江西省農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用的動態(tài)變化

鄒嬌嬌，袁兆康，張連軍

新型農(nóng)村合作醫(yī)療(新農(nóng)合)是指由政府組織、引導、支持，農(nóng)村居民自愿參加，個人、集體和政府多方籌資，以大病統(tǒng)籌為主的農(nóng)村居民醫(yī)療互助共濟制度?；I集資金的渠道包括個人繳費、集體扶持和政府資助[1]。2003年開始實施時，政府補助金為每人每年20元，農(nóng)村居民個人繳費金為每人每年10元，總籌資金額為每人每年30元；之后籌資金額隨著新農(nóng)合的實施逐年增加，2006年總籌資金額提高到60元，2008年提高到100元，2010年提高到150元，到2012年達到300元，2013年進一步提高到360元[2-3]。隨著籌資金額的增加，新農(nóng)合的政策逐漸完善，農(nóng)村居民從中受益程度隨之上升，看病難、看病貴的問題初步解決，釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務需求，提高了農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務的利用水平[4-5]。為了解新農(nóng)合實施后對江西省農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務利用影響的動態(tài)變化，本研究利用自2003年開始開展的新農(nóng)合基線調查及隨后的4次追蹤調查資料，將數(shù)據(jù)進行加權[6-7]處理后分析農(nóng)村居民患病率、就診率、應就診未就診率、年住院率、提前出院率及應住院未住院率的動態(tài)變化及其影響因素，為評價新農(nóng)合的實施效果及進一步改進工作提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用多階段分層隨機抽樣，于2003—2004年(基線)及2006年、2008年、2010年和2012年對江西省蘆溪縣、婺源縣和修水縣進行基線調查和4次追蹤調查，每個縣分別抽取3個鄉(xiāng)，每個鄉(xiāng)又分別抽取3個行政村(共27個行政村)，每個行政村隨機抽取70戶居民作為調查對象。本調查經(jīng)南昌大學倫理審查委員會批準。

1.3 復雜抽樣中個體權重的估計

1.3.1 個體基礎權重的計算 對于三階段分層隨機抽樣，W基礎=W1×W2|1×W3|2，1，W1為第一階段抽樣單位的抽樣權重，W2|1為第二階段抽樣單位的抽樣權重，W3|2，1為第三階段抽樣單位的抽樣權重[6]。觀察個體i的抽樣權重Wi為該個體抽樣概率Pi的倒數(shù)，即Wi=1/Pi。

1.4 調查指標

1.4.1 門診服務利用指標 調查研究對象在調查時過去14 d的患病率、就診率、應就診未就診率?；疾÷?%)=兩周患病人數(shù)/調查人數(shù)×100%，就診率(%)=兩周就診人數(shù)/調查人數(shù)×100%，應就診未就診率=兩周患病未就診人數(shù)/兩周患病人數(shù)×100%。

1.4.2 住院服務利用指標 調查研究對象在調查時過去1年的住院率、提前出院率、應住院未住院率。住院率(%)=住院人數(shù)/調查人數(shù)×100%，提前出院率(%)=提前出院人數(shù)/住院人數(shù)×100%，應住院未住院率(%)=應住院未住院人數(shù)/(應住院未住院人數(shù)+應住院已住院人數(shù))×100%。

1.5 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 18.0軟件進行統(tǒng)計學分析，計量資料多組間比較采用方差分析；計數(shù)資料分析采用χ2檢驗；相關分析采用線性趨勢χ2檢驗；采用多因素Logistic回歸法進行多因素分析；年齡、性別數(shù)據(jù)代表性采用擬合優(yōu)度χ2檢驗。以P<0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結果

2.1 基本情況 被調查者在基線、2006年、2008年、2010年、2012年性別構成比較，差異無統(tǒng)計學意義(P>0.05)，平均年齡、職業(yè)、文化程度、婚姻狀況、勞動力、慢性病及人均月收入等比較，差異有統(tǒng)計學意義(P<0.05，見表1)?，斎~指數(shù)(分別為7.78、9.81、12.02、8.52、3.54)顯示調查資料質量良好，年齡擬合優(yōu)度χ2檢驗顯示調查數(shù)據(jù)代表性好(χ2=3.17、4.99、7.48、5.63、6.44，P>0.05)，性別χ2擬合優(yōu)度檢驗顯示調查數(shù)據(jù)代表性好(χ2=0.0014、0.0002、0.0005、0.1103、0.0021，P>0.05)。

2.3 被調查者醫(yī)療服務利用相關因素的多因素Logistic回歸分析 分別將患病、就診、應就診未就診、住院、提前出院及應住院未住院作為因變量，將性別、職業(yè)、文化程度、婚姻狀況、慢性病、勞動力、調查年份作為自變量引入模型(見表3)。最終篩查到調查年份是影響農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用的因素(見表4)。

3 討論

第六次全國人口普查顯示，農(nóng)村人口占總人口的50.32%，農(nóng)村居民的衛(wèi)生服務是我國衛(wèi)生工作的重要組成部分。農(nóng)村居民因經(jīng)濟水平較低，醫(yī)療衛(wèi)生服務的需求利用水平一般也較低[8-11]，新農(nóng)合的實施目的在于改善農(nóng)村居民對醫(yī)療衛(wèi)生服務的需求及利用[12-13]，解決農(nóng)村居民看病難的問題，本研究旨在利用江西省動態(tài)資料觀察分析新農(nóng)合對農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用影響的動態(tài)變化。

本研究對數(shù)據(jù)進行分析前先將數(shù)據(jù)進行加權處理，使調查的樣本數(shù)據(jù)更能代表總體真實情況[7]。調查結果顯示，門診服務利用的3個指標，即患病率、就診率、應就診未就診率在基線、2006年、2008年、2010年、2012年間，均有明顯差異，且2012年患病率及應就診未就診率均高于基線，就診率低于基線。多因素Logistic回歸分析顯示，調查年份為門診服務利用的3個指標的影響因素，調查年份在本調查中代表的是新農(nóng)合的籌資政策的變化，提示新農(nóng)合確實影響農(nóng)村居民的門診服務利用水平，但是效果不穩(wěn)定，可能存在負面意義[14]，可能原因：一是農(nóng)村居民外出務工比例逐年增加，調查時未能對本人進行面對面調查而是由家人代答，因此患病率不夠準確；二是新農(nóng)合的實施是以大病統(tǒng)籌為主、門診兼顧的模式，重點解決農(nóng)村居民看大病的困難，因此新農(nóng)合對門診服務利用的影響不穩(wěn)定[1，15-17]。

表1 農(nóng)村居民基本情況

注：*為F值

表2 農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用的動態(tài)變化〔n(%)〕

注：-表示數(shù)據(jù)缺失

住院服務方面，住院率在基線、2006年、2008年、2010年、2012年呈上升趨勢，提前出院率及應住院未住院率呈下降趨勢，且多因素Logistic回歸分析也顯示，調查年份為住院服務利用的3個指標的影響因素，提示新農(nóng)合的實施在一定程度上釋放了農(nóng)村居民的住院需求，提高了農(nóng)村居民的住院服務利用率[8，18-21]。本調查的住院率及應住院未住院率均低于國內其他地區(qū)[12，18]，說明江西省新農(nóng)合的實施提高了住院服務利用水平且降低了其住院服務需求。

表3 農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用相關因素的多因素Logistic回歸分析賦值表

Table3 Variable assignment of the relative influence factors of medical service utilization of rural resident

自變量賦值調查年份X1，X2，X3，X4基線：X1=0，X2=0，X3=0，X4=02006：X1=1，X2=0，X3=0，X4=02008：X1=0，X2=1，X3=0，X4=02010：X1=0，X2=0，X3=1，X4=02012：X1=0，X2=0，X3=0，X4=1性別X51=男性，0=女性職業(yè)X7，X8非農(nóng)村居民：X7=0，X8=0農(nóng)村居民：X7=1，X8=0學生及學齡前兒童：X7=0，X8=1文化程度X90=小學及以下，1=初中及中專，2=高中及大專，3=大學及以上婚姻狀況X10，X11未婚：X10=0，X11=0已婚：X10=1，X11=0離婚及喪偶：X10=0，X11=1勞動力X121=是，0=否慢性病X131=有，0=無

表4 農(nóng)村居民醫(yī)療服務利用相關因素的多因素Logistic回歸分析

Table4 Multivariate Logistic regression analysis on influencing factors for medical service utilization

年份?βSEOR(95%CI)P值患病2006-054010058(046，074)0002010-036013070(051，095)0032012059012180(135，241)000就診2006-034008072(059，086)001應就診未就診2010-150029022(011，045)0002012126020353(218，569)000住院2008018006120(103，140)0032010045006157(136，181)0002012066009193(153，243)000提前出院2008-095024039(022，069)0012012-173029018(009，036)000應住院未住院2012-152046022(007，067)002

注：*表示以基線為對照組

新農(nóng)合實施后，農(nóng)村居民的住院服務利用得到明顯提高，而對門診服務利用的改善效果不穩(wěn)定，需繼續(xù)加大籌資力度，完善新農(nóng)合政策，以提高醫(yī)療服務利用總體水平。

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