城市醫療保障滿意度的地區差異:理論解釋與實證研究*

紀江明 胡 偉

（中共上海市委黨校，上海 200233）

近年來，作為管理公民健康風險的重要制度，醫療保障制度與廣大人民群眾的生活息息相關，成為“民生熱點話題”的重中之重。2009年啟動新醫改以來，在醫藥衛生體制深化改革、覆蓋城鄉的醫藥衛生服務體系、城鄉醫療保障覆蓋面（已達95%）、居民健康狀況、就醫可及性等方面取得了明顯進步，但也存在諸多不足之處。為此，開展城鎮居民對當前醫療保障的滿意度研究，把醫療保障滿意度作為評價醫療衛生質量的重要指標之一，可以了解目前醫療保障體系的現狀以及群眾潛在的醫保需求，對完善醫療保障體系、推進醫保體制改革具有重要意義。本文依托“2012年連氏中國城市公共服務質量調查”項目，研究34個城市醫療保障滿意度現狀及其影響因素，為有關部門完善醫療保障制度、滿足群眾需求提供評價依據。

一、我國城市醫療保障滿意度現狀

近年來，“看病貴、看病難”成為我國現有醫療體系運行中最突出的問題，表現在醫療衛生費用增長速度超過了人均收入的增長，醫藥衛生消費支出己經成為家庭食物、教育支出后的第三大消費，直接導致居民衛生服務可及性的下降。根據衛生部第三次國家衛生服務調查結果顯示，未采取任何治療措施的門診患者中，38.2%是由于經濟困難;應該住院而未住院患者中，70.0%是由于經濟困難。城鄉低收入人群應住院而未住院率的比例達到了41%。在部分邊遠地區，衛生資源不足，居民就醫極為不便，貧困地區有18%的家庭距最近的醫療機構超過了5公里，有1/4的家庭到最近的醫療機構的時間在30分鐘以上。在城鄉居民對醫療衛生服務的滿意度方面，22%患者認為醫療費用過高，10%患者認為醫療條件和就醫環境差。37%的醫務人員認為責任太重、執業環境差，26%醫務人員曾經遭受過患者的語言侮辱或軀體暴力；88%的醫務人員認為工作中有必要防范患者對醫療行為提出質疑和追究(國家衛生部,2009)。

很多學者認為，“看病難、藥價高、看病貴”等問題的根源在于國家對醫院的直接投入不足，國家放權棄責下的市場化致使醫療機構采取自主化市場補償機制，由此帶來這些問題。近年來，面對我國嚴峻的醫療形勢，為了保證人們的身體健康，擴大醫療保障的覆蓋范圍，政府明確提出“建設覆蓋城鄉居民的基本醫療衛生制度，為公眾提供方便、有效、安全、價廉的公共衛生和基本醫療衛生”①。在城鎮，除了鞏固和擴大原有的城鎮職工基本醫療保險制度的覆蓋范圍以外，更開展了針對城鎮非從業居民的城鎮居民基本醫療保險試點工作②。在農村，新型農村合作醫療制度已實現了全國31個省份的全覆蓋。此外，針對貧困人群的城鄉醫療救助制度也逐步建立起來。這一系列的醫療保障制度確實擴大了我國醫療保障的覆蓋面，對我國突出的醫療問題有所改善，但其保障水平十分有限，特別是在公平性方面，不同人群、不同地區間的醫療保障程度依舊存在著巨大的差距。在城鎮，與低收入家庭居民相比，高收入家庭居民能更有效地從基本醫療保險制度中受益，而很多居民（如所謂“非正式職工”）的醫保問題仍徘徊在基本醫療保險制度的邊緣(世界衛生組織,2008)。

為了解34個城市的醫療保障滿意度狀況，本研究設置如下問題“您給所在城市的醫療保障（包括醫療設備、技術水平、醫療費用、服務態度等4個二級指標）打幾分？”，請受訪市民從1到10打分?？傮w而言，醫療保障滿意度得分總平均值為6.4441，在9項公共服務測量指標中排名第8，可見被調查城市的居民對所在城市的醫療保障不怎么滿意。34個城市醫療保障滿意度的變異系數0.0625，說明地區差異性較大，見表1。

從表1中可以看出，在2012年醫療保障滿意度調查中，廈門、成都、北京、鄭州、上海、青島、杭州、武漢、寧波、廣州等城市的滿意度得分均處于前10名，而貴陽、西安、合肥、福州、呼和浩特、太原、沈陽、南昌、蘭州、深圳等城市的滿意度得分處于后10名，總體上東部城市的醫療保障滿意度得分要高于中西部城市。也有例外，中西部城市成都、鄭州、武漢排在前幾位，說明其醫療保障得到了市民的認可；東部城市福州、沈陽、深圳的滿意度得分排名處于后幾位，說明其醫療保障在市民中的認可度不高。

那么，影響醫療保障滿意度的因素有哪些？又是哪些因素導致地區之間的差異如此之大？本研究將從城市層面的因素、受訪市民的個人因素兩個層面解釋這一差異，試圖從中發現一些深層次的原因。

二、國內外文獻述評

1.醫療保障滿意度研究述評

表1 《2012連氏中國城市公共服務質量調查》之醫療保障滿意度總得分排名

國外已有不少學者對病患滿意度進行了研究。Handelsman(1991)調查住院病人對醫療照護的滿意度，以及病患需求、醫療人員態度等。Betakes(1994)引用Pendleton所提供的醫院溝通模式，指出病患滿意度是看診后重要的立即效果之一。Henderson等(1999)比較了英國和意大利精神病患者的滿意度，發現基于社區醫療的模式比到醫院就診有更高的滿意度。Polluste等(2004)發現在實施家庭醫生制度后，羅馬尼亞居民的醫療衛生滿意度有了顯著的提高。

在國內，王光宇(2006)提出一個適合國情的醫院患者滿意度模型，并以某大型醫院的患者為樣本進行了實證分析。樊麗明等(2009)對3省245戶農戶的調查顯示，參加新農合的農民醫療服務滿意度較高，但這種較高的滿意度更多的是對新農合供給“量”上的滿意而非“質”上的滿意。劉榮宏等(2011)研究發現臺灣北部某區民眾對看診等候時間最不滿意，其次為醫師實際看診時間。李永剛等(2012)對天津市居民的就醫滿意度調查顯示，滿意度最低的為醫師技術、就醫設施和環境、預防保健服務等，滿意度均不足10%。

2.醫療保障滿意度影響因素研究述評

Madelon等(2006)對歐洲18個國家的數據進行了分析，發現患者就醫的可及性對患者滿意度影響最大。Sara等(2009)利用來自歐盟21個國家的數據，從患者角度對影響醫療保障體系滿意度的主要因素進行了分析，發現影響患者滿意度更多是外部因素而不是醫療保障本身。

王紅漫等(2006)研究發現，農民對新型農村合作醫療制度實施的總體滿意度與他們的年齡、政策知曉程度、醫療保障費用、報銷情況滿意度以及主觀期望共付率相關。周旭亮等(2009)研究發現，新農合費用報銷制度的滿意度與新農合報銷比例、報銷手續顯著正相關，與當年家庭醫療費開銷、個人期望籌資金額等顯著負相關。王延中等(2010)研究發現當前農村居民醫療衛生滿意度還比較低，醫療機構設備、醫護人員態度等直接影響滿意度。侯佳樂等(2011)實證研究發現，居民對基層醫療衛生服務滿意度較高，年齡、城鄉、職業、文化程度和收入是影響滿意度的主要因素。李志建等(2012)研究表明就業狀況、收入水平和教育程度等對上海市居民基層醫療衛生滿意度有不同程度的影響。

從現有文獻來看，國內外關于滿意度及其影響因素的研究均比較單一，絕大多數研究主要集中在住院或出院患者對就醫滿意度進行研究，從宏觀角度對整個醫療保障體系的滿意度評價研究相對較少，且未考慮經濟社會因素對滿意度的影響。本研究將針對這些不足之處，建立HLM模型，對醫療保障滿意度的影響因素進行分析，提出有針對性、可操作性的政策建議。

根據上述分析，提出理論假設：受訪市民的個體特征因素（如性別、年齡、學歷、收入、職業、居住年限、戶籍等）對醫療保障滿意度有較強的正向或負向影響，是影響城市間醫療保障滿意度差異的主要因素，而城市層面的因素（比如人均GDP、人均醫療保障財政支出、醫療保障財政支出水平、常住人口等）對醫療保障滿意度有較弱的影響。

三、變量設計、H L M模型構建

1.變量設計

（1）因變量（Y）為：34個城市醫療保障4個二級指標(含醫療設備、技術水平、醫療費用、服務態度等)的平均值，該數值為6.4441。通過因子分析、主成分分析，表明這4個二級指標系在同一個測量維度上且貢獻的成分相當，所以因變量取4個二級指標的平均值。

（2）自變量(X):

個人層面因素，包括X1(性別)、X2(年齡段)、X3(居住年限)、X4(戶籍)、X5(學歷)、X6(職業)、X7(單位性質)、X8(是否黨員)、X9(收入)等，統計性描述見表3。由于許多變量屬于定類或定序變量，所以對其進行賦值（虛擬變量，限于篇幅、本文進行簡化處理），比如性別“男”、“女”為二分變量，分別賦值為1、0;其他變量的賦值見表3。

城市層面因素，包括D1（人均GDP）、D2（人均醫療保障財政支出）、D3（醫療保障財政支出水平）、D4(常住人口)等。其中，醫療保障財政支出水平，指人均醫療保障財政支出占人均財政支出的比例。

2.數據來源

所用數據來自“2012連氏中國城市公共服務質量調查”數據庫。在新加坡“連氏基金”資助下，我們與南洋理工大學合作，在我國34個城市中進行科學隨機抽樣和問卷調查(調查城市和各城市樣本抽取數見表2)③，最后回收有效樣本量為23923個,受訪市民的人口統計特征見表3。

表2 調查城市及各城市實際樣本量

人均GDP、常住人口、人均財政支出、人均醫療保障財政支出、醫療保障財政支出水平等數據來自《中國統計年鑒》，其描述性統計見表4。

表3 受訪市民的人口統計特征

表4 城市層面變量描述性統計

3.HLM模型構建

在本研究中，數據樣本包含了34個城市，每一個城市又包含著700左右的個人樣本，這樣就構成了一個“個人-城市”的兩層數據。HLM(Hierarchical Linear Model)能很好地處理具有嵌套結構的非獨立數據，它使研究者可以估計各層面上的變化，還能有效連接宏觀區域數據和個體數據，并明確區分個人效應和組效應。所以，本研究將建立HLM，研究城市因素、個人因素這兩個層面因素對醫療保障滿意度的影響。

首先，在沒有加入任何自變量的情況下對數據進行了HLM分析，也即零模型分析（NULL MODEL）：

Yij=γ00+u0j+rij

零模型估計出來的固定效應G00的系數是0.3620，而隨機效應U0的方差成分是0.1911，兩者的顯著性均達到極顯著水平(P<0.01)?？梢?，在本研究中，城市之間的醫療保障滿意度存在顯著的差異，有必要進行分層次分析。

其次，在零模型中加入個人層面變量、城市層面變量，構建如下模型(人均GDP、財政支出等變量理論上不符合正態分布，為保證變量的平穩性，模型兩邊取自然對數)：

個人層面：

lnYij=β01+β1j*lnY1ij+β2j*lnY2ij+β3j*lnY3ij+β4j*lnY4ij+β5j*lnY5ij+β6j*lnY6ij+β7j*lnY7ij+β8j*lnY8ij+β9j*lnY9ij+rij

上式中，β01為截距，β1j，β2j……β9j分別為個人層面變量的回歸系數，rij為隨機誤差項。

城市層面：

β0j＝γ00+γ01*lnD1j+γ02*lnD2j+γ03*lnD3j+γ04*lnD4j+u0j

β1j＝γ10+μ1j

β2j＝γ20+μ2j

β3j＝γ30+μ3j

β4j＝γ40+μ4j

β5j＝γ50+μ5j

β6j＝γ60+μ6j

β7j＝γ70+μ7j

β8j＝γ80+μ8j

β9j＝γ90+μ9j

上式中，γ00為β0j的截距，γ10、γ20……γ90分別是β1jβ2j……β9j的截距；γ01，γ02……γ04分別為城市層面變量的回歸系數，μ0j，μ1j……μ9j為隨機誤差項。

綜合模型：

lnYij=β0j+β1j*lnY1ij+β2j*lnY2ij+β3j*lnY3ij+β4j*lnY4ij+β5j*lnY5ij+β6j*lnY6ij+β7j*lnY7ij+β8j*lnY8ij+β9j*lnY9ij+rij

上式中，Yij是因變量，i代表個人層面變量，j代表城市層面變量；rij為隨機誤差項。

四、實證分析與研究發現

為了確保變量的穩定性，避免多重共線性，本研究運用HLM7.0軟件，用穩健性標準誤差對HLM模型進行回歸(Regression with Robust Standard Errors)，回歸結果見表5。

表5個人層面因素、城市特征因素影響醫療保障滿意度的多層線性回歸模型（Regression with Robust Standard Errors）

注：括號中的數字為標準誤差；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

從表5可以看出，在城市層面變量中，人均GDP對醫療保障滿意度有較弱的負向影響（p<0.1）。人均醫療保障支出、醫療保障財政支出水平對醫療保障滿意度有一定程度的正向影響(p<0.05)，即在控制其他變量的情況下，一個城市的人均醫療保障支出/醫療保障財政支出水平越多，公眾對醫療保障的滿意度也越高。常住人口對醫療保障公共滿意度有較弱的正向影響(p<0.1)。這些變量不能很好地解釋醫療保障滿意度在城市之間的差異(解釋方差比例為14.33%)。

在個人層面變量中，性別、學歷、戶籍、職業等因素對醫療保障滿意度有較強的正向影響（P<0.05）。女性對醫療保障的滿意度要高于男性，學歷越高、具有本地戶籍的居民，其滿意度也越高。年齡段、收入、是否黨員對醫療保障滿意度有較強的負向影響（P<0.05），即年齡越高、收入越高、黨員群體，對醫療保障往往有更高的期望，所以其滿意度較低。

關于職業對醫療保障的影響效應，總體來看，衛生體育社會福利對醫療保障的滿意度最高，其他依次是學生、其他職業、黨政機關社會團體、電力煤氣及水的生產和供應業、房地產、退休、建筑業、制造業、地質勘查業水利管理業、科研及綜合技術、教育文化廣播電視、交通倉儲郵電通訊、社會服務、無業、金融保險批發、零售貿易餐飲等，采掘業對醫療保障的滿意度最低。

居住時間、單位性質對醫療保障滿意度有較弱的負向影響（P<0.1），即在本城市的居住年限越長，對醫療保障的滿意度也越低。其他單位性質對醫療保障的滿意度最高，其他依次是外資、合資、私營等。

綜上所述，性別、年齡段、戶籍、學歷、收入、職業等變量顯著影響了公眾對于醫療保障的滿意程度，這些變量對于滿意度在城市間差異的解釋能力較強(解釋方差比例為40.09%)。研究結果表明，本研究的理論假設得到了較好驗證。

五、結論、討論與對策建議

1.結論與討論

研究表明，在2012年34個城市公共服務滿意度調查中，受訪市民對所在城市的醫療保障不怎么滿意(總平均值為6.4441)；34個城市之間的醫療保障滿意度差異較大(變異系數為0.0625)，總體上東部城市的醫療保障滿意度得分要高于中西部城市。雖然城市層面因素對醫療保障滿意度有一定影響,但不能很好地解釋醫療保障滿意度在城市之間的差異。在個人層面的因素中,性別、學歷、戶籍、職業、年齡段、收入、是否黨員對醫療保障滿意度有較強的正向（或負向）影響（P<0.05），對滿意度在城市間差異的解釋能力較強。

這一發現與前人（Madelon et a1.2006；王延中等，2010；侯佳樂，2011）的研究有所不同，可能與本研究在問卷設計、樣本選擇和調查訪問過程中的處理方式有關。本文所使用的數據包括與公眾生活息息相關的九項公共服務，并非醫療保障滿意度單項調查數據，可能未將對醫療保障滿意度有影響的其它變量納入調查問卷中，這些問題在同類調查中都難以避免，也為我們開展進一步的研究提供了基礎。

2.對策建議

（1）增強醫療制度頂層設計的公平性，增強居民的幸福感和滿意度

根據研究結果，34個城市之間的醫療保障滿意度差距較大，受訪市民的個人層面因素是影響這一差距的主要因素，這說明不同社會階層、不同社會群體，其所享受的醫療保障有差距。為此，首先應從兼顧公平和效率的角度，加強醫療制度的頂層設計，滿足不同階層、不同群體的基本醫療保障服務需求(高和榮,2013)。其次，為改變“以藥養醫”和藥價虛高的現象，就要改變公立醫院壟斷藥品零售、壟斷醫療衛生供給的機制，逐步實現公立醫院“管辦分離”和推行門診處方藥“醫藥分離”。加快“零差率銷售”和“省級招標采購”為主要特征的基本藥物改革，優化招標機制，落實“量價掛鉤”，鼓勵醫藥行業結構調整，擴大基本藥物招標范圍，改變以藥補醫和藥價虛高的現狀，建立正確的基本藥物配送制度（鄧大松等，2012）。再次，針對醫療衛生機構“社會公益性”喪失的現象，加快推進公立醫院公益性改革步伐，確保醫療衛生機構真正回歸公益性。

（2）加大政府財政投入，加強醫療機構尤其是基層醫療機構的能力建設

根據研究結果，人均醫療保障財政支出、醫療保障財政支出水平對醫療保障公共滿意度有顯著的正向影響效應(p<0.05)，這說明增加人均醫療保障財政支出、提高醫療保障財政支出水平，就能提高公眾對醫療保障的滿意度。根據財政部數據，2012年我國實現公共財政收入5.6萬億元，增長9.4%，醫療衛生的財政投入增幅明顯低于財政收入增幅，勢必影響到居民對醫療保障的滿意度(王延中,2010)。為此，首先應加大財政投入，建立與經濟發展水平、財政支付能力相適應的醫療衛生服務保障長效機制，尤其要加強對基層醫療機構的投入、布局和規劃，保障弱勢群體、貧困群體使用必需的就診醫療設備。其次，進一步提高醫保覆蓋面，適度提高城鎮醫保、新農合報銷比例，尤其是重大疾病的報銷比例，降低起付線，提高封頂線；本著對供給方和需方雙方進行補償的原則，逐步加大政府財政對基本醫療衛生服務的扶持力度，有效降低居民的就醫成本，緩解“看病貴”問題。

（3）加強政府部門的監管能力，提高市民對醫療保障的滿意度

在本次調查中，醫療保障滿意度得分在9項公共服務中處于倒數第2位，說明受訪市民對醫療保障不怎么滿意。而且，近年來，醫療責任事故頻見報端，一方面是部分醫生的技術水平和職業道德上的問題,另一方面是主管部門監控不力。首先，應增強政府的主體責任意識，履行好政府監督、管理、協調的職責。完善醫療衛生體系、建立和諧醫患關系。其次，加強醫療衛生領域的監督管理，提高服務質量，控制醫療費用。主要監督醫療保障制度的具體運行、藥品質量與價格、醫德醫風、醫療收費等方面。再次，加強政府、企業、社會合作。圍繞中低收入群體的健康教育、健康管理、慢性病防治、藥品供應、基層醫療機構建設等方面，推進醫療衛生模式創新(龍玉其,2011)。另外，改善就醫環境、規范基層醫療機構的行醫行為、不斷提高醫護人員的技術水平和職業道德。

注釋：

①根據《中共中央關于構建社會主義和諧社會若干重大問題的決定》。

②根據《國務院關于開展城鎮居民基本醫療保險試點的指導意見》（國發【2007】20號）。

③由于語言障礙所造成的訪談中的困難，我們這次調查未涵蓋拉薩、烏魯木齊等少數民族居多的城市。

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