劉 歡

一、引言

進入21世紀以來，中國人口老齡化速度逐年加快，截至2021年年底，中國65歲及以上人口達到了2.005 6億，占總人口比例的14.20%，表明中國已經進入老齡社會(aged society，65歲及以上人口比例在14%到20%)。(1)數據來源：國家統(tǒng)計局公布的2021年統(tǒng)計數據。鏈接：https：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=C01。同時，伴隨醫(yī)療水平與中國人口預期壽命逐步提升，老年人退休后的生存年份也在逐漸增加。統(tǒng)計顯示，截至2020年，中國居民人均預期壽命為77.93歲。(2)數據來源：根據2022年5月20日國務院辦公廳關于印發(fā)《“十四五”國民健康規(guī)劃的通知》(國辦發(fā)〔2022〕11號)得到。鏈接：http：//www.gov.cn/zhengce/content/2022-05/20/content_5691424.htm。而據中國老齡科學研究中心公布的數據顯示，截至2018年，全國部分失能和完全失能的老年人口比例達到了總體老年人口的19.5%，完全失能老年人達到了1 240萬人左右。(3)數據來自2018年3月1日中國老齡科學研究中心發(fā)布的《全國城鄉(xiāng)失能老年人狀況研究》中公布的數據。作為醫(yī)療消費的主體，老年人醫(yī)療消費對總體醫(yī)療消費的貢獻率很大(劉炫悅，2020［1］)，而在中國醫(yī)療保障制度逐步完善的背景下，老年人醫(yī)療消費是否會因失能風險而加重？老年人失能風險對其醫(yī)療消費的影響效應及機制是什么？以上問題亟需解答，原因如下：一方面是緩解人口老齡化背景下的醫(yī)療保險基金支付壓力；另一方面是通過剖析遭遇失能風險的老年人醫(yī)療消費的主要特征，以期為優(yōu)化失能老年人的保障政策提供支撐，從而實現精準化養(yǎng)老目標。因此，在人口老齡化、失能化加劇的背景下，以長期護理服務為重要傳導機制，探討失能風險下的老年人醫(yī)療消費行為具有重要的現實意義與政策意義，其也是實現精準養(yǎng)老和促進長期護理保險制度發(fā)展的核心要義之一。

二、文獻綜述

作為個體消費的重要組成部分，醫(yī)療消費不同于其他消費，其不僅受制于家庭收入水平，而且與個體健康質量等直接關聯。在醫(yī)療消費理論研究中，Grossman(1972)［2］的醫(yī)療資源消費理論最為經典，其核心是強調通過合理的醫(yī)療服務資源投入(即醫(yī)療消費)提升個體健康水平。在此基礎上，國內外學者從不同視角對個體醫(yī)療消費進行了研究。本研究從老年人失能風險視角出發(fā)，以主體性政策功能為導向，對既有文獻進行歸納總結，且進一步將其劃分為健康風險下的醫(yī)療消費變動規(guī)律及長期護理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費。

首先，關于健康與醫(yī)療消費的研究主要聚焦于健康風險沖擊所造成的醫(yī)療消費增加等，如疾病風險(或大病沖擊)引發(fā)的直接醫(yī)療消費支出增加。作為重要人力資本之一的健康狀況/因素，對家庭收入及支出均存在著重要影響(丁夢和馮宗憲，2020［3］)。由于健康狀況具有動態(tài)變化性和不確定性特征，使得個體健康風險長期存在，而健康風險又帶來了直接與間接的經濟成本(何興強和史衛(wèi)，2014［4］)。一是因健康狀況變差，導致勞動能力下降和工作機會減少，進而間接降低家庭收入(高夢滔和姚洋，2005［5］；胡振等，2015［6］；Pak和Babiarz，2018［7］)；二是因健康狀況變差，導致直接的醫(yī)療消費增加，從而降低家庭非醫(yī)療消費支出，改變家庭消費結構和水平(Kadiyala等，2011［8］；Mitra等，2016［9］；鄭瑜靜和陳華，2017［10］)。目前研究結論也并未完全達成一致，如也有研究認為健康風險或疾病沖擊并未顯著影響家庭消費(羅楚亮，2006［11］；Islam和 Maitra，2012［12］)，但部分研究發(fā)現，老年戶主是家庭健康風險的主要來源，且會顯著影響家庭醫(yī)療消費和非醫(yī)療消費結構(何興強和史衛(wèi)，2014［4］)。近年來，理論研究也開始關注老齡化背景下老年人健康狀況對家庭醫(yī)療消費的影響，且更多是聚焦于健康風險視角的探析，如宋穎等(2021)［13］發(fā)現老年人健康沖擊會顯著增加家庭總消費支出與發(fā)展性消費支出，且對不同收入水平家庭影響存在明顯異質性。此外，也有學者逐步關注健康狀態(tài)變化與醫(yī)療支出的變化，如高瑗和原新(2020)［14］圍繞老年人口健康與醫(yī)療支出這一主線，預測各種健康狀態(tài)下老年人口的規(guī)模和醫(yī)療支出趨勢，但他們的研究主要聚焦于宏觀層面的醫(yī)療支出探討，并未關注微觀家庭層面的醫(yī)療消費變動情況。

作為老年人健康狀況或風險沖擊的重要構成要素之一——失能風險亦需要作為醫(yī)療消費支出的影響因素進行考慮。但關于失能風險與老年人醫(yī)療消費的關系研究，無論是國內文獻還是國外文獻均較少直接涉及。從實踐和理論來看，失能風險是老年人面臨的最重要的風險之一，如伴隨年齡增長，老年人身體機能逐漸下降具有不可避免的趨勢，進而會逐步降低老年人自理能力，并影響其基本生活。既有研究中已經證實了多數老年人的失能致因主要是遭遇重大疾病沖擊，如腦梗塞、心血管疾病等。因此，基于失能風險視角研究老年人醫(yī)療消費有著積極意義，其既可以拓寬關于老年人健康風險的研究視角，也可以為緩解家庭醫(yī)療負擔壓力提供更多政策思考。

其次，研究還聚焦于長期護理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費。長期護理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費主要有兩類研究結論：第一種是替代醫(yī)療費用方面。例如：Choi等(2018)［15］研究發(fā)現長期護理保險有效節(jié)約了醫(yī)療保險基金支出；馬超等(2019)［16］基于長期護理保險政策試點視角研究了政策對老年人醫(yī)療消費的影響，并發(fā)現政策實施降低了老年人的門診費用、門診次數、住院費用及住院次數等；于新亮等(2019)［17］基于青島市長期醫(yī)療護理保險研究發(fā)現，伴隨制度實踐開啟及深入，青島市人均醫(yī)療費用短暫下降，隨后迅速且持續(xù)增高，基層醫(yī)療機構的醫(yī)療費用支出呈現出顯著增長趨勢。第二種是釋放醫(yī)療費用方面。研究表明，長期護理保險政策推行與長期護理服務的使用并沒有通過替代不必要的住院來降低醫(yī)療費用，甚至會導致醫(yī)療消費增加(龔秀全和周薇，2018［18］；Boo等，2020［19］；胡天天和劉歡，2021［20］)。

綜上所述，在既有研究中，學者們對健康風險下醫(yī)療消費的探討較多，但是失能風險下的老年人醫(yī)療消費等研究仍值得深入拓展，一方面是既有研究較少關注失能風險下的健康沖擊影響效應，另一方面是既有長期護理保險政策研究雖相對豐富，但忽略了長期護理服務模式的影響差異性。同時，脫離老年人失能風險去探討醫(yī)療保險的消費效應，一定程度上并不利于推動醫(yī)療保險政策優(yōu)化，也不利于推動“醫(yī)養(yǎng)結合”發(fā)展和醫(yī)療服務或資源的最優(yōu)化配置。因此，基于以上分析，本文以中國老年健康影響因素三期跟蹤調查數據為基礎，以老年人醫(yī)療消費為主體，利用多水平模型、結構方程模型(Structural Equation Modelling，SEM)等，實證考察失能風險下的老年人醫(yī)療消費，并重點關注長期護理服務模式的中介效應。本文的主要創(chuàng)新點如下：一是在研究視角上，突破既有研究中較少關注老年人失能風險的現狀，著重考察健康風險重要構成要素之一——失能風險下的老年人醫(yī)療消費行為，以期拓展健康風險沖擊下醫(yī)療消費行為的研究視角；二是在研究內容上，基于老年人健康沖擊風險下的醫(yī)療消費研究現狀，本文使用日常生活自理能力代理失能風險，結合老年人基本醫(yī)療保險類型，考察動態(tài)變化下的老年人醫(yī)療消費行為；同時利用結構方程模型考察長期護理服務模式對失能風險下的老年人醫(yī)療消費的中介效應，以期剖析出長期護理服務發(fā)揮作用的關鍵機制。

三、研究設計

(一)變量測量

首先，本文被解釋變量是老年人醫(yī)療消費，選取年度醫(yī)療總消費進行代理，同時考察總量消費下的門診消費與住院消費分類消費情況。在具體指標選取時，結合既有研究與理論機理，將門診消費劃分為門診消費總額與門診自付兩部分(韓華為，2010［21］)，將住院消費劃分為住院消費總額與住院自付兩部分(孫夢潔和韓華為，2013［22］)。其次，本文核心解釋變量是老年人失能風險。本文使用居民日常生活自理能力代理失能風險(Activities of Daily Living，ADL)，且其包括了基礎性日常生活自理能力(Basic Activities of Daily Living，BADL)和工具性日常生活自理能力(Instrumental Activities of Daily Living，IADL)。根據調查問卷設計特征，分別選擇洗澡、穿衣、如廁、室內活動、控制大小便、吃飯6項問題反映基礎性日常生活自理能力?；贐arthel量表(即巴斯量表)關于日常生活能力的賦值標準和失能等級劃分，結合6項基礎性日常生活能力對應選項分別為無需幫助、需要一些幫助、完全需要幫助的特征，以及根據張文娟和付敏(2020)［23］有關Barthel指數的賦值標準，本研究分別對相應選項進行賦值，具體如表1所示。選擇獨自串門、獨自買東西、獨自做飯、獨自洗衣服、連續(xù)走兩公里、提起大約10斤(5公斤)重的東西、連續(xù)蹲下站起三次、獨自乘公共交通8項問題反映工具性日常生活能力。對應選項1～3分別表示能、有一定困難、不能，仍然依據Barthel量表賦值辦法對其賦值，具體如表1下半部分關于IADL項目賦分所示。

表1 基于Barthel指數評定量表的日常生活自理能力項目賦分

同時，為便于評估，結合Barthel量表失能等級劃分原則，本研究將失能等級劃分標準界定如表2所示。第一，本文所涉及的基礎性日常生活自理能力的6個項目的總分為85分，將得分為51分及以上的記為輕度殘疾但可以自理；34～50分記為中度殘疾，需要護理；18～33分記為重度殘疾，需要極大幫助；17分及以下記為完全殘疾，完全依賴別人。第二，本文所涉及的工具性日常生活自理能力所對應8個項目的總分為80分，失能等級劃分標準為：48分及以上記為輕度失能但可以自理；32～47分記為中度殘疾，需要護理；17～31分記為重度殘疾，需要極大幫助；16分及以下記為完全殘疾，完全依賴別人。此外，為保證失能評估結果的可靠性，本文還將IADL和BADL加總得到ADL，從而反映個體綜合失能狀況。

表2 失能等級分類標準

(二)數據來源及說明

本文數據選自中國老年健康影響因素跟蹤調查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)數據庫2011、2014與2018年調查數據。文章基于CLHLS數據庫特征，根據醫(yī)療消費等相關變量篩選及年齡65歲以上的限定等內容，最終得到三年期追蹤的有效樣本7 433個，固定個體樣本5 288個，省份樣本23個。其中，核心變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。從表3可以看出，三年期追蹤樣本中綜合失能風險均值為130.710 3分，而反映老年人失能類別的指標——基礎性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力均值分別為78.150 7分和52.652 9分，表明多數老年人工具性日常生活自理能力更差。為便于分析，本研究在實證分析時將樣本中失能風險、基礎性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力進行分類處理。根據表2失能分類情況，將輕度殘疾但可以自理記為0，中度殘疾記為1，重度殘疾記為2，完全殘疾記為3，最終得到的失能風險、基礎性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力統(tǒng)計均值分別為1.011 5、0.164 5和0.843 2。此外，樣本中有94.71%的老年人具有醫(yī)療可及性。其他指標的統(tǒng)計請參考表3。

表3 描述性統(tǒng)計

(三)研究方法

本文在建模和實證分析中，選用ADL作為失能風險的代理變量進行分析，并同步考察BADL和IADL的具體影響效應差異。醫(yī)療保險類型變量則主要選取參加的醫(yī)療保險類型進行反映，包括城鎮(zhèn)職工/居民基本醫(yī)療保險、農村居民基本醫(yī)療保險(新農合)、商業(yè)醫(yī)療保險、其他。考慮到環(huán)境因素對老年人醫(yī)療消費影響的重要性，特別是地區(qū)差異(如省份差異)帶來的影響，本文嘗試建立多水平模型進行檢驗。在對零模型進行估計后，結果顯示省級層面的組內相關系數(ICC)分別為0.696 6(年醫(yī)療總消費)、0.457 0(門診消費)、0.381 1(門診自付)、0.361 1(住院消費)、0.393 3(住院自付)，對應的個體層面的解釋系數則分別是0.986 8、1.266 5、0.580 1、0.275 8、0.000 1。雖然省級層面的變量解釋差異并不都大于個體層面解釋的差異，但零模型的似然比檢驗結果卻非常顯著(五個零模型的LR檢驗均顯示P=0.000 0)，因而說明了選擇多水平模型檢驗具有可行性和合理性。本研究選取多水平模型中的隨機截距模型估計失能風險對老年人醫(yī)療消費的影響，模型如下：

一是個體層面模型：

MEijt=α0jt+α1jt失能風險ijt+α2jtXijt+εijt

(1)

二是省級層面模型：

α0jt=γ00+γ01省級綜合特征jt+μ0jt

(2)

三是混合模型：

MEijt=γ00+γ01省級綜合特征jt+α1jt失能風險ijt

+α2jtXijt+μ0jt+εijt

(3)

式(1)中i表示調查樣本中的個體，j表示個體所處地區(qū)，t表示調查時間。ME為Medical expenditure，表示老年人醫(yī)療消費指標，文中主要從年度醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費與住院自付五個方面進行考察，并對各變量進行取對數處理。省級綜合特征主要通過省份變量來實現，以期綜合反映省級差異帶來的影響。在穩(wěn)健性檢驗中，分別在模型中控制了省份醫(yī)療衛(wèi)生機構數、醫(yī)療衛(wèi)生床位數、年醫(yī)療衛(wèi)生總支出、年人均GDP及二氧化硫(SO2)等特征變量。X表示控制變量，結合既有研究(胡宏偉等，2012［24］；賴國毅，2012［25］；于大川等，2019［26］)，本文主要控制了個體特征、家庭特征及社區(qū)特征，其中，個體特征包括個體年齡、性別、民族、受教育年限、是否有吸煙史、是否有飲酒史、醫(yī)療保險類型等；家庭特征包括有無配偶、家庭人均收入、子女數、居住地區(qū)等；社區(qū)特征包括社區(qū)服務等。μ0jt與εijt表示隨機誤差項。

此外，考慮到長期護理服務模式存在重要中介作用，即長期護理服務模式調節(jié)了老年人失能風險對其醫(yī)療消費的影響效應，因此本文主要選用結構方程模型進行分析，以考察長期護理服務模式的中介效應。

四、實證檢驗結果(4)受篇幅限制，文中未列出控制變量檢驗結果，感興趣的讀者可聯系作者索取。

(一)基準檢驗結果

在基準模型構建基礎上，文章首先結合CLHLS數據進行了實證檢驗。其中，失能風險選用ADL作為代理，同時考察基礎性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力的影響效應差異，基準檢驗結果如表4和表5所示。從表4模型(1)可以看出，失能風險對老年人醫(yī)療總消費有顯著正向作用，其影響效應為0.285 2，即當老年人失能風險每提升1個單位時，其年度醫(yī)療總消費會增加28.52%，參加基本醫(yī)療保險產生了顯著負向作用，能夠有效降低老年人的醫(yī)療消費，而商業(yè)醫(yī)療保險卻會顯著提升老年人的醫(yī)療消費。模型(2)結果表明，失能風險對老年人門診消費有顯著正向影響效應，且效應達到了0.307 9，即表明當老年人失能風險每增加1個單位時，其年度門診消費將增加30.79%。模型(3)結果顯示，失能風險對老年人門診自付費用亦有顯著正向影響，影響效應為0.178 8。此外，模型(2)和模型(3)的結果還表明相較于商業(yè)醫(yī)療保險，基本醫(yī)療保險顯著降低了老年人的年度醫(yī)療消費行為，而商業(yè)醫(yī)療保險卻顯著提升了老年人的年度醫(yī)療消費行為，顯示出了多層次醫(yī)療保障體系的作用，即實現基本醫(yī)療保險保小病與商業(yè)等補充醫(yī)療保險保大病的定位等。模型(4)和模型(5)結果表明，失能風險對老年人住院消費和住院自付均存在顯著正向作用，其效應分別為0.110 1和0.150 3，而基本醫(yī)療保險及商業(yè)醫(yī)療保險也依然呈現出顯著的作用。以上結果印證了失能風險對老年人醫(yī)療消費存在顯著提升效應的研究結論，而基本醫(yī)療保險與商業(yè)醫(yī)療保險對老年人年度醫(yī)療消費的影響差異顯著。

表4 基準檢驗結果

表5 分失能類別的基準檢驗結果

與此同時，本文還分別利用基礎性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力進行分類檢驗，以反映不同失能類別下的失能風險對老年人醫(yī)療消費的影響差異，檢驗結果如表5所示。從表5結果可以看出，相較于基礎性日常生活自理能力，工具性日常生活自理能力對老年人的醫(yī)療消費整體影響更顯著且效應更高，而基礎性日常生活自理能力僅對老年人門診消費、門診自付與住院自付等影響顯著。

(二)調節(jié)效應與中介效應檢驗

在基準檢驗基礎上，本文首先考察了失能風險與醫(yī)療保險類型間的調節(jié)效應，目的是檢驗醫(yī)療保險類型特定的情況下，失能風險變動是否調節(jié)了其對老年人醫(yī)療消費的影響，以及在失能狀態(tài)一定的情況下，醫(yī)療保險類型是否緩解了失能風險所帶來的醫(yī)療消費負擔增加等。表6結果顯示，在引入失能風險與醫(yī)療保險類型交互項后的模型(1)～模型(5)，均未顯示出交互項的顯著性影響作用，但失能風險、醫(yī)療保險類型的影響效應與基準模型的檢驗結果一致。以上結果表明失能風險并沒有調節(jié)醫(yī)療保險類型對老年人醫(yī)療消費的作用，醫(yī)療保險類型沒有調節(jié)失能風險對老年人醫(yī)療消費的作用。這一結果亦表明當前醫(yī)療保險政策并未發(fā)揮出對失能風險人群的保障作用，其與長期護理服務等保障政策的協(xié)同性仍值得進一步探討。

表6 調節(jié)效應檢驗結果

此外，文章著重探討了長期護理服務模式的中介作用。從理論和實踐視角出發(fā)，長期護理服務模式能夠有效改善老年人的失能狀態(tài)，進而傳遞到對其醫(yī)療消費的影響，因此在理論上其存在重要的傳導作用。本文主要選用結構方程模型實證檢驗“失能風險—長期護理服務模式—醫(yī)療消費”的傳導關系，結果如表7所示。從表7結果可以看出，失能風險對老年人長期護理服務需求有顯著影響，而長期護理服務模式對老年人醫(yī)療消費也存在顯著影響，進而證實了長期護理服務模式中介效應的存在。同時，結構方程模型結果中的Delta檢驗、Sobel檢驗、蒙特卡洛(Monte Carlo)檢驗結果均是顯著的，進一步印證了長期護理服務模式中介效應的存在。表7分別列出了長期護理服務模式作為中介變量對老年人醫(yī)療消費的直接效應、間接效應與總效應。其中，系數方面，長期護理服務模式對老年人住院自付的總效應為最高(0.154 0)，對其門診消費的總效應為最小(0.053 0)；長期護理服務模式對老年人住院自付的直接效應為最高(0.123 0)，對其門診消費的直接效應為最低(0.021 0)；長期護理服務模式對老年人門診自付的間接效應為最高(0.033 0)，對老年人醫(yī)療總消費的間接效應為最小(0.024 0)。RIT方面，長期護理服務模式對老年人門診消費的中介效應比例最高，RIT達到了40.70%，其對老年人住院自付的中介效應比例最低，僅為20.20%。RID方面，長期護理服務模式對老年人門診消費的RID達到了最高的68.50%，其對老年人住院自付的RID為最低的25.30%。整體而言，表7模型(1)～模型(5)結果證明了長期護理服務模式中介效應的存在，但由于當前長期護理服務供給總量的不足以及社會化服務供給較低等限制，進而降低其中介效應，并使得失能風險增加了老年人的醫(yī)療消費，進而提升了老年人家庭醫(yī)療費用負擔等。

表7 長期護理中介效應檢驗結果

(三)群體異質性檢驗

考慮到不同群體醫(yī)療消費的差異性，其受到失能風險的影響也可能存在群體異質性，因而本文嘗試通過家庭經濟狀況、家庭子女數及性別三個方面考察失能風險對老年人醫(yī)療消費影響的群體異質性。

首先，家庭經濟狀況方面，根據上一年度家庭經濟整體情況調查可知，其對應選項為收大于支和收不抵支，既能反映家庭收入信息，也能反映家庭消費信息，從而可以真實反映家庭經濟狀況。因此，在基準模型基礎上，分別引入家庭經濟狀況、家庭經濟狀況與失能風險的交互項，檢驗結果如表8所示。表8結果顯示，失能風險與家庭經濟狀況交互項僅對老年人醫(yī)療總消費有顯著負向效應，即表明當家庭經濟狀況一定時，老年人失能風險每增加1個單位便會降低因家庭經濟狀況好(收大于支)所帶來的正向效應，從而顯示出群體異質性。失能風險與家庭經濟狀況交互項對老年人的門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響并無顯著的群體異質性。

表8 群體異質性檢驗結果

其次，家庭子女數方面，表8結果顯示，失能風險與子女數交互項僅對老年人門診自付有顯著的影響作用，即當家庭子女數一定時，失能風險會顯著調節(jié)子女數對老年人門診自付的影響效應，從而表現出不同家庭子女數間的群體異質性。

最后，性別差異方面，表8結果表明，失能風險與性別交互項對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費和住院自付均存在顯著正向作用，即當性別一定時，失能風險能夠顯著調節(jié)性別對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費和住院自付的影響效應，從而顯示出失能風險對醫(yī)療消費影響效應在性別上的群體異質性。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保障估計結果的穩(wěn)健性，本研究分別使用增加控制變量、混合OLS模型及控制城市時間效應進行檢驗。第一，在基準模型基礎上，引入反映地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務的控制變量，包括地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機構數、地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生床位數、地區(qū)年醫(yī)療衛(wèi)生總支出、地區(qū)年人均GDP及二氧化硫(SO2)，檢驗結果如表9所示。在控制地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生及空氣質量等因素后，檢驗結果仍表現出強穩(wěn)健性，如表9中失能風險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響效應與基準模型結果一致。

表9 增加控制變量的穩(wěn)健性檢驗結果

第二，使用混合OLS模型進行穩(wěn)健性檢驗。在混合效應模型下，模型依然控制了時間和地區(qū)效應，其檢驗結果如表10所示。從表10結果可以看出，在混合OLS模型下，失能風險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響仍存在穩(wěn)健性。

表10 混合OLS模型的穩(wěn)健性檢驗結果

第三，考慮到地區(qū)宏觀環(huán)境、政策等會伴隨時間推移而發(fā)生動態(tài)變化的可能性，從而造成估計結果的偏誤，因此在基準模型基礎上，進一步控制地區(qū)時間變動效應，以降低不可控因素對估計結果的影響。從表11可以看出，在控制了地區(qū)時間效應后，失能風險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響仍存在顯著性，從而進一步表明基準研究結果和結論具有可靠性。

表11 地區(qū)時間變動效應控制的穩(wěn)健性檢驗結果

五、研究結論與政策啟示

本文以老年人面臨的失能風險為主體，借助CLHLS三期追蹤調查數據，利用多水平模型、結構方程模型等，實證考察了失能風險對老年人醫(yī)療消費的影響效應。主要研究結論如下：首先，失能風險對老年人年度醫(yī)療總消費及門診消費、住院消費均存在重要影響，且相較于基礎性日常生活自理能力損傷，工具性日常生活自理能力損傷對老年人年度醫(yī)療總消費及門診消費、住院消費的影響更為顯著。其中，失能風險對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響效應分別達到了28.52%、30.79%、17.88%、11.01%和15.03%；而工具性日常生活自理能力損傷對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響效應則分別為30.93%、37.21%、16.88%、13.11%和13.70%。以上結果在一系列穩(wěn)健性檢驗后依然穩(wěn)健。其次，作為老年人健康狀況的重要指標之一——失能風險對老年人醫(yī)療消費的傳導機制也是本文研究的重要內容。本文中介效應檢驗結果顯示，長期護理服務模式顯著降低了失能風險所造成的老年人醫(yī)療總消費增加額，中介效應為0.024 0，其主要傳導機制是通過降低年度門診消費及門診自付實現，二者的中介效應分別為0.032 0和0.033 0，均高于同等情況下住院消費、住院自付的中介效應。以上結論表明，長期護理服務模式確實發(fā)揮了重要的中介作用，且其對老年人年度醫(yī)療總消費的影響效應主要是通過調節(jié)其門診消費和門診自付費用實現。此外，長期護理服務模式對老年人門診自付影響的RIT和RID為最高，分別為40.70%和68.50%，其對老年人住院自付影響的RIT和RID為最低，分別為20.20%和25.30%。最后，失能風險對老年人醫(yī)療消費影響效應存在明顯的群體異質性，如因老年人家庭經濟狀況、家庭子女數及性別而產生異質性影響。

基于本文研究結論的主要政策啟示如下：一是伴隨中國人口老齡化的快速發(fā)展，失能沖擊風險將會逐步增大，為有效應對因人口老齡化、失能化所引起的醫(yī)療消費快速或過度增加風險，制度建設上需要盡快全面推進長期護理保險制度建設及全國推廣，一方面是為了實現長期護理服務供給量的穩(wěn)步發(fā)展，另一方面則是促進老年人醫(yī)療與基礎護理的剝離，推動醫(yī)療保險基金的穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展。二是本文研究發(fā)現長期護理服務模式具有重要的中介效應，相較于沒有長期護理服務或者家庭成員提供的非正式長期護理服務，由專業(yè)人員提供的社會化長期護理服務中介效應更高。因此，在推動中國多層次醫(yī)療保障發(fā)展過程中，需要充分發(fā)揮長期護理服務對老年人日常生活照料的保障作用，以降低其因健康狀況進一步惡化而引起更高醫(yī)療消費的潛在風險。在推進失能老人相關保障制度建設方面，不僅要把諸如長期護理保險、護理津貼等資金保障作為重點，同時還需要盡快建立面向家庭、機構等不同的長期護理服務供給模式，如盡快推動全國各地開展居家上門護理服務、完善家庭人員照料服務的認定和補償政策等，從而在實踐上逐步建立起能夠促進長期護理服務充分發(fā)展的機制，以滿足失能老人的長期護理服務需求，降低非必要醫(yī)療消費。