我國城鄉中老年群體基層就醫的影響因素分析
——基于CHARLS數據的實證研究

徐曉丹 吳文強

1. 廈門大學教育研究院 福建廈門 361005 2.福州大學經濟與管理學院 福建福州 350116

我國城鄉中老年群體基層就醫的影響因素分析
——基于CHARLS數據的實證研究

徐曉丹1*吳文強2

1. 廈門大學教育研究院 福建廈門 361005 2.福州大學經濟與管理學院 福建福州 350116

合理引導居民基層就醫是落實社區首診、推動建立雙向轉診制度的關鍵。基于中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)數據，以城鄉中老年群體的基層醫療消費選擇為視角，利用Probit模型、工具變量法和分群體回歸檢驗法，分析城鄉中老年群體基層就診、住院的現實影響因素，探討制約中老年群體基層就醫的客觀條件。研究發現，城鄉中老年群體的基層就醫行為受個體特征、家庭特征、醫療機構特征、醫療支出、醫療保障等多維因素影響；結合實證分析與討論，應通過加強教育宣傳，發展基層醫療衛生機構能力，理順醫療服務價格和加快基本醫療保險政策改革等措施引導城鄉中老年群體的基層就醫行為，進而推進我國“雙診制”建設。

雙診制； 中老年群體； 基層醫療服務； Probit模型； 工具變量法

建立社區首診制、雙向轉診制(即“雙診制”)是我國醫療服務體系改革的重要內容。自《國務院關于發展城市社區衛生服務的指導意見》(國發〔2006〕10號)提出“建立分級醫療和雙向轉診制度，探索開展社區首診制試點”以來，我國許多地區已經開始 “雙診制”的積極探索、實踐，如深圳市推行的以勞務工合作醫療為重點的社區首診、上海市試點以“醫聯體”為機制的雙向轉診制、廣州市實施的以大中型醫院定點幫扶基層醫療衛生機構為核心的“雙診制”等。

但是，就我國居民當前對醫療服務的實際利用而言，醫療服務體系的運行依然“頭重腳輕”。2014年1月—2015年4月，我國二、三級醫院診療人數的同比增長率始終高于一級醫院及基層醫療衛生機構，其中，三級醫院、基層醫療衛生機構診療人數的平均同比增長率分別為13.05%、3.02%，前者是后者的4.31倍。[1]可見，加快建立“雙診制”、實現病患分流已經刻不容緩。

迄今為止，關于建設“雙診制”的研究更多集中于醫療服務提供者及相關的模式、機制等方面。如Fleming調查了1 500名全科醫生的雙向轉診業務，指出建立雙向轉診制度的關鍵在于合理安排全科醫生與專科醫生的分布密度，建立均衡的報酬體系[2]；Faulkner等對醫方行為進行適當干預，結果證明，基層醫療衛生機構的初級保健能力對社區首診、雙向轉診的質量與效率均產生重要影響[3]；Cathcart等提出利用支付制度和經濟補償措施對醫方行為進行引導、規范，發現合理的支付制度和績效管理可以有效促進社區首診、雙向轉診的良性運行[4]。

然而，“雙診制”的建立不能僅從醫方著手，消費者的健康需求與就醫選擇行為不容忽視。從醫療服務的供求關系出發，供給與需求是相互影響、相互制約的。有研究基于利益相關者理論指出，醫療消費者是建立“雙診制”的主要利益相關者，在實現“雙診制”中發揮重要作用[5]；還有學者根據Salty權重法量化“雙診制”的現實影響因素，指出雙向轉診下轉難的影響因素中，患者因素權重23.0%，超過基層醫療機構的16.3%及大醫院的9.7%[6]。可見，消費者的基層就醫行為很大程度上影響著“雙診制”的建設。

因此，本文將以消費者選擇為視角，利用計量模型考察影響居民基層就診、住院的現實因素，并結合實證結果探討如何引導消費者基層就醫，從而推進我國“雙診制”建設。此外，文章以中老年群體為主要研究對象，原因在于：第一，我國已于1999年步入老齡化社會，根據預測，我國老年人口將于2030年達到3.7億的高峰值[7]，亟需針對中老年群體就醫選擇行為的專項研究；第二，我國成年人的就診率、患病率隨年齡依次升高，而45歲以上中老年群體的就醫頻率最高，其基層就醫行為及對“雙診制”的影響是當前研究中值得關注的問題[8]。

1 模型、數據說明與變量選取

1.1 計量模型

根據Paul Gertler等提出的醫療服務需求模型，消費者于哪一層級醫療機構就醫取決于其獲得醫療服務的滿意程度，即效用。[9]效用是消費者對服務或商品的主觀評價，可以用來描述消費者就醫的行為偏好。當一個人消費不同等級醫療機構服務時，將獲得不同的效用。假設醫療保健服務的期望效用Ui如下：

Ui=V(Zi,Si)+μi+εi

期望效用Ui指的醫療消費者在不確定條件下做出就醫決策可能獲得的效用值。V(Zi,Si)代表可觀測變量(如醫療消費與醫療消費者相關特征向量)，μi代表不可觀測變量(如遺傳性體質、個人生活方式等)；εi是隨機項，反映了所有未知因素對期望效用的影響。

若某個中老年個體在基層就醫的期望效用為Ui，在二級或三級醫療機構就醫的期望效用為Uj，當Ui>Uj時，他(她)將選擇基層就醫；當Ui≤Uj時，他(她)將拒絕基層就醫，選擇高層級醫療機構。因此，其基層就醫行為可以區分為“是”、“否”兩種情況，設為二分的1、0變量。

針對中老年消費者個體的基層就醫選擇，文章采用計量經濟學的Probit模型進行相關實證分析。該模型可以簡單表示為：

Yi=β0+βXi+ui

其中，Yi為中老年消費者基層就醫選擇的決策變量，是其對不同等級醫療機構的期望效用的差值，Yi=1表示其選擇基層就醫；Yi=0表示其選擇更高等級醫療機構就醫；Xi是影響其基層就醫選擇的各種解釋變量，與可觀測變量V(Zi,Si)密切相關；ui是獨立于Xi的隨機誤差項。在正態分布前提下，中老年消費者選擇基層就醫的概率Pi可表示為：

其中，t為標準化正態變量，t～N(0,1)。

同時，考慮到該實證模型可能由于遺漏變量、變量測量誤差或雙向因果，個別解釋變量Xi與ui存在相關性，產生內生性問題。因此，在Probit模型的基礎上，采用工具變量法(Instrumental Variable Method)并建立IVprobit模型，通過對比分析，使得回歸結果更具科學性。工具變量法的基本思路是引入與內生變量相關、與隨機誤差項不相關的工具變量，進行Newey兩階段估計，即一階段利用內生變量對工具變量、其它解釋變量進行最小二乘法的線性回歸，將內生變量與一階段回歸的殘差放入Probit模型，從而得到IVprobit的估計結果。[10]

1.2 數據來源

本文數據來源于北京大學2013年發布的中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)數據。CHARLS是一套代表中國45歲及以上中老年人家庭和個人的高質量微觀數據，覆蓋150個縣級單位，450個村級單位，約1萬戶家庭中的1.7萬人。

本研究重點考察過去一年里，中老年醫療消費者的最后一次就醫行為，并分別建立門診選擇模型、住院選擇模型。在篩選、排除所選變量有異常值、缺失值的樣本后，兩個回歸模型的最終樣本量分別為2 270和1 402。

1.3 變量選取、分析和檢驗

1.3.1 變量選取及描述性分析

本文選取城鄉中老年醫療消費者是否基層就醫為決策變量，并主要考察個人、家庭、醫療機構、醫療支出、醫療保障等五個維度的解釋變量(表1)。

(1)決策變量方面，中老年醫療消費者基層就診、住院的比例為60.26%、24.23%。而2002年《世界衛生報告》就曾指出，80%左右的疾病可以通過基層醫療服務得到治療。[11]僅從比例而言，中老年群體基層就醫，尤其是基層住院的積極性并不高。

表1 變量的選取及基本描述

注：表中為2011年數據。

(2)個人特征，包括醫療消費者性別、年齡、婚姻狀況、教育程度及健康情況等。根據兩個模型的數據顯示，就診、住院的受訪居民平均年齡分別為59.76歲、62歲，年齡均較高；整體受教育程度偏低，在小學以下至小學畢業之間；自評健康水平均處于“一般”情況以下，81.98%、84.66%患有慢性病。

(3)家庭特征，包括戶籍類型、家庭規模(共同居住的家庭成員數)、家庭年收入等。其中，問卷受訪者的城鄉戶籍比為1.12∶1、1.40∶1，略有差異，但不影響研究結果。

(4)醫療機構特征，包括醫院產權、距離及交通時間等。

(5)醫療支出，包括消費者應支付醫療機構的醫藥費用總額(不扣除可報銷部分，住院模型含住院費用)、就醫的額外支出(如患者及家屬往返醫院交通費以及住院時家庭成員的伙食費、陪護的住宿費等)及醫療費用的自付比例等。以上涉及費用的變量均取對數。

(6)醫療保障，主要考察是否參保對中老年群體就醫行為的影響。

1.3.2 多重共線性檢驗

解釋變量的互不相關、相對獨立是模型的基本假設之一。本研究通過Stata軟件對兩個模型進行簡單的線性回歸，并利用方差膨脹因子(Variance Inflation Factor)檢驗解釋變量的多重共線性。方差膨脹因子是測量多重共線性的常用指標，根據判定標準，0

1.3.3 內生性的考察

由于居民對健康風險的預期等均有可能影響醫療消費者的實際參保行為，從而使相應的估計系數有偏。故醫療保險有可能與隨機誤差項之間存在相關性，是模型的一個內生解釋變量。而本文對內生變量及工具變量的考察主要參考借鑒已有的相關研究，選取“同社區(村)參加醫療保險的住戶比例”作為中老年個人是否參加醫療保險的工具變量。在現實生活中，中老年個人是否參保與同社區(村)的住戶參保率是密切相關的，通常情況下，同社區(村)的住戶參保率高，個體參保的概率也相對較高；但同社區(村)住戶的參保率一般不會對中老年個體的就醫行為產生重要影響。因此，可以認為，同社區(村)的住戶參保率與解釋變量“醫療保險”是高度相關的，而與隨機誤差項不相關，滿足工具變量的應用條件。

2 實證結果

運用Stata軟件對消費者基層就診、基層住院兩種情形進行Probit模型、IVprobit模型的回歸估計，結果詳見表2，下文將對兩種情形分別展開討論。

注：(1)*P<0.1,**P<0.05,***P<0.01；(2) 括號內為標準誤。

2.1 基層就診模型

2.1.1 Probit模型與IVprobit模型估計結果的比較

使用工具變量方法后，醫療保險的回歸系數絕對值從0.132 0上升到1.528 1，前后的顯著性也存在明顯差異。而IVprobit模型的外生性Wald檢驗的結果顯示，卡方值為5.00，P值為0.025 4，在5%的顯著性水平下，拒絕醫療保險是外生性變量的原假設，認為模型存在內生性問題。因此，本文將更關注就診選擇模型的IVprobit回歸結果。

同時，Newey兩階段估計結果顯示，模型第一階段回歸的F值大于10，并且同社區(村)的住戶參保比例對中老年個體參加醫療保險有顯著影響(P=0.000)，說明模型不存在弱工具變量的問題。此外，由于IVprobit模型的內生變量、工具變量均只有1個，屬于“恰好識別”，不存在“識別不足”、“過度識別”問題。

2.1.2 IVprobit模型回歸結果的分析

在就診選擇模型中，教育程度、戶籍類別、醫藥費用總額、醫療額外支出、自付比例、單程交通時間、醫療機構產權、醫療機構距離、醫療保險等具有統計學的顯著性。

個體特征方面，教育程度越高的中老年人越不會選擇基層就診，這可能是因為較高學歷的中老年人，其社會地位、收入水平也較高，更傾向享受更為優質的醫療服務。此外，有研究指出，文化程度較低的中老年居民傾向于基層就診的原因在于醫療服務信息的嚴重不對稱，擔心過度醫療導致醫藥費用增加。[14]

家庭特征方面，農村中老年居民基層就診的概率大于城鎮中老年居民。正如對我國城鄉居民就醫選擇差異的調查結果表明，城鎮居民的就醫選擇傾向于醫療技術水平較高、硬件條件優越的大中型醫院，而農村居民更傾向服務態度良好的醫療機構。[15]這主要受城鄉二元化的醫療資源配置方式影響，城鎮的醫療服務設施配套齊全，但各級醫療機構的服務異質化也更加明顯，加上城鎮居民收入水平較高、掌握醫療信息更為便利，故城鎮居民相對農村居民更傾向選擇高級別醫療機構就醫。

醫療機構特征方面，就診公立醫療機構的中老年患者更傾向于高層級醫院。由于我國目前大部分醫療資源集中在城市的公立大中型醫院，它們憑借軟硬件優勢占據醫療服務市場的壟斷地位，更容易吸引消費者就醫。而基層公立醫院獲取優質醫療服務的成本更高，服務的價格優勢往往難以發揮。[16]此外，與一些學者的研究結果一致，醫療機構距離消費對就醫決策有顯著影響，距離較近、交通時間較短的醫療機構更容易吸引消費者就醫。[17]

醫療支出和醫療保障方面，醫藥總費用、醫療額外支出、自付比例越高，中老年消費者越不會選擇基層就醫。正如國外學者的實證分析表明，醫療費用和預算約束是影響消費者就醫選擇的最重要的因素。[18]而是否參保對中老年群體的基層就醫行為也有顯著影響，有醫療保險的中老年群體比無醫療保險的中老年更傾向于高層級醫療機構就診。有研究指出，這是因為醫療保險降低了中老年群體對實際醫療費用的心理預期，促使有醫療保險的中老年群體尋求更優質的醫療服務。[19]

2.1.3 穩健性檢驗

在工具變量回歸的基礎上，對模型進行分群體檢驗。本文按戶籍類型、性別、是否有慢性病、是否殘疾等取值為0和1的虛擬變量劃分群體，檢驗結果見表3。可以看出總體回歸結果是穩健的：(1) 教育程度、戶籍類別、醫藥費用、醫療額外支出、醫療機構產權、單程交通時間、醫療機構距離、醫療保險等變量對各類中老年群體基層就醫選擇的影響與總體回歸基本一致，只是顯著性略有差異，如醫療保險對殘疾中老年人群的基層就醫選擇沒有顯著影響，但對無殘疾人群的基層就醫選擇有顯著影響。(2) 自付比例只在男性群體、無慢性病群體的分類回歸模型中具有顯著影響性，而對其它中老年群體基層就醫選擇無明顯影響，解釋能力較弱。

2.2 基層住院選擇

2.2.1 Probit模型與IVprobit模型估計結果的比較

IVprobit模型與簡單Probit模型相比，醫療保險相關系數的絕對值從0.489 2上升到1.474 4，顯著性也有所變化。工具變量法的外生性Wald檢驗的結果顯示，卡方值為7.15，P值為0.007 5，在5%的顯著性水平下，認為模型存在內生性問題。因此，文章更關注中老年群體基層住院選擇中工具變量法的回歸結果。

同時，Newey兩階段估計結果顯示，一階段回歸后的F值大于10，同社區(村)的住戶參保比例對中老年個體參加醫療保險有顯著影響(P=0.000)，不存在弱工具變量問題，且模型“恰好識別”。

2.2.2 IVprobit模型回歸結果的分析

在基層住院模型中，教育程度、自評健康水平、醫藥費用總額、醫療額外支出、自付比例、醫療機構距離、醫療保險等具有統計學的顯著性。對比基層就診選擇模型，可以看出：

個體特征方面，自評健康水平對中老年群體的基層住院決策有顯著影響。自評健康水平高的中老年傾向于高層級醫療機構住院。這可能是由于自評健康水平高的中老年人對健康存量有更高的需求和期望，也愿意對健康進行更大投資、選擇更高水平的醫療機構。

同時，基層住院模型較基層就診模型而言，戶籍類別、醫療機構產權、單程交通時間等變量并沒有對中老年群體的基層住院行為產生顯著影響。

2.2.3 穩健性檢驗

同樣對基層住院選擇模型進行分群體檢驗，可以看出總體回歸結果是穩健的：(1)教育程度、醫藥費用總額、醫療額外支出、自付比例、醫療機構距離、醫療保險等變量雖然顯著性各有差異，但對分群體檢驗結果與總體回歸基本一致。各變量對不同中老年群體的顯著性差異見表4。(2) 自評健康水平僅對農村及有慢性病中老年群體的基層住院行為具備顯著性，而對其它中老年群體基層就醫選擇無明顯影響，解釋能力較弱。

表3 穩健性檢驗(基層就診模型)

注：(1)*P< 0.1,**P<0.05,***P<0.01；(2) 括號內為標準誤；(3) 該表只列出總體回歸中顯著性變量的回歸結果。

表4 穩健性檢驗(基層住院模型)

注：同表3。

3 結論與建議

3.1 結論

本文在Probit模型的基礎上，通過工具變量法和分群體回歸檢驗，實證分析了影響我國以城鄉中老年群體為代表的醫療消費者基層就診、住院的影響因素，研究表明：

(1)個體特征方面，教育程度、自評健康對中老年群體的基層就醫有顯著影響。這實際上表明了消費者醫療需求對基層就醫決策的影響。隨著我國居民生活水平的提高，高學歷、健康狀態較好的中老年群體對優質醫療服務的需求和期望也日益增加，在基層醫療服務能力不足的情況下，其基層就醫的概率大大降低了。

(2)家庭特征方面，戶籍類別對消費者基層就診有顯著影響。分析表明，城鎮中老年人群到高等級醫療機構就醫的概率大于農村。究其原因，一方面是城鎮居民有更高的醫療消費能力，另一方面是因為我國優質醫療服務資源不僅在城鄉分布不均，在城市的縱向失衡問題也相對農村更加嚴重。

(3)醫療機構特征方面，醫療機構產權、距離和單程交通時間對消費者基層就醫有顯著影響。公立醫療機構的消費者更容易選擇高層級醫療機構，這是由公立醫療機構的縱向差距導致的。而距離和單程交通時間的顯著性表明了消費者傾向于到距離和耗時較短的醫療機構就醫。

(4)醫療支出和醫療保障方面，醫藥費用總額、醫療額外支出、自付比例和醫療保險對消費者基層就醫有顯著影響。在醫療支出較高情況下，消費者更愿意選擇大中型醫院。而醫療保險在減少消費者經濟風險的同時，也可能過度釋放消費者的醫療需求，促使居民在不必要條件下選擇高層級醫療機構。有學者認為，現行醫療保險的費用分擔機制還未能有效的引導消費者就醫行為。[21]

3.2 建議

基于上述分析和總結，本文針對引導中老年群體的基層就醫行為、落實“雙診制”建設提出以下政策建議：一是激發中老年群體基層就醫主動性。中老年群體的實際就醫需求很大程度上受到自身認知的影響，如對衛生政策、醫療服務信息的理解和掌握。因此，政府相關部門不僅要做足宣傳工作，通過報紙、電視、網絡等媒介宣傳基層醫療服務的便利性、優越性，普及基本醫療知識、健康常識；更要針對高學歷、健康狀態較好的中老年居民，定期組織專門的教育活動，引導其形成經濟、合理的就醫觀念。

二是大力發展基層醫療衛生機構。政府不僅要因地制宜，結合地區的環境因素、人口特征等，科學布局地理可及性高的基層醫療衛生機構；更要扭轉城鄉醫療資源分配不均及“倒金字塔”型資源配置的現象，如通過加大轉移支付力度、購買基本醫療衛生服務等方式落實其對基層醫療衛生機構的投入責任，著力提高基層醫療衛生機構的服務能力。

三是理順醫療服務價格。醫療支出對中老年群體的基層就醫行為有至關重要的影響，必須從改進醫療服務價格體系入手，按照“總量控制、結構調整、有升有降、逐步到位”的原則，使我國的醫療服務可以在縱向上更加鮮明地凸顯各級醫療服務在人力成本、服務項目復雜程度等方面的現實差異。以醫療服務價格機制為杠桿，方能有效引導中老年群體基層就醫，推進分級診療制度建立。

四是優化基本醫療保險制度的費用分擔設計。這要求我國的社會醫療保險制度改革，不僅要在保障力度上更大地向基層醫療衛生機構傾斜，更要建立、發展系統的醫療費用控制機制，引導居民基層就醫。因此，我國應借鑒西方發達國家，積極采取扣除額、共付、最高共付額以及扣除與共付相結合等費用共擔方式增強醫療消費者的費用意識，強化居民的基層就醫行為。

[1] 國家衛生和計劃生育委員會. 衛生計生統計月報[EB/OL]. (2015-07-17)[2015-08-15]. http://www.nhfpc. gov.cn/zwgkzt/yuebao1/list.shtml

[2] Fleming D M. The European study referrals from primary to secondary care [J]. Thesis, 1993 (56): 1-75.

[3] Faulkner A, Mills N, Bainton D, et al. A systematic review of the effect of primary care-based service innovations on quality and patterns of referral to specialist secondary care[J]. British Journal of General Practice, 2003, 53(496): 878-884.

[4] Cathcart, Ginny. Primary care in the driver’s seat? Organizational reform in European primary care[J]. International Journal of Dental Hygiene, 2007, 5(4): 250-252.

[5] 趙茜倩， 潘習龍. 深圳雙向轉診的利益相關者分析[J]. 中國醫院管理, 2010， 30 (9): 44- 45.

[6] 徐長恩， 全世超， 周新朝， 等. 雙向轉診下轉難影響因素量化分析[J]. 中國衛生事業管理, 2009, 26(6): 373-375.

[7] 吳玉韶. 中國老齡產業發展報告[M]. 北京： 社會科學文獻出版社， 2014.

[8] 國家衛生和計劃生育委員會. 中國衛生和計劃生育統計年鑒(2014)[M]. 北京：中國協和醫科大學出版社， 2014.

[9] Gertler P, Gaag V D J. The willingness to pay for medical care-evidence from two developing countries[J]. Journal of Health Economics, 1991, 10(2): 257.

[10] Rivers D, Vuong Q H. Limited Information Estimators and Exogeneity Tests for Simultaneous Probit Models[J]. Journal of Econometrics, 1988, 39(3): 347-366.

[11] 吳文強. 發達國家雙向轉診制度建設的實踐與借鑒[J]. 重慶交通大學學報: 社會科學版, 2015, 15 (3): 49-53.

[12] 蘭草. 截面、面板數據分析與STATA應用[M]. 武漢：武漢大學出版社, 2012.

[13] 胡宏偉， 欒文敬， 李佳懌. 醫療保險、衛生服務利用與過度醫療需求——醫療保險對老年人衛生服務利用的影響[J]. 山西財經大學學報, 2015(5): 14-24.

[14] 姚兆余，朱慧劼. 農村居民醫療機構選擇行為及其影響因素研究——基于門診就醫和住院就醫的比較[J]. 南京農業大學學報： 社會科學版, 2014(6): 52-61.

[15] 郭云濤. 城鄉居民的就醫選擇差異研究[J]. 醫學與哲學, 2014(8): 40-42.

[16] 陳祥槐. 公益導向的公立醫院治理機制研究[M]. 北京： 經濟科學出版社, 2013.

[17] 陳清梅， 尹愛田， 韓志琰, 等. 山東省農村地區住院可分流病種患者就醫機構選擇研究[J]. 中國衛生經濟, 2013, 32(7): 56-58.

[18] Hoffman Catherine,Paradise Julia. Health insurance and access to health care in the United States[J]. New York Academy of Sciences Annals, 2008(1): 49-160.

[19] 張帆. 農民工醫療保障與就醫行為研究[J]. 北京航空航天大學學報: 社會科學版, 2013, 26(3): 6-14.

[20] 王曉曼， 朱海珊. 廣東省衛生人力資源現狀及配置公平性分析[J]. 中國衛生事業管理, 2015, 32(1): 38-40, 50.

[21] 寧滿秀. 新型農村合作醫療部分負擔制度對農戶住院層級選擇行為的影響研究[J]. 農業技術經濟, 2014(1): 111-119.

(編輯 劉博)

Analysis on the influencing factors of primary health care choice in middle-aged and elderly population based on CHARLS data

XUXiao-dan1,WUWen-qiang2

1.InstituteofEducation,XiamenUniversity,XiamenFujian361005,China2.SchoolofEconomicsandManagement,FuzhouUniversity,FuzhouFujian350116,China

Properly guiding residents to choose the primary medical services is very important for establishing a dual referral system. Based on CHARLS data, an analysis for primary health care choice in the middle-aged and elderly residents is completed by using the Probit models, instrumental variables method and regression test in groups. The results show that individual and family characteristics, medical institutions, healthcare expenses and medical insurances and other multi-dimensional factors significantly impact on the individuals’ health care service choice. Based on the empirical analysis and discussion, the system should be strengthened through health education and publicity, primary medical institutions development, straightening out medical price system and accelerating insurance policy reform and other measures to guide the target residents through the primary health care services choice and develop the dual referral system.

Dual referral system; Middle-aged and elderly population; Primary health care service; Probit model; Instrumental variables method

福建省社會科學研究項目(2012B021)

徐曉丹，女(1965年—)，博士研究生，研究員，主要研究方向為社會保障、高等教育管理。 E-mail: 13600817304@163.com

吳文強。E-mail: wuwenqiang881020@163.com

R197

A

10.3969/j.issn.1674-2982.2016.04.004

2015-09-15

2015-12-31