康 蕊

一、引言

第七次人口普查數據顯示，2020年我國65歲及以上老年人口達到1.91億人，占比為13.5%，80歲以上高齡老年人口增加到3580.1萬人，在老年人口中的占比達到18.78%。①伴隨著人口老齡化和高齡化的到來，失能半失能老年人規(guī)模和比例均在迅速升高。2020年，我國失能半失能老年人口規(guī)模達到4563.6萬人，占60歲及以上老年人口總量的17.11%。[1］迫切需要建立一個完善的醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務體系，來應對老齡化社會中的老年疾病和失能風險。[2-3］然而，當前醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務體系建設面臨著供給少、老年人有效需求不足的雙重問題，如何從供給方出發(fā)來解決供給不足的問題將是本文重點探討的內容。

我國醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的供給主要依賴于養(yǎng)中辦“醫(yī)”這一模式。一是通過養(yǎng)老機構與醫(yī)療機構簽約的方式實現“醫(yī)”“養(yǎng)”資源的融合。截至2021年底，全國醫(yī)療衛(wèi)生機構與養(yǎng)老服務機構建立簽約合作關系的達7.8萬對②，不過這種非嵌入式合作方式大多流于形式，簽約后取得實際成效的較少。二是通過同時持有養(yǎng)老機構和醫(yī)療機構兩個資質的“機構一體化”來促進服務資源整合。截至2021年底，全國兩證齊全的醫(yī)養(yǎng)結合機構僅有6492家②，相較于龐大的失能半失能老年人規(guī)模而言，仍顯得十分不足。

那么，養(yǎng)老機構通過在內部設立醫(yī)療機構的方式來提供醫(yī)養(yǎng)結合服務，為何如此之難呢？是養(yǎng)老機構自身動力不足，還是外部環(huán)境障礙？本文力圖證明醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務模式的開展能夠顯著增加養(yǎng)老機構的收入和利潤。如果醫(yī)養(yǎng)結合是能夠使養(yǎng)老機構盈利的，則可以說明以下三個問題：第一，排除了養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合主觀上積極性欠缺的可能，未來應從外部政策環(huán)境的限制入手來解決醫(yī)養(yǎng)結合供給不足的障礙，例如機構獲得醫(yī)療機構設立許可和醫(yī)保報銷資格的難度大；第二，供給端應把重點放在提升老年人有效需求和可支付能力上，形成一個良性的醫(yī)養(yǎng)結合市場循環(huán)；第三，目前仍有相當高比例的養(yǎng)老機構虧損，破解之道是進行醫(yī)養(yǎng)結合模式的引入，以適應老年人當前最迫切的醫(yī)養(yǎng)服務需求，如此才能扭轉機構運營不佳的狀況。

圍繞著這一研究目的，本文將首先對醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務模式對養(yǎng)老機構收入和利潤的影響進行判斷，在此基礎上區(qū)分城市、農村養(yǎng)老機構進行異質性分析，并對提高照護專業(yè)度、提高入住率和優(yōu)化床位結構等影響機制進行檢驗，以期找出影響?zhàn)B老機構經營狀況的可能因素，為醫(yī)養(yǎng)結合所產生的積極影響提供經驗證據，對城鄉(xiāng)間醫(yī)養(yǎng)結合模式的不同實施效果判斷提供參考依據，進而對未來發(fā)展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務提供具體對策建議。

二、文獻述評與研究假設

國外醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老機構的收入和利潤等財務表現通常較為出色[4］，這主要得益于較高的入住率[5］。除此之外，盈利路徑還可概括為：第一，提高服務質量能夠引致服務需求，例如，壓瘡預防和恢復性下床活動等照護服務的供給能夠顯著提高養(yǎng)老機構的收入[6-7］；第二，社會資本的參與能夠提高養(yǎng)老機構運營效率，從而改善養(yǎng)老機構經營狀況[8-9］；第三，醫(yī)養(yǎng)結合機構能夠得到更多來自政府的資金支持，以擴大設施規(guī)模，強化人員配置；[10］第四，行政管制約束可能導致養(yǎng)老院的利潤減少，因此養(yǎng)老機構盈利還依賴于放松管制[11］。

根據吳玉韶的統(tǒng)計，我國48.1%的養(yǎng)老機構的運營狀況為收支基本持平，32.5%為虧損，僅有19.4%為盈余。[12］學界一致認為，其主要原因在于入住率低。[13-14］根源則是我國“啞鈴型”的養(yǎng)老機構布局導致的供需失衡：一是，收費低的養(yǎng)老機構大多服務質量不高，較難吸引客源；二是，老年人的有效需求不足，多數老年人支付不起條件較好的養(yǎng)老機構，政府對老年人的補貼也無法有效刺激在養(yǎng)老院的消費。[15-20］還有一些文獻認為，提升養(yǎng)老機構收入主要應通過外部驅動力，例如，獲得運營補貼的養(yǎng)老機構更容易實現盈利[21］；再如，應通過長期護理保險等為養(yǎng)老機構的收入提供保障[22］。但尚未發(fā)現文獻從機構內部運營方式變革的視角進行論證。

不過，張翔等的測算結果表明，如果全部收住失能半失能老年人的話，相較自理老人而言，雖然每個床位的成本增加了237.93元，但收入增加了450元，利潤率能從-0.27%增長至21.06%[23］，但其未討論轉變?yōu)獒t(yī)養(yǎng)結合床位后，因定價上漲導致的客源流失有多大。不過其他研究證明，盡管醫(yī)養(yǎng)結合機構的收費溢價，但不僅本地客源穩(wěn)定，還因模式創(chuàng)新吸引了外地老年人，切實提高了入住率。[24］朱鳳梅也證明了自理和不能自理老年人入住的不同收費對入住率無影響。[25］因此，因床位轉型導致入住人數減少的可能性幾乎可忽略不計。由此可見，醫(yī)養(yǎng)結合模式能夠在一定程度上改善養(yǎng)老機構的經營狀況。

綜上所述，國外文獻已對醫(yī)養(yǎng)結合和養(yǎng)老機構盈利之間的因果關系進行了詳細的論證。國內文獻已對目前我國養(yǎng)老機構盈利狀況不佳的問題形成了共識，但大多數文獻僅從提高入住率或增加補貼等視角討論如何提高養(yǎng)老機構收入。有研究通過社會調查中的個案說明照護型床位能夠通過提高單價來增加收入和實現更多盈利，這為本文立論提供了一定支撐。

本文認為，養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務后，除可獲得一定的政府補貼外，營業(yè)收入也將增加。醫(yī)養(yǎng)結合模式的引入更加符合老年人的需求，養(yǎng)老機構通過提供更加專業(yè)的照護服務，吸引更多的失能半失能老年人入住來提高入住率，而且更高質量的醫(yī)養(yǎng)結合服務的收費定價提高了，所以總體收入會增加。另外，開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務后，養(yǎng)老機構的支出盡管有所增加，但此時的入住率提高了，分攤到各個床位中的成本也就降低了。而且，收住更多的失能半失能老年人使得開設醫(yī)療機構的費用、購買康復輔助設施等固定支出成本和支付給醫(yī)護人員的工資支出也得到稀釋縮減。因此，開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務能夠確?！笆杖朐黾拥亩喽С鲈黾拥纳佟?，利潤相應增加。據此，本文提出以下研究假設。

假設1：醫(yī)養(yǎng)結合模式的引入能夠提升養(yǎng)老機構的收入。

假設2：醫(yī)養(yǎng)結合模式的引入能夠提升養(yǎng)老機構的利潤。

三、研究方法

(一)模型設定

假設不考慮來自政府的補貼等收入，養(yǎng)老機構的總收入即為營業(yè)收入，其計算公式為：

(1)

式(1)中，xγ表示養(yǎng)老機構中不同定價水平的床位單價，yγ表示不同等級單價床位的入住人數，二者相乘即為該定價水平上的收入，γ表示養(yǎng)老機構的床位單價的等級，γ=1，2，3……n，將各個定價水平上的收入加總求和則表示該養(yǎng)老機構的總收入Y。

進一步地，養(yǎng)老機構的總利潤為總收入與總支出的差值，即：

(2)

式(2)中，R表示養(yǎng)老機構的總利潤，C表示養(yǎng)老機構的總支出，cγ表示不同定價水平的床位成本，這里也將空置床位所發(fā)生的成本分攤至入住床位成本中。

根據前文的分析，假設開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務后的入住人數不減少，由于養(yǎng)老機構中醫(yī)養(yǎng)結合床位的收費比普通床位的要高，那么開展醫(yī)養(yǎng)結合服務能夠提升養(yǎng)老機構的總收入。開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務后，養(yǎng)老機構的收入增加部分Y″的計算公式為：

(3)

R″=R′-R=

(4)

通過以上推導分析，可判斷開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務會對養(yǎng)老機構營業(yè)收入和利潤產生正向影響，若考慮來自政府補貼的影響，對總收入和利潤的影響將更大，但方向不變。因此，本文將醫(yī)養(yǎng)結合對養(yǎng)老機構收入和利潤的影響實證檢驗模型設定為：

Yi，t，j=α0+α1×carei，t，j+α2×Xi，t，j+εi，t，j

(5)

Ri，t，j=α0+α1×carei，t，j+α2×Xi，t，j+εi，t，j

(6)

式(5)、式(6)中，Yi，t，j、Ri，t，j分別表示養(yǎng)老機構收入和利潤的變量，carei，t，j表示醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務，Xi，t，j表示多個控制變量構成的向量。i，t，j分別表示地區(qū)、年份和城鄉(xiāng)屬性，εi，t，j表示隨機誤差項。

(二)研究樣本和數據來源

本文運用2009-2019年我國31個省(區(qū)、市)有關養(yǎng)老機構的數據進行實證分析，數據來自2010-2020年《中國民政統(tǒng)計年鑒》(以下簡稱《年鑒》)。盡管2013年我國才開始在政策文件中鼓勵開展醫(yī)養(yǎng)結合，但在此之前，各地對醫(yī)養(yǎng)結合的養(yǎng)老服務模式就有所嘗試，《年鑒》自2001年開始對養(yǎng)老機構中的康復和門診服務供給情況進行統(tǒng)計。在2010年以前，該年鑒對養(yǎng)老機構的統(tǒng)計主要覆蓋政府主辦的福利性質的機構，2010年開始才將統(tǒng)計對象擴展至市場化的養(yǎng)老機構，統(tǒng)稱為“養(yǎng)老機構”。該年鑒當前最近的出版時間為2020年，因此，本文所選用的數據年份為2009-2019年。每個地區(qū)的樣本進一步進行了城市和農村的劃分，2018年及以后的數據不再區(qū)分城鄉(xiāng)，直接采用全口徑的統(tǒng)計指標。本文將同一地區(qū)中的城市或農村的統(tǒng)計數據視為一個個體，樣本量為620個。地區(qū)經濟發(fā)展、人口老齡化等指標數據分別來源于國家統(tǒng)計局網站的“分省年度數據”和歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

(三)變量定義和描述性統(tǒng)計

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量分別為養(yǎng)老機構收入、養(yǎng)老機構利潤。《年鑒》對“養(yǎng)老機構”的定義包括社會福利院、農村特困人員救助供養(yǎng)機構、光榮院和養(yǎng)老公寓等各類養(yǎng)老機構。養(yǎng)老機構收入指的是當年總收入，包括營業(yè)收入和各類補貼、捐贈等。養(yǎng)老機構利潤指的是當年總收入與總費用之差，約20%的樣本的利潤為負，本文已將該類樣本剔除。根據養(yǎng)老機構產權和運營管理權的不同，會計制度財務指標分別在企業(yè)、事業(yè)單位、民間非營利組織三類組織中進行統(tǒng)計，所以被解釋變量2個指標的構成方式均是三類組織的指標數值之和。

2. 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務，指標設定為養(yǎng)老機構中的康復和醫(yī)療門診人次數。這一指標在《年鑒》中的定義是“設有醫(yī)療服務窗口(部門)的民政服務機構提供的康復和醫(yī)療門診服務人次數”，養(yǎng)老機構這一統(tǒng)計對象中的該指標能較好地體現醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的供給情況，屬于實施效果較好的養(yǎng)老機構內設醫(yī)療機構的情形，由已發(fā)生的康復和門診人次數體現，不包含養(yǎng)老機構與醫(yī)療機構簽訂協(xié)議等情形，以保證研究結論的可信度。

3. 控制變量

從以往的研究來看，影響?zhàn)B老機構收入和利潤水平的通常包括以下三個方面的因素：一是所在地區(qū)的社會經濟發(fā)展水平、人口老齡化程度等；二是養(yǎng)老機構本身的投資、規(guī)模和資產配置情況，包括場地建筑、人員配備等；三是養(yǎng)老機構提供服務的能力、服務類型，例如床位和其中失能半失能床位的多少。[26-31］因此，本文根據對養(yǎng)老機構收入和利潤等經營狀況等影響因素的歸納與目前數據的可獲得性，設置以下控制變量：一方面，在環(huán)境因素中，通過各省份的城鎮(zhèn)(農村)居民人均可支配收入體現養(yǎng)老機構所在地區(qū)的社會經濟總體發(fā)展水平，由老年撫養(yǎng)比(65歲及以上老年人口數/勞動年齡人口數)體現當地人口老齡化程度；另一方面，在養(yǎng)老機構自身發(fā)展因素中，通過固定資產原價體現養(yǎng)老機構投資情況，由年末職工人數、大學專科及以上職工占比、45歲及以下職工占比等指標體現養(yǎng)老機構人員配備情況，由100張以上床位的機構占比、機構建筑面積等指標體現養(yǎng)老機構規(guī)模和床位配置情況，主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表1。為避免異方差影響和量綱的影響，對變量進行對數化和標準化處理。

表1 變量含義與描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基準回歸結果分析

根據Hausman檢驗結果，本文采用固定效應模型進行實證檢驗?？紤]到遺漏變量可能產生的有偏估計，本文還對模型進行了遺漏變量檢驗，結果顯示，F值均通過了檢驗。并且，還在回歸分析中加入了年份固定效應、地區(qū)固定效應、城鄉(xiāng)固定效應，分別用來捕捉地區(qū)不隨時間變化的特征、隨時間變化的特征及所屬的城市或農村地區(qū)對養(yǎng)老機構經營狀況的影響。

表2報告了基準回歸結果，第(1)至第(3)列中的被解釋變量是養(yǎng)老機構收入的對數，第(4)至第(6)列中的被解釋變量是養(yǎng)老機構利潤的對數。在第(1)列對養(yǎng)老機構收入的回歸中，醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數為0.5520，且通過了1%的統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，表明醫(yī)養(yǎng)結合的引入對提升養(yǎng)老機構收入有顯著的積極影響。這一結果與本文的研究假設1相符合。第(2)列、第(3)列在前列的基礎上控制了年份、地區(qū)和城鄉(xiāng)固定效應，并添加了一系列控制變量，此時醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數與第(1)列的回歸結果基本一致?？刂谱兞康幕貧w結果顯示，經濟發(fā)展水平、機構投資、人員配備、員工受教育水平、員工年齡、床位規(guī)模、建筑面積的回歸系數分別通過了不同統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，說明經濟越發(fā)達的地區(qū)的機構收入越高，投資越多、人員配備越多、員工受教育水平越高、45歲及以下職工占比越大、床位規(guī)模越大、建筑面積越大的機構的收入越高，這與前述文獻中的分析較為一致。在第(4)列對養(yǎng)老機構利潤的回歸中，醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數為0.4610，且通過了1%的統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，表明醫(yī)養(yǎng)結合的引入對提升養(yǎng)老機構利潤有顯著的積極影響。這一結果與本文的研究假設2相符合。第(5)列、第(6)列在前列基礎上控制了年份、地區(qū)和城鄉(xiāng)固定效應，并添加了一系列控制變量，此時醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數與第(4)列的回歸結果基本一致?？刂谱兞恐械慕洕l(fā)展水平、人員配備、員工受教育水平、員工年齡、床位規(guī)模的回歸系數顯著，說明經濟越發(fā)達地區(qū)的機構收入越高，人員配備越多、員工受教育水平越高、45歲及以下職工占比越大、床位規(guī)模越大的機構的利潤越高，也與前述文獻中的結論判斷一致。

表2 基準回歸分析結果

(二)異質性分析

本文認為，在農村通過引入醫(yī)養(yǎng)結合服務來提高養(yǎng)老機構收入和利潤的積極效應低于城市。首先，受消費水平和傳統(tǒng)觀念等影響，社會中對醫(yī)養(yǎng)結合的投資優(yōu)先考慮城市而非農村，導致無法形成規(guī)模效應乃至盈利。其次，農村開展醫(yī)養(yǎng)結合要比城市開始的晚，前期產生大量支出成本，再加上農村的消費能力較弱，所以成本回收得更慢，盈利的積極影響需要較長的時間才能顯現。最后，農村醫(yī)養(yǎng)結合服務的質量不及城市，目前農村中養(yǎng)老機構中內設的醫(yī)療門診僅限于進行取藥等簡單基礎服務，而一些城市養(yǎng)老機構可提供問診、影像檢查等醫(yī)療服務，對老年人的吸引力更大，也就相應地提升了機構的收入和利潤水平。因此，農村養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的積極性不及城市養(yǎng)老機構。

為估計城市、農村地區(qū)醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務對養(yǎng)老機構收入和利潤貢獻的差異，本文在計量模型中添加城鄉(xiāng)虛擬變量dumi，t，城市賦值為1，農村賦值為0，與醫(yī)養(yǎng)結合形成交乘項，具體計量模型設定為：

Yi，t=α0+α1×carei，t+α2×dumi，t+α3×carei，t×dumi，t+α4×Xi，t+εi，t

(7)

Ri，t=α0+α1×carei，t+α2×dumi，t+α3×carei，t×dumi，t+α4×Xi，t+εi，t

(8)

式(7)、式(8)中，Xi，t表示一系列影響?zhàn)B老機構收入和利潤的控制變量，含義同公式(5)和公式(6)中的控制變量。由于《中國民政統(tǒng)計年鑒》從2019年開始對養(yǎng)老機構的統(tǒng)計不再區(qū)分城鄉(xiāng)，因此，異質性分析剔除了2018年及以后的樣本?；貧w結果見表3。

表3 基于城鄉(xiāng)異質性的回歸分析結果

回歸結果顯示，第(1)列中城鄉(xiāng)虛擬變量交乘項的回歸系數為0.0569，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，根據異質性分析的結果判定方法，這說明相較于農村而言，城市中的養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合，更有助于提升養(yǎng)老機構收入。第(2)列、第(3)列在前列的基礎上控制了年份、地區(qū)固定效應，并添加了一系列控制變量，結論依然成立。同樣地，第(4)至第(6)列的回歸結果也表明，農村的養(yǎng)老機構通過開展醫(yī)養(yǎng)結合增加利潤的可能性不及城市。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1. 替換關鍵變量

本文通過運用人均康復和門診次數這一指標替換基準回歸中的核心解釋變量康復和門診人次數，以其作為衡量醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的指標，來檢驗估計結果的穩(wěn)健性，指標構造方法為使用康復和門診人次數除以養(yǎng)老機構在院人數。同時，將原來的被解釋變量養(yǎng)老機構的總收入和總利潤替換為每個床位的平均收入和平均利潤，指標構造方法為使用養(yǎng)老機構的總收入和總利潤分別除以養(yǎng)老機構床位數。核心解釋變量醫(yī)養(yǎng)結合的系數符號和顯著性沒有發(fā)生顯著變化，控制變量的系數也與基準回歸中的系數符號和顯著性一致(表4)，這反映了各變量之間較強的獨立性，模型對不同變量及不同樣本來說是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗的回歸分析結果

2. 剔除部分樣本

為更好地驗證前文回歸結果的穩(wěn)健性，本文還運用剔除部分樣本的方法進行回歸分析。因此，分別隨機從東部、中部、西部地區(qū)各抽取2個省(市)進行剔除，用剩余樣本進行回歸，回歸結果見表4。核心解釋變量醫(yī)養(yǎng)結合及各控制變量的系數符號和顯著性水平與基準回歸結果中的保持一致，說明模型對不同樣本來說是穩(wěn)健的。

3. 加入遺漏變量

伴隨著社會資本參與養(yǎng)老服務業(yè)的發(fā)展，各地政府開始推動發(fā)放老年人津貼和補貼，以期帶動養(yǎng)老服務領域的消費，這為養(yǎng)老機構發(fā)展提供了較為穩(wěn)定的收入來源。因此，這將影響因果關系判斷的準確性。為消除遺漏變量所帶來的影響，本文繼續(xù)加入高齡津貼支出、護理補貼支出、養(yǎng)老服務補貼支出3個指標，對養(yǎng)老機構收入和利潤進行回歸?！赌觇b》中僅披露了2016-2019年的相關數據，因此該檢驗也將面板數據的時間區(qū)間縮短，回歸結果見表4。

加入遺漏變量檢驗的回歸結果顯示，核心解釋變量醫(yī)養(yǎng)結合的系數符號和顯著性水平保持一致，沒有發(fā)生顯著變化，且在醫(yī)養(yǎng)結合和其他控制變量的作用下，三項補貼的系數不顯著，這否定了養(yǎng)老機構盈利的主要原因來自補貼發(fā)放的可能。因此，前文所得估計結果的穩(wěn)健性較好。

4. 工具變量法

本文結論可能面臨著以下質疑：經營狀況好的養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合的基礎更好，引入醫(yī)養(yǎng)結合的能力更強，提供醫(yī)養(yǎng)結合服務的可能性更大，因此有可能產生互為因果的內生性問題。前文的實證分析結果并不能嚴謹地判斷是開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務能夠增加養(yǎng)老機構收入，還是養(yǎng)老機構收入影響了醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的提供，二者之間的因果關系有待進一步驗證。因此，本文選取能夠代表一個地區(qū)醫(yī)療資源的指標“每萬人口衛(wèi)生人員數”作為工具變量來回應可能存在的內生性問題。借鑒牛彪和王建新、德爾耐卡特(Derenoncourt)的做法[32-33］，工具變量的選取應滿足兩個條件：一是內生性，即與解釋變量高度相關；二是外生性，即與誤差項無關。一方面，衛(wèi)生人員配置的平均水平與醫(yī)養(yǎng)結合發(fā)展具有較強的關聯性，一定的人員基礎能夠助力醫(yī)養(yǎng)結合服務供給，因而能較好地滿足了工具變量相關性的要求。另一方面，醫(yī)療資源的充裕程度與當地整體社會經濟發(fā)展相關，也會影響醫(yī)養(yǎng)結合的實施狀況進而影響?zhàn)B老機構的運營狀況，但與個別養(yǎng)老機構運營的潛在遺漏變量不相關，因此一地區(qū)的醫(yī)療資源不直接影響?zhàn)B老機構的經營狀況[34］，并且養(yǎng)老機構的發(fā)展更不會反作用于醫(yī)療資源的配置，可能的直接因果關系較弱，即滿足工具變量外生性的條件。指標構造方法為：每萬人口衛(wèi)生人員數=衛(wèi)生人員數/人口數/10000，人口數為國家統(tǒng)計局統(tǒng)計的常住人口數。數據來自歷年《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網站，該年鑒未披露2009年的分城鄉(xiāng)數據，故本文將該檢驗的數據時間限定為2010-2019年。

表5報告了以Panel A和Panel B分別代表的以養(yǎng)老機構收入、養(yǎng)老機構利潤為被解釋變量的2SLS回歸結果，回歸結果顯示，工具變量醫(yī)療資源與2個內生變量均顯著相關。本文在兩個回歸中還考察了是否存在著弱工具變量的問題，F統(tǒng)計量均大于臨界值10，說明工具變量的設定是有效的。在第二階段的回歸中，醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數與表2中基準回歸結果的符號和顯著性基本一致。因此，在考慮了可能存在的內生性問題的情況下，前文的實證結果依然是穩(wěn)健的。

表5 工具變量的2SLS回歸結果

五、影響機制分析

根據前文的理論分析，本文認為開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務主要是通過提高照護專業(yè)度、提高入住率和優(yōu)化床位結構三個機制實現養(yǎng)老機構收入和盈利水平的提升。第一，相較于傳統(tǒng)養(yǎng)老機構而言，醫(yī)養(yǎng)結合模式能夠提高醫(yī)療、照護服務的專業(yè)化程度，其服務質量和價值更高，也就相應使養(yǎng)老機構盈利的條件更加充分；第二，醫(yī)養(yǎng)結合模式和老年人對醫(yī)療和照護服務的需求更為契合，能夠較好地解決入住率低的問題，從而改善養(yǎng)老機構的經營狀況；第三，醫(yī)養(yǎng)結合模式改變了養(yǎng)老機構的群體面向，提高了失能半失能老年人的接收比例，雖然床位成本有所上漲，但增設醫(yī)療機構的支出在更多床位中分攤，并且醫(yī)養(yǎng)結合的服務收費也相應提升，也就提高了養(yǎng)老機構的收入和利潤。本文將檢驗影響機制的計量模型設定為：

Zi，t=α0+α1×carei，t+α2Xi，t+εi，t

(9)

Yi，t=α0+α1×carei，t+α2×Zi，t+α3×Xi，t+εi，t

(10)

Ri，t=α0+α1×carei，t+α2×Zi，t+α3Xi，t+εi，t

(11)

其中，Zi，t表示考察的3個機制變量即照護專業(yè)度、入住率和床位結構，指標構造方法分別為：專業(yè)技術技能人員占養(yǎng)老機構工作人員的比例、在院人數占床位數的比例、失能半失能的入住對象占在院人數的比例。

表6報告了養(yǎng)老機構利潤的影響機制回歸結果。③第(1)列和第(2)列、第(3)列和第(4)列、第(5)列和第(6)列分別是對照護專業(yè)度、入住率和床位結構的影響機制檢驗的結果。第(1)列中醫(yī)養(yǎng)結合的回歸系數為0.0269，且通過了1%的統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，第(2)列中醫(yī)養(yǎng)結合和照護專業(yè)度的回歸系數分別為0.1776、0.2494，且均通過了1%的統(tǒng)計水平的顯著性檢驗，結合基準回歸結果和影響機制判定，可以得出醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務通過提高照護專業(yè)度從而提高了養(yǎng)老機構的收入這一結論。同樣地，第(3)至第(6)列的結果也表明，入住率和床位結構的影響機制也得到了驗證。

表6 影響機制驗證的回歸分析結果

六、結論與政策建議

本文運用2009-2019年我國31個省(區(qū)、市)養(yǎng)老機構發(fā)展的相關數據，對開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務與養(yǎng)老機構收入和利潤之間的關系進行了實證考察，得到以下研究結論。

第一，引入醫(yī)養(yǎng)結合對養(yǎng)老機構的經營狀況具有顯著的正向影響，醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務模式的開展能夠有效提高養(yǎng)老機構的收入和利潤。

第二，異質性分析發(fā)現，相較于城市機構而言，農村開展醫(yī)養(yǎng)結合對增加養(yǎng)老機構收入和利潤的貢獻較弱。

第三，機制分析發(fā)現，開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務通過提高照護專業(yè)度、提高入住率和優(yōu)化床位結構3個機制實現養(yǎng)老機構收入和利潤的增加。

本文的實證研究結果充分證明了養(yǎng)老機構開展醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務后，收入和利潤都能有所增加，因而排除了養(yǎng)老機構主觀排斥引入醫(yī)養(yǎng)結合和內驅力不足的可能。那么，要解決目前醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務供給不足的問題，應重點關注來自外部政策環(huán)境的障礙。基于以上研究結論，本文提出以下四點政策建議。

第一，未來應改善醫(yī)養(yǎng)結合的外部政策環(huán)境，進一步放寬準入資質的行政限制，同時增設醫(yī)保定點。針對當前養(yǎng)老機構申請內部設置醫(yī)務室等已允許備案管理、申請設立三級醫(yī)療機構需求不大的現狀，未來的改革重點應放在能夠提供急救、影像檢查等老年人亟需的醫(yī)療服務的一、二級醫(yī)院之上，可適當放寬養(yǎng)老機構內設二級及以下醫(yī)院的行政審批，選取試點地區(qū)嘗試備案管理，同時確保享有社會辦醫(yī)的相關扶持和醫(yī)保定點政策。放開審批是一個長期過程，在沒有完全放開設立醫(yī)療機構的地區(qū)，可以先讓醫(yī)生流動起來。只要醫(yī)生獲得了職業(yè)醫(yī)師資格證書，不需要衛(wèi)生部門審批，更不受衛(wèi)生區(qū)域規(guī)劃制約，參與提供醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務就更加靈活。

第二，盡管本文證明了醫(yī)養(yǎng)結合能夠提高養(yǎng)老機構的入住率，但入住率的另一必要條件來自需求方。醫(yī)養(yǎng)結合服務市場需要供給方和需求方的良性互動，打破行政限制后供給放開了，進一步需要解決老年人的支付問題。讓老年人走進醫(yī)養(yǎng)結合機構，就要提高老年人收入，并確定一個合理的收費標準，才能真正提高入住率。當前，僅依靠老年人收入來支付醫(yī)養(yǎng)服務較為困難，在這樣的現實條件約束下，應著力發(fā)揮長期護理保險和養(yǎng)老服務補貼的補償功能，以補齊老年人支付能力的短板。

第三，相較于城市而言，農村醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的規(guī)模小、起步晚、水平低，且需求方的支付能力更弱，未來應從政府和社會層面對農村醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務體系建設提供資源傾斜，對養(yǎng)老機構的補貼等應據城鄉(xiāng)進行分類設置。目前，在農村養(yǎng)老機構中內設醫(yī)療機構的難度較大，可先設置照護型床位，對村內四五十歲的中年婦女進行專業(yè)培訓，吸納無法自理的老年人入住，也能一定程度上能解決失能老年人的照料問題。

第四，盡管本文能夠證明醫(yī)養(yǎng)結合養(yǎng)老服務的開展能夠提高養(yǎng)老機構收入，但不能否認這其中包含了政府給予的大量補貼，因此機構發(fā)展的內生動力仍需加強?；诒狙芯堪l(fā)現的能夠提高養(yǎng)老機構收入的幾條路徑，未來養(yǎng)老機構的改革方向建議為：通過增加專業(yè)人才配置來提高照護服務的專業(yè)程度，針對老年人最迫切的醫(yī)養(yǎng)需求提供養(yǎng)老服務以提高入住率，增加失能半失能老年人的入住比例。

注釋：

① 數據來源：國家統(tǒng)計局：第七次人口普查主要數據，http：//www.stats.gov.cn/tjsj/pcsj/rkpc/d7c/202111/P020211126523667366751.pdf。

② 數據來源：國家衛(wèi)生健康委員會：2021年我國衛(wèi)生健康事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報，http：//www.nhc.gov.cn/guihuaxxs/s3586s/202207/51b55216c2154332a660157abf28b09d.shtml。

③ 限于篇幅，未展示養(yǎng)老機構收入的影響機制檢驗結果，備索。