劉軍軍

世界衛(wèi)生組織（WHO）發(fā)布的《全民健康覆蓋情況追蹤：2017 年全球監(jiān)測報告》顯示，世界約有1 億人口因病致貧[1]。2015 年，中國因病致貧、返貧人口占全部貧困人口的44.1%?！吨袊膊☆A(yù)防控制工作進展（2015 年）》中指出，我國慢性病導(dǎo)致的疾病經(jīng)濟負擔(dān)占總體的近70%。2016 年6 月，原國家衛(wèi)生和計劃生育委員會等15 部門聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于實施健康扶貧工程的指導(dǎo)意見》中指出：加大貧困地區(qū)慢性病防治力度及對患慢性病的貧困人口進行分類救治。貧困具有動態(tài)發(fā)展的特點，當(dāng)前以增長經(jīng)濟為手段、貧困人群為對象的減貧體系難以反映實際的貧困狀況，貧困研究的重點應(yīng)轉(zhuǎn)移為事前干預(yù)及預(yù)測[2]。健康貧困脆弱性將健康風(fēng)險考慮在內(nèi)，度量未來一段時期內(nèi)個人或家庭陷入健康貧困的可能，不僅能辨清現(xiàn)有貧困人口可能面臨的健康風(fēng)險沖擊并采取針對措施，還能識別高脆弱性群體，以達到增強健康扶貧政策有效性的目的。蘇北地區(qū)是江蘇省低收入人口聚集的經(jīng)濟薄弱地區(qū)，因此，本研究對蘇北地區(qū)慢性病患者進行研究，分析其健康貧困脆弱性的影響因素，為提高健康扶貧政策的精準性提供借鑒。

1 對象與方法

1.1 對象

1.1.1 樣本量的確定

根據(jù)公式N=(p(1-p)z2)/e2，其中e 為允許誤差，P為總體比例，Z為置信系數(shù)，本研究的P值為0.5(此時方差最大)并選定3%～5%的允許誤差及95%的置性區(qū)間，最終計算樣本量在384 ～1067。綜合調(diào)查人員、時間、資金等因素，最終確定樣本量為900 例。

1.1.2 樣本的選取

本研究在考慮蘇北地區(qū)各地級市貧困縣分布情況的基礎(chǔ)上進行分層抽樣，抽取淮安市、連云港市及宿遷市3 個經(jīng)濟相對落后的地級市。根據(jù)各縣、區(qū)年平均工資及人均可支配收入水平，選取3 個排名較低縣、區(qū)作為樣本縣、區(qū)，見表1。隨機抽取2 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院作為調(diào)研地點，于2018 年12 月至2019 年5 月，對其門診慢性病患者進行面對面問卷調(diào)查。樣本納入標(biāo)準：①具備閱讀、理解問卷內(nèi)容的能力；②已確診患有慢性非傳染性疾病1 年以上，本研究的慢性非傳染性疾病包括心腦血管疾病、消化系統(tǒng)疾病、呼吸系統(tǒng)疾病、肝膽類疾病、糖尿病、癌癥；③在當(dāng)?shù)鼐幼r間滿1 年；④積極配合本次調(diào)查。排除標(biāo)準：患有精神隱疾或存在認知障礙。本研究總計發(fā)放900 份問卷調(diào)查，剔除無效問卷及中途退出、未完成作答的問卷5份，有效問卷895份，有效回收率為99.44%。

表1 抽樣調(diào)查方案

1.2 方法

1.2.1 調(diào)查工具

本研究在參考相關(guān)文獻及指標(biāo)評價體系的基礎(chǔ)上[3-4]，自行設(shè)計《慢性病患者健康貧困脆弱性調(diào)查問卷》，調(diào)查內(nèi)容包括慢性病患者個人特征、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平、醫(yī)療保障水平、疾病預(yù)防與控制4 個方面。①個人特征：包括戶口性質(zhì)（農(nóng)村、城市）、年齡（16 歲～25 歲、26 歲～35 歲、36 歲～45歲、46 歲～55 歲、56 歲～65 歲、66 歲～75 歲、76 歲～85 歲、86 歲～95 歲）、性別（男、女）、婚姻狀況（未婚、在婚、同居、離婚、喪偶）、受教育年限（年數(shù)）、人均年純收入（取對數(shù)）、健康狀況（非常健康、很健康、比較健康、一般、不健康）、兩周身體出現(xiàn)不適（是、否）、BMI指數(shù)（＜18.5、18.5 ～22.9、23 ～24.9、25 ～29.9、＞29.9）、情緒低落（幾乎沒有、有些時候、經(jīng)常有、大多數(shù)時候有）、睡眠質(zhì)量（差、一般、較好、好）。②醫(yī)療服務(wù)水平：包括首選看病地點（綜合醫(yī)院、?？漆t(yī)院、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)、診所）、看病點醫(yī)療水平（很好、好、一般、不好、很不好）、看病點滿意度（很滿意、滿意、一般、不滿意、很不滿意）、對醫(yī)生的信任度（0 分～10 分）。③醫(yī)療保障水平：包括醫(yī)療總花費（取對數(shù)）、醫(yī)療自付花費（取對數(shù)）、醫(yī)療保險類型（公費醫(yī)療、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療、補充醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療、以上都沒有）。④疾病預(yù)防與控制：包括鍛煉頻率（周/次）、吸煙（過去1 個月是否吸煙）、喝酒（每周喝酒是否超過3 次）。

1.2.2 三階段可行廣義最小二乘法

因慢性病患者個人特征差異化導(dǎo)致的異方差會影響估計結(jié)果及測量精度，為消除異方差帶來的影響，本研究采用Amemiya 的三階段可行廣義最小二乘法量化蘇北地區(qū)慢性病患者的健康貧困脆弱性[5]。

首先，對蘇北地區(qū)慢性病患者未來收入對數(shù)進行回歸估計：

其中YIn+1表示蘇北地區(qū)慢性病患者h 在t+1 時期的收入，XIn表示個人特征、醫(yī)療服務(wù)水平、醫(yī)療保障水平和疾病預(yù)防與控制4個方面的特征變量。為控制蘇北地區(qū)慢性病患者的異質(zhì)性，將殘差平方視為方差平方的近似值并構(gòu)建回歸模型：

其次，以異方差為權(quán)重對收入對數(shù)和殘差平方加權(quán)回歸得到估計量和。依據(jù)這兩個估計量求出未來收入對數(shù)的期望和方差。

最后，假設(shè)蘇北地區(qū)慢性病患者未來收入服從對數(shù)正態(tài)分布，將健康貧困脆弱性量化為：

其中Lnz 是指貧困線標(biāo)準的對數(shù)值。

1.2.3 分位數(shù)回歸法

分位數(shù)回歸采用非對稱權(quán)重的方法使得殘差最小化，能夠全面描述被解釋變量條件分布的全貌[6]，相對于最小二乘回歸具有較好的穩(wěn)健性，對異常點具有較好的解釋作用，對因變量具有單調(diào)變換性[7]。在滿足高斯-馬爾可夫假設(shè)前提下，分位數(shù)回歸模型可表示為如下形式：

通過線性規(guī)劃法估計其最小加權(quán)絕對偏差，從而得到解釋變量的回歸系數(shù)，可表示如下：

本研究以慢性病患者貧困脆弱性指數(shù)為因變量，分析慢性病患者個人特征、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平、醫(yī)療保障水平、疾病預(yù)防與控制4 個維度對慢性病患者貧困脆弱性的影響方向和影響強度。

1.3 質(zhì)量控制

本次調(diào)研正式啟動前對調(diào)研員及質(zhì)控員進行統(tǒng)一培訓(xùn)，使其具備相應(yīng)的技能。征得患者及家屬同意后，調(diào)查員發(fā)放問卷并說明填寫要求，問卷填寫完成后當(dāng)場回收。若存在患者難以理解調(diào)查問題、視力不佳的情況，可由調(diào)查員逐條解讀后代為填寫。為保證錄入過程中前后錄入的一致性，采用雙人平行錄入的方式，并由質(zhì)檢員進行結(jié)果復(fù)核。

1.4 統(tǒng)計學(xué)分析

通過Epi Data3.0 建立數(shù)據(jù)庫并對調(diào)研數(shù)據(jù)進行整理、錄入，使用Stata14.1 對蘇北地區(qū)慢性病患者的健康貧困脆弱性現(xiàn)狀進行描述性分析，并通過分位數(shù)回歸分析慢性病患者個人特征、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平、醫(yī)療保障水平、疾病預(yù)防與控制對健康貧困脆弱性的影響，以P＜0.05 為差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 健康貧困脆弱性測量結(jié)果

以世界銀行發(fā)布的發(fā)展中國家貧困線每日2 美元（2018 年全年人民幣平均匯率為1 美元兌6.6174元人民幣）為標(biāo)準，計算可得2018 年貧困線標(biāo)準為4830.702 元。本次調(diào)研的895 例蘇北地區(qū)慢性病患者的健康貧困脆弱性均值為0.1657116±0.1412196，其中非貧困組有615 例，健康貧困脆弱性指數(shù)的均值為0.1660704，標(biāo)準誤為0.1414369，最小值為0，最大值為0.3981700；貧困組有280 例，健康貧困脆弱性指數(shù)的均值為0.1649234，標(biāo)準誤為0.1409907，最小值為0，最大值為0.4847770。見表2。

本次調(diào)研的蘇北地區(qū)慢性病患者健康貧困脆弱性指數(shù)均在0.5 以下，故將健康脆弱性指數(shù)劃為5組，在[0,0.1)的有382 例，占比42.68%；在[0.1,0.2)的有137 例，占比15.31%；在[0.2,0.3) 的有150例，占比16.76%；在[0.3,0.4)的有200 例，占比22.35%；在[0.4,0.5)的有26 例，占比2.91%。見表3。本次調(diào)研的9 個樣本縣、區(qū)健康貧困脆弱性均值及排名見表4。

表2 不同貧困程度健康貧困脆弱性指數(shù)的描述性統(tǒng)計

表3 不同區(qū)組健康貧困脆弱性指數(shù)分布

表4 不同地區(qū)健康貧困脆弱性指數(shù)比較

2.2 分位數(shù)回歸結(jié)果

本 研 究 選 取0.1、0.25、0.5、0.75、0.9 共5個分位點進行分位數(shù)回歸并將最小二乘線性回歸（OLS）結(jié)果作為參照，分析自變量（x1：戶口性質(zhì)、x2：年齡、x3：性別、x4：婚姻狀況、x5：受教育年限、x6：BMI 指數(shù)、x7：健康狀態(tài)、x8：兩周身體出現(xiàn)不適、x9：情緒低落、x10：睡眠質(zhì)量、x11：首選看病地點、x12：看病點醫(yī)療水平、x13：看病點滿意度、x14：對醫(yī)生的信任度、x15：醫(yī)療總花費、x16：醫(yī)療自付花費、x17：醫(yī)療保險類型、x18：鍛煉頻率、x19：吸煙、x20：喝酒）對蘇北地區(qū)慢性病患者健康貧困脆弱性的影響。分位數(shù)回歸結(jié)果顯示，x1：戶口性質(zhì)、x2：年齡、x3：性別、x5：受教育年限、x7：健康狀態(tài)、x8：兩周身體出現(xiàn)不適、x10：睡眠質(zhì)量、x11：首選看病地點、x12：看病點醫(yī)療水平、x14：對醫(yī)生的信任度、x15：醫(yī)療總花費、x17：醫(yī)療保險類型、x18：鍛煉頻率和x20：喝酒，是健康貧困脆弱性的影響因素(P ＜0.05),見表5。

3 討論

3.1 個人特征對健康貧困脆弱性的影響

戶口性質(zhì)在0.25、0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明戶口性質(zhì)對中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者和中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為城市居民相較農(nóng)村居民具有更高的薪酬待遇和更加完善的社會保障體系。年齡變量僅在0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明年齡對中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為年齡增長帶來的資本積累能夠顯著降低慢性病患者陷入健康貧困的可能性。性別在0.25、0.5、0.75、0.9 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明性別對中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中度健康貧困脆弱性的慢性病患者、高度健康貧困脆弱性的慢性病患者、極高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為男性因不良生活方式而遭受健康風(fēng)險的概率高于女性?；橐鰻顩r在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者家庭差異對健康貧困脆弱性的影響不具備統(tǒng)計學(xué)意義。受教育年限在0.1、0.25、0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明受教育年限對輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者和中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為受教育年限長的慢性病患者獲得財富的能力及健康管理意識更強。

BMI 指數(shù)在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者BMI 指數(shù)差異對健康貧困脆弱性的影響不具備統(tǒng)計學(xué)意義。健康狀態(tài)在0.1、0.25、0.5、0.75 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明健康狀態(tài)對輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中度健康貧困脆弱性的慢性病患者和高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著正向影響，這可能是因為健康狀態(tài)越好，陷入健康貧困的概率越小。兩周身體出現(xiàn)不適在0.25、0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明兩周內(nèi)身體出現(xiàn)不適對中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者和中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著正向影響，這可能是因為近期的身體狀態(tài)越好，遭受健康風(fēng)險侵害的可能性越小。

情緒低落在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者情緒差異對健康貧困脆弱性的影響不具有統(tǒng)計學(xué)意義。睡眠質(zhì)量僅在0.1 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明睡眠質(zhì)量對輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為良好的睡眠質(zhì)量對于疾病恢復(fù)具有直接的促進作用。

表5 蘇北地區(qū)慢性病患者健康貧困脆弱性影響因素的分位數(shù)回歸

3.2 醫(yī)療服務(wù)水平對健康貧困脆弱性的影響

首選看病地點在0.1、0.25、0.5、0.75 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明看病地點對輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中度健康貧困脆弱性的慢性病患者和高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著正向影響，這可能是因為選擇就診的醫(yī)療機構(gòu)級別不同，收費標(biāo)準不同?？床↑c醫(yī)療水平在0.1、0.25、0.5、0.75 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明醫(yī)療水平對輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者、中度健康貧困脆弱性的慢性病患者和高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為醫(yī)療水準越高，相同成本內(nèi)獲得的治療效果越好?？床↑c滿意度在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者看病點滿意度差異對健康貧困脆弱性的影響不具備統(tǒng)計學(xué)意義。對醫(yī)生的信任度僅在0.75 分位點處通過5%的顯著性檢驗，且回歸系數(shù)為負，說明對醫(yī)生的信任度對高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為對醫(yī)生的信任度越高，患者積極配合治療的可能性越大，單位成本取得的治療效果越好。

3.3 醫(yī)療保障水平對健康貧困脆弱性的影響

醫(yī)療總花費在0.25、0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為負，說明醫(yī)療總花費對中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者和中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著負向影響，這可能是因為起付線和分段報銷的存在，醫(yī)療總花費的實際支付部分降低。醫(yī)療自付花費在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者醫(yī)療自付花費差異對健康貧困脆弱性的影響不具備統(tǒng)計學(xué)意義，這可能與醫(yī)療保障體系的成效顯現(xiàn)有關(guān)。醫(yī)療保險在0.75、0.9 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明醫(yī)療保險對高度健康貧困脆弱性的慢性病患者和極高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著正向影響，這可能是因為醫(yī)療保險作為抵御健康風(fēng)險的重要保障，能夠有效降低因病致貧的發(fā)生概率。

3.4 疾病預(yù)防與控制對健康貧困脆弱性的影響

鍛煉頻率僅在0.9 分位點上通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明鍛煉頻率對極高度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有正向影響，這可能是因為慢性病患者未掌握正確的鍛煉技巧及鍛煉習(xí)慣，過高的鍛煉頻率不利于慢性病患者身體機能的恢復(fù)。吸煙在5 個分位點處均未通過顯著性檢驗，即蘇北地區(qū)慢性病患者吸煙差異對健康貧困脆弱性的影響不具有統(tǒng)計學(xué)意義。喝酒在0.25、0.5 分位點處通過5%的顯著性檢驗且回歸系數(shù)為正，說明喝酒對中輕度健康貧困脆弱性的慢性病患者和中度健康貧困脆弱性的慢性病患者具有顯著正向影響，這可能是因為過多的飲酒次數(shù)會加重慢性病病情。

3.5 建議

首先，倡導(dǎo)大健康觀念，對蘇北地區(qū)慢性病患者進行全生命周期健康管理[8]。綜合考慮地域自然因素、社會經(jīng)濟因素、患者家庭因素，重點關(guān)注農(nóng)村患者、高齡老人、不良生活行為較多的人群、受教育年限短的人群、健康狀態(tài)較差的人群，利用可操作性技術(shù)建立慢性病患者健康風(fēng)險因素的評估篩選機制[9]，針對健康風(fēng)險因素進行系統(tǒng)化管理，進而采取前瞻性干預(yù)措施。其次，強化高脆弱性慢性病患者的內(nèi)生動力培育。精準識別高脆弱性慢性病患者，開展針對性健康教育，提升慢性病患者健康信息獲取及利用能力，使其養(yǎng)成健康生活方式以增強健康資本，破解貧困-疾病-貧困的惡性循環(huán)。最后，加強蘇北地區(qū)醫(yī)療機構(gòu)的標(biāo)準化建設(shè)，提高基層醫(yī)療機構(gòu)的服務(wù)能力[10]。通過加大衛(wèi)生財政投入，完善薄弱地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加快醫(yī)療機構(gòu)的信息化建設(shè)及提高遠程醫(yī)療的服務(wù)能力。建立并完善以慢性病患者基本醫(yī)療服務(wù)為基礎(chǔ)，以慈善幫扶、商業(yè)保險為補充，以大病保險和醫(yī)療救助為兜底的多層次醫(yī)療保障網(wǎng)，提高慢性病患者抵御健康風(fēng)險能力[4]。