一、引 言
“老有所养和老有所医”是人们对老年生活的美好向往,也是加快发展养老服务体系建设,推动养老服务高质量发展的重要目标。近年来,我国人口老龄化程度不断加深,未来将面临更大的压力。同时,老年人对于养老和医疗服务的需求不断提升。医养结合是我国社会养老服务体系的核心内容之一,也是实现养老服务高质量发展的重要内容。其理念在于将养老服务与医疗卫生服务资源相互结合,为居民提供全方位服务(杨翠迎和刘玉萍,2021)。国家“十四五”规划纲要中,明确了推进医养结合的发展和实践是实现“健康中国”战略的重要路径,凸显了医养结合服务在我国人口老龄化发展进程中的重要地位及其作用。由此所引发的思考是医养结合服务的实践效果如何?对于老年人健康养老的效果如何?
目前,我国已经形成了以居家为基础,社区为依托和机构为补充的养老服务模式,而社区居家医养结合服务以居住在社区和家中的老年人为服务对象,为其提供综合、经济、便利的可持续健康养老服务。其简便的服务供给与宽泛的人群覆盖范围,成了医养结合服务模式中主流形式之一,理论上更符合健康老龄化的养老理念。相较于专业的养老服务机构,社区居家则让老年人以家庭和居住地为范畴,留在社区、家庭等相对适宜的养老环境,对于老年人的生活与社会关系延展和提升整体健康水平具有积极的意义(易艳阳,2020;郑研辉和郝晓宁,2021)。这不仅可以提升老年人健康水平,而且能降低养老服务成本,提高医养结合服务享受范围,增加老年人养老服务便利性与服务意愿,进一步实现健康老龄化的目标(原新和金牛,2021)。因此,客观分析和评价社区居家医养结合服务对于老年人的健康效应具有重要的现实意义。本质上,社区居家医养结合服务作为多数老年人所选择的服务模式,其影响力、影响范围相较于生活不能自理和健康程度低下的老年人在数量范围上更广(李长远,2018),但是既有的研究在分析社区居家医养结合的模式特点的基础上,较少能论证其对老年人产生的影响及其机制。而从宏观层面来看,医养结合在实践中仍然存在诸多问题,如医养结合的概念、功能与目标界定不清,医疗服务与养老服务在资源配置、硬件设备和政策体系建设等方面较弱。不同环境、不同模式和不同个体在实践中也会产生较大的差异,这会导致目前我国医养结合服务从需求端和供给端两侧陷入实践困境(杨翠迎,2020)。因此,探寻医养结合服务对于老年人健康老龄化的提高与老年人健康程度的改善,不仅关系到老年人自身的健康效应,对于提升医养结合服务的实践效果也具有现实意义。
医养结合服务模式的探索、发展和实践目前已经有较多的文献进行了研究,但实证分析医养结合服务模式的实践效果与其对老年人产生的影响较少,仅有部分文献从政策评估的角度来研究其对于老年人健康和医疗服务利用水平的影响:王贞和封进(2021)利用医保报销数据来分析论证对医疗费用的实际影响,从居家护理补贴和养老机构补贴的角度进行稳健性检验,并从医疗费用的侧面视角论证了医养结合服务的健康绩效。马超等(2019)分析论证了长期护理保险对于医疗费用控制和价值医疗的潜在影响,研究显示其对于门诊就诊次数和医疗费用支出上存在显著影响,也从另一个角度论证了医养结合服务对医疗服务利用水平的影响。在医养结合的效率层面上,刘桂海等(2020)运用调研数据论证了医养结合服务对于民营养老服务机构的服务影响效率,认为医养结合服务对于养老服务机构的效率存在显著的负向影响,并探讨了医养结合应当从收入效应和成本效应两个角度来提高。同样,宗庆庆等(2020)在利用一项随机对照的干预实验数据来检验老年照料与健康和医疗服务利用水平的关系,在考虑了老年人个体的异质性与健康照料选择的基础上,分析了老年人在照料模式的选择上存在“啄序偏好”,检验并发现了老年人健康照料服务对于老年人医疗服务利用水平存在显著的影响;余央央和封进(2018)以老年人的照料形式为切入点实证检验了家庭照料对老年人医疗服务利用水平的影响效果,并分析了其内在的影响机制。可以看出,学术界已从多个层面和角度就我国医养结合服务模式展开了诸多研究,也就如何对我国医养结合服务的发展与模式的优化提出了比较有针对性的意见,但既有文献未能从医养结合服务模式及老年人个体层面的健康和医疗服务利用水平来展开论证。从社区居家养老服务享受对象和医养结合的特点来看,社区居家医养结合服务在实践中涉及社区居家养老与基层医疗卫生服务等部门,其对老年人的健康促进与精神层面的效果不仅取决于服务本身,还体现在老年人自身的个体差异、子女的情况和资源禀赋等,因此全面综合分析社区居家医养结合服务的实践效果,并进一步剖析政策的异质性及其实现机制,对于评估医养结合服务,优化既有模式和改善老年人健康具有重要的实践意义。
2016年3月和9月,国家先后确立了90个国家级医养结合试点单位,分布在全国各个省份、自治区和直辖市。每个试点单位包含医养结合服务实践的多种模式。本文在对我国医养结合服务的发展与模式进行系统梳理的基础上,选取社区居家医养结合服务模式为研究对象,以2016年我国全面推广医养结合服务试点作为准自然实验,实证检验了社区居家医养结合服务对老年人的健康与医疗服务利用水平的影响。我们的研究发现,社区居家医养结合服务改善了老年人的健康自评,优化了老年人医疗服务利用水平,并显著提升了慢性病的管理与门诊就诊随访概率。但社区居家医养结合对于老年人身体机能和精神健康层面的改善并不明显。服务效果受到不同老年人个体因素(年龄、性别、收入、婚姻状况等)与代际因素(居住区域、子女数量、是否有子女照料、子女受教育程度等)的异质性影响。而体检、照料、上门巡诊、健康管理和娱乐活动等服务显著提高了老年人的健康自评,促进了慢性病管理。
本文可能存在如下边际贡献:第一,梳理了我国医养结合服务模式的发展背景、现状、不同模式的特点分类与比较优势,并从政策和文献回顾两个角度对我国医养结合服务模式的特点展开比较分析。第二,从理论角度阐述社区居家医养结合服务对老年人生活、健康和医疗服务利用水平的实际效果和影响机制。第三,以2016年内先后确立国家级医养结合服务试点为准自然实验,运用CHARLS2015、2018两期数据,实证检验社区居家医养结合服务对于老年人健康和医疗服务利用水平的影响。本文还深入分析了其异质性和影响机制,对于进一步优化医养结合服务提供了思考和借鉴。
本文的余下安排如下:第二部分为政策背景;第三部分进行理论分析后得出待检验的研究假说;第四部分为本文的研究方法和识别策略;第五部分汇报了基准回归结果及稳健性检验;第六部分为异质性分析;第七部分为机制分析;在第八部分提出了本文的研究结论和政策建议。
二、政策背景
早在2013年,国务院在“积极推进医疗卫生服务与养老服务相结合”的指导意见中提出要开展“医疗卫生资源嵌入到社区、居民家中和养老服务机构的服务”。①2015年,国家重申了推行医养结合的重要性,并就医养结合发展的基本原则、目标、实践形式、保障措施和组织实施等细节进行了明确说明。②2016年,我国先后两批确立了90个国家级医养结合试点单位,分布在我国各省、自治区和直辖市,致力于形成具有当地特色的医养结合实践模式,探寻符合我国国情的医养结合实践路径,从而促进医养结合的发展。2019年,国家就医养结合服务的进一步深入发展提出了指导意见,包括强化医疗与养老服务的衔接,推进实现医养结合服务的改革,加大政府扶持和优化保障队伍建设等方面。③
广义上,医养结合在其服务实践中包含了医疗(疾病诊断、治疗与康复护理)、养老(基本养老服务、生活照料、精神慰藉)以及两者的相互结合,这是为了实现以医疗服务供给和养老服务需求为核心,多种实践模式并行的多层次健康养老服务。而社区居家医养结合服务主要面向居住在家中或养老服务社区的老年人,其具有家庭养老的环境和机构养老服务的专业性,能够克服家庭养老和机构养老的弊端,其实践模式强调以社区和居家为服务范畴,通过有机整合养老服务资源和医疗卫生资源使老年人能够共享持续性的健康养老服务,能更加积极地促进医养结合,为大多数老年人提供便利实用的健康养老服务,具体如图1所示。
三、理论分析与研究假说
安德森健康行为需求模型(Andersen Behavioral Model of Health Services)从老年人的个体健康需求与自身的身体健康状况层面分析了老年人健康需求所产生的原因,包括个人的健康禀赋与自身的综合因素等。这一视角反映出老年人对医疗服务的需求呈现出异质性、多层次与多样化的特点(Andersen,2005;Li和Lu,2017)。基于健康行为需求与健康老龄化的理论视角,老年人适宜的医养结合服务应满足恰当的服务场所、内容和形式的原则,并在此基础上建立多元化、可持续的多层次健康养老服务体系,这一理念内涵也符合我国社区居家医养结合服务的发展理念。老年人在退休后,养老服务模式选择与养老服务质量对于维护老年人的身心健康与获得感至关重要。相较于专业化的养老服务机构,老年人在社区或家中进行养老,能够提高老年人在其老龄化进程中的社会认同感,提高自我价值的实现,有效提升了老年人的健康水平(Wiles和Leibing,2012)。国外的一些研究论证了老年人在养老服务过程中的选择意愿,认为多数老年居民在退休后有意愿选择在较为熟悉的社区环境中接受生活照料(Spirgienė等,2013 )。对老年人来说,相比于居住在养老服务机构,以社区为中心的养老服务,可以更加简便地获得亲属朋友的照料与关怀。从经济角度来看,社区照顾相比机构照顾,其费用较低,更有利于改善老年人的健康,提高生活满意度和生活质量,降低医疗服务成本等(Chan等,2008)。这说明了社区居家养老服务与医疗服务的有效结合,能够切实提高老年人的养老服务质量,提高健康水平并降低养老和医疗服务成本的支出。
我国目前已基本形成了针对不同层次人群的养老服务体系建设,旨在于满足多元化、多层次老年人的健康养老需求。其中,社区居家养老不同于传统的家庭和养老机构,其特点在于有效地将社会、机构养老服务中的优势和特点与社区居家养老的实际需求相结合。社区居家医养结合服务弥补了单一养老服务模式的欠缺,能够为老年人提供更高性价比和专业化的健康养老服务(李长远,2018)。相比居住在养老服务机构,老年人留在社区、家庭等适宜环境养老,这对于老人的社会关系维系、身心健康与提升服务便捷性等具有积极意义。因此,在社区范围内通过医疗服务资源和养老服务需求与硬件设施的多维度整合,以日托、短托、上门等多种服务形式,为老人提供生活照料、预防保健、康复护理和精神慰藉等健康养老服务(娄方丽等,2013;陈伟涛,2021)。另一方面,社区居家养老也是精神养老的重要寄托,能够满足老年人对家庭赡养和精神养老的需求(穆光宗,2004)。以社区为基础实现医养结合,可以为老年人提供亲情和友情支持,进而满足老年人在安全、尊重、情感、人际交往和自我实现等方面的需求,全面提高老年人的健康状况(白晨和顾昕,2018),这体现了社区居家医养结合服务模式的特点与服务内涵。
社区医疗卫生服务中心与社区居家养老服务机构(托管中心、老年照料中心等)形成了以社区居家医养结合为中心的“嵌入式”网络服务结构,旨在于通过信息共享与医疗、养老服务资源互补,提升医养结合的整体协同能力。社区居家医养结合实现了以基层医疗卫生服务和健康生活照护为主,整合个体、社区、市场和政府层面的多个医养结合服务供给主体,实现了社区居家医养结合服务资源的网格状分布,为提升社区居家医养结合服务的效率奠定了基础(孙建娥和张志雄,2016)。目前,有较多文献证明了社区居家医养结合服务的特点和作用,如李长远(2018)通过健康老龄化的适应性视角,认为社区居家医养结合服务能够贯彻以需求为导向的属地化个性养老的理念和便捷的服务原则,降低老年人的养老服务成本,减轻医疗费用支出,从而进一步提高生活质量。在社区居家医养结合服务的功能上,刘丹和张昱(2021)认为社区居家医养结合能够实现平台化的连接功能。在服务功能属性上,郑研辉和郝晓宁(2021)认为社区居家医养结合服务在资源整合上实现了多模块、跨服务的整合机制,整合了日间照料、社区卫生服务中心、社区综合护理机构等,由点至线地实现了资源的整合,为老年人提供了多层次、多方位的医养服务。医养结合的政策绩效与制度衔接对于医养结合服务模式的优化也产生了影响,一些学者利用医保报销数据分析了长期护理保险的经济与健康绩效,认为长期护理保险对个体的健康可以呈现出替代效应和健康效应,使得长期护理保险对于患者的医疗服务利用水平存在双重影响(王贞和封进,2021)。马超等(2019)分析论证了长期护理保险对医疗费用的控制,从侧面论证了医养结合服务的政策意义。综上所述,充分论证社区居家医养结合服务模式的实践逻辑、服务内涵与政策背景,识别出政策效应与异质性,对于进一步优化医养结合服务模式,提高老年人的健康具有重要的现实意义。根据以上分析,本文总结出以下假设:
假设1:社区居家医养结合服务对老年人的健康养老产生多维度影响,且在不同年龄层面、城乡地区、个体资源禀赋与家庭环境中表现出显著的异质性。
假设2:社区居家医养结合服务所提供的服务内容对不同个体、代际与环境层面的老年人健康养老会产生不同的影响和效果。
假设3:社区居家医养结合服务的关联政策、制度体系建设与服务质量对医养结合服务的质量、老年人健康养老的改善存在显著影响,也会影响老年人的医疗服务利用水平。
四、研究设计与识别策略
(一)研究设计
本文使用北京大学中国健康与营养追踪调查(CHARLS)2015年和2018年两期数据,以2016年我国确立医养结合服务试点作为准自然实验,实证检验社区居家医养结合服务对老年人的健康与医疗服务利用水平的影响。
本文研究的核心内容是医养结合与老年人健康养老,根据医养结合服务的政策颁布和试点时间进行了相应的概念界定。我国医养结合服务的试点在2016年分两批进行,因此本文将2016年确定为医养结合服务的政策冲击时间,2016年之前视为没有发生政策冲击,2016年之后视为受到医养结合服务的政策影响。在此基础上,剔除了年龄不符合研究对象等其他不符合要求的样本,最终共有25242个样本。
(二)识别策略
我们使用双重差分法模型(DID)来识别社区居家医养结合服务对老年人健康和医疗服务利用的影响:
$ \begin{aligned} \;\\ {y}_{it}=\alpha +\beta {Policy}_{it}+{x}_{it}^{,}\partial +{\delta }_{i}+{u}_{t}+ {\varepsilon }_{it} \end{aligned} $ |
其中,
DID检验中主要的挑战在于医养结合服务的对象选择不是随机的,而是相对于生活或者健康程度不佳的老年人。因此,在实证分析过程中
变量 | 均值 | 标准差 | ||
2015年 | 2018年 | 2015年 | 2018年 | |
健康自评 | 3.079 | 3.087 | 1.014 | 1.027 |
社区居家医养结合 | 0 | 0.109 | 0 | 0.311 |
慢性病 | 0.015 | 0.443 | 0.12 | 0.497 |
健康改善 | 2.325 | 2.42 | 0.642 | 0.634 |
记忆力 | 4.096 | 4.124 | 0.839 | 0.802 |
住院 | 0.133 | 0.168 | 0.34 | 0.374 |
健康程度 | 2.961 | 2.948 | 0.9 | 0.931 |
门诊 | 0.195 | 0.165 | 0.396 | 0.371 |
生活满意程度 | 2.4 | 2.457 | 0.64 | 0.644 |
精神状态 | 1.866 | 1.928 | 1.11 | 1.098 |
注意力 | 1.822 | 1.917 | 1.095 | 1.09 |
ADL | 0.008 | 0.01 | 0.089 | 0.101 |
医疗保险 | 0.933 | 0.827 | 0.25 | 0.378 |
精神健康 | 0.884 | 0.872 | 0.32 | 0.334 |
1. 社区居家医养结合。医养结合服务是老年人退休后在居家、社区或养老服务机构所享受的养老、护理等一系列服务。本文将医养结合服务界定为社区居家医养结合服务。CHARLS2018年的问卷中给出了“您是否享受了以下社区居家养老服务”的问题,其中给出了7种常见的社区居家养老服务,包括上门护理、日间照料、健康体检、精神慰藉、家庭病床、娱乐服务、定期体检和健康管理。本文将这7类指标进行合并整理,定义1为享受,0为没有享受。CHARLS2015年的数据库中没有此项指标的变量,因此在2016年的政策冲击基础上,能够形成一个两期的平衡面板数据,更加直观地衡量社区居家医养结合服务的政策效果。
2. 解释变量。本文旨在分析医养结合对老年人健康养老的影响。在核心解释变量的选取上,我们根据CHARLS的数据可获取性和既有文献的做法,分别选取自评健康、慢性病、身体机能(ADL)、是否门诊和是否住院情况来衡量。CHARLS问卷中分别对个体的健康水平给出了自我评分,对于慢性病管理则是根据问卷中若干个慢性病的变量进行合并而成。问卷中提及“您是否患有下列慢性病”,考察医养结合对于慢性病在患病后的管理。在门诊和住院上,问卷分别提出了“您是否前往门诊或者接受上门医疗服务”以及“您最近是否住院”,分别考察老年人在享受医养结合服务中,门诊就诊随访概率及其医疗服务利用水平的频率变化。对于个体的精神健康衡量,既有文献多数采用自评满意程度来衡量,但该方法存在较强的主观性。因此,本文参照了既有文献的做法和CHARLS数据库的可获取性,采用国际上通用的精神抑郁测量方式,根据CHARLS问卷中的量表问题来衡量其精神满意程度。
3. 影响医养结合服务的其他因素。在医疗服务利用水平与健康行为的客观关系中,安德森健康行为模型被广泛用于刻画影响健康的各因素(Leibowitz,2004;Anderson等,2005;李华和俞卫,2013)。影响个人健康的主要因素包括个体的生活习惯、医疗服务利用情况和个体的特征(包括个体的资源禀赋等),而影响个体健康的因素也会间接影响到健康程度(Busch和Duchovny,2005)。这种对健康的影响也会呈现出不同年龄层面的异质性。基于数据的可获取性,我们确定了教育、健康改善、照料形式、居住区域、生活满意程度等因素作为控制变量。
五、实证结果与分析
(一)基本回归
为了识别社区居家医养结合对于老年人的医疗服务利用水平和健康的影响,表2汇报了社区居家医养结合服务对于老年人身体健康自评、精神健康改善、身体机能与医疗服务的实证结果。从结果来看,社区居家医养结合服务改善了老年人的健康自评,优化了老年人的医疗服务利用水平,并显著促进了慢性病管理与门诊就诊随访的概率,但社区居家医养结合对于老年人身体机能(ADL)、精神健康层面的改善不明显。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.0169 | 0.0438*** | 0.0588*** | −0.00264 | 0.00415 | 0.0121 |
(0.0244) | (0.0110) | (0.00780) | (0.00202) | (0.00433) | (0.0101) | |
个体层面因素 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
家庭层面因素 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
健康状况因素 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
精神层面因素 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.466*** | 0.0567* | 0.00254 | 0.0194*** | 1.013*** | 0.115*** |
(0.0800) | (0.0306) | (0.0217) | (0.00564) | (0.0121) | (0.0283) | |
观测值 | 14 593 | 25 236 | 25 242 | 25 242 | 25 242 | 25 242 |
R-squared | 0.341 | 0.057 | 0.398 | 0.014 | 0.044 | 0.049 |
注:控制变量包括个体层面因素,如身体机能、居住区域、教育程度等;家庭层面因素,如照护情况,健康改善等;健康状况因素,如是否住院、健康水平、医疗保险等;精神层面因素,如精神抑郁状况、生活满意程度等。下表同。 |
(二)稳健性与安慰剂检验
我们从以下几个角度来考虑基准回归的稳健性和安慰剂检验:第一,本文研究了社区居家医养结合服务的政策效果,而居住在养老服务机构的老年人也享受由专业养老服务机构所提供的医养结合服务。因此,对比分析社区居家和机构对老年人享受医养结合服务的差异也可以作为社区居家医养结合服务实施的安慰剂检验。表3汇报了居住在养老服务机构的老年人享受医养结合服务的情况。可以看出,无论是健康自评、慢性病改善还是身体机能,其改善程度均不明显,从另一个角度论证了社区居家医养结合服务的政策效果。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | −0.0224 | −0.0440 | −0.0133 | 0.00307 | 0.00756 | −0.0401 |
(0.0798) | (0.0364) | (0.0259) | (0.00671) | (0.0144) | (0.0336) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.467*** | 0.0584* | 0.00469 | 0.0193*** | 1.014*** | 0.115*** |
(0.0800) | (0.0306) | (0.0217) | (0.00563) | (0.0121) | (0.0283) | |
观测值 | 14 593 | 25 236 | 25 242 | 25 242 | 25 242 | 25 242 |
R-squared | 0.341 | 0.057 | 0.397 | 0.014 | 0.044 | 0.049 |
(三)排除政策存在的外溢性
本文使用DID进行政策评估所面临的另一个问题是可能会存在不符合医养结合服务的对象同样接受了医养结合服务,此情况可理解为政策的外溢性(陈昊等,2020)。若在估计过程中出现政策外溢性,其估计结果难以真实反映所研究的问题。我们重新界定不同年龄阶段的老年人来分析社区居家医养结合政策的实施是否存在外溢性。接下来选取了45—60周岁年龄阶段人群,并重新进行了估计,如表4所示。可以看出,虽然该年龄段样本的人群在门诊随访就诊和慢性病改善层面上具有显著性,但相比60岁以上的人群,其政策效果明显偏弱,并且在健康自评、精准健康层面改善和住院情况与60岁以上人群存在较大差异。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.155 | 0.132** | 0.184** | −0.000701 | −0.0336 | −0.0411 |
(0.132) | (0.0586) | (0.0752) | (0.00480) | (0.0313) | (0.0511) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.408*** | 0.107* | 0.444*** | -0.00204 | 0.967*** | 0.221*** |
(0.128) | (0.0554) | (0.0710) | (0.00453) | (0.0295) | (0.0482) | |
观测值 | 4 690 | 5 449 | 5 449 | 5 449 | 5 449 | 5 449 |
R-squared | 0.383 | 0.067 | 0.081 | 0.008 | 0.055 | 0.050 |
(四)排除政策可能存在的识别不足
为了进一步排除政策在实施过程中所造成的不足,除了将问卷中“是否享受以下社区居家养老服务”作为核心解释变量来进行评估外,我们通过替换核心解释变量来进一步分析。理论上,社区居家医养结合服务的提供形式既包括了CHARLS问卷中所提及的日间照料、家庭病床、定期体检、上门巡诊等若干项目,还包括家庭医生签约服务(高鹏等,2021)。我们借鉴了既有的研究,表5汇报了以“是否签约家庭医生服务”作为替代变量进行的实证结果。可以看出,用家庭医生签约服务作为社区居家医养结合的替代变量进行检验后,各变量的实证结果及其经济含义与基准回归基本相同,并且由于家庭医生签约的实际特点,也能够更显著提升患者的身体机能和住院医疗服务利用水平,说明基准分析中并不存在识别不足的情况。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
家庭医生签约 | 0.0395 | 0.0424* | 0.0848*** | 0.00842** | 0.00800 | 0.0468** |
(0.0481) | (0.0218) | (0.0155) | (0.00401) | (0.00858) | (0.0201) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.426*** | 0.0154 | −0.0809*** | 0.0108 | 1.006*** | 0.0680* |
(0.0938) | (0.0377) | (0.0267) | (0.00694) | (0.0148) | (0.0348) | |
观测值 | 14 593 | 25 236 | 25 242 | 25 242 | 25 242 | 25 242 |
R-squared | 0.341 | 0.057 | 0.398 | 0.014 | 0.044 | 0.049 |
六、异质性分析
(一)子女数量的替代效应
表6和表7分别汇报了在有子女和没有子女的样本中,老年人享受社区居家医养结合服务的效果。理论上,子女数量与老年人所需要享受的社会养老服务资源数量呈现反向影响,即子女数量越多,子女所承担的养老工作就愈多,使得社区居家医养结合服务对于老年人的影响程度变弱。可以看出,拥有子女的老年人和没有子女的老年人相比,在老年人的健康改善和慢性病管理方面均呈现出了相似的显著性水平。其中,有子女的老年人在健康自评层面能显著提高5.96%,慢性病管理能显著提升9.98%,并在10%显著性水平上显著。而没有子女的老年人在住院概率和门诊就诊随访概率方面的显著性高于有子女的老年人群体,在慢性病管理上也更为显著,这也反映出没有子女的老年人享受社区居家医养结合的频率更高,因此其效果也更为显著,而老年人身体机能与精神健康改善并未体现出显著的促进作用。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.596* | 0.117 | 0.0998* | 0.00190 | −0.0803 | −0.0699 |
(0.354) | (0.142) | (0.0596) | (0.0225) | (0.0596) | (0.125) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 3.108*** | −0.145 | 0.105* | 0.00666 | 0.0299 | −0.111 |
(0.504) | (0.206) | (0.0581) | (0.0365) | (0.0794) | (0.176) | |
观测值 | 568 | 1 245 | 1 247 | 1 247 | 1 247 | 1 247 |
R-squared | 0.383 | 0.081 | 0.518 | 0.067 | 0.100 | 0.097 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.0136 | 0.0428*** | 0.0588*** | −0.00268 | 0.00455 | 0.0127 |
(0.0244) | (0.0110) | (0.00788) | (0.00204) | (0.00434) | (0.0102) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.459*** | 0.0587* | 0.00117 | 0.0197*** | 1.013*** | 0.119*** |
(0.0808) | (0.0309) | (0.0221) | (0.00570) | (0.0121) | (0.0285) | |
观测值 | 14 336 | 24 709 | 24 713 | 24 713 | 24 713 | 24 713 |
R-squared | 0.342 | 0.058 | 0.397 | 0.014 | 0.044 | 0.050 |
(二)子女受教育情况
社区居家医养结合服务主要针对晚上居住在家的老年人,其白天可以享受社区或者居家上门的服务。既有的文献从人力资本积累情况论证老年人的养老服务质量。理论上,子女的人力资本积累与受教育程度差异能够从另一个角度影响社区居家医养结合服务的享受情况和服务质量。表8和表9分别汇报了拥有高中以上和高中以下文化程度子女对于老年人享受医养结合服务的影响程度。可以看出,两组老年人在享受社区居家医养结合服务中存在较大差异。子女接受高中以上教育群体的老年人在享受医养结合服务中,能显著提升健康自评,促进慢性病的有效管理,也能够显著提升门诊随访就诊和医疗服务利用水平,而对于身体机能和精神健康改善不显著。文化程度较低的子女组的老年人在享受社区居家医养结合中除身体机能得到提高外,其余方面的效果均不明显,表现出了子女教育层面的代际异质性。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.0150 | 0.0472*** | 0.0639*** | −0.00491** | 0.00305 | 0.0148 |
(0.0251) | (0.0112) | (0.00910) | (0.00206) | (0.00455) | (0.0104) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.552*** | 0.0926*** | 0.00353 | 0.0212*** | 1.011*** | 0.127*** |
(0.0894) | (0.0343) | (0.0277) | (0.00629) | (0.0139) | (0.0318) | |
观测值 | 11 280 | 18 480 | 18 483 | 18 483 | 18 483 | 18 483 |
R-squared | 0.346 | 0.063 | 0.373 | 0.015 | 0.046 | 0.055 |
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
Tread×post | 0.0179 | −0.0140 | 0.00499 | 0.0276*** | 0.0152 | −0.0438 |
(0.0972) | (0.0469) | (0.0216) | (0.00810) | (0.0157) | (0.0408) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
常数项 | 2.061*** | −0.0349 | −0.0913 | 0.0102 | 1.006*** | 0.182* |
(0.264) | (0.125) | (0.0577) | (0.0195) | (0.0378) | (0.100) | |
观测值 | 2 788 | 3 311 | 3 313 | 6 759 | 6 924 | 5 640 |
R-squared | 0.343 | 0.056 | 0.509 | 0.018 | 0.046 | 0.046 |
(三)城乡差异④
根据分析结果,从健康层面来看,城镇居民在享受社区居家医养结合服务时,每增加一个单位,其慢性病管理改善增加8.17个百分点,门诊随诊就诊概率提高5.92个百分点,且在1%的显著性水平上显著为正。而农村地区老年人对于慢性病的管理程度显著高于城镇样本,在门诊就诊随访方面也较为显著,但二者对于身体机能和精神层面的改善不显著,这表明了社区居家医养结合服务在城乡地区的差异性。
(四)不同年龄阶段
不同年龄阶段人群在享受社区居家医养结合服务过程中,因为自身健康状况差异而呈现不同的政策效果。理论上,年龄越大的人在享受医养结合服务中会因其个体因素的变化而产生不同的效果。根据分析结果,65—80岁年龄段老年人在门诊随访就诊和慢性病管理上呈现显著的提升作用,但在精神层面和身体机能上未能显著提升。而相比基准回归,门诊随访概率和慢性病管理层面的显著性有所降低,表明了医养结合服务在不同年龄阶段人群的效果异质性。
七、机制检验
(一)社区居家医养结合服务的影响机制检验
表10汇报了社区居家医养结合服务对老年人健康与医疗服务利用水平的影响机制。根据CHARLS2018年问卷所提出的“您是否享受以下社区居家养老服务”的有关问题,我们采用了社区居家医养结合与相应服务形式的交互项来进行检验。可以看出,在不同的被解释交互项当中,每增加一个单位的体检,对于患者的慢性病改善和门诊就诊随诊概率分别提升4.87%和5.96%,其回归系数在1%的显著性水平上显著为正。每增加一个单位的上门巡诊服务,能够提高9.41%的健康自评,提升6.21%的门诊随访概率和7.49%的慢性病改善。增加一个单位的社区日间照料能够显著提升1.07%的门诊就诊随访概率。增加一个单位的娱乐活动能显著提升2.61%的精神健康水平,且在10%显著性水平显著。这一实证结果充分论证了社区居家医养结合服务通过不同的服务形式,其在提高老年人健康过程中发挥了重要的作用。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
体检×医养结合 | 0.0310 | 0.0487*** | 0.0596*** | −0.00408 | 0.00406 | 0.0181 |
(0.0266) | (0.0113) | (0.0151) | (0.00260) | (0.00589) | (0.0122) | |
日间照料×医养结合 | −0.0424 | 0.107** | −0.0276 | −0.00636 | 0.0172 | −0.00186 |
(0.123) | (0.0534) | (0.0715) | (0.0123) | (0.0279) | (0.0578) | |
上门巡诊×医养结合 | 0.0941* | 0.0621*** | 0.0749** | 0.00403 | −0.00223 | 0.0228 |
(0.0540) | (0.0230) | (0.0308) | (0.00531) | (0.0120) | (0.0249) | |
家庭病床×医养结合 | −0.229 | 0.200 | 0.0430 | −0.00565 | 0.0428 | −0.0809 |
(0.284) | (0.127) | (0.170) | (0.0294) | (0.0665) | (0.138) | |
社区护理×医养结合 | −0.0286 | 0.0331 | 0.123 | −0.00337 | −0.0370 | −0.0281 |
(0.133) | (0.0607) | (0.0791) | (0.0132) | (0.0298) | (0.0619) | |
健康管理×医养结合 | −0.0589 | 0.0461 | 0.0620 | −0.00412 | −0.0303* | 0.0103 |
(0.0835) | (0.0349) | (0.0467) | (0.00806) | (0.0182) | (0.0378) | |
娱乐活动×医养结合 | −0.0751 | 0.0347 | 0.0297 | 0.00218 | 0.0261* | −0.0240 |
(0.0679) | (0.0281) | (0.0376) | (0.00649) | (0.0147) | (0.0304) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
(二)老年人个体因素对社区居家医养结合的效果影响
老年人在享受社区居家医养结合服务过程中,其实践效果受到多重因素的影响。理论上,老年人自身的资源禀赋对于健康和医疗服务利用水平产生影响。表11汇报了不同性别、收入、教育与婚姻对于老年人医养结合服务的影响。可以看出,收入水平的高低对于老年人的健康、精神层面改善和医疗服务利用水平产生显著影响,婚姻状况对于老年人的慢性病改善情况和门诊就诊随访概率产生显著影响。性别差异也会显著影响老年人的医疗服务利用水平和慢性病的改善程度,但在教育层面没有表现出任何的异质性影响,这说明了老年人个体的资源禀赋对于医养结合服务的效果也会产生较为明显的影响。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | |
健康自评 | 是否门诊 | 慢性病 | ADL | 精神健康 | 是否住院 | |
性别×医养结合 | −0.0330 | 0.0229 | 0.0466** | −0.00240 | 0.0107 | 0.0302* |
(0.0339) | (0.0144) | (0.0192) | (0.00330) | (0.00750) | (0.0155) | |
收入×医养结合 | 0.148*** | 0.0125 | −0.0123* | 0.00242 | −0.00845** | 0.0417*** |
(0.0302) | (0.00954) | (0.00677) | (0.00176) | (0.00376) | (0.00880) | |
教育×医养结合 | −0.0338 | 0.129 | 0.0338 | −0.00137 | 0.00589 | 0.0230 |
(0.190) | (0.0787) | (0.0559) | (0.0145) | (0.0310) | (0.0727) | |
婚姻×医养结合 | 0.000219 | 0.0437*** | 0.0561*** | −0.00187 | 0.00167 | 0.0186 |
(0.0282) | (0.0119) | (0.0160) | (0.00255) | (0.00608) | (0.0128) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
省份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
八、研究结论与政策建议
本文以2016年国家推行医养结合政策试点为准自然实验,通过CHARLS 2015和2018年两期面板数据,实证检验了社区居家医养结合服务对于老年人健康和医疗服务利用水平的实际情况。研究发现,社区居家医养结合服务改善了老年人的健康自评,提升了老年人的医疗服务利用水平,并显著促进了慢性病的有效管理,但社区居家医养结合对于老年人身体机能改善和精神健康层面的改善不明显。另外,我们发现服务效果受到老年人的个体因素(年龄、性别、收入、婚姻状况等)与代际因素(居住区域、子女个数、是否有子女照料、子女受教育程度等)的异质性影响。从机制检验来看,社区居家医养结合服务通过体检、照料、上门巡诊、健康管理、娱乐活动服务等不同形式,显著提高了老年人的健康自评水平和慢性病改善程度,提升了老年人的医疗服务利用水平和精神健康。这一系列结论对于我们重新思考和分析医养结合服务具有重要的实践意义。
我国从2016年确立了90个国家级医养结合试点地区,在国家层面的指导和部署下全面开始推广医养结合服务工作。虽然医养结合服务模式的开展能够从社区、居家、养老服务机构和基层医院等多个维度以及不同衔接制度来实现模式的推广,但从覆盖人群角度来看,社区居家养老服务方式依然是大多数老年人首要选择的养老服务方式,因此深入评估社区居家医养结合服务具有重要意义。总体上,社区居家医养结合服务在提升老年人健康和优化医疗服务利用水平方面具有显著的促进作用,但这一结论在不同的老年人个体、区域和政策层面均呈现出较强的异质性。未来应当从如下几个层面实现社区居家医养结合服务模式的优化。
首先,重新梳理社区居家医养结合服务的主体行为逻辑,细化服务内涵,基于不同服务群体、老年人资源禀赋与个体环境差异,实现精准化医养结合服务供给。以提高多层次老年人健康为目标,深入持续推进老年人的健康与医疗服务利用水平。
其次,理清社区居家医养结合服务模式中服务主体、目标与对象之间的需求层次与需求关系,利用信息技术手段,提升医养结合服务在供给端的效率。落实以需求为导向的原则,打破政策制度和硬件制度的制度壁垒,探寻社区居家医养结合跨区域、跨机构的模式创新机制。积极利用数据、区域和平台资源的整合优势,提升医养结合服务模式的适应性调整能力,提高社区居家医养结合服务的资源整合效率,从而提高医养结合服务的协作能力。
最后,进一步优化医养结合的顶层设计,明确医养结合的基本制度。加大医养结合服务与各类商业保险产品的功能性组合,提升医养结合服务的产品供给。在以政府为主导的基础上实现制度、人才、硬件资源等方面的多维度协同,积极有效地优化医养结合服务的政策体系建设,在现有服务模式中引入第三方服务监管与需求识别体系,实现对医养结合服务中供给端质量的监管与需求端服务的精准化识别,并在此基础上进一步深入总结试点地区的实践经验,形成医养结合的基本制度,进一步加快推动医养结合服务的试点范围,全面提升医养结合服务的高质量发展。
* 感谢上海财经大学公共经济与管理学院第十一届全国“社会保障与社会政策”优秀研究生学术论坛、四川大学第四届“华西卫生政策与经济博士生论坛”、第十九届劳动经济学论坛季会、上海工程技术大学“中国社会保障前沿问题”高峰论坛暨第十二届上海市研究生学术论坛与会专家学者们的宝贵意见,感谢两位匿名评审专家和编辑部老师的宝贵建设性意见,文责自负。
① 《国务院关于加快发展养老服务业的若干意见》(国发〔2013〕35号)。
② 《关于推进医疗卫生与养老服务相结合指导意见》(国办发〔2015〕84号)。
③ 《关于深入推进医养结合发展的若干意见》(国卫老龄发〔2019〕60号)。
④ 限于篇幅,城乡差异和不同年龄阶段的分析表格省略,若有需要可向作者索取。
⑤ 限于篇幅,分析表格省略,若有需要可向作者索取。
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