医疗服务可及性对农村老龄人口健康的影响实证

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　　【题目】老龄人口的医疗服务问题探析
　　【第一章】乡村老龄人口健康面临的困境研究导论
　　【第二章】医疗服务可及性与人口健康相关理论和概念
　　【第三章】农村医疗服务现状及存在问题分析
　　【第四章】影响农村老龄人口健康的因素分析
　　【第五章】医疗服务可及性对农村老龄人口健康的影响实证
　　【第六章】提升农村医疗服务可及性的国际经验借鉴
　　【第七章】农村医疗服务网点建设相应对策和建议
　　【参考文献】乡村老年人医疗服务工作改善研究参考文献
　　
   
　　第五章 医疗服务可及性对农村老龄人口健康影响的实证分析

　　第一节：变量选取、数据来源与描述性统计分析

　　一、变量选取

　　根据前述理论分析和前人的经验研究成果，本文拟选取以下因变量、自变量和控制变量来研究医疗卫生服务可及性对农村老龄人口健康状况的影响。

　　（一）被解释变量

　　健康状况，本文所研究的是农村地区 60 岁以上的老龄人口的健康状况。考虑到健康数据的特殊性，本文将健康状况分为五个档次，非常差、较差、一般、较好和好，从而较全面的反映农村老龄人口的整体健康情况。

　　（二）解释变量

　　医疗服务可及性，理论上医疗卫生服务可及性是指能持续的、有组织的为居民提供容易获得的医疗卫生保健服务21.本文从农村老龄人口角度出发，考虑到可及性的实际应用，对医疗服务可及性做以下界定：医疗服务可及性是指居民可以享受到合理且合格的医疗卫生资源的便捷性程度。以农村居民到达最近医疗卫生服务机构的距离、过去一个月去医疗机构就诊或者接受过上门医疗卫生服务的次数、过去一年接受住院治疗的次数来共同衡量医疗服务可及性这个解释变量。其中到达最近医疗服务点的距离和时间是衡量疗医疗服务可及性的重要指标。到最近医疗服务点的距离和医疗卫生服务的利用具有很强的正向关系，是影响居民健康状况的关键性因素（苗艳青，2008）。

　　3.控制变量
　　
　　（1）医疗保险，本文中的医疗保险是指农村老龄居民是否参加新型农村养老保险或其他的一些商业医疗保险等。作为政府惠及农村居民的一项福利性措施，新农合预期将会显着改善农村老龄居民的健康状况。本文将医疗保险纳入回归模型，分析参加医疗保险对农村老龄人口健康状况的影响。

　　（2）家庭间经济往来，考虑到农村实际情况，很多农村居民随着年龄的增加，逐渐减少甚至断绝了了与其他家庭间的经济及生活往来，一般这些老人群体的身体状况会较那些存在家庭间经济生活往来次数的老人要差许多。本文将家庭间的经济往来作为控制变量纳入模型，从经济及情感角度，刻画农村老龄人群的健康影响因素。

　　（3）性别，一般认为男女性别的差异也将会带来身体健康状况的差异，赵忠（2006）通过研究农村人口的健康状况及影响因素发现：婚姻对健康的影响女性较男性来看更明显，女性健康状况比差于男性。苗艳青（2008）也指出：农村男性两周患病风险率低于女性。因此，本文将性别作为控制变量加入模型进行分析。

　　（4）年龄，一般认为随着年龄的增加，身体机能会逐渐老化，健康状况会每况愈下。本文将老龄人群的年龄分为三个档次，60-64、65-70、70 以上，从而更精确的展示农村老龄人群的年龄层次，更加清晰准确地分析年龄对农村老龄人口身体健康的影响情况。

　　（5）教育程度，本文用老龄人群的受到的教育水平作为控制变量，苗艳青（2008）认为：农民民受教育水平的提高会降低其患病的风险。Spasojevie（2003）通过对瑞典和丹麦的考察发现：提高居民的受教育水平将推动居民健康的改善。张纯元（2003）指出：文盲人群的健康状况要低于那些受过小学或更高教育水平的人群 .许军（2006）认为：居民受教育程度越高，自评健康状况就越好。一般认为：随着受教育程度的提高，人们对健康的关注防范意识将会更高。

　　（6）家庭年收入，一般认为收入对健康的影响较为明显。 Lietal （2006）分析发现：居民的自我评估健康状况随着收入的提高而增加。苗艳青（2008）认为：农民患慢性病并且确诊的比例随着家庭收入的增加在不断增加。因此，本文将家庭年收入作为控制变量加入模型进入分析。

　　二、数据来源与描述性统计分析

　　本文的数据来源于中国健康与养老追踪调查（China Health and RetirementLongitudinal Study, CHARLS）全国基线调查抽样数据。该调查于 2011 到 2012 年间进行，本次基线调查范围覆盖了全国 30 个省级单位（不包括港澳台和西藏自治区），450 个村级单位，同时还通过统计局和中国疾病中心进行人口数据差别的核实，保证数据的质量和可靠性。最终获得 17587 个有效样本。调查内容包括了受访者的姓名、年龄、参保情况、家庭特征、健康状况、个人和家庭收入等方面的信息。此次调查样本应答率为 80.51%,其中农村家户应当率为 94.15%,根据研究目的，本文选取 60 周岁以上的农村居民作为本文的研究对象。经过数据清理，共有 2818 个信息完备的样本作为本文的研究对象。

　　表 1 显示了本文研究所使用变量的定义和描述性统计结果。在原始数据中，健康状况分为非常好、较好、一般、较差、非常差五类，为了便于本文的实证研究，本文将数据中健康状况为非常好、较好和一般的设定成健康，在回归方程中设置为 1,其他设置为 0,结果表明 61.56%的受访老人自评健康状况良好，在本文划分的健康行列中；农村老龄居民过去一年接受住院治疗的平均次数为 0.4137,过去一个月去医院就诊或接受上门医疗服务的平均次数为 0.4748 次，平均次数偏低。61.28%的受访人群距离最近的医疗服务机构小于 2 公里；43.89%的受访者表示存在着家庭间的经济生活往来；94.04%的受访者表示参与了新农合，新农合参合率还是很高的，47.92%的受访者为男性；受访者年龄在 60 至 64 岁的之间的占 41.03%,65 到 69 岁的占 34.17%,70 岁以上的占 24.80%,老年受访者年龄分布比较均匀；受访者人均受教育水平仅为小学文化程度，人均受教育年限达 3.2677 年。
　　
　　第二节：计量模型

　　一、理论方法

　　在离散选择模型中，最简单的情形是在两个可供选择的方案中选择其一，此时被解释变量只有两个值，称为二元选择模型。因此二元选择模型的目的是研究具有给定特征的个体作某种而不作另一种选择的概率。

　　利用二元选择模型对数据进行模拟。其中二元选择模型中又包含三种不同随机函数的类型，有 Probit 模型、Logit模型和 Extreme模型。
　　
　　（一） 线性概率模型及二元选择模型的形式：

　　线性概率模型的回归形式为：1 1 2 2…i i i k ki iy = b x + b x + + b x+ mi=1,2 , … , N（5.1）
　　
　　其中：N 是样本容量；k 是解释变量个数；jx 为第 j 个个体特征的取值。设iy 表示取值为 0和 1 的离散随机变量。im 表示相互独立且均值为 0的随机扰动项。

　　假设有一个未被观察到的潜在变量*iy ,它与ix 之间具有线性关系，即【0】

　　
　　（二）probit模型

　　Probit 模型是假设事件发生概率服从累积正态分布函数的二分类因变量模型，也称为Normit 模型。即假设每一个体都面临两者择一的选择，且其选择依赖于可分辨的特征，旨在寻找描述个体的一组特征与该个体所做某一特定选择的概率之间的关系。

　　假设每一个样本都存在一组变量 X,这些变量的线性组合可以使每一个样本得到一个分数*iY:

　　jijiiijiY =?b X+e=XB+e*（5.5）
　　
　　假设ie ~N（0,1），故*iY服从标准正态分布。

　　*iY代表某种内在变量或是隐藏变量，在贷款决策研究中，可代表银行借出贷款的倾向。当*iY>0 时，可观测变量 Y 即等于 1（银行借出贷款）；当*iY≤0,则 Y=0（银行不愿借出贷款），用数学式表示如下：【01】

　　二、回归方程

　　由于本文的被解释变量是一个二分虚拟变量，对于被解释变量为二分虚拟变量的情形，常用的模型是概率模型，包括 Probit 模型、Logit 模型等。因此，根据研究目的，本文采用 Logit 模型来估计医疗服务可及性对农村老龄人口健康状况的影响。本文具体回归模型如下：

　　假设用 P表示因变量在 0和 1之间的概率，则 Logit 概率函数为：【2】

　　其中ix 为解释变量，ib 为解释变量的估计参数，反映的是解释变量的变化对被解释变量概率的对数的影响，i为解释变量的个数。

　　本文选取农村居民到达最近医疗卫生服务机构的距离（DI）、过去一个月去医疗机构就诊或者接受过上门医疗卫生服务的次数（MF）、过去一年接受住院治疗的次数（IC）共同衡量医疗服务可及性，为正确反映自变量对因变量的影响，将回归模型分为两个层次：具体回归模型如下：【1】

　　
　　（1）式中的iHL 表示第 i 个受访者的自评健康状况，是模型的被解释变量。在本次调查的问卷设计中，农民的健康状况被分为非常好、较好、一般、较差和非常差五类，自评健康要求居民对自身的健康情况进行一个主观的自我评测，该方法简单易行，获取数据较为容易，但是其结果也往往受到受访居民个人的主观影响，具有很大的随意性，但是研究表明，居民自评健康状况一般与客观的健康指标是高度相关的。

　　iDI 表示第 i 个受访者到达最近医疗服务机构的距离，是本文模型的自变量。在数据处理中，到达最近医疗服务机构距离小于 2 公里的称为可及性距离较近，回归方程中设置为 1,实际问卷要求被访者根据多年经验对自己到最近医疗机构的路程做个大概估计，一般结果较为可靠，本文预期居民到达最近医疗卫生机构的距离越近，就医便捷程度越高，其健康状况越好。

　　iMF 表示第 i 个受访居民过去一个月去医疗机构就诊或者接受过上门医疗卫生服务的次数，亦是本文模型的自变量。本文认为，居民过去一个月去医疗机构就诊或接受上门医疗卫生服务的次数越多，其能享受到良好医疗卫生服务资源的便捷性程度越高，则居民就更加注重健康保健，身体健康状况自然会更好。

　　iIC 表示第 i 个受访者过去一年接受住院治疗的次数，是本文模型的自变量。由于仅仅以居民去医疗机构就诊的次数并不能完美地衡量居民所享受的医疗卫生服务资源是否合理合格，所以本文加入了居民过去一年住院的次数这个变量，这样更能全面衡量医疗卫生服务资源的合理性。本文认为居民接受住院治疗的次数越多，则身体的疾病就能得到及时诊治，身体健康状况会愈好。

　　iET 表示第 i 个受访者是否存在着和亲戚朋友或他人之间的经济和生活上的往来，是本文模型的控制变量。文章预期农村老龄人口若是能保持经济和生活上与他人的往来，则他们的健康状况将更好。

　　iAG 表示第 i 个受访者的年龄状况，是本文模型的控制变量，本文的数据将农村老龄人群分为 60-64、65-70 以上三个年龄段，从而更精确的展示人群的年龄层次，更清晰的分析可及性的影响效应。对于农村老人而言，本文预期随着年龄的增加，他们的身体素质会逐渐下降。

　　iED 表示第 i 个受访者的受教育水平情况，即接受正规学校教育的年限。是本文模型的控制变量，本文预期农村老龄人口受教育水平越高，健康状况就越好。

　　iLNI 表示第个受访者的年收入水平取其对数，是文章模型的控制变量，为了方便进行实证模型分析，本文在获取受访者年收入水平数据的基础上对其进行对数化处理。本文预期农村老龄人口的健康水平会随着年收入的提高而提高。

　　ie 表示模型的随机误差项。

　　为了更加清晰的表达文章的观点，本文特使用两个回归模型，以作参照对比：【3】

　　第三节：实证结果与讨论

　　如表显示，在不加入控制变量的情况下，本文选取的自变量对因变量的影响系数均为正，分别是 DI 的影响系数为 0.2723、IC 的影响系数 0.1318、MF 的影响系数0.1879,且分别在 1%、5%、5%的显着水平下显着。当居民就医距离越近，身体健康状况就越好；去医疗机构就诊或接受上门医疗卫生服务的次数越多，身体健康状况就越好；接受住院的次数越多，身体健康状况就越好。此结果也表明了本文医疗服务可及性变量选取的科学合理性。

　　表显示，在加入控制变量后，医疗服务可及性数据的回归结果显着性稍下降，但影响方向没有变化，均为正向影响。DI、IC、MF 的影响系数分别为 0.0845、0.0542、0.0486.对比表 2 和表 3,可以看出，自变量对因变量健康的影响系数大小有一定变化，但方向均为正向。这也表明本文所选取的自变量具备一定的稳健性，对因变量的影响方向没有变化。由表可以看出：DI 回归系数为 0.0845,在 5%显着水平下显着，表明老龄人口的健康状况随着就医距离的减小而变好，可及性距离越小，健康状况越好。那些距离最近医疗卫生服务机构越近的老年人，他们就有了时间和空间上的优势，去医院或诊所的次数就相对较多。当身体发生不适时候，他们更倾向于去医院或诊所进行诊治，这样便于早期及时处理病情，有效降低了的病情恶化的风险；但是那些可及性距离相对较远的农村老年人，则丧失了和时间和空间上的优势，此外，由于农村具有天然的交通劣势，交通上的不便加上距离上的劣势使得相当一部分的农村老年人去医院的代价太大，但他们生病时，大都选择拖病或运用土方子进行诊治，由于治疗的不科学，很多农村老年人丧失了最佳的诊疗时机，经历了“小病拖成大病”的这样一个过程。因此，居民到达最近医疗卫生服务机构距离对农村老年人的健康状况影响是极其显着的。

　　IC 的回归系数为 0.0486,在 1%的显着水平下显着。表明农村老龄居民接受住院诊疗次数越多，其身体健康状况就越好。现实生活中，很多农村老龄居民都或多或少地身患一种或多种疾病，很多农村老人由于缺乏就医条件，大都选择不去住院治疗，长期下去身体健康状况会受到严重的威胁，而那些能得到正规医疗机构住院治疗的农村老龄居民则能够及时缓解自身的疾病威胁，身体健康自然会更好。

　　MF 的回归系数为 0.0486,在 1%的显着水平下显着。表明农村老龄居民去医疗机构就诊次数越多，身体健康状况越好。其理由同自变量 IC相同。

　　医疗保险 HI 正向影响居民健康，且在 1%水平下显着。表明农村老龄居民参保会增加身体健康水平。新农合的出现减少了农村老年人的资金压力，分担了老人看病的成本，使得很多老人尤其那些经济条件较差的农村老人敢于去大医院看病，看病次数也较以前大幅提高。因此，医疗保险对促进农村老年人的健康作用尤为明显。

　　ET 回归系数为正，在 10%水平下显着，表明家庭间经济往来可以促进居民健康状态。对于诸多农村老龄人而言，年龄的增加和农村困难的交通制约了他们和亲戚朋友往来的次数，长此以往，原来亲密的社交关系也会随之变淡，这对老年人身体和精神健康都是一种损害。

　　年龄方面，60-64 之间影响不显着，65-69 之间也不显着，70 以上显着，大龄老人的年龄对健康有显着影响。如前文所述，随着年龄的增大，农村老年人的生理机能会逐渐下降。常年的过度劳累加上不良的营养水平使得他们在 70 岁以后，身体连续出现各种问题。

　　受教育水平回归显着，为正，但是系数较小，说明对健康状况的影响较小。如前文所述，接受过良好好教育的老龄人群会更加注重自己的健康。但是考虑到农村实际，绝大部分农村老龄人口没有受过教育或仅受到很低水平的教育，而且他们不懂得保健方面的知识，因此，受教育水平虽然回归显着，但是对农村老龄人口的健康水平影响却很小，收入水平影响为正，收入高的居民健康状况更好一些。这是因为收入条件较好的农村老年人有了就医资金上的优势，同时也会获得更好的医疗服务；此外，收入水平较好的农村老年人饮食营养也较那些收入较差的老人更好，其身体状况自然会更好。