江西省农村居民医疗服务利用的动态变化

邹娇娇，袁兆康，张连军

新型农村合作医疗(新农合)是指由政府组织、引导、支持，农村居民自愿参加，个人、集体和政府多方筹资，以大病统筹为主的农村居民医疗互助共济制度。筹集资金的渠道包括个人缴费、集体扶持和政府资助[1]。2003年开始实施时，政府补助金为每人每年20元，农村居民个人缴费金为每人每年10元，总筹资金额为每人每年30元；之后筹资金额随着新农合的实施逐年增加，2006年总筹资金额提高到60元，2008年提高到100元，2010年提高到150元，到2012年达到300元，2013年进一步提高到360元[2-3]。随着筹资金额的增加，新农合的政策逐渐完善，农村居民从中受益程度随之上升，看病难、看病贵的问题初步解决，释放了农村居民的医疗服务需求，提高了农村地区医疗服务的利用水平[4-5]。为了解新农合实施后对江西省农村地区医疗服务利用影响的动态变化，本研究利用自2003年开始开展的新农合基线调查及随后的4次追踪调查资料，将数据进行加权[6-7]处理后分析农村居民患病率、就诊率、应就诊未就诊率、年住院率、提前出院率及应住院未住院率的动态变化及其影响因素，为评价新农合的实施效果及进一步改进工作提供依据。

1 资料与方法

1.1 一般资料 采用多阶段分层随机抽样，于2003—2004年(基线)及2006年、2008年、2010年和2012年对江西省芦溪县、婺源县和修水县进行基线调查和4次追踪调查，每个县分别抽取3个乡，每个乡又分别抽取3个行政村(共27个行政村)，每个行政村随机抽取70户居民作为调查对象。本调查经南昌大学伦理审查委员会批准。

1.3 复杂抽样中个体权重的估计

1.3.1 个体基础权重的计算 对于三阶段分层随机抽样，W基础=W1×W2|1×W3|2，1，W1为第一阶段抽样单位的抽样权重，W2|1为第二阶段抽样单位的抽样权重，W3|2，1为第三阶段抽样单位的抽样权重[6]。观察个体i的抽样权重Wi为该个体抽样概率Pi的倒数，即Wi=1/Pi。

1.4 调查指标

1.4.1 门诊服务利用指标 调查研究对象在调查时过去14 d的患病率、就诊率、应就诊未就诊率。患病率(%)=两周患病人数/调查人数×100%，就诊率(%)=两周就诊人数/调查人数×100%，应就诊未就诊率=两周患病未就诊人数/两周患病人数×100%。

1.4.2 住院服务利用指标 调查研究对象在调查时过去1年的住院率、提前出院率、应住院未住院率。住院率(%)=住院人数/调查人数×100%，提前出院率(%)=提前出院人数/住院人数×100%，应住院未住院率(%)=应住院未住院人数/(应住院未住院人数+应住院已住院人数)×100%。

1.5 统计学方法 采用SPSS 18.0软件进行统计学分析，计量资料多组间比较采用方差分析；计数资料分析采用χ2检验；相关分析采用线性趋势χ2检验；采用多因素Logistic回归法进行多因素分析；年龄、性别数据代表性采用拟合优度χ2检验。以P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 基本情况 被调查者在基线、2006年、2008年、2010年、2012年性别构成比较，差异无统计学意义(P>0.05)，平均年龄、职业、文化程度、婚姻状况、劳动力、慢性病及人均月收入等比较，差异有统计学意义(P<0.05，见表1)。玛叶指数(分别为7.78、9.81、12.02、8.52、3.54)显示调查资料质量良好，年龄拟合优度χ2检验显示调查数据代表性好(χ2=3.17、4.99、7.48、5.63、6.44，P>0.05)，性别χ2拟合优度检验显示调查数据代表性好(χ2=0.0014、0.0002、0.0005、0.1103、0.0021，P>0.05)。

2.3 被调查者医疗服务利用相关因素的多因素Logistic回归分析 分别将患病、就诊、应就诊未就诊、住院、提前出院及应住院未住院作为因变量，将性别、职业、文化程度、婚姻状况、慢性病、劳动力、调查年份作为自变量引入模型(见表3)。最终筛查到调查年份是影响农村居民医疗服务利用的因素(见表4)。

3 讨论

第六次全国人口普查显示，农村人口占总人口的50.32%，农村居民的卫生服务是我国卫生工作的重要组成部分。农村居民因经济水平较低，医疗卫生服务的需求利用水平一般也较低[8-11]，新农合的实施目的在于改善农村居民对医疗卫生服务的需求及利用[12-13]，解决农村居民看病难的问题，本研究旨在利用江西省动态资料观察分析新农合对农村居民医疗服务利用影响的动态变化。

本研究对数据进行分析前先将数据进行加权处理，使调查的样本数据更能代表总体真实情况[7]。调查结果显示，门诊服务利用的3个指标，即患病率、就诊率、应就诊未就诊率在基线、2006年、2008年、2010年、2012年间，均有明显差异，且2012年患病率及应就诊未就诊率均高于基线，就诊率低于基线。多因素Logistic回归分析显示，调查年份为门诊服务利用的3个指标的影响因素，调查年份在本调查中代表的是新农合的筹资政策的变化，提示新农合确实影响农村居民的门诊服务利用水平，但是效果不稳定，可能存在负面意义[14]，可能原因：一是农村居民外出务工比例逐年增加，调查时未能对本人进行面对面调查而是由家人代答，因此患病率不够准确；二是新农合的实施是以大病统筹为主、门诊兼顾的模式，重点解决农村居民看大病的困难，因此新农合对门诊服务利用的影响不稳定[1，15-17]。

表1 农村居民基本情况

注：*为F值

表2 农村居民医疗服务利用的动态变化〔n(%)〕

注：-表示数据缺失

住院服务方面，住院率在基线、2006年、2008年、2010年、2012年呈上升趋势，提前出院率及应住院未住院率呈下降趋势，且多因素Logistic回归分析也显示，调查年份为住院服务利用的3个指标的影响因素，提示新农合的实施在一定程度上释放了农村居民的住院需求，提高了农村居民的住院服务利用率[8，18-21]。本调查的住院率及应住院未住院率均低于国内其他地区[12，18]，说明江西省新农合的实施提高了住院服务利用水平且降低了其住院服务需求。

表3 农村居民医疗服务利用相关因素的多因素Logistic回归分析赋值表

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

自变量赋值调查年份X1，X2，X3，X4基线：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性别X51=男性，0=女性职业X7，X8非农村居民：X7=0，X8=0农村居民：X7=1，X8=0学生及学龄前儿童：X7=0，X8=1文化程度X90=小学及以下，1=初中及中专，2=高中及大专，3=大学及以上婚姻状况X10，X11未婚：X10=0，X11=0已婚：X10=1，X11=0离婚及丧偶：X10=0，X11=1劳动力X121=是，0=否慢性病X131=有，0=无

表4 农村居民医疗服务利用相关因素的多因素Logistic回归分析

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就诊2006-034008072(059，086)001应就诊未就诊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应住院未住院2012-152046022(007，067)002

注：*表示以基线为对照组

新农合实施后，农村居民的住院服务利用得到明显提高，而对门诊服务利用的改善效果不稳定，需继续加大筹资力度，完善新农合政策，以提高医疗服务利用总体水平。

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