门诊服务是老年人可利用的重要医疗卫生资源，随着我国社会人口老龄化程度加深，老年群体的门诊服务需求将会更加突出，合理配置门诊服务资源，满足老年群体需求成为提升老年人口健康水平的关键。
探析影响老年人门诊服务利用的因素，为提升老年群体健康水平、优化医疗资源配置提供可行的建议。
2021年，从2018年中国健康与养老追踪调查（CHARLS）数据中选取≥60岁老年人为研究对象，基于安德森行为模型构建门诊服务利用的影响因素体系，研究老年人过去1个月内的门诊服务利用次数情况及其影响因素，其中倾向性特征因素包括性别、年龄、婚姻状况、户口类型、受教育程度、吸烟情况、饮酒情况，能力资源因素包括医保参与、家庭人均收入、医疗机构平均距离，需要因素包括罹患慢性病、健康状况自评，通过零膨胀负二项（ZINB）回归模型分析影响老年人门诊服务利用次数的因素。
9 551例老年人中，8 038例（84.16%）过去1个月没有利用过门诊服务，749例（7.84%）曾利用1次门诊服务，367例（3.84%）曾利用2次门诊服务，397例（4.16%）曾利用≥3次门诊服务。不同户口类型、受教育程度、吸烟情况、饮酒情况、医保参与情况、家庭人均收入、罹患慢性病、健康状况自评的老年人门诊服务利用次数比较，差异有统计学意义（P<0.05）。ZINB模型拟合结果的Logit回归部分结果表明，年龄大、高中及以上文化水平、参与医保、罹患慢性病、健康状况自评差是老年人门诊服务利用概率的促进因素（P<0.05）；ZINB模型拟合结果的负二项回归部分表明，70~74岁高龄会减少老年人门诊服务利用次数，而医疗机构平均距离为>1~10 km，健康状况自评为好、不好、很不好是老年人门诊服务利用次数的促进因素（P<0.05）。
老年人未能充分利用门诊服务，老年人门诊服务利用会受到倾向性特征、能力资源、需要因素的共同影响。建议对于门诊服务利用不充分的弱势群体、服务需求水平高的高需群体进行合理的门诊服务资源倾斜，以满足其门诊服务需求。同时着重关注老年人的慢性病管理和自我感知健康状况，提升老年人的健康管理意识和水平。
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21世纪以来，我国人口老龄化现象日趋严重。2020年第七次全国人口普查数据显示，我国≥60岁老年人口有26 420万，占总人口的18.70%。有学者认为中国已经全面进入"深度老龄化社会"[1]，并指出我国人口老龄化还呈现加速发展的态势[2]。中老年人有较高的健康需求[3]，第五次国家卫生服务调查显示，老年人两周患病率及慢性病患病率分别高达56.9%和71.8%[4]。"十三五"健康老龄化规划进一步明确健全老年医疗卫生服务体系的目标，积极推动医养结合协调发展。从政策引导来看，国家相当重视老年群体的健康保障与基层卫生体系建设。在众多卫生服务资源中，门诊服务是老年人可利用医疗服务的重要组成部分，也是可及性最好的医疗资源之一[5]。老年人一段时间内到医疗机构利用门诊服务的数量，既反映了该时期老年人的身体状况，也反映了老年人对医疗服务的需求程度，因此对老年人门诊服务利用情况及其影响因素的分析与探究是富有现实意义的。国内外相关研究集中在老年人是否利用医疗服务及其影响因素、门诊医疗费用支出情况及其影响因素[6，7，8，9，10，11，12]，而对于老年人门诊服务利用次数的影响因素研究较少。本研究以门诊服务利用次数为服务利用情况的数量度量，旨在分析我国老年人总体门诊服务利用情况及其影响因素，进而可以帮助更准确地把握老年人医疗卫生服务的实际需求，从而优化医疗卫生资源配置，并提升老年群体健康水平。
本研究选取中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）项目的2018年追访数据（http://charls.pku.edu.cn/）。CHARLS项目2018年追访调查共有19 816例受访者，本研究纳入≥60周岁的老年人，同时剔除数据项缺失或不合理的样本（如受教育程度数据项缺失的样本、家庭人均年收入>1 000万的样本），最终共纳入9 551例研究对象。
1968年安德森提出了安德森卫生服务行为利用模型，安德森认为行为主体在决策是否利用卫生服务时主要受倾向性特征、能力资源和需要三方面因素的影响[13]。作为卫生服务利用经典模型，不少学者采用安德森模型分析影响老年人卫生服务利用的因素[14]。本文以安德森卫生服务利用模型为理论基础，结合CHARLS数据可得性构建老年人门诊服务利用影响因素指标体系。
将性别、年龄、婚姻状况、户口类型、受教育程度、吸烟情况、饮酒情况作为倾向性特征因素纳入研究。由于年龄与门诊服务利用之间可能存在非线性关系[5]，因此通过划分年龄段的方式，将老年人划分为"60~64岁""65~69岁""70~74岁""≥75岁"4个组别处理。受教育程度问题答案选项中，将"未读完小学"与"私塾"归为一类，"高中毕业"及以上教育程度归为一类。
选择医保参与、家庭人均收入、医疗机构平均距离作为能力资源因素。划分收入层次时取居民收入中位数的60%作为中等收入阶层的收入下限，取收入中位数的两倍值作为中等收入阶层的收入上限[15]。国家统计局数据显示，2018年人均收入中位数为24 336元[16]。按照以上划分方法可得：家庭人均收入≤14 601.6元为低收入人群，>48 672元为高收入人群，其余为中等收入人群。利用社区问卷中社区与附近医疗机构的平均距离作为受访者"医疗机构平均距离"变量取值，并划分为"0~1 km"">1~10 km"">10 km"3个组别。
本研究将罹患慢性病、健康状况自评作为需求因素。CHARLS问卷中调查了老年人罹患14种慢性病的情况，本研究将患有≥1种慢性病的老年人标记为患有慢性病，其余则为没有患慢性病。
本研究因变量为门诊服务利用次数。CHARLS问卷相关问题为："过去1个月中，您去医疗机构看过几次门诊？"其中医疗机构包括：综合医院、专科医院、中医院、社区卫生服务中心、乡镇卫生院、卫生服务站、村诊所/私人诊所、养老机构及其他。受访者分别回答过去1个月内造访不同类型医疗机构利用门诊服务的次数，通过累加受访者造访各医疗机构的次数得到其过去1个月内利用门诊服务的总次数。
采用Stata 15.0软件对CHARLS数据库进行数据筛选与处理，并进行统计分析。计数资料以相对数表示，组间比较采用χ2检验；采用零膨胀负二项（ZINB）回归模型（零膨胀链接函数为Logit函数）分析影响老年人门诊服务利用次数的因素。以P<0.05为差异有统计学意义。
9 551例老年人中，男4 703例（49.24%），女4 848例（50.76%）；年龄60~64岁3 002例（31.43%），65~69岁2 846例（29.80%），70~74岁1 783例（18.67%），≥75岁1 920例（20.10%）；已婚7 632例（79.91%）；7 241例（75.81%）为农业户口；2 831例（29.64%）受教育程度为文盲；2 554例（26.74%）吸烟；3 046例（31.89%）饮酒；其他基本情况见表1。
不同特征老年人门诊服务利用次数比较〔n（%）〕
Comparison of the utilization of outpatient services for the elderly under different characteristics
不同特征老年人门诊服务利用次数比较〔n（%）〕
Comparison of the utilization of outpatient services for the elderly under different characteristics
| 特征 | 例数 | 0次（n=8 038） | 1次（n=749） | 2次（n=367） | ≥3次（n=397） | χ2值 | P值 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 性别 | 7.354 | 0.061 | ||||||
| 男 | 4 703 | 3 997（84.99） | 365（7.76） | 165（3.51） | 176（3.74） | |||
| 女 | 4 848 | 4 041（83.35） | 384（7.92） | 202（4.17） | 221（4.56） | |||
| 年龄（岁） | 13.678 | 0.134 | ||||||
| 60~64 | 3 002 | 2 572（85.68） | 205（6.83） | 109（3.63） | 116（3.86） | |||
| 65~69 | 2 846 | 2 367（83.17） | 252（8.85） | 102（3.58） | 125（4.40） | |||
| 70~74 | 1 783 | 1 501（84.18） | 142（7.96） | 71（3.98） | 69（3.88） | |||
| ≥75 | 1 920 | 1 598（83.23） | 150（7.81） | 85（4.43） | 87（4.53） | |||
| 婚姻状况 | 4.616 | 0.202 | ||||||
| 未婚、离异或丧偶 | 1 919 | 1 592（82.96） | 151（7.87） | 83（4.33） | 93（4.84） | |||
| 已婚 | 7 632 | 6 446（84.46） | 598（7.84） | 284（3.72） | 304（3.98） | |||
| 户口类型 | 17.671 | 0.001 | ||||||
| 非农业户口 | 2 310 | 1 889（81.77） | 222（9.61） | 104（4.50） | 95（4.12） | |||
| 农业户口 | 7 241 | 6 149（84.92） | 527（7.28） | 263（3.63） | 302（4.17） | |||
| 受教育程度 | 26.422 | 0.009 | ||||||
| 文盲 | 2 831 | 2 404（84.92） | 203（7.17） | 115（4.06） | 109（3.85） | |||
| 未读完小学/私塾 | 2 234 | 1 888（84.51） | 166（7.43） | 91（4.07） | 89（3.99） | |||
| 小学 | 2 040 | 1 704（83.53） | 176（8.63） | 62（3.04） | 98（4.80） | |||
| 初中 | 1 517 | 1 292（85.17） | 114（7.51） | 47（3.10） | 64（4.22） | |||
| 高中及以上 | 929 | 750（80.73） | 90（9.69） | 52（5.60） | 37（3.98） | |||
| 吸烟 | 21.804 | <0.001 | ||||||
| 是 | 2 554 | 2 219（86.88） | 175（6.85） | 70（2.74） | 90（3.53） | |||
| 否 | 6 997 | 5 819（83.16） | 574（8.20） | 297（4.24） | 307（4.39） | |||
| 饮酒 | 18.981 | <0.001 | ||||||
| 是 | 3 046 | 2635（86.51） | 201（6.60） | 105（3.45） | 105（3.44） | |||
| 否 | 6 505 | 5 403（83.06） | 548（8.42） | 262（4.03） | 292（4.49） | |||
| 医保参与 | 8.400 | 0.038 | ||||||
| 是 | 9 275 | 7790（83.99） | 739（7.97） | 359（3.87） | 387（4.17） | |||
| 否 | 276 | 248（89.86） | 10（3.62） | 8（2.90） | 10（3.62） | |||
| 家庭人均收入 | 20.247 | 0.003 | ||||||
| 低收入 | 6 515 | 5 506（84.51） | 478（7.34） | 245（3.76） | 286（4.39） | |||
| 中等收入 | 2 523 | 2 128（84.34） | 215（8.52） | 94（3.73） | 86（3.41） | |||
| 高收入 | 513 | 404（78.75） | 56（10.92） | 28（5.46） | 25（4.87） | |||
| 医疗机构平均距离（km） | 8.514 | 0.203 | ||||||
| 0~1 | 3 521 | 2 981（84.66） | 276（7.84） | 126（3.58） | 138（3.92） | |||
| >1~10 | 4 177 | 3 508（83.98） | 310（7.42） | 180（4.31） | 179（4.29） | |||
| >10 | 1 853 | 1 549（83.59） | 163（8.80） | 61（3.29） | 80（4.32） | |||
| 罹患慢性病 | 126.316 | <0.001 | ||||||
| 是 | 4 532 | 3 614（79.74） | 451（9.95） | 222（4.90） | 245（5.41） | |||
| 否 | 5 019 | 4 424（88.15） | 298（5.94） | 145（2.89） | 152（3.03） | |||
| 健康状况自评 | 267.164 | <0.001 | ||||||
| 很好 | 934 | 868（92.93） | 39（4.18） | 16（1.71） | 11（1.18） | |||
| 好 | 1 056 | 953（90.25） | 55（5.21） | 21（1.99） | 27（2.56） | |||
| 一般 | 4 609 | 3 966（86.05） | 327（7.09） | 161（3.49） | 155（3.36） | |||
| 不好 | 2 291 | 1 782（77.78） | 249（10.87） | 117（5.11） | 143（6.24） | |||
| 很不好 | 661 | 469（70.95） | 79（11.95） | 52（7.87） | 61（9.23） | |||
注：由于数值修约，部分构成比之和非100.00%
过去1个月，9 551例老年人中，8 038例（84.16%）老年人没有利用门诊服务，749例（7.84%）老年人利用1次门诊服务，367例（3.84%）老年人曾利用2次门诊服务，397例（4.16%）老年人曾利用≥3次门诊服务。不同户口类型、受教育程度、吸烟情况、饮酒情况、医保参与情况、家庭人均收入、罹患慢性病、健康状况自评的老年人门诊服务利用次数比较，差异有统计学意义（P<0.05）；不同性别、年龄、婚姻状况、医疗机构平均距离的老年人门诊服务利用次数比较，差异无统计学意义（P>0.05），见表1。
以门诊服务利用次数为因变量，将所有因素作为自变量纳入ZINB模型两个回归部分的参数估计过程。该模型χ2=36.640，P<0.05，即模型拟合该数据资料有统计学意义。ZINB模型的Logit回归部分结果表明，年龄为65~69、70~74、≥75岁的老年人不利用门诊服务的概率分别比60~64岁群体低54.8%、47.5%、43.4%；受教育程度为高中及以上者不利用门诊服务的概率比文盲老年人低54.4%；饮酒老年人不利用门诊服务的概率是不饮酒者的1.548倍；参与医保的老年人不利用门诊服务的概率比无医疗保险者低75.8%；患有慢性病的老年人不利用门诊服务的概率比无慢性病者低67.7%；健康状况自评为不好和很不好的老年人不利用门诊服务的概率分别比自评健康状况为很好群体低的78.2%、94.2%（P<0.05，见表2）。ZINB模型的负二项回归部分结果表明，年龄为70~74岁的老年人平均门诊服务利用次数比对照组（60~64岁）低24.3%；医疗机构平均距离为>1~10 km的老年人的门诊服务利用平均次数是0~1 km组的1.210倍；健康状况自评为好、不好、很不好的老人平均门诊服务利用次数是健康状况很好群体的1.931、1.992、2.401倍（P<0.05，见表2）。
老年人门诊服务利用影响因素的ZINB回归分析
ZINB regression analysis of the influencing factors of outpatient service utilization in the elderly
老年人门诊服务利用影响因素的ZINB回归分析
ZINB regression analysis of the influencing factors of outpatient service utilization in the elderly
| 自变量 | 负二项回归部分 | Logit回归部分 | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| coef（95%CI） | SE | Z值 | P值 | coef（95%CI） | SE | Z值 | P值 | ||
| 性别（以男为参照） | |||||||||
| 女 | -0.074（-0.281，0.133） | 0.106 | -0.70 | 0.482 | -0.201（-0.658，0.255） | 0.233 | -0.86 | 0.387 | |
| 年龄（岁，以60~64为参照） | |||||||||
| 65~69 | -0.193（-0.405，0.020） | 0.108 | -1.78 | 0.075 | -0.794（-1.271，-0.316） | 0.244 | -3.26 | 0.001 | |
| 70~74 | -0.279（-0.525，-0.033） | 0.126 | -2.22 | 0.026 | -0.644（-1.196，-0.092） | 0.282 | -2.29 | 0.022 | |
| ≥75 | -0.156（-0.411，0.099） | 0.130 | -1.20 | 0.230 | -0.569（-1.117，-0.021） | 0.280 | -2.04 | 0.042 | |
| 婚姻状况（以未婚、离异或丧偶为参照） | |||||||||
| 已婚 | -0.066（-0.282，0.150） | 0.110 | -0.60 | 0.550 | -0.044（-0.541，0.453） | 0.254 | -0.17 | 0.862 | |
| 户口类型（以非农业户口为参照） | |||||||||
| 农业户口 | -0.160（-0.392，0.072） | 0.118 | -1.35 | 0.176 | 0.001（-0.490，0.491） | 0.250 | <0.01 | 0.998 | |
| 受教育程度（以文盲为参照） | |||||||||
| 未读完小学/私塾 | -0.071（-0.309，0.166） | 0.121 | -0.59 | 0.556 | -0.366（-0.896，0.164） | 0.270 | -1.35 | 0.176 | |
| 小学 | 0.160（-0.089，0.410） | 0.127 | 1.26 | 0.208 | -0.175（-0.705，0.355） | 0.270 | -0.65 | 0.517 | |
| 初中 | -0.063（-0.368，0.241） | 0.156 | -0.41 | 0.684 | -0.440（-1.077，0.196） | 0.325 | -1.36 | 0.175 | |
| 高中及以上 | -0.036（-0.402，0.330） | 0.187 | -0.19 | 0.846 | -0.786（-1.555，-0.018） | 0.392 | -2.01 | 0.045 | |
| 吸烟（以否为参照） | |||||||||
| 是 | -0.007（-0.239，0.225） | 0.118 | -0.06 | 0.951 | 0.419（-0.030，0.867） | 0.229 | 1.83 | 0.067 | |
| 饮酒（以否为参照） | |||||||||
| 是 | 0.055（-0.147，0.257） | 0.103 | 0.53 | 0.595 | 0.437（0.022，0.851） | 0.211 | 2.07 | 0.039 | |
| 医保参与（以否为参照） | |||||||||
| 是 | -0.227（-0.863，0.409） | 0.324 | -0.70 | 0.484 | -1.417（-2.340，-0.495） | 0.471 | -3.01 | 0.003 | |
| 家庭人均收入（以低收入为参照） | |||||||||
| 中等收入 | 0.131（-0.082，0.344） | 0.109 | 1.20 | 0.229 | 0.171（-0.262，0.605） | 0.221 | 0.77 | 0.439 | |
| 高收入 | 0.076（-0.315，0.467） | 0.200 | 0.38 | 0.705 | -1.513（-3.146，0.120） | 0.833 | -1.82 | 0.069 | |
| 医疗机构平均距离（km，以0~1为参照） | |||||||||
| >1~10 | 0.191（0.013，0.370） | 0.091 | 2.10 | 0.036 | 0.224（-0.170，0.618） | 0.201 | 1.11 | 0.266 | |
| >10 | 0.218（-0.022，0.458） | 0.123 | 1.78 | 0.075 | 0.118（-0.408，0.643） | 0.268 | 0.44 | 0.661 | |
| 罹患慢性病（以否为参照） | |||||||||
| 是 | 0.015（-0.166，0.196） | 0.092 | 0.17 | 0.868 | -1.131（-1.579，-0.684） | 0.228 | -4.96 | <0.001 | |
| 健康状况自评（以很好为参照） | |||||||||
| 好 | 0.658（0.125，1.192） | 0.272 | 2.42 | 0.016 | 0.364（-0.395，1.123） | 0.387 | 0.94 | 0.347 | |
| 一般 | 0.390（-0.053，0.834） | 0.226 | 1.72 | 0.085 | -0.655（-1.317，0.007） | 0.338 | -1.94 | 0.052 | |
| 不好 | 0.689（0.227，1.150） | 0.235 | 2.93 | 0.003 | -1.522（-2.285，-0.760） | 0.389 | -3.91 | <0.001 | |
| 很不好 | 0.876（0.371，1.381） | 0.257 | 3.40 | 0.001 | -2.853（-4.854，-0.853） | 1.021 | -2.80 | 0.005 | |
| 常量 | -0.669（-1.549，0.212） | 0.449 | -1.49 | 0.137 | 2.617（1.260，3.973） | 0.692 | 3.78 | <0.001 | |
注：ZINB回归=零膨胀负二项回归
本研究结果显示，过去1个月内老年人门诊服务利用率为15.84%，其中老年人1、2、≥3次利用门诊服务的比例分别为7.84%、3.84%、4.16%。相较于国外类似研究的数据结论[6，9]，本研究中的老年人门诊服务利用水平偏低。此外，CHARLS项目受访群体中存在过去1个月内患病且未及时治疗的情况[17]，可见我国老年人存在未能充分利用门诊服务的问题。"病情不严重，不需要看医生"是老年人患病未治的首要原因[17]，提示健康意识决定了老年人的健康行为[18]。然而错误的健康观念容易造成"小病不治，拖成大病再去就医"的情况[19]，既不利于老年群体的健康，同时也增加了"因病致贫""因病返贫"的风险[20]。未来可探索以居委、村委为主体联合基层卫生服务中心开展健康讲座、免费问诊等活动的可能性，进一步加强老年群体的健康思想建设，强化老年人门诊医疗服务利用意识，提升门诊服务利用水平。
本研究所纳入的倾向性特征因素中，年龄、受教育程度、饮酒情况会影响老年人对于门诊服务的利用。本研究结果显示，60~64、65~69、70~74、≥75岁老年人的门诊服务利用率分别为14.32%、16.83%、15.82%、16.77%；但是年龄为65~69、70~74、≥75岁的老年人不利用门诊服务的概率分别比60~64岁群体低54.8%、47.5%、43.4%。即年龄大的老年人门诊服务利用率高，而平均利用次数少，可见年龄对于医疗服务利用的影响存在不确定性[21]。随着年龄的增长，老年人的健康资本存量不断下降[22]，患病率也会增加[23]，因而更有可能利用门诊服务[8]。而年龄更大的老年人平均门诊服务利用次数更少的可能原因是：一方面，张旭东等[24]的实证研究结果显示，相较于低龄老年人，高龄老年人有更强烈的自我治疗意愿，从而替代了门诊服务利用；另一方面，由于年龄的增长导致健康期望下降，从而抑制门诊服务需求与利用[25]，最终导致高龄群体的平均门诊利用次数较少。考虑高龄老年人的失能情况可能会更加严重，未来基层医疗卫生机构应该进一步丰富医疗卫生服务的供给形式，如提供上门巡诊、开展家庭医生服务等，推动医疗服务向居家、社区延伸，满足老年人复杂多样的医疗卫生需求。本研究结果显示，受教育程度为高中及以上的老年人较文盲老年人更倾向于利用门诊服务，意味着受教育程度对老年人门诊服务利用有正向影响[26]。其原因可能是受教育程度高的老年人拥有更好的健康素养，能够更加敏锐地察觉病情，并正视疾病，做出积极求诊就医的决策。国外学者也得出了类似的研究结论[27]。有饮酒习惯的老年人门诊服务利用概率更低，可能与偏好饮酒者的健康风险意识偏低有关[8]。姜向群等[28]研究发现，饮酒的老年人自评健康状况更好，甚至可能产生"还能喝酒就是身体好"的错误健康认知。据此笔者建议，可以针对老年饮酒人群开展体检项目，摸底其健康状况，并通过公益广告、微信推文等方式在社会中倡导自觉限酒的饮酒观念。
本研究结果表明，老年人参与医保会提升其门诊服务利用率，这与既往研究的结果一致[7]。郜凯华等[23]认为经济负担能力很大程度影响着老年人的卫生服务利用，陆莹[17]也指出经济因素是制约老年人患病不能治的主要原因。医保通过经济补偿手段降低老年人门诊自付比例，减轻医疗卫生支出带来的经济负担[29]，并降低门诊服务的实际货币价格[5]，有助于有效释放老年人的卫生服务需求，从而提升门诊服务利用率。未来应该进一步完善医疗保险体系，充分发挥商业医疗保险的补充作用，致力于实现老年群体医疗保险全覆盖；同时扩大老年人慢性病用药的医保报销范围，降低老年人的用药负担，不让经济因素成为老年人患病就医路上的阻碍。本研究结果显示，医疗机构平均距离越远，老年人门诊服务利用的平均次数就越多，与杨倩等[30]针对农民工医疗服务利用的研究结论一致。其原因可能是医疗机构平均距离远的老年人医疗资源可及性差，遭遇疾病时不能及时利用门诊医疗服务，使其病情加重，最终反而导致了门诊服务利用平均次数的增加。这提示应该关注医疗资源可及性差的老年人的医疗需求与健康状况，合理增加基层医疗卫生机构数量，以扩大医疗服务体系覆盖范围，加紧布置医疗资源稀缺地区的老年人健康保障工作。
需要因素中，自评健康状况、罹患慢性病都是影响老年人门诊利用的因素。曹阳等[8]、曾雁冰等[26]的研究结果显示，患有慢性病和自评健康状况较差的老年人门诊服务利用率更高，与本研究结论一致。老年人的自我健康状况感知会受到慢性病的负向影响[31]，而HAN等[32]的研究指出抑郁症状与慢性病对门诊服务利用次数有明显的交互作用，健康自评在抑郁与门诊服务利用之间有中介作用，可见慢性病、健康状况自评与门诊服务利用之间存在着较为复杂的作用机制。鉴于以上结论，基层医疗卫生机构应当加快老年人个人健康档案信息化建设，深入推进老年人慢性病的"个体化、精细化"管理[33]，提升老年人群慢性病的知晓率、治疗率和控制率。还可以鼓励社会力量开设社区老年人慢性病护理站，丰富老年群体的慢性病防治途径，并做好慢性病老年群体的心理健康工作。社区和医疗卫生机构要加强对老年人健康自评的重视[34]，针对健康自评差的老年人做好慢性病排查、心理健康评估、既往病史咨询等工作，为该群体提前配置医护人员、医疗物资，全面做好老年人的健康管理工作。
本研究的局限和不足之处：（1）本研究利用的截面数据只能被用于捕捉个体层面的影响因素，欠缺了时间维度的变化趋势分析；（2）由于未明晰不同因素之间存在着的复杂的相互作用、相互影响关系，各因素影响老年人门诊服务利用的逻辑链路与作用机制在本研究中没有得到探讨。
感谢北京大学国家发展研究院和北京大学中国社会科学调查中心提供CHARLS数据。
本文无利益冲突。
