時間：2022-09-01 22:41:05
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當前，“看病貴”已成為社會熱點和焦點，“看病貴”反映的就是居民醫療保健消費支出增幅過快、水平過高。醫療保健居民消費增長快盡管當前我國醫療保健消費總體水平不高，但是醫療保健居民消費卻增長很快。改革開放以來，我國城鄉居民醫療保健消費支出的增長速度一直保持在15%～30%左右，高于發達國家13%的增長率[6]。醫療保健消費的快速增加，反映了廣大人民群眾對身體健康的關注程度在不斷提高，在身體健康方面的投資意愿在日益增強。醫療保健消費支出占居民生活消費支出的比重上升1991～2006年，我國居民生活消費的8項支出構成排序發生了明顯變化，食品支出雖然仍位居第一，但比重已快速下降（下降18.04個百分點），醫療保健支出所占比重快速增長，從1991年的2.21%上升到2006年的7.14%，上升了4.93個百分點，見表1。醫療保健消費人均支出居各類消費性支出增幅之首1998～2007年，我國城鄉居民醫療保健消費人均支出從205.16元增長到699.09元，增長了2.4倍，年均增長速度14.59%，成為居民消費增長的“領頭羊”，見表2。居民醫療保健消費支出增速快于收入增長1998～2007年，我國城鄉居民醫療保健消費人均支出的年均增長速度達到14.59%，超過了居民可支配收入的年均增長速度（10.92%），醫療保健消費支出占可支配收入的比重從3.78%提高到5.07%，提高了1.29個百分點，特別是城鎮低收入家庭，醫療保健消費增速明顯超過其收入增長幅度，低收入居民家庭醫療消費占生活消費份額過大，影響生活質量的提高。對于可支配收入水平較低的城鎮居民家庭，由于醫療消費支出的增加在很大程度上抵消了可支配收入的增加，而且低收入居民家庭醫療保健消費支出的增長高于消費性支出的增長，導致收入越低的居民家庭醫療消費支出擠占正常消費的情況越嚴重[7]，不僅嚴重影響了生活質量，而且導致醫療消費支出壓力增大，形成惡性循環，見表居民對醫療保健服務的要求越來越高除了量的急劇增長外，城鄉居民對醫療保健服務質的要求也越來越高、越來越多樣化。為此，大多數醫療機構都開設了特需門診及特需病房、添置了先進的設備儀器、建立了各式各樣的?？浦委熤行?、增加了檢查治療的項目、采用了不同的管理模式，為廣大病人提供更加高水平、高質量的服務。居民對基本醫療的有效消費不足盡管當前醫療保健居民消費支出增長快、要求高，但居民對基本醫療的有效消費卻仍顯不足。全國衛生服務調查顯示，1998年我國居民兩周未就診率為38.5%，2003年提高到48.9%，2008年回落至37.6%；其中2003年農民的兩周未就診率達到45.8%，兩周未住院率超過30%，31.4%的農民有病采取“自我醫療”的方式[8]。居民兩周未就診率、未住院率較高，顯示基本醫療的有效消費不足。
醫療保健公共消費低對其他消費產生了“擠出效應”
我國醫療保健公共消費一直都處于較低水平，近年來甚至有下降趨勢，這也間接導致了我國醫療保健居民消費比重的提高。醫療保健公共消費在醫療保健消費中的比重偏低醫療保健公共消費包括政府衛生支出和社會衛生支出。據衛生總費用核算數據顯示，2010年我國衛生總費用19980.4億元，其中政府衛生支出5732.5億元（占28.69%），社會衛生支出7196.6億元（占36.02%），兩者合計占64.71%[8]?？梢姡陙黼S著我國政府衛生投入的增加和各項醫療保健制度的完善，醫療保健公共消費有所提高，但在衛生總費用中所占比重卻仍然較低，遠低于OECD國家，如加拿大（70.5%）、芬蘭（75.1%），甚至低于部分中低收入國家，如阿根廷（71.3%）、古巴（85.5%）、泰國（74.3%）（以上均為2008年數據）。醫療保健公共消費不足，對居民其他方面的消費產生了“擠出效應”通過與世界主要國家和地區消費結構的對比發現，相同收入水平下，由于我國政府在過去數年中對教育、醫療等社會發展事業的財政投入不足，我國城鄉居民用于醫療保健的支出比重分別高出世界平均水平2.8個和1.45個百分點[9]。有研究顯示，2005年，我國城鄉居民用于教育和醫療的額外支出對其他商品和服務消費產生的擠出效應達到5810.7億元，以此推算，如果政府在教育、醫療等公共服務領域的投入到位（5810.7億元約占當年財政支出的17.2%），城鄉居民用于教育和醫療的支出比重得以降低至世界平均水平，我國居民消費率可以從目前的38.2%提高到41.3%，最終消費率可由目前的52.1%提高到55.2%，比目前水平高出3.1個百分點[9]。
（一）20世紀90年代以來城鄉居民消費的變化趨勢
20世紀90年代以來，隨著經濟快速發展，我國居民儲蓄率呈下降趨勢，最終消費率和居民消費率都呈上升趨勢，但進入2000年以后，居民儲蓄率持續上升，消費需求卻開始萎靡不振，經濟增長大部分依賴于出口和投資，結構性矛盾日益突出。圖1描述了90年代中后期我國居民消費和儲蓄的變動過程。以2000年為分界點，居民消費率和最終消費率經歷過一個先上升后下降的過程，而居民儲蓄率的變動則正好相反。其中最終消費率先從1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消費率則從46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一時期，居民儲蓄率則是從24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。圖2描述了90年代中后期我國城鄉居民平均消費傾向，可以發現城鄉居民消費傾向的變化特征并不相同。其中1995－2000年間城鄉居民的平均消費傾向在波動中呈下降趨勢，2000年以后城鎮居民消費傾向下降的趨勢加快，而農村居民平均消費傾向較為穩定，2005年以后農村居民消費傾向開始高于城鎮居民。但同一時期城鎮居民人均可支配收入增長率為13．45％，農村居民人均純收入的增長率為12．5％，城鎮居民收入增長速度快于農村居民。由此可見2000年后居民消費率的下降主要是由于城鎮居民的消費下降所引起的，而消費下降并不是由收入下降所導致的。主要是因為2000年前后正是我國經濟體制改革深化的重要階段，這一階段傳統的福利制度如教育、住房、醫療和社保體制的市場化改革也隨之逐步展開。根據預防性儲蓄理論，各項改革措施的實施導致居民對未來預期不確定性增加，因此開始降低當期消費，增加預防性儲蓄。已有的研究表明居民儲蓄意愿首位是由不確定所帶來的預防性儲蓄動機，目前為應對未來不確定的儲蓄動機已占到57．7％，其中為醫療（養老＋防?。┒M行的預防性儲蓄動機已占總儲蓄意愿的12．3％（甘犁、劉國恩，2010）。值得注意的是，由于城鎮居民經歷了比農村居民更為曲折的改革路徑，因此城鎮居民的預防性儲蓄動機要強于農村居民，其消費傾向也快速下降。在幾項重大體制改革之中，醫療體制改革對城鎮居民具有重要影響，接下來我們將基于微觀調查數據考察城居保這項重要的醫療體制改革對城鎮家庭消費的政策效果。
（二）城鎮居民基本醫療保險改革
為了適應市場經濟的發展，我國自1998年開始正式建立城鎮職工基本醫療保險，該保險制度只覆蓋了部分城鎮從業者，沒有將非正規就業的勞動者和無繳費能力的職工覆蓋，上述弱勢群體只能以自我保障和家庭保障為主。為了完善城鎮的醫療保障制度，填補城鎮醫療保障制度覆蓋的空白區，國家開始建立城鎮居民基本醫療保險（簡稱城居保）。城居保主要以沒有參加城鎮職工醫療保險的城鎮未成年人、老年人以及無工作的居民為參保對象，是由政府主導建立并引導個人、家庭和集體等多方籌集資金，以大病統籌為主的醫療保險制度。近幾年我國政府相繼出臺了一系列政策循序漸進地推動城鎮居民基本醫療保險制度的完善，逐步覆蓋我國全體的城鎮非從業居民，保障城鎮居民能夠平等地獲得基本醫療服務。2007年城居保在全國79個城市啟動試點，2008年進一步擴大了試點的范圍，2009年試點城市達到80％以上，2010年在全國范圍內推廣實施。由于城居保所要覆蓋的人群是經濟水平多樣化且分布分散的多個群體組合，因此在具體實施中，遵循自愿參加的原則，但為了減少逆向選擇的發生，有些試點城市也在嘗試以戶為單位自愿參保。根據CFPS項目的入戶調查數據，得到調查地區城居保的參保情況，結果見表1。2008年北京、上海和廣東三個樣本城市城居保的參保比例為12．29％。2007－2008年間城職保的參保比例小幅增加，而城鎮居民中新農合和其他醫療保險的參保比例大幅下降，可見沒有醫療保險人數比例的降低一定程度上歸因于城居保參保比例的提高。
二、研究方法和數據
（一）數據
本文使用數據全部來自北京大學“985”項目資助、北京大學中國社會科學調查中心執行的中國家庭追蹤調查（CFPS）的微觀調查數據，旨在通過跟蹤搜集個體、家庭、社區三個層次的高質量微觀數據，反映中國社會、經濟和健康的變遷情況，以分析社會民生方面的問題。該項目于2008年和2009年在北京、上海和廣東通過PPS抽樣方式進行了入戶調查，本文通過對這兩年樣本的整理，獲得了模型回歸所需要的845個家庭所有變量的面板數據。本文按照臧文斌等（2012）的方法區分城居保家庭與非城居保家庭，把在2007年至少有一人符合參保條件并在2008年至少有一人參保的家庭作為城居保家庭，至少有一人符合參保條件但在兩年里都沒有參保的家庭作為非城居保家庭。通過這樣的處理，我們把前一組作為實驗組，后一組作為控制組，來考察城居保政策對城鎮家庭消費的影響。從表2數據統計結果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消費支出要低于非城居保家庭，其中人均醫療支出要高于非城居保家庭，而其他各項支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性戶主所占的比例高于非城居保家庭，全體樣本戶主年齡平均大約為54歲，城居保家庭戶主的年齡要比非城居保家庭戶主的年齡要大6歲左右。戶主婚姻狀況以已婚為絕大多數，且城居保家庭戶主受教育年限要低于非城居保家庭。
（二）計量估計方法及變量設定
我們首先用雙差法（DID）來估計城居保對城鎮家庭消費的影響。居民是否參加城鎮居民基本醫療保險是自愿行為，而差分的方法可以較好地解決由于自我選擇所導致的內生性問題。雙差法可以消除所有不隨時間變化的選擇性偏差，在估計面板數據模型時較好地控制了家庭和年份的固定效應，模型中所有不隨時間變化的影響被家庭固定效應所控制，而所有家庭隨時間變化的影響由年份固定效應所控制。本文中雙差法（DID）的回歸方程如下：Yit＝α0＋α1Yeart＋α2Secut＋α3Yeart＊Secut＋α4Xit＋α5Dit＋εit其中，Yit是家庭i在時間t消費支出①的對數值。Yeart是代表年份固定效應，如果2008年則取值為1，否則為零。Secut代表家庭固定效應，是用來區分控制組（非城居保家庭）和實驗組（城居保家庭）的變量，如果家庭中至少有一個人在調查期間參加了城居保則取值為1，否則為零。Yeart＊Secut是時間和保險政策變量的交叉項，其系數代表DID模型估計城居保政策對家庭消費的凈影響。Xit代表隨時間變動可能會影響消費行為的戶主特征變量，包括戶主性別、年齡及其平方②、婚姻狀況和教育程度③；Dit代表家庭特征變量，包括家庭年人均收入對數④、家庭常住人數⑤、家庭參加公費醫療和城職保的人數。該模型中交叉項Yeart＊Secut的系數α3代表城居保改革對家庭消費的凈影響，理論上講由于家庭參加了醫療保險后醫療支出的不確定性減少，家庭的預防性儲蓄可能下降，因此α3可能會大于0。但該理論假設成立存在著兩個問題：首先，是因為城居保是自愿參加的，可能存在逆向選擇的問題，即那些身體健康狀況差的家庭選擇參加保險，為了消除這種選擇性偏差，我們借鑒白崇恩和李宏彬（2012）的方法通過加入年份和2007年健康狀況的交叉項，來控制不同初始健康狀況的家庭在消費上有不同的潛在時間趨勢。另外，參加城居保的家庭可能本身比不參加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消費增長率，同樣我們通過加入年份和收入的交叉項來允許消費的時間趨勢隨收入而變化。
三、實證結果
（一）城居保對家庭醫療消費支出的影響
城居保對家庭自付醫療支出影響的回歸結果見表3，模型（1）只估計了時間、城居保以及交叉項和對醫療消費支出的影響，隨后逐漸放寬模型假設，模型（2）中加入家庭人均收入對數、年份與家庭人均收入對數的交叉項，模型（3）加入年份與家庭初始健康狀況的交叉項，模型（4）加入戶主和家庭變量特征的控制變量?；貧w結果顯示，四個模型交叉項回歸系數都為正，但在10％以上的水平上均不顯著，說明城居保沒有增加參保家庭的自付醫療消費支出?？梢姵蔷颖Ｕ咴诓⑽疵黠@增加居民醫療負擔的同時提高了城鎮居民對醫療服務利用效率（Lin，2009）?？赡艿脑蚴浅蔷颖＝档土酸t療衛生服務的相對價格，改善了醫療衛生服務的可及性，提高了參保家庭的相關福利水平。模型（2）回歸結果顯示，家庭收入增加1％，醫療消費支出會相應增加17．8％，且在1％的水平上顯著。這說明醫療服務既是必需品也是正常品，其需求隨著收入的增加也逐漸增加，但增長的速度隨著收入增加而逐漸降低（黃楓，2012）。模型（3）的回歸結果顯示初始健康狀況差的家庭的醫療消費支出有著明顯的增加，可見參加城居保的家庭在一定程度上存在逆向選擇的問題。模型（4）回歸結果顯示，在戶主特征變量方面，隨著戶主年齡的增長，家庭醫療消費支出逐漸減少，但從年齡平方的回歸系數中可以看出，當戶主年齡達到約35歲以后，家庭醫療消費支出則隨著年齡增長開始增加。戶主已婚家庭在醫療消費上的開支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭撫養小孩的可能性較大，醫療花費也會相應增加。戶主的教育年限對醫療服務支出有顯著正效應，戶主教育每增加一年，家庭醫療消費支出增加5．7％，可能是因為受教育越多的人自我保健意識越強，會增加對醫療服務的需求。在家庭特征變量方面，家庭常住人口越多，醫療消費支出也越多，即家庭成員每增加一個人，醫療消費支出增加3．4％，可能是因為家庭人口增多的同時也增加了對醫療服務的需求，而且家庭規模的擴大也增強了家庭的抗風險能力，使得家庭成員可以更多的利用衛生服務。參加公費醫療的人數每增加一個人，家庭醫療消費支出增加6．7％。值得注意的是公費保險人群醫療支出的增加要大于其他保險人群，反映出公費醫療具有一定的道德風險，而城鎮職工與城鎮居民保險人群的醫療消費支出增加較小，與所有人群的平均水平大體相當（趙紹陽，2010）。
（二）城居保對家庭非醫療消費支出的影響
城居保對家庭非醫療消費支出的DID回歸結果見表4，在此不包括醫療消費支出，以避免參保家庭由于醫療支出增多所帶來總消費支出提高的偏差。模型回歸步驟同上。四個模型交叉項的回歸系數都顯著為正，模型（4）的回歸結果顯示參加城居保的家庭的非醫療消費額大約增加6．9％，可見城居保對非醫療類消費的正向作用比較穩健。這個估計結果要小于臧文斌等（2012）估計我國城居保對家庭消費的影響（13．0％），但是和美國20世紀80年代Medicaid條件放寬后家庭消費的增加相近（5．2％）?？赡艿脑蚴潜本⑸虾?、廣東屬于我國收入較高的地區，因此城居保對家庭消費的拉動效應要小于其他城市。就參保家庭而言，2008年參加保險家庭的人均非醫療消費大約是11147．06元，6．9％的增幅大約是769．1元，要高于各地的保費支出①。從表4可知2008年城鎮家庭平均的邊際消費傾向僅為0．211，所以城居保對居民消費的刺激作用也要高于政府直接的現金轉移支付。參保家庭非醫療消費增加的原因可能有兩個，一個是因為醫療保險減少了參保家庭的醫療開支，使得家庭可以把節約的開支用于家庭消費的其他方面；另一個也是因為參加保險減少了未來支出的不確定性，所以居民把減少的預防性儲蓄用于增加當期消費。模型（3）的回歸結果顯示初始健康狀況差的家庭非醫療消費會降低，可見潛在的醫療負擔會減少家庭消費，但負向效應較小，表明醫療保險減輕了醫療負擔，在一定程度上起到了消費保險的作用。模型（4）的回歸結果顯示，在戶主特征變量方面，戶主的教育年限對非醫療消費具有顯著的正效應，戶主教育每增加一年，家庭消費平均增加7．8％。這可能是因為教育水平較高的居民具有穩定的工作和良好的收入預期，所以這樣的家庭具有較強消費能力。在家庭特征變量方面，家庭常住人口對消費支出具有顯著的正效應，常住人口每增加一人，家庭消費增加2．9％，隨著家庭規模的增大，家庭消費支出水平也趨向增加。但如果家庭消費水平持續提高，家庭規模對消費支出的影響將逐漸下降，可能是由于消費支出較高的家庭自身生活質量較高，因此家庭規模變動所引起的消費支出變動較?。ê聳|陽，2011）。家庭中參加其他保險的人數越多，非醫療消費支出就會越高，參加公費醫療和城職保的人數每增加一人，家庭非醫療消費分別增加6．3％和5．2％。值得注意的是公費醫療保險對消費正效應要大于城職保，反映了參加醫療保險人群的預防性儲蓄動機要低于其他的社會群體，特別是享有公費醫療的人群更是如此。
（三）城居保對不同收入分組家庭各項消費支出的影響
為了進一步分析城居保對家庭消費的影響，接下來我們考察了該政策對不同收入的參保家庭分項消費支出的影響，回歸結果見表5。本文根據家庭年人均收入的分布把所有參保家庭（實驗組）樣本分為三等分組，即家庭為年人均收入少于或等于10000元的家庭為低收入家庭，收入界于10000元和27000元的家庭為中等收入家庭，收入在27000元以上的家庭為高收入家庭。從非醫療消費的回歸結果來看，低收入家庭參保后其非醫療消費支出比參保前增加11．9％，但中高收入家庭的非醫療消費在參保前后沒有顯著變化。城居保對低收入組家庭消費的影響和臧文斌估計結果（13．0％）接近，可見城居保對于北京、上海和廣東三個地區的低收入組家庭消費的拉動效應和其他城市大體相近，但參保對于三個地區的中高收入組家庭的消費幾乎沒有影響。從分項消費的回歸結果來看，對低收入家庭而言，參加城居保對日常生活及其他支出①的正向影響最大（系數為0．094），可見低收入家庭把減少的預防性儲蓄大部分用于增加家庭日常開支。其次，參加城居保對教育支出也有顯著的正效應（系數為0．072），說明由于醫療支出的不確性減弱，使得低收入家庭調整了人力資本投資的構成，相應增加了教育支出。最后，參加城居保對居住支出沒有顯著影響，因為居住支出屬于家庭的長期規劃，短期變化彈性較小。對于中高收入家庭而言，參加城居保對家庭的非醫療消費沒有顯著影響。在家庭醫療消費方面，參保對中低收入家庭醫療支出有顯著的正向影響（系數分別為0．095和0．038），可見因為醫療保險可以在一定程度上減輕家庭的醫療負擔，解決“看病貴”的問題，上述結果表明參加醫療保險釋放了中低收入階層的醫療需求，但對高收入家庭的醫療支出沒有明顯的影響。
（四）城居保對不同地區家庭各項消費支出的影響
城居保對三個地區城鎮家庭各分項消費開支的DID回歸結果見表6。在非醫療消費方面，北京家庭參保后非醫療消費支出增加最多，其次是上海和廣東，非醫療消費分別比參保前增加11．4％、9．7％和8．1％。從分項消費支出的估計結果來看：在教育支出方面，廣東家庭參保后該項消費增加最多，比參保前增加11．2％，其次是上海和北京?？紤]三個地區不同的家庭結構，我們可以發現廣東家庭在校子女的人數最多，這可以在一定程度上解釋廣東的教育支出為何增加最為明顯。在日常生活及其他支出方面，北京家庭參保后該項消費增加最多，比參保前增加10．1％，其次是上海和廣東，說明參保后的北京家庭把減少的預防性儲蓄主要用于日常生活消費和提高自身生活質量。由于日常生活支出是家庭非醫療消費的主要支出，因此參保對于日常生活支出的影響和非醫療消費的影響是一致的。在家庭醫療消費方面，廣東家庭參保后該項支出增加最明顯，比參保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的調查數據顯示，三個地區中北京家庭的健康狀況最好，其次是廣東和上海。從過去半年的患病情況可以看出，北京近半年來從未患病的比例高于上海和廣東。廣東近半年一度患病和二度患病的比例要明顯高于北京和上海。上海近半年來一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制變量對消費支出的影響基本上是符合理論假說的。例如，戶主變量特征方面，戶主的受教育水平對家庭的教育支出有正向影響，其中北京地區的正向效應最明顯，然后是上海和廣東。分地區數據顯示，北京擁有大學本科及以上學歷的人數達到了10．3％，上海的比例是8．8％，而廣東的比例僅有4．2％，不足北京和上海的一半。家庭變量特征方面，家庭收入的增加對非醫療消費有正向效應，其中上海地區的正效應最大，廣東居中，然后是北京。這可能跟各地的收入水平有關。2008年的調查數據顯示上海家庭的人均年收入最高，約2．1萬元；廣東居中，約1．4萬元；北京最低，約1．3萬元（北京大學中國社會科學調查中心，2010）。
五、簡短的結論和建議
關鍵詞：老齡化；醫療消費；就診決策；醫療支出
Abstract:ThispapermakesafieldsurveyofJiangsuprovincewheretheagingextentishighandanalysesthemedicalconsumptionoftheoldpeopleintheruralareaontheTwopartModel.Theresultshowsthatthephysiologicalfeaturesanddiseasemodesofoldpeoplemakethemfacewithmorehealthrisksandneedmoremedicalconsumption.Also,theindividualandfamilysituations,income,health,theseverityofillnessesandthequalityofmedicalservicehavedecisiveinfluencesupontheoldpeople’smedicalconsumptionintheruralarea.
Keywords:aging;medicalconsumption;decisiontoseeadoctor;medicalcareexpenditure
一、研究背景
目前，中國老齡化速度居世界首位，伴隨著老年人口規模日益龐大和老齡化速度快速提高，社會在養老保障、老人福利設施和醫療衛生服務體系等方面面臨著巨大的挑戰。江蘇是全國較早進入老齡社會的省份之一，根據全國人口變動情況抽樣調查數據，2006年，全國老年人口撫養比①為12.72%，江蘇省老年人口撫養比為14.95%，名列全國第4，其中，農村老年撫養比達到17.83%，高出城市6.16%。農村老齡化速度快于城鎮的原因在于農村剩余勞動力向城鎮轉移的過程中，轉移的主要對象是年輕人，農村和城市的年齡結構也因此發生了變化。20世紀70年代，世界衛生組織提出了“健康老齡化”的概念，強調人在進入老年階段后應繼續保持健康的身體狀況。因此，在老齡化的背景下探討農村老齡人口這一特殊群體醫療服務的消費具有重要意義。
現有文獻對老年人健康狀況和醫療服務利用的研究主要是對老年人生活質量、醫療消費和就醫狀況的分析，顧大男基于1998年中國高齡老人健康長壽調查數據，分析了中國高齡老人患病能否得到及時醫治的狀況，結果表明農村高齡老人不能得到及時醫治的比例略高于城鎮［1］；任遠初步探索了老齡消費市場的特征，提出老齡人口由于生理衰老形成了以“護理服務”、“護理商品”和“護理設施”消費為主的老衰老齡市場［2］。然而，現有相關文獻大多仍主要集中于對城市老年人醫療需求和醫療服務利用的研究［3-5］，缺乏對江蘇省這一老齡化水平較高的地區的分析，對江蘇省老年人醫療與健康相關問題的研究僅見于黃潤龍等，他們對江蘇省高齡老人健康狀況的進行了分析，探討了高齡老人的婚姻、家庭、性格和精神需求、生活自理能力、飲食習慣、生活方式及健康狀態等問題［6］。本文在現有研究的基礎上，根據實地調研數據，分析江蘇省農村老年人醫療消費的特征，構建兩部模型對農村老年人醫療消費行為進行實證分析，探討老年人就診決策與醫療支出的影響因素，為政府應對農村老齡化公共醫療衛生服務的決策提供依據。
二、農村老年人醫療消費的特征
本文數據來源于2007年11月對江蘇省北部5市（每市各選擇一縣：新沂、東海、漣水、泗洪和響水）農村居民(包括年輕人樣本和老年人樣本)健康狀況及醫療消費的調查。調查內容包括農村居民的個人和家庭特征、社會經濟狀況、健康狀況、醫療消費情況、參加合作醫療的情況等。調查實行面對面詢問填寫調查表的形式，樣本兼顧了各村的經濟發展水平、農戶收入水平和居民年齡結構等，最后獲得985個農村居民有效樣本，其中，18～59歲的年輕人樣本為803個，60歲以上的老年人樣本為182個。本文采用了老年人樣本進行研究，總結了調查地區農村老年人醫療消費的特征：
1.老年人健康狀況較年輕人更差，慢性病發病率較高
居民對醫療服務的消費來源于對自己健康狀況的改善或保持，這是政府應對人口老齡化問題而制定相關醫療衛生服務公共政策的出發點。調查結果顯示（表1），農村老年人自我評價健康狀況為一般的比例最多，約占總樣本的38%，自我評價差和良好的比例相當，自我評價健康狀況非常好的比例最少，僅占8.24%。老年人樣本和年輕人樣本相比，年輕人自評健康狀況差的比例比老年人低18.4%，而自評健康狀況為良好和非常好的比例均明顯比老年人的高。從有無慢性病指標來看，老年人樣本有慢性病的比例占40.11%，遠遠高于年輕人，而且，老人所患慢性病病種主要是慢性疼痛、心血管疾病、呼吸道疾病和糖尿病4種。
2.老年人患病的概率高，但因經濟困難應就診未就診的可能性也較高
調查結果顯示，在過去一年里，有86.26%的老年人生過病，但在患病的樣本中，只有87.90%的老年人前往診所或醫院就診，有12.1%的樣本應就診未就診；在就診的樣本中，看門診的比例占到85.51%，住院的比例占14.49%。然而，年輕人患病的概率略低于老年人，進一步分析顯示，老年人應就診未就診的原因大多是經濟困難，占各種原因的57.14%。
3.老年人醫療支出較高，但收入水平較低，疾病經濟負擔更為嚴重
調查樣本的老年人在過去一年的醫療支出均值為1361.66元，高出年輕人403.15元。然而，調查樣本的老年人家庭人均純收入為2819.4元，比年輕人家庭人均純收入低603.63元。這說明，老年人的疾病經濟負擔更為嚴重，他們會將更多的錢用于看病就醫。
從以上分析可以看出，老年人生理機能逐漸發生衰退，患病的概率較高，具有較高的醫療服務需要，但由于老年階段收入較低，面臨更為嚴重的疾病經濟負擔，因此，老年人群因為經濟因素導致的應就診未就診的問題更為突出。
三、老年人口醫療消費的影響因素
根據老年人的生理和消費特征以及醫療產品自身的特征，本文將影響老年人醫療消費的因素分為以下幾類：
1.個人和家庭特征
影響醫療服務需求的個人和家庭特征包括性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況和家庭人數。在世界上大多數國家，男性的預期壽命均低于女性，這可能是生理因素決定，也可能是男性在年輕的時候對身體的折舊更大；生老病死的生理規律決定了個體隨著年齡的增大將需要更多的醫療服務，年齡程度不同，對醫療服務的消費也可能會存在差異；受教育程度也可能對醫療消費有潛在的影響，越是受過較好教育的人越有預防和就診的意識，他們生病帶來的機會成本更高，同時，受過較好教育的人可能已經具備更好的自我護理能力而擁有良好的身體狀態，因此相對減少了他們患病后的醫療服務支出；單身的老年人更容易產生孤獨感，可能會影響到他們的健康狀況從而影響到醫療消費；另外，文獻研究表明，家庭人數也是醫療服務消費重要的影響因素之一，人數多的家庭得到其他家庭成員的關懷和照顧更多，有利于老年人優良健康狀態的保持，減少醫療消費。
2.健康狀況與疾病特征
老年人醫療消費這一購買行為來源于對醫療產品或服務的需要，其功能在于延長壽命、恢復和保持良好的健康狀況。因此，健康狀況與疾病特征是影響醫療消費的重要因素。老年人首先感知到的健康問題決定他是否進入醫療服務市場，本文采用自評健康狀況、慢性病史和疾病嚴重程度3個變量反映老年人對自己是否需要消費醫療服務的感知。健康狀況差或患有慢性病的老年人平時可能會更關心自己的身體狀況，更注重醫療服務方面的消費，慢性病患者會長期服用相關藥物，疾病的嚴重程度反映了對醫療服務需求的強度，所患疾病不嚴重時，老年人可能覺得沒有必要就診，當感知到疾病越嚴重時，他們就診的可能性越高。
3.經濟因素
影響醫療消費的重要變量還包括經濟因素，例如，收入、價格和是否參加合作醫療等。收入增加意味著支付能力提高，這將促進居民醫療服務消費。大量研究表明，醫療產品是一種正常商品，醫療品價格的下降會促進人們對醫療品的消費。醫療保險與醫療服務需求之間的聯系主要依靠醫療服務價格的變化來實現，因此，要獲得醫療保險對醫療服務需求的作用的相關信息，關鍵取決于醫療服務需求的價格彈性。老年醫療保險是一種疾病經濟風險分攤的形式，這種第三方支付的特征間接地降低了老年人支付的醫療服務價格，當前在中國農村實行的新型農村合作醫療就具有這樣的功能。
4.生活方式
2003年，世界衛生組織提出了8項不良的生活方式，包括吸煙、飲酒、濫用藥物、體育活動少、高熱量和多鹽、輕信巫醫、社會適應不良和破壞生物節律。吸煙會導致癌癥、冠心病、肺病等疾病，目前，煙草的使用是世界死亡增長最快的原因之一；過度飲酒對人體肝臟和腦神經的危害最大，導致肝病、心腦血管疾病。
5.醫療服務的可及性和質量
老年人的身體活動能力遠不如年輕人，因此，前往醫療機構就診的方便程度也是影響他們是否就診的一個重要因素。以醫療支出來測度的醫療消費，其內涵不僅包括數量，也暗含了質量，因此，考慮醫療支出的決定因素時應加入醫療服務質量因素。治療效果或許是醫療服務質量的最直接的指標，但難以量化，較直觀的測評方法是老年人對醫療機構服務質量和服務態度的評價。四、農村老年人口醫療消費行為的實證分析
1.模型選擇
本文選取兩部模型法，采用是否就診和醫療支出兩個指標考察老年人的醫療消費行為，其依據主要在于醫療支出有別于其他一些變量具有特殊的分布特征。第一，在一定時期內，有相當一部分居民沒有進行醫療消費，即醫療支出為零，然而，這部分零醫療支出是實際支出而并非潛在支出，因此，不能選用類似工資方程的Heckman兩階段法；第二，非零醫療支出高度有偏，這反映了如果采用線性回歸將導致模型殘差也不服從正態分布，不滿足線性回歸的基本假設。本文的調查結果顯示，老年人醫療支出的均值為1361.66元，標準差為4135.935，偏度系數為6.5332，峰度系數為49.6532，這說明調查樣本的老年人醫療支出也呈非正態分布。由蘭德實驗室提供的兩部模型法解決了以上問題，它將居民醫療消費行為分成兩階段，第一階段為就診概率模型，分析是否就診的決策行為，公式(1)中Ii表示第i個人就診的概率，當Ii＞0時，醫療支出為正，Xi為第i個個體的特征變量。第二個階段為醫療支出模型，分析醫療支出水平的決定因素，公式(2)中MEDi為第i個人的醫療支出，第二階段的方程只有在第i個人就診的條件下才成立［7］。
Ⅰ：Ii=Xi+βlE1i,E1i～N(0，1)(1)
Ⅱ：1nMEDi=Xiβ2+ε2i,ε2i～N(0，σ2)(2)
模型的第二階段將醫療支出取對數，一定程度上改善了醫療支出的非正態分布。對本調查老年人醫療支出取對數后進行正態性檢驗，偏度系數為0.022，峰度系數為2.37，卡方值為3.93，相伴概率p值為0.1404，這說明取對數后的醫療支出已服從正態分布。
2.回歸結果分析
根據兩部模型和江蘇省農村老年人的調查數據，構建了就診概率模型和醫療支出模型，模型回歸結果如表2。就診概率模型為probit模型，因變量設定為是否前往醫療機構就診（是=1，否=0）；醫療支出模型為對數線性模型，因變量為醫療支出的對數。
首先看就診概率模型，模型通過了聯合性檢驗，回歸總體是顯著的。變量“性別”、“受教育程度”、“家庭人數”、“家庭人均純收入”、“是否參加合作醫療”和“疾病的嚴重程度”通過了顯著性檢驗，是影響江蘇省農村老年人就診決策的主要因素。女性就診的概率高，這可能是因為老年人中女性患病的概率更高，也有可能是在女性和男性老年人都患病的情況下，女性更注意對疾病風險的規避而尋求醫療消費。變量“受教育年限”的系數符號為負，說明文化程度低的老年人就診的概率較高，這可能是因為文化程度低的老年人本身身體狀況更差，更容易生病就診。家庭人數與就診概率呈負相關，這說明家庭規模越大，可以降低老年人就診的概率，這可能是因為家庭人數多的老年人身體更健康，生病后得到子女的照顧也充分，因而同等情況下比家庭人數少的老年人就診的可能性更小。變量“家庭人均純收入”的系數為正，說明在其他情況不變的條件下，經濟水平的提高可能會促進老年人醫療消費，通過計算彈性值，老年人就診概率的收入彈性為0.033，說明當老年人家庭人均純收入提高1%，就診概率提高0.033%。“是否參加合作醫療”也是影響老年人就診決策的主要因素，新型農村合作醫療對醫療費用實行分段按比例報銷，這相當于降低了老年人醫療消費的價格，因而能促進老年人就診的概率。本文將全部樣本疾病的嚴重程度分為4類：沒生病、輕微、一般和嚴重，回歸結果顯示，疾病的嚴重程度是老年人就診的主要影響因素，所患疾病越嚴重，老年人就診的概率越高。另外，變量“年齡”、“單身”、“醫療服務價格”、“健康狀況”、“慢性病”、“吸煙”、“飲酒”和“交通時間”均未通過顯著性檢驗，不是影響老年人就診決策的主要因素。
模型二醫療支出模型也通過了聯合性檢驗，回歸總體是顯著的。布羅施—帕甘(Breusch-Pagan)檢驗結果為卡方值0.10，相伴概率為0.7473，表明模型不存在異方差；方差膨脹系數（VIF）均值為1.99，最大值為4.72，表明模型不存在多重共線性?？偟膩碚f，“教育年限”、“健康狀況”、“疾病嚴重程度”和“醫療服務質量”是老年人醫療支出的決定因素。老年人受教育年限與醫療支出呈正相關，說明文化程度越高的老年人在醫療產品或服務上的支出越多；老年人健康狀況越差，醫療支出越高；所患疾病越嚴重，醫療支出越多；醫療服務質量越高，醫療支出也越高。其他變量未通過顯著性檢驗，不是老年人醫療支出的決定因素。從符號上看，男性的醫療支出比女性更高；老年人隨著年齡的增大，醫療支出越高；單身的老年人醫療支出更高；家庭人數越多，家庭中老年人的醫療支出越低；家庭人均純收入越高，家庭中老年人醫療支出越低，可能的解釋是收入增加帶來的健康效應使老年人身體健康狀況更為優良，因而醫療支出更低，這在封進等的研究中已得到證明［8］，她將收入水平對醫療支出的影響分為兩種效應：一是直接效應，即收入水平的提高使得居民對健康的需求增加，因而醫療支出水平更高，二是間接效應（健康效應），即通常收入較低的人健康狀況較差，出于對風險的規避，醫療支出較高。本文的結果證明了在本次調查中，收入水平對醫療支出的作用表現為間接效應大于直接效應，即收入水平的提高改善了居民的健康狀況，使得醫療支出較低。醫療服務價格對老年人醫療支出的價格彈性為-0.2094，表明當醫療服務價格降低時，會促進老年人對醫療品的消費，醫療支出增加。老年人參加合作醫療會增加老年人的醫療支出，這是因為雖然合作醫療降低了醫療服務的價格，但促進了對醫療服務數量的消費而導致醫療支出較高。另外，吸煙的老年人醫療支出更低，飲酒的老年人醫療支出更高；老年人到服務態度較好的醫療機構就診，其醫療支出也較高。
五、結論與政策含義
農村人口老齡化速度的加快帶來了一系列的老年人問題。江蘇省是全國率先進入老年社會的地區之一，目前的老年人口規模龐大，老齡化水平也較高，因此，研究江蘇省老齡化過程中老年人醫療消費問題具有代表性，本文的研究得出了以下結論和政策含義：
第一，與其他年齡群體相比，老年人特有的生理特征和疾病模式決定了老年人群面臨更大的健康風險，老年人的健康狀況更差，患慢性病的概率更高，更注重醫療和服務方面的消費。但由于老年人收入水平較低，因經濟困難應診而未診的可能性也較年輕人更高，疾病經濟負擔更為嚴重。本文認為，對于社會來講，老年人問題的本質不是人口老齡化本身，而是對社會養老保障、老年人醫療衛生服務體系、老年人福利等制度的挑戰。
第二，一般來說，受傳統的思想觀念影響，老年人更希望自己兒孫滿堂、人丁興旺，親情對老年人良好健康狀況（包括生理、心理和精神）的保持有積極作用。實證分析表明，家庭規模大有利于減少老年人對醫療的消費，醫療支出也較低。如果我們能為老人提供一個溫暖的家庭氛圍，為獨居的老人提供家庭式集體生活的福利院，使老年人感受到家的溫暖，是社會應對老齡化過程中減少老年人醫療消費的一個有效手段。目前，政府對老年人救助的供養方式一般分為家庭供養和集體供養，本文的結論為集體供養提供了一個科學依據。
第三，收入水平的提高會使老年人更傾向于規避疾病風險，導致就診概率增加，但由于收入帶來的間接效應大于直接效應而導致經濟狀況好的老年人健康狀況更好，具有更低的醫療支出。因此，相應的政策含義是通過提高老年人的收入水平和生活質量，促進老年人對醫療服務的利用，這樣可以降低醫療支出，節約社會醫療資源，有效地控制社會醫療衛生費用。
第四，控制醫療服務價格可以促進老年人對醫療服務的利用，使經濟困難應就診而不能就診的老年人能進入醫療市場就醫，使他們獲得充分的治療。目前實施的新型農村合作醫療政策就是通過降低醫療服務價格，給予居民補貼，促進了老年人醫療服務的利用。
第五，實證分析也表明，醫療服務質量也是影響醫療支出的重要因素之一，這驗證了醫療支出本身已包含醫療服務質量這一要素，為我們以后研究醫療支出的決定因素時需要考慮醫療服務質量提供了依據。
參考文獻：
［1］顧大男.中國高齡老人就醫及時性狀況研究［J］.人口學刊，2002(3):54-60.
［2］任遠.老齡消費市場初探［J］.市場與人口分析,1995(3):46-49.
［3］孫明艷,劉純艷.關于城市社區老年人日常醫療消費的調查與分析［J］.天津醫科大學學報,2005(1):30-32.
［4］趙君蘭,王小平,王靜.社區老年人健康狀況及就醫方式調查報告［J］.河北醫藥,2003(7):531-532.
［5］陳衛民.城市高齡老人的照護資源與照護供給分析［J］.中國人口科學，2004(S1):117-120.
［6］黃潤龍,鮑思頓,牛飚.江蘇省高齡老人健康狀況分析［J］.中國人口科學,1999(5):57-62.
關鍵詞：老齡化；醫療消費；就診決策；醫療支出
Abstract:ThispapermakesafieldsurveyofJiangsuprovincewheretheagingextentishighandanalysesthemedicalconsumptionoftheoldpeopleintheruralareaontheTwopartModel.Theresultshowsthatthephysiologicalfeaturesanddiseasemodesofoldpeoplemakethemfacewithmorehealthrisksandneedmoremedicalconsumption.Also,theindividualandfamilysituations,income,health,theseverityofillnessesandthequalityofmedicalservicehavedecisiveinfluencesupontheoldpeople’smedicalconsumptionintheruralarea.
Keywords:aging;medicalconsumption;decisiontoseeadoctor;medicalcareexpenditure
一、研究背景
目前，中國老齡化速度居世界首位，伴隨著老年人口規模日益龐大和老齡化速度快速提高，社會在養老保障、老人福利設施和醫療衛生服務體系等方面面臨著巨大的挑戰。江蘇是全國較早進入老齡社會的省份之一，根據全國人口變動情況抽樣調查數據，2006年，全國老年人口撫養比①為12.72%，江蘇省老年人口撫養比為14.95%，名列全國第4，其中，農村老年撫養比達到17.83%，高出城市6.16%。農村老齡化速度快于城鎮的原因在于農村剩余勞動力向城鎮轉移的過程中，轉移的主要對象是年輕人，農村和城市的年齡結構也因此發生了變化。20世紀70年代，世界衛生組織提出了“健康老齡化”的概念，強調人在進入老年階段后應繼續保持健康的身體狀況。因此，在老齡化的背景下探討農村老齡人口這一特殊群體醫療服務的消費具有重要意義。
現有文獻對老年人健康狀況和醫療服務利用的研究主要是對老年人生活質量、醫療消費和就醫狀況的分析，顧大男基于1998年中國高齡老人健康長壽調查數據，分析了中國高齡老人患病能否得到及時醫治的狀況，結果表明農村高齡老人不能得到及時醫治的比例略高于城鎮［1］；任遠初步探索了老齡消費市場的特征，提出老齡人口由于生理衰老形成了以“護理服務”、“護理商品”和“護理設施”消費為主的老衰老齡市場［2］。然而，現有相關文獻大多仍主要集中于對城市老年人醫療需求和醫療服務利用的研究［3-5］，缺乏對江蘇省這一老齡化水平較高的地區的分析，對江蘇省老年人醫療與健康相關問題的研究僅見于黃潤龍等，他們對江蘇省高齡老人健康狀況的進行了分析，探討了高齡老人的婚姻、家庭、性格和精神需求、生活自理能力、飲食習慣、生活方式及健康狀態等問題［6］。本文在現有研究的基礎上，根據實地調研數據，分析江蘇省農村老年人醫療消費的特征，構建兩部模型對農村老年人醫療消費行為進行實證分析，探討老年人就診決策與醫療支出的影響因素，為政府應對農村老齡化公共醫療衛生服務的決策提供依據。
二、農村老年人醫療消費的特征
本文數據來源于2007年11月對江蘇省北部5市（每市各選擇一縣：新沂、東海、漣水、泗洪和響水）農村居民(包括年輕人樣本和老年人樣本)健康狀況及醫療消費的調查。調查內容包括農村居民的個人和家庭特征、社會經濟狀況、健康狀況、醫療消費情況、參加合作醫療的情況等。調查實行面對面詢問填寫調查表的形式，樣本兼顧了各村的經濟發展水平、農戶收入水平和居民年齡結構等，最后獲得985個農村居民有效樣本，其中，18～59歲的年輕人樣本為803個，60歲以上的老年人樣本為182個。本文采用了老年人樣本進行研究，總結了調查地區農村老年人醫療消費的特征：
1.老年人健康狀況較年輕人更差，慢性病發病率較高
居民對醫療服務的消費來源于對自己健康狀況的改善或保持，這是政府應對人口老齡化問題而制定相關醫療衛生服務公共政策的出發點。調查結果顯示（表1），農村老年人自我評價健康狀況為一般的比例最多，約占總樣本的38%，自我評價差和良好的比例相當，自我評價健康狀況非常好的比例最少，僅占8.24%。老年人樣本和年輕人樣本相比，年輕人自評健康狀況差的比例比老年人低18.4%，而自評健康狀況為良好和非常好的比例均明顯比老年人的高。從有無慢性病指標來看，老年人樣本有慢性病的比例占40.11%，遠遠高于年輕人，而且，老人所患慢性病病種主要是慢性疼痛、心血管疾病、呼吸道疾病和糖尿病4種。
2.老年人患病的概率高，但因經濟困難應就診未就診的可能性也較高
調查結果顯示，在過去一年里，有86.26%的老年人生過病，但在患病的樣本中，只有87.90%的老年人前往診所或醫院就診，有12.1%的樣本應就診未就診；在就診的樣本中，看門診的比例占到85.51%，住院的比例占14.49%。然而，年輕人患病的概率略低于老年人，進一步分析顯示，老年人應就診未就診的原因大多是經濟困難，占各種原因的57.14%。
3.老年人醫療支出較高，但收入水平較低，疾病經濟負擔更為嚴重
調查樣本的老年人在過去一年的醫療支出均值為1361.66元，高出年輕人403.15元。然而，調查樣本的老年人家庭人均純收入為2819.4元，比年輕人家庭人均純收入低603.63元。這說明，老年人的疾病經濟負擔更為嚴重，他們會將更多的錢用于看病就醫。
從以上分析可以看出，老年人生理機能逐漸發生衰退，患病的概率較高，具有較高的醫療服務需要，但由于老年階段收入較低，面臨更為嚴重的疾病經濟負擔，因此，老年人群因為經濟因素導致的應就診未就診的問題更為突出。
三、老年人口醫療消費的影響因素
根據老年人的生理和消費特征以及醫療產品自身的特征，本文將影響老年人醫療消費的因素分為以下幾類：
1.個人和家庭特征
影響醫療服務需求的個人和家庭特征包括性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況和家庭人數。在世界上大多數國家，男性的預期壽命均低于女性，這可能是生理因素決定，也可能是男性在年輕的時候對身體的折舊更大；生老病死的生理規律決定了個體隨著年齡的增大將需要更多的醫療服務，年齡程度不同，對醫療服務的消費也可能會存在差異；受教育程度也可能對醫療消費有潛在的影響，越是受過較好教育的人越有預防和就診的意識，他們生病帶來的機會成本更高，同時，受過較好教育的人可能已經具備更好的自我護理能力而擁有良好的身體狀態，因此相對減少了他們患病后的醫療服務支出；單身的老年人更容易產生孤獨感，可能會影響到他們的健康狀況從而影響到醫療消費；另外，文獻研究表明，家庭人數也是醫療服務消費重要的影響因素之一，人數多的家庭得到其他家庭成員的關懷和照顧更多，有利于老年人優良健康狀態的保持，減少醫療消費。
2.健康狀況與疾病特征
老年人醫療消費這一購買行為來源于對醫療產品或服務的需要，其功能在于延長壽命、恢復和保持良好的健康狀況。因此，健康狀況與疾病特征是影響醫療消費的重要因素。老年人首先感知到的健康問題決定他是否進入醫療服務市場，本文采用自評健康狀況、慢性病史和疾病嚴重程度3個變量反映老年人對自己是否需要消費醫療服務的感知。健康狀況差或患有慢性病的老年人平時可能會更關心自己的身體狀況，更注重醫療服務方面的消費，慢性病患者會長期服用相關藥物，疾病的嚴重程度反映了對醫療服務需求的強度，所患疾病不嚴重時，老年人可能覺得沒有必要就診，當感知到疾病越嚴重時，他們就診的可能性越高。
3.經濟因素
影響醫療消費的重要變量還包括經濟因素，例如，收入、價格和是否參加合作醫療等。收入增加意味著支付能力提高，這將促進居民醫療服務消費。大量研究表明，醫療產品是一種正常商品，醫療品價格的下降會促進人們對醫療品的消費。醫療保險與醫療服務需求之間的聯系主要依靠醫療服務價格的變化來實現，因此，要獲得醫療保險對醫療服務需求的作用的相關信息，關鍵取決于醫療服務需求的價格彈性。老年醫療保險是一種疾病經濟風險分攤的形式，這種第三方支付的特征間接地降低了老年人支付的醫療服務價格，當前在中國農村實行的新型農村合作醫療就具有這樣的功能。
4.生活方式
2003年，世界衛生組織提出了8項不良的生活方式，包括吸煙、飲酒、濫用藥物、體育活動少、高熱量和多鹽、輕信巫醫、社會適應不良和破壞生物節律。吸煙會導致癌癥、冠心病、肺病等疾病，目前，煙草的使用是世界死亡增長最快的原因之一；過度飲酒對人體肝臟和腦神經的危害最大，導致肝病、心腦血管疾病。
5.醫療服務的可及性和質量
老年人的身體活動能力遠不如年輕人，因此，前往醫療機構就診的方便程度也是影響他們是否就診的一個重要因素。以醫療支出來測度的醫療消費，其內涵不僅包括數量，也暗含了質量，因此，考慮醫療支出的決定因素時應加入醫療服務質量因素。治療效果或許是醫療服務質量的最直接的指標，但難以量化，較直觀的測評方法是老年人對醫療機構服務質量和服務態度的評價。四、農村老年人口醫療消費行為的實證分析
1.模型選擇
本文選取兩部模型法，采用是否就診和醫療支出兩個指標考察老年人的醫療消費行為，其依據主要在于醫療支出有別于其他一些變量具有特殊的分布特征。第一，在一定時期內，有相當一部分居民沒有進行醫療消費，即醫療支出為零，然而，這部分零醫療支出是實際支出而并非潛在支出，因此，不能選用類似工資方程的Heckman兩階段法；第二，非零醫療支出高度有偏，這反映了如果采用線性回歸將導致模型殘差也不服從正態分布，不滿足線性回歸的基本假設。本文的調查結果顯示，老年人醫療支出的均值為1361.66元，標準差為4135.935，偏度系數為6.5332，峰度系數為49.6532，這說明調查樣本的老年人醫療支出也呈非正態分布。由蘭德實驗室提供的兩部模型法解決了以上問題，它將居民醫療消費行為分成兩階段，第一階段為就診概率模型，分析是否就診的決策行為，公式(1)中Ii表示第i個人就診的概率，當Ii＞0時，醫療支出為正，Xi為第i個個體的特征變量。第二個階段為醫療支出模型，分析醫療支出水平的決定因素，公式(2)中MEDi為第i個人的醫療支出，第二階段的方程只有在第i個人就診的條件下才成立［7］。
Ⅰ：Ii=Xi+βlE1i,E1i～N(0，1)(1)
Ⅱ：1nMEDi=Xiβ2+ε2i,ε2i～N(0，σ2)(2)
模型的第二階段將醫療支出取對數，一定程度上改善了醫療支出的非正態分布。對本調查老年人醫療支出取對數后進行正態性檢驗，偏度系數為0.022，峰度系數為2.37，卡方值為3.93，相伴概率p值為0.1404，這說明取對數后的醫療支出已服從正態分布。
2.回歸結果分析
根據兩部模型和江蘇省農村老年人的調查數據，構建了就診概率模型和醫療支出模型，模型回歸結果如表2。就診概率模型為probit模型，因變量設定為是否前往醫療機構就診（是=1，否=0）；醫療支出模型為對數線性模型，因變量為醫療支出的對數。
首先看就診概率模型，模型通過了聯合性檢驗，回歸總體是顯著的。變量“性別”、“受教育程度”、“家庭人數”、“家庭人均純收入”、“是否參加合作醫療”和“疾病的嚴重程度”通過了顯著性檢驗，是影響江蘇省農村老年人就診決策的主要因素。女性就診的概率高，這可能是因為老年人中女性患病的概率更高，也有可能是在女性和男性老年人都患病的情況下，女性更注意對疾病風險的規避而尋求醫療消費。變量“受教育年限”的系數符號為負，說明文化程度低的老年人就診的概率較高，這可能是因為文化程度低的老年人本身身體狀況更差，更容易生病就診。家庭人數與就診概率呈負相關，這說明家庭規模越大，可以降低老年人就診的概率，這可能是因為家庭人數多的老年人身體更健康，生病后得到子女的照顧也充分，因而同等情況下比家庭人數少的老年人就診的可能性更小。變量“家庭人均純收入”的系數為正，說明在其他情況不變的條件下，經濟水平的提高可能會促進老年人醫療消費，通過計算彈性值，老年人就診概率的收入彈性為0.033，說明當老年人家庭人均純收入提高1%，就診概率提高0.033%?！笆欠駞⒓雍献麽t療”也是影響老年人就診決策的主要因素，新型農村合作醫療對醫療費用實行分段按比例報銷，這相當于降低了老年人醫療消費的價格，因而能促進老年人就診的概率。本文將全部樣本疾病的嚴重程度分為4類：沒生病、輕微、一般和嚴重，回歸結果顯示，疾病的嚴重程度是老年人就診的主要影響因素，所患疾病越嚴重，老年人就診的概率越高。另外，變量“年齡”、“單身”、“醫療服務價格”、“健康狀況”、“慢性病”、“吸煙”、“飲酒”和“交通時間”均未通過顯著性檢驗，不是影響老年人就診決策的主要因素。
模型二醫療支出模型也通過了聯合性檢驗，回歸總體是顯著的。布羅施—帕甘(Breusch-Pagan)檢驗結果為卡方值0.10，相伴概率為0.7473，表明模型不存在異方差；方差膨脹系數（VIF）均值為1.99，最大值為4.72，表明模型不存在多重共線性?？偟膩碚f，“教育年限”、“健康狀況”、“疾病嚴重程度”和“醫療服務質量”是老年人醫療支出的決定因素。老年人受教育年限與醫療支出呈正相關，說明文化程度越高的老年人在醫療產品或服務上的支出越多；老年人健康狀況越差，醫療支出越高；所患疾病越嚴重，醫療支出越多；醫療服務質量越高，醫療支出也越高。其他變量未通過顯著性檢驗，不是老年人醫療支出的決定因素。從符號上看，男性的醫療支出比女性更高；老年人隨著年齡的增大，醫療支出越高；單身的老年人醫療支出更高；家庭人數越多，家庭中老年人的醫療支出越低；家庭人均純收入越高，家庭中老年人醫療支出越低，可能的解釋是收入增加帶來的健康效應使老年人身體健康狀況更為優良，因而醫療支出更低，這在封進等的研究中已得到證明［8］，她將收入水平對醫療支出的影響分為兩種效應：一是直接效應，即收入水平的提高使得居民對健康的需求增加，因而醫療支出水平更高，二是間接效應（健康效應），即通常收入較低的人健康狀況較差，出于對風險的規避，醫療支出較高。本文的結果證明了在本次調查中，收入水平對醫療支出的作用表現為間接效應大于直接效應，即收入水平的提高改善了居民的健康狀況，使得醫療支出較低。醫療服務價格對老年人醫療支出的價格彈性為-0.2094，表明當醫療服務價格降低時，會促進老年人對醫療品的消費，醫療支出增加。老年人參加合作醫療會增加老年人的醫療支出，這是因為雖然合作醫療降低了醫療服務的價格，但促進了對醫療服務數量的消費而導致醫療支出較高。另外，吸煙的老年人醫療支出更低，飲酒的老年人醫療支出更高；老年人到服務態度較好的醫療機構就診，其醫療支出也較高。
五、結論與政策含義
農村人口老齡化速度的加快帶來了一系列的老年人問題。江蘇省是全國率先進入老年社會的地區之一，目前的老年人口規模龐大，老齡化水平也較高，因此，研究江蘇省老齡化過程中老年人醫療消費問題具有代表性，本文的研究得出了以下結論和政策含義：
第一，與其他年齡群體相比，老年人特有的生理特征和疾病模式決定了老年人群面臨更大的健康風險，老年人的健康狀況更差，患慢性病的概率更高，更注重醫療和服務方面的消費。但由于老年人收入水平較低，因經濟困難應診而未診的可能性也較年輕人更高，疾病經濟負擔更為嚴重。本文認為，對于社會來講，老年人問題的本質不是人口老齡化本身，而是對社會養老保障、老年人醫療衛生服務體系、老年人福利等制度的挑戰。
第二，一般來說，受傳統的思想觀念影響，老年人更希望自己兒孫滿堂、人丁興旺，親情對老年人良好健康狀況（包括生理、心理和精神）的保持有積極作用。實證分析表明，家庭規模大有利于減少老年人對醫療的消費，醫療支出也較低。如果我們能為老人提供一個溫暖的家庭氛圍，為獨居的老人提供家庭式集體生活的福利院，使老年人感受到家的溫暖，是社會應對老齡化過程中減少老年人醫療消費的一個有效手段。目前，政府對老年人救助的供養方式一般分為家庭供養和集體供養，本文的結論為集體供養提供了一個科學依據。
第三，收入水平的提高會使老年人更傾向于規避疾病風險，導致就診概率增加，但由于收入帶來的間接效應大于直接效應而導致經濟狀況好的老年人健康狀況更好，具有更低的醫療支出。因此，相應的政策含義是通過提高老年人的收入水平和生活質量，促進老年人對醫療服務的利用，這樣可以降低醫療支出，節約社會醫療資源，有效地控制社會醫療衛生費用。
第四，控制醫療服務價格可以促進老年人對醫療服務的利用，使經濟困難應就診而不能就診的老年人能進入醫療市場就醫，使他們獲得充分的治療。目前實施的新型農村合作醫療政策就是通過降低醫療服務價格，給予居民補貼，促進了老年人醫療服務的利用。
第五，實證分析也表明，醫療服務質量也是影響醫療支出的重要因素之一，這驗證了醫療支出本身已包含醫療服務質量這一要素，為我們以后研究醫療支出的決定因素時需要考慮醫療服務質量提供了依據。
參考文獻：
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說明報廢原因、數量，經儀修室相關技術人員鑒定，物資供應部、財務規劃部或醫院領導批準后才能報廢(單價五萬元以上貴重設備必須經衛生廳審批，單價在十萬元以上須報省財政廳審批)。醫療器械設備維修檔案管理制度醫療器械設備維修其實也是一項很復雜的工作，不能僅憑單一的實踐經驗和簡單的頭腦記憶。為了更科學、更規范把全院700多臺醫療器械設備的維修信息管理起來，我院已經實行醫療器械設備維修檔案電子動態管理。對每一臺設備的標識碼、分布科室、購入時間、品名、規格型號、購入金額、故障原因、處理方法、結果、維修費用、維修者、聯系方式等等一系列的信息全部記錄在檔，以便隨時入網查閱。同時對大型精密儀器設備的維修配有臺賬、故障維修處理圖片等信息資料跟進。這樣通過先進的信息化系統管理，有效控制了一臺設備每年的維修次數，監督維修質量，有利于促進維修技術的提高。檢查評比制度為了督促維修技術人員及時服務于臨床，監督每個崗位盡職盡責，醫院每月底常規進行一次醫德醫風問卷調查，如有患者、使用科室對維修技術人員的服務態度、維修質量等不滿意，經監察審計科的同志落實情況屬實，實行獎懲制度?？剖邑撠熑四甑讓γ咳说牡隆⒛?、勤、績等進行全面考核一次，不稱職的不予再聘上崗。
完善醫療器械設備維修
程序說到操作需要按程序辦事時，大家只會想到大型基建、修繕工程的招標程序、或者藥品采購、大型設備購進等招標程序，其實醫療器械設備維修時也應講究程序。因為現在醫院先進的、高精尖大型醫療器械設備購進得越來越多，隨之維修的量也就越來越大，維修配件的金額也越來越高，維修費用存在的水分也越來越多，維修市場魚龍混雜，為了有效控制維修費用，降低醫療服務成本，我院率先推出醫療器械設備維修程序常規化，淘汰過去設備維修時無論費用有多高都是設備科負責人“一錘定音”的單一操作模式。現在只要醫療器械設備維修配件金額超過2000元以上，使用科室負責人、設備維修負責人以及主管設備維修的院領導等輪環參與維修談價，經簽字確認后才能更換維修配件。這樣大大的節約了維修費用，降低了維修負責人的個人崗位風險，同時也杜絕了維修市場獅子大開口漫天要價的不良行為。據不完全統計2011年我院有效醫療設備固定資產共9千多萬元，維修費用卻很好的控制在40萬以下。眾所周知，多少年來醫院醫療器械設備維修隊伍大多由普通維修工、后勤保障人員等改行演變而來。他們當中大部分人員的技術來源于自己多年的實踐摸索，未經過正規的生物醫學工程(BME)教育和技能培訓，沒有扎實的專業理論基礎知識，技能單一，思維方式比較落后，缺少跟蹤先進醫學工程技術的潛能。其次，多年來維修人員的學歷、職稱、多少等配置問題已遠遠落后于臨床醫學，我院現在高層領導已深深認識到醫療設備維修技術發展應該要與醫院發展相匹配，2010年招進生物醫學工程大學生2名，今年科室又有計劃再招專業對口的技術人員，還找機會送他們到外地進行專業技能培訓。他們理論基礎知識扎實，接受能力強，好學上進的動力足，我院醫療器械設備維修技術應該會得到快速發展和提高，這也是未來減少維修費用的一個積極因素。現在醫院先進的、高精尖醫療器械設備越來越多如CT、DR、四維彩超等，而那種專業性強、維修技術水平又高的復合性人才對于醫院來說畢竟有限。為了既能有效控制維修費用降低醫療服務成本，又能快速解決實際問題，我院采取醫療器械設備維修等級制與“維保”有機的相結合。中低檔設備的故障由本單位維修技術人員自行解決，對于高檔精密儀器設備如CT、DR、四維彩超等與生產廠家簽訂“維?！焙贤＿@樣既能減少支出又能搞好設備定期保養、維護，延長設備使用壽命。
1.1一般資料
本組研究對象都為我院2009年1月～2011年7月的100例肺心病患者，其中男78例，女22例，年齡54歲～82歲，隨機將100例患者分成兩組，治療組與對照組，每組50例，兩組一般資料比較無明顯差異（P>0.05)，無統計學意義.
1.2治療方法
1.2.1對照組
在常規抗感染、止咳、化痰等對癥治療的基礎上應用5%葡萄糖250毫升，加單硝酸異山梨酯20mg緩慢靜滴。
1.2.2治療組
在對照組的基礎應用5%葡萄糖100毫升，加丹參凍干粉400毫克靜滴。
1.3觀察指標
1）左心室射血分數
2）舒張早期與舒張晚期充盈速度比例
3）新房收縮期肺靜血流逆向血流速度
4）心臟等容舒張時間
1.4評價標準
根據衛生部1998年2月推薦《疾病治療效果評定標準》。好轉：癥狀緩解、心功能好轉、心衰降低1個分度以上；無效：癥狀未緩解、心衰降低不到1個分度；惡化：癥狀加劇、心衰加重。
1.5統計學分析
采用SPSS12.5軟件對所有數據進行分析處理，采用t檢驗，率的比較用x2檢驗，P＜0.05表示有統計學意義。
作者：鐘嘉熙，朱敏，吳智兵，孫華鋒，林寧，左俊嶺，劉南，葉志中，陳銀環
【關鍵詞】 SARS
摘要：【目的】探索中醫藥治療傳染性非典型肺炎(SARS)的有效方法?！痉椒ā繉?1例入院時以衛氣分證為主的SARS患者，治以疏風清熱、利濕解毒法，擬定基礎方(僵蠶10g、蟬蛻6g、銀花10g、連翹10g、桔梗10g、蒲公英20g、蘆根20g、甘草6g)隨證加減，配合中成藥清開靈、魚腥草注射液及小柴胡片進行治療，按相關標準進行療效分析，并與同期深圳東湖醫院采用純西醫治療的50例作對照分析?！窘Y果】本院收治的61例全部治愈出院，平均退熱時間為(403±394)d，肺部陰影開始吸收時間平均為(434±276)d，病灶明顯吸收或完全吸收時間為(693±402)d，平均住院天數為(905±491)d；與同期深圳東湖醫院采用純西醫治療的50例比較，平均住院時間、胸片病灶開始吸收時間及明顯吸收時間均較短，治愈率較高。60例衛、氣分證患者經治療均未傳入營血分。無1例出現成人呼吸窘迫綜合征(ARDS)，無1例使用免疫球蛋白和抗病毒西藥；僅1例使用了面罩持續正壓吸氧；僅5例(占820%)短期應用過地塞米松，無1例出現股骨頭壞死。【結論】對SARS患者早期應用疏風清熱、利濕解毒為主的中醫藥治療，能有效控制病情由衛氣分傳入營血分，療效較單純西醫治療有一定優勢。
關鍵詞：非典型肺炎／中藥療法；疏風清熱；利濕；衛氣營血辨證
傳染性非典型肺炎(簡稱非典)又稱為嚴重急性呼吸系統綜合征(severe acute respiratory syndrome，SARS)，是一種以呼吸系統結構和功能損害為病變基礎的急性傳染性疾病，其傳播流行已嚴重危害到我國乃至世界人民的健康和經濟建設。據各國醫學專家預計，在今冬明春，SARS卷土重來的可能性極大，因此尋找有效的規范的SARS防治方法迫在眉睫。
迄今為止，各國在SARS防治和研究中的主要成就包括：2003年4月16日世界衛生組織(WHO)正式公布非典的病原體為非典相關冠狀病毒(SARSassociated coronavirus，SARSCoV)，簡稱非典病毒［1］；高效的診斷方法取得快速進展；疫苗的研制正在加緊進行中；目前對于SARS的基本治療方案主要包括試用抗病毒藥物和糖皮質激素，及時應用面罩持續正壓吸氧(必要時氣管插管)，對癥和支持療法等［2］。但是抗病毒藥的確切療效未能得到證實，糖皮質激素的副作用一直是困擾臨床工作者的巨大問題。中醫藥對于SARS取得的療效已得到包括WHO專家在內的廣泛重視。衛生部疾病控制司組織專家制定了“非典型肺炎的防治技術方案(試行)”，該方案根據廣東經驗，提出中藥的治療原則為按溫病衛氣營血和三焦辨證論治。國家中醫藥管理局高度強調發揮中醫藥在SARS疫情控制中的特色優勢，提出了“非典型肺炎中醫藥防治技術方案(試行)”，方案中指出本病屬中醫“溫病”的范疇［3］。因此探索應用中醫溫病學的理、法、方、藥辨治SARS具有重要意義。
為探索中醫藥治療SARS的有效方案，本研究對廣州中醫藥大學第一附屬醫院在2003年1月20日至2003年6月9日收治的61例SARS患者的治療情況進行了分析，并與深圳東湖醫院采用純西藥治療的50例［4］作比較，現總結如下。
1 觀察對象和方法
11 西醫診斷標準
診斷均符合衛生部2003年5月3日頒布的《傳染性非典型肺炎臨床診斷標準(試行)》，并經廣東省非典防治專家組臨床確認。
111 流行病學史
①與發病者有密切接觸史，或屬受傳染的群體發病者之一，或有明確傳染他人的證據；②發病前2周內曾到過或居住于報告有傳染性非典型肺炎病人并出現繼發感染疫情的區域。
112 癥狀與體征
起病急，以發熱為首發癥狀，體溫一般超過38℃，偶有畏寒；可伴有頭痛、關節酸痛、肌肉酸痛、乏力、腹瀉；常無上呼吸道卡他癥狀；可有咳嗽，多為干咳、少痰，偶有血絲痰；可有胸悶，嚴重者出現呼吸加速，氣促，或明顯呼吸窘迫。肺部體征不明顯，部分病人可聞及少許濕羅音，或有肺實變體征(注意：有少數病人不以發熱為首發癥狀，尤其是有近期手術史或有基礎疾病的病人)。
113 實驗室檢查
外周血白細胞計數一般不升高，或降低；常有淋巴細胞計數減少。
114 胸部X線檢查
肺部有不同程度的片狀、斑片狀浸潤性陰影或呈網狀改變，部分病人進展迅速，呈大片狀陰影；常為多葉或雙側改變，陰影吸收消散較慢；肺部陰影與癥狀體征可不一致。若檢查結果陰性，1～2d后應予復查。
115 抗生素的使用
抗菌藥物治療無明顯效果。
臨床診斷標準：符合111①+112+114條及以上，或111②+112+114+115條，或111②+112+113+114條。臨床排除上呼吸道感染、流感、細菌性或真菌性肺炎、艾滋病合并肺部感染、軍團病、肺結核、流行性出血熱、肺部腫瘤、非感染性間質性疾病、肺水腫、肺不張、肺栓塞、肺嗜酸性粒細胞浸潤癥、肺血管炎等臨床表現類似的呼吸系統疾患。
12 中醫衛氣營血辨證標準和挾濕標準
參考《溫病學》［5］，具體內容如下：溫病發熱、惡寒、咳嗽、口微渴、苔薄白、脈浮數為衛分證；但發熱、不惡寒、汗多、尿赤、舌質紅、苔黃、脈數有力屬氣分證；若兼見衛、氣分證特點者為衛氣同??；身熱夜甚、心煩、時有譫語、舌質紅絳屬營分證；身熱、躁擾不寧、或神昏譫語、出血、舌質深絳屬血分證。挾濕則證見發熱或身熱不揚、脘腹痞滿、苔膩。
13 一般資料
符合上述診斷標準的61例病人中，男37例，女24例，年齡最小者15歲，最大者88歲，平均年齡(3843±1897)歲。所有患者就診時均以發熱為主癥，發熱時間最短05d，最長15d，平均(370±346)d，體溫最低為373℃，最高為42℃，平均(3857±102)℃；惡寒35例(5738%)，咳嗽49例(8033%)，精神疲倦41例(6721%)，納呆、脘痞36例(5902%)，頭身重痛或肌肉酸痛53例(8689%)，苔膩38例(6230%)；血清丙氨酸氨基轉移酶(ALT)升高者13例(2167%)，天門冬氨酸氨基轉移酶(AST)升高者17例(2833%)，二者均升高者11例(1833%)；外周血分析各指標大多在正常范圍內，淋巴細胞(LYM)偏低者占1404%、偏高者占175%，中間細胞(MID)偏高者2281%、偏低者351%，血小板(PLT)偏低者1579%、偏高者未發現。
61例患者入院時屬衛分證16例(2623%)，衛氣同病證23例(3770%)，氣分證21例(3443%)，營分證1例(164%)，挾濕表現者38例(6230%)，總屬衛氣分證候者60例(9836%)。
胸部X線表現：全部胸片經廣東省非典防治專家組鑒定確認。在整個疾病過程中(從起病到出院時止)，所有患者肺部均出現了不同程度的片狀、斑片狀浸潤性陰影，部分病人進展迅速，呈大片狀陰影，呈多葉或雙側改變，亦有單側病變者。
14 治療方案
141 中醫治療方案
采用疏風清熱、利濕解毒中藥，基礎方：僵蠶10g、蟬蛻6g、銀花10g、連翹10g、桔梗10g、蒲公英20g、蘆根20g、甘草6g。毒熱壅盛加玄參15g、重樓15g，邪伏少陽或膜原加柴胡10g、黃芩15g，咽痛加崗梅根20g、馬勃10g，濕盛加厚樸10g、法夏10g、竹葉10g，咳嗽加枇杷葉15g、前胡10g、杏仁10g，每日1劑，水煎服。中成藥以清氣泄熱之魚腥草注射液100mL靜脈滴注，2次／d；清開靈注射液40mL加入5%葡萄糖注射液500mL中靜脈滴注，1次／d；常規加用小柴胡片(4片口服，3次／d)。
142 西醫治療方案
在常規對癥支持治療條件下常規使用抗生素，我們選用了新大環內酯類與第三代頭孢菌素2聯用藥(阿齊霉素05g靜脈滴注，1次／d；頭孢三嗪1g靜脈注射，每12h1次。嚴格控制糖皮質激素的應用，只在高熱持續3d以上不退，胸片示肺部陰影迅速增多，或陰影密度較快增高有實變趨勢時(肺泡、肺間質出現水腫時)才使用；予地塞米松5～10mg靜脈注射，1次／d，連用3～5d，每天復查胸片，肺部陰影吸收后即減量或停用。
2療效標準及治療結果
21 療效標準
參照《衛生部有關傳染性非典型肺炎病例出院標準》：(1)體溫正常7d以上；(2)呼吸道癥狀明顯改善；(3)X線胸片炎癥病灶有明顯吸收。
22 治療結果
至2003年6月16日，本院所收治的61例患者全部治愈出院。平均退熱時間為(403±394)d，胸片炎癥陰影開始吸收時間平均為(434±276)d，病灶明顯吸收或完全吸收時間為(693±402)d。平均住院天數(905±491)d。
按中醫辨證60例衛氣分證患者經治療均未傳入營血分；1例營分證患者經清營透熱及上述綜合方案(未使用激素)治療后痊愈出院。無1例出現成人呼吸窘迫綜合征(ARDS)，無1例使用免疫球蛋白和抗病毒西藥，有1例使用了面罩持續正壓吸氧。
61例患者中，僅5例(820%)短期應用過地塞米松，無1例出現股骨頭壞死。
23 與純西藥治療的50例比較結果
深圳東湖醫院(以下簡稱東湖醫院)2003年2月9日至2003年4月15日共收治50例SARS患者，均采用純西醫綜合治療措施，包括早期使用抗病毒藥，早期使用糖皮質激素，防治細菌感染，機械通氣等［4］。大致與本組處在同一時期，兩組的可比性及療效比較詳見表1～表4。表1兩組病例一般資料比較（略）表2 兩組病例入院時臨床癥狀表現比較（略）表3 兩組相關療效指標比較(略)表4 兩組治愈率比較（略）
表1提示兩組病例性別構成無顯著性差異，我院SARS患者平均年齡大于東湖醫院組。表2結果表明，兩組患者發熱、惡寒、頭身肌肉疼痛等癥狀均無顯著性差異，咳嗽與疲倦兩癥狀東湖醫院組較本組為多。兩組間基本具有可比性。表3顯示，兩組入院后退熱時間比較無統計學意義；我院的平均住院時間、肺部病灶開始吸收時間、肺部病灶吸收好轉時間均較東湖醫院組為短。表4結果則表明，我院的治愈率較東湖醫院高。
3 討論
31本病的發病特點及藥理作用機制
本次發生于2002年冬季至2003年春季的傳染性非典型肺炎，發病急驟，具有極強的傳染性，初起多見發熱、惡寒、咳嗽、舌紅等肺衛風熱證的臨床表現，我院收治的61例SARS患者中有60例(9836%)入院時病變處于衛、氣分階段，僅1例(164%)辨證屬營分證；且6230%的患者兼有肢體困倦、關節酸痛、納呆、便溏、舌苔膩等挾濕的表現。故認為本病的中醫病因主要是風熱挾濕疫癘之邪。按溫病的分類方法，SARS屬新感溫病范疇，其病變基本按衛、氣、營、血的順序傳變發展［5-7］。
清?葉天士《溫熱論》曰：“風邪上受，首先犯肺，逆傳心包。肺主氣屬衛，心主血屬營”。明確指出：衛、氣分病變失治則病情惡化，傳入營血。針對這一情況，我們強調力爭將病情控制在衛、氣分階段，早期使用中藥，治法以疏風清熱、利濕解毒為主，基礎方劑以僵蠶、蟬蛻為君，主疏風清熱透邪；以銀花、連翹、公英、桔梗為臣，加強清熱解毒，解除疫癘濁氣，桔梗尚能宣肺利咽，扼守肺衛之門戶；以蘆根為佐，一方面輔助疏散風熱，另一方面取其利濕之效，正如葉天士語“……挾濕加蘆根、滑石之流，或透風于熱外，或滲濕于熱下，不與熱相搏，勢必孤矣”；甘草作為使藥除能調和藥效外尚能利咽解毒、和胃顧中，起三方面作用，桔梗亦作為使藥載藥上行以達病所［8］?，F代藥理研究表明，方中銀花、連翹、僵蠶、桔梗、甘草、蘆根、蒲公英對病原微生物均有不同程度的抑制作用［8］，是本方抗病毒作用的基礎；銀花、桔梗、蘆根、蒲公英均可增強機體的免疫功能［8］，直接針對SARS相關冠狀病毒引起的免疫功能低下進行治療；銀花、連翹、蘆根、蟬蛻具有解熱抗炎作用，僵蠶、蟬蛻有良好的鎮靜抗驚厥作用［8］，對于SARS患者能起到良好的對癥治療作用；甘草、桔梗、銀花對胃的保護作用［8］有助于消化功能的調節，能減輕SARS引起的消化道不適。魚腥草、清開靈注射液是臨床常用的清熱解毒中成藥，魚腥草尚有利濕作用，切合SARS中醫證候的治療。清開靈主要由板藍根、金銀花、梔子、水牛角、珍珠母、黃芩苷、膽酸、豬去氧膽酸等組成，現代藥理研究表明其有解熱鎮痛、抗病毒作用［8］。因春季為陽氣生發之時，少陽當令，疏利少陽樞機可使邪有出路，故常規服用小柴胡片。
32 與東湖醫院純西藥治療的比較
關于與東湖醫院組的可比性問題：衛生部2003年5月3日頒布的《傳染性非典型肺炎臨床診斷標準(試行)》中提到年齡大于50歲為重癥SARS的參考指標之一，我院與東湖醫院兩組間年齡構成比較，本組平均年齡稍大，顯示有統計學差異，但不能確定認為有病情偏重趨勢，故暫不考慮這一因素的臨床意義。統計結果還顯示，入院時臨床癥狀除咳嗽與疲倦東湖醫院比我院多外，其余均未顯示顯著性差異。因咳嗽與疲倦這兩種癥狀并非SARS的首要癥狀，不能作為衡量SARS病情的主要指標。故可認為兩組病例基本具有可比性。當然這僅限于與文獻報道出來的資料進行比較。
療效分析結果顯示，我院收治的61例患者中，60例衛、氣分證患者的病情全部得到控制，未傳變入營血分。1例營分證患者經清營透熱及上述綜合方案治療后亦痊愈。與同期深圳東湖醫院采用純西醫治療的50例療效比較，除在退熱時間上無統計學差異外，本組的平均住院時間、胸片病灶開始吸收時間及明顯吸收好轉時間等均短于東湖醫院組，治愈率亦較東湖醫院組為高，提示中醫為主的治療措施較單純西醫治療具有一定優勢。
33關于糖皮質激素的應用
本組61例患者中，僅有5例(820%)短期應用過地塞米松，無1例出現股骨頭壞死。
SARS主要病理改變是間質性肺炎(metapneumonia，MP)及免疫器官如淋巴結及脾壞死。SARS對機體的攻擊，使肺血管充血、滲出、纖維化以及免疫器官出血性壞死，影像學表現及對死亡病例的肺組織病理檢查均提示部分SARS有急進性肺炎機化早期的表現［9］。合理應用糖皮質激素可較快使病毒血癥減輕，體溫降至正常，同時阻止MP的發展，并逐漸吸收，抑制肺炎纖維化形成［10］。然而，廣州市第八人民醫院的研究發現，重癥SARS患者T淋巴細胞中，CD4+和CD8+明顯降低，CD8+T淋巴細胞計數甚至低于艾滋病患者，臨床可見到SARS患者的二重感染，而治愈的SARS患者與死亡患者的CD4+和CD8+T淋巴細胞計數也有顯著性差異，此結果說明本類患者的細胞免疫功能具有明顯的減弱趨勢［11］，提示激素的使用應慎重。因此，對于SARS我們應當從臨床個案角度分析機體的免疫系統是產生了過度反應還是反應不足，謹慎合理地應用激素，平衡抗炎與提高免疫功能，抑制炎癥期肺組織纖維化等的關系，這對于阻抑疾病傳變、逆轉病勢非常重要。據最近報道：北京已出現了SARS痊愈后骨壞死多例，以股骨頭壞死多見。粗略統計，在北京感染SARS的醫務人員，有1／3～1／2已出現骨壞死。廣州中醫藥大學第一附屬醫院骨科教研室主任何偉教授指出：激素的大劑量使用已成為骨壞死特別是股骨頭壞死的最主要原因。這提醒我們在應用激素控制SARS病情的同時必須警惕其副作用及后遺癥。同時提示探索有效的中醫藥治療措施以減少激素用量，減輕其副作用具有深遠意義。
綜上所述，在SARS治療中我們采用溫病衛氣營血辨證方法，盡可能在衛氣分階段，及早以疏風清熱、利濕解毒之法，遏制疾病向營血分傳變，同時配合西醫常規對癥支持治療、預防繼發感染等，取得了滿意的療效，其原理可能與以下因素有關：①中藥對病原體的抑殺作用；②中藥的免疫雙向調節作用，既提高效應T淋巴細胞的轉化率，又拮抗炎性介質，調節免疫功能，使之趨于平衡，阻斷病情向SIRS(全身炎癥反應綜合征)、ARDS(成人呼吸窘迫綜合征)、MODS(多器官功能障礙綜合征)的發展；③調整機體的內環境狀況，使機體度過病毒的感染自限期。今后我們將從以上三個方面進行更深入的研究。
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