程 雨，王梓琪，郭美君，謝 春，吳敬杰，2

1貴州醫(yī)科大學公共衛(wèi)生學院，環(huán)境污染與疾病監(jiān)控教育部重點實驗室，貴州貴陽，550025；2貴州警察學院司法鑒定中心，貴州貴陽，550005

《“十三五”衛(wèi)生與健康規(guī)劃》明確提出，到2020年要建立覆蓋城鄉(xiāng)居民的基本醫(yī)療衛(wèi)生制度，實現(xiàn)人人享有基本醫(yī)療衛(wèi)生服務目標，提升醫(yī)療衛(wèi)生服務能力，更好地滿足人民群眾基本醫(yī)療衛(wèi)生服務需求。衛(wèi)生服務需求能通過衛(wèi)生服務利用得到滿足，住院服務利用作為衛(wèi)生服務利用的一部分，是反映衛(wèi)生服務利用的重要指標。不同年齡人群的住院服務利用存在差異，并且隨著年齡的增加，其住院服務利用也隨之增加[1]。特別是在農村地區(qū)，老年居民的住院服務利用相對不足[2]。目前，國內關于農村老年居民住院服務利用的研究多以某一地區(qū)人群為視角[3-4]，對于農村老年居民的研究還比較欠缺。人口老齡化給社會、家庭和個人帶來了一系列影響，研究我國農村老年居民住院服務利用的影響因素及其邊際效應，對于進一步推進農村地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生體制改革具有重要的現(xiàn)實意義。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究采用北京大學中國社會科學調查中心公布的2018年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)數(shù)據(jù)[5]。中國家庭追蹤調查通過多階段、內隱分層、概率與規(guī)模成比例(PPS)的方法抽取樣本，并于2010年正式開始入戶訪問，每2年調查1次，樣本覆蓋全國25個省、市、自治區(qū)，抽樣代表性和科學性較強[6-7]。根據(jù)研究目的，選擇60歲及以上農村老年居民作為研究對象，剔除變量缺失和不符合本研究要求的樣本后，最終獲得有效樣本5353個。

1.2 變量選取及變量賦值

因變量：住院，指調查前1年內是否住院。自變量，參考已有研究，選取年齡、性別、學歷、婚姻狀況、家庭規(guī)模、人均收入(對數(shù))、自評健康狀況、慢性病、吸煙、飲酒和基本醫(yī)療保險11個變量。

變量賦值及說明見表1。

表1 變量賦值及說明

1.3 統(tǒng)計學方法

1.3.1 二元logistic回歸模型[8]。采用二元logistic回歸模型，就農村老年居民住院服務利用的影響因素進行分析。如果住院，則因變量Y=1；如果未住院，則因變量Y=0。具體模型如下：

Logit[p(y=1)]=β0+β1x1+β2x2+…+βjxj

(1)

式(1)中β0為常數(shù)項，βj為第j個自變量的回歸系數(shù)，xj為第j個自變量。

1.3.2 邊際效應[9-10]。住院服務利用的邊際效應指各自變量對農村老年居民住院服務利用的影響程度。具體公式如下：

(2)

式(2)中，MUj是第j個變量的邊際效應，β0、βj分別為(1)式中的常數(shù)項和第j個變量的回歸系數(shù)。

1.3.3 數(shù)據(jù)分析。通過Stata 13.0軟件進行數(shù)據(jù)處理與統(tǒng)計分析。檢驗水準α=0.05，P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 變量基本描述

研究對象中，住院1236人(23.1%)，未住院4117人(76.9%)；年齡均值為67.9歲；男性2643人(49.4%)，女性2710人(50.6%)；小學及以下文化程度者4335人(81.0%)，初中745人(13.9%)，高中264人(4.9%)，大專以上9人(0.2%)；未婚49人(0.9%)，在婚或同居4330人(80.9%)，離婚或喪偶974人(18.2%)；家庭規(guī)模均值為4.0；人均收入對數(shù)均值為3.9；不健康1762人(32.9%)，一般828人(15.5%)，健康2763人(51.6%)；有慢性病1560人(29.1%)，無慢性病3793(70.9%)；吸煙1624人(30.3%)，不吸煙3729人(69.7%)；飲酒993人(18.6%)，不飲酒4360人(81.4%)；參保5017人(93.7%)，未參保336人(6.3%)。

2.2 農村老年居民住院服務利用影響因素的logistic回歸與邊際效應結果

研究結果顯示，回歸模型LR=576.960(P<0.001)，表明該回歸模型有統(tǒng)計學意義。

年齡變量的回歸系數(shù)為0.029且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明年齡變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即年齡較大者住院服務利用高于年齡較小者；邊際效應系數(shù)為0.005且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，說明與年齡較小者相比，年齡較大者住院服務利用的概率平均要高0.5%。

性別變量的回歸系數(shù)為0.264且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明性別變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即男性住院服務利用高于女性；邊際效應系數(shù)為0.042且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，說明與女性相比，男性住院服務利用的概率平均要高4.2%。

學歷、婚姻狀況、家庭規(guī)模和人均收入(對數(shù))變量的回歸系數(shù)值與邊際效應系數(shù)值均無統(tǒng)計學意義，說明這些變量對農村老年居民住院服務利用無影響。

自評健康狀況一般和健康變量的回歸系數(shù)分別為-0.642和-0.966且P均小于0.05，在檢驗水準為5%時均有統(tǒng)計學意義，這表明自評健康狀況一般和健康變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即自評健康狀況一般和健康者住院服務利用低于自評不健康者；邊際效應系數(shù)分別為-0.117和-0.164且P均小于0.05，均在5%的檢驗水準上顯著，說明與自評不健康的農村老年居民相比，自評一般和健康者住院服務利用的概率平均要低11.7%和16.4%。

慢性病變量的回歸系數(shù)為0.961且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明慢性病變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即患有慢性病者住院服務利用高于無慢性病者；邊際效應系數(shù)為0.151且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，說明與無慢性病者相比，患有慢性病者住院服務利用的概率平均要高15.1%。

吸煙變量的回歸系數(shù)為-0.238且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明吸煙變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即吸煙者住院服務利用低于不吸煙者；邊際效應系數(shù)為-0.037且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，說明與不吸煙者相比，吸煙者住院服務利用的概率平均要低3.7%。

飲酒變量的回歸系數(shù)為-0.387且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明飲酒變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即飲酒者住院服務利用低于不飲酒者；邊際效應系數(shù)為-0.061且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，這說明與不飲酒的農村老年居民相比，飲酒者住院服務利用的概率平均要低6.1%。

基本醫(yī)療保險變量的回歸系數(shù)為0.639且P<0.05，在檢驗水準為5%時有統(tǒng)計學意義，這表明基本醫(yī)療保險變量是農村老年居民住院服務利用的影響因素，即參加基本醫(yī)療保險者住院服務利用高于未參加基本醫(yī)療保險者；邊際效應系數(shù)為0.101且P<0.05，在5%的檢驗水準上顯著，這說明與未參加基本醫(yī)療保險者相比，參加基本醫(yī)療保險者住院服務利用的概率平均要高10.1%。見表2。

表2 住院服務利用影響因素的logistic回歸與邊際效應結果

3 討論

3.1 年齡和性別是影響農村老年居民住院服務利用的因素

二元logistic回歸和邊際效應結果均表明，年齡和性別是我國農村老年居民住院服務利用的影響因素，且邊際效應結果直觀地反映了這種影響程度，這與以往研究結果一致[1，11]。有研究表明，我國農村老年居民健康狀況較城市老年居民差[12]，且隨著年齡的不斷增長，農村老年居民的身體機能可能會不斷降低，抵抗疾病的能力逐漸減弱，需要利用更多的住院服務對身體健康狀況進行維護。此外，以往我國農村地區(qū)衛(wèi)生資源配置相對不足，衛(wèi)生技術人員學歷和技術水平較低，鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院的衛(wèi)生服務能力較差，農村老年居民衛(wèi)生服務利用的可及性較差。近年來國家不斷加大對基層醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的投入，農村鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和社區(qū)衛(wèi)生服務中心的醫(yī)療衛(wèi)生服務水平和能力得到了很大的提升，農村老年居民衛(wèi)生服務利用的可及性得到提高，可能在一定程度上促進了農村老年居民的就醫(yī)行為，從而增加了其住院服務利用。

隨著我國城鎮(zhèn)化的持續(xù)推進以及工業(yè)化的高速發(fā)展，大量的中青年農村勞動力進入城市，留守農村的主要是老年居民和兒童。農村老年男性往往需要更多地承擔農活以及其他重體力勞動，對身體健康的損耗可能較大，因此對住院服務的需求相對較高。而老年女性一般承擔照料孫輩和家務勞動，參與農業(yè)勞作的時間可能相對較少，對身體健康的損耗可能較低，因此對住院服務的需求相對較少。由于農村老年居民收入較低，農村的社會保障水平和能力較差，可能導致老年居民的衛(wèi)生服務利用相對不足。特別是在社會地位和衛(wèi)生服務利用的公平性方面，老年女性處于弱勢地位，當家庭經(jīng)濟資源不足的時候，老年女性可能會主動或被動放棄其健康權益，或者家庭會選擇優(yōu)先為老年男性購買衛(wèi)生服務，從而使農村老年男性獲得相對較多的住院服務。

因此，應加強對高齡農村老年居民的健康關懷，基層醫(yī)療衛(wèi)生機構應定期為其提供免費體檢，做到疾病早發(fā)現(xiàn)早治療，最大程度地減少患病的成本；進一步加大對基層醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的投入，提高基層醫(yī)療衛(wèi)生機構的衛(wèi)生服務能力；相關部門應深化住院服務利用的性別策略，改善住院服務供給與利用的性別公平性。

3.2 自評健康狀況和慢性病與農村老年居民住院服務利用顯著相關

本研究發(fā)現(xiàn)，自評健康狀況和慢性病影響我國農村老年居民對住院服務的利用，這與張卓的研究結果一致[13]。農村老年居民的生活和工作環(huán)境相對較差，對其身心健康產生不良的影響。特別是對于留守老年居民而言，缺少子女的陪伴和照顧，其身心健康狀況可能比自評狀況更加差。依據(jù)健康信念理論，張卓等人認為，自評健康狀況可能會通過心理學維度中的“感知嚴重性”的變化，對主動就醫(yī)行為產生影響[13]，因此自評不健康者可能會利用更多的住院服務。本研究表明農村老年居民中普遍存在著慢性病患病率較高和文化程度較低的特點，他們可能缺乏對慢性病、慢性病預防與控制相關知識的認知，及時就醫(yī)和主動利用預防保健服務的意識較差，而患有慢性病者一旦出現(xiàn)自覺需要求醫(yī)的情形，病情可能已經(jīng)發(fā)展到復雜、嚴重的程度，難以通過簡單的門診等醫(yī)療處置獲得緩解，從而導致患有慢性病者利用更多的住院服務。

因此，應加強對農村老年居民的親情陪伴和人文關懷，從而改善其心理健康狀況；進一步加大對慢性病的預防與控制，從而減少慢性病的患病率以及控制患病者的病情進一步發(fā)展。

3.3 吸煙和飲酒是影響農村老年居民住院服務利用的因素

結果顯示，吸煙和飲酒均在5%的檢驗水準上影響農村老年居民對住院服務的利用，這與以往的研究結果一致[13]。由于農村老年居民文化程度較低，與城市相比農村的健康宣教力度可能不足，農村老年居民可能對吸煙行為所導致的健康危害了解較少，容易產生“樂觀偏差”，即吸煙者認為吸煙對自身的危險性低于其他吸煙者[13]，因此吸煙者可能會較少利用住院服務。另外，隨著吸煙有害健康的科學理念被人們逐步所熟知，吸煙者因為擔心吸煙行為會被社會歧視和指責，以及因難以戒煙而產生愧疚感等，可能對其就醫(yī)行為產生影響，導致吸煙者利用的住院服務比不吸煙者更低。經(jīng)常飲酒的農村老年居民健康意識可能相對較差，生活中可能常伴有吸煙、熬夜等健康危險行為，可能會回避利用住院服務。相關部門應當對農村老年居民做好健康宣傳教育，使其正確認識吸煙和飲酒對健康的影響，并促使其養(yǎng)成健康的個人生活行為習慣。

3.4 基本醫(yī)療保險對農村老年居民的住院服務利用具有影響

結果顯示，相對于未參加基本醫(yī)療保險的農村老年居民而言，參加基本醫(yī)療保險者利用更多的住院服務，這與以往的研究結果類似[14-15]。一方面，隨著新型農村合作醫(yī)療保險與城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險統(tǒng)籌合一為城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險，基本醫(yī)療保險制度的保障能力得到了大幅度的提升，使參加基本醫(yī)療保險的農村老年居民住院自付費用進一步降低，減輕了參保者在住院衛(wèi)生支出方面的經(jīng)濟負擔，有利于其釋放住院服務需求，從而提高住院服務利用的水平。另一方面，隨著國家醫(yī)改的不斷深化，近年來基本醫(yī)療保險報銷比例不斷提高，特別是《“十三五”深化醫(yī)藥衛(wèi)生體制改革規(guī)劃》明確提出，到2020年，基本醫(yī)療保險政策范圍內報銷比例穩(wěn)定在75%左右，并且要健全重特大疾病保障機制，將低收入家庭的老年重病患者納入救助范圍，發(fā)揮政策托底保障作用。這些舉措能夠進一步緩解農村老年居民的醫(yī)療負擔，滿足其住院服務需求，從而促進住院服務利用。因此相關部門應繼續(xù)深化基本醫(yī)療保險制度改革，加大財政補貼力度，提高基本醫(yī)療保險的總體保障能力。