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需求、医疗服务体系及医疗结果的影响 ［7-11］ 。本研究 居住在城区 1 421 例（56.66%）；2018 年增加调查区（县）
根据数据可得性和研究目的对模型进行调整，将影响居 后≥ 15 岁、过去两周有过就诊经历的居民共计 6 405 例，
民就诊机构选择的因素分为倾向特征、使能资源、医疗 其中男 2 862 例（44.68%），≥ 60 岁者 3 915 例（61.69%），
需求及医疗服务体系（图 1）。倾向特征包括年龄、性 居住在城区者 3 513 例（54.85%）。
别及城乡地区，使能资源包括家庭人均收入和医保类型， 2.2 2013—2018 年北京市居民基层就诊率 总体来
以慢性病患病情况衡量居民的医疗需求。其中，在收入 看，≥ 15 岁的调查居民中，基层就诊率从 2013 年
指标上，参考经济合作与发展组织（OECD）对于相对 的 60.89%（1 527/2 508） 上 升 到 2018 年 的 64.40%
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贫困的定义和划分标准，即按照一个国家或地区社会中 （4 125/6 405）， 差 异 有 统 计 学 意 义（χ =9.61，
位数收入的 50% 来确定贫困线 ［12］ 。因此，本文以第 P=0.002）。如前所述，北京市参与第五次和第六次卫
五次和第六次卫生服务调查居民家庭人均收入中位数的 生服务调查的区（县）有所不同，第五次仅 10 个区（县）
50% 作为低收入线。 参与调查，第六次所有区（县）均参与调查，对比参与
1.3 统计学方法 分类变量以频数和百分比表示，组 第五次卫生服务调查的北京市 10 个区（县）在前后两
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间比较采用 χ 检验，以 P<0.05 为差异有统计学意义。 次调查中居民基层就诊行为的变化，发现 10 个区（县）
采用分层分析，比较北京市医药分开综合改革前、后患 的基层就诊率从 60.89%（1 527/2 508）上升到 2018 年
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者就医行为变化及其特征，将样本按年份分为两个亚组， 的 65.68%（2 737/4 167），差异有统计学意义（χ =15.62，
分别构建居民就医行为模型，比较回归系数在两个亚组 P<0.001）。
的差异。y ai 和 y bi 分别表示 2013 年和 2018 年患者就医 2.3 不同特征居民 2013 年与 2018 年基层就诊率比较
机构选择（是否为基层医疗卫生机构），β an 和 β bn 分 2018 年女性、≥ 60 岁、居住在城区、非低收入、具
别表示 2013 年和 2018 年自变量 x n 对居民就医机构选 有城镇职工医保、患≥ 2 种慢性病者基层就诊率高于
择的作用系数。采用多元 Logistic 回归模型构建居民医 2013 年，差异有统计学意义（P<0.05），见表 1。
疗机构选择的定量模型，以是否基层就诊为因变量（赋 2.4 2013 年和 2018 年北京市居民基层卫生服务利用情
值：否 =0，是 =1），以性别、年龄、居住地区、家庭
表 1 不同特征居民 2013 年与 2018 年基层就诊率比较〔%（n/N）〕
人均收入水平、医保类型、患慢性病情况及年份为自变
Table 1 Primary healthcare utilization rates of Beijing residents in 2013
量，分析北京市居民医疗机构选择的影响因素。 and 2018 by socioeconomic factors
2013 年 2018 年
基本特征 χ 值 P 值
y ai =β a0 +β a1 x a1 +β a2 x a2 +……+β an x an +ε ai 2
（n=2 508） （n=6 405）
y bi =β b0 +β b1 x b1 +β b2 x b2 +……+β bn x bn +ε bi
性别
由于回归系数 β an 和 β bn 的 95% 置信区间（CI）
男 60.89（660/1 084） 62.96（1 802/2 862） 1.45 0.229
可能存在重叠区域，无法直接比较两个回归系数的大小，
女 60.90（866/1 422） 65.57（2 323/3 543） 9.61 0.002
也无法直接判断两个回归系数是否存在统计学差异。常
年龄（岁）
用 Chow 检验比较分组回归系数，允许所有的变量在两
<60 58.85（562/955） 58.52（1 436/2 454） 0.03 0.860
组之间都存在系数差异，该检验要求两组的随机干扰项
≥ 60 62.14（965/1 553） 68.06（2 689/3 951） 17.51 <0.001
具有相同的分布，即同方差，两期横断面研究较难满足 居住地区
同方差的条件。既往研究认为当样本量足够时，可以忽 城区 56.16（798/1 421） 62.20（2 185/3 513） 15.44 <0.001
略异方差的影响 ［13］ ，在本研究中采用稳健标准误估计 郊区 67.07（729/1 087） 67.08（1 940/2 892） <0.01 0.992
参数，以允许随机干扰项存在异方差的情况。 家庭人均收入水平
2 结果 低收入 73.84（302/409） 72.05（1 330/1 846） 0.54 0.464
2.1 被调查居民基本情况 2013 年北京市调查居民中 非低收入 58.36（1 225/2 099） 61.31（2795/4 559） 5.21 0.022
≥ 15 岁、过去两周有过就诊经历的居民共计 2 508 例， 医保类型
其中男 1 084 例（43.26%），≥ 60 岁者 1 553 例（61.92%）， 城镇职工医保 52.84（706/1 336） 60.46（1 902/3 146） 22.34 <0.001
城乡居民医保 71.98（745/1 035） 69.98（1 977/2 825） 1.46 0.228
慢性病患病情况（种）
情景特征 人口特征 医疗行为
0 44.86（83/185） 52.36（588/1 123） 3.57 0.059
1 68.29（812/1 189） 69.05（1 653/2 394） 0.21 0.646
医疗服 倾向特征 使能资源 医疗需求 医疗服 ≥2 55.73（632/1 134） 65.24（1 884/2 888） 31.40 <0.001
务体系： （年龄、 （家庭人 （慢性病 务利用：
年份 性别、城 均收入、 患 病情 就诊机 注：2013 年样本中有两个样本性别信息缺失；在医保类型变量中，
乡地区） 医保类型） 况） 构类型 存在一部分样本同时具有城镇职工医保和城乡居民医保，另外还有一
图 1 居民就诊行为研究理论模型 部分样本没有参加任何一种医保，由于关注两种医保参保人群的对比，
Figure 1 Theoretical model of healthcare seeking behaviors of citizens 因此将上述两种情况的人群“医保类型”数据处理为缺失值