張 琪 王德永

首都經(jīng)濟貿(mào)易大學勞動經(jīng)濟學院 北京 100070

在健康中國2030戰(zhàn)略與深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革的背景下，為推進健康中國建設，我國政府實施了一系列以“健康為中心、基層為重點、創(chuàng)新為動力”的改革舉措，力圖改善醫(yī)院和疾病為中心的醫(yī)療服務供給模式，緩解“看病難、看病貴”現(xiàn)象，其中家庭醫(yī)生制度正是改革關鍵舉措之一。我國家庭醫(yī)生制度于2011年開始試點，2016年全面推行《關于推進家庭醫(yī)生簽約服務的指導意見》，到2017年底已經(jīng)有5億人擁有了家庭醫(yī)生。由于家庭醫(yī)生兼具常見病治療和健康管理促進功能，在引導患者有序就醫(yī)、促進分級診療、構(gòu)建和諧醫(yī)患關系、應對人口老齡化和慢性病年輕化等方面發(fā)揮了重要作用。本文以家庭醫(yī)生簽約為出發(fā)點，探尋家庭醫(yī)生簽約與公民健康之間的實證關系，進而揭示家庭醫(yī)生對整體健康的維護與促進作用。

1 文獻回顧

家庭醫(yī)生作為初級衛(wèi)生保健的主要承擔者，是居民健康的“守門人”，同時也是深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革與實現(xiàn)健康中國2030戰(zhàn)略的關鍵一環(huán)。家庭醫(yī)生為簽約個人提供基本醫(yī)療服務，滿足簽約居民的醫(yī)療服務需求，提升居民的滿意度與醫(yī)療服務利用率。[1]在具體職責方面，家庭醫(yī)生主要為簽約居民提供基本醫(yī)療服務，與專科醫(yī)生的服務定位與服務內(nèi)容存在明顯區(qū)別，同時與只滿足少數(shù)人群的高端醫(yī)療服務需求，并收取高額費用的私人醫(yī)生也存在本質(zhì)區(qū)別。[2-3]家庭醫(yī)生制度已經(jīng)在很多國家順利開展，通過提供預約門診、家庭病床、家庭訪視、上門服務、疾病治療、急慢病管理、孕產(chǎn)婦保健、健康篩查、健康咨詢、健康教育、家庭健康管理等服務[4-5]，有效改善居民的健康狀況，促進居民的健康水平，健康效果隨著時間的增長而增強[6]。同時提升醫(yī)療資源利用率，降低醫(yī)療服務費用。

我國于2011年在上海市長寧、閔行等10個區(qū)作為試點開啟家庭醫(yī)生制度[7]，相較于國際經(jīng)驗，我國家庭醫(yī)生制度起步較晚，目前仍處于推進階段，缺少對健康長期影響效果的觀測與檢驗。家庭醫(yī)生主要在基層承擔預防保健、常見病、多發(fā)病診療和轉(zhuǎn)診、病人康復和慢性病管理、健康管理等一體化服務[8]，在診治常見病和多發(fā)病的基礎上，還可以滿足健康評估、康復指導等健康保健需求，具有疾病治療和健康促進的雙重功能。針對老年人的調(diào)查分析也表明，家庭醫(yī)生通過提供連續(xù)、穩(wěn)定的醫(yī)療服務可以有效改善老年人的不良生活習慣[9]，一定程度上提升了老年人的健康狀況和就醫(yī)依從性[10]，但目前社區(qū)居民對家庭醫(yī)生制度還不夠了解、對家庭醫(yī)生服務內(nèi)容不夠清楚、對家庭醫(yī)生團隊不夠信任，導致整體簽約率較低[3]。

盡管家庭醫(yī)生在理論和實證研究均驗證了對居民健康的積極效應，但居民健康的影響因素非常復雜，需要綜合考慮。一些實證研究發(fā)現(xiàn)，年齡、性別、家庭收入、文化程度對健康產(chǎn)生影響[11-12]，日常生活中的不良生活行為與生活方式，如吸煙與喝酒都對健康產(chǎn)生很大的風險[13]。同時，醫(yī)療保險對健康具有積極的作用，但不同類別醫(yī)保制度效果存在顯著差異[14]，醫(yī)療服務因素也影響著居民的健康狀況，提高醫(yī)療服務綜合水平可以提升居民健康水平[15]。此外，和諧的醫(yī)患關系是維護居民健康的基礎，促進健康水平的核心[16]，關系信任、家屬信任和制度信任對健康均有顯著性影響[17]。

綜上所知，無論是理論推導還是實證檢驗，家庭醫(yī)生制度對于健康存在著一定程度的影響，通過提供醫(yī)療和健康的一體化服務為簽約居民改善健康狀況。但我國家庭醫(yī)生制度實施時間較短，缺少普適性、專業(yè)性、連續(xù)性的微觀調(diào)查與實證研究，同時缺少相應的評價體系與評價指標，家庭醫(yī)生制度的健康促進效果是否能夠在我國得到驗證，需要進一步實證檢驗。因此，本文運用一手調(diào)查數(shù)據(jù)，探尋簽約家庭醫(yī)生與居民自評健康水平的關系，試圖識別出簽約家庭醫(yī)生對自評健康水平的影響。

2 資料與方法

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于國家社科基金項目“新醫(yī)改目標下我國醫(yī)療衛(wèi)生體制改革進程評價研究”課題調(diào)查問卷，問卷中涉及個人基本情況、健康與醫(yī)療服務利用以及醫(yī)療保障等相關內(nèi)容。問卷于2017年1—3月在北京、昆明、神農(nóng)架三地分別考慮當?shù)蒯t(yī)保制度和參保人數(shù)進行分層隨機抽樣, 共發(fā)放2 420份調(diào)查問卷，回收問卷2 420份。根據(jù)本文研究需要，剔除所選指標存在缺失值樣本，共保留1 815個樣本。

其中，北京、昆明、神農(nóng)架三市所在省份分別位于我國東、中、西部，具有一定代表性，并且三市按照中央文件開展家庭醫(yī)生制度并順利實施，其中，北京市于2010年開始推廣家庭醫(yī)生服務模式，在不斷的探索過程中并未達到預期效果，直至2016年出臺正式文件推廣家庭醫(yī)生簽約服務，北京市家庭醫(yī)生簽約服務形式與內(nèi)容得以進一步明確，截至2017年年底，北京市家庭醫(yī)生簽約人群覆蓋率為39%，重點人群簽約覆蓋率為91%。昆明市與神農(nóng)架均于2016年響應國家政策規(guī)定，全面推廣家庭醫(yī)生簽約服務，截至2017年年底，昆明市家庭醫(yī)生簽約人群覆蓋率47.5%，重點人群簽約覆蓋率為69.7%，神農(nóng)架簽約人群覆蓋率超過30%，重點人群簽約覆蓋率69.02%。三地的家庭醫(yī)生簽約率均達到了國家規(guī)定的簽約人群覆蓋率30%以上、重點人群簽約覆蓋率60%以上的目標，證明三市家庭醫(yī)生簽約服務推廣順利，取得初步成效。

2.2 變量選擇

因變量。本文選擇居民自評健康水平為因變量，自評健康水平是個體在一定程度上基于自身客觀實際情況的主觀評價。

核心自變量。本文的核心自變量為是否簽約家庭醫(yī)生。是否簽約家庭醫(yī)生，意味著是否參與家庭醫(yī)生制度。

控制變量。為了更加精準的估計出核心自變量對因變量的影響，識別出更加純粹的因果關系，需要選擇合適的控制變量將除核心自變量以外能引起因變量變化的因素控制好。根據(jù)文獻的梳理與總結(jié)，本文將控制因素分為個體因素、衛(wèi)生保健服務因素。根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性，個體因素選擇指標為：年齡、性別、受教育年限、家庭人均月收入；衛(wèi)生保健服務因素選擇指標為：享有基本醫(yī)療保險類型、醫(yī)患關系是否變好、對醫(yī)生與醫(yī)院的信任程度、與最近基層醫(yī)療機構(gòu)距離；地區(qū)類指標為：城鎮(zhèn)化率。

對于所有變量的賦值及描述性統(tǒng)計見表1、表2。居民自評健康水平大部分處于“一般”狀態(tài)，而實際調(diào)研家庭醫(yī)生簽約率只有5.2%，遠低于官方公布數(shù)據(jù)。在衛(wèi)生保健因素里，居民對于醫(yī)生與醫(yī)院的信任程度大部分也處于“一般”狀態(tài)，同時醫(yī)患關系未得到明顯改善。

表1 變量賦值

表2 變量描述性統(tǒng)計

2.3 研究方法

為探尋簽約家庭醫(yī)生與自評健康狀況的關系，常用方法為多元回歸分析。一般采用普通最小二乘法(OLS)，但由于可能存在自選擇偏差、內(nèi)生性等問題，影響結(jié)果準確性。因此，本文分別選擇傾向得分匹配(PSM)與兩階段最小二乘法(2SLS)，解決自選擇偏差和內(nèi)生性問題。

考慮到居民簽約家庭醫(yī)生不是一個隨機行為，也不是隨機分配的結(jié)果，而是居民根據(jù)自身條件或?qū)嶋H需求做出的選擇，是自選擇的結(jié)果，因此可能存在自選擇偏差。而傾向得分匹配法(PSM)通過計算傾向得分，選擇與簽約組匹配的對照組，避免了自選擇導致的偏差，進而確保自評健康水平差異的原因是由簽約家庭醫(yī)生造成的，避免群體特征對結(jié)果的影響。同時，考慮到自評健康水平與家庭醫(yī)生簽約之間可能存在互為因果的關系，即身體健康狀況更差而主動簽約家庭醫(yī)生，而不是由于簽約家庭醫(yī)生導致自評健康水平提升，因而產(chǎn)生內(nèi)生性問題，故本論文進一步尋找工具變量構(gòu)建兩階段最小二乘法(簡稱2SLS)模型進行回歸分析。

盡管這兩種方法研究側(cè)重不同，一個從源頭入手，選擇匹配的參照對象，另一個從過程入手，選擇工具變量，但都能夠更準確的鑒別變量之間的因果關系，克服通用計量方法存在的偏誤。而同時使用兩種方法，可以更加精準的估算出家庭醫(yī)生簽約對于自評健康水平的影響，確保因果效應的準確識別，讓研究結(jié)果具有穩(wěn)健性，增強可信度。

2.3.1 傾向得分匹配

傾向得分匹配法的基本理論是通過尋找處理組與控制組，進而使兩組中的樣本在預處理特征中通過匹配得到近似，從而保證處理效應是產(chǎn)生差異的根本原因，確保處理效應的結(jié)果為因果效應。關鍵部分在于通過傾向得分的計算，使兩組內(nèi)樣本得分相同，確保試驗的隨機性，降低控制組樣本選擇產(chǎn)生的誤差。

通過傾向得分匹配計算平均處理效應的一般步驟如下[18]：

首先，選擇控制變量Xi估計傾向得分。一般使用Logit回歸。

第三，根據(jù)匹配后樣本進行回歸分析。主要通過計算平均處理效應，表明核心自變量與因變量的影響是否顯著。參加者平均處理效應(ATT)估計量的一般表達式為：

在實踐中，多采用不同的匹配方法，得到不同的結(jié)果進行比較，如果各個結(jié)果不存在明顯的差異性，則說明結(jié)果具有穩(wěn)健性，不依賴于具體方法；如果存在明顯的差異性，則需要進一步探討造成差異的原因。

2.3.2 兩階段最小二乘法

兩階段最小二乘法是解決內(nèi)生性問題的有效方法，實踐中經(jīng)常采用2SLS進行回歸分析。利用工具變量構(gòu)建2SLS回歸模型，分為兩個階段。

第一階段，分離出內(nèi)生變量的外生部分。將每個解釋變量X1，，Xk分別對所有L個工具變量{Z1，Z2，ZL}作OLS回歸，其中第K個解釋變量Xk=(X1kXnk)′n*1，k=1，，K。得到擬合值

其中P=Z(Z′Z)-1Z′為對應Z的投影矩陣。寫成矩陣形式，可以定義

第二階段，適用此外生部分進行回歸。

通過與誤差項不相關，但是跟內(nèi)生變量高度相關的工具變量，運用2SLS回歸，解決如遺漏變量、度量誤差、互為因果、樣本選擇等內(nèi)生性問題，從而得到一致估計量。

3 實證研究

3.1 描述性分析

居民自評健康水平“較差”的簽約家庭醫(yī)生比例比未簽約居民高3.5%，簽約居民自評健康水平“良好”和“很好”的比例比未簽約居民高出3.7%(表3)，造成這種現(xiàn)象的原因可能是身體健康較差的居民更傾向于簽約家庭醫(yī)生，健康較好的人群健康意識足，更傾向于簽約家庭醫(yī)生，也有可能自評健康水平與家庭醫(yī)生簽約不存在一定的因果關聯(lián)，因此無法直接判定家庭醫(yī)生簽約對自評健康水平的影響，需進行進一步的研究分析。

表3 家庭醫(yī)生簽約與自評健康水平交叉列聯(lián)表/%

3.2 OLS回歸分析

年齡、性別、受教育年限、家庭人均月收入、對醫(yī)生與醫(yī)院的信任、與最近基層醫(yī)療機構(gòu)距離等因素與自評健康水平顯著相關；在控制住其他變量的情況下，家庭醫(yī)生簽約與否對自評健康狀況的影響不顯著(表4)。因此考慮可能存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題主要包括互為因果與遺漏變量偏誤。由于目前中國家庭醫(yī)生制度的目標群體多為老年人與慢性病患者，這些簽約居民由于身體健康狀況較差更需要基本醫(yī)療服務而選擇主動簽約家庭醫(yī)生，產(chǎn)生互為因果的影響；或者可能存在遺漏變量偏誤，由于居民的就診習慣與個人就醫(yī)偏好，可能對自身健康狀況與家庭醫(yī)生簽約產(chǎn)生影響，而缺少相關變量將導致OLS回歸結(jié)果產(chǎn)生偏差。

運用“豪斯曼檢驗”進行內(nèi)生性檢驗，結(jié)果為Pro>chi2=0.0105，小于0.05，原假設“H0：所有解釋變量均為外生變量”不成立，因此認為存在內(nèi)生性變量，導致普通OLS回歸結(jié)果不夠準確。

3.3 傾向得分匹配法

通過對多種匹配方法結(jié)果的比較，是否簽約家庭醫(yī)生對居民自評健康水平在5%的水平下產(chǎn)生顯著性影響(表5)，多種匹配方法結(jié)果類似，在一定程度上證明了結(jié)果的穩(wěn)健性，以卡尺匹配為準，簽約家庭醫(yī)生居民比未簽約居民自評健康水平更高。

表4 自評健康狀況的OLS回歸結(jié)果

注： Notes_Titles Standard errors in parentheses:

***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1

表5 不同匹配方法平均處理效應結(jié)果

注： Standard errors in parentheses

***P<0.01,**P<0.05,*P< 0.1

基于卡尺匹配，對匹配前后控制變量誤差消減結(jié)果進行比較，匹配后大部分變量的標準化偏差絕對值均小于10%，其中年齡、對醫(yī)生與醫(yī)院的信任程度的標準化偏差絕對值雖然未小于10%，但均大幅度縮小(表6)。證明匹配結(jié)果較為理性，數(shù)據(jù)得到了較好平衡。

3.4 兩階段最小二乘法

根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，本文選擇“醫(yī)療保險報銷水平”作為工具變量。大多數(shù)地區(qū)政策規(guī)定，簽約家庭醫(yī)生有相應的優(yōu)惠待遇，或免掛號費、免費體檢，或提高醫(yī)療保險報銷水平，這意味著簽約家庭醫(yī)生能減少個人醫(yī)療費用支出，享用更高的或相當于享受更好的醫(yī)療報銷水平，滿足工具變量與內(nèi)生解釋變量的相關性。同時，醫(yī)療保險報銷比例由政策規(guī)定而成，不受個人因素影響，與居民自評健康水平并無直接關系，雖然報銷比例與個人所擁有醫(yī)療保險類型相關，但是已經(jīng)加入相關變量進行控制。因此，工具變量滿足外生性，“醫(yī)療保險報銷水平”在理論上滿足工具變量條件。

表6 自評健康水平回歸變量誤差消減狀況

加入工具變量后，在控制其他條件不變的情況下，家庭醫(yī)生簽約對自評健康水平在5%水平下存在顯著性影響(表7)。對比OLS與PSM結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)引入工具變量后，簽約家庭醫(yī)生對自評健康水平影響方向未發(fā)生變化，但系數(shù)發(fā)生明顯變化，在解決內(nèi)生性的基礎上，進一步證明了簽約家庭醫(yī)生居民比未簽約家庭醫(yī)生居民的自評健康水平更高。

表7 工具變量回歸結(jié)果

注： Notes_Titles Standard errors in parentheses:

***P<0.01,**P<0.05,*P<0.1

在控制住其他變量的情況下，簽約家庭醫(yī)生對自評健康狀況有正向促進作用，可與簽約家庭醫(yī)生建立穩(wěn)定的服務關系，能夠獲得更好的醫(yī)療服務以及個性化的生活方式指導和健康促進方案。此外，通過與上級醫(yī)院建立綠色轉(zhuǎn)診通道，便于更快獲得?？品?，且各地推進家庭醫(yī)生服務中采取的醫(yī)保激勵措施，也使得基層醫(yī)保報銷比例下調(diào)，增強了居民對醫(yī)改的獲得感。這都有助于居民健康狀況的改善，最終對居民自評健康狀況產(chǎn)生影響。

在其他影響因素中，年齡、受教育年限、家庭人均月收入、醫(yī)患關系是否變好、對醫(yī)生與醫(yī)院的信任程度對自評健康水平存在顯著性影響。其中，受教育年限與家庭人均月收入在一定程度上代表了人的社會經(jīng)濟地位，一般而言，社會經(jīng)濟地位越高，相對生活質(zhì)量更高，追求健康生活方式的動機更強，維持健康生活方式的能力也越強[19]，而社會經(jīng)濟地位較低的人，則會比其他社會群體遭遇更多的健康風險和疾病[20]；醫(yī)患關系與對醫(yī)生與醫(yī)院的信任程度對自評健康狀況存在顯著性影響，一定程度上說明健康感受并不完全取決于疾病和健康真實狀況，而是與醫(yī)患關系、信任有關，更高的信任程度有助于提升患者對醫(yī)生與醫(yī)院的認可，進而減少患者的焦慮程度，促進患者的自我恢復意識，有利于疾病的康復與健康狀況的改善。

在引入工具變量以后，還需要對工具變量是否合格進行檢驗。運用“最小特征值統(tǒng)計量法”進行弱工具變量檢驗，檢驗結(jié)果F值為18.4923，大于臨界值10，通過了弱工具變量檢驗，不屬于弱工具變量，因此認為本研究所選擇工具變量為有效工具變量。

4 結(jié)論與討論

家庭醫(yī)生通過與居民構(gòu)建穩(wěn)定的契約關系，形成簽約居民健康管理的良性互動，為其提供基本醫(yī)療衛(wèi)生服務，滿足其醫(yī)療服務需求，成為簽約居民健康的“守門人”。但由于健康是一個長期的動態(tài)過程，而我國家庭醫(yī)生制度實施時間較短，描述性分析與OLS回歸都無法驗證家庭醫(yī)生簽約對居民自評健康水平的影響，因此本文通過運用傾向得分匹配與工具變量進行回歸，尋找與簽約居民匹配的對照組，發(fā)現(xiàn)簽約人群與未簽約人群存在自評健康水平差異，驗證了家庭醫(yī)生簽約對居民自評健康水平存在顯著的正向促進作用。其次，驗證了收入和受教育年限等社會經(jīng)濟因素對自評健康水平有影響，揭示了醫(yī)患關系和諧狀況和信任程度等醫(yī)療服務因素也對自評健康水平有顯著性影響，說明主觀健康感受并不完全取決于疾病和健康真實狀況，有效的健康管理和服務能夠提高自評健康感受。

基于本文實證研究結(jié)果，聯(lián)系我國實際，如何更好的推進簽約家庭醫(yī)生制度和服務，值得進一步關注。第一,如何進一步提升家庭醫(yī)生簽約率。2017年底我國超過5億人擁有家庭醫(yī)生[21]，比例達到35.97%，完成了初級目標。針對2020年將“力爭簽約服務擴大到全人群，形成長期穩(wěn)定的契約服務關系，基本實現(xiàn)家庭醫(yī)生簽約服務制度全覆蓋”的政府目標設定[22]，在老年人和慢性病患者等重點人群絕大多數(shù)簽約的基礎上，如何吸引更多居民簽約家庭醫(yī)生，擴大家庭醫(yī)生簽約覆蓋率，是全面推廣家庭醫(yī)生簽約服務與提升家庭醫(yī)生簽約服務質(zhì)量的關鍵。第二，如何確保家庭醫(yī)生簽約率質(zhì)量。本次調(diào)研家庭醫(yī)生簽約率只有5.23%，與官方公布數(shù)據(jù)差距較大，可能調(diào)查樣本存在一定偏差，但目前“為簽而簽”現(xiàn)象客觀存在，影響居民簽約認知，需要正確對待。如醫(yī)院和醫(yī)生為完成硬性簽約指標，直接與大量學生完成一次性簽約指標，硬性要求孩子家長填表簽約家庭醫(yī)生，或居民在醫(yī)院建立個人健康檔案，即被視為簽約家庭醫(yī)生。可見，“被簽約”現(xiàn)象也是居民感知度低的重要原因。如何加大家庭醫(yī)生的宣傳提高家庭醫(yī)生制度設計的知曉率，改善居民對于家庭醫(yī)生簽約的認知，使“被簽約者”的人群轉(zhuǎn)變?yōu)檎鎸嵉暮灱s者，是接下來需要認真對待的關鍵一環(huán)。第三，如何借助家庭醫(yī)生制度推進基層醫(yī)療服務的發(fā)展。家庭醫(yī)生多以基層醫(yī)療為平臺，提供醫(yī)療保健服務。但目前我國基層醫(yī)療資源匱乏、利用率較低，醫(yī)療服務能力有限，難以吸引居民基層就醫(yī)。有效的家庭醫(yī)生制度設計和實施，可以促進基層醫(yī)療資源的配置效率與基層醫(yī)療服務的利用率，改善基層醫(yī)療服務質(zhì)量。應該進一步調(diào)整和完善家庭醫(yī)生制度，強化家庭醫(yī)療服務特色和激勵，增強對居民就診和健康咨詢的吸引力，確保家庭醫(yī)生提供的醫(yī)療服務可以滿足簽約居民的基本醫(yī)療需求與個性保健需求，進而提升基層醫(yī)療服務水平、改善基層醫(yī)療服務狀況，讓百姓真正從簽約家庭醫(yī)生獲益。

本文還存在一定的局限性。健康水平是一個長期動態(tài)變化過程，本文所用截面數(shù)據(jù)無法對健康水平變化進行動態(tài)監(jiān)測，無法有效觀測到家庭醫(yī)生簽約服務對簽約居民健康水平的長期影響，受困于數(shù)據(jù)的限制，為了解決自選擇與內(nèi)生性問題，本文最終選擇了傾向得分匹配法與利用工具變量盡可能識別出家庭醫(yī)生簽約對自評健康水平的影響。同時，本次研究未涉及到簽約居民對家庭醫(yī)生服務的選擇與利用，難以選用合理的變量代表家庭醫(yī)生簽約服務具體實施情況。因此，針對本文的局限性，本研究將進一步拓寬并加深對我國家庭醫(yī)生的研究，設置更加具有代表性的指標，更加真實、客觀的反映家庭醫(yī)生簽約服務實施與居民健康水平變化，并選擇其他科學指標評估家庭醫(yī)生政策的實施效果，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)進行實證研究，為家庭醫(yī)生政策在我國更好的推廣與實施提供建議。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。