一、 引言

老年人与其他年龄段的人口相比，具有患慢性非传染性疾病多、多种慢性疾病累积、患病程度严重、患病率高、住院率高等特征(姜向群和万红霞，2004)。人口老龄化使疾病谱发生较大变化，大约80%的老年人口至少患有一种慢性疾病，这使得他们比健康人更脆弱(Aldrich and Benson, 2008)。在老年人中, 及时就医、加强健康管理、减少由于疾病而造成的失能远比疾病的治疗更有意义(顾大男，2002)。新一轮医药卫生体制改革以来，我国逐步建立了覆盖全民的医疗保障制度且保障水平逐步提高，有力地提升了居民医疗服务消费能力。但是，由于老年人就医往往需要陪伴，照料支持等社会因素也可能成为老年人医疗服务利用的影响因素。影响老人照料支持的因素主要包括两个方面：一是居住安排，二是社会支持。居住安排指与老人同住的人员情况，反映老人获得照料陪伴的可能性。社会支持包括客观支持(指那些客观可见的直接支援)、主观支持(指个人对支持理解的情感体验) 和对于支持的利用情况(肖水源，1994)。

本文通过对上海市静安区老年人进行随机抽样调查，以安德森模型为基本解释框架，采用tobit模型分析了居住安排和社会支持对治疗性医疗服务利用(总就诊次数、基层就诊次数、非基层就诊次数和住院天数) 的影响，采用logit模型分析了居住安排和社会支持对老年人预防性医疗服务利用(是否参加体检) 的影响, 以进一步探讨我国老年人医疗政策改革的方向。本文余下部分分为五个部分：第二部分是文献述评，第三部分为理论与研究假设，第四部分为数据和研究方法，第五部分为回归结果，第六部分为结论与政策建议。

二、 文献述评

安德森模型(Andersen, 1995) 构建了一个医疗服务利用行为分析的解释性架构，该模型对医疗服务利用影响因素划分为三个大类：倾向特征、使能因素以及需求因素。研究发现，年龄、性别、文化程度、健康知识等倾向特征和健康状况等需求因素对医疗服务利用具有影响(Andersen et al., 2002；Blackwell et al., 2009；Surood and Lai, 2010；Hammond et al., 2010)。在使能因素分析中，研究人员主要关注了收入和医疗保险等经济因素的影响。在美国，收入较低的美国成年人就医行为更少(Blackwell et al., 2009)。在我国，同样存在“亲富人”的健康不平等(解垩，2009；林相森、艾春荣，2009)，而医保制度增加了中国老年人的就医程度，减轻了老年人的医疗负担(刘国恩等，2011)。

同时，少量研究也关注了照料支持因素对医疗服务利用的影响。在控制个人需要以后，社会支持在预测拉丁裔老人医疗服务的增长方面具有核心作用(Blurnette and Mui, 1999；Barrio et al., 2008), 对那些语言文化适应度低和年龄大的低收入拉丁裔老年人而言，有限的非正式支持是导致精神卫生服务利用不足的决定因素(Marissa C. Hanse, 2012)。老人家庭照料支持也是影响医疗服务利用的重要因素，但存在两种完全相反的观点。一种认为子女的非正式照料降低了老人家庭医疗保健的利用和医疗支出( VanHoutven et al., 2004)；另一种观点认为子女的非正式照料和医疗服务利用起补充性并相互促进(Bolin，2008)。在使用全科医生提供的服务中，那些与子女同住的人获得了更多服务(Parslow，2002)，但与子女同住老人和独居老人在利用预防性医疗方面没有显著差异(Lau et al., 2009)。

由于医疗服务具有层次属性，门诊和住院、基层门诊和非基层门诊、预付性医疗和治疗性医疗的功能存在较大差异。因此，照料支持对不同层次的医疗服务利用的影响应是有区别的。可能大多研究是二手数据的原因，这方面的比较研究很少。同时，多数研究仅关注少数变量对医疗服务利用的影响(Babitsch B et al., 2012), 而对照料支持等社会因素影响的研究非常有限。本文试图在这方面进行一些探索研究。

三、 理论与研究假设

当老人有疾病时，一般应接受医疗服务才能改进健康。老人的疾病情况决定了老人医疗服务的需要情况，不因患者收入、社会地位、居住地等的不同而不同，同需同治(Le Grand，1978)。但是，老人医疗服务的需要转变成需求受到两方面的制约。①经济制约。医疗服务是一种商品，需要付费才能享受，医疗保险则能降低自负的医疗费用。因此，患者的经济收入水平、医疗保险的有无和报销水平等经济因素可能影响医疗服务的利用。②照料支持的制约。由于老人体力的衰落和认知能力的下降等因素，到医院诊治往往需要陪伴和照顾，因而照料因素可能影响老人医疗服务的利用。这也就意味着，健康状况或疾病性质完全相同的两个人，在医疗需要上是一致的，但是在实际情况下却会产生不一样的医疗需求。老人实际利用的医疗服务是医疗需求的反映。在不考虑医疗服务的可获得性后，老人医疗服务的利用主要取决于三个方面的因素，需要因素m_κi^*(疾病、健康知识、性别、年龄等)、经济因素x_γi(收入、社会保险等) 和照料支持等非经济因素z_λi。

借鉴Andersen et al.(2002)、O′Donnell(2008)等的方法估计医疗服务利用模型，老人个体利用的医疗服务为：

$y_i^* = f(m_{\kappa i}^*,{x_{\gamma i}},{z_{\lambda i}}) = \alpha + \sum\limits_\kappa {{\beta _\kappa }m_{\kappa i}^*} + \sum\limits_\gamma {{\psi _\gamma }{x_{\gamma i}}} + \sum\limits_\lambda {{\varphi _\lambda }{z_{\lambda i}}} + {\varepsilon _i}$

α、β_κ 、ψ_γ和φ_λ表示待估计参数，ε_i代表误差项。如果x_i, z_i的系数ψ_γ和φ_λ显著为0，也就意味着老人实际利用的医疗服务与收入、照料支持无关，如果显著不为0，则意味着收入和照料支持等影响老人医疗服务利用。

根据已有文献和上述分析，做出如下研究假设：

假设1：老人利用的医疗服务不仅与老人的健康状况和收入、医疗保障等经济因素相关，也与照料支持等非经济因素相关。一般情况下，只有与老人同住的成年人才能陪伴老人及时就医，因此，居住安排影响老人医疗服务利用。具体而言：

1a：同住人数影响老人医疗服务利用，独居和有人同住的老人比较，医疗服务利用较少；

1b：一般来讲，配偶是最有可能陪伴老人及时就医的，因而与配偶同住的老人比不与配偶同住老人，医疗服务利用较多；

1c：除了配偶，子女往往是老人就医的主要陪伴者，因而与子女同住的老人比不与子女同住的老人，医疗服务利用较多。

假设2：除了家庭的照料，亲朋好友、邻居、社区、原单位等的社会支持可能增加老人的医疗信息，并给予一定的就医支持，因而社会支持越多，医疗服务利用越多。

假设3：老人利用医疗服务所需要的照料支持与自身的自理能力有关。自理能力越低的老人，对照料支持的依赖越大，因而，居住安排和社会支持对不同自理能力老人医疗服务利用具有不同影响。具体而言：

3a：老人自理能力越低，则同样的居住安排下医疗服务利用越少；

3b：一般来讲，雇佣住家保姆的目的是照顾自理能力障碍老人的生活，因此，当老人有自理能力障碍时，住家保姆能提升老人医疗服务利用；

3c：医疗信息、情感支持和帮助对自理能力越低的老人越重要，因而，老人自理能力越低，同样的社会支持下，老人医疗服务利用越多。

四、 数据和研究方法 (一) 数据来源

本研究数据来源于2014年“上海市静安区老年人健康状况评估及养老需求调查”。该调查在前期摸底全区老人基本资料的基础上，通过对年龄排序后采取等距随机抽样的方式抽样，样本量为老人总体的1/30。然后根据抽取的样本由调查员上门访谈，如果抽取样本无法参与调查，则从备份样本的同等位次补充一位老人调查。本调查数据有以下优点：一是随机抽样，调查过程采取严格的质量控制，数据信息比较全面、可靠；二是调查样本为同一区域，避免了医疗服务可获得性(就医距离) 对医疗服务利用的影响；三是该区为深度老龄化和经济比较发达的地区，代表了我国未来的发展方向。

(二) 变量选择与描述性统计

1．医疗服务利用

国内已有研究中，学者主要用“医疗费用”指标反映医疗服务利用。理论上，在不考虑医疗服务价格影响下，总体医疗费用能比较好地反映医疗服务利用情况。但是，由于老人主要关心的是医疗自负费用，而不同类型医疗保险的报销水平差异比较大，如果用自负费用代替总体医疗费用，必然存在估计误差甚至错误。国外学者一般选择在一定时期内看医生的次数、看急诊的次数、住院天数等变量来测度(VanDoorslaer et al., 2008)。因此，本文采用门诊就诊次数和住院天数度量医疗服务利用，这一指标也能较好地反映老人的慢性病诊治情况。就诊次数是指上个月度中老人到医疗机构门诊次数，它能反映老人利用医疗服务的频率，但难以反映医疗服务利用的质量。为此，本文对非基层医疗机构和基层医疗机构就诊进行了区分，以便更深入地分析老人对不同质量医疗服务的利用情况。其中，基层医疗服务是指街道(镇)、社区卫生服务中心提供的门诊和家庭病床服务，非基层医疗服务是指由区级、市级综合医院和专科医院等提供的医疗服务。住院天数是指过去一年在各级医疗机构的累计住院天数。同时，老人的医疗服务除了治疗性需求外，还包括预防性医疗服务，因此，本文把过去一年是否进行了体检作为医疗服务利用指标进行分析。

2．解释变量

本文的解释变量包括两个：居住安排与社会支持。本文把居住安排作为解释变量，主要是基于同住人员最有可能陪伴老人及时就医这一逻辑。由于配偶和子女(包括子女、子女配偶、成年孙子女和孙子女配偶) 是最为重要的陪伴人员，因此，本文的居住安排主要包括同住人数、是否与配偶同住，是否与子女同住、是否有住家保姆几个方面。社会支持根据肖水源(1994)的《社会支持评定量表》度量，该量表共包括10个问题，评估客观支持、主观支持和支持利用三个方面。客观支持评估老人住所人员的亲密程度、遇到危难时的经济支持来源以及安慰和关心来源；主观支持评估老人朋友、邻居、同事关系以及家庭成员的支持和照顾情况；支持利用评估老人遇到烦恼的倾诉方式、求助方式、组织活动参情况。

3．控制变量

致需因素分别从主观和客观两方面进行度量，主要包括健康状况自评、慢性病种类、是否有重大疾病、自理能力等指标。慢性病种类主要是指患常见的心血管疾病、神经系统疾病、泌尿系统疾病、糖尿病、呼吸系统疾病、消化系统疾病、骨关节疾病和恶性肿瘤的情况。日常生活能力评估采用Lawton and Brody(1969)的ADL量表。量表共计14题，结果分析包括总分分析和单项分分析，总分小于等于16分为完全正常，大于16分表示存在不同程度的功能下降；单项分1分为正常，2-4分为功能下降；若有两项或两项以上大于等于3或总分大于等于22，表示有明显功能障碍。样本中，有18.33%的老人存在不同程度的自理功能障碍，其中，14.03%存在明显的自理功能障碍。

在医疗保险中，基本医疗保险主要包括城镇职工基本医疗保险、居民基本医疗保险、离休医疗三种，分别占96.03%、1.54%和2.43%。另外，职工互助医疗保险提供了补充保障，因此把它纳入控制变量。

(三) 分析方法

当因变量为就诊次数或住院天数时，对于没有就诊的老人来讲，y_i^*不能度量，因此值设定为0，设y_i为观察到的医疗服务消费量，则模型为Tobit模型：

${y_i} = {\rm{max}}(0;\alpha + \sum\limits_\kappa {{\beta _\kappa }m_{\kappa i}^*} + \sum\limits_\gamma {{\psi _\gamma }{x_{\gamma i}}} + \sum\limits_\lambda {{\varphi _\lambda }{z_{\lambda i}}} + {\varepsilon _i})$

对于Tobit模型，通常采用极大似然估计法进行估计(Amemiya, 1984)。

当因变量为是否进行过体检时，因变量为二元选择模型，本文用logit回归模型分析。

五、 回归结果 (一) 居住安排、社会支持对治疗性医疗服务利用的影响

表 2中，模型1~模型4分别给出了居住安排、社会支持对总就诊次数、基层就诊次数、非基层就诊次数和住院天数的Tobit模型参数估计结果，表 3 给出了相应参数估计的边际效应。表 2的四个模型中，似然比值分别为-2001.79、-1192.06、-1429.81和-1123.35，Tobit模型统计结果都显著(p=0.00)，整体的拟合结果比较理想。

从表 2、表 3可以看出，在控制了其它变量后，居住安排和社会支持显著影响老年人医疗服务利用。

首先，独居显著影响老人总就诊次数和住院天数。在模型1和模型4中，通过对同住人数类别变量进行排除性约束检验，F值分别为3.50和2.59，分别在5%和10%水平上联合统计显著，说明同住人数显著影响总就就诊次数和住院天数。在模型1中，与有1人同住的老人比较，独居老人就诊次数显著减少。再通过对独居与多人同住进行系数相等的联合检验，F值为5.62，在5%水平上拒绝原假设，说明独居和多人同住比较，老人总就诊次数存在显著差异。独居比有1人同住的老人就诊次数低0.730次，比有多人同住老人低0.749次。并且，独居老人减少的就诊次数主要为非基层就诊次数，比有1人同住的低0.400次，比有多人同住低0.410次。在模型4中，与有1人同住的老人比较，独居老人住院天数显著增加。再对独居与多人同住进行系数相等的联合检验，F值为4.98，在5%水平上拒绝原假设，说明独居和多人同住比较，老人住院天数存在显著差异。独居老人比有1人同住的老人住院天数多2.97天，比有多人同住老人多4.38天。

其次，是否与配偶同住显著影响总就诊次数和住院天数。与配偶同住老人总就诊次数反而减少，不过，减少的主要是基层就诊次数，对非基层就诊次数没有显著影响。但是，与配偶同住的老人在过去一年中的住院天数显著增加。在过去一个月中，减少了0.562次门诊，其中显著减少了0.379次基层门诊，但在过去一年中，显著增加了3.323天住院，平均每月为0.277天。

再次，是否与子女同住对就诊次数没有显著影响，但显著增加住院天数。

最后，社会支持显著影响就诊次数。社会支持中的支持利用每增加1%，总就诊次数增加0.084%，不过，显著增加的主要是基层就诊次数。但是，主观支持和客观支持对就诊次数和住院天数都没有显著影响。

在其它控制变量中，影响医疗服务利用的最主要的因素是致需因素，老人的健康状况自评、慢性病种类以及重大疾病情况都显著影响老人的医疗服务利用。总体来讲，自评身体越健康的，就诊次数越少，住院天数越少；慢性病种类越多的，就诊次数越多，住院天数越多；有重大疾病的，在非基层医疗机构中，就诊次数越多，住院天数越多。收入和社会保险类型对总就诊次数影响不显著。但分层次看，收入越高，基层医疗服务显著减少，非基层医疗服务利用增加但不显著。离休医疗老人基层就诊次数显著少于城镇职工基本医疗保险老人，但非基层就诊次数和住院天数显著高于城镇职工基本医疗保险老人；居民基本医疗保险与城镇职工基本医疗保险参保老人则没有显著差异。年龄对总就诊次数的影响呈现倒“U”型曲线，拐点在72.94岁，在之前年龄增加1%就诊次数增加0.818%，之后则年龄增加1%就诊次数减少0.006%。

另外，ADL显著影响老人的医疗服务利用，ADL越高(老人的自理能力越低)，就诊次数越少，住院天数越多。以下部分主要检验居住安排和社会支持对不同自理能力老人医疗服务利用是否具有不同影响，即自理能力是否是一个调节变量。通过对预测变量(居住安排、社会支持) 和可能的调节变量(自理能力) 进行交互分析，如果预测变量和可能的调节变量的交互作用显著，则调节变量的假设成立(Baron and Kenney, 1986；Jin-Sun Kim et al., 2001)。

模型5~模型8在模型1~模型4的基础上增加了同住人数、与配偶同住、与子女同住、住家保姆和社会支持分别与老人ADL的交互项，如表 4。表 5 给出了相应参数估计的边际效应。为了避免加入交互项以后导致的多重共线性问题，对ADL和社会支持进行了中心化处理。从表 4可以看出，居住安排、社会支持对不同自理能力老人医疗服务利用具有显著不同影响。

首先，与配偶或子女同住对不同自理能力老人医疗服务利用存在差异。在模型5和模型7中，与配偶同住与ADL交互项显著且均为负，说明老人自理能力越低，总就诊次数越低，并且非基层就诊也具有这一特征。但只有模型6中，与子女同住与ADL交互项显著且为负，说明与子女同住老人自理能力越低时，基层就诊次数越低。

其次，住家保姆对不同自理能力老人医疗服务利用存在差异。模型5中主效应和交互效应都非常显著。不过，主效应为正，交互项为负，说明住家保姆能提升老人医疗服务利用，但当老人自理能力下降时，住家保姆对老人医疗服务利用的作用减少。同时，住家保姆对老人就诊次数的影响主要表现为对非基层就诊的影响，但随着老人自理能力的下降，住家保姆对老人非基层就诊的作用逐步减少。

再次，社会支持对自理能力越低的老人医疗服务利用越重要。在模型5、模型6 中，支持利用与ADL的交互项显著且为正。在支持利用一定时，老人的自理能力越低，总就诊次数、基层就诊次数显著增加。在模型8中，客观支持与ADL的交互项显著且为正。在客观支持一定时，老人的自理能力越低，住院天数显著增加。

(二) 居住安排、社会支持对预防性医疗服务利用的影响

居住安排和社会支持对老人是否参加体检有显著影响，如表 6。

首先，同住人数影响老人体检的概率。在模型9中，通过对同住人数类别变量进行排除性约束检验，卡方值为6.14，在5%水平上联合统计显著，说明同住人数显著影响体检概率。和1人同住老人比较，独居对体检没有显著影响，与多人同住则显著降低了体检发生比。但在模型10中，独居和ADL交互项显著，并且系数为正，说明随着独居老人自理能力的降低，参加体检的可能性反而提高。其次，与配偶同住显著降低了体检的发生比，但与子女同住对参加体检没有显著影响，并且，不管与配偶同住还是和子女同住，与ADL的交互项都不显著。再次，社会支持中的客观支持和主观支持都对参加体检具有显著的正向作用。

六、 结论与政策建议 (一) 结论

本文在构建了一个比较完整的医疗服务利用解释模型的基础上，重点研究了居住安排与社会支持对医疗服务利用的影响。研究发现，居住安排与社会支持对老年人医疗服务利用具有显著影响，且对不同层次、不同类型的医疗服务利用影响不同，同时，老年人的自理能力水平对这种影响发挥调节作用。该研究结果丰富和发展了安德森模型。

回归模型中，收入、社会保险类型等是影响老年人医疗服务利用的重要因素。收入主要影响的是医疗服务质量差异。社会医疗保险中，主要是离休医疗保险老人显著增加了高等级医疗机构就诊的次数和住院天数，但是，城镇职工基本医疗保险和居民医疗保险对老人医疗服务利用没有显著差异。总体上来讲，在实现社会医疗保险全覆盖并逐步缩小待遇差距后，经济因素对上海医疗服务利用公平性影响已经比较小。但是，居住安排和社会支持等非经济因素对总就诊次数、分层次就诊次数、住院天数和体检等都具有重要影响。

第一，独居和有人同住老人比较，显著降低了就诊次数，特别是显著降低了非基层就诊次数，但是显著增加了住院天数，部分验证了假设1a。独居老人非基层就诊次数的下降可能与非基层就诊需要更多的陪伴有关。住院天数的增加则证明了“压床”的存在。独居老人可能达到了医学上的出院标准，但由于对回家孤独感的担心，宁可拖延出院，这在某种程度上就是医疗资源的浪费。

第二，与配偶同住老人总就诊次数减少，其中主要减少的是基层就诊次数。与子女同住对老人总就诊次数、基层就诊次数和非基层就诊次数都没有显著影响，但是系数均为负。但是，与配偶同住或与子女同住的老人，住院天数是显著增加的。假设1b和1c得到验证。出现上述情况可能是基于以下原因：首先，可能存在非正式照料与基层医疗服务利用之间的替代关系；其次，与配偶或子女同住老人在相对较多的照料支持下用更为“优质”的住院医疗服务替代一般门诊服务特别是基层门诊服务；再次，配偶或子女代替老人配药等造成门诊次数减少，调查中发现这在基层医疗机构中是一种比较普遍的现象。不过，与配偶同住老人的体检发生比反而下降，这可能与老人对照料支持的依赖从而降低了对预防性医疗重要性的认知有关。事实上，有住家保姆的老人和与多人同住老人也存在同样的问题。

第三，社会支持显著影响老人医疗服务利用。支持利用显著增加老人的总就诊次数，并且主要增加的是基层就诊次数；同时，客观支持和支持利用越高的老人，体检的发生比显著增加，验证了假设2。这说明了老人如果能主动融入社区，积极倾诉并寻求帮助，并能提到多方面的经济和情感支持，则老人能更自觉利用基层医疗服务，并增强疾病预防。

第四，居住安排和社会支持对不同自理能力的老人具有不同影响。首先，独居老人自理能力下降不影响就诊次数，体检的发生比反而提高。这可能与独居老人因缺乏照料支持，尽力提高自己医疗服务利用并加强疾病的预防有关。同时，与多人同住老人随自理能力下降，基层医疗服务利用反而增加。这可能是随着照料支持的增加，对自理能力下降老人的关心增加有关。与配偶同住老人自理能力越低，总就诊次数越低，并主要降低了非基层就诊次数。这可能与到非基层医疗机构就诊需要更强的陪伴能力有关，当老人自理能力下降时，配偶也因年老而力不从心。而与子女同住老人自理能力越低时，基层就诊次数显著下降，这可能与子女对父母一般疾病的照料支持不够有关。总体来讲，部分验证了假设3a。其次，老人自理能力在住家保姆对就诊次数影响中起调节作用，但是，住家保姆只能提高自理能力存在一定障碍老人就诊次数，当老人自理能力存在更为严重问题时，住家保姆则难以发挥作用，部分验证了假设3b。再次，社会支持对自理能力越低的老人医疗服务利用越重要，验证了假设3c。在支持利用一定时，老人的自理能力越低，总就诊次数显著增加，不过增加的主要是基层就诊次数；而在客观支持一定时，老人的自理能力越低，住院天数显著增加。

(二) 政策建议

1．提高老年医疗服务的可及性并提升基层医疗服务质量应成为医疗政策的重要议题

当前，我国已经建立了全覆盖的医疗保障制度并逐步促进保障水平的公平，医疗保障对医疗服务利用的影响将逐步缩小。但是，我国处于快速老龄化进程中，老年人口的规模日益扩大。因老年人口疾病的特殊性及自身体力的衰弱，居住安排和社会支持等非经济因素对医疗服务利用的影响将日益显著。

我国当前的医疗服务体系很少考虑到老年人医疗服务需求的特殊性，不能适应人口老龄化高龄化的转型需要。医疗服务与老年人的需求不相适应，同时老年人照料支持的不平等，导致医疗服务利用的不公平和医疗资源利用的扭曲和浪费。在深化医疗体制的改革中，应把提高老年医疗服务的便利性特别是失能老人就医的便利性作为医疗政策的重要议题，着力提高基层医疗服务质量，弱化家庭照料支持对医疗服务利用的影响。

2．拓宽社区支持功能弥补社会支持缺失

社会支持对促进老年人医疗服务公平利用，加强体检促进疾病预防具有重要的作用。但是，由于老人脱离原单位后，来自于单位和同事的支持减少，家庭的小型化导致家庭的支持减少。特别是失能老人，因活动能力受限而获得社区的支持能力下降。社区作为老年人的主要生活场所，应拓宽对老年人特别是失能老年人的支持功能，增强信息传递，情感和服务支持，对于促进基层医疗服务利用和加强老人疾病预防具有重要意义。