葉文君 李 勇

(中國(guó)藥科大學(xué)，江蘇 南京 211198)

1 引言

我國(guó)已經(jīng)進(jìn)入人口老齡化快速發(fā)展階段。據(jù)《2010年第六次全國(guó)人口普查主要數(shù)據(jù)公報(bào)》，我國(guó)60歲及以上人口為1.78億人，占總?cè)丝跀?shù)的13.26%，65歲及以上人口為1.19億人，占8.87%，分別較2000年第五次全國(guó)人口普查上升了2.93%和1.91%；并且45-64歲的中老年人口占據(jù)了總?cè)丝诘?4.33%，這一部分人口即將在10至20年后成為老年群體的主力軍。由于中國(guó)人口基數(shù)龐大，未富先老的情況也很嚴(yán)峻，嚴(yán)重的老齡化將給社會(huì)帶來(lái)巨大的壓力，其中，中老年人對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求增長(zhǎng)就是一個(gè)巨大挑戰(zhàn)。由于中老年人受到收入等因素的限制，其對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求能否轉(zhuǎn)化成真正的醫(yī)療服務(wù)利用行為值得研究。

醫(yī)療保險(xiǎn)作為一種風(fēng)險(xiǎn)分散機(jī)制，旨在為參保者分散健康風(fēng)險(xiǎn)可能造成的損失，起到促進(jìn)國(guó)民醫(yī)療服務(wù)利用進(jìn)而促進(jìn)健康的重要作用。我國(guó)自1998年國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于建立城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的決定》起，陸續(xù)建立了城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險(xiǎn)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)和城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)三大基本醫(yī)療保險(xiǎn)體系。雖然，我國(guó)目前基本醫(yī)療保險(xiǎn)覆蓋率已超過(guò)95%，但基本醫(yī)療保險(xiǎn)的效果如何，它是否達(dá)到了預(yù)期的目的，還沒(méi)有定論。由于城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)(以下簡(jiǎn)稱城居保)制度建立較晚，相對(duì)其它兩大基本醫(yī)療保險(xiǎn)，對(duì)城居保的研究相對(duì)較少。而城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)主要的覆蓋人群之一為沒(méi)有工作的居民。結(jié)合中國(guó)前幾十年經(jīng)濟(jì)環(huán)境分析，這部分沒(méi)有工作的居民現(xiàn)在主要為中老年人。在中國(guó)嚴(yán)峻的老齡化背景下，研究城居保政策對(duì)我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響具有重大的實(shí)際意義。

2 相關(guān)文獻(xiàn)綜述

社會(huì)學(xué)家Andersen和Newman在1973年首次建立了醫(yī)療服務(wù)利用行為模型，來(lái)研究醫(yī)療服務(wù)利用的影響因素。該模型將影響醫(yī)療服務(wù)利用的因素分為三大類，分別為先決因素、使能因素和需要因素。其中，先決因素指例如性別、年齡等人口學(xué)因素和城鄉(xiāng)等社會(huì)結(jié)構(gòu)因素；使能因素主要指醫(yī)療保險(xiǎn)以及人們可及的衛(wèi)生人力資源等；需要因素主要指?jìng)€(gè)體對(duì)于自身健康狀況的判斷。

此后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)該模型進(jìn)行了檢驗(yàn)和完善。在國(guó)外研究中，考慮先決變量時(shí)，James A.M(1994)納入了年齡、性別、教育和婚姻狀況，考慮使能變量時(shí)，將收入、有無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn)、醫(yī)療機(jī)構(gòu)的數(shù)量和遠(yuǎn)近等衛(wèi)生服務(wù)可及性因素納入了研究。在國(guó)內(nèi)研究中，考慮需要變量時(shí)，潘丹(2010)發(fā)現(xiàn)，疾病嚴(yán)重程度是影響農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用最顯著的因素。本文將在前人研究的基礎(chǔ)上，構(gòu)建和完善我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的模型。

在如何衡量醫(yī)療服務(wù)利用方面，目前文獻(xiàn)中常用一定時(shí)期(如過(guò)去4周)內(nèi)的看病次數(shù)，或住院天數(shù)、就醫(yī)率、住院率等。但是這些指標(biāo)只能反映醫(yī)療服務(wù)利用的頻率，無(wú)法反映醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量。從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度而言，價(jià)格是商品價(jià)值的體現(xiàn)，因此，用醫(yī)療衛(wèi)生支出來(lái)衡量醫(yī)療服務(wù)利用，既能從總體上反映人們的醫(yī)療服務(wù)利用行為，也一定程度上反映了醫(yī)療服務(wù)的質(zhì)量。因此，本文擬采用醫(yī)療衛(wèi)生支出作為醫(yī)療服務(wù)利用的衡量指標(biāo)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2013年數(shù)據(jù)。中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS)是一項(xiàng)針對(duì)我國(guó)45歲及以上中老年人的調(diào)查。CHARLS全國(guó)基線調(diào)查于2011年開(kāi)展，覆蓋150個(gè)縣級(jí)單位，450個(gè)村級(jí)單位，約1萬(wàn)戶家庭中的1.7萬(wàn)人。2013年CHARLS對(duì)這些樣本進(jìn)行了隨訪。本文剔除掉缺失關(guān)鍵變量的人數(shù)后，最終得到總樣本1366名，其中中老年城居保參保人群761人，未參保人群605人。

3.2 變量

本文以Andersen和Newman 1973年創(chuàng)立的經(jīng)典的醫(yī)療服務(wù)使用模型為基礎(chǔ)進(jìn)行變量的選取。該模型將影響個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用的變量分為三類：先決變量，使能變量和需要變量?？紤]到中老年人較一般成年人有不同的特點(diǎn)，本文擬在納入模型的先決變量上做出調(diào)整。中老年群體受子女的影響可能較大，因此，存活子女?dāng)?shù)對(duì)中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用可能會(huì)產(chǎn)生較大影響。所以，本文將性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、城鄉(xiāng)、存活子女?dāng)?shù)作為先決變量，城居保參保情況和收入作為使能變量，自評(píng)健康狀況作為需要變量納入模型，變量的描述性統(tǒng)計(jì)詳見(jiàn)表1。

由表1可知，樣本人群平均年齡為60歲，其中，年紀(jì)最小的45歲，最大的93歲；他們的存活子女?dāng)?shù)最小的為1人，最大的為9人，平均存活子女?dāng)?shù)約為2人。樣本人群的受教育程度普遍不高，多為未受過(guò)教育或小學(xué)畢業(yè)。且45%左右的樣本人群沒(méi)有收入。多數(shù)樣本人群的自評(píng)健康狀況一般。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.3 計(jì)量模型

本文擬采用醫(yī)療衛(wèi)生支出作為醫(yī)療服務(wù)利用的衡量指標(biāo)，由于有很多樣本的醫(yī)療衛(wèi)生支出可能為零，不是正態(tài)分布，因此，若采用OLS估計(jì)會(huì)產(chǎn)生偏差，為解決這個(gè)問(wèn)題，本文擬采用兩部模型法來(lái)進(jìn)行估計(jì)。該方法將個(gè)體醫(yī)療服務(wù)利用分成是否采取醫(yī)療服務(wù)利用的決策行為和使用醫(yī)療服務(wù)后的醫(yī)療衛(wèi)生支出兩個(gè)階段，如下：

(1)是否采取醫(yī)療服務(wù)利用的決策方程：

被解釋變量Ii代表是否采取醫(yī)療服務(wù)利用行為，取值為1代表使用醫(yī)療服務(wù)，否則取值為0；解釋變量MIU表示是否參加城居保，取值為1表示參加城居保，取值為0表示未參加城居保，解釋變量Xi為其他影響醫(yī)療服務(wù)利用的因素，包括性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、城鄉(xiāng)、存活子女?dāng)?shù)、收入以及自評(píng)健康狀況。該模型采用Probit模型估計(jì)。

(2)使用醫(yī)療服務(wù)后的醫(yī)療衛(wèi)生支出。

其中，Y代表醫(yī)療服務(wù)利用，本文采用醫(yī)療衛(wèi)生支出來(lái)作為其衡量指標(biāo)。MIU表示是否參加城居保，Zi表示其他影響醫(yī)療服務(wù)利用的因素。兩部模型認(rèn)為是否采取醫(yī)療服務(wù)利用的決策方程與使用醫(yī)療服務(wù)后的醫(yī)療衛(wèi)生支出方程二者相互獨(dú)立，因此在人們采取醫(yī)療服務(wù)利用的情況下去估計(jì)醫(yī)療衛(wèi)生支出，可以糾正醫(yī)療衛(wèi)生支出非正態(tài)分布導(dǎo)致的偏差。

4 實(shí)證結(jié)果及分析

為進(jìn)一步分析城居保對(duì)我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，本文采用兩部模型法進(jìn)行了估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2。

表2 中老年人醫(yī)療總費(fèi)用支出模型結(jié)果

注：*，**，***分別表示10%，5%，1%的顯著性水平；括號(hào)中數(shù)字為標(biāo)準(zhǔn)差。

首先，從決策方程來(lái)看，城居保的系數(shù)為0.352，并且在1%的顯著性水平上顯著，表明城居保政策顯著地增加了我國(guó)中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用概率。此外，性別的系數(shù)為-0.2，且在1%的顯著性水平上顯著，表明男性較女性使用醫(yī)療服務(wù)利用的概率較小?；橐鰻顩r的系數(shù)為0.252，且在5%的顯著性水平下顯著，表明已婚個(gè)體較未婚個(gè)體使用醫(yī)療服務(wù)的概率顯著增加。受教育程度的增加也能增加人們的醫(yī)療服務(wù)利用概率，但是僅在受教育程度較低(能讀寫(xiě)或小學(xué)畢業(yè))或者受教育程度較高(高中畢業(yè)及以上)時(shí)才顯著，顯著性水平均為10%。自評(píng)健康狀況的系數(shù)均為負(fù)，表明自評(píng)健康狀況越好的中老年人使用醫(yī)療服務(wù)的概率越低。年齡、城鄉(xiāng)、存活子女?dāng)?shù)和是否有收入對(duì)醫(yī)療服務(wù)利用無(wú)顯著影響。

從醫(yī)療衛(wèi)生支出方程來(lái)看，城居保的系數(shù)為0.355，且在1%的顯著性水平上顯著，表明城居保政策顯著增加了我國(guó)中老年人的醫(yī)療衛(wèi)生支出，城居保參保人群比未參保人群使用了更多的醫(yī)療服務(wù)，其對(duì)醫(yī)療服務(wù)的利用更加充分。此外，存活子女?dāng)?shù)的系數(shù)為0.092，且在10%的顯著性水平下顯著，表明存活子女?dāng)?shù)越多，也會(huì)顯著增加醫(yī)療衛(wèi)生支出，這表明我國(guó)中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用確實(shí)受到存活子女?dāng)?shù)的影響。自評(píng)健康狀態(tài)的系數(shù)均為負(fù)，表明自評(píng)健康狀況越好，醫(yī)療衛(wèi)生支出會(huì)顯著減少，說(shuō)明醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用同時(shí)受到人們自身的健康狀況的影響。而性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、城鄉(xiāng)以及收入對(duì)我國(guó)中老年人的醫(yī)療衛(wèi)生支出無(wú)顯著影響。

5 研究結(jié)論與政策啟示

本文通過(guò)兩部模型法來(lái)估計(jì)城居保對(duì)我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的影響，研究發(fā)現(xiàn)，一方面，城居保政策顯著地增加了我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的概率，另一方面，城居保政策顯著地增加了我國(guó)中老年人的醫(yī)療衛(wèi)生支出，這表明，城居保政策能促進(jìn)我國(guó)中老年人的醫(yī)療服務(wù)利用行為。這不僅表現(xiàn)在我國(guó)中老年人生病時(shí)，城居保政策能增加其去門(mén)診或住院或采取自我治療等方式就診的概率，還表現(xiàn)在其就診時(shí)能增加其醫(yī)療衛(wèi)生支出，使之獲得更多的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)。此外，受教育程度的增加能顯著增加我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的概率，但是不影響其醫(yī)療衛(wèi)生支出的大小，而存活子女?dāng)?shù)不影響我國(guó)中老年人醫(yī)療服務(wù)利用的概率，但是卻能顯著增加其醫(yī)療衛(wèi)生支出。自評(píng)健康狀況越好的中老年人，其醫(yī)療服務(wù)利用的概率越低，醫(yī)療衛(wèi)生支出也越少。

從以上結(jié)論中我們可以得到如下啟示，相比我國(guó)未參保中老年人群，我國(guó)中老年城居保參保人群獲得了更多的醫(yī)療服務(wù)利用，而醫(yī)療服務(wù)利用是可以促進(jìn)健康的，在我國(guó)面臨嚴(yán)重的老齡化問(wèn)題的狀況下，繼續(xù)推廣執(zhí)行城居保政策能使更多的中老年人獲得醫(yī)療服務(wù)利用，從而減緩其健康惡化給國(guó)家?guī)?lái)的不良影響。

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