我国流动老年人公共卫生服务利用及健康公平性研究

闵淑慧，胡依，成晓芬，郭芮绮，李贝*

第七次全国人口普查数据显示，我国各类流动人口数量高达3.76 亿［1］。随着人口流动规模的持续扩大和老龄化进程的加速，流动老年人规模和比重不断增长。这一庞大人群的健康状况不仅给流入地城市管理和公共卫生带来重大挑战，也是城市统筹推进基本公共服务均等化需要重点解决的问题［2］。《“十四五”新型城镇化实施方案》提出要完善城镇基本公共卫生服务提供机制，推动城镇基本公共服务覆盖未落户常住人口［3］。同时，《“健康中国2030”规划纲要》和《国家积极应对人口老龄化中长期规划》等一系列文件指出，要建立和完善包括健康教育、预防保健等在内的老年健康服务体系［4-5］。流动老年人在“年龄”和“流动”双重弱势叠加下具有健康脆弱性风险，并且囿于自身素质，存在公共卫生服务利用率不高的问题［6］。具有预防性质的公共卫生服务可以有效减轻老年人医疗和养老照料负担［7］。但目前，针对流动老年人公共卫生服务的研究多集中在服务利用现状及影响因素分析方面，针对老年流动人口内部卫生服务利用和健康公平性的研究相对较少。本研究利用2018 年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据（China Migrants Dynamic Survey 2018，CMDS 2018），分析我国流动老年人内部公共卫生服务利用和健康公平性，分解并探讨其不公平的决定因素，以期为减少与收入相关的不平等提供建议。

1 资料与方法

1.1 资料来源 本研究开展时间为2022 年4 月，资料来源于CMDS 2018。CMDS 2018 采用概率比例规模抽样方法在我国31 个省（自治区、直辖市）和新疆生产建设兵团城市地区进行抽样，以在本地居住≥1 个月、非本区（县、市）户籍类型、年龄≥15 周岁的流入人口为调查对象，调查样本15.2 万，涉及流动人口及其家庭成员约48 万人。本研究筛选数据库中年龄≥60 周岁且无研究变量缺失的5 840 例流动老年人为研究对象。

1.2 研究方法

1.2.1 变量选取 本研究选取的被解释变量为：公共卫生服务利用情况、健康状况。（1）公共卫生服务利用包括健康教育、居民健康档案、家庭医生3 个维度。其中，健康教育以“过去一年，您在现居住社区/单位是否接受过以下方面的健康教育？”测量，一项都没接受过赋值为0，接受过1 项及以上赋值为1；健康档案以“您是否在本地建立了居民健康档案？”测量，已经建立健康档案赋值为1，其他情况赋值为0；家庭医生以“您跟本地家庭医生签约过吗？”测量，已与家庭医生签约过赋值为1，其他情况赋值为0。（2）健康状况方面，以自评健康反映流动老年人的主观健康，以近1 年患病情况反映流动老年人的客观健康。其中，主观健康以“您的健康状况如何？”测量，将健康或基本健康赋值为1，其余选项（不健康但能自理、不能自理）赋值为0；客观健康以“最近一年，您本人是否患病（负伤）或有身体不适的情况？”测量，是赋值为1，否赋值为0。选取的解释变量包括：社会人口学变量（性别、年龄、婚姻状况、户籍类型、家庭规模）、社会经济学变量（家庭人均月收入、文化程度、医保情况）、流动特征变量（流动范围、流动时长、流动原因）。将调查对象家庭人均月收入从低到高按百分位数分为五组，以分析不同收入人群的公共卫生服务利用和健康状况的公平性。

1.2.2 公共卫生服务利用和健康公平性分析

1.2.2.1 集中指数（CI） CI 被广泛应用于衡量卫生领域与收入相关不平等问题［8-9］。计算公式为：CI=2cov（yi，Ri）/μ。其中，yi是反映公共卫生服务和健康的结果变量，μ表示人群中该变量的平均水平，Ri表示样本i 在收入分布中的分数秩次。CI 的取值范围为（-1，1），CI＞0 表明结果变量存在亲富人的不平等，CI＜0 表明结果变量存在亲穷人的不平等。CI 绝对值越大，表明结果变量分布对收入水平越敏感，不公平程度越大［7］。

由于本研究的结果变量均为二分类变量，故使用修正集中指数（Erreygers concentration index，EI）来评价流动老年人公共卫生服务利用和健康公平性［10-11］。计算公式为：

其中，ymax、ymin分别为公共卫生服务和健康变量的最大值和最小值，CI（y）为y 的CI。

1.2.2.2 CI 分解 CI 分解法可以将公共卫生服务利用和健康的CI分解为各影响因素对结果变量不平等的贡献，其中每个因素的贡献由结果变量对该因素的弹性和与收入相关的该因素的不平等程度相乘得到［12］。分解可以进一步探究各影响因素对被解释变量不平等的影响，CI分解基于一般回归分析，计算公式如下：

其中，C 是被解释变量的CI，μ是公共卫生服务利用情况和健康状况（y）的均值，βk表示Logit 回归的系数，表示第k 个变量的均值，Ck是第k 个变量的CI，GCε 是残差项的广义CI。然而当结局指标为二分类变量时，EI 的分解则是在CI 分解的基础上乘以4μ。即：

1.3 统计学方法 采用SPSS 25.0、Stata 16.0 统计软件和Excel 2019 软件进行数据筛选清洗、统计分析及数据整理制表。计数资料以相对数表示，组间比较采用χ2检验和趋势性χ2检验；计量资料以（±s）表示；采用CI 评价流动老年人的公共卫生服务利用和健康状况公平性，采用Logit 模型对EI 进行分解，分析公共卫生服务利用和健康不公平的主要贡献因素。以P＜0.05 为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 流动老年人的基本特征 5 840 例流动老年人中，男3 364 例（57.60%）；平均年龄为（65.5±5.2）岁；在婚4 924 例（84.32%）；农业户籍3 521 例（60.29%）；家庭规模以≤2 人居多〔3 492（59.79%）〕；中位家庭人均月收入为1 750 元，家庭人均月收入≥3 000 元者1 430 例（24.49%），＜1 000 元者1 128 例（19.32%）；文化程度为小学及以下者2 683 例（45.94%）；有医疗保险者5 491 例（94.02%）。在流动特征方面，跨省流动2 646例（45.31%），流动时长≤5年2 512例（43.01%），流动原因主要为务工/经商〔2 111（36.15%）〕和家属随迁〔2 173（37.21%）〕，见表1。

2.2 流动老年人的公共卫生服务利用及健康状况 在公共卫生服务利用方面，接受过健康教育者4 212 例（72.12%），已建立居民健康档案者1 810 例（30.99%），已签约家庭医生者983 例（16.83%）。在健康状况方面，自评健康者4 806 例（82.29%），近1 年患病者1 695例（29.02%）。不同特征流动老年人的公共卫生服务利用和健康状况比较，见表1。

趋势性χ2检验结果显示：（1）流动范围越小，老年人接受健康教育、建立健康档案、签约家庭医生的比例越高（值分别为0.077、0.125、0.119，P＜0.001）；流动时长越长，老年人建立健康档案和签约家庭医生的比例越高（值分别为0.095、0.059，P＜0.001）；家庭规模越大，老年人建立健康档案和签约家庭医生的比例越低（值分别为-0.091、-0.070，P＜0.001）。（2）年龄越高，老年人的自评健康状况越差（=-0.149，P＜0.001）；文化程度越高、家庭人均月收入越高，老年人的自评健康状况越好（值分别为0.168、0.234，P＜0.001）。老年人流动范围越小，老年人自评健康状况越差（=-0.092，P＜0.01），近1 年 患 病 率 越 高（=0.079，P＜0.05）；随着流动时长的增长，老年人自评健康状况越差 （=-0.081，P＜0.01）， 近1 年 患 病 率 越 高 （=0.079，P＜0.01），见表1。

表1 不同特征流动老年人的公共卫生服务利用和健康状况比较〔n（%）〕Table 1 Utilization of public health services and self-rated health status in elderly migrants by basic characteristics

（续表1）

2.3 流动老年人公共卫生服务利用和健康公平性分析结果 （1）在公共卫生服务利用方面，流动老年人接受健康教育服务的EI 为0.021（P＞0.05），表明健康教育服务利用情况比较公平，各收入分组的流动老年人接受健康教育服务情况相近。建立健康档案（EI=-0.054，P＜0.05）和签约家庭医生（EI=-0.057，P＜0.05）的EI均为负值，表明健康档案和家庭医生两项公共卫生服务均倾向于低收入流动老年人群。（2）在健康状况方面，流动老年人的自评健康EI 为0.199（P＜0.05），说明自评健康良好集中于高收入流动老年人群，近1 年患病情况的EI 为负数（EI=-0.123，P＜0.05），表示患病集中于低收入流动老年人群。

2.4 流动老年人公共卫生服务利用和健康公平性EI 分解 由于流动老年人在接受健康教育项目上不存在不公平性，因此无须分解。家庭人均月收入的EI 为0.062，说明收入在老年流动人口的分布不平等，家庭人均月收入对建立健康档案的贡献度最高，解释了流动老年人建立健康档案不公平性的74.354%，其次是流动范围（贡献率为43.474%），其中市内跨县和省内跨市分别解释健康档案服务不公平的23.936%和19.538%；户籍类型和自评健康分别解释22.173%和20.756%。在签约家庭医生服务分解上，同样也是家庭人均月收入对家庭医生服务贡献率最高（53.383%），其次为流动范围（32.063%）、户籍类型（28.060%）（表2）。

对健康状况公平性分解发现：在自评健康方面，贡献率最高的是家庭人均月收入（59.561%），其对健康的弹性系数为正，说明家庭人均月收入对健康的作用是正向的。户籍类型对流动老年人自评健康不公平的解释为36.347%，性别、年龄、文化程度、医保情况、流动时长及公共卫生服务的使用均对流动老年人的自评健康不平等的解释起了一定作用。家庭规模人数较多、流动年数及流动原因为家属随迁和异地养老的贡献率为负数，表明均能降低自评健康不公平程度。在近1 年患病情况方面，家庭人均月收入依旧对近1 年患病的不公平贡献最大（66.641%），其次为省内流动（14.153%）和因家属随迁流动（10.970%）。在流动的相关变量中，弹性系数均为正数，说明流动会促进老年人患病，高龄老年人、流动年数＜15 年、异地养老会降低流动老年人患病不公平性，其余变量均增加患病不公平性（表2）。

表2 流动老年人公共卫生服务利用及健康状况公平性的修正集中指数分解Table 2 Public health service utilization and decomposition of Erreygers-corrected concentration index of health equity in elderly migrants

3 讨论

3.1 流动老年人公共卫生服务利用情况 流动老年人健康教育接受率为72.12%，与青年流动人口健康教育参与比例相近［13］，且高于2017 年中国老年流动人口的健康教育接受率（59.56%）［14］。健康教育EI 差异无统计学意义，表明健康教育服务在不同年龄和不同收入人群之间无差异，提示在开展基本公共卫生服务的过程中，健康教育项目均等化程度较高。建立健康档案的流动老年人占30.99%，签约家庭医生的流动老年人占16.83%，流动老年人获取这两项公共卫生服务的情况较差，与城乡居民基本公共卫生服务利用情况还有较大差距［15-16］。一方面，我国于2016 年开始建立和实施家庭医生签约服务制度，可能是由于基本公共卫生服务项目推进过程中覆盖面还存在一定缺口，流动老年人对公共卫生服务的知晓率较低，基层医疗卫生机构对流动老年人的信息数据掌握不足，导致流动老年人建立健康档案和签约家庭医生服务参与度不高［17-18］；另一方面，可能是因为60～69 岁年龄段的流动老年人比例较大，其健康状况较为良好，对于公共卫生服务的需求还不够明显，导致利用率不高。家庭规模越大的个体对公共卫生服务的利用度越低，这与既往研究结果一致［19］。值得注意的是，不同流动特征的流动老年人在获取公共卫生服务方面也存在不同，相较于跨省流动的老年人，省内跨市和市内跨县的流动老年人公共卫生服务利用率更高。近距离的市内跨县流动背景下，流入地自然环境和人文社会环境都与流出地较为相近，流动老年人对其适应性强有利于流动老年人的社会融入，老人的信息利用渠道较为通畅，进而其利用基本公共卫生服务的可能性相对较高［17］。流动时间越长老年人的公共卫生服务利用率越高，这与宋月萍等［20］的研究结果一致。原因可能为随着在地居住时间的增长，流动老年人对所在地的基层医疗卫生机构及服务更加了解，也更容易被纳入服务范围。

3.2 流动老年人的健康状况 82.29%流动老年人认为其自身比较健康，这可能与纳入人群中中/低龄老年人占比较大有关，但近一半流动老年人在一年内有过患病情况，其客观健康状况表现与主观健康存在一定偏差，可能是流动老年人的健康素养较低，故对其自身健康状况存在较高的预估［21］。随着年龄增高，其自评健康结果较差，患病率也增高，退行性疾病成为流动老年人潜在健康风险［22］。在流动特征方面，相较于跨省流动，省内流动的老年人自评健康状况更差，患病的可能性更高，反映出老年流动群体存在“健康选择效应”，即健康状况不佳的老年人较少选择流动或大范围流动。其次，流动时长越长，老年人自评健康越差，患病率越高，健康状况可能受到迁移的一系列影响，具有“三文鱼偏误效应”。流动原因为务工/经商的老年人主/客观健康状况均优于家属随迁和异地养老者。有研究指出，家属随迁属于被动异地养老［23］，其年龄相较于务工/经商的老年人可能更高，因此可能报告更多的消极健康状况。

3.3 流动老年人公共卫生服务利用和健康公平性及分解 在公共卫生服务利用方面，健康档案和家庭医生存在倾贫性的不公平。健康档案和家庭医生服务的开展均有利于低收入人群，这可能是由于收入较高的流动老年人倾向选择到大型综合医院就诊，基层医疗卫生机构非其首选就诊机构。流动老年人建立健康档案的EI为-0.054，与张慧等［24］对山东省居民基本公共卫生服务均等化的研究结果一致。收入水平低的流动老年人受益于健康档案服务项目的程度高于收入水平高的老年流动人口，说明该项目促进了公共卫生服务机会均等，体现了基本公共服务保障流动人口的基本权利。分解结果显示，家庭人均月收入对健康档案亲贫不公平的贡献率最高，其次为省内流动、非农业户籍、自评健康良好、流动时间长、女性和较高年龄，上述因素均会造成流动老年人健康档案服务利用的不公平。同样，家庭人均月收入、非农业户籍和省内流动对流动老年人签约家庭医生服务的不公平贡献较大。除经济地位影响外，流动特征对老年人是否利用公共卫生服务有较大影响。

在健康方面，流动老年人自评健康EI 为正数，患病情况的EI 为负数，说明无论是主观健康还是客观健康，均存在与收入相关的健康不平等。自评健康存在倾富性不公平，客观健康存在倾贫性不公平，家庭人均月收入是影响流动老年人健康不平等的最重要因素，这与既往研究结果一致［25-26］。因此，应采取有效措施缩小贫富差距，为经济水平较低的流动老年人提供资金支持。非农业户籍和教育程度高会扩大自评健康倾富的不公平，再次印证了不同的社会经济地位对流动老年人健康的影响。分解结果显示，流动范围对其健康状况不公

平有一定贡献，省内流动会增加健康不公平。健康教育对自评健康的弹性系数为正，对近1 年患病情况的弹性系数为负，表示健康教育对流动老年人的主/客观健康均有正向推动作用。几乎所有的流动特征（除流动时长＞15 年）对老年人的健康状况有消极影响，可见迁移是老年人健康风险之一。因此，有关部门应加强对流动老年人的数据统计，社区及基层医疗卫生机构应及时掌握流动老年人的相关信息，广泛开展针对该人群的公共卫生服务，使其充分且公平地享有国家基本公共服务均等化成果。更应重点关注低收入及农村户籍的老年流动人群，减轻其生活压力，改善其健康不公平问题。

综上所述，流动老年人的健康教育接受率较好，并且在不同经济地位的老年流动人口中无明显差异；健康档案和家庭医生服务利用水平不高，并存在倾向于低收入流动老年人的现象，家庭人均月收入是其公共卫生服务利用不公平的主要来源，流动特征对老年人公共卫生服务利用存在影响。流动老年人主观健康较好，存在倾富性不公平，但其客观健康不容乐观，存在倾贫性不公平，良好的主客观健康状况均倾向于经济地位高的流动老年人。收入是健康不公平的主要来源。相关部门应对流动老年人做好公共卫生服务相关宣传工作，重点关注经济地位较低的老年流动人口。

本研究存在的局限性：（1）未对研究对象医疗保险类型进行细分，故未能验证不同医疗保险对流动老年人公共卫生服务和健康公平性的影响；（2）使用横断面调查数据对EI 进行分解分析，无法基于因果关系探讨研究结果；（3）收入情况和自评健康为调查对象自我报告，与其真实收入和健康状况可能存在一定偏倚。

作者贡献：闵淑慧、李贝负责研究的构思与设计、可行性分析；闵淑慧负责数据整理及统计学分析，进行论文撰写与修订；胡依参与数据分析及整理；胡依、成晓芬、郭芮绮负责论文修改及润色；李贝负责文章的质量控制，对文章整体负责，监督管理。

本文无利益冲突。