性別差異下農村老年人及時醫療的利用

賴國毅

(成都師范學院，四川 成都 611130)

西方學者提出的性別與老齡化的“雙重危險”假定認為：老年女性面臨著“女性”和“老年”這兩種不利地位的負影響，其健康福利處于特別的劣勢地位〔1〕。這種差異將會持續終生，由此導致老年女性比老年男性在社會經濟、心理和健康方面都更加脆弱。因此，在新型城鎮化全力推進的當下，從性別差異的角度開展農村老年人醫療保障方面的調查研究，對于提高醫療政策的社會評判力，避免決策缺失，推進醫療保障均衡的主流化進程，有著十分重要的學術價值。本文分析影響農村老年人及時醫療利用狀況的性別差異。

1 資料與方法

1.1資料 本文數據來源于北京大學國家發展研究院中國經濟研究中心主持的“中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)”數據庫。由于該數據庫的調查對象為≥45歲的中國城鄉居民，剔除≤60歲及缺乏相關變量的樣本數據后，最后入選的有效樣本數為5 787個。采用2011年的全國基線調查數據。

1.2變量設置 ①因變量。老年病以慢性病為主，因而及時醫療利用狀況是反映老年人獲取醫療服務與否的重要替代變量。這里用“過去2 w患病后是否到醫院就診”來反映老年人的及時醫療利用狀況。②自變量。自變量共5個，分別是醫療保險變量、人口變量、經濟變量、健康變量和代際支持變量。賦值：及時醫療利用：過去2 w患病后是否到醫院就醫(看過=1，沒有=0)，醫療保險變量：有無醫療保險(有=1，無=0)，醫療保險類型(社會醫療保險=1，商業醫療保險=0)，人口變量：性別(男=1，女=0)，年齡(60～75歲=1，76～89歲=2，≥90歲=3)，教育水平(未接受過教育=1，接受過初等教育=2，接受過中等教育=3)，居住狀況：同居(已婚同住和未婚同住)=1，獨居(離婚、喪偶和未婚)；經濟變量：人均年收入：(低收入：0～20 000元，中等收入20 001～50 000元，高收入：≥50 001元)，是否有全產權房產(有=1，無=0)，健康變量：健康狀況自我評價(不知道=0，差=1，一般=2，好=3，很好=4，非常好=5)；代際支持變量：家庭規模(人)：子女數量(1人及以下=0，2人=1，3人=2，3人以上=3)，子女經濟資助(有=1，沒有=0)。

1.3調查方法 調查方法為縣(區)——村(居)兩級的人口規模成比例概率抽樣法(PPS)隨機抽樣。首先，在縣級抽樣階，段以每個區、縣2011年人口數量為基礎，使用地區、城鄉和國民生產總值(GDP)為分層指標，直接從全國30個省級行政單位(不包括西藏自治區、臺灣省及香港和澳門特別行政區)范圍內隨機抽取150個區縣。其次，在村級抽樣階段，以每個村或社區2011年常住人口為基礎，從上述150個區縣中各隨機抽取3個村或社區，最后得到450個村/社區。最后，在個人層面，從每個樣本村/社區的所有住戶信息列表中隨機抽取80戶樣本家戶。

1.4統計學方法 采用STATA軟件進行t檢驗及Logistics回歸模型分析。

2 結 果

2.1男女及時醫療利用情況比較 女性及時醫療利用顯著強于男性(P<0.05)。見表1。

表1 男女及時醫療利用情況比較

2.2不同因素老人及時醫療利用的性別比較 60～75歲老年人的及時醫療利用狀況存在著明顯的性別差異(P<0.05)，女性比男性的及時醫療利用狀況高出10.53%。接受初等教育和中等教育的老年人及時醫療利用狀況在性別上差異有統計學意義(均P<0.05)，從平均值看，女性比男性分別高出22.58%和48.09%。無論是同居還是獨居，農村老年人在及時醫療利用狀況上無性別差異(P>0.05)。按照收入等級劃分，老年人的及時醫療利用無性別差異(P>0.05)。擁有產權房的老年人及時醫療利用狀況在性別上差異有統計學意義(P<0.05)。是否擁有醫療保險和不同的醫療保險類型對老年人的及時醫療利用狀況無性別差異(P>0.05)。健康狀況自評非常好的老年人及時醫療利用狀況在性別上差異無統計學意義(P<0.05)。從家庭規模來看，當家庭子女數量為1人及以下時，老年人的及時醫療利用狀況在性別上差異有統計學意義(P<0.05)。子女提供經濟資助與否對老年人的及時醫療利用狀況無性別差異(P>0.05)。見表2。

表2 不同因素老年人及時醫療利用狀況的性別比較分)

續表2 不同因素老年人及時醫療利用狀況的性別比較分)

2.3Logistic回歸結果 Logistics結果顯示模型擬合較好，能夠較好地反映現實問題。這里給出了相對風險比率(RRR)。RRR值表示自變量變化一個單位時，選擇項發生與對照組發生之間的相對概率。

從全部樣本來看，顯著影響農村老年人及時醫療利用狀況的變量是教育程度、醫療保險和經濟收入，且這些通過顯著性檢驗的變量對及時醫療利用狀況均呈現正向影響。就教育程度來說，及時醫療利用狀況與教育程度的提升呈反比關系。相對于接受過高等教育的老年人來說，未接受過教育的老年人，其及時醫療利用比例是前者1.45倍；接受過初等教育和中等教育的老年人，其及時醫療利用比例是前者的1.31倍和1.30倍。就醫療保險變量來說，老年人在是否擁有醫療保險及醫療保險的種類上不存在顯著差異。就經濟收入來說，隨著人均年收入的提高，老年人的及時醫療利用比例也將隨之提高，提升幅度是97%。就健康狀況自評來說，自評健康狀況非常好的老人，其及時醫療利用比例是自身健康狀況不知道老年人的1.68倍。從分性別樣本看，除了上述變量影響顯著外，代際支持的性別差異亦十分顯著。擁有全產權房產的男性的及時醫療利用比例是未有者的0.81倍。有子女經濟資助的老人是未有子女資助老人的1.36倍。在女性樣本中，相對于接受過高等教育者來說，未接受過教育、接受過初等教育和中等教育者的及時醫療利用比例分別是前者的1.73倍、1.75倍和2.23倍。擁有社會醫療保險的女性，其及時醫療利用比例是擁有商業醫療保險者的1.43倍。子女越多將促使女性的及時醫療利用比例上升61%。而健康狀況自評非常好的女性及時醫療利用比例是自身健康狀況不知道老年人的2.07倍。見表3。

表3 Logistic回歸結果

1)P<0.05；2)P<0.01

3 討 論

本研究結果提示要特別重視性別差異，通過提供寬領域、多層次、強指向的服務來滿足農村老年人醫療健康需求。身體健康狀況越好，受教育程度越高的農村老年人其及時醫療利用的比例越高。這符合“教育程度、健康狀況與醫療需求呈正相關〔2〕”的一般結論。醫療保險能有效地促進農村老年人就醫積極性，與其他學者的看法一致〔3,4〕。由于農村老年人以退休金、養老金為主要生活來源的比例遠低于城鎮老年人，因而其醫療需求的收入效應十分顯著。由此可見，提高他們的收入水平是能顯著增強其就醫積極性，滿足醫療服務需求。因此，在新型城鎮化的當下，破解城鄉醫療服務不均衡的一個有效著力點就是，應盡快全面推廣和完善新農保(新型農村社會養老保險)體系。在實現“廣覆蓋”的普惠制基礎上逐年提高保障水平，使農村老年人形成良好的收入預期。

本研究與宋璐等〔5〕結論一致。在經濟狀況的影響中，男性更依靠房產等固定資產的遠期保障；女性則更多依賴于經濟收入和社會醫療保險的即期保障。由此可見，在以基本醫療保險為基礎、商業醫療保險為補充的“雙層安全保障網〔6〕”未有效建立的背景下，除了要不斷強化新農合保障效力外，還應該讓新農合前置于疾病發生之前，讓保障路徑從“保大病”轉向“保未病”。從健康狀況角度看，老年人及時醫療利用的健康效應也是女性強于男性。這揭示提高農村老年人的醫療保健意識中要有針對性，應依據不同性別老人的差異，選擇其喜聞樂見的方式。比如針對農村女性易采用不定期的小型講座、義診、咨詢等形式增強其對女性常見疾病的辨識能力；而對男性則應提高其衛生健康意識〔7〕，強化主觀健康意識。

4 參考文獻

1Chappell N，Havens B.Old and female:testing the double jeopardy hypothesis〔J〕.Sociol Quarterly，1980；21(1)：157-71.

2Makinen M,Waters H,Rauch M,etal.Bitram，inequalities in health care use and expenditures:empirical data from eight developing countries and countries in transition〔J〕.Bull World Health Organ，2000;78 (3):55-65.

3劉國恩，蔡春光，李 林.中國老人醫療保障與醫療服務需求的實證分析〔J〕.經濟研究，2011；(3)：95-118.

4劉廣彬.我國居民的健康不平等狀況及其發展趨勢——基于CHNS2006年的健康自評數據〔J〕.衛生經濟研究，2009；(4)：21-3.

5宋 璐，左東梅.農村老年人醫療支出及其影響因素的性別差異：以巢湖地區為例〔J〕.中國農村經濟，2010；(5)：74-84.

6胡振華，賴國毅.新農合與商業醫保競合關系分析〔J〕.經濟問題，2013；(3)：68-74.

7賴國毅.醫療保障與老年醫療消費的實證分析〔J〕.社會保障研究，2012；(6):46-56.