睡眠習(xí)慣對(duì)醫(yī)療服務(wù)需求的影響體現(xiàn)在睡眠時(shí)間的增加會(huì)顯著降低門診及住院需求產(chǎn)生概率，但具有午睡習(xí)慣的老年人門診需求產(chǎn)生概率提高了2.9%。

第三，從代際支持情況來看，子女與老年父母的聯(lián)系次數(shù)與門診需求產(chǎn)生概率通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。子女每月與父母聯(lián)系的次數(shù)越高，老年父母使用門診服務(wù)的概率也越高。

第四，從社會(huì)資本來看，居住地和主觀感知的生活水平通過了顯著性檢驗(yàn)，從居住地來看，城市老年人住院需求產(chǎn)生概率顯著高于農(nóng)村，約為農(nóng)村老年人的1.064倍，主觀感知的生活水平處于很低的老年人門診和住院需求產(chǎn)生概率明顯高于對(duì)照組。從醫(yī)保類型來看，不同醫(yī)療保險(xiǎn)類型并未對(duì)老年人門診需求產(chǎn)生概率帶來顯著性影響。調(diào)查結(jié)果還顯示，未參加醫(yī)療保險(xiǎn)的老年人與參加城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)保的老年人住院服務(wù)使用概率明顯低于對(duì)照組，分別是使用城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)保老年人的0.928倍和0.932倍，而使用其他醫(yī)保的老年人住院服務(wù)使用概率明顯高于對(duì)照組。

(二)門診費(fèi)用模型和住院費(fèi)用模型的回歸結(jié)果分析

門診和住院費(fèi)用模型的分析結(jié)果如表4所示，考慮到男女之間醫(yī)療服務(wù)利用行為的差異，本部分還分性別進(jìn)行了討論。

表4 住院服務(wù)利用模型回歸結(jié)果

(續(xù)表4)

自變量門診費(fèi)用模型住院費(fèi)用模型I(全部)II(男性)III(女性)IV(全部)V(男性)VI(女性)行為b抽煙0．303(0．296)0．459(0．342)-0．231(0．691)-0．003(0．185)-0．108(0．207)0．567(0．459)飲酒-0．218(0．150)-0．139(0．190)-0．322(0．263)-0．060(0．108)-0．075(0．130)0．051(0．204)睡眠時(shí)間-0．051?(0．029)-0．068(0．048)-0．041(0．038)0．036(0．023)0．058?(0．032)0．004(0．034)午睡-0．300??(0．128)-0．383??(0．194)-0．289(0．183)0．052(0．097)-0．145(0．134)0．236(0．145)家庭c已婚有伴侶(對(duì)照組：其他)0．009(0．143)-0．056(0．224)0．010(0．204)0．046(0．106)-0．054(0．153)0．108(0．153)代際支持-經(jīng)濟(jì)支持2．35e-5??(0．000)2．18e-5(0．000)3．42e-5?(0．000)2．38e-5???(0．000)3．02e-5???(0．000)1．02e-5(0．000)代際支持-看望次數(shù)0．002(0．003)0．007(0．005)-0．002(0．004)0．002(0．002)0．003(0．003)0．001(0．003)代際支持-聯(lián)系次數(shù)0．004(0．006)0．003(0．008)0．005(0．009)0．003(0．004)0．001(0．006)0．008(0．007)初中(對(duì)照組：小學(xué)及以下)-0．186(0．310)-0．182(0．359)-0．373(0．679)-0．203(0．230)-0．224(0．251)-0．316(0．620)高中及以上(對(duì)照組：小學(xué)及以下)-0．168(0．373)-0．349(0．467)0．218(0．687)0．504??(0．227)0．276(0．266)1．163??(0．459)資本d城市(對(duì)照組：農(nóng)村戶口)0．392(0．264)0．443(0．343)0．442(0．452)0．491???(0．175)0．576???(0．219)0．400(0．302)統(tǒng)一居民戶口(對(duì)照組：農(nóng)村戶口)-0．299(0．654)-0．142(1．042)-0．484(0．873)-0．283(0．417)-0．248(0．522)-0．591(0．735)LSSP：較高(對(duì)照組：很高)0．279(0．477)0．035(0．699)0．091(0．780)0．018(0．290)-0．360(0．374)0．556(0．477)LSSP：一般(對(duì)照組：很高)0．313(0．284)0．226(0．503)0．283(0．365)-0．178(0．186)-0．320(0．252)0．114(0．284)LSSP：較低(對(duì)照組：很高)0．013(0．283)-0．124(0．502)0．033(0．361)0．120(0．196)-0．074(0．268)0．361(0．295)LSSP：很低(對(duì)照組：很高)0．188(0．503)-0．010(0．751)0．798(0．733)-0．332(0．307)-0．725(0．471)-0．047(0．416)LSSP：其他(對(duì)照組：很高)0．094(0．547)-0．020(0．870)-0．335(0．763)0．328(0．335)0．721(0．510)0．113(0．458)城居保(對(duì)照組：城鎮(zhèn)職工)-0．371(0．379)0．199(0．602)-0．572(0．524)0．084(0．264)-0．074(0．401)0．043(0．370)新農(nóng)合(對(duì)照組：城鎮(zhèn)職工)-0．631??(0．290)-0．550(0．370)-0．628(0．503)-0．270(0．188)-0．132(0．245)-0．675??(0．311)其他醫(yī)保(對(duì)照組：城鎮(zhèn)職工)-0．449(0．282)-0．387(0．377)-0．451(0．470)0．041(0．172)0．172(0．217)-0．346(0．298)無醫(yī)療保險(xiǎn)(對(duì)照組：城鎮(zhèn)職工)-0．160(0．435)0．790(0．703)-0．675(0．614)-0．295(0．416)-0．012(0．887)-0．682(0．501)obs539256283695390305F2．261．721．143．822．082．69Sig0．00040．02130．30260．00000．00200．0000R20．10310．15740．09950．12950．12510．1944

首先，在個(gè)人特征方面，男性老年人的住院費(fèi)用顯著高于女性，約超出女性老年人的23.3%。年齡對(duì)60歲以上老年人醫(yī)療費(fèi)用的影響較小，但對(duì)76～80歲年齡段的老年人影響較為顯著，與60～65歲老年相比，76～80歲中老年人住院費(fèi)用平均低出47.4%。分性別回歸發(fā)現(xiàn)，這一現(xiàn)象僅對(duì)男性顯著。

其次，在個(gè)人行為因素方面，睡眠時(shí)間和午睡對(duì)門診費(fèi)用的影響通過了顯著性檢驗(yàn)，睡眠時(shí)間每增加1小時(shí)，調(diào)查對(duì)象門診費(fèi)用平均降低5.1%，此外，男性睡眠時(shí)間與住院費(fèi)用相關(guān)，睡眠時(shí)間約長(zhǎng)的男性老年人住院費(fèi)用越高，這可能與一些老年人因病或勞動(dòng)能力喪失長(zhǎng)期臥床有關(guān)。在其他條件不變時(shí)，午睡行為會(huì)使得男性居民的門診費(fèi)用降低，但對(duì)住院費(fèi)用的影響并不顯著。

第三，人際因素方面，有無婚姻伴侶對(duì)醫(yī)療費(fèi)用的影響并不顯著。教育水平的影響也僅體現(xiàn)在高中及以上教育程度的老年人住院費(fèi)用顯著高于對(duì)于對(duì)照組，高出對(duì)照組50.4%，教育程度對(duì)女性老年人的影響尤為明顯。代際支持層面，子女的經(jīng)濟(jì)支持對(duì)父母醫(yī)療費(fèi)用均體現(xiàn)出顯著正向影響。

第四，社會(huì)資本方面，城市老年人的住院費(fèi)用顯著高于農(nóng)村老年人，在其他條件不變時(shí)，比農(nóng)村老年人住院費(fèi)用高49.1%，這一特點(diǎn)對(duì)男性老年人的影響更為明顯。生活水平主觀感知各類水平均未通過顯著性檢驗(yàn)。從醫(yī)保類型來看，城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)保和新農(nóng)合之間門診費(fèi)用相差63.1%，醫(yī)保類型對(duì)女性老年人的住院費(fèi)用影響同樣突出，這可能與城鄉(xiāng)之間存在醫(yī)療服務(wù)項(xiàng)目?jī)r(jià)格差距有關(guān)。

六、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本研究引入健康生態(tài)學(xué)構(gòu)建個(gè)人醫(yī)療服務(wù)服務(wù)利用的理論模型，并使用四部模型法對(duì)CHARLS數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，著重探討代際支持及社會(huì)資本與醫(yī)療服務(wù)利用的關(guān)系。結(jié)果顯示：不同類型代際支持及社會(huì)資本與個(gè)人特質(zhì)和行為特點(diǎn)一起共同或分別作用于中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的不同環(huán)節(jié)，具體結(jié)論如下：

1.代際支持對(duì)老年醫(yī)療服務(wù)的使用具有顯著正向影響

回歸結(jié)果顯示，代際支持中子女與父母的聯(lián)系次數(shù)顯著提升了父母的門診服務(wù)使用率，經(jīng)濟(jì)支持顯著提高了門診及住院費(fèi)用，但這與劉西國(guó)[29]等學(xué)者發(fā)現(xiàn)的代際支持“健康效應(yīng)”并不矛盾，國(guó)家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查的結(jié)果均顯示，第六次全國(guó)人口普查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，60歲以上老年人近半數(shù)患有高血壓等慢性病，子女的密切聯(lián)系甚至督促可能使得父母更頻繁的通過門診來診治自己的疾病，并選擇更為合適的診療方案，此時(shí)的醫(yī)療服務(wù)使用率的提升對(duì)老年人極有可能是有益的。

2.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)老年人醫(yī)療服務(wù)利用存在“斷點(diǎn)”特性

門診概率模型和住院概率模型的結(jié)果顯示，主觀感知生活水平處于較高、一般、較低的中老年人與主觀感知生活水平很高的中老年人之間的醫(yī)療服務(wù)利用概率均不存在顯著性差異，而主觀感知生活水平處于很低的中老年人的門診及住院服務(wù)利用率則顯著低于主觀感知水平很高者?？赡艿脑蚴?，對(duì)于低收入人群，由于經(jīng)濟(jì)條件的約束，在門診及住院需求產(chǎn)生后往往會(huì)主動(dòng)選擇不就診或不住院以節(jié)省開支。

3.醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用影響因素的性別差異凸顯

在分性別對(duì)門診和住院費(fèi)用模型討論時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)不同性別老年的醫(yī)療費(fèi)用的作用存在較大區(qū)別，睡眠時(shí)間和午睡習(xí)慣對(duì)男性醫(yī)療費(fèi)用的產(chǎn)生存在影響。性別差異在代際支持的作用中同樣突出，雖然使用的所有樣本模型中代際經(jīng)濟(jì)支持對(duì)門診和住院費(fèi)用的影響通過了顯著性檢驗(yàn)，但分類討論發(fā)現(xiàn)，代際經(jīng)濟(jì)支持僅僅顯著增加了女性老年人的門診費(fèi)用和男性老年人的住院費(fèi)用，對(duì)男性老年人的門診費(fèi)用和女性老年人的住院費(fèi)用卻無顯著性影響。

(二)建議

根據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為政府部門在日益關(guān)注老年人精神生活的同時(shí)，應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到代際支持對(duì)于老年人健康的重要性，代際支持解決的不僅僅是老年人的生活問題，還能促進(jìn)老年健康。首先，政府可以針對(duì)有老年人的家庭設(shè)計(jì)相應(yīng)的優(yōu)惠政策，如通過針對(duì)需要贍養(yǎng)老人的年輕人制定所得稅方面的優(yōu)惠政策等措施，為家庭代際經(jīng)濟(jì)支持提供政策支持，并積極引導(dǎo)子女對(duì)父母精神層面的支持；其次，政府應(yīng)注重提高低收入人群對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用的可及性，通過多種方式有效給予社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低者一定經(jīng)濟(jì)支持，進(jìn)而改善其健康。

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(責(zé)任編輯：H)

Intergenerational Support,Social Capital
and Medical Service Utilization—An Empirical Analysis Using CHARSL Data

ZHU Bin MAO Ying

Medical service utilization is is the direct embodiment of the individual health status,and but it may also be restricted by the social and economic status,residence and other factors.This study based on health ecology theory to analyze the medical service utilization behavior,the individuals are compared to organisms in the ecological system,work,family and social environment is considered as a range of "human ecology system" to explore the impact of family microsystem system and work microsystem on the individual behavior of the utilization of medical care.Considering that the elderly family and work environment changes with age,this paper reviews the elderly family and work environment and focused on the relationship between intergenerational support,social capital and medical service utilization.Cross-section data of CHARLS(China Health and Retirement Longitudinal Study)2013 is adopted to conduct the empirical study.The results showed that:(1)Intergenerational support has a significant positive influence on the use of medical services;(2)the effect of income conditions on medical service utilization shows the characteristics of "break point";(3)gender differences of influencing factors on medical service cost was significant.

intergenerational support,social capital,medical service,health ecology,four-part model

* 本文系國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)發(fā)展規(guī)劃項(xiàng)目“ ‘十三五’健康保障發(fā)展問題研究”(2014FGW01)成果。毛瑛為本文通訊作者。