照料模式對老年人醫療服務利用的影響

楊 蓉，李浩淼

武漢大學政治與公共管理學院, 湖北武漢, 430072

十八大以來，黨中央高度重視老齡化問題。第七次全國人口普查結果顯示，我國65歲及以上人口為19064萬人，占總人口比例13.50%[1]。隨著年齡增長，老年群體健康水平下降，導致他們對醫療資源的需求不斷攀升[2]。老年人存在的不同程度的失能、自理能力差，無人陪同就醫時交通及溝通方面的阻礙較多，導致其醫療服務利用呈現需要度高、滿足度低的矛盾狀態[3]。

照料模式與老年人醫療服務利用密切相關[4]。目前，關于照料模式對老年人的衛生服務利用的影響研究，多從正式照料(市場化、支付性的照料)和非正式照料(家庭成員特別是子女充當照料者)的角度出發。例如，林菀娟等指出，現非正式照料對老年人使用門診醫療有顯著的替代效應[5]；陳麗強等指出，非正式照料顯著減少老年人門診和住院費用支出[6]。商業模式和自我照料模式對老年人醫療服務利用的影響研究較少。孫統達等指出，商業照料模式(主要指養老機構)下老年人醫療服務需求較高，而目前養老機構在功能上不能滿足老年人的醫療服務需要[7]。劉妮娜等指出，對有照料需要的老年人來講，自我照料是風險最高的照料方式[8]。而親情照料、商業照料、自我照料等不同模式對老年人醫療服務利用的影響是否存在差異，目前研究并未給出明確答案。隨著家庭結構的改變，老年人獨居比例變高，以親情照料為主的一元化照料正向多元化照料轉變[9]。在此現實背景下，探討不同照料模式與老年人醫療服務利用之間的關系，對于理解老年人醫療服務利用、選擇更合適的照料模式以及彌補當前照料模式的不足，具有十分重要的意義。

本研究從照料主體出發，將照料模式分為親情模式、商業模式和自我照顧模式，分析不同照料模式對老年人醫療服務利用的影響，并建立研究假設：與親情模式相比，商業模式和自我照顧模式下老年人醫療服務利用會存在不足。

1 資料來源與方法

1.1 資料來源

本研究數據來源于北京大學健康老齡與發展研究中心國家發展研究院開展的中國老年健康影響因素跟蹤調查(Chinese longitudinal healthy longevity survey，CLHLS)。該調查覆蓋全國23個省市自治區，以65歲及以上老年人和35-64歲成年子女為調查對象，分為存活被訪者問卷和死亡老人家屬問卷，能全面反映老年人生活情況，具有全國代表性。本研究選用存活被訪者問卷調查中2017-2018年最新一次調查數據，該數據于2020年4月3日更新于北京大學開放研究數據平臺，共有調查對象15874人。本研究對象限定為年齡65歲以上的老年人，在刪除自變量、因變量存在缺失的樣本后，最終樣本量為7137人。比較了研究樣本與總體樣本年齡和性別的分布，可以認為，研究樣本具有較好的代表性。見表1。

表1 研究樣本與總體樣本年齡、性別對比

1.2 研究方法

1.2.1 變量選擇。①因變量。本研究因變量是老年人醫療服務利用和就醫及時性。醫療服務利用通過就醫概率和醫療費用來反映，包括是否門診、是否住院、門診費用、住院費用4個指標[3-4,10-13]。CLHLS中涉及衛生服務利用的對應問題包括過去一年實際花費的門診醫療費用(包括掛號、各種門診檢查、藥物、各種門診治療和其他所有非住院醫療開支)；過去一年實際花費的住院醫療費用(包括住院以后的各種檢查、手術和非手術治療、藥物、陪護、住院費，不包括自己和家人的交通費、醫院外住宿費和飲食費)。對于以上兩個問題的回答，如門診費用或住院費用不為0，則說明產生了醫療服務。即有門診費用=1，無門診費用=0；有住院費用=1，無住院費用=0。醫療費用即該問題對應的一年門診和住院總費用，由于費用不成正態分布，因此將費用取對數。涉及就醫及時性的問題，能及時就醫=1，不能及時就醫=0。②自變量。照料模式為本研究的自變量，由“當老年人身體不舒服時或生病時主要照料者”確定。將回答為“配偶” “兒子” “兒媳” “女兒” “女婿” “兒子和女兒” “孫子和孫女” “其他親屬朋友”的界定照料模式為親情模式；將回答照料者為“保姆”的界定為商業模式，將回答“無人照顧”的界定為自我照顧。商業模式除了照料者為保姆，還應包含居住在養老院的老年人，因此結合“您現在與誰住在一起？”這一問題，將回答居住在養老機構的老年人也納入商業模式。居住地類型這一問題的回答中，獨居并不等于無人照料，因此不納入自我照料模式。本研究將親情模式作為對照組，分析不同照料模式對老年人醫療服務利用的影響。③控制變量。本文控制變量包括：姓名、年齡、婚姻狀況、受教育情況、居住地類型、是否有醫保、家庭年收入情況、過去兩年是否患過重病、是否患有慢性病、自評健康、失能情況、是否有抽煙喝酒行為、是否經常鍛煉。

1.2.2 研究模型。在研究門診和住院服務利用時，本文的研究模型為Heckman兩階段模型[14]，它將老年人使用醫療服務行為分為兩個階段：第一階段用Probit模型來估計照料模式對老年人醫療服務利用概率的影響；第二階段在存在醫療服務利用的情況下，估計照料模式對于醫療服務利用程度的影響。第一步Probit模型如下：

Y為因變量，表示事件發生的概率。本文即為醫療服務利用發生的概率，具體包括門診服務利用概率和住院服務利用概率，反映的是門診和住院傾向。Φ表示累計的正態分布函數，Β0是擾動項，xi為影響第i個老年人產生醫療服務利用的解釋變量，Βi為解釋變量系數向量。

通過Probit回歸，可以計算每一個樣本的醫療服務利用傾向。由于樣本的自選擇性，在進行第二步之前，需要納入逆米爾斯比率λ以修正誤差，公式如下：

其中Φ表示標準正態的累計分布函數，φ表示標準正態分布的概率密度函數。

第二步構建線性回歸方程，同時將逆米爾斯比率λ作為控制變量代入。若第二步中逆米爾斯比率顯著，則說明存在樣本選擇偏誤，需要使用兩階段模型進行修正。若逆米爾斯比率不顯著，則說明開始的回歸方程不存在選擇性偏誤，不需要進行修正。第二階段的線性回歸模型具體表示為：

y代表醫療服務利用程度，即醫療費用取對數，具體包括門診服務利用程度和住院服務利用程度，反映的是醫療服務利用的多少。a0是常數項，x1為自變量，即照料模式，xi為控制變量，λ是前一步計算的逆米爾斯比率，a0、ai、ω是相應解釋變量的待估參數，ε是誤差向量。

在研究照料模式對就醫服務及時性的影響時，因變量為二分類變量，因此采用二分類logistic回歸分析。具體公式為：

其中Y為老年人就醫可及性，aj為常數項，xi為控制變量，ai是相應解釋變量的待估參數。

1.3 統計學方法

本文使用Stata 15.0進行數據處理，采用描述性分析進行一般描述統計，采用Probit回歸和OLS線性回歸做照料模式對醫療服務利用的影響研究，以logistic回歸分析照料模式對就醫及時性的影響，檢驗標準α=0.05。

2 結果

2.1 不同照料模式下老年人基本情況

本研究樣本總量7137，其中親情模式占比最高，約93.88%。3種照料模式中，自我照料模式產生門診服務利用的比例最高，為77.69%；親情模式產生住院服務利用的比例最高，為70.58%；性別占比皆為男性少于女性。年齡上，商業模式的樣本老年人平均年齡最大，為91.22歲。自我照料的老年人平均年齡最小，為78.48歲。商業模式下樣本老年人“離婚、喪偶或從未結婚”的比例高達81.65%。居住地類型中，商業模式老年人更多居住在城鎮，親情和自我照料模式的老年人則更多居住在農村。商業模式照料下的老年人重度失能比例最高，為15.82%，自我照料模式下無重度失能老年人，符合實際情況。商業模式下自評健康很不好的比例最低，而親情模式下自評健康很好的比例最高。見表2。

表2 變量賦值和樣本描述(%)

表2(續)

2.2 照料模式對門診服務利用的影響

運用Heckman兩階段模型分析得到的結果表明逆米爾斯比率不顯著，說明不存在樣本選擇偏差，模型1可信。與親情照顧模式相比，商業模式照料下的老年人門診服務利用率顯著降低(β=-0.241，P=0.004)，而自我照料模式對老年人門診服務利用率無顯著影響(β=0.043，P=0.756)。見表3。

表3 照料模式對老年人門診服務利用影響的Heckman兩階段模型估計結果

2.3 照料模式對住院服務利用的影響

照料模式對老年人住院服務利用影響的Heckman兩階段模型估計結果表明逆米爾斯比率也不顯著，同樣說明不存在樣本選擇偏差，模型3可信。與親情照顧模式相比，商業模式照料下的老年人住院服務利用率顯著降低(β=-0.203，P=0.010)，而自我照料模式對老年人住院服務利用率無顯著影響(β=-0.052，P=0.683)。見表4。

表4 照料模式對老年人住院服務利用影響的Heckman兩階段模型估計結果

2.4 照料模式對就醫及時性的影響

照料模式對老年人醫療服務利用及時性的logistic回歸結果說明，同親情模式相比，商業模式對老年人醫療服務利用及時性沒有顯著影響(OR=1.611，P=0.363)，但自我照料模式對老年人醫療服務利用及時性影響顯著(OR=0.176，P<0.001)。見表5。

表5 照料模式對老年人醫療服務利用及時性影響的logistic回歸估計結果

2.5 穩健性檢驗和亞組分析

為檢驗結果穩健性，在樣本中挑選患有慢性病的群體作回歸分析，商業模式會顯著降低其門診服務(β=-0.250，P=0.007)和住院服務(β=-0.215，P=0.015)利用率，自我照料模式下就醫服務及時性顯著降低(OR=0.170，P<0.001)。慢性病群體的分析結果與全樣本結果具有一致性，說明本研究結果穩健。

以性別和城鄉來做老年人醫療服務利用和就醫及時性的異質性分析，在男性老年人中，商業模式會顯著降低其門診(β=-0.309，P=0.013)和住院(β=-0.261，P=0.028)的利用，但是在女性老年人中，沒有顯著性影響。在農村老年人中，商業模式也會顯著降低其門診(β=-0.414，P=0.013)和住院的利用(β=-0.424，P<0.001)，但在城市老年人中，其影響不顯著。就醫及時性方面，無論男女，自我照料模式都會顯著降低其就醫及時性。在農村老年人中，自我模式也會顯著降低就醫及時性(OR=0.161，P<0.001)，但在城市老年人中，其影響不顯著。見表6。

表6 穩健性檢驗和亞組分析

3 討論

3.1 商業模式下老年人醫療服務利用率降低

商業模式照料下，老年人醫療服務利用率降低存在2種原因。①商業模式下，照料主體關注到老年人的醫療衛生需求，注重提高老年人健康管理水平，能做到定期體檢和疾病篩查，降低老年人患病風險[15]。②本研究中商業模式照料下的老年群體主要為高齡老人。高齡老人喪偶率高，其子女也年齡偏大，照料能力有限。高齡老人整體照料滿足度不高，生理機能老化程度更深，失能或行動能力降低普遍存在，加上疾病等外力因素的積累，需要更多的照護資源與照護成本[16-18]。在未就醫時照護成本已經很高的情況下，高齡老人醫療服務所需的資源支持可能就會不足，從而導致商業模式下老年人醫療服務利用率降低。然而，基于本研究數據，無法確切給出商業模式下老年人醫療服務利用率降低的原因，這是本研究的缺陷之一，需要在未來的研究中展開更深入的分析。

3.2 自我照料的老年群體醫療服務利用及時性降低

在自我照料模式下，老年群體的醫療服務利用率沒有顯著降低，可能與這部分人群本身健康狀況相對較好有關[9]，但他們就醫服務的及時性要顯著低于親情照料的人群。一方面，老年人創收能力下降，醫療支付能力不足導致就醫不及時[3]；另一方面，對于自我照料老年人來說，這類群體的生存風險感知較高，主要擔憂是經濟等需求是否能得到滿足[19]，不一定把醫療服務視為剛性需要，生病時可能選擇能拖則拖[20]。

3.3 照護模式對老年人醫療服務利用的影響存在城鄉和性別差異

在城鎮，醫養體系相對完善，且家庭的經濟水平更高，無論是照護還是醫療服務利用，都可以提供相對充足的支持。而對于農村老年人，規范治療率相對低下、醫療服務利用并不充分[21]。在農村，社會化的照料服務還未建立，家庭所能給予的經濟支持和照料支持十分有限，加上農村本身醫療服務能力相對較弱，就醫便利性也不及城鎮，因此，服務利用不足和不及時的問題也更為突出[22]。另外，商業模式下老年人醫療服務利用率還存在性別差異，這可能與男性群體本身健康意識較差，健康服務利用的主動性較低有關[23]。

4 結論

商業模式照料會顯著降低老年人的醫療服務利用率，若能在滿足老年人醫療服務需求的條件下，通過良好的健康管理降低老年人的患病風險，以達到醫療服務利用率的降低，則對老年人健康狀況的改善、疾病經濟負擔的降低都大有裨益。盡管親情模式照料依然在所有照料模式中占有重要地位，但隨著高齡群體的不斷擴增和家庭結構的改變，親情照料會擠占老年人家屬參與市場勞動，而自我照料有限且風險較高[20]。

親情照料模式短期內依然占據主導地位，同時親情模式又面臨家庭結構改變、照料資源不足等風險。照料體系的建立，應以增強照料服務資源，提高老年人醫療服務利用率和可及性，促進健康老齡化為目標。因此，在引導商業模式良性發展的同時，不能忽視對親情模式的重視和支持。

在親情照料缺位，商業照料未建立的農村地區，需要完善基于相互信任、共同參與的社會網絡[24]，大力發揮鄰里之間、老年人之間的互助服務。此外，還應完善基層醫療服務體系，優化簽約服務等，提升居民的健康意識，加強老年人慢性病管理，預防商業照料需求的提早出現。