时间：2022-09-01 22:41:05
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当前，“看病贵”已成为社会热点和焦点，“看病贵”反映的就是居民医疗保健消费支出增幅过快、水平过高。医疗保健居民消费增长快尽管当前我国医疗保健消费总体水平不高，但是医疗保健居民消费却增长很快。改革开放以来，我国城乡居民医疗保健消费支出的增长速度一直保持在15%～30%左右，高于发达国家13%的增长率[6]。医疗保健消费的快速增加，反映了广大人民群众对身体健康的关注程度在不断提高，在身体健康方面的投资意愿在日益增强。医疗保健消费支出占居民生活消费支出的比重上升1991～2006年，我国居民生活消费的8项支出构成排序发生了明显变化，食品支出虽然仍位居第一，但比重已快速下降（下降18.04个百分点），医疗保健支出所占比重快速增长，从1991年的2.21%上升到2006年的7.14%，上升了4.93个百分点，见表1。医疗保健消费人均支出居各类消费性支出增幅之首1998～2007年，我国城乡居民医疗保健消费人均支出从205.16元增长到699.09元，增长了2.4倍，年均增长速度14.59%，成为居民消费增长的“领头羊”，见表2。居民医疗保健消费支出增速快于收入增长1998～2007年，我国城乡居民医疗保健消费人均支出的年均增长速度达到14.59%，超过了居民可支配收入的年均增长速度（10.92%），医疗保健消费支出占可支配收入的比重从3.78%提高到5.07%，提高了1.29个百分点，特别是城镇低收入家庭，医疗保健消费增速明显超过其收入增长幅度，低收入居民家庭医疗消费占生活消费份额过大，影响生活质量的提高。对于可支配收入水平较低的城镇居民家庭，由于医疗消费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医疗保健消费支出的增长高于消费性支出的增长，导致收入越低的居民家庭医疗消费支出挤占正常消费的情况越严重[7]，不仅严重影响了生活质量，而且导致医疗消费支出压力增大，形成恶性循环，见表居民对医疗保健服务的要求越来越高除了量的急剧增长外，城乡居民对医疗保健服务质的要求也越来越高、越来越多样化。为此，大多数医疗机构都开设了特需门诊及特需病房、添置了先进的设备仪器、建立了各式各样的专科治疗中心、增加了检查治疗的项目、采用了不同的管理模式，为广大病人提供更加高水平、高质量的服务。居民对基本医疗的有效消费不足尽管当前医疗保健居民消费支出增长快、要求高，但居民对基本医疗的有效消费却仍显不足。全国卫生服务调查显示，1998年我国居民两周未就诊率为38.5%，2003年提高到48.9%，2008年回落至37.6%；其中2003年农民的两周未就诊率达到45.8%，两周未住院率超过30%，31.4%的农民有病采取“自我医疗”的方式[8]。居民两周未就诊率、未住院率较高，显示基本医疗的有效消费不足。
医疗保健公共消费低对其他消费产生了“挤出效应”
我国医疗保健公共消费一直都处于较低水平，近年来甚至有下降趋势，这也间接导致了我国医疗保健居民消费比重的提高。医疗保健公共消费在医疗保健消费中的比重偏低医疗保健公共消费包括政府卫生支出和社会卫生支出。据卫生总费用核算数据显示，2010年我国卫生总费用19980.4亿元，其中政府卫生支出5732.5亿元（占28.69%），社会卫生支出7196.6亿元（占36.02%），两者合计占64.71%[8]。可见，近年来随着我国政府卫生投入的增加和各项医疗保健制度的完善，医疗保健公共消费有所提高，但在卫生总费用中所占比重却仍然较低，远低于OECD国家，如加拿大（70.5%）、芬兰（75.1%），甚至低于部分中低收入国家，如阿根廷（71.3%）、古巴（85.5%）、泰国（74.3%）（以上均为2008年数据）。医疗保健公共消费不足，对居民其他方面的消费产生了“挤出效应”通过与世界主要国家和地区消费结构的对比发现，相同收入水平下，由于我国政府在过去数年中对教育、医疗等社会发展事业的财政投入不足，我国城乡居民用于医疗保健的支出比重分别高出世界平均水平2.8个和1.45个百分点[9]。有研究显示，2005年，我国城乡居民用于教育和医疗的额外支出对其他商品和服务消费产生的挤出效应达到5810.7亿元，以此推算，如果政府在教育、医疗等公共服务领域的投入到位（5810.7亿元约占当年财政支出的17.2%），城乡居民用于教育和医疗的支出比重得以降低至世界平均水平，我国居民消费率可以从目前的38.2%提高到41.3%，最终消费率可由目前的52.1%提高到55.2%，比目前水平高出3.1个百分点[9]。
（一）20世纪90年代以来城乡居民消费的变化趋势
20世纪90年代以来，随着经济快速发展，我国居民储蓄率呈下降趋势，最终消费率和居民消费率都呈上升趋势，但进入2000年以后，居民储蓄率持续上升，消费需求却开始萎靡不振，经济增长大部分依赖于出口和投资，结构性矛盾日益突出。图1描述了90年代中后期我国居民消费和储蓄的变动过程。以2000年为分界点，居民消费率和最终消费率经历过一个先上升后下降的过程，而居民储蓄率的变动则正好相反。其中最终消费率先从1995年的58．1％上升到2000年的62．3％，然后下降到2012年的49．5％；居民消费率则从46．6％上升到47％，然后下降到2012年的33．5％。同一时期，居民储蓄率则是从24．2％下降到23．9％，然后上升到2012年的50．2％。图2描述了90年代中后期我国城乡居民平均消费倾向，可以发现城乡居民消费倾向的变化特征并不相同。其中1995－2000年间城乡居民的平均消费倾向在波动中呈下降趋势，2000年以后城镇居民消费倾向下降的趋势加快，而农村居民平均消费倾向较为稳定，2005年以后农村居民消费倾向开始高于城镇居民。但同一时期城镇居民人均可支配收入增长率为13．45％，农村居民人均纯收入的增长率为12．5％，城镇居民收入增长速度快于农村居民。由此可见2000年后居民消费率的下降主要是由于城镇居民的消费下降所引起的，而消费下降并不是由收入下降所导致的。主要是因为2000年前后正是我国经济体制改革深化的重要阶段，这一阶段传统的福利制度如教育、住房、医疗和社保体制的市场化改革也随之逐步展开。根据预防性储蓄理论，各项改革措施的实施导致居民对未来预期不确定性增加，因此开始降低当期消费，增加预防性储蓄。已有的研究表明居民储蓄意愿首位是由不确定所带来的预防性储蓄动机，目前为应对未来不确定的储蓄动机已占到57．7％，其中为医疗（养老＋防病）而进行的预防性储蓄动机已占总储蓄意愿的12．3％（甘犁、刘国恩，2010）。值得注意的是，由于城镇居民经历了比农村居民更为曲折的改革路径，因此城镇居民的预防性储蓄动机要强于农村居民，其消费倾向也快速下降。在几项重大体制改革之中，医疗体制改革对城镇居民具有重要影响，接下来我们将基于微观调查数据考察城居保这项重要的医疗体制改革对城镇家庭消费的政策效果。
（二）城镇居民基本医疗保险改革
为了适应市场经济的发展，我国自1998年开始正式建立城镇职工基本医疗保险，该保险制度只覆盖了部分城镇从业者，没有将非正规就业的劳动者和无缴费能力的职工覆盖，上述弱势群体只能以自我保障和家庭保障为主。为了完善城镇的医疗保障制度，填补城镇医疗保障制度覆盖的空白区，国家开始建立城镇居民基本医疗保险（简称城居保）。城居保主要以没有参加城镇职工医疗保险的城镇未成年人、老年人以及无工作的居民为参保对象，是由政府主导建立并引导个人、家庭和集体等多方筹集资金，以大病统筹为主的医疗保险制度。近几年我国政府相继出台了一系列政策循序渐进地推动城镇居民基本医疗保险制度的完善，逐步覆盖我国全体的城镇非从业居民，保障城镇居民能够平等地获得基本医疗服务。2007年城居保在全国79个城市启动试点，2008年进一步扩大了试点的范围，2009年试点城市达到80％以上，2010年在全国范围内推广实施。由于城居保所要覆盖的人群是经济水平多样化且分布分散的多个群体组合，因此在具体实施中，遵循自愿参加的原则，但为了减少逆向选择的发生，有些试点城市也在尝试以户为单位自愿参保。根据CFPS项目的入户调查数据，得到调查地区城居保的参保情况，结果见表1。2008年北京、上海和广东三个样本城市城居保的参保比例为12．29％。2007－2008年间城职保的参保比例小幅增加，而城镇居民中新农合和其他医疗保险的参保比例大幅下降，可见没有医疗保险人数比例的降低一定程度上归因于城居保参保比例的提高。
二、研究方法和数据
（一）数据
本文使用数据全部来自北京大学“985”项目资助、北京大学中国社会科学调查中心执行的中国家庭追踪调查（CFPS）的微观调查数据，旨在通过跟踪搜集个体、家庭、社区三个层次的高质量微观数据，反映中国社会、经济和健康的变迁情况，以分析社会民生方面的问题。该项目于2008年和2009年在北京、上海和广东通过PPS抽样方式进行了入户调查，本文通过对这两年样本的整理，获得了模型回归所需要的845个家庭所有变量的面板数据。本文按照臧文斌等（2012）的方法区分城居保家庭与非城居保家庭，把在2007年至少有一人符合参保条件并在2008年至少有一人参保的家庭作为城居保家庭，至少有一人符合参保条件但在两年里都没有参保的家庭作为非城居保家庭。通过这样的处理，我们把前一组作为实验组，后一组作为控制组，来考察城居保政策对城镇家庭消费的影响。从表2数据统计结果可以看出，2008年城居保家庭的人均收入和消费支出要低于非城居保家庭，其中人均医疗支出要高于非城居保家庭，而其他各项支出都要低于非城居保家庭。另外，城居保家庭男性户主所占的比例高于非城居保家庭，全体样本户主年龄平均大约为54岁，城居保家庭户主的年龄要比非城居保家庭户主的年龄要大6岁左右。户主婚姻状况以已婚为绝大多数，且城居保家庭户主受教育年限要低于非城居保家庭。
（二）计量估计方法及变量设定
我们首先用双差法（DID）来估计城居保对城镇家庭消费的影响。居民是否参加城镇居民基本医疗保险是自愿行为，而差分的方法可以较好地解决由于自我选择所导致的内生性问题。双差法可以消除所有不随时间变化的选择性偏差，在估计面板数据模型时较好地控制了家庭和年份的固定效应，模型中所有不随时间变化的影响被家庭固定效应所控制，而所有家庭随时间变化的影响由年份固定效应所控制。本文中双差法（DID）的回归方程如下：Yit＝α0＋α1Yeart＋α2Secut＋α3Yeart＊Secut＋α4Xit＋α5Dit＋εit其中，Yit是家庭i在时间t消费支出①的对数值。Yeart是代表年份固定效应，如果2008年则取值为1，否则为零。Secut代表家庭固定效应，是用来区分控制组（非城居保家庭）和实验组（城居保家庭）的变量，如果家庭中至少有一个人在调查期间参加了城居保则取值为1，否则为零。Yeart＊Secut是时间和保险政策变量的交叉项，其系数代表DID模型估计城居保政策对家庭消费的净影响。Xit代表随时间变动可能会影响消费行为的户主特征变量，包括户主性别、年龄及其平方②、婚姻状况和教育程度③；Dit代表家庭特征变量，包括家庭年人均收入对数④、家庭常住人数⑤、家庭参加公费医疗和城职保的人数。该模型中交叉项Yeart＊Secut的系数α3代表城居保改革对家庭消费的净影响，理论上讲由于家庭参加了医疗保险后医疗支出的不确定性减少，家庭的预防性储蓄可能下降，因此α3可能会大于0。但该理论假设成立存在着两个问题：首先，是因为城居保是自愿参加的，可能存在逆向选择的问题，即那些身体健康状况差的家庭选择参加保险，为了消除这种选择性偏差，我们借鉴白崇恩和李宏彬（2012）的方法通过加入年份和2007年健康状况的交叉项，来控制不同初始健康状况的家庭在消费上有不同的潜在时间趋势。另外，参加城居保的家庭可能本身比不参加的家庭富裕，而且不同收入家庭有不同的消费增长率，同样我们通过加入年份和收入的交叉项来允许消费的时间趋势随收入而变化。
三、实证结果
（一）城居保对家庭医疗消费支出的影响
城居保对家庭自付医疗支出影响的回归结果见表3，模型（1）只估计了时间、城居保以及交叉项和对医疗消费支出的影响，随后逐渐放宽模型假设，模型（2）中加入家庭人均收入对数、年份与家庭人均收入对数的交叉项，模型（3）加入年份与家庭初始健康状况的交叉项，模型（4）加入户主和家庭变量特征的控制变量。回归结果显示，四个模型交叉项回归系数都为正，但在10％以上的水平上均不显著，说明城居保没有增加参保家庭的自付医疗消费支出。可见城居保政策在并未明显增加居民医疗负担的同时提高了城镇居民对医疗服务利用效率（Lin，2009）。可能的原因是城居保降低了医疗卫生服务的相对价格，改善了医疗卫生服务的可及性，提高了参保家庭的相关福利水平。模型（2）回归结果显示，家庭收入增加1％，医疗消费支出会相应增加17．8％，且在1％的水平上显著。这说明医疗服务既是必需品也是正常品，其需求随着收入的增加也逐渐增加，但增长的速度随着收入增加而逐渐降低（黄枫，2012）。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭的医疗消费支出有着明显的增加，可见参加城居保的家庭在一定程度上存在逆向选择的问题。模型（4）回归结果显示，在户主特征变量方面，随着户主年龄的增长，家庭医疗消费支出逐渐减少，但从年龄平方的回归系数中可以看出，当户主年龄达到约35岁以后，家庭医疗消费支出则随着年龄增长开始增加。户主已婚家庭在医疗消费上的开支要多于未婚家庭，可能原因是已婚家庭抚养小孩的可能性较大，医疗花费也会相应增加。户主的教育年限对医疗服务支出有显著正效应，户主教育每增加一年，家庭医疗消费支出增加5．7％，可能是因为受教育越多的人自我保健意识越强，会增加对医疗服务的需求。在家庭特征变量方面，家庭常住人口越多，医疗消费支出也越多，即家庭成员每增加一个人，医疗消费支出增加3．4％，可能是因为家庭人口增多的同时也增加了对医疗服务的需求，而且家庭规模的扩大也增强了家庭的抗风险能力，使得家庭成员可以更多的利用卫生服务。参加公费医疗的人数每增加一个人，家庭医疗消费支出增加6．7％。值得注意的是公费保险人群医疗支出的增加要大于其他保险人群，反映出公费医疗具有一定的道德风险，而城镇职工与城镇居民保险人群的医疗消费支出增加较小，与所有人群的平均水平大体相当（赵绍阳，2010）。
（二）城居保对家庭非医疗消费支出的影响
城居保对家庭非医疗消费支出的DID回归结果见表4，在此不包括医疗消费支出，以避免参保家庭由于医疗支出增多所带来总消费支出提高的偏差。模型回归步骤同上。四个模型交叉项的回归系数都显著为正，模型（4）的回归结果显示参加城居保的家庭的非医疗消费额大约增加6．9％，可见城居保对非医疗类消费的正向作用比较稳健。这个估计结果要小于臧文斌等（2012）估计我国城居保对家庭消费的影响（13．0％），但是和美国20世纪80年代Medicaid条件放宽后家庭消费的增加相近（5．2％）。可能的原因是北京、上海、广东属于我国收入较高的地区，因此城居保对家庭消费的拉动效应要小于其他城市。就参保家庭而言，2008年参加保险家庭的人均非医疗消费大约是11147．06元，6．9％的增幅大约是769．1元，要高于各地的保费支出①。从表4可知2008年城镇家庭平均的边际消费倾向仅为0．211，所以城居保对居民消费的刺激作用也要高于政府直接的现金转移支付。参保家庭非医疗消费增加的原因可能有两个，一个是因为医疗保险减少了参保家庭的医疗开支，使得家庭可以把节约的开支用于家庭消费的其他方面；另一个也是因为参加保险减少了未来支出的不确定性，所以居民把减少的预防性储蓄用于增加当期消费。模型（3）的回归结果显示初始健康状况差的家庭非医疗消费会降低，可见潜在的医疗负担会减少家庭消费，但负向效应较小，表明医疗保险减轻了医疗负担，在一定程度上起到了消费保险的作用。模型（4）的回归结果显示，在户主特征变量方面，户主的教育年限对非医疗消费具有显著的正效应，户主教育每增加一年，家庭消费平均增加7．8％。这可能是因为教育水平较高的居民具有稳定的工作和良好的收入预期，所以这样的家庭具有较强消费能力。在家庭特征变量方面，家庭常住人口对消费支出具有显著的正效应，常住人口每增加一人，家庭消费增加2．9％，随着家庭规模的增大，家庭消费支出水平也趋向增加。但如果家庭消费水平持续提高，家庭规模对消费支出的影响将逐渐下降，可能是由于消费支出较高的家庭自身生活质量较高，因此家庭规模变动所引起的消费支出变动较小（郝东阳，2011）。家庭中参加其他保险的人数越多，非医疗消费支出就会越高，参加公费医疗和城职保的人数每增加一人，家庭非医疗消费分别增加6．3％和5．2％。值得注意的是公费医疗保险对消费正效应要大于城职保，反映了参加医疗保险人群的预防性储蓄动机要低于其他的社会群体，特别是享有公费医疗的人群更是如此。
（三）城居保对不同收入分组家庭各项消费支出的影响
为了进一步分析城居保对家庭消费的影响，接下来我们考察了该政策对不同收入的参保家庭分项消费支出的影响，回归结果见表5。本文根据家庭年人均收入的分布把所有参保家庭（实验组）样本分为三等分组，即家庭为年人均收入少于或等于10000元的家庭为低收入家庭，收入界于10000元和27000元的家庭为中等收入家庭，收入在27000元以上的家庭为高收入家庭。从非医疗消费的回归结果来看，低收入家庭参保后其非医疗消费支出比参保前增加11．9％，但中高收入家庭的非医疗消费在参保前后没有显著变化。城居保对低收入组家庭消费的影响和臧文斌估计结果（13．0％）接近，可见城居保对于北京、上海和广东三个地区的低收入组家庭消费的拉动效应和其他城市大体相近，但参保对于三个地区的中高收入组家庭的消费几乎没有影响。从分项消费的回归结果来看，对低收入家庭而言，参加城居保对日常生活及其他支出①的正向影响最大（系数为0．094），可见低收入家庭把减少的预防性储蓄大部分用于增加家庭日常开支。其次，参加城居保对教育支出也有显著的正效应（系数为0．072），说明由于医疗支出的不确性减弱，使得低收入家庭调整了人力资本投资的构成，相应增加了教育支出。最后，参加城居保对居住支出没有显著影响，因为居住支出属于家庭的长期规划，短期变化弹性较小。对于中高收入家庭而言，参加城居保对家庭的非医疗消费没有显著影响。在家庭医疗消费方面，参保对中低收入家庭医疗支出有显著的正向影响（系数分别为0．095和0．038），可见因为医疗保险可以在一定程度上减轻家庭的医疗负担，解决“看病贵”的问题，上述结果表明参加医疗保险释放了中低收入阶层的医疗需求，但对高收入家庭的医疗支出没有明显的影响。
（四）城居保对不同地区家庭各项消费支出的影响
城居保对三个地区城镇家庭各分项消费开支的DID回归结果见表6。在非医疗消费方面，北京家庭参保后非医疗消费支出增加最多，其次是上海和广东，非医疗消费分别比参保前增加11．4％、9．7％和8．1％。从分项消费支出的估计结果来看：在教育支出方面，广东家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加11．2％，其次是上海和北京。考虑三个地区不同的家庭结构，我们可以发现广东家庭在校子女的人数最多，这可以在一定程度上解释广东的教育支出为何增加最为明显。在日常生活及其他支出方面，北京家庭参保后该项消费增加最多，比参保前增加10．1％，其次是上海和广东，说明参保后的北京家庭把减少的预防性储蓄主要用于日常生活消费和提高自身生活质量。由于日常生活支出是家庭非医疗消费的主要支出，因此参保对于日常生活支出的影响和非医疗消费的影响是一致的。在家庭医疗消费方面，广东家庭参保后该项支出增加最明显，比参保前增加了9．6％，其次是上海和北京。2008年的调查数据显示，三个地区中北京家庭的健康状况最好，其次是广东和上海。从过去半年的患病情况可以看出，北京近半年来从未患病的比例高于上海和广东。广东近半年一度患病和二度患病的比例要明显高于北京和上海。上海近半年来一度患病的比例高于北京，二度患病比例和北京相近。其他控制变量对消费支出的影响基本上是符合理论假说的。例如，户主变量特征方面，户主的受教育水平对家庭的教育支出有正向影响，其中北京地区的正向效应最明显，然后是上海和广东。分地区数据显示，北京拥有大学本科及以上学历的人数达到了10．3％，上海的比例是8．8％，而广东的比例仅有4．2％，不足北京和上海的一半。家庭变量特征方面，家庭收入的增加对非医疗消费有正向效应，其中上海地区的正效应最大，广东居中，然后是北京。这可能跟各地的收入水平有关。2008年的调查数据显示上海家庭的人均年收入最高，约2．1万元；广东居中，约1．4万元；北京最低，约1．3万元（北京大学中国社会科学调查中心，2010）。
五、简短的结论和建议
关键词：老龄化；医疗消费；就诊决策；医疗支出
Abstract:ThispapermakesafieldsurveyofJiangsuprovincewheretheagingextentishighandanalysesthemedicalconsumptionoftheoldpeopleintheruralareaontheTwopartModel.Theresultshowsthatthephysiologicalfeaturesanddiseasemodesofoldpeoplemakethemfacewithmorehealthrisksandneedmoremedicalconsumption.Also,theindividualandfamilysituations,income,health,theseverityofillnessesandthequalityofmedicalservicehavedecisiveinfluencesupontheoldpeople’smedicalconsumptionintheruralarea.
Keywords:aging;medicalconsumption;decisiontoseeadoctor;medicalcareexpenditure
一、研究背景
目前，中国老龄化速度居世界首位，伴随着老年人口规模日益庞大和老龄化速度快速提高，社会在养老保障、老人福利设施和医疗卫生服务体系等方面面临着巨大的挑战。江苏是全国较早进入老龄社会的省份之一，根据全国人口变动情况抽样调查数据，2006年，全国老年人口抚养比①为12.72%，江苏省老年人口抚养比为14.95%，名列全国第4，其中，农村老年抚养比达到17.83%，高出城市6.16%。农村老龄化速度快于城镇的原因在于农村剩余劳动力向城镇转移的过程中，转移的主要对象是年轻人，农村和城市的年龄结构也因此发生了变化。20世纪70年代，世界卫生组织提出了“健康老龄化”的概念，强调人在进入老年阶段后应继续保持健康的身体状况。因此，在老龄化的背景下探讨农村老龄人口这一特殊群体医疗服务的消费具有重要意义。
现有文献对老年人健康状况和医疗服务利用的研究主要是对老年人生活质量、医疗消费和就医状况的分析，顾大男基于1998年中国高龄老人健康长寿调查数据，分析了中国高龄老人患病能否得到及时医治的状况，结果表明农村高龄老人不能得到及时医治的比例略高于城镇［1］；任远初步探索了老龄消费市场的特征，提出老龄人口由于生理衰老形成了以“护理服务”、“护理商品”和“护理设施”消费为主的老衰老龄市场［2］。然而，现有相关文献大多仍主要集中于对城市老年人医疗需求和医疗服务利用的研究［3-5］，缺乏对江苏省这一老龄化水平较高的地区的分析，对江苏省老年人医疗与健康相关问题的研究仅见于黄润龙等，他们对江苏省高龄老人健康状况的进行了分析，探讨了高龄老人的婚姻、家庭、性格和精神需求、生活自理能力、饮食习惯、生活方式及健康状态等问题［6］。本文在现有研究的基础上，根据实地调研数据，分析江苏省农村老年人医疗消费的特征，构建两部模型对农村老年人医疗消费行为进行实证分析，探讨老年人就诊决策与医疗支出的影响因素，为政府应对农村老龄化公共医疗卫生服务的决策提供依据。
二、农村老年人医疗消费的特征
本文数据来源于2007年11月对江苏省北部5市（每市各选择一县：新沂、东海、涟水、泗洪和响水）农村居民(包括年轻人样本和老年人样本)健康状况及医疗消费的调查。调查内容包括农村居民的个人和家庭特征、社会经济状况、健康状况、医疗消费情况、参加合作医疗的情况等。调查实行面对面询问填写调查表的形式，样本兼顾了各村的经济发展水平、农户收入水平和居民年龄结构等，最后获得985个农村居民有效样本，其中，18～59岁的年轻人样本为803个，60岁以上的老年人样本为182个。本文采用了老年人样本进行研究，总结了调查地区农村老年人医疗消费的特征：
1.老年人健康状况较年轻人更差，慢性病发病率较高
居民对医疗服务的消费来源于对自己健康状况的改善或保持，这是政府应对人口老龄化问题而制定相关医疗卫生服务公共政策的出发点。调查结果显示（表1），农村老年人自我评价健康状况为一般的比例最多，约占总样本的38%，自我评价差和良好的比例相当，自我评价健康状况非常好的比例最少，仅占8.24%。老年人样本和年轻人样本相比，年轻人自评健康状况差的比例比老年人低18.4%，而自评健康状况为良好和非常好的比例均明显比老年人的高。从有无慢性病指标来看，老年人样本有慢性病的比例占40.11%，远远高于年轻人，而且，老人所患慢性病病种主要是慢性疼痛、心血管疾病、呼吸道疾病和糖尿病4种。
2.老年人患病的概率高，但因经济困难应就诊未就诊的可能性也较高
调查结果显示，在过去一年里，有86.26%的老年人生过病，但在患病的样本中，只有87.90%的老年人前往诊所或医院就诊，有12.1%的样本应就诊未就诊；在就诊的样本中，看门诊的比例占到85.51%，住院的比例占14.49%。然而，年轻人患病的概率略低于老年人，进一步分析显示，老年人应就诊未就诊的原因大多是经济困难，占各种原因的57.14%。
3.老年人医疗支出较高，但收入水平较低，疾病经济负担更为严重
调查样本的老年人在过去一年的医疗支出均值为1361.66元，高出年轻人403.15元。然而，调查样本的老年人家庭人均纯收入为2819.4元，比年轻人家庭人均纯收入低603.63元。这说明，老年人的疾病经济负担更为严重，他们会将更多的钱用于看病就医。
从以上分析可以看出，老年人生理机能逐渐发生衰退，患病的概率较高，具有较高的医疗服务需要，但由于老年阶段收入较低，面临更为严重的疾病经济负担，因此，老年人群因为经济因素导致的应就诊未就诊的问题更为突出。
三、老年人口医疗消费的影响因素
根据老年人的生理和消费特征以及医疗产品自身的特征，本文将影响老年人医疗消费的因素分为以下几类：
1.个人和家庭特征
影响医疗服务需求的个人和家庭特征包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况和家庭人数。在世界上大多数国家，男性的预期寿命均低于女性，这可能是生理因素决定，也可能是男性在年轻的时候对身体的折旧更大；生老病死的生理规律决定了个体随着年龄的增大将需要更多的医疗服务，年龄程度不同，对医疗服务的消费也可能会存在差异；受教育程度也可能对医疗消费有潜在的影响，越是受过较好教育的人越有预防和就诊的意识，他们生病带来的机会成本更高，同时，受过较好教育的人可能已经具备更好的自我护理能力而拥有良好的身体状态，因此相对减少了他们患病后的医疗服务支出；单身的老年人更容易产生孤独感，可能会影响到他们的健康状况从而影响到医疗消费；另外，文献研究表明，家庭人数也是医疗服务消费重要的影响因素之一，人数多的家庭得到其他家庭成员的关怀和照顾更多，有利于老年人优良健康状态的保持，减少医疗消费。
2.健康状况与疾病特征
老年人医疗消费这一购买行为来源于对医疗产品或服务的需要，其功能在于延长寿命、恢复和保持良好的健康状况。因此，健康状况与疾病特征是影响医疗消费的重要因素。老年人首先感知到的健康问题决定他是否进入医疗服务市场，本文采用自评健康状况、慢性病史和疾病严重程度3个变量反映老年人对自己是否需要消费医疗服务的感知。健康状况差或患有慢性病的老年人平时可能会更关心自己的身体状况，更注重医疗服务方面的消费，慢性病患者会长期服用相关药物，疾病的严重程度反映了对医疗服务需求的强度，所患疾病不严重时，老年人可能觉得没有必要就诊，当感知到疾病越严重时，他们就诊的可能性越高。
3.经济因素
影响医疗消费的重要变量还包括经济因素，例如，收入、价格和是否参加合作医疗等。收入增加意味着支付能力提高，这将促进居民医疗服务消费。大量研究表明，医疗产品是一种正常商品，医疗品价格的下降会促进人们对医疗品的消费。医疗保险与医疗服务需求之间的联系主要依靠医疗服务价格的变化来实现，因此，要获得医疗保险对医疗服务需求的作用的相关信息，关键取决于医疗服务需求的价格弹性。老年医疗保险是一种疾病经济风险分摊的形式，这种第三方支付的特征间接地降低了老年人支付的医疗服务价格，当前在中国农村实行的新型农村合作医疗就具有这样的功能。
4.生活方式
2003年，世界卫生组织提出了8项不良的生活方式，包括吸烟、饮酒、滥用药物、体育活动少、高热量和多盐、轻信巫医、社会适应不良和破坏生物节律。吸烟会导致癌症、冠心病、肺病等疾病，目前，烟草的使用是世界死亡增长最快的原因之一；过度饮酒对人体肝脏和脑神经的危害最大，导致肝病、心脑血管疾病。
5.医疗服务的可及性和质量
老年人的身体活动能力远不如年轻人，因此，前往医疗机构就诊的方便程度也是影响他们是否就诊的一个重要因素。以医疗支出来测度的医疗消费，其内涵不仅包括数量，也暗含了质量，因此，考虑医疗支出的决定因素时应加入医疗服务质量因素。治疗效果或许是医疗服务质量的最直接的指标，但难以量化，较直观的测评方法是老年人对医疗机构服务质量和服务态度的评价。四、农村老年人口医疗消费行为的实证分析
1.模型选择
本文选取两部模型法，采用是否就诊和医疗支出两个指标考察老年人的医疗消费行为，其依据主要在于医疗支出有别于其他一些变量具有特殊的分布特征。第一，在一定时期内，有相当一部分居民没有进行医疗消费，即医疗支出为零，然而，这部分零医疗支出是实际支出而并非潜在支出，因此，不能选用类似工资方程的Heckman两阶段法；第二，非零医疗支出高度有偏，这反映了如果采用线性回归将导致模型残差也不服从正态分布，不满足线性回归的基本假设。本文的调查结果显示，老年人医疗支出的均值为1361.66元，标准差为4135.935，偏度系数为6.5332，峰度系数为49.6532，这说明调查样本的老年人医疗支出也呈非正态分布。由兰德实验室提供的两部模型法解决了以上问题，它将居民医疗消费行为分成两阶段，第一阶段为就诊概率模型，分析是否就诊的决策行为，公式(1)中Ii表示第i个人就诊的概率，当Ii＞0时，医疗支出为正，Xi为第i个个体的特征变量。第二个阶段为医疗支出模型，分析医疗支出水平的决定因素，公式(2)中MEDi为第i个人的医疗支出，第二阶段的方程只有在第i个人就诊的条件下才成立［7］。
Ⅰ：Ii=Xi+βlE1i,E1i～N(0，1)(1)
Ⅱ：1nMEDi=Xiβ2+ε2i,ε2i～N(0，σ2)(2)
模型的第二阶段将医疗支出取对数，一定程度上改善了医疗支出的非正态分布。对本调查老年人医疗支出取对数后进行正态性检验，偏度系数为0.022，峰度系数为2.37，卡方值为3.93，相伴概率p值为0.1404，这说明取对数后的医疗支出已服从正态分布。
2.回归结果分析
根据两部模型和江苏省农村老年人的调查数据，构建了就诊概率模型和医疗支出模型，模型回归结果如表2。就诊概率模型为probit模型，因变量设定为是否前往医疗机构就诊（是=1，否=0）；医疗支出模型为对数线性模型，因变量为医疗支出的对数。
首先看就诊概率模型，模型通过了联合性检验，回归总体是显著的。变量“性别”、“受教育程度”、“家庭人数”、“家庭人均纯收入”、“是否参加合作医疗”和“疾病的严重程度”通过了显著性检验，是影响江苏省农村老年人就诊决策的主要因素。女性就诊的概率高，这可能是因为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况下，女性更注意对疾病风险的规避而寻求医疗消费。变量“受教育年限”的系数符号为负，说明文化程度低的老年人就诊的概率较高，这可能是因为文化程度低的老年人本身身体状况更差，更容易生病就诊。家庭人数与就诊概率呈负相关，这说明家庭规模越大，可以降低老年人就诊的概率，这可能是因为家庭人数多的老年人身体更健康，生病后得到子女的照顾也充分，因而同等情况下比家庭人数少的老年人就诊的可能性更小。变量“家庭人均纯收入”的系数为正，说明在其他情况不变的条件下，经济水平的提高可能会促进老年人医疗消费，通过计算弹性值，老年人就诊概率的收入弹性为0.033，说明当老年人家庭人均纯收入提高1%，就诊概率提高0.033%。“是否参加合作医疗”也是影响老年人就诊决策的主要因素，新型农村合作医疗对医疗费用实行分段按比例报销，这相当于降低了老年人医疗消费的价格，因而能促进老年人就诊的概率。本文将全部样本疾病的严重程度分为4类：没生病、轻微、一般和严重，回归结果显示，疾病的严重程度是老年人就诊的主要影响因素，所患疾病越严重，老年人就诊的概率越高。另外，变量“年龄”、“单身”、“医疗服务价格”、“健康状况”、“慢性病”、“吸烟”、“饮酒”和“交通时间”均未通过显著性检验，不是影响老年人就诊决策的主要因素。
模型二医疗支出模型也通过了联合性检验，回归总体是显著的。布罗施—帕甘(Breusch-Pagan)检验结果为卡方值0.10，相伴概率为0.7473，表明模型不存在异方差；方差膨胀系数（VIF）均值为1.99，最大值为4.72，表明模型不存在多重共线性。总的来说，“教育年限”、“健康状况”、“疾病严重程度”和“医疗服务质量”是老年人医疗支出的决定因素。老年人受教育年限与医疗支出呈正相关，说明文化程度越高的老年人在医疗产品或服务上的支出越多；老年人健康状况越差，医疗支出越高；所患疾病越严重，医疗支出越多；医疗服务质量越高，医疗支出也越高。其他变量未通过显著性检验，不是老年人医疗支出的决定因素。从符号上看，男性的医疗支出比女性更高；老年人随着年龄的增大，医疗支出越高；单身的老年人医疗支出更高；家庭人数越多，家庭中老年人的医疗支出越低；家庭人均纯收入越高，家庭中老年人医疗支出越低，可能的解释是收入增加带来的健康效应使老年人身体健康状况更为优良，因而医疗支出更低，这在封进等的研究中已得到证明［8］，她将收入水平对医疗支出的影响分为两种效应：一是直接效应，即收入水平的提高使得居民对健康的需求增加，因而医疗支出水平更高，二是间接效应（健康效应），即通常收入较低的人健康状况较差，出于对风险的规避，医疗支出较高。本文的结果证明了在本次调查中，收入水平对医疗支出的作用表现为间接效应大于直接效应，即收入水平的提高改善了居民的健康状况，使得医疗支出较低。医疗服务价格对老年人医疗支出的价格弹性为-0.2094，表明当医疗服务价格降低时，会促进老年人对医疗品的消费，医疗支出增加。老年人参加合作医疗会增加老年人的医疗支出，这是因为虽然合作医疗降低了医疗服务的价格，但促进了对医疗服务数量的消费而导致医疗支出较高。另外，吸烟的老年人医疗支出更低，饮酒的老年人医疗支出更高；老年人到服务态度较好的医疗机构就诊，其医疗支出也较高。
五、结论与政策含义
农村人口老龄化速度的加快带来了一系列的老年人问题。江苏省是全国率先进入老年社会的地区之一，目前的老年人口规模庞大，老龄化水平也较高，因此，研究江苏省老龄化过程中老年人医疗消费问题具有代表性，本文的研究得出了以下结论和政策含义：
第一，与其他年龄群体相比，老年人特有的生理特征和疾病模式决定了老年人群面临更大的健康风险，老年人的健康状况更差，患慢性病的概率更高，更注重医疗和服务方面的消费。但由于老年人收入水平较低，因经济困难应诊而未诊的可能性也较年轻人更高，疾病经济负担更为严重。本文认为，对于社会来讲，老年人问题的本质不是人口老龄化本身，而是对社会养老保障、老年人医疗卫生服务体系、老年人福利等制度的挑战。
第二，一般来说，受传统的思想观念影响，老年人更希望自己儿孙满堂、人丁兴旺，亲情对老年人良好健康状况（包括生理、心理和精神）的保持有积极作用。实证分析表明，家庭规模大有利于减少老年人对医疗的消费，医疗支出也较低。如果我们能为老人提供一个温暖的家庭氛围，为独居的老人提供家庭式集体生活的福利院，使老年人感受到家的温暖，是社会应对老龄化过程中减少老年人医疗消费的一个有效手段。目前，政府对老年人救助的供养方式一般分为家庭供养和集体供养，本文的结论为集体供养提供了一个科学依据。
第三，收入水平的提高会使老年人更倾向于规避疾病风险，导致就诊概率增加，但由于收入带来的间接效应大于直接效应而导致经济状况好的老年人健康状况更好，具有更低的医疗支出。因此，相应的政策含义是通过提高老年人的收入水平和生活质量，促进老年人对医疗服务的利用，这样可以降低医疗支出，节约社会医疗资源，有效地控制社会医疗卫生费用。
第四，控制医疗服务价格可以促进老年人对医疗服务的利用，使经济困难应就诊而不能就诊的老年人能进入医疗市场就医，使他们获得充分的治疗。目前实施的新型农村合作医疗政策就是通过降低医疗服务价格，给予居民补贴，促进了老年人医疗服务的利用。
第五，实证分析也表明，医疗服务质量也是影响医疗支出的重要因素之一，这验证了医疗支出本身已包含医疗服务质量这一要素，为我们以后研究医疗支出的决定因素时需要考虑医疗服务质量提供了依据。
参考文献：
［1］顾大男.中国高龄老人就医及时性状况研究［J］.人口学刊，2002(3):54-60.
［2］任远.老龄消费市场初探［J］.市场与人口分析,1995(3):46-49.
［3］孙明艳,刘纯艳.关于城市社区老年人日常医疗消费的调查与分析［J］.天津医科大学学报,2005(1):30-32.
［4］赵君兰,王小平,王静.社区老年人健康状况及就医方式调查报告［J］.河北医药,2003(7):531-532.
［5］陈卫民.城市高龄老人的照护资源与照护供给分析［J］.中国人口科学，2004(S1):117-120.
［6］黄润龙,鲍思顿,牛飚.江苏省高龄老人健康状况分析［J］.中国人口科学,1999(5):57-62.
关键词：老龄化；医疗消费；就诊决策；医疗支出
Abstract:ThispapermakesafieldsurveyofJiangsuprovincewheretheagingextentishighandanalysesthemedicalconsumptionoftheoldpeopleintheruralareaontheTwopartModel.Theresultshowsthatthephysiologicalfeaturesanddiseasemodesofoldpeoplemakethemfacewithmorehealthrisksandneedmoremedicalconsumption.Also,theindividualandfamilysituations,income,health,theseverityofillnessesandthequalityofmedicalservicehavedecisiveinfluencesupontheoldpeople’smedicalconsumptionintheruralarea.
Keywords:aging;medicalconsumption;decisiontoseeadoctor;medicalcareexpenditure
一、研究背景
目前，中国老龄化速度居世界首位，伴随着老年人口规模日益庞大和老龄化速度快速提高，社会在养老保障、老人福利设施和医疗卫生服务体系等方面面临着巨大的挑战。江苏是全国较早进入老龄社会的省份之一，根据全国人口变动情况抽样调查数据，2006年，全国老年人口抚养比①为12.72%，江苏省老年人口抚养比为14.95%，名列全国第4，其中，农村老年抚养比达到17.83%，高出城市6.16%。农村老龄化速度快于城镇的原因在于农村剩余劳动力向城镇转移的过程中，转移的主要对象是年轻人，农村和城市的年龄结构也因此发生了变化。20世纪70年代，世界卫生组织提出了“健康老龄化”的概念，强调人在进入老年阶段后应继续保持健康的身体状况。因此，在老龄化的背景下探讨农村老龄人口这一特殊群体医疗服务的消费具有重要意义。
现有文献对老年人健康状况和医疗服务利用的研究主要是对老年人生活质量、医疗消费和就医状况的分析，顾大男基于1998年中国高龄老人健康长寿调查数据，分析了中国高龄老人患病能否得到及时医治的状况，结果表明农村高龄老人不能得到及时医治的比例略高于城镇［1］；任远初步探索了老龄消费市场的特征，提出老龄人口由于生理衰老形成了以“护理服务”、“护理商品”和“护理设施”消费为主的老衰老龄市场［2］。然而，现有相关文献大多仍主要集中于对城市老年人医疗需求和医疗服务利用的研究［3-5］，缺乏对江苏省这一老龄化水平较高的地区的分析，对江苏省老年人医疗与健康相关问题的研究仅见于黄润龙等，他们对江苏省高龄老人健康状况的进行了分析，探讨了高龄老人的婚姻、家庭、性格和精神需求、生活自理能力、饮食习惯、生活方式及健康状态等问题［6］。本文在现有研究的基础上，根据实地调研数据，分析江苏省农村老年人医疗消费的特征，构建两部模型对农村老年人医疗消费行为进行实证分析，探讨老年人就诊决策与医疗支出的影响因素，为政府应对农村老龄化公共医疗卫生服务的决策提供依据。
二、农村老年人医疗消费的特征
本文数据来源于2007年11月对江苏省北部5市（每市各选择一县：新沂、东海、涟水、泗洪和响水）农村居民(包括年轻人样本和老年人样本)健康状况及医疗消费的调查。调查内容包括农村居民的个人和家庭特征、社会经济状况、健康状况、医疗消费情况、参加合作医疗的情况等。调查实行面对面询问填写调查表的形式，样本兼顾了各村的经济发展水平、农户收入水平和居民年龄结构等，最后获得985个农村居民有效样本，其中，18～59岁的年轻人样本为803个，60岁以上的老年人样本为182个。本文采用了老年人样本进行研究，总结了调查地区农村老年人医疗消费的特征：
1.老年人健康状况较年轻人更差，慢性病发病率较高
居民对医疗服务的消费来源于对自己健康状况的改善或保持，这是政府应对人口老龄化问题而制定相关医疗卫生服务公共政策的出发点。调查结果显示（表1），农村老年人自我评价健康状况为一般的比例最多，约占总样本的38%，自我评价差和良好的比例相当，自我评价健康状况非常好的比例最少，仅占8.24%。老年人样本和年轻人样本相比，年轻人自评健康状况差的比例比老年人低18.4%，而自评健康状况为良好和非常好的比例均明显比老年人的高。从有无慢性病指标来看，老年人样本有慢性病的比例占40.11%，远远高于年轻人，而且，老人所患慢性病病种主要是慢性疼痛、心血管疾病、呼吸道疾病和糖尿病4种。
2.老年人患病的概率高，但因经济困难应就诊未就诊的可能性也较高
调查结果显示，在过去一年里，有86.26%的老年人生过病，但在患病的样本中，只有87.90%的老年人前往诊所或医院就诊，有12.1%的样本应就诊未就诊；在就诊的样本中，看门诊的比例占到85.51%，住院的比例占14.49%。然而，年轻人患病的概率略低于老年人，进一步分析显示，老年人应就诊未就诊的原因大多是经济困难，占各种原因的57.14%。
3.老年人医疗支出较高，但收入水平较低，疾病经济负担更为严重
调查样本的老年人在过去一年的医疗支出均值为1361.66元，高出年轻人403.15元。然而，调查样本的老年人家庭人均纯收入为2819.4元，比年轻人家庭人均纯收入低603.63元。这说明，老年人的疾病经济负担更为严重，他们会将更多的钱用于看病就医。
从以上分析可以看出，老年人生理机能逐渐发生衰退，患病的概率较高，具有较高的医疗服务需要，但由于老年阶段收入较低，面临更为严重的疾病经济负担，因此，老年人群因为经济因素导致的应就诊未就诊的问题更为突出。
三、老年人口医疗消费的影响因素
根据老年人的生理和消费特征以及医疗产品自身的特征，本文将影响老年人医疗消费的因素分为以下几类：
1.个人和家庭特征
影响医疗服务需求的个人和家庭特征包括性别、年龄、受教育程度、婚姻状况和家庭人数。在世界上大多数国家，男性的预期寿命均低于女性，这可能是生理因素决定，也可能是男性在年轻的时候对身体的折旧更大；生老病死的生理规律决定了个体随着年龄的增大将需要更多的医疗服务，年龄程度不同，对医疗服务的消费也可能会存在差异；受教育程度也可能对医疗消费有潜在的影响，越是受过较好教育的人越有预防和就诊的意识，他们生病带来的机会成本更高，同时，受过较好教育的人可能已经具备更好的自我护理能力而拥有良好的身体状态，因此相对减少了他们患病后的医疗服务支出；单身的老年人更容易产生孤独感，可能会影响到他们的健康状况从而影响到医疗消费；另外，文献研究表明，家庭人数也是医疗服务消费重要的影响因素之一，人数多的家庭得到其他家庭成员的关怀和照顾更多，有利于老年人优良健康状态的保持，减少医疗消费。
2.健康状况与疾病特征
老年人医疗消费这一购买行为来源于对医疗产品或服务的需要，其功能在于延长寿命、恢复和保持良好的健康状况。因此，健康状况与疾病特征是影响医疗消费的重要因素。老年人首先感知到的健康问题决定他是否进入医疗服务市场，本文采用自评健康状况、慢性病史和疾病严重程度3个变量反映老年人对自己是否需要消费医疗服务的感知。健康状况差或患有慢性病的老年人平时可能会更关心自己的身体状况，更注重医疗服务方面的消费，慢性病患者会长期服用相关药物，疾病的严重程度反映了对医疗服务需求的强度，所患疾病不严重时，老年人可能觉得没有必要就诊，当感知到疾病越严重时，他们就诊的可能性越高。
3.经济因素
影响医疗消费的重要变量还包括经济因素，例如，收入、价格和是否参加合作医疗等。收入增加意味着支付能力提高，这将促进居民医疗服务消费。大量研究表明，医疗产品是一种正常商品，医疗品价格的下降会促进人们对医疗品的消费。医疗保险与医疗服务需求之间的联系主要依靠医疗服务价格的变化来实现，因此，要获得医疗保险对医疗服务需求的作用的相关信息，关键取决于医疗服务需求的价格弹性。老年医疗保险是一种疾病经济风险分摊的形式，这种第三方支付的特征间接地降低了老年人支付的医疗服务价格，当前在中国农村实行的新型农村合作医疗就具有这样的功能。
4.生活方式
2003年，世界卫生组织提出了8项不良的生活方式，包括吸烟、饮酒、滥用药物、体育活动少、高热量和多盐、轻信巫医、社会适应不良和破坏生物节律。吸烟会导致癌症、冠心病、肺病等疾病，目前，烟草的使用是世界死亡增长最快的原因之一；过度饮酒对人体肝脏和脑神经的危害最大，导致肝病、心脑血管疾病。
5.医疗服务的可及性和质量
老年人的身体活动能力远不如年轻人，因此，前往医疗机构就诊的方便程度也是影响他们是否就诊的一个重要因素。以医疗支出来测度的医疗消费，其内涵不仅包括数量，也暗含了质量，因此，考虑医疗支出的决定因素时应加入医疗服务质量因素。治疗效果或许是医疗服务质量的最直接的指标，但难以量化，较直观的测评方法是老年人对医疗机构服务质量和服务态度的评价。四、农村老年人口医疗消费行为的实证分析
1.模型选择
本文选取两部模型法，采用是否就诊和医疗支出两个指标考察老年人的医疗消费行为，其依据主要在于医疗支出有别于其他一些变量具有特殊的分布特征。第一，在一定时期内，有相当一部分居民没有进行医疗消费，即医疗支出为零，然而，这部分零医疗支出是实际支出而并非潜在支出，因此，不能选用类似工资方程的Heckman两阶段法；第二，非零医疗支出高度有偏，这反映了如果采用线性回归将导致模型残差也不服从正态分布，不满足线性回归的基本假设。本文的调查结果显示，老年人医疗支出的均值为1361.66元，标准差为4135.935，偏度系数为6.5332，峰度系数为49.6532，这说明调查样本的老年人医疗支出也呈非正态分布。由兰德实验室提供的两部模型法解决了以上问题，它将居民医疗消费行为分成两阶段，第一阶段为就诊概率模型，分析是否就诊的决策行为，公式(1)中Ii表示第i个人就诊的概率，当Ii＞0时，医疗支出为正，Xi为第i个个体的特征变量。第二个阶段为医疗支出模型，分析医疗支出水平的决定因素，公式(2)中MEDi为第i个人的医疗支出，第二阶段的方程只有在第i个人就诊的条件下才成立［7］。
Ⅰ：Ii=Xi+βlE1i,E1i～N(0，1)(1)
Ⅱ：1nMEDi=Xiβ2+ε2i,ε2i～N(0，σ2)(2)
模型的第二阶段将医疗支出取对数，一定程度上改善了医疗支出的非正态分布。对本调查老年人医疗支出取对数后进行正态性检验，偏度系数为0.022，峰度系数为2.37，卡方值为3.93，相伴概率p值为0.1404，这说明取对数后的医疗支出已服从正态分布。
2.回归结果分析
根据两部模型和江苏省农村老年人的调查数据，构建了就诊概率模型和医疗支出模型，模型回归结果如表2。就诊概率模型为probit模型，因变量设定为是否前往医疗机构就诊（是=1，否=0）；医疗支出模型为对数线性模型，因变量为医疗支出的对数。
首先看就诊概率模型，模型通过了联合性检验，回归总体是显著的。变量“性别”、“受教育程度”、“家庭人数”、“家庭人均纯收入”、“是否参加合作医疗”和“疾病的严重程度”通过了显著性检验，是影响江苏省农村老年人就诊决策的主要因素。女性就诊的概率高，这可能是因为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况下，女性更注意对疾病风险的规避而寻求医疗消费。变量“受教育年限”的系数符号为负，说明文化程度低的老年人就诊的概率较高，这可能是因为文化程度低的老年人本身身体状况更差，更容易生病就诊。家庭人数与就诊概率呈负相关，这说明家庭规模越大，可以降低老年人就诊的概率，这可能是因为家庭人数多的老年人身体更健康，生病后得到子女的照顾也充分，因而同等情况下比家庭人数少的老年人就诊的可能性更小。变量“家庭人均纯收入”的系数为正，说明在其他情况不变的条件下，经济水平的提高可能会促进老年人医疗消费，通过计算弹性值，老年人就诊概率的收入弹性为0.033，说明当老年人家庭人均纯收入提高1%，就诊概率提高0.033%。“是否参加合作医疗”也是影响老年人就诊决策的主要因素，新型农村合作医疗对医疗费用实行分段按比例报销，这相当于降低了老年人医疗消费的价格，因而能促进老年人就诊的概率。本文将全部样本疾病的严重程度分为4类：没生病、轻微、一般和严重，回归结果显示，疾病的严重程度是老年人就诊的主要影响因素，所患疾病越严重，老年人就诊的概率越高。另外，变量“年龄”、“单身”、“医疗服务价格”、“健康状况”、“慢性病”、“吸烟”、“饮酒”和“交通时间”均未通过显著性检验，不是影响老年人就诊决策的主要因素。
模型二医疗支出模型也通过了联合性检验，回归总体是显著的。布罗施—帕甘(Breusch-Pagan)检验结果为卡方值0.10，相伴概率为0.7473，表明模型不存在异方差；方差膨胀系数（VIF）均值为1.99，最大值为4.72，表明模型不存在多重共线性。总的来说，“教育年限”、“健康状况”、“疾病严重程度”和“医疗服务质量”是老年人医疗支出的决定因素。老年人受教育年限与医疗支出呈正相关，说明文化程度越高的老年人在医疗产品或服务上的支出越多；老年人健康状况越差，医疗支出越高；所患疾病越严重，医疗支出越多；医疗服务质量越高，医疗支出也越高。其他变量未通过显著性检验，不是老年人医疗支出的决定因素。从符号上看，男性的医疗支出比女性更高；老年人随着年龄的增大，医疗支出越高；单身的老年人医疗支出更高；家庭人数越多，家庭中老年人的医疗支出越低；家庭人均纯收入越高，家庭中老年人医疗支出越低，可能的解释是收入增加带来的健康效应使老年人身体健康状况更为优良，因而医疗支出更低，这在封进等的研究中已得到证明［8］，她将收入水平对医疗支出的影响分为两种效应：一是直接效应，即收入水平的提高使得居民对健康的需求增加，因而医疗支出水平更高，二是间接效应（健康效应），即通常收入较低的人健康状况较差，出于对风险的规避，医疗支出较高。本文的结果证明了在本次调查中，收入水平对医疗支出的作用表现为间接效应大于直接效应，即收入水平的提高改善了居民的健康状况，使得医疗支出较低。医疗服务价格对老年人医疗支出的价格弹性为-0.2094，表明当医疗服务价格降低时，会促进老年人对医疗品的消费，医疗支出增加。老年人参加合作医疗会增加老年人的医疗支出，这是因为虽然合作医疗降低了医疗服务的价格，但促进了对医疗服务数量的消费而导致医疗支出较高。另外，吸烟的老年人医疗支出更低，饮酒的老年人医疗支出更高；老年人到服务态度较好的医疗机构就诊，其医疗支出也较高。
五、结论与政策含义
农村人口老龄化速度的加快带来了一系列的老年人问题。江苏省是全国率先进入老年社会的地区之一，目前的老年人口规模庞大，老龄化水平也较高，因此，研究江苏省老龄化过程中老年人医疗消费问题具有代表性，本文的研究得出了以下结论和政策含义：
第一，与其他年龄群体相比，老年人特有的生理特征和疾病模式决定了老年人群面临更大的健康风险，老年人的健康状况更差，患慢性病的概率更高，更注重医疗和服务方面的消费。但由于老年人收入水平较低，因经济困难应诊而未诊的可能性也较年轻人更高，疾病经济负担更为严重。本文认为，对于社会来讲，老年人问题的本质不是人口老龄化本身，而是对社会养老保障、老年人医疗卫生服务体系、老年人福利等制度的挑战。
第二，一般来说，受传统的思想观念影响，老年人更希望自己儿孙满堂、人丁兴旺，亲情对老年人良好健康状况（包括生理、心理和精神）的保持有积极作用。实证分析表明，家庭规模大有利于减少老年人对医疗的消费，医疗支出也较低。如果我们能为老人提供一个温暖的家庭氛围，为独居的老人提供家庭式集体生活的福利院，使老年人感受到家的温暖，是社会应对老龄化过程中减少老年人医疗消费的一个有效手段。目前，政府对老年人救助的供养方式一般分为家庭供养和集体供养，本文的结论为集体供养提供了一个科学依据。
第三，收入水平的提高会使老年人更倾向于规避疾病风险，导致就诊概率增加，但由于收入带来的间接效应大于直接效应而导致经济状况好的老年人健康状况更好，具有更低的医疗支出。因此，相应的政策含义是通过提高老年人的收入水平和生活质量，促进老年人对医疗服务的利用，这样可以降低医疗支出，节约社会医疗资源，有效地控制社会医疗卫生费用。
第四，控制医疗服务价格可以促进老年人对医疗服务的利用，使经济困难应就诊而不能就诊的老年人能进入医疗市场就医，使他们获得充分的治疗。目前实施的新型农村合作医疗政策就是通过降低医疗服务价格，给予居民补贴，促进了老年人医疗服务的利用。
第五，实证分析也表明，医疗服务质量也是影响医疗支出的重要因素之一，这验证了医疗支出本身已包含医疗服务质量这一要素，为我们以后研究医疗支出的决定因素时需要考虑医疗服务质量提供了依据。
参考文献：
［1］顾大男.中国高龄老人就医及时性状况研究［J］.人口学刊，2002(3):54-60.
［2］任远.老龄消费市场初探［J］.市场与人口分析,1995(3):46-49.
［3］孙明艳,刘纯艳.关于城市社区老年人日常医疗消费的调查与分析［J］.天津医科大学学报,2005(1):30-32.
［4］赵君兰,王小平,王静.社区老年人健康状况及就医方式调查报告［J］.河北医药,2003(7):531-532.
［5］陈卫民.城市高龄老人的照护资源与照护供给分析［J］.中国人口科学，2004(S1):117-120.
［6］黄润龙,鲍思顿,牛飚.江苏省高龄老人健康状况分析［J］.中国人口科学,1999(5):57-62.
说明报废原因、数量，经仪修室相关技术人员鉴定，物资供应部、财务规划部或医院领导批准后才能报废(单价五万元以上贵重设备必须经卫生厅审批，单价在十万元以上须报省财政厅审批)。医疗器械设备维修档案管理制度医疗器械设备维修其实也是一项很复杂的工作，不能仅凭单一的实践经验和简单的头脑记忆。为了更科学、更规范把全院700多台医疗器械设备的维修信息管理起来，我院已经实行医疗器械设备维修档案电子动态管理。对每一台设备的标识码、分布科室、购入时间、品名、规格型号、购入金额、故障原因、处理方法、结果、维修费用、维修者、联系方式等等一系列的信息全部记录在档，以便随时入网查阅。同时对大型精密仪器设备的维修配有台账、故障维修处理图片等信息资料跟进。这样通过先进的信息化系统管理，有效控制了一台设备每年的维修次数，监督维修质量，有利于促进维修技术的提高。检查评比制度为了督促维修技术人员及时服务于临床，监督每个岗位尽职尽责，医院每月底常规进行一次医德医风问卷调查，如有患者、使用科室对维修技术人员的服务态度、维修质量等不满意，经监察审计科的同志落实情况属实，实行奖惩制度。科室负责人年底对每人的德、能、勤、绩等进行全面考核一次，不称职的不予再聘上岗。
完善医疗器械设备维修
程序说到操作需要按程序办事时，大家只会想到大型基建、修缮工程的招标程序、或者药品采购、大型设备购进等招标程序，其实医疗器械设备维修时也应讲究程序。因为现在医院先进的、高精尖大型医疗器械设备购进得越来越多，随之维修的量也就越来越大，维修配件的金额也越来越高，维修费用存在的水分也越来越多，维修市场鱼龙混杂，为了有效控制维修费用，降低医疗服务成本，我院率先推出医疗器械设备维修程序常规化，淘汰过去设备维修时无论费用有多高都是设备科负责人“一锤定音”的单一操作模式。现在只要医疗器械设备维修配件金额超过2000元以上，使用科室负责人、设备维修负责人以及主管设备维修的院领导等轮环参与维修谈价，经签字确认后才能更换维修配件。这样大大的节约了维修费用，降低了维修负责人的个人岗位风险，同时也杜绝了维修市场狮子大开口漫天要价的不良行为。据不完全统计2011年我院有效医疗设备固定资产共9千多万元，维修费用却很好的控制在40万以下。众所周知，多少年来医院医疗器械设备维修队伍大多由普通维修工、后勤保障人员等改行演变而来。他们当中大部分人员的技术来源于自己多年的实践摸索，未经过正规的生物医学工程(BME)教育和技能培训，没有扎实的专业理论基础知识，技能单一，思维方式比较落后，缺少跟踪先进医学工程技术的潜能。其次，多年来维修人员的学历、职称、多少等配置问题已远远落后于临床医学，我院现在高层领导已深深认识到医疗设备维修技术发展应该要与医院发展相匹配，2010年招进生物医学工程大学生2名，今年科室又有计划再招专业对口的技术人员，还找机会送他们到外地进行专业技能培训。他们理论基础知识扎实，接受能力强，好学上进的动力足，我院医疗器械设备维修技术应该会得到快速发展和提高，这也是未来减少维修费用的一个积极因素。现在医院先进的、高精尖医疗器械设备越来越多如CT、DR、四维彩超等，而那种专业性强、维修技术水平又高的复合性人才对于医院来说毕竟有限。为了既能有效控制维修费用降低医疗服务成本，又能快速解决实际问题，我院采取医疗器械设备维修等级制与“维保”有机的相结合。中低档设备的故障由本单位维修技术人员自行解决，对于高档精密仪器设备如CT、DR、四维彩超等与生产厂家签订“维保”合同。这样既能减少支出又能搞好设备定期保养、维护，延长设备使用寿命。
1.1一般资料
本组研究对象都为我院2009年1月～2011年7月的100例肺心病患者，其中男78例，女22例，年龄54岁～82岁，随机将100例患者分成两组，治疗组与对照组，每组50例，两组一般资料比较无明显差异（P>0.05)，无统计学意义.
1.2治疗方法
1.2.1对照组
在常规抗感染、止咳、化痰等对症治疗的基础上应用5%葡萄糖250毫升，加单硝酸异山梨酯20mg缓慢静滴。
1.2.2治疗组
在对照组的基础应用5%葡萄糖100毫升，加丹参冻干粉400毫克静滴。
1.3观察指标
1）左心室射血分数
2）舒张早期与舒张晚期充盈速度比例
3）新房收缩期肺静血流逆向血流速度
4）心脏等容舒张时间
1.4评价标准
根据卫生部1998年2月推荐《疾病治疗效果评定标准》。好转：症状缓解、心功能好转、心衰降低1个分度以上；无效：症状未缓解、心衰降低不到1个分度；恶化：症状加剧、心衰加重。
1.5统计学分析
采用SPSS12.5软件对所有数据进行分析处理，采用t检验，率的比较用x2检验，P＜0.05表示有统计学意义。
作者：钟嘉熙，朱敏，吴智兵，孙华锋，林宁，左俊岭，刘南，叶志中，陈银环
【关键词】 SARS
摘要：【目的】探索中医药治疗传染性非典型肺炎(SARS)的有效方法。【方法】对61例入院时以卫气分证为主的SARS患者，治以疏风清热、利湿解毒法，拟定基础方(僵蚕10g、蝉蜕6g、银花10g、连翘10g、桔梗10g、蒲公英20g、芦根20g、甘草6g)随证加减，配合中成药清开灵、鱼腥草注射液及小柴胡片进行治疗，按相关标准进行疗效分析，并与同期深圳东湖医院采用纯西医治疗的50例作对照分析。【结果】本院收治的61例全部治愈出院，平均退热时间为(403±394)d，肺部阴影开始吸收时间平均为(434±276)d，病灶明显吸收或完全吸收时间为(693±402)d，平均住院天数为(905±491)d；与同期深圳东湖医院采用纯西医治疗的50例比较，平均住院时间、胸片病灶开始吸收时间及明显吸收时间均较短，治愈率较高。60例卫、气分证患者经治疗均未传入营血分。无1例出现成人呼吸窘迫综合征(ARDS)，无1例使用免疫球蛋白和抗病毒西药；仅1例使用了面罩持续正压吸氧；仅5例(占820%)短期应用过地塞米松，无1例出现股骨头坏死。【结论】对SARS患者早期应用疏风清热、利湿解毒为主的中医药治疗，能有效控制病情由卫气分传入营血分，疗效较单纯西医治疗有一定优势。
关键词：非典型肺炎／中药疗法；疏风清热；利湿；卫气营血辨证
传染性非典型肺炎(简称非典)又称为严重急性呼吸系统综合征(severe acute respiratory syndrome，SARS)，是一种以呼吸系统结构和功能损害为病变基础的急性传染性疾病，其传播流行已严重危害到我国乃至世界人民的健康和经济建设。据各国医学专家预计，在今冬明春，SARS卷土重来的可能性极大，因此寻找有效的规范的SARS防治方法迫在眉睫。
迄今为止，各国在SARS防治和研究中的主要成就包括：2003年4月16日世界卫生组织(WHO)正式公布非典的病原体为非典相关冠状病毒(SARSassociated coronavirus，SARSCoV)，简称非典病毒［1］；高效的诊断方法取得快速进展；疫苗的研制正在加紧进行中；目前对于SARS的基本治疗方案主要包括试用抗病毒药物和糖皮质激素，及时应用面罩持续正压吸氧(必要时气管插管)，对症和支持疗法等［2］。但是抗病毒药的确切疗效未能得到证实，糖皮质激素的副作用一直是困扰临床工作者的巨大问题。中医药对于SARS取得的疗效已得到包括WHO专家在内的广泛重视。卫生部疾病控制司组织专家制定了“非典型肺炎的防治技术方案(试行)”，该方案根据广东经验，提出中药的治疗原则为按温病卫气营血和三焦辨证论治。国家中医药管理局高度强调发挥中医药在SARS疫情控制中的特色优势，提出了“非典型肺炎中医药防治技术方案(试行)”，方案中指出本病属中医“温病”的范畴［3］。因此探索应用中医温病学的理、法、方、药辨治SARS具有重要意义。
为探索中医药治疗SARS的有效方案，本研究对广州中医药大学第一附属医院在2003年1月20日至2003年6月9日收治的61例SARS患者的治疗情况进行了分析，并与深圳东湖医院采用纯西药治疗的50例［4］作比较，现总结如下。
1 观察对象和方法
11 西医诊断标准
诊断均符合卫生部2003年5月3日颁布的《传染性非典型肺炎临床诊断标准(试行)》，并经广东省非典防治专家组临床确认。
111 流行病学史
①与发病者有密切接触史，或属受传染的群体发病者之一，或有明确传染他人的证据；②发病前2周内曾到过或居住于报告有传染性非典型肺炎病人并出现继发感染疫情的区域。
112 症状与体征
起病急，以发热为首发症状，体温一般超过38℃，偶有畏寒；可伴有头痛、关节酸痛、肌肉酸痛、乏力、腹泻；常无上呼吸道卡他症状；可有咳嗽，多为干咳、少痰，偶有血丝痰；可有胸闷，严重者出现呼吸加速，气促，或明显呼吸窘迫。肺部体征不明显，部分病人可闻及少许湿罗音，或有肺实变体征(注意：有少数病人不以发热为首发症状，尤其是有近期手术史或有基础疾病的病人)。
113 实验室检查
外周血白细胞计数一般不升高，或降低；常有淋巴细胞计数减少。
114 胸部X线检查
肺部有不同程度的片状、斑片状浸润性阴影或呈网状改变，部分病人进展迅速，呈大片状阴影；常为多叶或双侧改变，阴影吸收消散较慢；肺部阴影与症状体征可不一致。若检查结果阴性，1～2d后应予复查。
115 抗生素的使用
抗菌药物治疗无明显效果。
临床诊断标准：符合111①+112+114条及以上，或111②+112+114+115条，或111②+112+113+114条。临床排除上呼吸道感染、流感、细菌性或真菌性肺炎、艾滋病合并肺部感染、军团病、肺结核、流行性出血热、肺部肿瘤、非感染性间质性疾病、肺水肿、肺不张、肺栓塞、肺嗜酸性粒细胞浸润症、肺血管炎等临床表现类似的呼吸系统疾患。
12 中医卫气营血辨证标准和挟湿标准
参考《温病学》［5］，具体内容如下：温病发热、恶寒、咳嗽、口微渴、苔薄白、脉浮数为卫分证；但发热、不恶寒、汗多、尿赤、舌质红、苔黄、脉数有力属气分证；若兼见卫、气分证特点者为卫气同病；身热夜甚、心烦、时有谵语、舌质红绛属营分证；身热、躁扰不宁、或神昏谵语、出血、舌质深绛属血分证。挟湿则证见发热或身热不扬、脘腹痞满、苔腻。
13 一般资料
符合上述诊断标准的61例病人中，男37例，女24例，年龄最小者15岁，最大者88岁，平均年龄(3843±1897)岁。所有患者就诊时均以发热为主症，发热时间最短05d，最长15d，平均(370±346)d，体温最低为373℃，最高为42℃，平均(3857±102)℃；恶寒35例(5738%)，咳嗽49例(8033%)，精神疲倦41例(6721%)，纳呆、脘痞36例(5902%)，头身重痛或肌肉酸痛53例(8689%)，苔腻38例(6230%)；血清丙氨酸氨基转移酶(ALT)升高者13例(2167%)，天门冬氨酸氨基转移酶(AST)升高者17例(2833%)，二者均升高者11例(1833%)；外周血分析各指标大多在正常范围内，淋巴细胞(LYM)偏低者占1404%、偏高者占175%，中间细胞(MID)偏高者2281%、偏低者351%，血小板(PLT)偏低者1579%、偏高者未发现。
61例患者入院时属卫分证16例(2623%)，卫气同病证23例(3770%)，气分证21例(3443%)，营分证1例(164%)，挟湿表现者38例(6230%)，总属卫气分证候者60例(9836%)。
胸部X线表现：全部胸片经广东省非典防治专家组鉴定确认。在整个疾病过程中(从起病到出院时止)，所有患者肺部均出现了不同程度的片状、斑片状浸润性阴影，部分病人进展迅速，呈大片状阴影，呈多叶或双侧改变，亦有单侧病变者。
14 治疗方案
141 中医治疗方案
采用疏风清热、利湿解毒中药，基础方：僵蚕10g、蝉蜕6g、银花10g、连翘10g、桔梗10g、蒲公英20g、芦根20g、甘草6g。毒热壅盛加玄参15g、重楼15g，邪伏少阳或膜原加柴胡10g、黄芩15g，咽痛加岗梅根20g、马勃10g，湿盛加厚朴10g、法夏10g、竹叶10g，咳嗽加枇杷叶15g、前胡10g、杏仁10g，每日1剂，水煎服。中成药以清气泄热之鱼腥草注射液100mL静脉滴注，2次／d；清开灵注射液40mL加入5%葡萄糖注射液500mL中静脉滴注，1次／d；常规加用小柴胡片(4片口服，3次／d)。
142 西医治疗方案
在常规对症支持治疗条件下常规使用抗生素，我们选用了新大环内酯类与第三代头孢菌素2联用药(阿齐霉素05g静脉滴注，1次／d；头孢三嗪1g静脉注射，每12h1次。严格控制糖皮质激素的应用，只在高热持续3d以上不退，胸片示肺部阴影迅速增多，或阴影密度较快增高有实变趋势时(肺泡、肺间质出现水肿时)才使用；予地塞米松5～10mg静脉注射，1次／d，连用3～5d，每天复查胸片，肺部阴影吸收后即减量或停用。
2疗效标准及治疗结果
21 疗效标准
参照《卫生部有关传染性非典型肺炎病例出院标准》：(1)体温正常7d以上；(2)呼吸道症状明显改善；(3)X线胸片炎症病灶有明显吸收。
22 治疗结果
至2003年6月16日，本院所收治的61例患者全部治愈出院。平均退热时间为(403±394)d，胸片炎症阴影开始吸收时间平均为(434±276)d，病灶明显吸收或完全吸收时间为(693±402)d。平均住院天数(905±491)d。
按中医辨证60例卫气分证患者经治疗均未传入营血分；1例营分证患者经清营透热及上述综合方案(未使用激素)治疗后痊愈出院。无1例出现成人呼吸窘迫综合征(ARDS)，无1例使用免疫球蛋白和抗病毒西药，有1例使用了面罩持续正压吸氧。
61例患者中，仅5例(820%)短期应用过地塞米松，无1例出现股骨头坏死。
23 与纯西药治疗的50例比较结果
深圳东湖医院(以下简称东湖医院)2003年2月9日至2003年4月15日共收治50例SARS患者，均采用纯西医综合治疗措施，包括早期使用抗病毒药，早期使用糖皮质激素，防治细菌感染，机械通气等［4］。大致与本组处在同一时期，两组的可比性及疗效比较详见表1～表4。表1两组病例一般资料比较（略）表2 两组病例入院时临床症状表现比较（略）表3 两组相关疗效指标比较(略)表4 两组治愈率比较（略）
表1提示两组病例性别构成无显著性差异，我院SARS患者平均年龄大于东湖医院组。表2结果表明，两组患者发热、恶寒、头身肌肉疼痛等症状均无显著性差异，咳嗽与疲倦两症状东湖医院组较本组为多。两组间基本具有可比性。表3显示，两组入院后退热时间比较无统计学意义；我院的平均住院时间、肺部病灶开始吸收时间、肺部病灶吸收好转时间均较东湖医院组为短。表4结果则表明，我院的治愈率较东湖医院高。
3 讨论
31本病的发病特点及药理作用机制
本次发生于2002年冬季至2003年春季的传染性非典型肺炎，发病急骤，具有极强的传染性，初起多见发热、恶寒、咳嗽、舌红等肺卫风热证的临床表现，我院收治的61例SARS患者中有60例(9836%)入院时病变处于卫、气分阶段，仅1例(164%)辨证属营分证；且6230%的患者兼有肢体困倦、关节酸痛、纳呆、便溏、舌苔腻等挟湿的表现。故认为本病的中医病因主要是风热挟湿疫疠之邪。按温病的分类方法，SARS属新感温病范畴，其病变基本按卫、气、营、血的顺序传变发展［5-7］。
清・叶天士《温热论》曰：“风邪上受，首先犯肺，逆传心包。肺主气属卫，心主血属营”。明确指出：卫、气分病变失治则病情恶化，传入营血。针对这一情况，我们强调力争将病情控制在卫、气分阶段，早期使用中药，治法以疏风清热、利湿解毒为主，基础方剂以僵蚕、蝉蜕为君，主疏风清热透邪；以银花、连翘、公英、桔梗为臣，加强清热解毒，解除疫疠浊气，桔梗尚能宣肺利咽，扼守肺卫之门户；以芦根为佐，一方面辅助疏散风热，另一方面取其利湿之效，正如叶天士语“……挟湿加芦根、滑石之流，或透风于热外，或渗湿于热下，不与热相搏，势必孤矣”；甘草作为使药除能调和药效外尚能利咽解毒、和胃顾中，起三方面作用，桔梗亦作为使药载药上行以达病所［8］。现代药理研究表明，方中银花、连翘、僵蚕、桔梗、甘草、芦根、蒲公英对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础；银花、桔梗、芦根、蒲公英均可增强机体的免疫功能［8］，直接针对SARS相关冠状病毒引起的免疫功能低下进行治疗；银花、连翘、芦根、蝉蜕具有解热抗炎作用，僵蚕、蝉蜕有良好的镇静抗惊厥作用［8］，对于SARS患者能起到良好的对症治疗作用；甘草、桔梗、银花对胃的保护作用［8］有助于消化功能的调节，能减轻SARS引起的消化道不适。鱼腥草、清开灵注射液是临床常用的清热解毒中成药，鱼腥草尚有利湿作用，切合SARS中医证候的治疗。清开灵主要由板蓝根、金银花、栀子、水牛角、珍珠母、黄芩苷、胆酸、猪去氧胆酸等组成，现代药理研究表明其有解热镇痛、抗病毒作用［8］。因春季为阳气生发之时，少阳当令，疏利少阳枢机可使邪有出路，故常规服用小柴胡片。
32 与东湖医院纯西药治疗的比较
关于与东湖医院组的可比性问题：卫生部2003年5月3日颁布的《传染性非典型肺炎临床诊断标准(试行)》中提到年龄大于50岁为重症SARS的参考指标之一，我院与东湖医院两组间年龄构成比较，本组平均年龄稍大，显示有统计学差异，但不能确定认为有病情偏重趋势，故暂不考虑这一因素的临床意义。统计结果还显示，入院时临床症状除咳嗽与疲倦东湖医院比我院多外，其余均未显示显著性差异。因咳嗽与疲倦这两种症状并非SARS的首要症状，不能作为衡量SARS病情的主要指标。故可认为两组病例基本具有可比性。当然这仅限于与文献报道出来的资料进行比较。
疗效分析结果显示，我院收治的61例患者中，60例卫、气分证患者的病情全部得到控制，未传变入营血分。1例营分证患者经清营透热及上述综合方案治疗后亦痊愈。与同期深圳东湖医院采用纯西医治疗的50例疗效比较，除在退热时间上无统计学差异外，本组的平均住院时间、胸片病灶开始吸收时间及明显吸收好转时间等均短于东湖医院组，治愈率亦较东湖医院组为高，提示中医为主的治疗措施较单纯西医治疗具有一定优势。
33关于糖皮质激素的应用
本组61例患者中，仅有5例(820%)短期应用过地塞米松，无1例出现股骨头坏死。
SARS主要病理改变是间质性肺炎(metapneumonia，MP)及免疫器官如淋巴结及脾坏死。SARS对机体的攻击，使肺血管充血、渗出、纤维化以及免疫器官出血性坏死，影像学表现及对死亡病例的肺组织病理检查均提示部分SARS有急进性肺炎机化早期的表现［9］。合理应用糖皮质激素可较快使病毒血症减轻，体温降至正常，同时阻止MP的发展，并逐渐吸收，抑制肺炎纤维化形成［10］。然而，广州市第八人民医院的研究发现，重症SARS患者T淋巴细胞中，CD4+和CD8+明显降低，CD8+T淋巴细胞计数甚至低于艾滋病患者，临床可见到SARS患者的二重感染，而治愈的SARS患者与死亡患者的CD4+和CD8+T淋巴细胞计数也有显著性差异，此结果说明本类患者的细胞免疫功能具有明显的减弱趋势［11］，提示激素的使用应慎重。因此，对于SARS我们应当从临床个案角度分析机体的免疫系统是产生了过度反应还是反应不足，谨慎合理地应用激素，平衡抗炎与提高免疫功能，抑制炎症期肺组织纤维化等的关系，这对于阻抑疾病传变、逆转病势非常重要。据最近报道：北京已出现了SARS痊愈后骨坏死多例，以股骨头坏死多见。粗略统计，在北京感染SARS的医务人员，有1／3～1／2已出现骨坏死。广州中医药大学第一附属医院骨科教研室主任何伟教授指出：激素的大剂量使用已成为骨坏死特别是股骨头坏死的最主要原因。这提醒我们在应用激素控制SARS病情的同时必须警惕其副作用及后遗症。同时提示探索有效的中医药治疗措施以减少激素用量，减轻其副作用具有深远意义。
综上所述，在SARS治疗中我们采用温病卫气营血辨证方法，尽可能在卫气分阶段，及早以疏风清热、利湿解毒之法，遏制疾病向营血分传变，同时配合西医常规对症支持治疗、预防继发感染等，取得了满意的疗效，其原理可能与以下因素有关：①中药对病原体的抑杀作用；②中药的免疫双向调节作用，既提高效应T淋巴细胞的转化率，又拮抗炎性介质，调节免疫功能，使之趋于平衡，阻断病情向SIRS(全身炎症反应综合征)、ARDS(成人呼吸窘迫综合征)、MODS(多器官功能障碍综合征)的发展；③调整机体的内环境状况，使机体度过病毒的感染自限期。今后我们将从以上三个方面进行更深入的研究。
参考文献
［1］Mara M A，Jones S T，Astell C R，et al.The genome sequence of the SARSassociated coronavirus［J］.Science，2003，300(5624):1399.
［2］中华医学会.海峡两岸预防控制非典型肺炎学术研讨会会议纪要［J］.中华医学杂志，2003，83(9)：708.
［3］钟嘉熙.中医对传染性非典型肺炎的认识与防治［J］.广东医学，2003，24(1)：117.
［4］杨桂林，胡毅文，杨大国，等.严重急性呼吸综合征50例［J］.中华传染病杂志，2003，21(3):184.
［5］林培政.温病学［M］.北京：中国中医药出版社，2003.
［6］王融冰，王宝恩，陈士奎，等.中西医结合防治SARS［J］.中国中西医结合杂志，2003，23(7)：484.
［7］仝小林，李爱国，张志远，等.中医药治疗非典型肺炎16例临床观察［J］.中医杂志，2003，44(7)：506.
［8］高学敏.中药学［M］.北京：中国中医药出版社，2003.
［9］尹炽标.93例传染性非典型肺炎患者外周血T淋巴细胞亚群变化及临床意义［C］.见：2003防治“非典”(广州)学术研讨会论文集，2003.257-258.
