郭 靜 戴 穎 付淋淋 楊洪玲 劉凌琳

中國人民大學(xué)社會與人口學(xué)院 健康科學(xué)研究所 北京 100872

隨著老齡化現(xiàn)象的不斷加劇和家庭化流動趨勢增強[1]，流動老年人口數(shù)量不斷增加。2015年末我國流動人口規(guī)模達2.47億人，其中流動老年人口[注]指的是在流入地居住一個月以上，非本區(qū)(縣、市)戶口的60周歲及以上流動人口。占7.2%[2]。雖然流動老年人口年齡較一般老年人口偏年輕化，但22%的流動老人患有高血壓或糖尿病，對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求進一步增加。[2]同時，流動的特性導(dǎo)致這部分群體與流入地戶籍老年人口在享受衛(wèi)生服務(wù)方面存在一定差距。了解流動老年人口就醫(yī)特點并提出相應(yīng)的保障措施對于實現(xiàn)全民健康有著重大的意義。

就醫(yī)行為泛指人們在感到身體出現(xiàn)不適或者某種癥狀，或是感覺存在可能發(fā)生疾病風(fēng)險時所采取的尋求衛(wèi)生服務(wù)的想法和行動。[3-4]雖然目前存在一些爭議[5]，但基本包含了衛(wèi)生服務(wù)利用、疾病反應(yīng)或健康促進行為兩個方面[6]。盡管目前國內(nèi)就醫(yī)行為研究逐漸增加，但關(guān)于老年流動人口就醫(yī)行為的研究仍然偏少。由于就醫(yī)行為概念和理論框架的研究不完善[4]，已有研究通常采用自制問卷開展，無統(tǒng)一的測量方式；同時，在方法上一般采用多元回歸進行分析，并不能有效覆蓋內(nèi)容廣泛的就醫(yī)行為，也在一定程度上忽視了各類影響因素之間的相互作用。[7-8]

本文基于安德森衛(wèi)生服務(wù)利用行為模型[6]，同時采用結(jié)構(gòu)方程模型，考慮各潛變量間的相互關(guān)系和作用，利用“2015年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查”及“流動老人專題調(diào)查”數(shù)據(jù)，以“生小病時的處理方式”和“是否參加體檢”作為就醫(yī)行為的測量指標(biāo)，對我國流動老年人口的就醫(yī)行為及其影響機制進行分析，為進一步改善流動老年人口的就醫(yī)行為，提高衛(wèi)生服務(wù)利用質(zhì)量提供理論支持，為更好的實現(xiàn)流動老人在流入地的健康融入與健康公平提供參考。

1 資料和方法

1.1 研究對象

本文研究對象來自于兩個調(diào)查：一是“2015年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查”，選取其中全部60歲及以上流動人口。二是“流動老人專題調(diào)查”，在北京、上海、大連、無錫、杭州、合肥、廣州、貴陽8個城市開展，調(diào)查內(nèi)容與動態(tài)監(jiān)測調(diào)查一致。本研究有效樣本合計12 153人。

1.2 理論框架

安德森醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用模型目前被廣泛應(yīng)用于衛(wèi)生服務(wù)領(lǐng)域。[9-10]該模型主要由相互作用和影響的四部分組成，包括環(huán)境因素、人群特征、健康行為和健康結(jié)果。本文以上述模型為基礎(chǔ)，根據(jù)研究假設(shè)和數(shù)據(jù)的可得性構(gòu)建理論模型(圖1)。選取的相應(yīng)因素如下：(1)傾向因素：包括人口學(xué)特征和社會結(jié)構(gòu)特征，這類因素影響人們對衛(wèi)生服務(wù)的理解和認知以及對可得衛(wèi)生服務(wù)的利用程度。(2)能力因素：指促進或阻礙個人衛(wèi)生服務(wù)可得性的因素，如收入水平和是否擁有醫(yī)療保險。(3)需要因素：主要指個體自身健康狀況，是否患有慢性病，是否在過去有過患重大疾病的經(jīng)歷以及個人對自身健康狀況的判斷和疾病的嚴(yán)重程度都會影響個人衛(wèi)生服務(wù)利用的選擇。(4)行為因素：指個體尋求衛(wèi)生服務(wù)的想法和行動。

圖1 老年流動人口就醫(yī)行為模型及各因素測量指標(biāo)

在以上理論模型基礎(chǔ)上，本研究共提出2個假設(shè)。

假設(shè)1：就醫(yī)資源對個體就醫(yī)行為具有顯著影響，由于就醫(yī)行為涉及到醫(yī)療費用支出，因此資源較豐富的人傾向于更頻繁的就醫(yī)行為。

假設(shè)2：個體就醫(yī)需要對其就醫(yī)行為具有顯著影響，身體健康狀況會影響個體就醫(yī)心理，使人更加重視身體管理和身體健康，傾向于促進其就醫(yī)行為。

1.3 研究方法

本研究采用結(jié)構(gòu)方程模型對就醫(yī)行為影響因素進行分析。結(jié)構(gòu)方程模型包含測量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分。測量模型描述潛變量與觀測變量之間的關(guān)系，包含就醫(yī)行為、就醫(yī)資源、就醫(yī)需要3個潛變量，分別用“生小病處理方式”、“是否參加體檢”、“醫(yī)療保險水平”、“戶口性質(zhì)”、“是否患慢性病”和“是否患需住院的疾病”6個觀測變量來測量。結(jié)構(gòu)方程模型描述潛變量與潛變量之間的相互關(guān)系[11-14], 就醫(yī)資源直接作用于就醫(yī)行為，同時又通過中間變量就醫(yī)需要作用于就醫(yī)行為(圖2)。

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型構(gòu)建圖

1.4 統(tǒng)計學(xué)處理

利用SAS9.21進行數(shù)據(jù)清理，利用Mplus7.0軟件進行資料分析。采用驗證性因子分析構(gòu)建觀測變量與潛變量之間的測量模型。建立潛變量之間的飽和結(jié)構(gòu)模型，根據(jù)t規(guī)則進行模型識別[11]，采用加權(quán)最小二乘法為基礎(chǔ)的穩(wěn)健估計方法WLSMV估計參數(shù)，依據(jù)修正指數(shù)和臨界比率的大小，結(jié)合變量的實際意義改善模型擬合程度。采用絕對擬合指數(shù)(RMSEA)和增值擬合指數(shù)(CFI、TLI)評價模型的擬合效果。為使數(shù)據(jù)適合分析的要求，將部分變量進行了量化處理(表1)。

表1 變量定義及賦值表

2 結(jié)果

2.1 流動老年人口基本情況

調(diào)查的12 153名流動老人中，男性占比52.46%，平均年齡66.23歲，其中60～69歲9 180人，占比75.54%，70～79歲2 404人，占比19.78%，整體來看，流動老年群體年齡偏年輕化；流動老人婚姻狀況以在婚為主，占81.43%；流動老人普遍受教育水平不高，小學(xué)及以下占比41.11%，初中及以上占比40.18%；平均流動時間11.1年；省內(nèi)流動的老年人口共6 966人，占比57.32%；總體來看，流動老年人口的身體健康狀況較好，自評為健康的5 465人，占比44.97%，自評為基本健康的5 351人，占比44.03%。

2.2 流動老年人口就醫(yī)現(xiàn)狀

就醫(yī)資源方面，調(diào)查的12 153名流動老人中，農(nóng)業(yè)戶口占比65.74%；醫(yī)療保險水平偏低的1 798人，占比14.79%，醫(yī)療保險水平一般的7 929人，占比65.24%。就醫(yī)需要方面，患有慢性病的2 713人，占比22.32%，未患慢性病的9 440人，占比77.68%；患需住院疾病的1 192人，占比9.81%，未患需住院疾病的10 961人，占比90.19%。就醫(yī)行為方面，在生小病時，54.55%的流動老年人口選擇了自我醫(yī)療；一年內(nèi)參加過體檢的只有33.34%(表2)。

表2 流動老年人口就醫(yī)相關(guān)情況

2.3 流動老年人口就醫(yī)行為結(jié)構(gòu)方程模型分析

2.3.1 驗證性因子分析結(jié)果

從測量模型的因子載荷來看(表3)，除就醫(yī)行為的觀測變量“生小病處理方式”的因子載荷數(shù)(0.152)較低以外，就醫(yī)資源和就醫(yī)需要均可通過現(xiàn)有擬定的觀測變量進行測量，因子載荷較高?！吧〔√幚矸绞健钡囊蜃虞d荷雖低于0.3，但是P值小于0.001，有統(tǒng)計學(xué)意義，同時結(jié)合實際意義，將其保留在模型之內(nèi)。依據(jù)CFI(0.986)、TLI(0.964)等指標(biāo)判定模型整體擬合效果較好。

2.3.2 結(jié)構(gòu)方程模型擬合結(jié)果

模型的擬合指標(biāo)近似誤差均方根、比較擬合指數(shù)、非規(guī)范擬合指數(shù)分別為0.032、0.975、0.951，達到了參考標(biāo)準(zhǔn)中相應(yīng)的要求[11-14]，提示該模型擬合程度較高。

表3 就醫(yī)行為模型因子荷載表

圖3 流動老年人口就醫(yī)行為結(jié)構(gòu)方程模型全路徑

(1)就醫(yī)資源與就醫(yī)行為的相關(guān)性

就醫(yī)資源對就醫(yī)行為的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.29(P=0.000)，與就醫(yī)行為正相關(guān)，符合假設(shè)(表4)。就醫(yī)資源對就醫(yī)行為的直接效應(yīng)顯著，即流動老人就醫(yī)資源越豐富，就醫(yī)行為的發(fā)生就會越積極，且就醫(yī)資源每增加一個標(biāo)準(zhǔn)單位，流動老年人口的就醫(yī)行為為積極程度就會隨之增加0.29個標(biāo)準(zhǔn)單位；其中，戶口性質(zhì)對“就醫(yī)資源的路徑系數(shù)估計值是0.629，醫(yī)療保險水平對就醫(yī)資源的路徑系數(shù)估計值是0.825，這說明非農(nóng)業(yè)戶口和較高水平的醫(yī)療保險水平對流動老年人口的就醫(yī)行為有促進作用(圖3)。

同時存在就醫(yī)資源通過中介變量(就醫(yī)需要)對就醫(yī)行為產(chǎn)生間接影響，間接效應(yīng)值為(β=0.018，P<0.05)，故就醫(yī)資源對就醫(yī)行為的總效應(yīng)值為0.307(β=0.307,P=0.00)，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為6%(0.018/0.307=0.06)，即約6%就醫(yī)資源是通過就醫(yī)需要間接影響就醫(yī)行為。

表4 路徑系數(shù)估計表

注：**P<0.01，*P<0.05

(2)就醫(yī)需要與就醫(yī)行為的相關(guān)性

就醫(yī)需要對就醫(yī)行為直接影響的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.091(P<0.05)，呈正相關(guān)，符合假設(shè)。即流動老人就醫(yī)需要越大，就醫(yī)行為越積極，且就醫(yī)需要每增加一個標(biāo)準(zhǔn)單位，流動老年人口的就醫(yī)行為積極程度就會隨之增加0.091個標(biāo)準(zhǔn)單位(表4)。其中，患有慢性病對就醫(yī)需要的路徑系數(shù)是0.788，患需住院的疾病對就醫(yī)需要的路徑系數(shù)是0.569，說明患有一定疾病的老年流動人口與未患疾病的老年流動人口相比其就醫(yī)行為更積極。三個協(xié)變量對就醫(yī)行為的直接影響不顯著，性別和年齡主要通過就醫(yī)需要對就醫(yī)行為產(chǎn)生間接影響。

3 討論與建議

3.1 流動老年人口就醫(yī)主動性低，健康意識淡薄，應(yīng)加強對流動老年人口的健康教育,樹立正確的就醫(yī)觀念

研究結(jié)果顯示流動老人就醫(yī)主動性較差，就醫(yī)行為的選擇反映出流動老年人口健康意識淡薄。健康意識的提高依賴于健康教育，然而流動老年人口在接受健康教育方面存在種種困難。首先，流動老人在流入地缺乏依靠，承受來自家庭、工作等多方面的壓力，無暇接受健康教育；其次健康教育的內(nèi)容缺乏針對性，尤其缺乏專門針對老人預(yù)防保健及就醫(yī)行為的內(nèi)容；最后未提供契合流動老年人實際狀況的合理的宣傳方式。[15]

因此，在開展對流動老年人口的健康教育活動時，必須充分結(jié)合我國流動老年人口的特征。首先，考慮流動老年人口文化程度偏低的特點，健康教育的方式應(yīng)該通俗易懂，便于老年人學(xué)習(xí)和掌握；其次，健康教育的內(nèi)容要適應(yīng)老年流動人口的需要，能滿足老年流動人口的健康需求，維護和提高老年人的身心健康水平。最后，健康教育的形式也應(yīng)靈活多樣，充分調(diào)動流動老年人口參與到健康教育中的興趣，增強流動老人自我健康促進的能力[16]，進而引導(dǎo)其采取積極主動的就醫(yī)行為，避免“自我醫(yī)療”的問題。

3.2 需加快推進城鄉(xiāng)醫(yī)療保障制度的整合進度，提高醫(yī)保的區(qū)域統(tǒng)籌層次，為改善流動老年人口就醫(yī)行為提供經(jīng)濟基礎(chǔ)

就醫(yī)行為的發(fā)生很大程度上是一種資源驅(qū)動性的行為，是否具有就醫(yī)資源是影響這部分人群就醫(yī)行為的重要因素。不同戶口性質(zhì)及不同醫(yī)療保險待遇水平對流動老年人口的就醫(yī)行為都具有顯著性的影響，流動老年人口中大部分都是農(nóng)業(yè)戶口且醫(yī)療保險水平不高，因而在就醫(yī)資源方面處于不利地位。一方面，在我國，戶口性質(zhì)一定程度上體現(xiàn)出流動老年人口的經(jīng)濟水平和社會保障水平，非農(nóng)業(yè)戶口的流動老人就醫(yī)資源較好，在就醫(yī)行為方面也好于農(nóng)業(yè)戶口的流動老人；另一方面，我國社會醫(yī)療保障制度仍然存在城鄉(xiāng)二元分化的情況，農(nóng)業(yè)戶口的流動老人身處消費較高的城市而享受保障水平較低的新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險，難以滿足其醫(yī)療保障需求。[15]因此，流動老年人口在就醫(yī)資源方面的不足嚴(yán)重制約了其就醫(yī)行為的改善。

為了促進流動老年人口采取積極的就醫(yī)行為，需改善流動老年人口的就醫(yī)資源，在加快整合城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險兩項制度，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度的同時，應(yīng)進一步提高醫(yī)療保險的統(tǒng)籌層次，充分做好異地就醫(yī)結(jié)算服務(wù)以及醫(yī)療保險關(guān)系轉(zhuǎn)移接續(xù)的相關(guān)手續(xù)辦理工作，為更好的促進和改善流動老年人口就醫(yī)行為提供經(jīng)濟基礎(chǔ)。

3.3 以基本公共衛(wèi)生服務(wù)為抓手，回應(yīng)和滿足流動老年人口健康需要，提高其健康水平

流動老人患有不同程度的慢性病，較高的慢性病患病率會對其參加體檢以及生小病的處理方式產(chǎn)生一定的影響?？陀^存在的流動老年人口健康需要，勢必會轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的就醫(yī)需求與實際的就醫(yī)行為，在強調(diào)行為促進和資源保障的同時，強化相應(yīng)的服務(wù)供給，切實彌合供需矛盾也是當(dāng)務(wù)之急。

根據(jù)《“十三五”推進基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃》所列基本公共服務(wù)項目清單，20項基本公共衛(wèi)生服務(wù)中包含了居民健康檔案、老年人健康管理、慢性病患者管理等多項與流動老年人口健康需要密切相關(guān)的服務(wù)內(nèi)容；而自2009年推行基本公共衛(wèi)生服務(wù)均等化政策以來，落實保障流動人口服務(wù)利用已成為群體均等化的關(guān)鍵，也是檢驗政府改革成效、公共服務(wù)能力和維系社會安全閥機制的一個標(biāo)準(zhǔn)。[16]在推行基本公共服務(wù)均等化的過程中，可以重點針對流動老年人口在上述幾類服務(wù)項目方面的迫切需要，采取有效措施，形成突破。如，結(jié)合提高醫(yī)療保險統(tǒng)籌層次、探尋基本公共衛(wèi)生經(jīng)費轉(zhuǎn)移支付，為流動老年人口異地享受相應(yīng)服務(wù)提供基礎(chǔ)，確保流動老年人口能夠納入基本公共衛(wèi)生服務(wù)網(wǎng)絡(luò)。

3.4 本研究的局限性

衛(wèi)生服務(wù)需要多方參與，其中患者作為衛(wèi)生服務(wù)的直接受眾，無疑是最重要的參與主體，研究流動老年人口的就醫(yī)行為為實現(xiàn)流動老人在流入地的健康融入、制定和完善相關(guān)衛(wèi)生政策具有重要意義。由于很多可能影響就醫(yī)行為的問題沒有設(shè)置，如服務(wù)能力、就醫(yī)過程因素、就醫(yī)機構(gòu)、就醫(yī)距離、就醫(yī)滿意度等，因此本研究在觀測變量選擇上有限制，也造成了模型的局限。另外，自報就醫(yī)行為能否準(zhǔn)確測量就醫(yī)行為等問題尚待今后進一步深入研究。

致謝

感謝國家衛(wèi)健委流動人口司對本研究的數(shù)據(jù)支持。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。