江西省農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用的動(dòng)態(tài)變化

鄒嬌嬌，袁兆康，張連軍

新型農(nóng)村合作醫(yī)療(新農(nóng)合)是指由政府組織、引導(dǎo)、支持，農(nóng)村居民自愿參加，個(gè)人、集體和政府多方籌資，以大病統(tǒng)籌為主的農(nóng)村居民醫(yī)療互助共濟(jì)制度?；I集資金的渠道包括個(gè)人繳費(fèi)、集體扶持和政府資助[1]。2003年開(kāi)始實(shí)施時(shí)，政府補(bǔ)助金為每人每年20元，農(nóng)村居民個(gè)人繳費(fèi)金為每人每年10元，總籌資金額為每人每年30元；之后籌資金額隨著新農(nóng)合的實(shí)施逐年增加，2006年總籌資金額提高到60元，2008年提高到100元，2010年提高到150元，到2012年達(dá)到300元，2013年進(jìn)一步提高到360元[2-3]。隨著籌資金額的增加，新農(nóng)合的政策逐漸完善，農(nóng)村居民從中受益程度隨之上升，看病難、看病貴的問(wèn)題初步解決，釋放了農(nóng)村居民的醫(yī)療服務(wù)需求，提高了農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務(wù)的利用水平[4-5]。為了解新農(nóng)合實(shí)施后對(duì)江西省農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療服務(wù)利用影響的動(dòng)態(tài)變化，本研究利用自2003年開(kāi)始開(kāi)展的新農(nóng)合基線調(diào)查及隨后的4次追蹤調(diào)查資料，將數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)[6-7]處理后分析農(nóng)村居民患病率、就診率、應(yīng)就診未就診率、年住院率、提前出院率及應(yīng)住院未住院率的動(dòng)態(tài)變化及其影響因素，為評(píng)價(jià)新農(nóng)合的實(shí)施效果及進(jìn)一步改進(jìn)工作提供依據(jù)。

1 資料與方法

1.1 一般資料 采用多階段分層隨機(jī)抽樣，于2003—2004年(基線)及2006年、2008年、2010年和2012年對(duì)江西省蘆溪縣、婺源縣和修水縣進(jìn)行基線調(diào)查和4次追蹤調(diào)查，每個(gè)縣分別抽取3個(gè)鄉(xiāng)，每個(gè)鄉(xiāng)又分別抽取3個(gè)行政村(共27個(gè)行政村)，每個(gè)行政村隨機(jī)抽取70戶居民作為調(diào)查對(duì)象。本調(diào)查經(jīng)南昌大學(xué)倫理審查委員會(huì)批準(zhǔn)。

1.3 復(fù)雜抽樣中個(gè)體權(quán)重的估計(jì)

1.3.1 個(gè)體基礎(chǔ)權(quán)重的計(jì)算 對(duì)于三階段分層隨機(jī)抽樣，W基礎(chǔ)=W1×W2|1×W3|2，1，W1為第一階段抽樣單位的抽樣權(quán)重，W2|1為第二階段抽樣單位的抽樣權(quán)重，W3|2，1為第三階段抽樣單位的抽樣權(quán)重[6]。觀察個(gè)體i的抽樣權(quán)重Wi為該個(gè)體抽樣概率Pi的倒數(shù)，即Wi=1/Pi。

1.4 調(diào)查指標(biāo)

1.4.1 門診服務(wù)利用指標(biāo) 調(diào)查研究對(duì)象在調(diào)查時(shí)過(guò)去14 d的患病率、就診率、應(yīng)就診未就診率?；疾÷?%)=兩周患病人數(shù)/調(diào)查人數(shù)×100%，就診率(%)=兩周就診人數(shù)/調(diào)查人數(shù)×100%，應(yīng)就診未就診率=兩周患病未就診人數(shù)/兩周患病人數(shù)×100%。

1.4.2 住院服務(wù)利用指標(biāo) 調(diào)查研究對(duì)象在調(diào)查時(shí)過(guò)去1年的住院率、提前出院率、應(yīng)住院未住院率。住院率(%)=住院人數(shù)/調(diào)查人數(shù)×100%，提前出院率(%)=提前出院人數(shù)/住院人數(shù)×100%，應(yīng)住院未住院率(%)=應(yīng)住院未住院人數(shù)/(應(yīng)住院未住院人數(shù)+應(yīng)住院已住院人數(shù))×100%。

1.5 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 18.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)分析，計(jì)量資料多組間比較采用方差分析；計(jì)數(shù)資料分析采用χ2檢驗(yàn)；相關(guān)分析采用線性趨勢(shì)χ2檢驗(yàn)；采用多因素Logistic回歸法進(jìn)行多因素分析；年齡、性別數(shù)據(jù)代表性采用擬合優(yōu)度χ2檢驗(yàn)。以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 基本情況 被調(diào)查者在基線、2006年、2008年、2010年、2012年性別構(gòu)成比較，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P>0.05)，平均年齡、職業(yè)、文化程度、婚姻狀況、勞動(dòng)力、慢性病及人均月收入等比較，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05，見(jiàn)表1)。瑪葉指數(shù)(分別為7.78、9.81、12.02、8.52、3.54)顯示調(diào)查資料質(zhì)量良好，年齡擬合優(yōu)度χ2檢驗(yàn)顯示調(diào)查數(shù)據(jù)代表性好(χ2=3.17、4.99、7.48、5.63、6.44，P>0.05)，性別χ2擬合優(yōu)度檢驗(yàn)顯示調(diào)查數(shù)據(jù)代表性好(χ2=0.0014、0.0002、0.0005、0.1103、0.0021，P>0.05)。

2.3 被調(diào)查者醫(yī)療服務(wù)利用相關(guān)因素的多因素Logistic回歸分析 分別將患病、就診、應(yīng)就診未就診、住院、提前出院及應(yīng)住院未住院作為因變量，將性別、職業(yè)、文化程度、婚姻狀況、慢性病、勞動(dòng)力、調(diào)查年份作為自變量引入模型(見(jiàn)表3)。最終篩查到調(diào)查年份是影響農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用的因素(見(jiàn)表4)。

3 討論

第六次全國(guó)人口普查顯示，農(nóng)村人口占總?cè)丝诘?0.32%，農(nóng)村居民的衛(wèi)生服務(wù)是我國(guó)衛(wèi)生工作的重要組成部分。農(nóng)村居民因經(jīng)濟(jì)水平較低，醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求利用水平一般也較低[8-11]，新農(nóng)合的實(shí)施目的在于改善農(nóng)村居民對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求及利用[12-13]，解決農(nóng)村居民看病難的問(wèn)題，本研究旨在利用江西省動(dòng)態(tài)資料觀察分析新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用影響的動(dòng)態(tài)變化。

本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析前先將數(shù)據(jù)進(jìn)行加權(quán)處理，使調(diào)查的樣本數(shù)據(jù)更能代表總體真實(shí)情況[7]。調(diào)查結(jié)果顯示，門診服務(wù)利用的3個(gè)指標(biāo)，即患病率、就診率、應(yīng)就診未就診率在基線、2006年、2008年、2010年、2012年間，均有明顯差異，且2012年患病率及應(yīng)就診未就診率均高于基線，就診率低于基線。多因素Logistic回歸分析顯示，調(diào)查年份為門診服務(wù)利用的3個(gè)指標(biāo)的影響因素，調(diào)查年份在本調(diào)查中代表的是新農(nóng)合的籌資政策的變化，提示新農(nóng)合確實(shí)影響農(nóng)村居民的門診服務(wù)利用水平，但是效果不穩(wěn)定，可能存在負(fù)面意義[14]，可能原因：一是農(nóng)村居民外出務(wù)工比例逐年增加，調(diào)查時(shí)未能對(duì)本人進(jìn)行面對(duì)面調(diào)查而是由家人代答，因此患病率不夠準(zhǔn)確；二是新農(nóng)合的實(shí)施是以大病統(tǒng)籌為主、門診兼顧的模式，重點(diǎn)解決農(nóng)村居民看大病的困難，因此新農(nóng)合對(duì)門診服務(wù)利用的影響不穩(wěn)定[1，15-17]。

表1 農(nóng)村居民基本情況

注：*為F值

表2 農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用的動(dòng)態(tài)變化〔n(%)〕

注：-表示數(shù)據(jù)缺失

住院服務(wù)方面，住院率在基線、2006年、2008年、2010年、2012年呈上升趨勢(shì)，提前出院率及應(yīng)住院未住院率呈下降趨勢(shì)，且多因素Logistic回歸分析也顯示，調(diào)查年份為住院服務(wù)利用的3個(gè)指標(biāo)的影響因素，提示新農(nóng)合的實(shí)施在一定程度上釋放了農(nóng)村居民的住院需求，提高了農(nóng)村居民的住院服務(wù)利用率[8，18-21]。本調(diào)查的住院率及應(yīng)住院未住院率均低于國(guó)內(nèi)其他地區(qū)[12，18]，說(shuō)明江西省新農(nóng)合的實(shí)施提高了住院服務(wù)利用水平且降低了其住院服務(wù)需求。

表3 農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用相關(guān)因素的多因素Logistic回歸分析賦值表

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

自變量賦值調(diào)查年份X1，X2，X3，X4基線：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性別X51=男性，0=女性職業(yè)X7，X8非農(nóng)村居民：X7=0，X8=0農(nóng)村居民：X7=1，X8=0學(xué)生及學(xué)齡前兒童：X7=0，X8=1文化程度X90=小學(xué)及以下，1=初中及中專，2=高中及大專，3=大學(xué)及以上婚姻狀況X10，X11未婚：X10=0，X11=0已婚：X10=1，X11=0離婚及喪偶：X10=0，X11=1勞動(dòng)力X121=是，0=否慢性病X131=有，0=無(wú)

表4 農(nóng)村居民醫(yī)療服務(wù)利用相關(guān)因素的多因素Logistic回歸分析

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就診2006-034008072(059，086)001應(yīng)就診未就診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應(yīng)住院未住院2012-152046022(007，067)002

注：*表示以基線為對(duì)照組

新農(nóng)合實(shí)施后，農(nóng)村居民的住院服務(wù)利用得到明顯提高，而對(duì)門診服務(wù)利用的改善效果不穩(wěn)定，需繼續(xù)加大籌資力度，完善新農(nóng)合政策，以提高醫(yī)療服務(wù)利用總體水平。

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