失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的影響
——長期護(hù)理服務(wù)模式的中介作用

劉 歡

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來，中國人口老齡化速度逐年加快，截至2021年年底，中國65歲及以上人口達(dá)到了2.005 6億，占總?cè)丝诒壤?4.20%，表明中國已經(jīng)進(jìn)入老齡社會(aged society，65歲及以上人口比例在14%到20%)。(1)數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局公布的2021年統(tǒng)計數(shù)據(jù)。鏈接：https：//data.stats.gov.cn/easyquery.htm？cn=C01。同時，伴隨醫(yī)療水平與中國人口預(yù)期壽命逐步提升，老年人退休后的生存年份也在逐漸增加。統(tǒng)計顯示，截至2020年，中國居民人均預(yù)期壽命為77.93歲。(2)數(shù)據(jù)來源：根據(jù)2022年5月20日國務(wù)院辦公廳關(guān)于印發(fā)《“十四五”國民健康規(guī)劃的通知》(國辦發(fā)〔2022〕11號)得到。鏈接：http：//www.gov.cn/zhengce/content/2022-05/20/content_5691424.htm。而據(jù)中國老齡科學(xué)研究中心公布的數(shù)據(jù)顯示，截至2018年，全國部分失能和完全失能的老年人口比例達(dá)到了總體老年人口的19.5%，完全失能老年人達(dá)到了1 240萬人左右。(3)數(shù)據(jù)來自2018年3月1日中國老齡科學(xué)研究中心發(fā)布的《全國城鄉(xiāng)失能老年人狀況研究》中公布的數(shù)據(jù)。作為醫(yī)療消費的主體，老年人醫(yī)療消費對總體醫(yī)療消費的貢獻(xiàn)率很大(劉炫悅，2020［1］)，而在中國醫(yī)療保障制度逐步完善的背景下，老年人醫(yī)療消費是否會因失能風(fēng)險而加重？老年人失能風(fēng)險對其醫(yī)療消費的影響效應(yīng)及機制是什么？以上問題亟需解答，原因如下：一方面是緩解人口老齡化背景下的醫(yī)療保險基金支付壓力；另一方面是通過剖析遭遇失能風(fēng)險的老年人醫(yī)療消費的主要特征，以期為優(yōu)化失能老年人的保障政策提供支撐，從而實現(xiàn)精準(zhǔn)化養(yǎng)老目標(biāo)。因此，在人口老齡化、失能化加劇的背景下，以長期護(hù)理服務(wù)為重要傳導(dǎo)機制，探討失能風(fēng)險下的老年人醫(yī)療消費行為具有重要的現(xiàn)實意義與政策意義，其也是實現(xiàn)精準(zhǔn)養(yǎng)老和促進(jìn)長期護(hù)理保險制度發(fā)展的核心要義之一。

二、文獻(xiàn)綜述

作為個體消費的重要組成部分，醫(yī)療消費不同于其他消費，其不僅受制于家庭收入水平，而且與個體健康質(zhì)量等直接關(guān)聯(lián)。在醫(yī)療消費理論研究中，Grossman(1972)［2］的醫(yī)療資源消費理論最為經(jīng)典，其核心是強調(diào)通過合理的醫(yī)療服務(wù)資源投入(即醫(yī)療消費)提升個體健康水平。在此基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者從不同視角對個體醫(yī)療消費進(jìn)行了研究。本研究從老年人失能風(fēng)險視角出發(fā)，以主體性政策功能為導(dǎo)向，對既有文獻(xiàn)進(jìn)行歸納總結(jié)，且進(jìn)一步將其劃分為健康風(fēng)險下的醫(yī)療消費變動規(guī)律及長期護(hù)理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費。

首先，關(guān)于健康與醫(yī)療消費的研究主要聚焦于健康風(fēng)險沖擊所造成的醫(yī)療消費增加等，如疾病風(fēng)險(或大病沖擊)引發(fā)的直接醫(yī)療消費支出增加。作為重要人力資本之一的健康狀況/因素，對家庭收入及支出均存在著重要影響(丁夢和馮宗憲，2020［3］)。由于健康狀況具有動態(tài)變化性和不確定性特征，使得個體健康風(fēng)險長期存在，而健康風(fēng)險又帶來了直接與間接的經(jīng)濟成本(何興強和史衛(wèi)，2014［4］)。一是因健康狀況變差，導(dǎo)致勞動能力下降和工作機會減少，進(jìn)而間接降低家庭收入(高夢滔和姚洋，2005［5］；胡振等，2015［6］；Pak和Babiarz，2018［7］)；二是因健康狀況變差，導(dǎo)致直接的醫(yī)療消費增加，從而降低家庭非醫(yī)療消費支出，改變家庭消費結(jié)構(gòu)和水平(Kadiyala等，2011［8］；Mitra等，2016［9］；鄭瑜靜和陳華，2017［10］)。目前研究結(jié)論也并未完全達(dá)成一致，如也有研究認(rèn)為健康風(fēng)險或疾病沖擊并未顯著影響家庭消費(羅楚亮，2006［11］；Islam和 Maitra，2012［12］)，但部分研究發(fā)現(xiàn)，老年戶主是家庭健康風(fēng)險的主要來源，且會顯著影響家庭醫(yī)療消費和非醫(yī)療消費結(jié)構(gòu)(何興強和史衛(wèi)，2014［4］)。近年來，理論研究也開始關(guān)注老齡化背景下老年人健康狀況對家庭醫(yī)療消費的影響，且更多是聚焦于健康風(fēng)險視角的探析，如宋穎等(2021)［13］發(fā)現(xiàn)老年人健康沖擊會顯著增加家庭總消費支出與發(fā)展性消費支出，且對不同收入水平家庭影響存在明顯異質(zhì)性。此外，也有學(xué)者逐步關(guān)注健康狀態(tài)變化與醫(yī)療支出的變化，如高瑗和原新(2020)［14］圍繞老年人口健康與醫(yī)療支出這一主線，預(yù)測各種健康狀態(tài)下老年人口的規(guī)模和醫(yī)療支出趨勢，但他們的研究主要聚焦于宏觀層面的醫(yī)療支出探討，并未關(guān)注微觀家庭層面的醫(yī)療消費變動情況。

作為老年人健康狀況或風(fēng)險沖擊的重要構(gòu)成要素之一——失能風(fēng)險亦需要作為醫(yī)療消費支出的影響因素進(jìn)行考慮。但關(guān)于失能風(fēng)險與老年人醫(yī)療消費的關(guān)系研究，無論是國內(nèi)文獻(xiàn)還是國外文獻(xiàn)均較少直接涉及。從實踐和理論來看，失能風(fēng)險是老年人面臨的最重要的風(fēng)險之一，如伴隨年齡增長，老年人身體機能逐漸下降具有不可避免的趨勢，進(jìn)而會逐步降低老年人自理能力，并影響其基本生活。既有研究中已經(jīng)證實了多數(shù)老年人的失能致因主要是遭遇重大疾病沖擊，如腦梗塞、心血管疾病等。因此，基于失能風(fēng)險視角研究老年人醫(yī)療消費有著積極意義，其既可以拓寬關(guān)于老年人健康風(fēng)險的研究視角，也可以為緩解家庭醫(yī)療負(fù)擔(dān)壓力提供更多政策思考。

其次，研究還聚焦于長期護(hù)理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費。長期護(hù)理保險政策影響下的老年人醫(yī)療消費主要有兩類研究結(jié)論：第一種是替代醫(yī)療費用方面。例如：Choi等(2018)［15］研究發(fā)現(xiàn)長期護(hù)理保險有效節(jié)約了醫(yī)療保險基金支出；馬超等(2019)［16］基于長期護(hù)理保險政策試點視角研究了政策對老年人醫(yī)療消費的影響，并發(fā)現(xiàn)政策實施降低了老年人的門診費用、門診次數(shù)、住院費用及住院次數(shù)等；于新亮等(2019)［17］基于青島市長期醫(yī)療護(hù)理保險研究發(fā)現(xiàn)，伴隨制度實踐開啟及深入，青島市人均醫(yī)療費用短暫下降，隨后迅速且持續(xù)增高，基層醫(yī)療機構(gòu)的醫(yī)療費用支出呈現(xiàn)出顯著增長趨勢。第二種是釋放醫(yī)療費用方面。研究表明，長期護(hù)理保險政策推行與長期護(hù)理服務(wù)的使用并沒有通過替代不必要的住院來降低醫(yī)療費用，甚至?xí)?dǎo)致醫(yī)療消費增加(龔秀全和周薇，2018［18］；Boo等，2020［19］；胡天天和劉歡，2021［20］)。

綜上所述，在既有研究中，學(xué)者們對健康風(fēng)險下醫(yī)療消費的探討較多，但是失能風(fēng)險下的老年人醫(yī)療消費等研究仍值得深入拓展，一方面是既有研究較少關(guān)注失能風(fēng)險下的健康沖擊影響效應(yīng)，另一方面是既有長期護(hù)理保險政策研究雖相對豐富，但忽略了長期護(hù)理服務(wù)模式的影響差異性。同時，脫離老年人失能風(fēng)險去探討醫(yī)療保險的消費效應(yīng)，一定程度上并不利于推動醫(yī)療保險政策優(yōu)化，也不利于推動“醫(yī)養(yǎng)結(jié)合”發(fā)展和醫(yī)療服務(wù)或資源的最優(yōu)化配置。因此，基于以上分析，本文以中國老年健康影響因素三期跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以老年人醫(yī)療消費為主體，利用多水平模型、結(jié)構(gòu)方程模型(Structural Equation Modelling，SEM)等，實證考察失能風(fēng)險下的老年人醫(yī)療消費，并重點關(guān)注長期護(hù)理服務(wù)模式的中介效應(yīng)。本文的主要創(chuàng)新點如下：一是在研究視角上，突破既有研究中較少關(guān)注老年人失能風(fēng)險的現(xiàn)狀，著重考察健康風(fēng)險重要構(gòu)成要素之一——失能風(fēng)險下的老年人醫(yī)療消費行為，以期拓展健康風(fēng)險沖擊下醫(yī)療消費行為的研究視角；二是在研究內(nèi)容上，基于老年人健康沖擊風(fēng)險下的醫(yī)療消費研究現(xiàn)狀，本文使用日常生活自理能力代理失能風(fēng)險，結(jié)合老年人基本醫(yī)療保險類型，考察動態(tài)變化下的老年人醫(yī)療消費行為；同時利用結(jié)構(gòu)方程模型考察長期護(hù)理服務(wù)模式對失能風(fēng)險下的老年人醫(yī)療消費的中介效應(yīng)，以期剖析出長期護(hù)理服務(wù)發(fā)揮作用的關(guān)鍵機制。

三、研究設(shè)計

(一)變量測量

首先，本文被解釋變量是老年人醫(yī)療消費，選取年度醫(yī)療總消費進(jìn)行代理，同時考察總量消費下的門診消費與住院消費分類消費情況。在具體指標(biāo)選取時，結(jié)合既有研究與理論機理，將門診消費劃分為門診消費總額與門診自付兩部分(韓華為，2010［21］)，將住院消費劃分為住院消費總額與住院自付兩部分(孫夢潔和韓華為，2013［22］)。其次，本文核心解釋變量是老年人失能風(fēng)險。本文使用居民日常生活自理能力代理失能風(fēng)險(Activities of Daily Living，ADL)，且其包括了基礎(chǔ)性日常生活自理能力(Basic Activities of Daily Living，BADL)和工具性日常生活自理能力(Instrumental Activities of Daily Living，IADL)。根據(jù)調(diào)查問卷設(shè)計特征，分別選擇洗澡、穿衣、如廁、室內(nèi)活動、控制大小便、吃飯6項問題反映基礎(chǔ)性日常生活自理能力?；贐arthel量表(即巴斯量表)關(guān)于日常生活能力的賦值標(biāo)準(zhǔn)和失能等級劃分，結(jié)合6項基礎(chǔ)性日常生活能力對應(yīng)選項分別為無需幫助、需要一些幫助、完全需要幫助的特征，以及根據(jù)張文娟和付敏(2020)［23］有關(guān)Barthel指數(shù)的賦值標(biāo)準(zhǔn)，本研究分別對相應(yīng)選項進(jìn)行賦值，具體如表1所示。選擇獨自串門、獨自買東西、獨自做飯、獨自洗衣服、連續(xù)走兩公里、提起大約10斤(5公斤)重的東西、連續(xù)蹲下站起三次、獨自乘公共交通8項問題反映工具性日常生活能力。對應(yīng)選項1～3分別表示能、有一定困難、不能，仍然依據(jù)Barthel量表賦值辦法對其賦值，具體如表1下半部分關(guān)于IADL項目賦分所示。

表1 基于Barthel指數(shù)評定量表的日常生活自理能力項目賦分

同時，為便于評估，結(jié)合Barthel量表失能等級劃分原則，本研究將失能等級劃分標(biāo)準(zhǔn)界定如表2所示。第一，本文所涉及的基礎(chǔ)性日常生活自理能力的6個項目的總分為85分，將得分為51分及以上的記為輕度殘疾但可以自理；34～50分記為中度殘疾，需要護(hù)理；18～33分記為重度殘疾，需要極大幫助；17分及以下記為完全殘疾，完全依賴別人。第二，本文所涉及的工具性日常生活自理能力所對應(yīng)8個項目的總分為80分，失能等級劃分標(biāo)準(zhǔn)為：48分及以上記為輕度失能但可以自理；32～47分記為中度殘疾，需要護(hù)理；17～31分記為重度殘疾，需要極大幫助；16分及以下記為完全殘疾，完全依賴別人。此外，為保證失能評估結(jié)果的可靠性，本文還將IADL和BADL加總得到ADL，從而反映個體綜合失能狀況。

表2 失能等級分類標(biāo)準(zhǔn)

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

本文數(shù)據(jù)選自中國老年健康影響因素跟蹤調(diào)查(Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey，CLHLS)數(shù)據(jù)庫2011、2014與2018年調(diào)查數(shù)據(jù)。文章基于CLHLS數(shù)據(jù)庫特征，根據(jù)醫(yī)療消費等相關(guān)變量篩選及年齡65歲以上的限定等內(nèi)容，最終得到三年期追蹤的有效樣本7 433個，固定個體樣本5 288個，省份樣本23個。其中，核心變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，三年期追蹤樣本中綜合失能風(fēng)險均值為130.710 3分，而反映老年人失能類別的指標(biāo)——基礎(chǔ)性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力均值分別為78.150 7分和52.652 9分，表明多數(shù)老年人工具性日常生活自理能力更差。為便于分析，本研究在實證分析時將樣本中失能風(fēng)險、基礎(chǔ)性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力進(jìn)行分類處理。根據(jù)表2失能分類情況，將輕度殘疾但可以自理記為0，中度殘疾記為1，重度殘疾記為2，完全殘疾記為3，最終得到的失能風(fēng)險、基礎(chǔ)性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力統(tǒng)計均值分別為1.011 5、0.164 5和0.843 2。此外，樣本中有94.71%的老年人具有醫(yī)療可及性。其他指標(biāo)的統(tǒng)計請參考表3。

表3 描述性統(tǒng)計

(三)研究方法

本文在建模和實證分析中，選用ADL作為失能風(fēng)險的代理變量進(jìn)行分析，并同步考察BADL和IADL的具體影響效應(yīng)差異。醫(yī)療保險類型變量則主要選取參加的醫(yī)療保險類型進(jìn)行反映，包括城鎮(zhèn)職工/居民基本醫(yī)療保險、農(nóng)村居民基本醫(yī)療保險(新農(nóng)合)、商業(yè)醫(yī)療保險、其他?？紤]到環(huán)境因素對老年人醫(yī)療消費影響的重要性，特別是地區(qū)差異(如省份差異)帶來的影響，本文嘗試建立多水平模型進(jìn)行檢驗。在對零模型進(jìn)行估計后，結(jié)果顯示省級層面的組內(nèi)相關(guān)系數(shù)(ICC)分別為0.696 6(年醫(yī)療總消費)、0.457 0(門診消費)、0.381 1(門診自付)、0.361 1(住院消費)、0.393 3(住院自付)，對應(yīng)的個體層面的解釋系數(shù)則分別是0.986 8、1.266 5、0.580 1、0.275 8、0.000 1。雖然省級層面的變量解釋差異并不都大于個體層面解釋的差異，但零模型的似然比檢驗結(jié)果卻非常顯著(五個零模型的LR檢驗均顯示P=0.000 0)，因而說明了選擇多水平模型檢驗具有可行性和合理性。本研究選取多水平模型中的隨機截距模型估計失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的影響，模型如下：

一是個體層面模型：

MEijt=α0jt+α1jt失能風(fēng)險ijt+α2jtXijt+εijt

(1)

二是省級層面模型：

α0jt=γ00+γ01省級綜合特征jt+μ0jt

(2)

三是混合模型：

MEijt=γ00+γ01省級綜合特征jt+α1jt失能風(fēng)險ijt

+α2jtXijt+μ0jt+εijt

(3)

式(1)中i表示調(diào)查樣本中的個體，j表示個體所處地區(qū)，t表示調(diào)查時間。ME為Medical expenditure，表示老年人醫(yī)療消費指標(biāo)，文中主要從年度醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費與住院自付五個方面進(jìn)行考察，并對各變量進(jìn)行取對數(shù)處理。省級綜合特征主要通過省份變量來實現(xiàn)，以期綜合反映省級差異帶來的影響。在穩(wěn)健性檢驗中，分別在模型中控制了省份醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生床位數(shù)、年醫(yī)療衛(wèi)生總支出、年人均GDP及二氧化硫(SO2)等特征變量。X表示控制變量，結(jié)合既有研究(胡宏偉等，2012［24］；賴國毅，2012［25］；于大川等，2019［26］)，本文主要控制了個體特征、家庭特征及社區(qū)特征，其中，個體特征包括個體年齡、性別、民族、受教育年限、是否有吸煙史、是否有飲酒史、醫(yī)療保險類型等；家庭特征包括有無配偶、家庭人均收入、子女?dāng)?shù)、居住地區(qū)等；社區(qū)特征包括社區(qū)服務(wù)等。μ0jt與εijt表示隨機誤差項。

此外，考慮到長期護(hù)理服務(wù)模式存在重要中介作用，即長期護(hù)理服務(wù)模式調(diào)節(jié)了老年人失能風(fēng)險對其醫(yī)療消費的影響效應(yīng)，因此本文主要選用結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行分析，以考察長期護(hù)理服務(wù)模式的中介效應(yīng)。

四、實證檢驗結(jié)果(4)受篇幅限制，文中未列出控制變量檢驗結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。

(一)基準(zhǔn)檢驗結(jié)果

在基準(zhǔn)模型構(gòu)建基礎(chǔ)上，文章首先結(jié)合CLHLS數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗。其中，失能風(fēng)險選用ADL作為代理，同時考察基礎(chǔ)性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力的影響效應(yīng)差異，基準(zhǔn)檢驗結(jié)果如表4和表5所示。從表4模型(1)可以看出，失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療總消費有顯著正向作用，其影響效應(yīng)為0.285 2，即當(dāng)老年人失能風(fēng)險每提升1個單位時，其年度醫(yī)療總消費會增加28.52%，參加基本醫(yī)療保險產(chǎn)生了顯著負(fù)向作用，能夠有效降低老年人的醫(yī)療消費，而商業(yè)醫(yī)療保險卻會顯著提升老年人的醫(yī)療消費。模型(2)結(jié)果表明，失能風(fēng)險對老年人門診消費有顯著正向影響效應(yīng)，且效應(yīng)達(dá)到了0.307 9，即表明當(dāng)老年人失能風(fēng)險每增加1個單位時，其年度門診消費將增加30.79%。模型(3)結(jié)果顯示，失能風(fēng)險對老年人門診自付費用亦有顯著正向影響，影響效應(yīng)為0.178 8。此外，模型(2)和模型(3)的結(jié)果還表明相較于商業(yè)醫(yī)療保險，基本醫(yī)療保險顯著降低了老年人的年度醫(yī)療消費行為，而商業(yè)醫(yī)療保險卻顯著提升了老年人的年度醫(yī)療消費行為，顯示出了多層次醫(yī)療保障體系的作用，即實現(xiàn)基本醫(yī)療保險保小病與商業(yè)等補充醫(yī)療保險保大病的定位等。模型(4)和模型(5)結(jié)果表明，失能風(fēng)險對老年人住院消費和住院自付均存在顯著正向作用，其效應(yīng)分別為0.110 1和0.150 3，而基本醫(yī)療保險及商業(yè)醫(yī)療保險也依然呈現(xiàn)出顯著的作用。以上結(jié)果印證了失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費存在顯著提升效應(yīng)的研究結(jié)論，而基本醫(yī)療保險與商業(yè)醫(yī)療保險對老年人年度醫(yī)療消費的影響差異顯著。

表4 基準(zhǔn)檢驗結(jié)果

表5 分失能類別的基準(zhǔn)檢驗結(jié)果

與此同時，本文還分別利用基礎(chǔ)性日常生活自理能力和工具性日常生活自理能力進(jìn)行分類檢驗，以反映不同失能類別下的失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的影響差異，檢驗結(jié)果如表5所示。從表5結(jié)果可以看出，相較于基礎(chǔ)性日常生活自理能力，工具性日常生活自理能力對老年人的醫(yī)療消費整體影響更顯著且效應(yīng)更高，而基礎(chǔ)性日常生活自理能力僅對老年人門診消費、門診自付與住院自付等影響顯著。

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)檢驗

在基準(zhǔn)檢驗基礎(chǔ)上，本文首先考察了失能風(fēng)險與醫(yī)療保險類型間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，目的是檢驗醫(yī)療保險類型特定的情況下，失能風(fēng)險變動是否調(diào)節(jié)了其對老年人醫(yī)療消費的影響，以及在失能狀態(tài)一定的情況下，醫(yī)療保險類型是否緩解了失能風(fēng)險所帶來的醫(yī)療消費負(fù)擔(dān)增加等。表6結(jié)果顯示，在引入失能風(fēng)險與醫(yī)療保險類型交互項后的模型(1)～模型(5)，均未顯示出交互項的顯著性影響作用，但失能風(fēng)險、醫(yī)療保險類型的影響效應(yīng)與基準(zhǔn)模型的檢驗結(jié)果一致。以上結(jié)果表明失能風(fēng)險并沒有調(diào)節(jié)醫(yī)療保險類型對老年人醫(yī)療消費的作用，醫(yī)療保險類型沒有調(diào)節(jié)失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的作用。這一結(jié)果亦表明當(dāng)前醫(yī)療保險政策并未發(fā)揮出對失能風(fēng)險人群的保障作用，其與長期護(hù)理服務(wù)等保障政策的協(xié)同性仍值得進(jìn)一步探討。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果

此外，文章著重探討了長期護(hù)理服務(wù)模式的中介作用。從理論和實踐視角出發(fā)，長期護(hù)理服務(wù)模式能夠有效改善老年人的失能狀態(tài)，進(jìn)而傳遞到對其醫(yī)療消費的影響，因此在理論上其存在重要的傳導(dǎo)作用。本文主要選用結(jié)構(gòu)方程模型實證檢驗“失能風(fēng)險—長期護(hù)理服務(wù)模式—醫(yī)療消費”的傳導(dǎo)關(guān)系，結(jié)果如表7所示。從表7結(jié)果可以看出，失能風(fēng)險對老年人長期護(hù)理服務(wù)需求有顯著影響，而長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人醫(yī)療消費也存在顯著影響，進(jìn)而證實了長期護(hù)理服務(wù)模式中介效應(yīng)的存在。同時，結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果中的Delta檢驗、Sobel檢驗、蒙特卡洛(Monte Carlo)檢驗結(jié)果均是顯著的，進(jìn)一步印證了長期護(hù)理服務(wù)模式中介效應(yīng)的存在。表7分別列出了長期護(hù)理服務(wù)模式作為中介變量對老年人醫(yī)療消費的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)。其中，系數(shù)方面，長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人住院自付的總效應(yīng)為最高(0.154 0)，對其門診消費的總效應(yīng)為最小(0.053 0)；長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人住院自付的直接效應(yīng)為最高(0.123 0)，對其門診消費的直接效應(yīng)為最低(0.021 0)；長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人門診自付的間接效應(yīng)為最高(0.033 0)，對老年人醫(yī)療總消費的間接效應(yīng)為最小(0.024 0)。RIT方面，長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人門診消費的中介效應(yīng)比例最高，RIT達(dá)到了40.70%，其對老年人住院自付的中介效應(yīng)比例最低，僅為20.20%。RID方面，長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人門診消費的RID達(dá)到了最高的68.50%，其對老年人住院自付的RID為最低的25.30%。整體而言，表7模型(1)～模型(5)結(jié)果證明了長期護(hù)理服務(wù)模式中介效應(yīng)的存在，但由于當(dāng)前長期護(hù)理服務(wù)供給總量的不足以及社會化服務(wù)供給較低等限制，進(jìn)而降低其中介效應(yīng)，并使得失能風(fēng)險增加了老年人的醫(yī)療消費，進(jìn)而提升了老年人家庭醫(yī)療費用負(fù)擔(dān)等。

表7 長期護(hù)理中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

(三)群體異質(zhì)性檢驗

考慮到不同群體醫(yī)療消費的差異性，其受到失能風(fēng)險的影響也可能存在群體異質(zhì)性，因而本文嘗試通過家庭經(jīng)濟狀況、家庭子女?dāng)?shù)及性別三個方面考察失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費影響的群體異質(zhì)性。

首先，家庭經(jīng)濟狀況方面，根據(jù)上一年度家庭經(jīng)濟整體情況調(diào)查可知，其對應(yīng)選項為收大于支和收不抵支，既能反映家庭收入信息，也能反映家庭消費信息，從而可以真實反映家庭經(jīng)濟狀況。因此，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，分別引入家庭經(jīng)濟狀況、家庭經(jīng)濟狀況與失能風(fēng)險的交互項，檢驗結(jié)果如表8所示。表8結(jié)果顯示，失能風(fēng)險與家庭經(jīng)濟狀況交互項僅對老年人醫(yī)療總消費有顯著負(fù)向效應(yīng)，即表明當(dāng)家庭經(jīng)濟狀況一定時，老年人失能風(fēng)險每增加1個單位便會降低因家庭經(jīng)濟狀況好(收大于支)所帶來的正向效應(yīng)，從而顯示出群體異質(zhì)性。失能風(fēng)險與家庭經(jīng)濟狀況交互項對老年人的門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響并無顯著的群體異質(zhì)性。

表8 群體異質(zhì)性檢驗結(jié)果

其次，家庭子女?dāng)?shù)方面，表8結(jié)果顯示，失能風(fēng)險與子女?dāng)?shù)交互項僅對老年人門診自付有顯著的影響作用，即當(dāng)家庭子女?dāng)?shù)一定時，失能風(fēng)險會顯著調(diào)節(jié)子女?dāng)?shù)對老年人門診自付的影響效應(yīng)，從而表現(xiàn)出不同家庭子女?dāng)?shù)間的群體異質(zhì)性。

最后，性別差異方面，表8結(jié)果表明，失能風(fēng)險與性別交互項對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費和住院自付均存在顯著正向作用，即當(dāng)性別一定時，失能風(fēng)險能夠顯著調(diào)節(jié)性別對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費和住院自付的影響效應(yīng)，從而顯示出失能風(fēng)險對醫(yī)療消費影響效應(yīng)在性別上的群體異質(zhì)性。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為保障估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究分別使用增加控制變量、混合OLS模型及控制城市時間效應(yīng)進(jìn)行檢驗。第一，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，引入反映地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的控制變量，包括地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)、地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生床位數(shù)、地區(qū)年醫(yī)療衛(wèi)生總支出、地區(qū)年人均GDP及二氧化硫(SO2)，檢驗結(jié)果如表9所示。在控制地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生及空氣質(zhì)量等因素后，檢驗結(jié)果仍表現(xiàn)出強穩(wěn)健性，如表9中失能風(fēng)險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響效應(yīng)與基準(zhǔn)模型結(jié)果一致。

表9 增加控制變量的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

第二，使用混合OLS模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在混合效應(yīng)模型下，模型依然控制了時間和地區(qū)效應(yīng)，其檢驗結(jié)果如表10所示。從表10結(jié)果可以看出，在混合OLS模型下，失能風(fēng)險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響仍存在穩(wěn)健性。

表10 混合OLS模型的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

第三，考慮到地區(qū)宏觀環(huán)境、政策等會伴隨時間推移而發(fā)生動態(tài)變化的可能性，從而造成估計結(jié)果的偏誤，因此在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制地區(qū)時間變動效應(yīng)，以降低不可控因素對估計結(jié)果的影響。從表11可以看出，在控制了地區(qū)時間效應(yīng)后，失能風(fēng)險、基本醫(yī)療保險對老年人醫(yī)療消費的影響仍存在顯著性，從而進(jìn)一步表明基準(zhǔn)研究結(jié)果和結(jié)論具有可靠性。

表11 地區(qū)時間變動效應(yīng)控制的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

本文以老年人面臨的失能風(fēng)險為主體，借助CLHLS三期追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，利用多水平模型、結(jié)構(gòu)方程模型等，實證考察了失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的影響效應(yīng)。主要研究結(jié)論如下：首先，失能風(fēng)險對老年人年度醫(yī)療總消費及門診消費、住院消費均存在重要影響，且相較于基礎(chǔ)性日常生活自理能力損傷，工具性日常生活自理能力損傷對老年人年度醫(yī)療總消費及門診消費、住院消費的影響更為顯著。其中，失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響效應(yīng)分別達(dá)到了28.52%、30.79%、17.88%、11.01%和15.03%；而工具性日常生活自理能力損傷對老年人醫(yī)療總消費、門診消費、門診自付、住院消費及住院自付的影響效應(yīng)則分別為30.93%、37.21%、16.88%、13.11%和13.70%。以上結(jié)果在一系列穩(wěn)健性檢驗后依然穩(wěn)健。其次，作為老年人健康狀況的重要指標(biāo)之一——失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費的傳導(dǎo)機制也是本文研究的重要內(nèi)容。本文中介效應(yīng)檢驗結(jié)果顯示，長期護(hù)理服務(wù)模式顯著降低了失能風(fēng)險所造成的老年人醫(yī)療總消費增加額，中介效應(yīng)為0.024 0，其主要傳導(dǎo)機制是通過降低年度門診消費及門診自付實現(xiàn)，二者的中介效應(yīng)分別為0.032 0和0.033 0，均高于同等情況下住院消費、住院自付的中介效應(yīng)。以上結(jié)論表明，長期護(hù)理服務(wù)模式確實發(fā)揮了重要的中介作用，且其對老年人年度醫(yī)療總消費的影響效應(yīng)主要是通過調(diào)節(jié)其門診消費和門診自付費用實現(xiàn)。此外，長期護(hù)理服務(wù)模式對老年人門診自付影響的RIT和RID為最高，分別為40.70%和68.50%，其對老年人住院自付影響的RIT和RID為最低，分別為20.20%和25.30%。最后，失能風(fēng)險對老年人醫(yī)療消費影響效應(yīng)存在明顯的群體異質(zhì)性，如因老年人家庭經(jīng)濟狀況、家庭子女?dāng)?shù)及性別而產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

基于本文研究結(jié)論的主要政策啟示如下：一是伴隨中國人口老齡化的快速發(fā)展，失能沖擊風(fēng)險將會逐步增大，為有效應(yīng)對因人口老齡化、失能化所引起的醫(yī)療消費快速或過度增加風(fēng)險，制度建設(shè)上需要盡快全面推進(jìn)長期護(hù)理保險制度建設(shè)及全國推廣，一方面是為了實現(xiàn)長期護(hù)理服務(wù)供給量的穩(wěn)步發(fā)展，另一方面則是促進(jìn)老年人醫(yī)療與基礎(chǔ)護(hù)理的剝離，推動醫(yī)療保險基金的穩(wěn)定、可持續(xù)發(fā)展。二是本文研究發(fā)現(xiàn)長期護(hù)理服務(wù)模式具有重要的中介效應(yīng)，相較于沒有長期護(hù)理服務(wù)或者家庭成員提供的非正式長期護(hù)理服務(wù)，由專業(yè)人員提供的社會化長期護(hù)理服務(wù)中介效應(yīng)更高。因此，在推動中國多層次醫(yī)療保障發(fā)展過程中，需要充分發(fā)揮長期護(hù)理服務(wù)對老年人日常生活照料的保障作用，以降低其因健康狀況進(jìn)一步惡化而引起更高醫(yī)療消費的潛在風(fēng)險。在推進(jìn)失能老人相關(guān)保障制度建設(shè)方面，不僅要把諸如長期護(hù)理保險、護(hù)理津貼等資金保障作為重點，同時還需要盡快建立面向家庭、機構(gòu)等不同的長期護(hù)理服務(wù)供給模式，如盡快推動全國各地開展居家上門護(hù)理服務(wù)、完善家庭人員照料服務(wù)的認(rèn)定和補償政策等，從而在實踐上逐步建立起能夠促進(jìn)長期護(hù)理服務(wù)充分發(fā)展的機制，以滿足失能老人的長期護(hù)理服務(wù)需求，降低非必要醫(yī)療消費。