1. 引言
我国老年人口数量庞大，整个社会步入老龄化社会，人口老龄化问题愈发严重。我国人口老年化严重的原因一方面是在新时代背景下，经济与科学技术快速增长，医疗技术取得了前所未有的突破，将人类的健康和长寿推到了新的高度；另一方面，我国自从上世纪就实行计划生育的国家政策，在受政策影响的五十年中，我国的人口出生率大大减少。如今我国的发展和趋势正处在百年未有之大变局，不仅事关我国的社会发展和经济发展，对于我国的国际竞争力的影响也是非常巨大的。面对不可逆的老龄化趋势，我国政府提出了一系列采取积极应对的想法和措施，颁布文件推进老年人口健康发展。如何对这一老年群体实现经济供养、医疗救助及社会服务，是全面建成小康社会一项重要而紧迫的任务，也是事关社会文明的重要标志。本文依据2018年CLHLS数据，深入分析老年人医疗服务可及性对老年人健康的影响，分析影响可及性的因素并提出扩大老年人医疗服务可及的相关建议。
2. 文献综述
医疗服务可及性用来描述居民个人对医疗卫生服务的实际接受的难易程度 [1]。国外学者安德森首先提出定义，并提出建立医疗服务行为模型。Penchansky等从患者就诊方便程度和患者就诊的困难程度这两个方面衡量医疗服务可及性，五个方面展开研究 [2]。Balarajan Y提出从医疗服务需求侧的角度认为衡量医疗服务可及性的重点是就医距离 [3]。国内很多学者也在对研究医疗服务可及性进行深入探索，宋月萍、谭琳和苗艳青认为医疗服务可及性要分为两类去讨论，一是供方可及性，是医疗机构向患者提供卫生医疗资源的能力；二是需方可及性，是居民个人接受医疗服务的实际情况 [4]。刘昌平和赵洁就医认为医疗服务的可及性受距离、就医交通费用等因素的影响。朱莉华、曹乾和王健在探究医疗服务可及性对居民健康行为的影响中认为就医途中所费时间是评价可及性的重要因素。综上，医疗服务可及性会对老年人产生影响已经成为不争的事实，但是目前大部分学者对医疗服务可及性探讨的都是偏远地区的居民和老年人为研究主体的，研究了很多提高老年人医疗可及性的方法。但是忽略了老年人自身的健康状况。本文选取CLHLS问卷，以医疗服务可及性作为主要方向以研究居民健康行为的影响因素，通过此研究探讨如何更科学有效的提高医疗服务可及性，提高我国老年人的健康水平。
3. 数据与方法
3.1. 数据来源
本文的数据来自于2018年CLHLS (Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey)横截面数据。该调查数据严谨，结构完整，逻辑性强。基于本研究需要筛选出合适的相应变量，并剔除缺失及无效数据后，最终保留的样本量为12,204人。
3.2. 变量与描述
3.2.1. 被解释变量
本文的被解释变量为老年人的健康状况，根据调查问卷中体现老年人在穿衣、吃饭、洗澡、上厕所等基本能力水平的14个问题，依据问卷所给选项分成三个“不需要他人帮助”“借助他人帮助”“完全依靠他人帮助”分别进行赋值，“不需要他人帮助”赋值3分，“借助他人帮助”赋值2分，“完全依靠他人帮助”赋值1分。将14题得分求和从而得到ADL得分，ADL得分数值越高说明受访者的身体状况越好，健康程度越高。
3.2.2. 核心变量
本文的核心变量是医疗服务可及性，是根据CHLHS问卷中的问题并结合受访者给出的回答进行赋值。主要分成两个选项“如果生重病，能及时治疗”、“如果生重病，不能及时治疗”，在本文中将“如果生重病，能及时”视为具有可及性，将“如果生重病，不能及时”视为不具有可及性，剔除“不知道”的样本后，共有样本11,915个。表1是选取的样本中老年人医疗服务可及性的统计概览。
Table 1. Statistics on access to medical services for the elderly
表1. 老年人医疗服务可及性统计
3.2.3. 中介变量
本文的中介变量是是否每年体检，每年体检体现的效用是多重的，一方面每年体检的老人体现出老年人对自己身体健康的重视程度，对老年人的健康水平产生影响；另一方面，体检也需要涉及到医疗服务可及性的问题。将回答中每年体检赋值为1，不参加体检赋值为0。
3.2.4. 控制变量
由表2可知，本次调查研究所采用的数据样本男女比例均衡，分别占受访者比例的43.73%和56.27%。从社会人口基本特征角度选取了性别、婚姻、居住模式、经济状况等变量，从对健康生活产生影响的角度选取了是否吸烟、是否喝酒、是否参加医疗保险、看电视或者听广播的评率、健康自评等变量、距离最近医疗机构的距离等变量。
3.3. 描述性分析
根据研究需要所选取变量的类型和赋值情况如表3，其中健康得分的总分为42分，描述性统计分析出健康得分平均值值为25.87分，标准差为7.438，表示总体体现出我国老年人的健康处于中等水平，并且得分差异较大。可及性的平均值为0.971，说明大部分老年人对医疗服务是可及的。
Table 2. Table of the basic cases of explanatory variables
表2. 解释变量的基本情况表
Table 3. Assignment and descriptive statistics of variables
表3. 变量的赋值和描述性统计
4. 结果
4.1. 基本回归结果
本文聚焦于医疗服务可及性对老年人健康的关系，根据构建模型，采用stata16.0分析软件，如表4用OLS回归模型和采取分步回归的方法对医疗服务可及性对健康影响的进行分析来检验模型的稳健性。其中模型1是选取核心变量的回归结果；模型2中选取了个人特征变量作为控制变量；模型3在模型2的基础上加入了行为习惯控制变量；模型4是加入所有控制变量后得到的回归结果。从模型整体来看，随着各变量的加入，R2值也在不断增加，表示模型的拟合程度较好。
在模型1的回归结果中，可知医疗服务可及性对老年人的健康得分存在显著的影响，影响系数为2.452，说明医疗服务可及性能够有利于老年人的身体健康。在模型2的回归结果中，得出医疗服务可及性对老年人的健康得分也存在显著关系，影响系数为1.172，从个人特征变量上看，性别、年龄、居住模式、经济状况都对老年人的健康有显著的影响，其中年龄对数与健康呈现负相关关系，说明年龄越大，老年人的健康状况越差；婚姻状况对健康的影响程度较小，不具备显著影响。根据模型3所得结果显示，医疗服务可及性与健康还是存在显著关系，影响系数为1.168，从行为习惯控制变量中，是否喝酒和是否吸烟对健康的影响都是显著的，不喝酒和不抽烟的老人身体健康程度更高。模型4的结果也是显著的，影响系数为1.118，参加医疗保险的老人身体健康程度高于未参加老人。
Standard errors in parentheses, **p < 0.05, ***p < 0.01.
4.2. 稳健性检验
为防止以上实证分析存在变量选取和估计方法不合理和内生性问题等原因，为了检验回归结果的稳健性，对核心解释变量进行替换，选取问卷中问题“从您家到最近的医疗机构有多远?”替换原有自变量医疗服务可及性，其他控制变量与表4基本回归结果的第一列一样。根据受访者的回答，将1公里作为划分标准，将受访者的回答是大于或等于1公里赋值为“0”，受访者的回答是小于1公里赋值为“1”，进行回归分析得到表5稳健性检验之自变量替换回归结果。根据自变量替换结果发现，变量的系数的正负和显著程度都和基本回归模型具有高度一致性。
Table 5. Independent variable substitution regression results for robustness test
表5. 稳健性检验之自变量替换回归结果
Standard errors in parentheses, **p < 0.05, ***p < 0.01.
4.3. 用工具变量法处理内生性问题
考虑到上述实证分析可能会因为无法控制的变量遗漏和变量受其他因素影响导致核心解释变量医疗服务可及性存在内生性问题，从而使所得结果存在偏差。选取问卷中“看电视听广播的频次”当作工具变量来处理内生性问题。进而使医疗服务可及性对老年人健康状况的影响效应产生偏差。看电视听广播的频次越高，老年人通过电视或者广播渠道接受的信息越多，接受医疗服务的思想意识越强，可及性就越强。由第一阶段的结果可知，工具变量与医疗服务可及性在1%是水平上呈显著且系数为正。由第二阶段的结果可知，医疗服务可及性与健康也呈正的显著相关关系。在未处理内生性问题前，医疗服务可及性对老年人健康的负向影响抵消了部分正向影响，导致回归系数变小，而采用工具变量法解决内生性问题后，只单纯考虑了可及性的影响，因而系数扩大，但不影响研究的基本结论，结果如表6所示。
Table 6. 2SLS-regression results of access to medical services
表6. 2SLS-医疗服务可及性对健康的回归结果
Standard errors in parentheses, ***p < 0.01.
4.4. 异质性分析
选取问卷中自评经济状况和离最近的医疗机构的距离作为划分标准进行异质性分析，根据自评经济状况的回答将较为富裕和很富裕选项列入为经济富裕组，将老人经济自评状况的回答为很困难、比较困难、一般困难的列入经济困难组，如表7所示，模型(1)经济富裕组和模型(2)经济困难组展现了可及性对健康的影响，经济富裕组的结果不显著，因为对于经济条件富裕的老年人来说，其医疗需求基本得到满足，所以健康状况不受医疗服务可及性的影响；经济困难组的结果显著，对于经济状况困难的老人来说，其购买能力低，可及性对他们的影响大。根据受访者对离最近的医疗机构的距离的回答，将1公里以外作为距离医疗远组，将1公里及以内作为距离医疗近组。模型(3)距离医疗远组和模型(2)距离医疗近组展现了医疗服务可及性对健康的影响，距离医疗远组的医疗服务可及性对健康呈不显著关系，因为距离医疗机构太远，老年人可能会选择其他医疗服务方式代替，导致健康受其他因素的影响，距离医疗近组的医疗服务可及性与健康由显著的相关性。
Table 7. Heterogeneity analysis of access to medical services for different groups
表7. 医疗服务可及性对不同群体的异质性分析
Standard errors in parentheses, *p < 0.1, **p < 0.05, ***p < 0.01.
4.5. 中介效应分析
为了进一步验证每年体检是否在医疗服务可及性对老年人健康的影响中发挥显著的中介作用，本文采取逐步回归的方法进行检验，结果如表8所示。
在模型2中，是否体检与医疗服务可及性在1%的水平上呈现显著促进作用 相关系数为0.0845。在模型3中体检与老年人健康显著相关，相关系数为2.077。在模型4中医疗服务可及性与老年人的健康仍旧显著正相关，相关系数为0.949，模型4的系数大于模型1基本回归的系数，因此是否体检在老年人健康与医疗可及性中起到中介作用。
Table 8. The mediating role of participation in medical examinations in the health effects of access to medical services on the health of the elderly
表8. 是否参加体检在医疗服务可及性对老年人健康影响的中介作用
Standard errors in parentheses, ***p < 0.01.
5. 结论与建议
本文研究结果显示，医疗卫生服务可及性与老年人健康有着显著的正向关系。因此，可从提升老年人群体卫生服务的可及性角度出发，探索促进老年人健康的途径与方法以推动我国健康老龄化目标的实现 [5]。从医疗卫生领域来看，提高和充分发挥医疗卫生服务机构的效率，可在一定范围内保障老年人获得医疗服务的空间可及性。一是要提升基层医疗机构服务能力，大力培养全科医生，持续推进“家庭医生签约服务”，着力改善“签而不约”的现状，通过家庭医生上门服务，可切实解决老年人因行动不便或无人陪同导致的医疗服务不可及，进而提升老年群体的健康水平；二是丰富供给主体以满足对医疗服务有强烈需求的老年群体，鼓励和引导社会资本对养老产业的投入与建设，大力发展养老院、老年人护理中心等养老机构；三是研究结果表明参加社会医疗保险对老年人的健康有着积极作用，因此，进一步健全医疗保障体制、充分发挥商业保险的作用，提升老年人获取医疗卫生服务的经济可及性，从而降低该群体的就医负担 [6]。地理位置、经济发展水平及对医疗卫生事业的财政投入都是影响医疗服务可及性的结构性因素，而这些因素并非无法改变，但往往超出了卫生部门的能力与权限 [7]。提高医疗服务的可及性仅仅靠医疗卫生部门是实现不了的。在老龄化进程逐渐加快的背景下，提高老年群体的医疗服务可及性以保障老年人的健康是国家和政府的全体责任。长期来看，医疗服务可及性的提高需与公共服务体系相配套。例如，相对偏远的地区，其交通等公共设备的普及，将会降低由于地理因素导致的医疗服务不可及问题。除此方式外，可通过提高人口密度进行改善，这与城市化的要义契合，加之脱贫攻坚战打响以来，易地扶贫搬迁、健康扶贫等政策进一步降低了将居民纳入医疗服务可及范围内的边际成本。因此，不能就提高医疗服务可及性论如何提高可及性，而是需要将其放在脱贫攻坚及全面建成小康社会的大背景下予以考虑 [8]。
医疗卫生健康关乎着每一个家庭的发展，所以家庭是发展智慧医疗中关键的部分 [9]。鼓励智慧医疗走入家庭，从而实现智慧医疗从大到小地融入家庭的医疗过程之中，智慧医疗信息系统使村民看病问诊更加便捷，减少了村民看病的支出，提高了医疗卫生的公平性和可及性。智能穿戴设备能实时监测个人健康数据，便于患者做好个人健康管理。针对农村老龄化严重、留守老人增多、失能与慢性病占比较高的现状，智能穿戴设备不仅让在外的子女放心，其实时又便捷的性能有利于提高了农村人员对智慧医疗的接纳度。不断扩大智慧医疗覆盖人群，以达到村民积极参与智慧医疗多元主体协同的最大成效。
社会经济的发展必然会导致人口老龄化，同样这一重大社会问题也是当今人类社会所要共同面临的。人口老龄化程度的加剧使老年人的社会服务承受着巨大的压力，加速推动老年社会机构建设，俨然成为应付人口老龄化挑战的紧要方法之一 [10]。针对不同老年群体的特质，以及老年福利设备需求上的差别，为老年人建立不同标准和程度的社会机构，以满足各种特征的老年人群体的多方面需要，建设与高龄、失能老人需求更为适应的社区服务平台。