医疗资源配置的城乡区域差异与中老年人个体健康

白雪洁,程于思

(1.南开大学经济与社会发展研究院,天津300071;2.南开大学经济学院,天津300071)

一、研究背景

国民健康水平是衡量一国经济发展水平的重要标志。改革开放至今,伴随着经济的飞速发展,中国的国民健康水平稳步提升,直接体现在人均预期寿命从1981年的67.77岁上升到2015年的76.34岁。其中,东部地区的人均寿命从1990年的71.37岁上升到2010年的77.28岁,中部地区从67.98岁上升到75.08岁,西部地区从65.02岁上升到72.58岁,平均寿命自东向西呈下降趋势。一般而言,不同地区因居民的健康意识、生活方式,乃至遗传等个体因素对健康的影响基本是接近均质的,但因地区不同带来的经济发展水平差距和城乡差距却可以产生医疗资源配置差异,对个体而言即面临差异化的医疗环境和条件,这一外因再与个体的收入水平以及其他个体因素相互作用,从而影响个体的健康水平。当前中国影响人均寿命水平的最大杀手是恶性肿瘤,从1990年到2016年,城市居民恶性肿瘤的死亡率从112.36/10万人上升到160.07/10万人;农村居民恶性肿瘤死亡率从112.36/10万人上升到155.83/10万人。同时,老年人的慢性病患病率也在上升,1993年65岁以上城乡居民慢性病患病率分别是78.93‰和39.82‰,2008年该指标分别上升到85.18‰和52.39‰。虽然经济发展伴随着国民健康水平在总体提升,但主要疾病死亡率的上升和中老年人慢性病患病率的上升给“健康中国”战略的实施和国民健康水平的进一步提升带来不容忽视的威胁。

身心无疾病状态是个体健康的初级阶段,是人民对美好生活的基本诉求之一。个体健康状况是生理因素和社会因素共同作用的集合,目前学界对个体健康的研究不仅只在自然科学领域,社会科学领域也在探讨社会经济行为、环境、遗传因素及其交互作用对健康的影响[1-2]。根据各自选用的数据特征,学者们选择了相当灵活多变的变量来评估个体健康状况,大致可分为三类:自评健康[3]、生理健康(或身体健康)和心理健康[4]。对老龄健康的影响因素的研究大致可分为三类:第一类泛谈健康的影响因素[5-6],如将影响因素分为宏观和微观、经济属性和社会属性[1,7-8];讨论社会行为、环境、遗传及其交互作用对健康的影响[2];讨论年龄、性别、经济地位或经济来源和生活方式对健康的影响[9-10]。第二类讨论老龄健康与一些变量(如就业或退休选择、代际经济支持)相互关系中的内生性问题,如退休后有更多时间进行健康保养,但中老年人提前退休的一个重要原因通常是健康状况差[4,11];同子女居住的老人比独居老人的健康状况好,与此同时,健康状况越好的老人更有机会同子女居住[12]。第三类讨论一个或几个关键性变量对老龄健康的影响,如社会资本对农村中老年人的心理健康影响是正向的[13];群体性失业对健康的负面影响不仅是短期性的,还具有持续性[14];成年子女外出务工会对农村老年人健康产生不利的影响[15];多子会降低老年女性的健康福利[16];社会经济地位通过食物获取、体育锻炼、娱乐活动和生活幸福感对老年人健康产生积极影响[17-18]。

据世界卫生组织报告,健康有四大决定因素:一是内因,即父母的遗传因素,约占15%;二是外界环境因素,其中社会环境占10%,自然环境占7%,共占17%,即内因外因共占32%;三是医疗条件,占8%;四是个人生活方式的影响,占60%。遗传内因是与生俱来的,外界环境和医疗条件是个人无法凭一己之力改变的,所以追求健康的个人只能努力寻求有利于健康的生活方式。目前为止,关于个体健康的大部分研究也基本围绕个人可掌控和调节的影响因素,如婚姻、家庭、护理、养老、居住模式、收入、教育、营养摄入等来展开,重点探讨政府该如何引导人们选择有利于健康的生活方式[7]。但实际上,除了潜移默化地向国民倡导健康的生活方式外,中央政府和地方政府通过优化医疗资源配置、改善医疗环境和条件、提升基本医疗服务的综合水平来促进个体健康可能更为迫切。抛开个人生活方式等主观可控因素,让国民能够及时便利地获取保健就医的基本医疗卫生服务作为医疗条件的一个主要方面也对个体健康产生重要影响。尤其对于慢性病的诊治,比起高精尖的医疗设备,更需要持续、稳定、便利、高度可惠性的就医条件。遗憾的是,以往的研究较少涉及医疗条件对个体健康的影响,这对整体医疗服务仍处于结构性供给短缺状态的中国而言可以说是一个研究空白点。

中国医疗卫生服务水平伴随着改革开放总体上大幅提升,从最根本的医疗服务人力资本,即医师的数量来看,每千人口执业(助理)医师从1980年的1.17人上升到2016年的2.31人。但如果细分其内部的城乡和区域构成,2016年全国城市每千人口执业(助理)医师数是3.79人,而农村的这一数据是1.61人,东部、中部和西部地区城市的这一数据分别是4.10人、2.90人和4.30人,其中,东西部地区城市之间的差距不大,但与中部地区城市的差距较大,这也体现出近些年来,中国医疗资源配置向西部地区倾斜的政策产生了一定的效果。从东、中、西部地区的乡村数据来看,分别是1.80人、1.70人和1.30人,差距相比城市之间的差距要小一些,而且乡村地区的医师资源配置自东向西依次递减。总体而言,中国东中西部和城乡之间医疗资源配置不均衡的现状与促进基本公共服务均等化的长期目标相背离,虽然从患者的流动性角度看,区域性和城乡间的医疗资源配置并不是完全固化的,但这恰恰说明当医疗条件的不均衡影响到患者的就医选择时,更加剧了医疗服务领域的“倒金字塔”现象,东部地区大城市的三甲医院面对引流自全国各地的患者,其服务供给已严重不足。

医疗卫生服务属于健康决定因素里的外界环境和医疗条件,通常作为宏观层面的健康影响因素出现在文献中[8,19],现有文献在讨论微观层面因素对个体健康的影响时,尽管会考虑个人医疗卫生服务利用情况,但多数将关注点放在人口学特征、生活方式、社会经济地位、是否参加医保等个体特征和行为层面上[17]。基于此,本文尝试在研究个体健康水平的影响因素时引入一个新的视角,把区域医疗卫生服务差异视为一个重要因素,纳入到个体健康水平的影响因素函数中。研究的落脚点区别于现有文献的研究主线,不是个体如何通过改变生活习惯等来增进健康水平,而是探讨医疗资源配置的区域和城乡差异是否对个体健康产生重要影响。如何通过改变东中西部和城乡之间的医疗资源配置促进个体健康水平的提升,是解析中国医疗资源配置的不均衡不充分影响到人民群众对美好生活向往的一个被忽视的视角。

此外,本文在讨论个体健康的影响因素时对健康冲击因素也做了调整,现有文献常用的是主观变量(如健康自评变化)和慢性病变量[20-23],而本文选择了客观性更强的大病史和工伤史。鉴于本文是从医疗资源配置视角探讨资源配置差异对个体健康水平的影响,为了最大可能排除恶性肿瘤等危重病可能引发的跨地区、跨城乡利用医疗资源的情形,本文更关注基本公共医疗服务所作用的慢性病领域,对健康水平的衡量指标选用了客观性较强的确诊慢性病数。相比以往研究,本文尝试从一个新颖的视角,探讨地区和城乡的医疗资源配置和卫生服务水平差异对微观个体健康水平的影响,为了尽量降低个体主观因素对个人健康水平的影响,本文在进行计量估计时将个人可以把控的因素,主要是生活习惯和方式等作为控制变量,构建区域医疗条件和微观主体健康之间的关系,目的是探讨政府医疗资源配置的不均衡是否对个体健康水平构成显著影响,如何在医疗资源的供给侧调整不平衡的矛盾,缩小东中西部地区和城乡之间的公共卫生服务差异,尽可能为个体健康水平的进一步提升构建医疗环境、扫清条件障碍。

二、理论框架

本文沿用格罗斯曼(Grossman)[24]的分析,将健康视为耐用的资本存量,认为健康资本是用来生产健康的时间的。每一个人都有一个初始的健康资本存量,健康资本存量是年龄的减函数,是健康投资的增函数。包含医疗价格在内的许多因素决定了健康的影子价格。假定人的一生中,健康资本是加速折旧的,那么影子价格是年龄的增函数;假设受过更多教育的人拥有更高效生产健康的方法,那么影子价格是教育的减函数。健康的影子价格上升的同时,个人需求的健康资本存量是下降的,个体需求的医疗服务数是上升的。依据健康资本的边际效率等于从事健康投资的资本使用成本,个人在每个年龄点上决定最优的健康资本存量,健康和医疗需求与工资正相关。因为年龄和教育影响健康资本生产成本和健康资本边际效率,所以这些因素进入健康生产函数中。根据以上分析,所有影响健康资本生产成本和健康资本边际效率的因素都应该加入到健康生产函数中。

从医疗环境和条件来看,不同地区和城乡之间在医疗服务方面的差异会影响个人获取医疗卫生服务的时间长短、成本高低、便利程度等,医疗条件的优劣直接影响个体享受医疗卫生服务的可及性、便利性、充分性和均衡性,直接关系到健康资本生产成本的高低,同时考虑到个体从接受医疗卫生服务到实现健康资本的积累需要一段时间,为了体现时滞,可以认为上一期医疗条件会影响当期健康资本存量。

在健康生产函数中,个体特征,如年龄、收入、受教育程度、前一期的门诊住院情况、个人是否拥有医保等都会影响当期健康生产成本和健康边际效率。保持充足的睡眠时间有助于个体恢复体力,增加个体健康资本存量;工作、结婚、与家人共同生活、经常参与社会活动等规律的生活方式会降低个体生产健康资本的成本;而不抽烟、不酗酒等健康的生活习惯则会减缓个体健康资本的折旧速度。

综上所述,个体当期的健康资本存量的决定因素有初期的健康资本存量、上一期的医疗条件、个人特征和个人生活方式。因此,本文的微观个体健康影响因素模型的因变量囊括环境因素和医疗条件;家庭特征(家庭内部结构、居住模式、护理模式);个人为增进健康付出的时间和金钱(医疗卫生服务的利用)投入;年龄、收入、受教育水平、性别等人口学特征;个人生活方式(吸烟、饮酒、社交活动等);健康冲击(大病史和工伤史)。如此,微观视角下健康影响因素模型的函数形式是:个体当前健康=f(医疗条件,家庭特征,个人特征,生活方式,健康冲击)

三、数据、变量与计量模型

(一)数据

本文数据来自《中国卫生统计年鉴》和中国健康与养老追踪调查(CHARLS),该调查收集中国45岁及以上中老年人家庭和个人的微观数据,全国基线调查于2011年开展,覆盖28个省126个市约1万户家庭中的1.7万人。这些样本每两年追踪一次,最新数据已更新到2015年,还有额外发布的2014年生命历程调查数据。CHARLS数据是研究中国老龄化问题的重要微观数据,本文经筛选、剔除后,得到有效样本46 774个。

(二)变量

本文变量的选取过程如下,其描述性统计见表1。

1.因变量:个体健康水平

实证部分的因变量是个体健康水平,经过比对,本文选取了问卷中客观性最强的“是否有医生曾经告诉过您有以下这些慢性病”,汇总每位受访对象罹患9种慢性病[注]9种慢性病分别是:高血压;血脂异常;糖尿病或血糖升高;慢性肺部疾患如慢性支气管炎或肺气肿、肺心病(不包括肿瘤或癌);肝脏疾病(脂肪肝、肿瘤或癌除外);肾脏疾病(不包括肿瘤或癌);胃部疾病或消化系统疾病(不包括肿瘤或癌);关节炎或风湿病;哮喘。的个数作为主要变量。样本中33.09%的人没有慢性病,94.42%的人患了3种或更少的慢性病,患慢性病数最多的是8种,仅占0.01%的样本数,备受多种慢性病折磨的个体在本样本中是少数。

全样本人均患慢性病数是1.25种,45—65岁人群平均患1.15种慢性病,65—80岁人群平均患1.50种慢性病,而80岁以上老年人平均患1.33种慢性病,中年人的健康水平相比老年人更好;由于身患多种慢性病的人预期寿命会更短,高龄老年人的健康状况要比低龄老年人好。样本中女性平均患慢性病数是1.30种,男性平均患慢性病数是1.20种,这与女性慢性病患病率高于男性的现实相一致,《中国卫生统计年鉴》数据显示,2008年男性慢性病患病率是17.73%,女性是22.25%。

样本中城市人均患1.248种慢性病,农村人均患1.253种慢性病,个体健康状况的城乡差异较小,居住在城市的人群健康状况比居住在农村的人群略好。东中西部人均患慢性病数依次是1.07种、1.32种和1.43种,个体健康状况自东向西呈下降趋势。东中西部城市的人均患慢性病数分别是1.11种、1.34种和1.33种,中西部地区城市之间人均健康状况的差距不大,但明显比东部地区城市的人均健康水平低,从东中西部地区的乡村数据来看,分别是1.04种、1.30种和1.47种,差距相比城市之间的差距要大一些,自东向西,乡村地区人群的个体健康状况越来越差。

表1 变量的描述性统计

2.自变量:区域医疗条件

通观文献并考虑客观现实,医院床位数及医生人数通常被视为医疗资源供给水平的直接表现,因此也作为医疗服务条件的衡量指标[25-26]。但本文以慢性病患病率来衡量个体健康水平,慢性病诊疗固然是医疗服务内容之一,但由于其诊疗的长期性等特点对基本公共卫生服务资源的依赖性也很强,因此本文对医疗资源的指标选取不仅考量床位数和医卫人员数量,而且综合考虑各类基本医疗卫生资源。参考前人研究,本文将从人均床位数、人均医疗机构数、卫生执业人员数量以及质量四个方面来选择区域医疗条件指标,可供选取的具体指标有“每千人口医疗卫生机构床位数”“每万人口基层医疗卫生机构床位数”“每万人口基层医疗卫生机构数”“每万人口疾病预防控制中心”“每万人口专科疾病防治院”“每千人口卫生技术人员数”“每千人口护士数”“人均疾病预防控制中心卫生人数”“每千人口执业(助理)医师数”等。考虑到居民从利用当前的医疗卫生资源供给到自身健康状况的改变存在时滞,所以文中讨论的是上一期的医疗条件对本期个体健康水平的影响。

因为上述衡量医疗卫生条件的多个指标之间存在高度共线性,故计量时选取的指标既要不存在高度共线性,又可以综合刻画中国各类基本医疗卫生资源,由于文中以慢性病患病来衡量个体健康,对于慢性病的诊疗和管理来说,医生的作用可能大于医院数和床位的影响,所以自变量中“每千人口卫生技术人员数”是最重要的。全样本每千人口卫生技术人员数平均为5.56人,城市均值是8.69人,农村是3.46人,从城乡角度看,医疗卫生资源向城市的倾斜显而易见。同时,每千人口卫生技术人员数的东中西部数值分别是5.99人、5.56人和4.91人,医疗卫生资源配置的区域阶梯性下降趋势也很明显。进一步从综合区域与城乡视角看,东中西部地区城市的每千人口卫生技术人员数分别是9.03人、8.60人和8.19人,自东向西呈现缓慢下滑趋势。与之相应的,东中西部地区农村的这一数据分别是3.83人、3.21人和3.27人,中西部农村之间的医疗条件相差无几,但同东部农村相比差距较大。以上几组数据一方面印证了中国经济社会发展的不平衡矛盾暴露在医疗卫生服务供给领域,也表现为城乡差距和地区差距,这与医疗服务作为基本公共服务的重要内容要实现均等化的发展目标相悖;另一方面,医疗服务的“评卷人”是人民,是患者,医疗服务供给的差异将决定个人利用医疗卫生服务的时间与金钱成本、可及性与便利性等,影响个体健康水平,特别是以慢性病为衡量标准时的个体健康水平。

3.控制变量

遵循前文微观个体健康资本存量决定模型的设定,同时参考前人研究思路并考虑到数据可得性,本文选取的控制变量包括健康冲击、上一年患病情况、个人人口学特征、支付能力、生活方式和家庭特征。其中,健康冲击包含儿时大病史、成人大病史和工伤史;上一年患病情况包括是否门诊住院过、看病总花费和实际花费;个人人口学特征包括年龄、性别、受教育程度;支付能力指标包含收入、个人金融资产净值、工作状态、养老保险、基本医保、商业保险和其他医保情况;生活方式包含睡眠时间、社交参与情况、烟酒史;家庭特征包括家庭总人数、婚居状况、生活照料者等。

全样本中,59.74%的人居住在农村,38.05%的人居住在东部,37.45%的人居住在中部,24.50%的人居住在西部。健康冲击方面,8.94%的人小时候患过大病,29.23%的人成人后患过大病,8.41%的人受过工伤。上一年患病情况方面,12.08%的人上一年曾经住过院,20.29%的人上个月去过门诊,人均看病总花费是4 000.91元,实际花费2 453.01元。人口学特征方面,样本平均年龄60.01岁,48.64%是男性,26.15%的人是文盲,66.12%的人是小学及以下学历,20.98%的人是初中学历,12.90%的人是高中及以上学历。看病支付能力方面,人均收入是9 434.59元/年,人均净金融资产是8 323.51元,66.54%的人在工作,91.96%的人有基本医保,6.93%的人购买了商业保险,1.17%的人购买了其他医保,74.04%的人有养老保险。生活方式方面,人均睡眠时间是6.92小时/天,50.71%的人有参与各种社交活动,34.63%的人饮酒,28.02%的人现在没戒烟,42.57%的人曾有抽烟史。家庭特征方面,每个家庭平均3.19人,80.54%的人已婚并与配偶一起居住,69.24%的人在生活无法自理时有除配偶外的其他家庭成员照料。

(三)计量模型

P(Yi=yi|xi,vi)=e-uivi(uivi)yi/yi!,(yi=0,1,2,…,10)

(1)

但由于vi不可观测,故无法对式(1)进行估计。因此,记vi的概率密度函数为g(vi),则可以将vi积分掉,以计算yi的边缘密度:

g(vi)dvi

(2)

由于vi>0,通常假设vi～Gamma(1/α,α),其中α>0。E(vi)=0,Var(vi)=α。将Gamma(1/α,α)的概率密度函数代入方程P(Yi=yi|xi)中,可得到负二项分布的概率密度,由此可以写出样本数据的似然函数,然后进行估计。

因为本文因变量33.09%的取值是0,所以应该考虑使用“零膨胀负二项回归”。理论上决策可能分两步进行,首先决定“取零”或“取正整数”。为此,假定yi服从以下分布:

(3)

四、结果分析

由于样本数据是追踪调查,合并多年数据虽然可以增大样本量,但会造成样本的重叠,实际上78.73%的人参与了三年的调查访问,71.52%的人参与了2011年和2013年的调查,79.32%的人参与了2013年和2015年的调查。因为使用面板数据可能影响样本的分布,所以本文实证部分使用的是截面数据,首先对全样本按年份分别进行回归,然后按城乡划分样本并对子样本各年进行回归,接着按东中西部划分样本并各自回归每年数据,最后将城乡样本按东中西部划分后对各年进行回归。

(一)医疗条件对中老年人个体健康水平的影响

对2011年样本进行零膨胀负二项回归,得到结果拒绝“零膨胀负二项回归”的原假设,故使用标准负二项回归。经检验,在5%的显著性水平上拒绝“α=0”的原假设,故应使用负二项回归而不是泊松回归。对2013年和2015年数据回归,结果应该使用标准负二项回归。由于回归系数只有正负号有意义,而平均边际效应正负号同系数一致,其数值还有经济学含义,故表2—4显示的是平均边际效应。

表2显示了2011年的回归结果。一方面,以基层床位和疾病防控中心为表征的医疗条件改善并没有对中老年人个体的健康水平产生积极影响,这似乎与所谓的常识相悖,但恰恰从另一侧面暴露出我国医疗卫生体制的深层次问题。依照我国医疗改革的初衷,加大社区、基本卫生服务机构在初级诊疗中的比例,缓解病患过度涌入“三甲”医院而带来看病难的问题是一条主线,其中慢性病的诊疗就符合社区化基础化的诊疗特征。遗憾的是,就医慕名的消费习惯在中国似乎根深蒂固,即便是基层医疗卫生机构能够提供相应的诊疗服务,更多的患者仍然选择涌向大医院,而且目前中国还是以治疗为核心的医疗卫生服务体系,患者对疾病防控等预防领域的信任感并未很好地建立起来,由此产生这一看似有悖的结果。另一方面,本文的因变量是经医生确诊的慢性病患病情况,基层医疗条件的改善会使有病未医人群的医疗可及性增加,这部分人群及时去医院确诊并医治的可能性会上升,进而出现基层医疗条件改善会使确诊罹患慢性病人数增多的情况,这可以看作是信息不对称水平有所改进的结果。

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

以医卫人员为表征的医疗条件是本文关注的关键自变量,2011年东部城市地区每千人口卫生技术人数增加1人,中老年人个体患慢性病数平均减少1.77%;但东部农村地区该数据是增加2.78%。中部城市地区每千人口卫生技术人数增加1人,中老年人个体患慢性病数平均减少3.94%;中部农村地区该数据是减少2.14%。西部城市地区每千人口卫生技术人数增加1人,中老年人个体患慢性病数平均减少0.03%;但西部农村地区该数据是增加11.81%。

就城市地区而言,以医卫人员数的上升为表征的医疗条件改善会显著提升中老年人个体健康水平,而且中部地区医疗条件改善对中老年人个体健康水平提升的作用最大,东部地区次之。但是对于农村地区,仅有中部地区医疗条件的改善会显著提升中老年人个体健康水平,东部和西部地区这一医疗条件的改善反而会恶化中老年人个体健康水平。这一结果表明,一方面,东部农村地区的医卫人员与床位资源配置对缓解中老年人慢性病患病率已经达到饱和点,仅就提升由慢性病所表征的个体健康水平而言,东部农村地区无需再着力增加医疗资源投入,否则可能导致供给无效,从降低慢性病对中老年人个体健康水平影响的角度来看,东部农村地区更需活化资源,重在预防与保健。另一方面,《2009—2011年深化医药卫生体制改革实施方案》作为中国医改的一项阶段性改革内容,可能加速医疗资源的软硬件投入,特别是对西部地区的倾斜性投入,但这些投入并不能在短时间内转化成医疗效果,西部农村地区医疗条件改善并没有对中老年人的健康水平产生显著积极的影响或许与此有一定关系。

表3列出了2013年的回归结果,同2011年的结果类似。就城市地区而言,以每千人口卫生技术人数为表征的医疗条件改善会显著提升中老年人个体健康水平,而且提升的程度自东向西依次递减。但是对于农村地区,仅有东部地区医疗条件的改善会显著提升中老年人个体健康水平,中西部地区医疗条件的改善会恶化中老年人个体健康水平。其原因大体如前文所述,与医疗卫生资源供给的有效性,即是否真正是现实所需,还是为了加大而投入,以及小病大治,从农村走向城市,从中西部走向东部的医疗服务需求倾斜有不小的关联。

表4显示的2015年医疗条件改善对中老年人个体健康水平的影响回归结果与2013年和2011年类似,而且中西部地区城市的医疗条件改善在前述两年呈现的对中老年健康水平的积极影响也消失殆尽,这与居民的医疗卫生服务需求习惯还没有发生根本性改变,但这两年对中西部地区的医疗资源供给却大幅提升有较大关系,导致供需不匹配的矛盾进一步凸显。这提示政策制定者,在以提升居民健康水平为政策目标的情形下,可能影响医疗服务供给要素配置的政策要更具针对性,否则可能带来资源配置冗余而不利于政策目标的实现。

表2—4的回归结果显示控制变量的系数和平均边际效应都是显著的,健康冲击、患病情况对中老年人个体健康水平的影响显著为负,也就是说,俗称的身体素质对个人健康水平的影响不容忽视。有家庭成员照料的中老年人健康水平明显高于无照料者的人群,受教育程度、睡眠时间和不抽烟对中老年人个体健康水平的影响显著为正,良好的生活习惯的确有益健康。令人费解的是,饮酒反而会提升中老年人个体健康水平,这点有悖通常认知,其可能的一个原因是,不同个体之间的生活方式本身存在一定差异,就个体健康而言,所谓良好的生活习惯不一定遵循一致的标准。

表3 2013年样本回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

表4 2015年样本回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

(二)地区间医疗条件差异对中老年人个体健康水平的影响

由上文的回归结果可知,三年间东部城市地区以医卫人员为表征的医疗条件对个体健康水平的影响一直显著。考虑东部地区医疗条件,无论是整体情况还是分城乡的情况,无论是医卫人员资源还是床位资源抑或是医院等,均明显优于中部和西部相应的医疗条件,城市地区医疗条件也明显优于农村地区。故本节讨论城乡医疗条件差异时,将参考系视为城市的医疗条件;讨论东中西部地区之间的医疗条件差异时,将参考系视为东部地区的医疗条件;讨论分城乡样本的东中西部地区之间的医疗条件差异对个体健康水平的影响时,将参考系视为东部地区城市和农村的医疗条件。

本文讨论城乡医疗条件差异对中老年人个体健康水平的影响时,参考任重[27]83的处理方法,将各省农村地区的每千人口卫生技术人数除以相应城市地区的每千人口卫生技术人数作为城乡医疗条件差异变量,回归结果如表5。以城乡医卫人员比为表征的城乡医疗条件差异减小1%时,2011年城乡中老年人个体患慢性病数分别会减少0.41%和0.39%,2015年城乡该数值分别会减少0.44%和0.33%,可见缩小城乡医疗条件差异会显著提升中老年人个体健康水平。控制变量中健康冲击、患病情况、个人特征、生活习惯和家庭特征对中老年人个体健康水平的影响都是显著的,进一步证实身体素质、良好的生活习惯和家庭支持对个人健康水平的影响不容忽视。

东中西部地区之间的医疗条件差异指标由分城乡的各省每千人口卫生技术人数除以统计年鉴上对应城乡的东部地区的同一指标计算得到,回归结果如表5。以东部地区医卫人员均值为基准的东中西部医疗条件差距缩小时,三年数据回归结果均显示东部地区中老年个体健康水平会显著下降。可见对于东部地区而言,以医卫人员为表征的医疗条件改善会提升东部地区中老年人的个体健康水平。2015年回归结果表明,东西部地区之间的医疗条件差距缩小1%,西部地区中老年人个体患慢性病数会减少0.12%;东中部地区之间的医疗条件差距缩小1%,中部地区该数据会减少0.15%。以东部地区的医疗条件状况为参照,缩小中西部地区同东部地区之间的医疗条件差距会显著提升中、西部地区中老年人的个体健康水平。控制变量中健康冲击、患病情况、睡眠时间和家庭特征对中老年人个体健康水平的影响都是显著的。

综上,考虑城乡医疗条件差异、东中西部地区之间医疗条件差异对中老年人个体健康水平影响的计量回归表明,当前中国医疗资源配置的城乡和区域差异的确会导致医疗条件差距,带来苦乐不均的结果,如果能够缩小城乡的医疗条件差距,确实会总体上提升中老年人个体健康水平,而且缩小中西部地区同东部地区之间的医疗条件差异的确会促进中西部地区中老年人个体健康水平提升。

表5 城乡医疗条件差异和东中西部地区之间医疗条件差异回归结果

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。

五、结论与政策建议

本文将对个体健康的影响研究由更多地关注个体主观条件扩展到地区医疗条件这一客观环境变量,将各省份城乡的“每千人口卫生技术人员数”作为衡量医疗条件的最主要变量,同时加入“每万人口基层医疗卫生机构床位数”“每万人口疾病预防控制中心”等指标作为各类基本医疗卫生资源的综合衡量指标,利用CHARLS数据,探讨了城乡和地区的医疗资源配置差异对中老年人个体健康水平的影响。为了全面反映但又突出医疗条件变量对个体健康的影响,本文在控制变量中加入了个人主观可控且会影响个体健康的因素,结论如下:

第一,医疗条件是显著影响中老年人个体健康水平的重要因素。每千人拥有床位、基层医疗卫生机构床位、疾病预防控制中心、专科疾病防治院等物力投入方面的基本医疗卫生资源配置要素对中老年人个体健康水平的影响在2011年和2015年显著为负,这既是医患双方信息不对称情况有所改进的结果,更暴露出当前中国基层医疗资源供给虽然增加但供给结构与当前医疗服务需求结构之间仍然存在矛盾。由于患者倾向于优质医疗资源的就医习惯,社区、基本卫生服务机构并未真正起到“守夜人”“守门人”作用。

第二,各地区分城乡的人力资本投入方面的医疗条件对中老年人个体健康水平的影响具有差异性。三年中,东部城市地区以医卫人员为表征的医疗条件改善会对中老年人个体健康产生积极影响,但对于西部农村地区该影响是消极的,对于中部地区城乡和西部城市地区而言,该影响都经历了由积极转为消极的过程。这可能说明,当前对中西部地区的医疗资源供给数量上的提升反而突出了供给内部结构同居民的医疗卫生服务需求结构之间不匹配的矛盾。医疗资源供给亟待在结构上和质量上满足医疗服务需求,同居民的就医习惯相匹配,否则可能会造成基层医疗资源过度供给的低效问题。

第三,城乡与地区之间的医疗条件差距对个体健康水平的确有显著影响。缩小城乡之间的医疗条件差距会从整体上促进个体健康水平的提升;缩小中西部地区同东部地区之间的医疗条件差距会促进中西部地区个体健康水平的提升。

基于上述研究结论,本文得到以下政策启示:

首先,中国医疗卫生资源配置的供给侧改革应着力解决城乡与地区之间的结构性供给短缺问题,特别是与慢性病防控等相关的基本医疗服务的改善更需医疗条件的均等化来支撑。当前中国公共卫生服务资源的整体供给不充足,但更需破解的是,如何尽可能缩小城乡和地区之间的医疗资源配置差距。加大医疗资源配置向中西部地区和乡村的倾斜力度,特别是加大卫生技术人员向中西部,尤其是乡村的倾斜性配置,以尽可能填平医卫人员“洼地”差距为目标,增加订单式培养,在薪酬待遇、职业上升通道等医卫人员看重的激励层面,加大对中西部和农村地区医卫人员的激励力度。实证研究表明,相比于医卫人员,中西部地区,尤其是乡村要从床位数等硬件方面实现医疗条件的追赶相对容易。缩小各地区之间和城乡之间的医疗条件差异更应着眼于软性资源和服务,包括慢性病防控意识和知识的宣传普及等,这些都需要充足的医护人员等人力资本来完成。

其次,加大医疗资源配置除了要增量改革,也需要活化资源,加大地区之间、城乡之间医疗资源的转移性配置。针对医卫人员等人力资源,可以实行多样化的流动配置方式,让东部整体上医疗资源已显充足的地区的医卫人员以对口支援、医师多点执业等方式充实强化中西部地区,尤其是相应地区农村的基层医疗卫生服务能力。当前医联体建设旨在城市主要组建医疗集团,在县域主要组建医疗共同体,跨区域组建专科联盟,在医疗资源不足的边远贫困地区发展远程医疗协作网,为医疗+互联网等新兴服务业态创造更加公平宽松的市场环境,在有条件的地区促进各级医院检查检验设备等硬件资源的共享化,加大居民健康卡、检查检验报告等医疗信息资源的跨地域、跨机构流通共享,促进分级诊疗制度的扎实化推进,将慢性病的防控治疗等尽量下沉到社区医院,以提升医疗资源整体的配置效率。

最后,医疗卫生资源还可以同养老服务资源实现有序共享,建立覆盖东中西部地区和城乡、规模适宜、功能合理、综合连续的医养结合服务网络。从老年人群以及慢性疾病患者入手,以需求为导向做实家庭医生签约服务,让家庭医生真正成为居民健康的“守门人”。激励基层医疗卫生机构为居家老年人提供上门服务,养老机构为入住老年人提供基本的医疗卫生服务,通过医疗养老联合体等方式,为老年人提供连续性的健康管理服务和医疗服务。在落实老年医疗服务优待政策方面,提高基层医疗卫生机构康复、护理床位的占比,以降低老年人慢性病的患病率和死亡率,助力“健康老龄化”战略的实施。