دوره 19، شماره 74 - ( 8-1398 )
جلد 19 شماره 74 صفحات 246-207 |
برگشت به فهرست نسخه ها
Download citation:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
BibTeX | RIS | EndNote | Medlars | ProCite | Reference Manager | RefWorks
Send citation to:
ezati A, givarian H, amini sabegh Z, sadeh E. (2019). Factors Affecting Decision Making of Households Living in the Deprived Provinces to Enter Health Market. refahj. 19(74), 207-246.
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3399-fa.html
URL: http://refahj.uswr.ac.ir/article-1-3399-fa.html
عزتی علی، گیوریان حسن، امینی سابق زین العابدین، ساده احسان. عوامل مرتبط با تصمیم گیری خانوارهای ساکن استانهای محروم و نسبتاً محروم برای ورود به بازار خدمات سلامت رفاه اجتماعی 1398; 19 (74) :246-207
متن کامل [PDF 592 kb]
(1242 دریافت)
| چکیده (HTML) (4525 مشاهده)
متن کامل: (557 مشاهده)
مقدمه
فراهم‌کردن زمینه‌های لازم برای دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی یکی از اصلی‌ترین اهداف سیاست‌گذاران، متفکران و مدیران تمامی دولت‌ها علی‌الخصوص در کشورهای درحال‌توسعه مانند ایران است. در این راستا ابتدا باید ابزار و عوامل موردنیاز برای رشد و توسعه اقتصادی شناخته شده و سپس با ارتقاء و بهبود وضعیت این عوامل شرایط را برای تسریع روند رشد و توسعه آماده کرد. در ادبیات رشد اقتصادی سرمایه فیزیکی، سرمایه انسانی و تکنولوژی به‌عنوان مهم‌ترین عوامل رشد معرفی‌شده‌اند.
اگرچه بهتر بودن زندگی و یا داشتن رفاه را می‌توان به طرق مختلف معنا کرد، اما آنچه واضح است داشتن سلامت و طول عمر انسان‌ها برای استفاده از فواید توسعه اقتصادی و نیز ایجاد انگیزه برای حرکت در مسیر پیشرفت امری ضروری است (لانگلوییس و همکاران، 2012). به‌عنوان‌مثال، زمانی نیروی کار با تمام توان به ایفای نقش در فرآیند تولید می‌پردازد که انتظار داشته باشد پس از بازنشستگی سال‌های چندی با سلامت به زندگی ادامه خواهد داد و فرصت و سلامت لازم برای استفاده از مزایای این سخت‌کوشی را خواهد داشت (مکلین و همکاران، 2015).
بهبود بخشیدن به وضع تندرستی و تدارک دیدن خدمات بهداشتی و درمانی یکی از جنبه‌های اساسی توسعه اجتماعی-اقتصادی را تشکیل می‌دهد، زیرا تندرستی کامل و سلامتی یک جنبه اساسی کیفیت زندگی است. برای اینکه بتوان خدمات بهداشتی و درمانی را به شکلی شایسته برای مردم فراهم کرد باید شناخت دقیقی از تقاضای کالاهای بهداشتی و درمانی به دست آورد؛ به‌عبارت‌دیگر تعیین نسبتا دقیق مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی که هر خانوار نوعی انجام می‌دهد لازمه ارائه مناسب خدمات بهداشتی و درمانی به افراد جامعه است.
اولین نکته‌ای که هنگام مطالعه بازارهای خدمات سلامت باید موردتوجه قرار بگیرد این است که تقاضا در این بازار اندکی متفاوت از تقاضا در سایر بازارها است؛ بدین معنا که تقاضا برای کالاها و خدمات سلامت برای خود این کالاها انجام نمی‌شود، بلکه از تقاضا برای سلامت مشتق می‌شود. به‌عبارت‌دیگر پژوهشگران مرزی میان تقاضا برای کالاها و خدمات سلامت و تقاضا برای سلامت قائل بوده و معتقدند مورد اول از تقاضای ثانوی مشتق می‌شود. لازمه ورود به بازار خدمات سلامت انجام هزینه برای درخواست کالا و خدمات است؛ ازاین‌رو در نظر گرفتن هزینه‌های بهداشتی و درمانی به‌عنوان متغیر وابسته برای ورود به بازار خدمات سلامت صحیح است؛ این رویه در مطالعات پیشین نیز مورداستفاده قرار گرفته است.
تعیین صحیح مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها مستلزم انتخاب و به‌کارگیری الگوی رگرسیونی مناسب است؛ این انتخاب به نوبه خود بستگی به ویژگی‌های مربوط به متغیرهای وابسته موجود در مطالعات دارد. با توجه به مطالعه استاکلر و همکارانش استفاده از الگوی خطی برای برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی در چنین شرایطی منجر به تخمین‌هایی تورش‌دار و ناکارآمد از ضرایب مربوط به اثرات متغیرهای توضیحی می‌شود (استاکلر و همکاران، 2010)؛ بنابراین به جهت برآورد صحیح هزینه‌های بهداشتی و درمانی باید به دنبال مدل‌های جایگزین برای مدل رگرسیون خطی بود. مدل‌های انتخاب نمونه، نمونه‌ای از مدل‌های مناسب معرفی‌شده برای تخمین هزینه‌های بهداشتی و درمانی هستند؛ در این مطالعه سعی می‌شود با استفاده از این مدل‌های رگرسیونی مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ساکن در استانهای محروم (سیستان و بلوچستان، هرمزگان، کرمان، کردستان، آذربایجان غربی و اردبیل) و نسبتا محروم (بوشهر، آذربایجان شرقی، کرمانشاه، خوزستان، لرستان، خراسان شمالی، زنجان، قزوین و همدان) ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت شناسایی شده و راهکارهای سیاستی برای برنامه‌ریزی بهینه در حوزه خدمات سلامت مناطق محروم به مدیران منابع انسانی پیشنهاد شود.
پیشینه تجربی
در این قسمت پیشینه مطالعاتی درزمینه موضوع تحقیق موردبررسی قرار می‌گیرد. ساوجی‌پور و همکاران (2017) مدلسازی هزینه‌های خدمات سلامت خانوار در دو بعد نظری و تجربی را موردبررسی قرار دادند و دریافتند که افزایش پرداخت انتقالی سرپرست به فرزند، کاهش حداقل کالای سلامت موردنیاز و افزایش شکاف دستمزدی کارگران موجب می‌شود افراد در دامنه قیمتی وسیع‌تری در بازار سلامت حضور داشته و تقاضای غیرصفر از اقلام مربوطه کنند.
احمدی و همکاران (2014) عوامل اثرگذار روی پرداخت مستقیم خانوارها را با استفاده از داده‌های هزینه و درآمد خانوار طی سال‌های 1389- 1384 بررسی کرده‌اند. نتایج این پژوهش نشان داد که شاغل بودن و تحصیلات بالاتر سرپرست خانوار، سکونت در مناطق شهری و گذر زمان (به سال‌های بعد از 1384) سبب کاهش احتمال استفاده از کالاهای سلامت می‌شود؛ اما وجود فرد سالمند (بالای 60 سال) در خانواده، افزایش تعداد اعضای خانوار، متأهل و زن بودن سرپرست خانوار، برخورداری از پوشش بیمه و سطوح بالاتر درآمد احتمال مثبت بودن مخارج مستقیم سلامت خانوار را افزایش می‌دهد.
پناهی و همکاران (2014) به بررسی پرداخت از جیب برای مراقبت‌های درمانی و عوامل مؤثر بر آن با استفاده از داده‌های بیماران بستری در بیمارستان‌های تبریز در سال 1391 پرداختند و دریافتند که نوع بیمارستان، دارا بودن بیماری زمینه‌ای، بومی بودن و نوع پذیرش عوامل تعیین‌کننده وجود مخارج پرداخت از جیب هستند.
عبادی‌فردآذر و همکاران (2013) به انجام مطالعه‌ای در خصوص برآورد تقاضای دارو برای خانوارهای شهری و روستایی در ایران پرداخته‌اند. نتایج بررسی آن‌ها نشان داد کشش قیمتی و درآمدی تقاضای دارو هم در خانوارهای شهری و هم در خانوارهای روستایی مابین صفر و یک است، البته مقدار کشش‌های مذکور در میان روستاییان بیش از شهرنشینان است. همچنین راهبر و همکارانش (2013) در مطالعه‌ای برآورد تابع تقاضای دارو در جامعه شهری ایران را موردتوجه قرار دادند. نتایج به‌دست‌آمده حاکی از آن است که دارو از نظر خانوارهای شهری ایران کالایی ضروری و جانشین ویزیت پزشک است.
جیامانکو و جیتو (2019) به بررسی تأثیر جوانب زیرساختی هزینه‌های خدمات سلامت بر توسعه کشورهای اروپایی پرداخته‌اند. نتایج آن‌ها با این ایده مطابقت دارد که سلامت جزء زیرساخت‌های انسانی است و تحت‌تأثیر سیاست‌های عمومی و دولت‌ها قرار دارد؛ همچنین هر دوی زیرساخت انسانی (منابع بهداشتی) و زیرساخت‌های حکمرانی (مؤسسات و سیستم‌های بهداشتی) یکی از ویژگی‌های کلیدی در توسعه کشورها هستند.
فوآ (2018) به بررسی مسائل حاکمیتی در تأمین مالی هزینه‌های خدمات سلامت پرداخته است. وی نتیجه گرفت که عوامل بیرونی و همچنین عملکرد نامطلوب توسط ارائه‌دهندگان مراقبت‌های بهداشتی منجر به صرف هزینه‌های اضافی برای دریافت‌کنندگان این خدمات می‌شود ازاین‌رو لزوم دخالت دولت در تأمین مالی مخارج سلامت انکارناپذیر است.
براون و همکاران (2014) عوامل مؤثر بر متحمل شدن هزینه‌های خدمات سلامت کمرشکن را با استفاده از داده‌های خانوارهای ترکیه بررسی کرده‌اند. آن‌ها دریافتند که خانوارهای فقیر، بدون پوشش بیمه درمانی (خصوصی و عمومی) و دارای کودکان دبستانی (6 تا 14 ساله) بیش‌تر که توسط افرادی با تحصیلات متوسطه سرپرستی می‌شوند، با احتمال کمتری کالاهای سلامت را مطالبه می‌کنند. از سوی دیگر، وجود عضو معلول یا بیمار در خانواده، شاغل بودن سرپرست خانوار (دارای کارفرما یا خویش‌فرما)، بیش‌تر بودن تعداد اعضای خانواده، شهرنشینی و داشتن تعداد بیش‌تری از کودکان زیر پنج سال و سالمندان بالای 65 سال سبب می‌شوند خانواده با احتمال بالاتری اقدام به خرید از بازار سلامت کند.
لیس‌بوا و همکاران (2013) به جای در نظر گرفتن تمام مراقبت‌های سلامت روی خدمات دندانپزشکی متمرکز شده و تأثیر متغیرهای اقتصادی-اجتماعی و خانوادگی روی نیاز به درمان‌های دندانپزشکی را موردبررسی قرار داده‌اند. آن‌ها با استفاده از نرم‌افزار و رگرسیون لجستیک چندمتغیره به این نتیجه رسیدند که برخی نابرابری‌های اجتماعی در سلامت دهان و دندان کودکان دبستانی حتی میان جمعیتی که وضعیت اقتصادی-اجتماعی ضعیفی دارند وجود دارد و کودکان متعلق به خانوارهایی که درآمد ماهانه آنان بیش‌تر از حداقل دستمزد یک فرد برزیلی است، تعداد اعضای آنان کمتر از 4 نفر است، مالک محل سکونت خود هستند و پدر و مادر (هر دو ولی) در کنار فرزندان زندگی می‌کنند، احتمال کمتری برای نیاز به درمان‌های دندانپزشکی دارند.
مالک و سید (2012) به بررسی عوامل اقتصادی و اجتماعی اثرگذار روی پرداخت از جیب خانوارهای پاکستانی در حوزه خدمات سلامت پرداختند. نتایج مطالعه آن‌ها نشان می‌دهد که مخارج غیرغذایی اصلی‌ترین عامل توضیح‌دهنده لگاریتم پرداخت‌های است. علاوه بر مخارج غیرغذایی، باسواد بودن سرپرست خانوار و همسر وی، شهرنشینی، غیرایمن بودن منبع آبی در دسترس، استفاده از سرویس‌های بهداشتی نامناسب، وجود حداقل یک خردسال و سالمند در خانواده و داشتن فاصله مکانی (بیش‌تر از سی دقیقه) از مراکز سلامت ازجمله عواملی هستند که پرداخت‌های را به صورت مستقیم تحت‌تأثیر قرار می‌دهند. از سوی دیگر، اشتغال سرپرست خانوار به مشاغل کارمندی و اداره خانوار توسط مردان رابطه معکوسی با مقدار پرداخت‌های دارند. مالک و سید در نهایت خاطرنشان می‌سازند که مدل رگرسیون خطی به کار گرفته شده (با روش حداقل مربعات معمولی) نتایجی مشابه با رگرسیون دوبخشی و رگرسیون خطی تعمیم‌یافته ارائه می‌کند.
قابل‌ذکر است که حوزه سلامت ازجمله مقوله‌هایی است که در اغلب کشورها با دخالت دولت‌ها مدیریت می‌شود؛ به این معنا که نمی‌توان سلامت افراد را به نیروهای بازار واگذار کرد، به‌خصوص سلامت افراد و خانوارهای آسیب‌پذیر. حال برای آنکه مدیران دولت‌ها بتوانند برنامه‌ریزی دقیقی برای صرف مخارج در حوزه خدمات سلامت انجام دهند و با ارتقاء سطح سلامت افراد بازدهی بالایی از مخارج انجام‌شده به دست آورند لازم است تعیین‌کننده‌های اصلی مخارج سلامت خانوارها که به‌نوعی نشان‌دهنده تقاضا و نیاز افراد به بازار خدمات سلامت است، شناسایی شوند. با توجه به آنکه در تحقیقات مدیریت منابع انسانی کشور مطالعات جامعی در این خصوص وجود ندارد، این مطالعه سعی می‌کند با تمرکز بر خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور، عوامل مؤثر بر ورود این خانوارها به بازار خدمات سلامت را شناسایی کرده و مدیران را در خصوص نحوه حمایت و سیاست‌گذاری در حوزه سلامت این خانوارها راهنمایی کند.
روش
این مطالعه، پژوهشی تبیینی است که بررسی روابط علی میان متغیرهای توضیحی (اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی) و هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار را در دستور کار دارد. علاوه بر این، مطالعه حاضر را بر اساس هدف کاربردی است. در مورد روش انجام تحقیق نیز باید گفت، مطالعه حاضر با استفاده از داده‌های طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی مرکز آمار ایران در سال 1395 سعی می‌کند مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت را با به‌کارگیری الگوی رگرسیونی مناسب بررسی کند. از میان انواع مختلف مدل‌های رگرسیونی نیز به دلیل غیرنرمال بودن داده‌ها و غیرتصادفی بودن نمونه مدل‌های انتخاب نمونه به کار گرفته شده‌اند. نرم‌افزارهای مختلفی برای برآورد مدل‌های انتخاب نمونه وجود دارند؛ لیمدپ، ساس و استاتا از مهم‌ترین این نرم‌افزارها به شمار می‌آیند. در مطالعه حاضر به دلیل ویژگی‌های مناسب و رواج بیش‌تر نرم‌افزار استاتا (خصوصا در ایران) از نسخه 11 این نرم‌افزار برای بررسی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت استفاده شده است.
پژوهش حاضر به دنبال آزمون فرضیه‌های زیر است:
عوامل اقتصادی (درآمد و بیمه) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
عوامل اجتماعی (تحصیلات، وضعیت تأهل، استعمال دخانیات، سطح توسعه و شهرنشینی) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
عوامل جمعیت شناختی (بعد خانوار، جنسیت، ساختار سنی) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
جامعه آماری تحقیق با یک یا چند صفت مشترک شناسایی می‌شود؛ این صفت مشترک در مطالعه حاضر ایرانی بودن خانوار و سکونت آنان در مناطق محروم است. بنابراین، جامعه آماری این تحقیق خانوارهای ایرانی ساکن در مناطق محروم است. نمونه مورداستفاده در این تحقیق تعدادی از خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور هستند که اطلاعات هزینه و درآمد آنان توسط مرکز آمار ایران جمع‌آوری شده است. به‌منظور شناسایی استانهای محروم و نسبتا محروم کشور از روش کاظمی و همکاران (2015) استفاده شد که طی آن استانهای سیستان و بلوچستان، هرمزگان، کرمان، کردستان، آذربایجان غربی و اردبیل به‌عنوان استانهای محروم و بوشهر، آذربایجان شرقی، کرمانشاه، خوزستان، لرستان، خراسان شمالی، زنجان، قزوین و همدان به‌عنوان استانهای نسبتا محروم شناسایی شدند. در تدوین مطالعه حاضر از اطلاعات بودجه خانوار سال 1395 مرکز آمار ایران بهره‌گیری شده است و داده‌های مربوط به 6940 خانوار ساکن در استانهای محروم و 15324 خانوار ساکن در استانهای نسبتا محروم کشور مورداستفاده قرارگرفته‌اند. شایان‌ذکر است از کل خانوارهای نمونه 10498 خانوار در مناطق روستایی و 11766 خانوار در مناطق شهری زندگی می‌کنند. برای جمع‌آوری ادبیات موضوع و داده‌های آماری از روش اسنادی/کتابخانه‌ای استفاده شده است. در جدول (1) متغیرها معرفی و مراجع آن‌ها مشخص شده است.
جدول (1) متغیرهای پژوهش
عوامل ردیف نام متغیر منبع
متغیر وابسته 1 مخارج سلامت جیامانکو و جیتو، 2019
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران1، 2009
اقتصادی 2 درآمد کوکلر و همکاران2، 2018
لیس‌بوا و همکاران، 2013
بالاراجان و همکاران3، 2011
3 بیمه کوکلر و همکاران4، 2018
براون و همکاران، 2014
اجتماعی 4 تحصیلات لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
5 وضعیت تأهل لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
6 استعمال دخانیات هوانگ و همکاران، 2017
بالاراجان و همکاران، 2011
7 سطح توسعه و شهرنشینی براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
جمعیت‌شناختی 8 بُعد خانوار* براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
9 جنسیت لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران، 2009
10 ساختار سنی* براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران، 2009
* شاخص‌های مربوط به بعد خانوار و ساختار سنی مشترک بوده و در اینجا به صورت «تعداد کودکان»، «تعداد جوانان»، «تعداد سالمندان» و «تعداد غیرسالمندان» در مدل لحاظ می‌شوند.
در ادامه به‌منظور آشنایی بهتر با متغیرهای تحقیق، متغیرهای مذکور تعریف شده و سپس در قسمت آمار توصیفی به صورت تک‌متغیره تشریح می‌شوند.
مخارج سلامت: مخارج سلامت با توجه به پرسشنامه مرکز آمار ایران در سال 1395 برای طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی، شامل کلیه مخارج (ریال) ماهانه صرف شده توسط خانوار در حوزه بهداشت، درمان و سلامت محاسبه شده است.
درآمد سرانه: درآمد خانوار عبارت است از مجموع (متوسط) ماهانه تعدادی درآمدهای دستمزدی و غیردستمزدی که با توجه به پرسشنامه مرکز آمار ایران در سال 95 برای طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی استخراج شده است.
وضعیت بیمه‌ای خانوار: وضعیت بیمه‌ای خانواده متغیری دوتایی و اسمی کیفی بوده و به شکل برابر صفر درصورتی‌که خانوار تحت پوشش بیمه درمانی قرار نداشته باشد و برابر یک درصورتی‌که خانوار دارای بیمه درمانی باشد تعریف شده است.
تحصیلات: تحصیلات متغیری سه مقداری و کیفی اسمی است که به‌عنوان نماینده‌ای از سرمایه انسانی در بردار متغیرهای توضیحی گنجانده شده است.
وضعیت تأهل سرپرست خانوار: وضعیت تأهل سرپرست خانوار متغیری چهار مقداری و کیفی اسمی است.
استعمال دخانیات: استعمال دخانیات متغیری اسمیِ کیفی و دو مقداری است که به صورت یک اگر میزان مخارج انجام شده برای خرید انواع مواد دخانی در ماه (گذشته) مثبت بوده است و صفر اگر هیچ هزینه‌ای در ماه (گذشته) برای خرید دخانیات توسط خانوار صرف نشده است، تعریف می‌شود.
شهرنشینی: محل سکونت (شهرنشینی) متغیری موهومی و دو مقداری است که در آن یک بیانگر سکونت در مناطق شهری و 2 بیانگر سکونت در نواحی روستایی است.
سطح توسعه: متغیری موهومی و دو مقداری است که نشان‌دهنده سکونت در مناطق محروم و یا نسبتا محروم دارد.
نسبت جنسیتی خانوار: نسبت جنسیتی نشان می‌دهد که چه نسبتی از اعضای خانواده به لحاظ جنسیتی زن هستند و به شکل تعداد زنان خانواده تقسیم بر کل اعضای آن محاسبه شده است.
تعداد کودکان، جوانان، سالمندان و غیر سالمندان: تعداد کودکان تعداد اعضای خانوار با سن کمتر از 7 سال یا مساوی آن را نشان می‌دهد؛ تعداد جوانان متغیری کمیِ گسسته بوده و بیانگر تعداد اعضای خانوار که در محدوده سنی 7 تا 50 سال قرار دارند، است؛ تعداد سالمندان تعداد اعضای خانوار با سن مساوی یا بیش‌تر از 50 سال را نشان می‌دهد؛ و تعداد غیرسالمندان نشانگر تعداد افرادی در خانواده است که سن آنان کمتر از 50 سال است.
یافته‌ها
آمار توصیفی
مطالعه حاضر با نظر به ماهیت مسئله و داده‌های آن در زمره تحقیقات کمی دسته‌بندی می‌شود. اگرچه در این پژوهش تا اندازه‌ای آمار توصیفی مورداستفاده قرار می‌گیرد اما روش اصلی تجزیه‌وتحلیل داده‌ها، آمار استنباطی از نوع پارامتریک بوده و بررسی اثرات عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت با بهره‌گیری از رگرسیون صورت پذیرفته است. در ادامه توصیف آماری متغیرهای پژوهش به صورت جدول (2) و (3) آورده شده است.
جدول (2) توصیف آماری متغیرهای کمی (پیوسته و گسسته)
هزینه‌های دخانی تعداد سالمندان تعداد غیرسالمندان تعداد جوانان تعداد کودکان درآمد سرانه نسبت جنسیتی هزینه‌های بهداشتی و درمانی شاخص
5/18*106 4 15 13 7 6/96*107 1 8/04*106 Max
0 0 0 0 0 7/94-*106 0 0 Min
5/18*106 4 15 13 7 77/54*106 1 8/04*106 R
47697/06 0/78 3/20 2/74 0/45 2093969 0/51 38912/36 M
0 1 3 3 0 1683417 0/5 9800 Md
2/69*1010 0/71 3/96 3/09 0/51 3/41*1012 0/04 1/45*1010 v
22264 22264 22264 22264 22264 22264 22264 22264 n
9/90 0/50 0/23 0/43 1/58 7/77 0/38 21/49 Skew
174/31 1/78 3/12 3/25 5/42 164/04 3/26 1040/14 Kurt
جدول (3) توصیف آماری متغیرهای کیفی (اسمی و ترتیبی)
Md Mo n متغیر
- 1 22264 وضعیت تأهل سرپرست
ازدواج‌نکرده فوت‌شده طلاق گرفته متأهل
1/22 0/74 11/84 86/20
- 1 22264 وضعیت بیمه درمانی
عدم پوشش تحت پوشش بیمه‌های درمانی
80/39 19/61
- 2 22264 شهرنشینی
مناطق شهری مناطق روستایی
52/85 47/15
1 1 22264 تحصیلات
بالاتر از فوق‌لیسانس لیسانس و فوق‌لیسانس پایین‌تر از دیپلم
0/18 24/61 75/21
2 2 22264 سطح توسعه
نسبتاً محروم محروم
68/83 36/17
جدول (2) نشان می‌دهد که هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم در دامنه‌ای 8040000 ریالی تغییر می‌کند؛ به‌گونه‌ای که برخی خانوارها هیچ هزینه‌ای در حوزه خدمات سلامت ندارند و بیش‌ترین مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها 8040000 ریال است. خانوارهای نمونه به طور میانگین 38912 ریال را به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. حداقل نیمی از خانوارهای نمونه هزینه‌های بهداشتی و درمانی برابر یا کمتر از 9800 ریال دارند. علاوه بر این، با توجه به ضریب چولگی 21/49 و ضریب کشیدگی 1040/14 به وضوح می‌توان دریافت که توزیع هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور تفاوت فراوانی با توزیع نرمال دارد و درنتیجه الگوهای رایجی مانند مدل خطی برای بررسی عوامل مؤثر بر این متغیر نامناسب هستند.
جدول (2) حاکی از آن است که نسبت جنسیتی در دامنه حداقل صفر و حداکثر یک تغییر می‌کند؛ به‌عبارت‌دیگر، در برخی خانوارها تمامی اعضا مرد هستند و در برخی دیگر کلیه اعضای خانوار را زنان تشکیل می‌دهند. در حالت کلی می‌توان گفت، حدود نیمی از اعضای خانوارهای نمونه به لحاظ جنسیتی مؤنث هستند و در بیش‌تر از 50 درصد خانوارها حداقل نیمی از اعضای خانوار زنان هستند. ضمنا، ضرایب چولگی و کشیدگی نشان می‌دهد که توزیع داده‌های این متغیر، به میزان اندکی چوله به راست و کشیده (تر از حد نرمال) هستند.
با توجه به اطلاعات جدول (2) می‌توان گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای هفت فرزند هفت ساله و کوچک‌تر از آن هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا برابر و یا کمتر از هفت سال نیست. به صورت میانگین تعداد کودکان موجود در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کمتر از یک نفر بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه هیچ کودکی وجود ندارد. علاوه بر این، توزیع تعداد کودکان خانوارهای نمونه چوله به راست و قله‌ای است. در مورد تعداد جوانان نیز باید گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 13 عضو در محدوده سنی 7 تا 50 سال هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا در این محدوده نیست. به صورت میانگین تعداد جوانان موجود در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم بیش از دو نفر (و کمتر از 3 نفر) بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه حداقل سه عضو جوان وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد جوانان خانوارهای نمونه از نظر چولگی و کشیدگی تفاوت اندکی با توزیع نرمال دارد.
علاوه بر این، با نظر به جدول (2) می‌توان گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 15 عضو کمتر از 50 سال هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا کمتر از 50 سال نیست. به صورت میانگین حدود سه نفر (3/20 نفر) از اعضای خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور غیرسالمند بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه 3 عضو با سن کمتر از 50 سال وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد غیرسالمندان خانوارهای نمونه تفاوت فراوانی با توزیع نرمال ندارد. در مورد تعداد سالمندان نیز باید گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 4 عضو سالمند هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا 50 سال و بیش‌تر از آن نیست. به صورت میانگین در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کمتر از یک نفر سالمند وجود دارد و در بیش از 50 درصد خانوارهای نمونه حداقل یک عضو با سن برابر یا بیش‌تر از 50 سال وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد سالمندان خانوارهای نمونه به میزان تقریبا چوله به راست بوده و به صورت قابل‌ملاحظه‌ای کشیده‌تر از توزیع نرمال است.
همچنین با توجه به جدول (2) می‌توان گفت، در برخی از خانوارهای نمونه دخانیات مصرف نمی‌شود، به‌طوری‌که خانوار هیچ هزینه‌ای را برای خرید مواد دخانی صرف نکرده است؛ در مقابل یکی از خانوارهای نمونه 5180000 ریال را به خرید انواع مواد دخانی ماهانه خود اختصاص داده است. علاوه بر این خانوارهای استانهای محروم و نسبتا محروم کشور به‌طور متوسط ماهانه 47697 ریال را مواد دخانی استفاده می‌کنند. ضمنا حداقل در نیمی از خانوارهای مناطق محروم هیچ هزینه‌ای درزمینه استعمال دخانیات صرف نمی‌شود. ضریب چولگی 9/90 و ضریب کشیدگی 174/31 حاکی از آن است که توزیع هزینه‌های دخانی تفاوت فاحشی با توزیع نرمال داشته و به‌شدت چوله به راست و کشیده است.
جدول (3) نشان می‌دهد، 86/20 درصد از خانوارهای نمونه توسط افرادی که با همسر خود زندگی می‌کنند اداره می‌شوند، 11/84 درصد از سرپرست‌های خانوار همسران خود را به علت طلاق ازدست‌داده‌اند، 0/74 درصد از خانوارها توسط افرادی که از همسران خود جداشده‌اند سرپرستی می‌شوند و 1/22 درصد از سرپرستان خانوار هرگز ازدواج نکرده‌اند. بدین ترتیب، می‌توان گفت در اکثر خانوارهای نمونه دو والد حضور دارند و خانوارهای دارای سرپرستِ بدون همسر به علت طلاق کمترین فراوانی را در نمونه مورداستفاده دارند.
علاوه بر این، جدول (3) حاکی از آن است که اکثر خانوارهای نمونه تحت‌پوشش بیمه‌های درمانی قرار دارند، به‌طوری‌که 80/39 درصد از خانوارهای نمونه دارای بیمه درمانی هستند، درحالی‌که 19/61 درصد از آنان از خدمات بیمه‌های درمانی بی‌بهره هستند.
همچنین با توجه به جدول (3) می‌توان گفت در 75/21 درصد از خانوارهای نمونه هیچ عضوی با تحصیلات بالاتر از دیپلم وجود ندارد؛ در 24/61 درصد از خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم حداقل یکی از اعضا موفق به گذراندن دوره لیسانس یا فوق‌لیسانس شده است. در 0/18 درصد از خانوارهای مناطق محروم کشور عضوی با مدرک بالاتر از فوق‌لیسانس دارد. همان‌طور که از توضیحات بالا نیز مشخص است، مدارک کمتر از دیپلم بیش‌ترین فراوانی در بالاترین تحصیلات موجود میان اعضای خانوارهای نمونه را به خود اختصاص داده است، به‌گونه‌ای که در بیش از نیمی از خانوارهای نمونه حداکثر تحصیلات موجود در میان اعضای خانوار دیپلم است.
همچنین جدول (3) نشان می‌دهد که 47/15 درصد از خانوارهای ساکن در مناطق محروم کشور در نقاط روستایی زندگی می‌کنند و 52/85 درصد از خانوارهای مذکور نقاط شهری را به‌عنوان محل سکونت خود انتخاب کرده‌اند؛ لذا می‌توان گفت شهرنشینی در بیش از نیمی از نمونه رواج دارد. نکته پایانی در خصوص جدول 3-2 این است که اکثر خانوارهای نمونه در استانهای نسبتا محروم زندگی می‌کنند، به‌گونه‌ای که 68/83 درصد از نمونه متشکل از خانوارهای استانهای نسبتا محروم بوده و 31/17 درصد از آن متشکل از خانوارهای استانهای محروم است. بنابراین باید گفت درجه توسعه‌یافتگی در بیش از نیمی از خانوارهای نمونه نسبتا محروم است.
آمار استنباطی (تخمین الگوی پژوهش)
همان‌طور که در ادبیات مربوطه آمده است یکی از پیش‌شرط‌های لازم برای به دست آوردن تخمین‌های بدون تورش، با استفاده از الگوی خطی رایج، مستقل بودن توزیع متغیر وابسته است. استقلال مذکور به‌نوبه خود مستلزم تصادفی‌بودن نمونه است، اما گاهی اوقات ممکن است نمونه آماری مورداستفاده در تحقیق بنا بر دلایلی غیرتصادفی باشد. یکی از دلایل غیرتصادفی بودن نمونه وجود مشکل قطع‌شدگی تصادفی است (گرین، 2003). قطع‌شدگی تصادفی به نمونه‌ای اشاره دارد که حضور افراد در نمونه منوط به تحقق یک شرط خاص بوده و متغیر وابسته تنها برای افرادی مشاهده می‌شود که شرط خاص مزبور برای آنان تأمین شده باشد. بنابراین می‌توان گفت در صورت وجود قطع‌شدگی تصادفی، نمونه به طور تصادفی انتخاب نشده است.
برای کشف و تصحیح آماری تورش انتخاب نمونه، باید از مدل‌های انتخاب نمونه بهره‌گیری کرد. به‌عبارت‌دیگر مدل‌های انتخاب نمونه به دلیل تجهیز پژوهشگران به روش‌های کشف و تصحیح تورش انتخاب نمونه می‌توانند کمک بیش‌تری به مطالعات مدیریتی، اقتصادی و اجتماعی بکنند. مدل‌های انتخاب نمونه شامل دو معادله، انتخاب (ورود به بازار خدمات سلامت) و پیامد (تخصیص هزینه‌های بهداشتی و درمانی) هستند. متغیر وابسته در معادله انتخاب متغیری دوتایی است اما در معادله پیامد متغیر وابسته متغیری پیوسته است (موریسی و همکاران، 2016). قابل‌ذکر است که در این پژوهش، محقق درصدد یافتن عوامل مؤثر بر تخصیص هزینه‌های بهداشتی و درمانی (y1i) است. در مدل‌های انتخاب نمونه یک متغیر غیرقابل مشاهده (y2i*) به ساختار مفهومی الگو افزوده می‌شود؛ به‌طوری‌که اگر y2i*>0 باشد y1i قابل‌مشاهده می‌شود ولی اگر y2i*≤0 باشد هیچ اطلاعی از مقدار y1i در اختیار پژوهشگر نخواهد بود. این متغیر غیرقابل مشاهده در ارتباط با تخمین هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار و تمایل آن‌ها به حضور در بازار خدمات سلامت است. در چارچوب روابط ریاضی، معادلات انتخاب و پیامد را می‌توان به شکل زیر نمایش داد (ساوجی‌پور، 2017):
(1) معادله انتخاب
معادله پیامد y1i*=x1i ́β1+ε1i
که در آن y2i وضعیت خانوار، y2i* تمایل خانوار به حضور در بازار خدمات سلامت، y1i میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی تخصیص یافته و y1i* میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی بهینه را نشان می‌دهند. لازم به ذکر است، x1i و x2i بیانگر بردار متغیرهای توضیحی و β1 و β2 نشان‌دهنده بردار ضرایب هستند. نکته قابل‌توجه دیگر آن است که در تحقیقات تجربی متغیرهای موجود در بردارهای x1i و x2i می‌توانند یکسان و یا غیر یکسان باشند و هیچ محدودیتی در این رابطه وجود ندارد. بر اساس مبانی اقتصادسنجی می‌توان گفت، محقق با استفاده از داده‌های هزینه‌های بهداشتی و درمانی و عوامل اقتصادی، اجتماعی و جمعیت شناختی ضرایب معادله E(y1i│x1i,y2i=1) را به دست خواهد آورد. میانگین شرطی مذکور را می‌توان به شکل E(y1i│x1i ,y2i*>0) و یا E(y1i*│x1i ,x2i ́β2+ε2i>0) نیز نوشت. میانگین شرطی اخیر بر اساس معادله‌ی پیامد عبارت است از:
E(y1i*│x1i, x2i ́β2+ε2i>0)=x1i ́β1+E(ε1i│x2i ́β2+ε2i>0) (2)
اگرچه در مطالعات مربوطه برای برآورد مدل‌های انتخاب نمونه روش‌های گوناگونی معرفی شده است اما تخمین دومرحله‌ای هکمن که در این مطالعه مورداستفاده قرار گرفته است، همواره یکی از رایج‌ترین این شیوه‌ها بوده است. روش دومرحله‌ای هکمن بر تخمین ضرایب معادله انتخاب از طریق روش حداکثر راست‌نمایی در الگوی پروبیت و سپس برآورد ضرایب معادله پیامد از طریق روش حداقل مربعات معمولی در الگوی خطی استوار است. نرم‌افزار استاتا هر دو مرحله این روش را با یک دستور اجرا می‌کند. در خروجی این دستور سه متغیر rho، sigma و lambda مشاهده خواهند شد؛ ؛ lambda همان σ ̂12 بوده و sigma برابر با σ ̂2 است؛ از سوی دیگر rho ضریب همبستگی میان ε1i و ε2i را نشان می‌دهد د (هکمن، 1979).
در ادبیات سلامت، مدل‌های انتخاب نمونه به‌عنوان یکی از الگوهای مناسب بالقوه برای بررسی و برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی معرفی شده‌اند؛ زیرا خانوارها در صورتی وارد بازار خدمات سلامت می‌شوند که قیمت بازاری کالاهای بهداشتی و درمانی کمتر از قیمت بحرانی این کالاها از نظر خانوار –که از مسئله حداکثرسازی مطلوبیت خانوار به دست می‌آید- باشد. با فرض اینکه کمتر بودن قیمت بازاری از قیمت بحرانی کالاهای بهداشتی و درمانی به شکل تمایل مثبت به ورود به بازار خدمات سلامت معرفی شود مسئله برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم در قالب معادلات انتخاب و پیامد مدل انتخاب نمونه مطرح می‌شود:
معادله انتخاب
(3)
معادله پیامد
با توجه به ترکیب نمونه از نظر ورود خانوارها به بازار خدمات سلامت، می‌توان دریافت که مدل‌های انتخاب نمونه الگویی مناسب برای برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم هستند. به‌عبارت‌دیگر، درصد بالای خانوارهایی که وارد بازار خدمات سلامت نشده‌اند، سبب غیرتصادفی بودن نمونه مورداستفاده شده است.
نتایج برازش الگوی انتخاب نمونه با روش دومرحله‌ای هکمن به شرح جدول (4) است.
جدول (4) نتایج برازش مدل انتخاب نمونه (متغیر وابسته: میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی-ورود به بازار خدمات سلامت)
p ضریب معادله p ضریب متغیر وضیحی معادله
p<0/000 0/15 معادله انتخاب 0/297 11436/3 جنسیت معادله پیامد
0/043 0/03- 0/002 14060/7- تأهل
p<0/000 0/12 0/003 20895/9 بیمه
- - p<0/000 0/004 درآمد سرانه
099/ 0 0/03 p<0/000 24916/5 تحصیلات
p<0/000 2/90* 0/003 0/04 دخانیات
p<0/000 0/08 - - تعداد کودکان
p<0/000 0/02 - - تعداد جوانان
p<0/000 0/16 p<0/000 28222/2 تعداد سالمندان
- - 0/001 6034/9
p<0/000 0/12- p<0/000 23360/2-
p<0/000 0/25 0/003 33874/7 سطح توسعه
p<0/000 0/39- 0/016 184696/6- ضریب ثابت
0/005 214610/6 Mills lambda
p<0/000 135/05 Wald χ2
آماره والد گزارش شده در جدول (4) نشان می‌دهند که رگرسیون در حالت کلی معنادار است و بنابراین می‌توان گفت، متغیرهای اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی در نظر گرفته شده قادر به توضیح تغییرات هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور هستند.
بحث
در این قسمت پیش از تفسیر و تحلیل نتایج به‌دست‌آمده ابتدا اشاره‌ای به نحوه انتخاب بردار متغیرهای توضیحی مربوط به معادلات انتخاب و پیامد می‌شود. اگرچه قانون و قاعده خاصی برای انتخاب بردار متغیرهای توضیحی در الگوی انتخاب نمونه وجود ندارد و همان‌طور که در بخش قبل توضیح داده شد، بردار متغیرهای توضیحی هر دو متغیر وابسته الگوی انتخاب نمونه (احتمال ورود به بازار و میزان هزینه‌های انجام شده) می‌توانند یکسان باشند؛ اما در این مطالعه با پیروی از آریستا و همکارانش، درآمد سرانه به‌عنوان اصلی‌ترین متغیر اقتصادی تنها در بردار متغیرهای توضیحی معادله پیامد گنجانده شده است (آریستی و همکاران، 2008). بعد خانوار و ساختار سنی اعضا نیز با اندکی تغییر در معادله پیامد به صورت تعداد سالمندان و غیرسالمندان و در معادله انتخاب به صورت تعداد کودکان، جوانان و سالمندان شاخص‌سازی شده‌اند.
ارتقاء سطح سلامت افراد مستلزم این است که از طریق استفاده از کالاهای بهداشتی و درمانی روی سلامت افراد سرمایه‌گذاری شود. ازآنجاکه بهره‌مندی از کالاهای سلامت نیازمند تأمین مالی خرید آنان است، می‌توان گفت مخارج سلامت لازمه داشتن جامعه‌ای سالم است. بنابراین، شناخت تقاضای عوامل تأثیرگذار بر گسترش استفاده خانوارها از بازار خدمات سلامت و برنامه‌ریزی برای اجرای سیاست‌های بهینه، خصوصا برنامه‌های دولت، برای ارتقاء سلامت افراد جامعه امری ضروری است. در این راستا این پژوهش با هدف بررسی و مدلسازی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم برای ورود به بازار خدمات سلامت انجام پذیرفت که یافته‌های این پژوهش در راستای یافته‌های اسماعیلی و همکاران (2019)، وطن‌خواه نوغانی و همکاران (2018)، ساوجی‌پور (2017)، احمدی و همکاران (2014)، جیامانکو و جیتو (2019)، فوآ (2018) و براون و همکاران (2014) هستند.
نتایج برازش معادله انتخاب حاکی از آن است که جنسیت، بهره‌مندی از خدمات بیمه‌های درمانی، هزینه‌های دخانی، تعداد کودکان، جوانان و سالمندان، شهرنشینی و سطح توسعه‌یافتگی استان محل سکونت ازجمله مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور برای ورود به بازار خدمات سلامت هستند (ضرایب در هر سه سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد معنادار می‌باشند). وضعیت تأهل سرپرست (که در سطوح 5 درصد و 10 درصد معنادار است) و تحصیلات (که در سطح 10 درصد معنادار است) نیز ازجمله سایر عواملی هستند که می‌توانند تصمیم خانوارهای ساکن در مناطق محروم را در مورد ورود به بازار خدمات سلامت متأثر کنند.
همان‌طور که توضیح داده شد، در روش دومرحله‌ای هکمن معادله انتخاب با بهره‌گیری از الگوی پروبیت برآورد می‌شود، به همین دلیل ضرایب معادله انتخاب با اثرات نهایی تفاوت داشته و درنتیجه قابلیت تفسیر عددی ندارند. بنابراین تحلیل‌های مربوط به این معادله تنها محدود به بیان چگونگی ارتباط (مستقیم یا معکوس) میان متغیرهای توضیحی و احتمال ورود خانوارها به بازار خدمات سلامت می‌شوند.
در تشریح بیش‌تر نتایج معادله انتخاب باید گفت، افزایش نسبت زنان به تعداد کل اعضای خانواده به دلیل حساسیت بیش‌تر آنان به مسائل بهداشتی و زیبایی موجب می‌شود خانوار با احتمال بالاتری اقدام به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی کند. این نتیجه در مورد برخورداری اعضای جامعه از خدمات بیمه‌ای نیز صادق است؛ به این معنا که خانوارهایی که دارای پوشش بیمه‌های درمانی هستند، با توجه به پرداخت بخشی از هزینه‌ها توسط شرکت بیمه‌گر و کاهش قیمت واقعی پرداختی برای کالاهای بهداشتی و درمانی، با احتمال بالاتری به خرید کالاها و خدمات مذکور می‌پردازند؛ این یافته‌ها با نتایج کوکلر و همکاران (2018) و براون و همکاران (2014) همسو است.
احتمال ورود به بازار خدمات سلامت با حرکت وضعیت تأهل سرپرست خانوار از حالت هرگز ازدواج نکرده به سمت بدون همسر به علت طلاق، بدون همسر به علت فوت و دارای همسر افزایش می‌یابد. این امر می‌تواند به دلیل مسائلی مانند احتمال بالاتر وجود و یا تولد فرزند و نیز افزایش انگیزه زندگی در حالت‌های انتهایی (مخصوصا دارای همسر) باشد که با یافته‌های لیس‌بوا و همکاران (2013) همسو است.
با توجه به مضرات فراوان مصرف مواد دخانی و اثرات سوء این مواد بر سلامت انسان، استعمال دخانیات موجب بالا رفتن احتمال صرف مخارج توسط خانوار در حوزه سلامت می‌شود که با یافته‌های هوانگ و همکاران (2017) همسو است. افزایش تعداد نفرات خانوار در هر سه گروه کودکان، جوانان و سالمندان موجب بالاتر رفتن احتمال خرید از بازار خدمات سلامت می‌شود؛ به‌عبارت‌دیگر، با توجه به اینکه کالاهای بهداشتی و درمانی علاوه بر اقدامات درمانی مراقبت‌های پیشگیرانه را نیز دربرمی‌گیرند، می‌توان گفت افزایش بُعد خانوار همواره با افزایش احتمال ورود به بازار خدمات سلامت همراه است که این امر با یافته‌های مالیک و سید (2012) همخوان است.
همانند یافته‌های لیس‌بوا و همکاران (2013) و بالاراجان و همکاران (2011) در اینجا نیز وجود تحصیلات بالاتر در اعضای خانواده به دلیل سرمایه انسانی و نیز فرهنگ بهداشتی و درمانی بالاتر، خانوارهای مناطق محروم کشور را تشویق به هزینه‌کرد در بازار خدمات سلامت می‌کند؛ البته باید دقت کرد که معناداری اثر این متغیر در سطحی بسیار پایین و کاملا قابل‌اغماض است. سکونت در مناطق شهری و نیز در استانهای نسبتا محروم که از نظر شاخص‌های سلامت توسعه‌یافته‌تر هستند، سبب افزایش احتمال ورود خانوار به بازار خدمات سلامت می‌شود. زندگی در مناطق توسعه‌یافته‌تر آلودگی‌های صوتی و زیست‌محیطی، سوانح رانندگی و... بیش‌تر را به همراه آورده و این موارد به‌نوبه خود سبب بروز انواع بیماری‌های جسمی و روحی می‌شوند؛ شیوع بیش‌تر بیماری‌ها در کنار سهولت دسترسی به مراکز و امکانات بهداشتی و درمانی سبب می‌شود خانوارها با احتمال بیش‌تری به هزینه کرد در بازار مربوطه بپردازند.
نتایج برآورد معادله پیامد نشان می‌دهد که میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم به‌وسیله وضعیت تأهل سرپرست، بهره‌مندی از خدمات بیمه‌های درمانی، درآمد سرانه، تحصیلات، هزینه‌های دخانی، تعداد سالمندان و غیر سالمندان، شهرنشینی و توسعه‌یافتگی استان محل سکونت (در کلیه سطوح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد معنادار هستند) معین می‌شود. علاوه بر این مشخص شد، نسبت جنسیتی اعضای خانوار نمی‌تواند میزان هزینه‌هایی که آنان در حوزه سلامت هزینه می‌کنند را تحت‌تأثیر قرار دهد.
الگوی مرحله دوم مدل انتخاب نمونه دومرحله‌ای هکمن خطی است؛ لذا ضرایب مدل بیانگر اثرات نهایی متغیرها بوده و به همین دلیل می‌توان ضرایب به‌دست‌آمده را به صورت عددی تفسیر کرد. اثرگذاری وضعیت تأهل سرپرست خانوار بر میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی مشابه با اثرگذاری این متغیر بر ورود به بازار است، بدین معنا که کمترین هزینه‌های بهداشتی و درمانی مربوط به خانوارهایی است که سرپرست آنان هرگز ازدواج‌نکرده و بیش‌ترین هزینه‌های بهداشتی و درمانی در خانوارهایی انجام می‌شود که سرپرست آنان همراه با همسر خود زندگی می‌کند. هر مرحله تغییر وضعیت تأهل سرپرست خانوار از حالت هرگز ازدواج‌نکرده به سمت حالت‌های بدون همسر به علت طلاق، بدون همسر به علت فوت و دارای همسر موجب می‌شود خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور ماهانه 14060/7 ریال بیش‌تر در حوزه خدمات سلامت هزینه کنند. این نتیجه مطابق انتظارات قبلی بوده و دلیل آن مسائلی مانند وجود فرزندان بیش‌تر، تولد فرزندان جدید، اهمیت دادن به‌سلامت و طول عمر خود به علت تعهد برای تأمین نیازهای فرزندان و حمایت مادی و معنوی از فرزندان و همسر در حالت‌های انتهایی است.
برخورداری خانواده از پوشش بیمه‌های درمانی با میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار ارتباط مستقیم دارد، به‌گونه‌ای که در استانهای محروم و نسبتا محروم خانوارهای تحت‌پوشش خدمات بیمه‌ای نسبت به خانوارهای محروم از چتر بیمه 20895/9 ریال بیش‌تر از کالاهای بهداشتی و درمانی استفاده می‌کنند. این نتیجه با مبانی نظری انطباق داشته و با توجه به پدیده‌های انتخاب معکوس یا مخاطرات اخلاقی در بازار بیمه‌های درمانی و حتی قانون تقاضا (در صورت با کشش بودن تقاضای کالاهای بهداشتی و درمانی) توجیه‌پذیر است.
درآمد سرانه ماهانه نیز ازجمله عوامل مهم و مؤثر بر میزان هزینه‌کرد خانوار در بازار خدمات سلامت است. ضریب مثبت درآمد حاکی از آن است که گروه‌های بالای درآمدی (ثروتمندان) مبالغ بیش‌تری را به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. این نتیجه با انتظارات قبلی تطابق کامل دارد، چراکه گروه‌های پایین درآمدی به علت عدم وجود منابع مالی مکفی ممکن است کمتر از مقدار موردنیاز خودشان از کالاهای بهداشتی و درمانی استفاده کنند؛ درواقع برای این گروه‌های درآمدی تأمین خوراک، پوشاک، مسکن و ... از اولویت‌های بالاتری برخوردار بوده و درنتیجه با محدود شدن منابع باقی‌مانده مخارج کمتری در حوزه خدمات سلامت صرف می‌شود. در استانهای محروم و نسبتا محروم یک ریال افزایش درآمد سرانه ماهانه خانوار سبب افزایش 0/004 ریالی هزینه‌های بهداشتی و درمانی می‌شود.
ارتقاء یک رتبه‌ای بالاترین سطح تحصیلات در اعضای خانواده از دیپلم و پایین‌تر از آن به گروه‌های بالاتر مانند لیسانس، فوق‌لیسانس و دکتری و بالاتر از آن سبب افزایش 24916/5 ریالی هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور می‌شود. نتیجه به‌دست‌آمده مطابق با انتظارات قبلی است، چراکه افراد تحصیل‌کرده معمولا دارای مشاغلی با حقوق و دستمزد بالاتر هستند، لذا سلامت که پیش‌نیاز عرضه نیروی کار است برای افراد تحصیل‌کرده بازدهی بالاتری دارد؛ این بازدهی بالاتر به همراه مسائلی مانند بهبود فرهنگ بهداشتی و درمانی که در کنار کسب آموزش به وجود می‌آید، سبب می‌شود افراد تحصیل‌کرده برای مراقبت از سلامت خود و اعضای خانواده حاضر به پرداخت هزینه‌های بیش‌تری باشند.
نتایج حاصل از مدل نشان می‌دهد که مصرف دخانیات سبب تغییر مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار می‌شود؛ به‌طوری‌که افزایش هر ریال مصرف دخانیات، به دلیل ابتلای افراد به بیماری‌های پرهزینه‌تر، سبب 0/04 ریال افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار می‌شود.
افزایش تعداد اعضای خانواده چه از نوع سالمند و چه از نوع غیرسالمند موجب ازدیاد مخارج صرف‌شده توسط خانوار در حوزه خدمات سلامت می‌شود. این نتیجه مطابق مبانی نظری و به دلیل وجود کالاها و خدمات پیشگیرانه، معاینات و آزمایش‌های تشخیصی در کنار اقدامات درمانی به‌عنوان کالای بهداشتی و درمانی است. نکته قابل‌توجه در مورد این متغیرها این است که تفاوت در مقدار ضرایب (اثرات نهایی) تعداد سالمندان و غیرسالمندان حاکی از آن است که ساختار سنی اعضا در کنار بُعد خانوار روی مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار تأثیر می‌گذارد. افزایش هر نفر سالمند 28222/2 ریال به هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور می‌افزاید؛ درحالی‌که افزایش یک نفر غیرسالمند 6034/9 ریال افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی را برای خانوارهای مذکور به دنبال می‌آورد. بنابراین می‌توان گفت تغییر ساختار سنی اعضای خانواده به سمت سالمندی سبب می‌شود مخارج صرف شده توسط خانوار در حوزه خدمات سلامت به‌شدت افزایش پیدا کند. این امر بدان علت است که اغلب نیازهای بهداشتی و درمانی سالمندان با توجه به کاهش ذخیره سلامت و تنزل سیستم دفاعی بدن از نوع درمانی هستند، درحالی‌که کالاهای بهداشتی و درمانی موردنیاز غیرسالمندان بیش‌تر از نوع اقدامات احتیاطی و پیشگیرانه بوده و مداخلات درمانی نسبت به اقدامات احتیاطی و پیشگیرانه مخارج بالاتری را دربردارند.
سکونت در مناطق شهری که از نظر امکانات بهداشتی و درمانی در وضعیت بهتری به سر می‌برند، نیز ازجمله عوامل مؤثر در افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار است. این نوع ارتباط می‌تواند از یک سو به دلیل دسترسی آسان‌تر به امکانات بهداشتی و درمانی در مناطق شهری باشد و از سوی دیگر، به دلیل نیاز بالاتر ساکنان به کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی که از مواجهه ساکنان این مناطق با انواع آلودگی‌های زیست‌محیطی و نیز مقوله‌هایی مانند سوانح رانندگی ناشی می‌شود. سکونت در مناطق شهری سبب می‌شود خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور 33874/7 ریال بیش‌تر کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی خریداری کنند. درجه توسعه‌یافتگی استان محل سکونت از نظر شاخص‌های سلامت نیز اثری مشابه با شهرنشینی دارد، به این معنا که پیشرفت صنعتی و جمعیتی در استانهای نسبتا محروم (در مقایسه با استانهای محروم)؛ از طریق دسترسی آسان‌تر به امکانات بهداشتی و درمانی و نیز شیوع بالاتر بیماری‌های جسمی و روحی به دلیل وجود آلودگی‌ها و سوانح بیش‌تر، موجبات افزایش هزینه‌کرد در حوزه خدمات سلامت را فراهم می‌آورد. این اثر افزایشی به‌گونه‌ای است که خانوارهای ساکن در استانهای نسبتا محروم در مقایسه با خانوارهایی که در استانهای محروم زندگی می‌کنند، ماهانه 33874/7 ریال بیش‌تر به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند.
و در نهایت باید گفت، نتایج گزارش‌شده در جدول (4) نشان می‌دهد که اجزای اخلال در رگرسیون رابطه (3) (انتخاب ورود/ عدم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت و میزان هزینه‌های اختصاص‌یافته به خرید اقلام بهداشتی و درمانی) با یکدیگر همبسته بوده و مشکل انتخاب نمونه در رابطه با بررسی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت وجود دارد. بنابراین می‌توان گفت، عوامل غیرقابل‌مشاهده در انتخاب ورود به بازار خدمات سلامت میزان هزینه‌های صرف‌شده توسط خانوار در این حوزه را نیز تحت‌تأثیر قرار می‌دهد و ورود خانوارهای نمونه به بازار خدمات سلامت، در این استان‌ها تحت یک فرآیند تصادفی نبوده است. بدین ترتیب استفاده از الگوهای رایجی همچون رگرسیون خطی برای مطالعه هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار موجب به دست آمدن ضرایب تورش‌دار و ناسازگار شده و استفاده از مدل‌های انتخاب نمونه برای به دست آوردن برآوردهای قابل‌اعتماد ضروری است.
در نهایت باید گفت، با توجه به آماره والد به‌دست‌آمده رگرسیون در حالت کلی معنادار است و لذا متغیرهای اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی در نظر گرفته‌شده قادر به توضیح تغییرات هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم هستند.
لازم به ذکر است که در مسیر انجام مطالعه حاضر محققان با برخی مشکلات و محدودیت‌های اساسی روبه‌رو شده‌اند که مهم‌ترین آن‌ها عبارتند از: عدم وجود پایگاه داده اختصاصی برای مسائل حوزه خدمات سلامت؛ عدم دسترسی آسان و مناسب به اطلاعات جمع‌آوری‌شده از بودجه خانوار توسط مرکز آمار ایران؛ الزام به صرف زمان طولانی برای استخراج داده‌های موردنیاز از فایل حاوی اطلاعات خام و کمبود شدید منابع فارسی در ارتباط با الگوهای رگرسیونی درزمینه داده‌ها و مسائل بهداشتی و درمانی.
در پایان، با توجه به نتایج حاصل از مطالعه حاضر، توصیه می‌شود به‌منظور برخورداری آحاد افراد جامعه از کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی برای خانوارهای پرجمعیت و روستانشینان تمهیدات ویژه در نظر گرفته شود. علاوه بر این، طرح‌های بیمه‌ای با پوشش همگانی در صدر برنامه‌های یارانه‌ای مدیران بهداشتی و درمانی کشور قرار گیرد و به تبلیغات فرهنگی-بهداشتی در میان زنان و نیز خانوارهایی که سرپرستان آنان در کنار همسر خود زندگی می‌کند، توجه بیش‌تری اختصاص داده شود. در استانهای محروم امکانات بهداشتی و درمانی مناسب عرضه شود؛ همچنین به‌منظور استفاده مکفی خانوارهای مناطق محروم کشور از شرایط بهداشتی و درمانی، باید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی بیش‌تری در این مناطق علی‌الخصوص نواحی روستایی، عرضه شود؛ در مقاطع تحصیلی گوناگون فرهنگ‌سازی بهداشتی و درمانی موردتوجه قرار بگیرد و برنامه‌های بیمه‌ای بر پوشش همگانی افراد جامعه متمرکز شوند. علاوه بر این شایسته است برای خانوارهایی که در دهک‌های پایین درآمدی هستند، خانوارهایی که تعداد اعضای آنان بیش‌تر است و خانوارهایی که تعداد سالمندان بالایی دارند طرح‌های حمایتی تدوین شود.
ملاحظات اخلاقی
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان در تهیه مقاله مشارکت داشته‌اند.
منابع مالی
این مقاله مستخرج از پایان‌نامه دکتری نویسنده در دانشگاه آزاد اسلامی واحد ساوه است. کلیه مراحل انتشار با رعایت مقررات آن دانشگاه و تحت نظارت استاد راهنما بوده، اما حمایت مالی مستقیم برای انتشار این مقاله از هیچ نهاد یا سازمانی صورت نگرفته است.
تعارض منافع
این مقاله با سایر آثار منتشرشده از نویسندگان همپوشانی ندارد. استاد راهنمای پایان‌نامه دکتری نویسنده مسئول این مقاله است و دانشجو مقاله را تحت نظر وی نوشته است. اساتید مشاور به صورت مؤثر در تدوین مقاله مشارکت داشته‌اند.
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
در این مقاله همه حقوق مرتبط با اخلاق پژوهش رعایت شده است.
فراهم‌کردن زمینه‌های لازم برای دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی یکی از اصلی‌ترین اهداف سیاست‌گذاران، متفکران و مدیران تمامی دولت‌ها علی‌الخصوص در کشورهای درحال‌توسعه مانند ایران است. در این راستا ابتدا باید ابزار و عوامل موردنیاز برای رشد و توسعه اقتصادی شناخته شده و سپس با ارتقاء و بهبود وضعیت این عوامل شرایط را برای تسریع روند رشد و توسعه آماده کرد. در ادبیات رشد اقتصادی سرمایه فیزیکی، سرمایه انسانی و تکنولوژی به‌عنوان مهم‌ترین عوامل رشد معرفی‌شده‌اند.
اگرچه بهتر بودن زندگی و یا داشتن رفاه را می‌توان به طرق مختلف معنا کرد، اما آنچه واضح است داشتن سلامت و طول عمر انسان‌ها برای استفاده از فواید توسعه اقتصادی و نیز ایجاد انگیزه برای حرکت در مسیر پیشرفت امری ضروری است (لانگلوییس و همکاران، 2012). به‌عنوان‌مثال، زمانی نیروی کار با تمام توان به ایفای نقش در فرآیند تولید می‌پردازد که انتظار داشته باشد پس از بازنشستگی سال‌های چندی با سلامت به زندگی ادامه خواهد داد و فرصت و سلامت لازم برای استفاده از مزایای این سخت‌کوشی را خواهد داشت (مکلین و همکاران، 2015).
بهبود بخشیدن به وضع تندرستی و تدارک دیدن خدمات بهداشتی و درمانی یکی از جنبه‌های اساسی توسعه اجتماعی-اقتصادی را تشکیل می‌دهد، زیرا تندرستی کامل و سلامتی یک جنبه اساسی کیفیت زندگی است. برای اینکه بتوان خدمات بهداشتی و درمانی را به شکلی شایسته برای مردم فراهم کرد باید شناخت دقیقی از تقاضای کالاهای بهداشتی و درمانی به دست آورد؛ به‌عبارت‌دیگر تعیین نسبتا دقیق مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی که هر خانوار نوعی انجام می‌دهد لازمه ارائه مناسب خدمات بهداشتی و درمانی به افراد جامعه است.
اولین نکته‌ای که هنگام مطالعه بازارهای خدمات سلامت باید موردتوجه قرار بگیرد این است که تقاضا در این بازار اندکی متفاوت از تقاضا در سایر بازارها است؛ بدین معنا که تقاضا برای کالاها و خدمات سلامت برای خود این کالاها انجام نمی‌شود، بلکه از تقاضا برای سلامت مشتق می‌شود. به‌عبارت‌دیگر پژوهشگران مرزی میان تقاضا برای کالاها و خدمات سلامت و تقاضا برای سلامت قائل بوده و معتقدند مورد اول از تقاضای ثانوی مشتق می‌شود. لازمه ورود به بازار خدمات سلامت انجام هزینه برای درخواست کالا و خدمات است؛ ازاین‌رو در نظر گرفتن هزینه‌های بهداشتی و درمانی به‌عنوان متغیر وابسته برای ورود به بازار خدمات سلامت صحیح است؛ این رویه در مطالعات پیشین نیز مورداستفاده قرار گرفته است.
تعیین صحیح مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها مستلزم انتخاب و به‌کارگیری الگوی رگرسیونی مناسب است؛ این انتخاب به نوبه خود بستگی به ویژگی‌های مربوط به متغیرهای وابسته موجود در مطالعات دارد. با توجه به مطالعه استاکلر و همکارانش استفاده از الگوی خطی برای برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی در چنین شرایطی منجر به تخمین‌هایی تورش‌دار و ناکارآمد از ضرایب مربوط به اثرات متغیرهای توضیحی می‌شود (استاکلر و همکاران، 2010)؛ بنابراین به جهت برآورد صحیح هزینه‌های بهداشتی و درمانی باید به دنبال مدل‌های جایگزین برای مدل رگرسیون خطی بود. مدل‌های انتخاب نمونه، نمونه‌ای از مدل‌های مناسب معرفی‌شده برای تخمین هزینه‌های بهداشتی و درمانی هستند؛ در این مطالعه سعی می‌شود با استفاده از این مدل‌های رگرسیونی مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ساکن در استانهای محروم (سیستان و بلوچستان، هرمزگان، کرمان، کردستان، آذربایجان غربی و اردبیل) و نسبتا محروم (بوشهر، آذربایجان شرقی، کرمانشاه، خوزستان، لرستان، خراسان شمالی، زنجان، قزوین و همدان) ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت شناسایی شده و راهکارهای سیاستی برای برنامه‌ریزی بهینه در حوزه خدمات سلامت مناطق محروم به مدیران منابع انسانی پیشنهاد شود.
پیشینه تجربی
در این قسمت پیشینه مطالعاتی درزمینه موضوع تحقیق موردبررسی قرار می‌گیرد. ساوجی‌پور و همکاران (2017) مدلسازی هزینه‌های خدمات سلامت خانوار در دو بعد نظری و تجربی را موردبررسی قرار دادند و دریافتند که افزایش پرداخت انتقالی سرپرست به فرزند، کاهش حداقل کالای سلامت موردنیاز و افزایش شکاف دستمزدی کارگران موجب می‌شود افراد در دامنه قیمتی وسیع‌تری در بازار سلامت حضور داشته و تقاضای غیرصفر از اقلام مربوطه کنند.
احمدی و همکاران (2014) عوامل اثرگذار روی پرداخت مستقیم خانوارها را با استفاده از داده‌های هزینه و درآمد خانوار طی سال‌های 1389- 1384 بررسی کرده‌اند. نتایج این پژوهش نشان داد که شاغل بودن و تحصیلات بالاتر سرپرست خانوار، سکونت در مناطق شهری و گذر زمان (به سال‌های بعد از 1384) سبب کاهش احتمال استفاده از کالاهای سلامت می‌شود؛ اما وجود فرد سالمند (بالای 60 سال) در خانواده، افزایش تعداد اعضای خانوار، متأهل و زن بودن سرپرست خانوار، برخورداری از پوشش بیمه و سطوح بالاتر درآمد احتمال مثبت بودن مخارج مستقیم سلامت خانوار را افزایش می‌دهد.
پناهی و همکاران (2014) به بررسی پرداخت از جیب برای مراقبت‌های درمانی و عوامل مؤثر بر آن با استفاده از داده‌های بیماران بستری در بیمارستان‌های تبریز در سال 1391 پرداختند و دریافتند که نوع بیمارستان، دارا بودن بیماری زمینه‌ای، بومی بودن و نوع پذیرش عوامل تعیین‌کننده وجود مخارج پرداخت از جیب هستند.
عبادی‌فردآذر و همکاران (2013) به انجام مطالعه‌ای در خصوص برآورد تقاضای دارو برای خانوارهای شهری و روستایی در ایران پرداخته‌اند. نتایج بررسی آن‌ها نشان داد کشش قیمتی و درآمدی تقاضای دارو هم در خانوارهای شهری و هم در خانوارهای روستایی مابین صفر و یک است، البته مقدار کشش‌های مذکور در میان روستاییان بیش از شهرنشینان است. همچنین راهبر و همکارانش (2013) در مطالعه‌ای برآورد تابع تقاضای دارو در جامعه شهری ایران را موردتوجه قرار دادند. نتایج به‌دست‌آمده حاکی از آن است که دارو از نظر خانوارهای شهری ایران کالایی ضروری و جانشین ویزیت پزشک است.
جیامانکو و جیتو (2019) به بررسی تأثیر جوانب زیرساختی هزینه‌های خدمات سلامت بر توسعه کشورهای اروپایی پرداخته‌اند. نتایج آن‌ها با این ایده مطابقت دارد که سلامت جزء زیرساخت‌های انسانی است و تحت‌تأثیر سیاست‌های عمومی و دولت‌ها قرار دارد؛ همچنین هر دوی زیرساخت انسانی (منابع بهداشتی) و زیرساخت‌های حکمرانی (مؤسسات و سیستم‌های بهداشتی) یکی از ویژگی‌های کلیدی در توسعه کشورها هستند.
فوآ (2018) به بررسی مسائل حاکمیتی در تأمین مالی هزینه‌های خدمات سلامت پرداخته است. وی نتیجه گرفت که عوامل بیرونی و همچنین عملکرد نامطلوب توسط ارائه‌دهندگان مراقبت‌های بهداشتی منجر به صرف هزینه‌های اضافی برای دریافت‌کنندگان این خدمات می‌شود ازاین‌رو لزوم دخالت دولت در تأمین مالی مخارج سلامت انکارناپذیر است.
براون و همکاران (2014) عوامل مؤثر بر متحمل شدن هزینه‌های خدمات سلامت کمرشکن را با استفاده از داده‌های خانوارهای ترکیه بررسی کرده‌اند. آن‌ها دریافتند که خانوارهای فقیر، بدون پوشش بیمه درمانی (خصوصی و عمومی) و دارای کودکان دبستانی (6 تا 14 ساله) بیش‌تر که توسط افرادی با تحصیلات متوسطه سرپرستی می‌شوند، با احتمال کمتری کالاهای سلامت را مطالبه می‌کنند. از سوی دیگر، وجود عضو معلول یا بیمار در خانواده، شاغل بودن سرپرست خانوار (دارای کارفرما یا خویش‌فرما)، بیش‌تر بودن تعداد اعضای خانواده، شهرنشینی و داشتن تعداد بیش‌تری از کودکان زیر پنج سال و سالمندان بالای 65 سال سبب می‌شوند خانواده با احتمال بالاتری اقدام به خرید از بازار سلامت کند.
لیس‌بوا و همکاران (2013) به جای در نظر گرفتن تمام مراقبت‌های سلامت روی خدمات دندانپزشکی متمرکز شده و تأثیر متغیرهای اقتصادی-اجتماعی و خانوادگی روی نیاز به درمان‌های دندانپزشکی را موردبررسی قرار داده‌اند. آن‌ها با استفاده از نرم‌افزار و رگرسیون لجستیک چندمتغیره به این نتیجه رسیدند که برخی نابرابری‌های اجتماعی در سلامت دهان و دندان کودکان دبستانی حتی میان جمعیتی که وضعیت اقتصادی-اجتماعی ضعیفی دارند وجود دارد و کودکان متعلق به خانوارهایی که درآمد ماهانه آنان بیش‌تر از حداقل دستمزد یک فرد برزیلی است، تعداد اعضای آنان کمتر از 4 نفر است، مالک محل سکونت خود هستند و پدر و مادر (هر دو ولی) در کنار فرزندان زندگی می‌کنند، احتمال کمتری برای نیاز به درمان‌های دندانپزشکی دارند.
مالک و سید (2012) به بررسی عوامل اقتصادی و اجتماعی اثرگذار روی پرداخت از جیب خانوارهای پاکستانی در حوزه خدمات سلامت پرداختند. نتایج مطالعه آن‌ها نشان می‌دهد که مخارج غیرغذایی اصلی‌ترین عامل توضیح‌دهنده لگاریتم پرداخت‌های است. علاوه بر مخارج غیرغذایی، باسواد بودن سرپرست خانوار و همسر وی، شهرنشینی، غیرایمن بودن منبع آبی در دسترس، استفاده از سرویس‌های بهداشتی نامناسب، وجود حداقل یک خردسال و سالمند در خانواده و داشتن فاصله مکانی (بیش‌تر از سی دقیقه) از مراکز سلامت ازجمله عواملی هستند که پرداخت‌های را به صورت مستقیم تحت‌تأثیر قرار می‌دهند. از سوی دیگر، اشتغال سرپرست خانوار به مشاغل کارمندی و اداره خانوار توسط مردان رابطه معکوسی با مقدار پرداخت‌های دارند. مالک و سید در نهایت خاطرنشان می‌سازند که مدل رگرسیون خطی به کار گرفته شده (با روش حداقل مربعات معمولی) نتایجی مشابه با رگرسیون دوبخشی و رگرسیون خطی تعمیم‌یافته ارائه می‌کند.
قابل‌ذکر است که حوزه سلامت ازجمله مقوله‌هایی است که در اغلب کشورها با دخالت دولت‌ها مدیریت می‌شود؛ به این معنا که نمی‌توان سلامت افراد را به نیروهای بازار واگذار کرد، به‌خصوص سلامت افراد و خانوارهای آسیب‌پذیر. حال برای آنکه مدیران دولت‌ها بتوانند برنامه‌ریزی دقیقی برای صرف مخارج در حوزه خدمات سلامت انجام دهند و با ارتقاء سطح سلامت افراد بازدهی بالایی از مخارج انجام‌شده به دست آورند لازم است تعیین‌کننده‌های اصلی مخارج سلامت خانوارها که به‌نوعی نشان‌دهنده تقاضا و نیاز افراد به بازار خدمات سلامت است، شناسایی شوند. با توجه به آنکه در تحقیقات مدیریت منابع انسانی کشور مطالعات جامعی در این خصوص وجود ندارد، این مطالعه سعی می‌کند با تمرکز بر خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور، عوامل مؤثر بر ورود این خانوارها به بازار خدمات سلامت را شناسایی کرده و مدیران را در خصوص نحوه حمایت و سیاست‌گذاری در حوزه سلامت این خانوارها راهنمایی کند.
روش
این مطالعه، پژوهشی تبیینی است که بررسی روابط علی میان متغیرهای توضیحی (اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی) و هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار را در دستور کار دارد. علاوه بر این، مطالعه حاضر را بر اساس هدف کاربردی است. در مورد روش انجام تحقیق نیز باید گفت، مطالعه حاضر با استفاده از داده‌های طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی مرکز آمار ایران در سال 1395 سعی می‌کند مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت را با به‌کارگیری الگوی رگرسیونی مناسب بررسی کند. از میان انواع مختلف مدل‌های رگرسیونی نیز به دلیل غیرنرمال بودن داده‌ها و غیرتصادفی بودن نمونه مدل‌های انتخاب نمونه به کار گرفته شده‌اند. نرم‌افزارهای مختلفی برای برآورد مدل‌های انتخاب نمونه وجود دارند؛ لیمدپ، ساس و استاتا از مهم‌ترین این نرم‌افزارها به شمار می‌آیند. در مطالعه حاضر به دلیل ویژگی‌های مناسب و رواج بیش‌تر نرم‌افزار استاتا (خصوصا در ایران) از نسخه 11 این نرم‌افزار برای بررسی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت استفاده شده است.
پژوهش حاضر به دنبال آزمون فرضیه‌های زیر است:
عوامل اقتصادی (درآمد و بیمه) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
عوامل اجتماعی (تحصیلات، وضعیت تأهل، استعمال دخانیات، سطح توسعه و شهرنشینی) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
عوامل جمعیت شناختی (بعد خانوار، جنسیت، ساختار سنی) بر تصمیم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت، در مناطق محروم کشور تأثیرگذار است.
جامعه آماری تحقیق با یک یا چند صفت مشترک شناسایی می‌شود؛ این صفت مشترک در مطالعه حاضر ایرانی بودن خانوار و سکونت آنان در مناطق محروم است. بنابراین، جامعه آماری این تحقیق خانوارهای ایرانی ساکن در مناطق محروم است. نمونه مورداستفاده در این تحقیق تعدادی از خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور هستند که اطلاعات هزینه و درآمد آنان توسط مرکز آمار ایران جمع‌آوری شده است. به‌منظور شناسایی استانهای محروم و نسبتا محروم کشور از روش کاظمی و همکاران (2015) استفاده شد که طی آن استانهای سیستان و بلوچستان، هرمزگان، کرمان، کردستان، آذربایجان غربی و اردبیل به‌عنوان استانهای محروم و بوشهر، آذربایجان شرقی، کرمانشاه، خوزستان، لرستان، خراسان شمالی، زنجان، قزوین و همدان به‌عنوان استانهای نسبتا محروم شناسایی شدند. در تدوین مطالعه حاضر از اطلاعات بودجه خانوار سال 1395 مرکز آمار ایران بهره‌گیری شده است و داده‌های مربوط به 6940 خانوار ساکن در استانهای محروم و 15324 خانوار ساکن در استانهای نسبتا محروم کشور مورداستفاده قرارگرفته‌اند. شایان‌ذکر است از کل خانوارهای نمونه 10498 خانوار در مناطق روستایی و 11766 خانوار در مناطق شهری زندگی می‌کنند. برای جمع‌آوری ادبیات موضوع و داده‌های آماری از روش اسنادی/کتابخانه‌ای استفاده شده است. در جدول (1) متغیرها معرفی و مراجع آن‌ها مشخص شده است.
جدول (1) متغیرهای پژوهش
عوامل ردیف نام متغیر منبع
متغیر وابسته 1 مخارج سلامت جیامانکو و جیتو، 2019
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران1، 2009
اقتصادی 2 درآمد کوکلر و همکاران2، 2018
لیس‌بوا و همکاران، 2013
بالاراجان و همکاران3، 2011
3 بیمه کوکلر و همکاران4، 2018
براون و همکاران، 2014
اجتماعی 4 تحصیلات لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
5 وضعیت تأهل لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
6 استعمال دخانیات هوانگ و همکاران، 2017
بالاراجان و همکاران، 2011
7 سطح توسعه و شهرنشینی براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
جمعیت‌شناختی 8 بُعد خانوار* براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
بالاراجان و همکاران، 2011
9 جنسیت لیس‌بوا و همکاران، 2013
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران، 2009
10 ساختار سنی* براون و همکاران، 2014
مالک و سید، 2012
ماتساگانیس و همکاران، 2009
* شاخص‌های مربوط به بعد خانوار و ساختار سنی مشترک بوده و در اینجا به صورت «تعداد کودکان»، «تعداد جوانان»، «تعداد سالمندان» و «تعداد غیرسالمندان» در مدل لحاظ می‌شوند.
در ادامه به‌منظور آشنایی بهتر با متغیرهای تحقیق، متغیرهای مذکور تعریف شده و سپس در قسمت آمار توصیفی به صورت تک‌متغیره تشریح می‌شوند.
مخارج سلامت: مخارج سلامت با توجه به پرسشنامه مرکز آمار ایران در سال 1395 برای طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی، شامل کلیه مخارج (ریال) ماهانه صرف شده توسط خانوار در حوزه بهداشت، درمان و سلامت محاسبه شده است.
درآمد سرانه: درآمد خانوار عبارت است از مجموع (متوسط) ماهانه تعدادی درآمدهای دستمزدی و غیردستمزدی که با توجه به پرسشنامه مرکز آمار ایران در سال 95 برای طرح آمارگیری هزینه و درآمد خانوارهای شهری و روستایی استخراج شده است.
وضعیت بیمه‌ای خانوار: وضعیت بیمه‌ای خانواده متغیری دوتایی و اسمی کیفی بوده و به شکل برابر صفر درصورتی‌که خانوار تحت پوشش بیمه درمانی قرار نداشته باشد و برابر یک درصورتی‌که خانوار دارای بیمه درمانی باشد تعریف شده است.
تحصیلات: تحصیلات متغیری سه مقداری و کیفی اسمی است که به‌عنوان نماینده‌ای از سرمایه انسانی در بردار متغیرهای توضیحی گنجانده شده است.
وضعیت تأهل سرپرست خانوار: وضعیت تأهل سرپرست خانوار متغیری چهار مقداری و کیفی اسمی است.
استعمال دخانیات: استعمال دخانیات متغیری اسمیِ کیفی و دو مقداری است که به صورت یک اگر میزان مخارج انجام شده برای خرید انواع مواد دخانی در ماه (گذشته) مثبت بوده است و صفر اگر هیچ هزینه‌ای در ماه (گذشته) برای خرید دخانیات توسط خانوار صرف نشده است، تعریف می‌شود.
شهرنشینی: محل سکونت (شهرنشینی) متغیری موهومی و دو مقداری است که در آن یک بیانگر سکونت در مناطق شهری و 2 بیانگر سکونت در نواحی روستایی است.
سطح توسعه: متغیری موهومی و دو مقداری است که نشان‌دهنده سکونت در مناطق محروم و یا نسبتا محروم دارد.
نسبت جنسیتی خانوار: نسبت جنسیتی نشان می‌دهد که چه نسبتی از اعضای خانواده به لحاظ جنسیتی زن هستند و به شکل تعداد زنان خانواده تقسیم بر کل اعضای آن محاسبه شده است.
تعداد کودکان، جوانان، سالمندان و غیر سالمندان: تعداد کودکان تعداد اعضای خانوار با سن کمتر از 7 سال یا مساوی آن را نشان می‌دهد؛ تعداد جوانان متغیری کمیِ گسسته بوده و بیانگر تعداد اعضای خانوار که در محدوده سنی 7 تا 50 سال قرار دارند، است؛ تعداد سالمندان تعداد اعضای خانوار با سن مساوی یا بیش‌تر از 50 سال را نشان می‌دهد؛ و تعداد غیرسالمندان نشانگر تعداد افرادی در خانواده است که سن آنان کمتر از 50 سال است.
یافته‌ها
آمار توصیفی
مطالعه حاضر با نظر به ماهیت مسئله و داده‌های آن در زمره تحقیقات کمی دسته‌بندی می‌شود. اگرچه در این پژوهش تا اندازه‌ای آمار توصیفی مورداستفاده قرار می‌گیرد اما روش اصلی تجزیه‌وتحلیل داده‌ها، آمار استنباطی از نوع پارامتریک بوده و بررسی اثرات عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت با بهره‌گیری از رگرسیون صورت پذیرفته است. در ادامه توصیف آماری متغیرهای پژوهش به صورت جدول (2) و (3) آورده شده است.
جدول (2) توصیف آماری متغیرهای کمی (پیوسته و گسسته)
هزینه‌های دخانی تعداد سالمندان تعداد غیرسالمندان تعداد جوانان تعداد کودکان درآمد سرانه نسبت جنسیتی هزینه‌های بهداشتی و درمانی شاخص
5/18*106 4 15 13 7 6/96*107 1 8/04*106 Max
0 0 0 0 0 7/94-*106 0 0 Min
5/18*106 4 15 13 7 77/54*106 1 8/04*106 R
47697/06 0/78 3/20 2/74 0/45 2093969 0/51 38912/36 M
0 1 3 3 0 1683417 0/5 9800 Md
2/69*1010 0/71 3/96 3/09 0/51 3/41*1012 0/04 1/45*1010 v
22264 22264 22264 22264 22264 22264 22264 22264 n
9/90 0/50 0/23 0/43 1/58 7/77 0/38 21/49 Skew
174/31 1/78 3/12 3/25 5/42 164/04 3/26 1040/14 Kurt
جدول (3) توصیف آماری متغیرهای کیفی (اسمی و ترتیبی)
Md Mo n متغیر
- 1 22264 وضعیت تأهل سرپرست
ازدواج‌نکرده فوت‌شده طلاق گرفته متأهل
1/22 0/74 11/84 86/20
- 1 22264 وضعیت بیمه درمانی
عدم پوشش تحت پوشش بیمه‌های درمانی
80/39 19/61
- 2 22264 شهرنشینی
مناطق شهری مناطق روستایی
52/85 47/15
1 1 22264 تحصیلات
بالاتر از فوق‌لیسانس لیسانس و فوق‌لیسانس پایین‌تر از دیپلم
0/18 24/61 75/21
2 2 22264 سطح توسعه
نسبتاً محروم محروم
68/83 36/17
جدول (2) نشان می‌دهد که هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم در دامنه‌ای 8040000 ریالی تغییر می‌کند؛ به‌گونه‌ای که برخی خانوارها هیچ هزینه‌ای در حوزه خدمات سلامت ندارند و بیش‌ترین مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارها 8040000 ریال است. خانوارهای نمونه به طور میانگین 38912 ریال را به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. حداقل نیمی از خانوارهای نمونه هزینه‌های بهداشتی و درمانی برابر یا کمتر از 9800 ریال دارند. علاوه بر این، با توجه به ضریب چولگی 21/49 و ضریب کشیدگی 1040/14 به وضوح می‌توان دریافت که توزیع هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور تفاوت فراوانی با توزیع نرمال دارد و درنتیجه الگوهای رایجی مانند مدل خطی برای بررسی عوامل مؤثر بر این متغیر نامناسب هستند.
جدول (2) حاکی از آن است که نسبت جنسیتی در دامنه حداقل صفر و حداکثر یک تغییر می‌کند؛ به‌عبارت‌دیگر، در برخی خانوارها تمامی اعضا مرد هستند و در برخی دیگر کلیه اعضای خانوار را زنان تشکیل می‌دهند. در حالت کلی می‌توان گفت، حدود نیمی از اعضای خانوارهای نمونه به لحاظ جنسیتی مؤنث هستند و در بیش‌تر از 50 درصد خانوارها حداقل نیمی از اعضای خانوار زنان هستند. ضمنا، ضرایب چولگی و کشیدگی نشان می‌دهد که توزیع داده‌های این متغیر، به میزان اندکی چوله به راست و کشیده (تر از حد نرمال) هستند.
با توجه به اطلاعات جدول (2) می‌توان گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای هفت فرزند هفت ساله و کوچک‌تر از آن هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا برابر و یا کمتر از هفت سال نیست. به صورت میانگین تعداد کودکان موجود در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کمتر از یک نفر بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه هیچ کودکی وجود ندارد. علاوه بر این، توزیع تعداد کودکان خانوارهای نمونه چوله به راست و قله‌ای است. در مورد تعداد جوانان نیز باید گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 13 عضو در محدوده سنی 7 تا 50 سال هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا در این محدوده نیست. به صورت میانگین تعداد جوانان موجود در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم بیش از دو نفر (و کمتر از 3 نفر) بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه حداقل سه عضو جوان وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد جوانان خانوارهای نمونه از نظر چولگی و کشیدگی تفاوت اندکی با توزیع نرمال دارد.
علاوه بر این، با نظر به جدول (2) می‌توان گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 15 عضو کمتر از 50 سال هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا کمتر از 50 سال نیست. به صورت میانگین حدود سه نفر (3/20 نفر) از اعضای خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور غیرسالمند بوده و حداقل در نیمی از خانوارهای نمونه 3 عضو با سن کمتر از 50 سال وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد غیرسالمندان خانوارهای نمونه تفاوت فراوانی با توزیع نرمال ندارد. در مورد تعداد سالمندان نیز باید گفت، برخی از خانوارهای نمونه دارای 4 عضو سالمند هستند، درحالی‌که در برخی دیگر از خانوارها سن هیچ یک از اعضا 50 سال و بیش‌تر از آن نیست. به صورت میانگین در خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کمتر از یک نفر سالمند وجود دارد و در بیش از 50 درصد خانوارهای نمونه حداقل یک عضو با سن برابر یا بیش‌تر از 50 سال وجود دارد. علاوه بر این، توزیع تعداد سالمندان خانوارهای نمونه به میزان تقریبا چوله به راست بوده و به صورت قابل‌ملاحظه‌ای کشیده‌تر از توزیع نرمال است.
همچنین با توجه به جدول (2) می‌توان گفت، در برخی از خانوارهای نمونه دخانیات مصرف نمی‌شود، به‌طوری‌که خانوار هیچ هزینه‌ای را برای خرید مواد دخانی صرف نکرده است؛ در مقابل یکی از خانوارهای نمونه 5180000 ریال را به خرید انواع مواد دخانی ماهانه خود اختصاص داده است. علاوه بر این خانوارهای استانهای محروم و نسبتا محروم کشور به‌طور متوسط ماهانه 47697 ریال را مواد دخانی استفاده می‌کنند. ضمنا حداقل در نیمی از خانوارهای مناطق محروم هیچ هزینه‌ای درزمینه استعمال دخانیات صرف نمی‌شود. ضریب چولگی 9/90 و ضریب کشیدگی 174/31 حاکی از آن است که توزیع هزینه‌های دخانی تفاوت فاحشی با توزیع نرمال داشته و به‌شدت چوله به راست و کشیده است.
جدول (3) نشان می‌دهد، 86/20 درصد از خانوارهای نمونه توسط افرادی که با همسر خود زندگی می‌کنند اداره می‌شوند، 11/84 درصد از سرپرست‌های خانوار همسران خود را به علت طلاق ازدست‌داده‌اند، 0/74 درصد از خانوارها توسط افرادی که از همسران خود جداشده‌اند سرپرستی می‌شوند و 1/22 درصد از سرپرستان خانوار هرگز ازدواج نکرده‌اند. بدین ترتیب، می‌توان گفت در اکثر خانوارهای نمونه دو والد حضور دارند و خانوارهای دارای سرپرستِ بدون همسر به علت طلاق کمترین فراوانی را در نمونه مورداستفاده دارند.
علاوه بر این، جدول (3) حاکی از آن است که اکثر خانوارهای نمونه تحت‌پوشش بیمه‌های درمانی قرار دارند، به‌طوری‌که 80/39 درصد از خانوارهای نمونه دارای بیمه درمانی هستند، درحالی‌که 19/61 درصد از آنان از خدمات بیمه‌های درمانی بی‌بهره هستند.
همچنین با توجه به جدول (3) می‌توان گفت در 75/21 درصد از خانوارهای نمونه هیچ عضوی با تحصیلات بالاتر از دیپلم وجود ندارد؛ در 24/61 درصد از خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم حداقل یکی از اعضا موفق به گذراندن دوره لیسانس یا فوق‌لیسانس شده است. در 0/18 درصد از خانوارهای مناطق محروم کشور عضوی با مدرک بالاتر از فوق‌لیسانس دارد. همان‌طور که از توضیحات بالا نیز مشخص است، مدارک کمتر از دیپلم بیش‌ترین فراوانی در بالاترین تحصیلات موجود میان اعضای خانوارهای نمونه را به خود اختصاص داده است، به‌گونه‌ای که در بیش از نیمی از خانوارهای نمونه حداکثر تحصیلات موجود در میان اعضای خانوار دیپلم است.
همچنین جدول (3) نشان می‌دهد که 47/15 درصد از خانوارهای ساکن در مناطق محروم کشور در نقاط روستایی زندگی می‌کنند و 52/85 درصد از خانوارهای مذکور نقاط شهری را به‌عنوان محل سکونت خود انتخاب کرده‌اند؛ لذا می‌توان گفت شهرنشینی در بیش از نیمی از نمونه رواج دارد. نکته پایانی در خصوص جدول 3-2 این است که اکثر خانوارهای نمونه در استانهای نسبتا محروم زندگی می‌کنند، به‌گونه‌ای که 68/83 درصد از نمونه متشکل از خانوارهای استانهای نسبتا محروم بوده و 31/17 درصد از آن متشکل از خانوارهای استانهای محروم است. بنابراین باید گفت درجه توسعه‌یافتگی در بیش از نیمی از خانوارهای نمونه نسبتا محروم است.
آمار استنباطی (تخمین الگوی پژوهش)
همان‌طور که در ادبیات مربوطه آمده است یکی از پیش‌شرط‌های لازم برای به دست آوردن تخمین‌های بدون تورش، با استفاده از الگوی خطی رایج، مستقل بودن توزیع متغیر وابسته است. استقلال مذکور به‌نوبه خود مستلزم تصادفی‌بودن نمونه است، اما گاهی اوقات ممکن است نمونه آماری مورداستفاده در تحقیق بنا بر دلایلی غیرتصادفی باشد. یکی از دلایل غیرتصادفی بودن نمونه وجود مشکل قطع‌شدگی تصادفی است (گرین، 2003). قطع‌شدگی تصادفی به نمونه‌ای اشاره دارد که حضور افراد در نمونه منوط به تحقق یک شرط خاص بوده و متغیر وابسته تنها برای افرادی مشاهده می‌شود که شرط خاص مزبور برای آنان تأمین شده باشد. بنابراین می‌توان گفت در صورت وجود قطع‌شدگی تصادفی، نمونه به طور تصادفی انتخاب نشده است.
برای کشف و تصحیح آماری تورش انتخاب نمونه، باید از مدل‌های انتخاب نمونه بهره‌گیری کرد. به‌عبارت‌دیگر مدل‌های انتخاب نمونه به دلیل تجهیز پژوهشگران به روش‌های کشف و تصحیح تورش انتخاب نمونه می‌توانند کمک بیش‌تری به مطالعات مدیریتی، اقتصادی و اجتماعی بکنند. مدل‌های انتخاب نمونه شامل دو معادله، انتخاب (ورود به بازار خدمات سلامت) و پیامد (تخصیص هزینه‌های بهداشتی و درمانی) هستند. متغیر وابسته در معادله انتخاب متغیری دوتایی است اما در معادله پیامد متغیر وابسته متغیری پیوسته است (موریسی و همکاران، 2016). قابل‌ذکر است که در این پژوهش، محقق درصدد یافتن عوامل مؤثر بر تخصیص هزینه‌های بهداشتی و درمانی (y1i) است. در مدل‌های انتخاب نمونه یک متغیر غیرقابل مشاهده (y2i*) به ساختار مفهومی الگو افزوده می‌شود؛ به‌طوری‌که اگر y2i*>0 باشد y1i قابل‌مشاهده می‌شود ولی اگر y2i*≤0 باشد هیچ اطلاعی از مقدار y1i در اختیار پژوهشگر نخواهد بود. این متغیر غیرقابل مشاهده در ارتباط با تخمین هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار و تمایل آن‌ها به حضور در بازار خدمات سلامت است. در چارچوب روابط ریاضی، معادلات انتخاب و پیامد را می‌توان به شکل زیر نمایش داد (ساوجی‌پور، 2017):
(1) معادله انتخاب
معادله پیامد y1i*=x1i ́β1+ε1i
که در آن y2i وضعیت خانوار، y2i* تمایل خانوار به حضور در بازار خدمات سلامت، y1i میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی تخصیص یافته و y1i* میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی بهینه را نشان می‌دهند. لازم به ذکر است، x1i و x2i بیانگر بردار متغیرهای توضیحی و β1 و β2 نشان‌دهنده بردار ضرایب هستند. نکته قابل‌توجه دیگر آن است که در تحقیقات تجربی متغیرهای موجود در بردارهای x1i و x2i می‌توانند یکسان و یا غیر یکسان باشند و هیچ محدودیتی در این رابطه وجود ندارد. بر اساس مبانی اقتصادسنجی می‌توان گفت، محقق با استفاده از داده‌های هزینه‌های بهداشتی و درمانی و عوامل اقتصادی، اجتماعی و جمعیت شناختی ضرایب معادله E(y1i│x1i,y2i=1) را به دست خواهد آورد. میانگین شرطی مذکور را می‌توان به شکل E(y1i│x1i ,y2i*>0) و یا E(y1i*│x1i ,x2i ́β2+ε2i>0) نیز نوشت. میانگین شرطی اخیر بر اساس معادله‌ی پیامد عبارت است از:
E(y1i*│x1i, x2i ́β2+ε2i>0)=x1i ́β1+E(ε1i│x2i ́β2+ε2i>0) (2)
اگرچه در مطالعات مربوطه برای برآورد مدل‌های انتخاب نمونه روش‌های گوناگونی معرفی شده است اما تخمین دومرحله‌ای هکمن که در این مطالعه مورداستفاده قرار گرفته است، همواره یکی از رایج‌ترین این شیوه‌ها بوده است. روش دومرحله‌ای هکمن بر تخمین ضرایب معادله انتخاب از طریق روش حداکثر راست‌نمایی در الگوی پروبیت و سپس برآورد ضرایب معادله پیامد از طریق روش حداقل مربعات معمولی در الگوی خطی استوار است. نرم‌افزار استاتا هر دو مرحله این روش را با یک دستور اجرا می‌کند. در خروجی این دستور سه متغیر rho، sigma و lambda مشاهده خواهند شد؛ ؛ lambda همان σ ̂12 بوده و sigma برابر با σ ̂2 است؛ از سوی دیگر rho ضریب همبستگی میان ε1i و ε2i را نشان می‌دهد د (هکمن، 1979).
در ادبیات سلامت، مدل‌های انتخاب نمونه به‌عنوان یکی از الگوهای مناسب بالقوه برای بررسی و برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی معرفی شده‌اند؛ زیرا خانوارها در صورتی وارد بازار خدمات سلامت می‌شوند که قیمت بازاری کالاهای بهداشتی و درمانی کمتر از قیمت بحرانی این کالاها از نظر خانوار –که از مسئله حداکثرسازی مطلوبیت خانوار به دست می‌آید- باشد. با فرض اینکه کمتر بودن قیمت بازاری از قیمت بحرانی کالاهای بهداشتی و درمانی به شکل تمایل مثبت به ورود به بازار خدمات سلامت معرفی شود مسئله برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم در قالب معادلات انتخاب و پیامد مدل انتخاب نمونه مطرح می‌شود:
معادله انتخاب
(3)
معادله پیامد
با توجه به ترکیب نمونه از نظر ورود خانوارها به بازار خدمات سلامت، می‌توان دریافت که مدل‌های انتخاب نمونه الگویی مناسب برای برآورد هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم هستند. به‌عبارت‌دیگر، درصد بالای خانوارهایی که وارد بازار خدمات سلامت نشده‌اند، سبب غیرتصادفی بودن نمونه مورداستفاده شده است.
نتایج برازش الگوی انتخاب نمونه با روش دومرحله‌ای هکمن به شرح جدول (4) است.
جدول (4) نتایج برازش مدل انتخاب نمونه (متغیر وابسته: میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی-ورود به بازار خدمات سلامت)
p ضریب معادله p ضریب متغیر وضیحی معادله
p<0/000 0/15 معادله انتخاب 0/297 11436/3 جنسیت معادله پیامد
0/043 0/03- 0/002 14060/7- تأهل
p<0/000 0/12 0/003 20895/9 بیمه
- - p<0/000 0/004 درآمد سرانه
099/ 0 0/03 p<0/000 24916/5 تحصیلات
p<0/000 2/90* 0/003 0/04 دخانیات
p<0/000 0/08 - - تعداد کودکان
p<0/000 0/02 - - تعداد جوانان
p<0/000 0/16 p<0/000 28222/2 تعداد سالمندان
- - 0/001 6034/9
p<0/000 0/12- p<0/000 23360/2-
p<0/000 0/25 0/003 33874/7 سطح توسعه
p<0/000 0/39- 0/016 184696/6- ضریب ثابت
0/005 214610/6 Mills lambda
p<0/000 135/05 Wald χ2
آماره والد گزارش شده در جدول (4) نشان می‌دهند که رگرسیون در حالت کلی معنادار است و بنابراین می‌توان گفت، متغیرهای اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی در نظر گرفته شده قادر به توضیح تغییرات هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور هستند.
بحث
در این قسمت پیش از تفسیر و تحلیل نتایج به‌دست‌آمده ابتدا اشاره‌ای به نحوه انتخاب بردار متغیرهای توضیحی مربوط به معادلات انتخاب و پیامد می‌شود. اگرچه قانون و قاعده خاصی برای انتخاب بردار متغیرهای توضیحی در الگوی انتخاب نمونه وجود ندارد و همان‌طور که در بخش قبل توضیح داده شد، بردار متغیرهای توضیحی هر دو متغیر وابسته الگوی انتخاب نمونه (احتمال ورود به بازار و میزان هزینه‌های انجام شده) می‌توانند یکسان باشند؛ اما در این مطالعه با پیروی از آریستا و همکارانش، درآمد سرانه به‌عنوان اصلی‌ترین متغیر اقتصادی تنها در بردار متغیرهای توضیحی معادله پیامد گنجانده شده است (آریستی و همکاران، 2008). بعد خانوار و ساختار سنی اعضا نیز با اندکی تغییر در معادله پیامد به صورت تعداد سالمندان و غیرسالمندان و در معادله انتخاب به صورت تعداد کودکان، جوانان و سالمندان شاخص‌سازی شده‌اند.
ارتقاء سطح سلامت افراد مستلزم این است که از طریق استفاده از کالاهای بهداشتی و درمانی روی سلامت افراد سرمایه‌گذاری شود. ازآنجاکه بهره‌مندی از کالاهای سلامت نیازمند تأمین مالی خرید آنان است، می‌توان گفت مخارج سلامت لازمه داشتن جامعه‌ای سالم است. بنابراین، شناخت تقاضای عوامل تأثیرگذار بر گسترش استفاده خانوارها از بازار خدمات سلامت و برنامه‌ریزی برای اجرای سیاست‌های بهینه، خصوصا برنامه‌های دولت، برای ارتقاء سلامت افراد جامعه امری ضروری است. در این راستا این پژوهش با هدف بررسی و مدلسازی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم برای ورود به بازار خدمات سلامت انجام پذیرفت که یافته‌های این پژوهش در راستای یافته‌های اسماعیلی و همکاران (2019)، وطن‌خواه نوغانی و همکاران (2018)، ساوجی‌پور (2017)، احمدی و همکاران (2014)، جیامانکو و جیتو (2019)، فوآ (2018) و براون و همکاران (2014) هستند.
نتایج برازش معادله انتخاب حاکی از آن است که جنسیت، بهره‌مندی از خدمات بیمه‌های درمانی، هزینه‌های دخانی، تعداد کودکان، جوانان و سالمندان، شهرنشینی و سطح توسعه‌یافتگی استان محل سکونت ازجمله مهم‌ترین عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور برای ورود به بازار خدمات سلامت هستند (ضرایب در هر سه سطح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد معنادار می‌باشند). وضعیت تأهل سرپرست (که در سطوح 5 درصد و 10 درصد معنادار است) و تحصیلات (که در سطح 10 درصد معنادار است) نیز ازجمله سایر عواملی هستند که می‌توانند تصمیم خانوارهای ساکن در مناطق محروم را در مورد ورود به بازار خدمات سلامت متأثر کنند.
همان‌طور که توضیح داده شد، در روش دومرحله‌ای هکمن معادله انتخاب با بهره‌گیری از الگوی پروبیت برآورد می‌شود، به همین دلیل ضرایب معادله انتخاب با اثرات نهایی تفاوت داشته و درنتیجه قابلیت تفسیر عددی ندارند. بنابراین تحلیل‌های مربوط به این معادله تنها محدود به بیان چگونگی ارتباط (مستقیم یا معکوس) میان متغیرهای توضیحی و احتمال ورود خانوارها به بازار خدمات سلامت می‌شوند.
در تشریح بیش‌تر نتایج معادله انتخاب باید گفت، افزایش نسبت زنان به تعداد کل اعضای خانواده به دلیل حساسیت بیش‌تر آنان به مسائل بهداشتی و زیبایی موجب می‌شود خانوار با احتمال بالاتری اقدام به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی کند. این نتیجه در مورد برخورداری اعضای جامعه از خدمات بیمه‌ای نیز صادق است؛ به این معنا که خانوارهایی که دارای پوشش بیمه‌های درمانی هستند، با توجه به پرداخت بخشی از هزینه‌ها توسط شرکت بیمه‌گر و کاهش قیمت واقعی پرداختی برای کالاهای بهداشتی و درمانی، با احتمال بالاتری به خرید کالاها و خدمات مذکور می‌پردازند؛ این یافته‌ها با نتایج کوکلر و همکاران (2018) و براون و همکاران (2014) همسو است.
احتمال ورود به بازار خدمات سلامت با حرکت وضعیت تأهل سرپرست خانوار از حالت هرگز ازدواج نکرده به سمت بدون همسر به علت طلاق، بدون همسر به علت فوت و دارای همسر افزایش می‌یابد. این امر می‌تواند به دلیل مسائلی مانند احتمال بالاتر وجود و یا تولد فرزند و نیز افزایش انگیزه زندگی در حالت‌های انتهایی (مخصوصا دارای همسر) باشد که با یافته‌های لیس‌بوا و همکاران (2013) همسو است.
با توجه به مضرات فراوان مصرف مواد دخانی و اثرات سوء این مواد بر سلامت انسان، استعمال دخانیات موجب بالا رفتن احتمال صرف مخارج توسط خانوار در حوزه سلامت می‌شود که با یافته‌های هوانگ و همکاران (2017) همسو است. افزایش تعداد نفرات خانوار در هر سه گروه کودکان، جوانان و سالمندان موجب بالاتر رفتن احتمال خرید از بازار خدمات سلامت می‌شود؛ به‌عبارت‌دیگر، با توجه به اینکه کالاهای بهداشتی و درمانی علاوه بر اقدامات درمانی مراقبت‌های پیشگیرانه را نیز دربرمی‌گیرند، می‌توان گفت افزایش بُعد خانوار همواره با افزایش احتمال ورود به بازار خدمات سلامت همراه است که این امر با یافته‌های مالیک و سید (2012) همخوان است.
همانند یافته‌های لیس‌بوا و همکاران (2013) و بالاراجان و همکاران (2011) در اینجا نیز وجود تحصیلات بالاتر در اعضای خانواده به دلیل سرمایه انسانی و نیز فرهنگ بهداشتی و درمانی بالاتر، خانوارهای مناطق محروم کشور را تشویق به هزینه‌کرد در بازار خدمات سلامت می‌کند؛ البته باید دقت کرد که معناداری اثر این متغیر در سطحی بسیار پایین و کاملا قابل‌اغماض است. سکونت در مناطق شهری و نیز در استانهای نسبتا محروم که از نظر شاخص‌های سلامت توسعه‌یافته‌تر هستند، سبب افزایش احتمال ورود خانوار به بازار خدمات سلامت می‌شود. زندگی در مناطق توسعه‌یافته‌تر آلودگی‌های صوتی و زیست‌محیطی، سوانح رانندگی و... بیش‌تر را به همراه آورده و این موارد به‌نوبه خود سبب بروز انواع بیماری‌های جسمی و روحی می‌شوند؛ شیوع بیش‌تر بیماری‌ها در کنار سهولت دسترسی به مراکز و امکانات بهداشتی و درمانی سبب می‌شود خانوارها با احتمال بیش‌تری به هزینه کرد در بازار مربوطه بپردازند.
نتایج برآورد معادله پیامد نشان می‌دهد که میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم به‌وسیله وضعیت تأهل سرپرست، بهره‌مندی از خدمات بیمه‌های درمانی، درآمد سرانه، تحصیلات، هزینه‌های دخانی، تعداد سالمندان و غیر سالمندان، شهرنشینی و توسعه‌یافتگی استان محل سکونت (در کلیه سطوح 1 درصد، 5 درصد و 10 درصد معنادار هستند) معین می‌شود. علاوه بر این مشخص شد، نسبت جنسیتی اعضای خانوار نمی‌تواند میزان هزینه‌هایی که آنان در حوزه سلامت هزینه می‌کنند را تحت‌تأثیر قرار دهد.
الگوی مرحله دوم مدل انتخاب نمونه دومرحله‌ای هکمن خطی است؛ لذا ضرایب مدل بیانگر اثرات نهایی متغیرها بوده و به همین دلیل می‌توان ضرایب به‌دست‌آمده را به صورت عددی تفسیر کرد. اثرگذاری وضعیت تأهل سرپرست خانوار بر میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی مشابه با اثرگذاری این متغیر بر ورود به بازار است، بدین معنا که کمترین هزینه‌های بهداشتی و درمانی مربوط به خانوارهایی است که سرپرست آنان هرگز ازدواج‌نکرده و بیش‌ترین هزینه‌های بهداشتی و درمانی در خانوارهایی انجام می‌شود که سرپرست آنان همراه با همسر خود زندگی می‌کند. هر مرحله تغییر وضعیت تأهل سرپرست خانوار از حالت هرگز ازدواج‌نکرده به سمت حالت‌های بدون همسر به علت طلاق، بدون همسر به علت فوت و دارای همسر موجب می‌شود خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور ماهانه 14060/7 ریال بیش‌تر در حوزه خدمات سلامت هزینه کنند. این نتیجه مطابق انتظارات قبلی بوده و دلیل آن مسائلی مانند وجود فرزندان بیش‌تر، تولد فرزندان جدید، اهمیت دادن به‌سلامت و طول عمر خود به علت تعهد برای تأمین نیازهای فرزندان و حمایت مادی و معنوی از فرزندان و همسر در حالت‌های انتهایی است.
برخورداری خانواده از پوشش بیمه‌های درمانی با میزان هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار ارتباط مستقیم دارد، به‌گونه‌ای که در استانهای محروم و نسبتا محروم خانوارهای تحت‌پوشش خدمات بیمه‌ای نسبت به خانوارهای محروم از چتر بیمه 20895/9 ریال بیش‌تر از کالاهای بهداشتی و درمانی استفاده می‌کنند. این نتیجه با مبانی نظری انطباق داشته و با توجه به پدیده‌های انتخاب معکوس یا مخاطرات اخلاقی در بازار بیمه‌های درمانی و حتی قانون تقاضا (در صورت با کشش بودن تقاضای کالاهای بهداشتی و درمانی) توجیه‌پذیر است.
درآمد سرانه ماهانه نیز ازجمله عوامل مهم و مؤثر بر میزان هزینه‌کرد خانوار در بازار خدمات سلامت است. ضریب مثبت درآمد حاکی از آن است که گروه‌های بالای درآمدی (ثروتمندان) مبالغ بیش‌تری را به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند. این نتیجه با انتظارات قبلی تطابق کامل دارد، چراکه گروه‌های پایین درآمدی به علت عدم وجود منابع مالی مکفی ممکن است کمتر از مقدار موردنیاز خودشان از کالاهای بهداشتی و درمانی استفاده کنند؛ درواقع برای این گروه‌های درآمدی تأمین خوراک، پوشاک، مسکن و ... از اولویت‌های بالاتری برخوردار بوده و درنتیجه با محدود شدن منابع باقی‌مانده مخارج کمتری در حوزه خدمات سلامت صرف می‌شود. در استانهای محروم و نسبتا محروم یک ریال افزایش درآمد سرانه ماهانه خانوار سبب افزایش 0/004 ریالی هزینه‌های بهداشتی و درمانی می‌شود.
ارتقاء یک رتبه‌ای بالاترین سطح تحصیلات در اعضای خانواده از دیپلم و پایین‌تر از آن به گروه‌های بالاتر مانند لیسانس، فوق‌لیسانس و دکتری و بالاتر از آن سبب افزایش 24916/5 ریالی هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور می‌شود. نتیجه به‌دست‌آمده مطابق با انتظارات قبلی است، چراکه افراد تحصیل‌کرده معمولا دارای مشاغلی با حقوق و دستمزد بالاتر هستند، لذا سلامت که پیش‌نیاز عرضه نیروی کار است برای افراد تحصیل‌کرده بازدهی بالاتری دارد؛ این بازدهی بالاتر به همراه مسائلی مانند بهبود فرهنگ بهداشتی و درمانی که در کنار کسب آموزش به وجود می‌آید، سبب می‌شود افراد تحصیل‌کرده برای مراقبت از سلامت خود و اعضای خانواده حاضر به پرداخت هزینه‌های بیش‌تری باشند.
نتایج حاصل از مدل نشان می‌دهد که مصرف دخانیات سبب تغییر مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار می‌شود؛ به‌طوری‌که افزایش هر ریال مصرف دخانیات، به دلیل ابتلای افراد به بیماری‌های پرهزینه‌تر، سبب 0/04 ریال افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوار می‌شود.
افزایش تعداد اعضای خانواده چه از نوع سالمند و چه از نوع غیرسالمند موجب ازدیاد مخارج صرف‌شده توسط خانوار در حوزه خدمات سلامت می‌شود. این نتیجه مطابق مبانی نظری و به دلیل وجود کالاها و خدمات پیشگیرانه، معاینات و آزمایش‌های تشخیصی در کنار اقدامات درمانی به‌عنوان کالای بهداشتی و درمانی است. نکته قابل‌توجه در مورد این متغیرها این است که تفاوت در مقدار ضرایب (اثرات نهایی) تعداد سالمندان و غیرسالمندان حاکی از آن است که ساختار سنی اعضا در کنار بُعد خانوار روی مقدار هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار تأثیر می‌گذارد. افزایش هر نفر سالمند 28222/2 ریال به هزینه‌های بهداشتی و درمانی ماهانه خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور می‌افزاید؛ درحالی‌که افزایش یک نفر غیرسالمند 6034/9 ریال افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی را برای خانوارهای مذکور به دنبال می‌آورد. بنابراین می‌توان گفت تغییر ساختار سنی اعضای خانواده به سمت سالمندی سبب می‌شود مخارج صرف شده توسط خانوار در حوزه خدمات سلامت به‌شدت افزایش پیدا کند. این امر بدان علت است که اغلب نیازهای بهداشتی و درمانی سالمندان با توجه به کاهش ذخیره سلامت و تنزل سیستم دفاعی بدن از نوع درمانی هستند، درحالی‌که کالاهای بهداشتی و درمانی موردنیاز غیرسالمندان بیش‌تر از نوع اقدامات احتیاطی و پیشگیرانه بوده و مداخلات درمانی نسبت به اقدامات احتیاطی و پیشگیرانه مخارج بالاتری را دربردارند.
سکونت در مناطق شهری که از نظر امکانات بهداشتی و درمانی در وضعیت بهتری به سر می‌برند، نیز ازجمله عوامل مؤثر در افزایش هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار است. این نوع ارتباط می‌تواند از یک سو به دلیل دسترسی آسان‌تر به امکانات بهداشتی و درمانی در مناطق شهری باشد و از سوی دیگر، به دلیل نیاز بالاتر ساکنان به کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی که از مواجهه ساکنان این مناطق با انواع آلودگی‌های زیست‌محیطی و نیز مقوله‌هایی مانند سوانح رانندگی ناشی می‌شود. سکونت در مناطق شهری سبب می‌شود خانوارهای ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم کشور 33874/7 ریال بیش‌تر کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی خریداری کنند. درجه توسعه‌یافتگی استان محل سکونت از نظر شاخص‌های سلامت نیز اثری مشابه با شهرنشینی دارد، به این معنا که پیشرفت صنعتی و جمعیتی در استانهای نسبتا محروم (در مقایسه با استانهای محروم)؛ از طریق دسترسی آسان‌تر به امکانات بهداشتی و درمانی و نیز شیوع بالاتر بیماری‌های جسمی و روحی به دلیل وجود آلودگی‌ها و سوانح بیش‌تر، موجبات افزایش هزینه‌کرد در حوزه خدمات سلامت را فراهم می‌آورد. این اثر افزایشی به‌گونه‌ای است که خانوارهای ساکن در استانهای نسبتا محروم در مقایسه با خانوارهایی که در استانهای محروم زندگی می‌کنند، ماهانه 33874/7 ریال بیش‌تر به خرید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی اختصاص می‌دهند.
و در نهایت باید گفت، نتایج گزارش‌شده در جدول (4) نشان می‌دهد که اجزای اخلال در رگرسیون رابطه (3) (انتخاب ورود/ عدم ورود خانوار به بازار خدمات سلامت و میزان هزینه‌های اختصاص‌یافته به خرید اقلام بهداشتی و درمانی) با یکدیگر همبسته بوده و مشکل انتخاب نمونه در رابطه با بررسی عوامل مؤثر بر تصمیم‌گیری خانوارهای مناطق محروم ایران برای ورود به بازار خدمات سلامت وجود دارد. بنابراین می‌توان گفت، عوامل غیرقابل‌مشاهده در انتخاب ورود به بازار خدمات سلامت میزان هزینه‌های صرف‌شده توسط خانوار در این حوزه را نیز تحت‌تأثیر قرار می‌دهد و ورود خانوارهای نمونه به بازار خدمات سلامت، در این استان‌ها تحت یک فرآیند تصادفی نبوده است. بدین ترتیب استفاده از الگوهای رایجی همچون رگرسیون خطی برای مطالعه هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوار موجب به دست آمدن ضرایب تورش‌دار و ناسازگار شده و استفاده از مدل‌های انتخاب نمونه برای به دست آوردن برآوردهای قابل‌اعتماد ضروری است.
در نهایت باید گفت، با توجه به آماره والد به‌دست‌آمده رگرسیون در حالت کلی معنادار است و لذا متغیرهای اقتصادی، اجتماعی و جمعیت‌شناختی در نظر گرفته‌شده قادر به توضیح تغییرات هزینه‌های بهداشتی و درمانی خانوارهای ایرانیِ ساکن در استانهای محروم و نسبتا محروم هستند.
لازم به ذکر است که در مسیر انجام مطالعه حاضر محققان با برخی مشکلات و محدودیت‌های اساسی روبه‌رو شده‌اند که مهم‌ترین آن‌ها عبارتند از: عدم وجود پایگاه داده اختصاصی برای مسائل حوزه خدمات سلامت؛ عدم دسترسی آسان و مناسب به اطلاعات جمع‌آوری‌شده از بودجه خانوار توسط مرکز آمار ایران؛ الزام به صرف زمان طولانی برای استخراج داده‌های موردنیاز از فایل حاوی اطلاعات خام و کمبود شدید منابع فارسی در ارتباط با الگوهای رگرسیونی درزمینه داده‌ها و مسائل بهداشتی و درمانی.
در پایان، با توجه به نتایج حاصل از مطالعه حاضر، توصیه می‌شود به‌منظور برخورداری آحاد افراد جامعه از کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی برای خانوارهای پرجمعیت و روستانشینان تمهیدات ویژه در نظر گرفته شود. علاوه بر این، طرح‌های بیمه‌ای با پوشش همگانی در صدر برنامه‌های یارانه‌ای مدیران بهداشتی و درمانی کشور قرار گیرد و به تبلیغات فرهنگی-بهداشتی در میان زنان و نیز خانوارهایی که سرپرستان آنان در کنار همسر خود زندگی می‌کند، توجه بیش‌تری اختصاص داده شود. در استانهای محروم امکانات بهداشتی و درمانی مناسب عرضه شود؛ همچنین به‌منظور استفاده مکفی خانوارهای مناطق محروم کشور از شرایط بهداشتی و درمانی، باید کالاها و خدمات بهداشتی و درمانی بیش‌تری در این مناطق علی‌الخصوص نواحی روستایی، عرضه شود؛ در مقاطع تحصیلی گوناگون فرهنگ‌سازی بهداشتی و درمانی موردتوجه قرار بگیرد و برنامه‌های بیمه‌ای بر پوشش همگانی افراد جامعه متمرکز شوند. علاوه بر این شایسته است برای خانوارهایی که در دهک‌های پایین درآمدی هستند، خانوارهایی که تعداد اعضای آنان بیش‌تر است و خانوارهایی که تعداد سالمندان بالایی دارند طرح‌های حمایتی تدوین شود.
ملاحظات اخلاقی
مشارکت نویسندگان
همه نویسندگان در تهیه مقاله مشارکت داشته‌اند.
منابع مالی
این مقاله مستخرج از پایان‌نامه دکتری نویسنده در دانشگاه آزاد اسلامی واحد ساوه است. کلیه مراحل انتشار با رعایت مقررات آن دانشگاه و تحت نظارت استاد راهنما بوده، اما حمایت مالی مستقیم برای انتشار این مقاله از هیچ نهاد یا سازمانی صورت نگرفته است.
تعارض منافع
این مقاله با سایر آثار منتشرشده از نویسندگان همپوشانی ندارد. استاد راهنمای پایان‌نامه دکتری نویسنده مسئول این مقاله است و دانشجو مقاله را تحت نظر وی نوشته است. اساتید مشاور به صورت مؤثر در تدوین مقاله مشارکت داشته‌اند.
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
در این مقاله همه حقوق مرتبط با اخلاق پژوهش رعایت شده است.
نوع مطالعه: اصیل |
موضوع مقاله:
هزینه و مخارج سلامت
دریافت: 1398/2/3 | پذیرش: 1398/7/10 | انتشار: 1398/10/28
دریافت: 1398/2/3 | پذیرش: 1398/7/10 | انتشار: 1398/10/28
ارسال پیام به نویسنده مسئول
| بازنشر اطلاعات | |
 |
این مقاله تحت شرایط Creative Commons Attribution-NonCommercial 4.0 International License قابل بازنشر است. |
تماس با ما
فصلنامه رفاه اجتماعی
تهران، اوین، بلوار دانشجو، خ کودکیار، دانشگاه علوم بهزیستی و توانبخشی، ساختمان فارابی
تلفن دفتر نشریه: 02171732851
وب سایت: http://refahj.uswr.ac.ir
ایمیل: refahj@uswr.ac.ir
