本篇論文目錄導航：
【題目】老齡人口的醫療服務問題探析
【第一章】鄉村老齡人口健康面臨的困境研究導論
【第二章】醫療服務可及性與人口健康相關理論和概念
【第三章】農村醫療服務現狀及存在問題分析
【第四章】影響農村老齡人口健康的因素分析
【第五章】醫療服務可及性對農村老齡人口健康的影響實證
【第六章】提升農村醫療服務可及性的國際經驗借鑒
【第七章】農村醫療服務網點建設相應對策和建議
【參考文獻】鄉村老年人醫療服務工作改善研究參考文獻
第五章 醫療服務可及性對農村老齡人口健康影響的實證分析
第一節：變量選取、數據來源與描述性統計分析
一、變量選取
根據前述理論分析和前人的經驗研究成果，本文擬選取以下因變量、自變量和控制變量來研究醫療衛生服務可及性對農村老齡人口健康狀況的影響。
（一）被解釋變量
健康狀況，本文所研究的是農村地區 60 歲以上的老齡人口的健康狀況?？紤]到健康數據的特殊性，本文將健康狀況分為五個檔次，非常差、較差、一般、較好和好，從而較全面的反映農村老齡人口的整體健康情況。
（二）解釋變量
醫療服務可及性，理論上醫療衛生服務可及性是指能持續的、有組織的為居民提供容易獲得的醫療衛生保健服務21.本文從農村老齡人口角度出發，考慮到可及性的實際應用，對醫療服務可及性做以下界定：醫療服務可及性是指居民可以享受到合理且合格的醫療衛生資源的便捷性程度。以農村居民到達最近醫療衛生服務機構的距離、過去一個月去醫療機構就診或者接受過上門醫療衛生服務的次數、過去一年接受住院治療的次數來共同衡量醫療服務可及性這個解釋變量。其中到達最近醫療服務點的距離和時間是衡量療醫療服務可及性的重要指標。到最近醫療服務點的距離和醫療衛生服務的利用具有很強的正向關系，是影響居民健康狀況的關鍵性因素（苗艷青，2008）。
3.控制變量
（1）醫療保險，本文中的醫療保險是指農村老齡居民是否參加新型農村養老保險或其他的一些商業醫療保險等。作為政府惠及農村居民的一項福利性措施，新農合預期將會顯著改善農村老齡居民的健康狀況。本文將醫療保險納入回歸模型，分析參加醫療保險對農村老齡人口健康狀況的影響。
（2）家庭間經濟往來，考慮到農村實際情況，很多農村居民隨著年齡的增加，逐漸減少甚至斷絕了了與其他家庭間的經濟及生活往來，一般這些老人群體的身體狀況會較那些存在家庭間經濟生活往來次數的老人要差許多。本文將家庭間的經濟往來作為控制變量納入模型，從經濟及情感角度，刻畫農村老齡人群的健康影響因素。
（3）性別，一般認為男女性別的差異也將會帶來身體健康狀況的差異，趙忠（2006）通過研究農村人口的健康狀況及影響因素發現：婚姻對健康的影響女性較男性來看更明顯，女性健康狀況比差于男性。苗艷青（2008）也指出：農村男性兩周患病風險率低于女性。因此，本文將性別作為控制變量加入模型進行分析。
（4）年齡，一般認為隨著年齡的增加，身體機能會逐漸老化，健康狀況會每況愈下。本文將老齡人群的年齡分為三個檔次，60-64、65-70、70 以上，從而更精確的展示農村老齡人群的年齡層次，更加清晰準確地分析年齡對農村老齡人口身體健康的影響情況。
（5）教育程度，本文用老齡人群的受到的教育水平作為控制變量，苗艷青（2008）認為：農民民受教育水平的提高會降低其患病的風險。Spasojevie（2003）通過對瑞典和丹麥的考察發現：提高居民的受教育水平將推動居民健康的改善。張純元（2003）指出：文盲人群的健康狀況要低于那些受過小學或更高教育水平的人群 .許軍（2006）認為：居民受教育程度越高，自評健康狀況就越好。一般認為：隨著受教育程度的提高，人們對健康的關注防范意識將會更高。
（6）家庭年收入，一般認為收入對健康的影響較為明顯。 Lietal （2006）分析發現：居民的自我評估健康狀況隨著收入的提高而增加。苗艷青（2008）認為：農民患慢性病并且確診的比例隨著家庭收入的增加在不斷增加。因此，本文將家庭年收入作為控制變量加入模型進入分析。
二、數據來源與描述性統計分析
本文的數據來源于中國健康與養老追蹤調查（China Health and RetirementLongitudinal Study, CHARLS）全國基線調查抽樣數據。該調查于 2011 到 2012 年間進行，本次基線調查范圍覆蓋了全國 30 個省級單位（不包括港澳臺和西藏自治區），450 個村級單位，同時還通過統計局和中國疾病中心進行人口數據差別的核實，保證數據的質量和可靠性。最終獲得 17587 個有效樣本。調查內容包括了受訪者的姓名、年齡、參保情況、家庭特征、健康狀況、個人和家庭收入等方面的信息。此次調查樣本應答率為 80.51%,其中農村家戶應當率為 94.15%,根據研究目的，本文選取 60 周歲以上的農村居民作為本文的研究對象。經過數據清理，共有 2818 個信息完備的樣本作為本文的研究對象。
表 1 顯示了本文研究所使用變量的定義和描述性統計結果。在原始數據中，健康狀況分為非常好、較好、一般、較差、非常差五類，為了便于本文的實證研究，本文將數據中健康狀況為非常好、較好和一般的設定成健康，在回歸方程中設置為 1,其他設置為 0,結果表明 61.56%的受訪老人自評健康狀況良好，在本文劃分的健康行列中；農村老齡居民過去一年接受住院治療的平均次數為 0.4137,過去一個月去醫院就診或接受上門醫療服務的平均次數為 0.4748 次，平均次數偏低。61.28%的受訪人群距離最近的醫療服務機構小于 2 公里；43.89%的受訪者表示存在著家庭間的經濟生活往來；94.04%的受訪者表示參與了新農合，新農合參合率還是很高的，47.92%的受訪者為男性；受訪者年齡在 60 至 64 歲的之間的占 41.03%,65 到 69 歲的占 34.17%,70 歲以上的占 24.80%,老年受訪者年齡分布比較均勻；受訪者人均受教育水平僅為小學文化程度，人均受教育年限達 3.2677 年。
第二節：計量模型
一、理論方法
在離散選擇模型中，最簡單的情形是在兩個可供選擇的方案中選擇其一，此時被解釋變量只有兩個值，稱為二元選擇模型。因此二元選擇模型的目的是研究具有給定特征的個體作某種而不作另一種選擇的概率。
利用二元選擇模型對數據進行模擬。其中二元選擇模型中又包含三種不同隨機函數的類型，有 Probit 模型、Logit模型和 Extreme模型。
（一） 線性概率模型及二元選擇模型的形式：
線性概率模型的回歸形式為：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 是樣本容量；k 是解釋變量個數；jx 為第 j 個個體特征的取值。設iy 表示取值為 0和 1 的離散隨機變量。im 表示相互獨立且均值為 0的隨機擾動項。
假設有一個未被觀察到的潛在變量*iy ,它與ix 之間具有線性關系，即【0】
（二）probit模型
Probit 模型是假設事件發生概率服從累積正態分布函數的二分類因變量模型，也稱為Normit 模型。即假設每一個體都面臨兩者擇一的選擇，且其選擇依賴于可分辨的特征，旨在尋找描述個體的一組特征與該個體所做某一特定選擇的概率之間的關系。
假設每一個樣本都存在一組變量 X,這些變量的線性組合可以使每一個樣本得到一個分數*iY:
jijiiijiY =?b X+e=XB+e*（5.5）
假設ie ~N（0,1），故*iY服從標準正態分布。
*iY代表某種內在變量或是隱藏變量，在貸款決策研究中，可代表銀行借出貸款的傾向。當*iY>0 時，可觀測變量 Y 即等于 1（銀行借出貸款）；當*iY≤0,則 Y=0（銀行不愿借出貸款），用數學式表示如下：【01】
二、回歸方程
由于本文的被解釋變量是一個二分虛擬變量，對于被解釋變量為二分虛擬變量的情形，常用的模型是概率模型，包括 Probit 模型、Logit 模型等。因此，根據研究目的，本文采用 Logit 模型來估計醫療服務可及性對農村老齡人口健康狀況的影響。本文具體回歸模型如下：
假設用 P表示因變量在 0和 1之間的概率，則 Logit 概率函數為：【2】
其中ix 為解釋變量，ib 為解釋變量的估計參數，反映的是解釋變量的變化對被解釋變量概率的對數的影響，i為解釋變量的個數。
本文選取農村居民到達最近醫療衛生服務機構的距離（DI）、過去一個月去醫療機構就診或者接受過上門醫療衛生服務的次數（MF）、過去一年接受住院治療的次數（IC）共同衡量醫療服務可及性，為正確反映自變量對因變量的影響，將回歸模型分為兩個層次：具體回歸模型如下：【1】
（1）式中的iHL 表示第 i 個受訪者的自評健康狀況，是模型的被解釋變量。在本次調查的問卷設計中，農民的健康狀況被分為非常好、較好、一般、較差和非常差五類，自評健康要求居民對自身的健康情況進行一個主觀的自我評測，該方法簡單易行，獲取數據較為容易，但是其結果也往往受到受訪居民個人的主觀影響，具有很大的隨意性，但是研究表明，居民自評健康狀況一般與客觀的健康指標是高度相關的。
iDI 表示第 i 個受訪者到達最近醫療服務機構的距離，是本文模型的自變量。在數據處理中，到達最近醫療服務機構距離小于 2 公里的稱為可及性距離較近，回歸方程中設置為 1,實際問卷要求被訪者根據多年經驗對自己到最近醫療機構的路程做個大概估計，一般結果較為可靠，本文預期居民到達最近醫療衛生機構的距離越近，就醫便捷程度越高，其健康狀況越好。
iMF 表示第 i 個受訪居民過去一個月去醫療機構就診或者接受過上門醫療衛生服務的次數，亦是本文模型的自變量。本文認為，居民過去一個月去醫療機構就診或接受上門醫療衛生服務的次數越多，其能享受到良好醫療衛生服務資源的便捷性程度越高，則居民就更加注重健康保健，身體健康狀況自然會更好。
iIC 表示第 i 個受訪者過去一年接受住院治療的次數，是本文模型的自變量。由于僅僅以居民去醫療機構就診的次數并不能完美地衡量居民所享受的醫療衛生服務資源是否合理合格，所以本文加入了居民過去一年住院的次數這個變量，這樣更能全面衡量醫療衛生服務資源的合理性。本文認為居民接受住院治療的次數越多，則身體的疾病就能得到及時診治，身體健康狀況會愈好。
iET 表示第 i 個受訪者是否存在著和親戚朋友或他人之間的經濟和生活上的往來，是本文模型的控制變量。文章預期農村老齡人口若是能保持經濟和生活上與他人的往來，則他們的健康狀況將更好。
iAG 表示第 i 個受訪者的年齡狀況，是本文模型的控制變量，本文的數據將農村老齡人群分為 60-64、65-70 以上三個年齡段，從而更精確的展示人群的年齡層次，更清晰的分析可及性的影響效應。對于農村老人而言，本文預期隨著年齡的增加，他們的身體素質會逐漸下降。
iED 表示第 i 個受訪者的受教育水平情況，即接受正規學校教育的年限。是本文模型的控制變量，本文預期農村老齡人口受教育水平越高，健康狀況就越好。
iLNI 表示第個受訪者的年收入水平取其對數，是文章模型的控制變量，為了方便進行實證模型分析，本文在獲取受訪者年收入水平數據的基礎上對其進行對數化處理。本文預期農村老齡人口的健康水平會隨著年收入的提高而提高。
ie 表示模型的隨機誤差項。
為了更加清晰的表達文章的觀點，本文特使用兩個回歸模型，以作參照對比：【3】
第三節：實證結果與討論
如表顯示，在不加入控制變量的情況下，本文選取的自變量對因變量的影響系數均為正，分別是 DI 的影響系數為 0.2723、IC 的影響系數 0.1318、MF 的影響系數0.1879,且分別在 1%、5%、5%的顯著水平下顯著。當居民就醫距離越近，身體健康狀況就越好；去醫療機構就診或接受上門醫療衛生服務的次數越多，身體健康狀況就越好；接受住院的次數越多，身體健康狀況就越好。此結果也表明了本文醫療服務可及性變量選取的科學合理性。
表顯示，在加入控制變量后，醫療服務可及性數據的回歸結果顯著性稍下降，但影響方向沒有變化，均為正向影響。DI、IC、MF 的影響系數分別為 0.0845、0.0542、0.0486.對比表 2 和表 3,可以看出，自變量對因變量健康的影響系數大小有一定變化，但方向均為正向。這也表明本文所選取的自變量具備一定的穩健性，對因變量的影響方向沒有變化。由表可以看出：DI 回歸系數為 0.0845,在 5%顯著水平下顯著，表明老齡人口的健康狀況隨著就醫距離的減小而變好，可及性距離越小，健康狀況越好。那些距離最近醫療衛生服務機構越近的老年人，他們就有了時間和空間上的優勢，去醫院或診所的次數就相對較多。當身體發生不適時候，他們更傾向于去醫院或診所進行診治，這樣便于早期及時處理病情，有效降低了的病情惡化的風險；但是那些可及性距離相對較遠的農村老年人，則喪失了和時間和空間上的優勢，此外，由于農村具有天然的交通劣勢，交通上的不便加上距離上的劣勢使得相當一部分的農村老年人去醫院的代價太大，但他們生病時，大都選擇拖病或運用土方子進行診治，由于治療的不科學，很多農村老年人喪失了最佳的診療時機，經歷了“小病拖成大病”的這樣一個過程。因此，居民到達最近醫療衛生服務機構距離對農村老年人的健康狀況影響是極其顯著的。
IC 的回歸系數為 0.0486,在 1%的顯著水平下顯著。表明農村老齡居民接受住院診療次數越多，其身體健康狀況就越好?，F實生活中，很多農村老齡居民都或多或少地身患一種或多種疾病，很多農村老人由于缺乏就醫條件，大都選擇不去住院治療，長期下去身體健康狀況會受到嚴重的威脅，而那些能得到正規醫療機構住院治療的農村老齡居民則能夠及時緩解自身的疾病威脅，身體健康自然會更好。
MF 的回歸系數為 0.0486,在 1%的顯著水平下顯著。表明農村老齡居民去醫療機構就診次數越多，身體健康狀況越好。其理由同自變量 IC相同。
醫療保險 HI 正向影響居民健康，且在 1%水平下顯著。表明農村老齡居民參保會增加身體健康水平。新農合的出現減少了農村老年人的資金壓力，分擔了老人看病的成本，使得很多老人尤其那些經濟條件較差的農村老人敢于去大醫院看病，看病次數也較以前大幅提高。因此，醫療保險對促進農村老年人的健康作用尤為明顯。
ET 回歸系數為正，在 10%水平下顯著，表明家庭間經濟往來可以促進居民健康狀態。對于諸多農村老齡人而言，年齡的增加和農村困難的交通制約了他們和親戚朋友往來的次數，長此以往，原來親密的社交關系也會隨之變淡，這對老年人身體和精神健康都是一種損害。
年齡方面，60-64 之間影響不顯著，65-69 之間也不顯著，70 以上顯著，大齡老人的年齡對健康有顯著影響。如前文所述，隨著年齡的增大，農村老年人的生理機能會逐漸下降。常年的過度勞累加上不良的營養水平使得他們在 70 歲以后，身體連續出現各種問題。
受教育水平回歸顯著，為正，但是系數較小，說明對健康狀況的影響較小。如前文所述，接受過良好好教育的老齡人群會更加注重自己的健康。但是考慮到農村實際，絕大部分農村老齡人口沒有受過教育或僅受到很低水平的教育，而且他們不懂得保健方面的知識，因此，受教育水平雖然回歸顯著，但是對農村老齡人口的健康水平影響卻很小，收入水平影響為正，收入高的居民健康狀況更好一些。這是因為收入條件較好的農村老年人有了就醫資金上的優勢，同時也會獲得更好的醫療服務；此外，收入水平較好的農村老年人飲食營養也較那些收入較差的老人更好，其身體狀況自然會更好。
