基于結(jié)構(gòu)方程模型的流動(dòng)老年人口就醫(yī)行為影響因素研究

郭 靜 戴 穎 付淋淋 楊洪玲 劉凌琳

中國(guó)人民大學(xué)社會(huì)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(dòng)趨勢(shì)增強(qiáng)[1]，流動(dòng)老年人口數(shù)量不斷增加。2015年末我國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模達(dá)2.47億人，其中流動(dòng)老年人口[注]指的是在流入地居住一個(gè)月以上，非本區(qū)(縣、市)戶口的60周歲及以上流動(dòng)人口。占7.2%[2]。雖然流動(dòng)老年人口年齡較一般老年人口偏年輕化，但22%的流動(dòng)老人患有高血壓或糖尿病，對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求進(jìn)一步增加。[2]同時(shí)，流動(dòng)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(dòng)老年人口就醫(yī)特點(diǎn)并提出相應(yīng)的保障措施對(duì)于實(shí)現(xiàn)全民健康有著重大的意義。

就醫(yī)行為泛指人們?cè)诟械缴眢w出現(xiàn)不適或者某種癥狀，或是感覺(jué)存在可能發(fā)生疾病風(fēng)險(xiǎn)時(shí)所采取的尋求衛(wèi)生服務(wù)的想法和行動(dòng)。[3-4]雖然目前存在一些爭(zhēng)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(jìn)行為兩個(gè)方面[6]。盡管目前國(guó)內(nèi)就醫(yī)行為研究逐漸增加，但關(guān)于老年流動(dòng)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(wèn)卷開(kāi)展，無(wú)統(tǒng)一的測(cè)量方式；同時(shí)，在方法上一般采用多元回歸進(jìn)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(shí)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(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查”及“流動(dòng)老人專題調(diào)查”數(shù)據(jù)，以“生小病時(shí)的處理方式”和“是否參加體檢”作為就醫(yī)行為的測(cè)量指標(biāo)，對(duì)我國(guó)流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為及其影響機(jī)制進(jìn)行分析，為進(jìn)一步改善流動(dòng)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(shí)現(xiàn)流動(dòng)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(duì)象

本文研究對(duì)象來(lái)自于兩個(gè)調(diào)查：一是“2015年全國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查”，選取其中全部60歲及以上流動(dòng)人口。二是“流動(dòng)老人專題調(diào)查”，在北京、上海、大連、無(wú)錫、杭州、合肥、廣州、貴陽(yáng)8個(gè)城市開(kāi)展，調(diào)查內(nèi)容與動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查一致。本研究有效樣本合計(jì)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(huì)結(jié)構(gòu)特征，這類因素影響人們對(duì)衛(wèi)生服務(wù)的理解和認(rèn)知以及對(duì)可得衛(wèi)生服務(wù)的利用程度。(2)能力因素：指促進(jìn)或阻礙個(gè)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(xiǎn)。(3)需要因素：主要指?jìng)€(gè)體自身健康狀況，是否患有慢性病，是否在過(guò)去有過(guò)患重大疾病的經(jīng)歷以及個(gè)人對(duì)自身健康狀況的判斷和疾病的嚴(yán)重程度都會(huì)影響個(gè)人衛(wèi)生服務(wù)利用的選擇。(4)行為因素：指?jìng)€(gè)體尋求衛(wèi)生服務(wù)的想法和行動(dòng)。

圖1 老年流動(dòng)人口就醫(yī)行為模型及各因素測(cè)量指標(biāo)

在以上理論模型基礎(chǔ)上，本研究共提出2個(gè)假設(shè)。

假設(shè)1：就醫(yī)資源對(duì)個(gè)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(fèi)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(gè)體就醫(yī)需要對(duì)其就醫(yī)行為具有顯著影響，身體健康狀況會(huì)影響個(gè)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(jìn)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(duì)就醫(yī)行為影響因素進(jìn)行分析。結(jié)構(gòu)方程模型包含測(cè)量模型和結(jié)構(gòu)模型兩部分。測(cè)量模型描述潛變量與觀測(cè)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(gè)潛變量，分別用“生小病處理方式”、“是否參加體檢”、“醫(yī)療保險(xiǎn)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(gè)觀測(cè)變量來(lái)測(cè)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(shí)又通過(guò)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(jì)學(xué)處理

利用SAS9.21進(jìn)行數(shù)據(jù)清理，利用Mplus7.0軟件進(jìn)行資料分析。采用驗(yàn)證性因子分析構(gòu)建觀測(cè)變量與潛變量之間的測(cè)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(jìn)行模型識(shí)別[11]，采用加權(quán)最小二乘法為基礎(chǔ)的穩(wěn)健估計(jì)方法WLSMV估計(jì)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(shí)際意義改善模型擬合程度。采用絕對(duì)擬合指數(shù)(RMSEA)和增值擬合指數(shù)(CFI、TLI)評(píng)價(jià)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(jìn)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(dòng)老年人口基本情況

調(diào)查的12 153名流動(dòng)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(lái)看，流動(dòng)老年群體年齡偏年輕化；流動(dòng)老人婚姻狀況以在婚為主，占81.43%；流動(dòng)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(dòng)時(shí)間11.1年；省內(nèi)流動(dòng)的老年人口共6 966人，占比57.32%；總體來(lái)看，流動(dòng)老年人口的身體健康狀況較好，自評(píng)為健康的5 465人，占比44.97%，自評(píng)為基本健康的5 351人，占比44.03%。

2.2 流動(dòng)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(dòng)老人中，農(nóng)業(yè)戶口占比65.74%；醫(yī)療保險(xiǎn)水平偏低的1 798人，占比14.79%，醫(yī)療保險(xiǎn)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(shí)，54.55%的流動(dòng)老年人口選擇了自我醫(yī)療；一年內(nèi)參加過(guò)體檢的只有33.34%(表2)。

表2 流動(dòng)老年人口就醫(yī)相關(guān)情況

2.3 流動(dòng)老年人口就醫(yī)行為結(jié)構(gòu)方程模型分析

2.3.1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)果

從測(cè)量模型的因子載荷來(lái)看(表3)，除就醫(yī)行為的觀測(cè)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(guò)現(xiàn)有擬定的觀測(cè)變量進(jìn)行測(cè)量，因子載荷較高。“生小病處理方式”的因子載荷雖低于0.3，但是P值小于0.001，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，同時(shí)結(jié)合實(shí)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(dá)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(dòng)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(duì)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(duì)就醫(yī)行為的直接效應(yīng)顯著，即流動(dòng)老人就醫(yī)資源越豐富，就醫(yī)行為的發(fā)生就會(huì)越積極，且就醫(yī)資源每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位，流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為為積極程度就會(huì)隨之增加0.29個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位；其中，戶口性質(zhì)對(duì)“就醫(yī)資源的路徑系數(shù)估計(jì)值是0.629，醫(yī)療保險(xiǎn)水平對(duì)就醫(yī)資源的路徑系數(shù)估計(jì)值是0.825，這說(shuō)明非農(nóng)業(yè)戶口和較高水平的醫(yī)療保險(xiǎn)水平對(duì)流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為有促進(jìn)作用(圖3)。

同時(shí)存在就醫(yī)資源通過(guò)中介變量(就醫(yī)需要)對(duì)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(duì)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(guò)就醫(yī)需要間接影響就醫(yī)行為。

表4 路徑系數(shù)估計(jì)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(duì)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(dòng)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(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位，流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為積極程度就會(huì)隨之增加0.091個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位(表4)。其中，患有慢性病對(duì)就醫(yī)需要的路徑系數(shù)是0.788，患需住院的疾病對(duì)就醫(yī)需要的路徑系數(shù)是0.569，說(shuō)明患有一定疾病的老年流動(dòng)人口與未患疾病的老年流動(dòng)人口相比其就醫(yī)行為更積極。三個(gè)協(xié)變量對(duì)就醫(yī)行為的直接影響不顯著，性別和年齡主要通過(guò)就醫(yī)需要對(duì)就醫(yī)行為產(chǎn)生間接影響。

3 討論與建議

3.1 流動(dòng)老年人口就醫(yī)主動(dòng)性低，健康意識(shí)淡薄，應(yīng)加強(qiáng)對(duì)流動(dòng)老年人口的健康教育,樹(shù)立正確的就醫(yī)觀念

研究結(jié)果顯示流動(dòng)老人就醫(yī)主動(dòng)性較差，就醫(yī)行為的選擇反映出流動(dòng)老年人口健康意識(shí)淡薄。健康意識(shí)的提高依賴于健康教育，然而流動(dòng)老年人口在接受健康教育方面存在種種困難。首先，流動(dòng)老人在流入地缺乏依靠，承受來(lái)自家庭、工作等多方面的壓力，無(wú)暇接受健康教育；其次健康教育的內(nèi)容缺乏針對(duì)性，尤其缺乏專門針對(duì)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(dòng)老年人實(shí)際狀況的合理的宣傳方式。[15]

因此，在開(kāi)展對(duì)流動(dòng)老年人口的健康教育活動(dòng)時(shí)，必須充分結(jié)合我國(guó)流動(dòng)老年人口的特征。首先，考慮流動(dòng)老年人口文化程度偏低的特點(diǎn)，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(dòng)人口的需要，能滿足老年流動(dòng)人口的健康需求，維護(hù)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(dòng)流動(dòng)老年人口參與到健康教育中的興趣，增強(qiáng)流動(dòng)老人自我健康促進(jìn)的能力[16]，進(jìn)而引導(dǎo)其采取積極主動(dòng)的就醫(yī)行為，避免“自我醫(yī)療”的問(wèn)題。

3.2 需加快推進(jìn)城鄉(xiāng)醫(yī)療保障制度的整合進(jìn)度，提高醫(yī)保的區(qū)域統(tǒng)籌層次，為改善流動(dòng)老年人口就醫(yī)行為提供經(jīng)濟(jì)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(dòng)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(xiǎn)待遇水平對(duì)流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為都具有顯著性的影響，流動(dòng)老年人口中大部分都是農(nóng)業(yè)戶口且醫(yī)療保險(xiǎn)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(guó)，戶口性質(zhì)一定程度上體現(xiàn)出流動(dòng)老年人口的經(jīng)濟(jì)水平和社會(huì)保障水平，非農(nóng)業(yè)戶口的流動(dòng)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(dòng)老人；另一方面，我國(guó)社會(huì)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(dòng)老人身處消費(fèi)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(xiǎn)，難以滿足其醫(yī)療保障需求。[15]因此，流動(dòng)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(jìn)流動(dòng)老年人口采取積極的就醫(yī)行為，需改善流動(dòng)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(xiǎn)和新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險(xiǎn)兩項(xiàng)制度，建立統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)制度的同時(shí)，應(yīng)進(jìn)一步提高醫(yī)療保險(xiǎn)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(xiǎn)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(jìn)和改善流動(dòng)老年人口就醫(yī)行為提供經(jīng)濟(jì)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(dòng)老年人口健康需要，提高其健康水平

流動(dòng)老人患有不同程度的慢性病，較高的慢性病患病率會(huì)對(duì)其參加體檢以及生小病的處理方式產(chǎn)生一定的影響。客觀存在的流動(dòng)老年人口健康需要，勢(shì)必會(huì)轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的就醫(yī)需求與實(shí)際的就醫(yī)行為，在強(qiáng)調(diào)行為促進(jìn)和資源保障的同時(shí)，強(qiáng)化相應(yīng)的服務(wù)供給，切實(shí)彌合供需矛盾也是當(dāng)務(wù)之急。

根據(jù)《“十三五”推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃》所列基本公共服務(wù)項(xiàng)目清單，20項(xiàng)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(xiàng)與流動(dòng)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(lái)，落實(shí)保障流動(dòng)人口服務(wù)利用已成為群體均等化的關(guān)鍵，也是檢驗(yàn)政府改革成效、公共服務(wù)能力和維系社會(huì)安全閥機(jī)制的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)。[16]在推行基本公共服務(wù)均等化的過(guò)程中，可以重點(diǎn)針對(duì)流動(dòng)老年人口在上述幾類服務(wù)項(xiàng)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(xiǎn)統(tǒng)籌層次、探尋基本公共衛(wèi)生經(jīng)費(fèi)轉(zhuǎn)移支付，為流動(dòng)老年人口異地享受相應(yīng)服務(wù)提供基礎(chǔ)，確保流動(dòng)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(wú)疑是最重要的參與主體，研究流動(dòng)老年人口的就醫(yī)行為為實(shí)現(xiàn)流動(dòng)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(wèn)題沒(méi)有設(shè)置，如服務(wù)能力、就醫(yī)過(guò)程因素、就醫(yī)機(jī)構(gòu)、就醫(yī)距離、就醫(yī)滿意度等，因此本研究在觀測(cè)變量選擇上有限制，也造成了模型的局限。另外，自報(bào)就醫(yī)行為能否準(zhǔn)確測(cè)量就醫(yī)行為等問(wèn)題尚待今后進(jìn)一步深入研究。

致謝

感謝國(guó)家衛(wèi)健委流動(dòng)人口司對(duì)本研究的數(shù)據(jù)支持。

作者聲明本文無(wú)實(shí)際或潛在的利益沖突。