弱势家庭儿童未满足医疗需求的影响因素

韩国弱势家庭儿童未满足的医疗需求：来自社区儿童中心儿童面板调查的发现

摘要

本文介绍了一项研究，旨在考察韩国弱势家庭儿童未满足的医疗需求状况，并识别影响这些未满足需求的因素。研究使用了韩国社区儿童中心（CCC）儿童面板调查的数据。采用多重逐步逻辑回归分析来探讨影响儿童未满足医疗需求的因素。根据安德森卫生服务利用行为模型，影响因素包括倾向性、使能和需求因素。共有340名来自弱势家庭的六年级学生参与了调查，其中96名儿童（28.2%）存在未满足的医疗需求。影响因素包括：缺乏课后看护人（OR = 1.95，95% CI [1.16，3.27]）、感知到的身体症状（OR = 1.33，95% CI [1.02，1.73]）、父母冷漠（OR = 1.33，95% CI [1.002，1.77]）、每日在社区儿童中心停留时长（OR =1.32，95% CI [1.01，1.71]）以及对社区儿童中心教师的满意度（OR =0.65，95% CI [0.49，0.85]）。与父母及社区儿童中心教师的关系对儿童未满足医疗需求的影响最大。为了减少弱势家庭儿童的未满足医疗需求，应扩大现有的支持体系，为儿童的父母及社区儿童中心教师提供财政和行政支持。

关键词 : 弱势群体；儿童；未满足的医疗需求；卫生服务可及性

引言

韩国的国家健康计划2020作为许多国家健康促进政策的基础要素，预测更大的收入差距将导致更大的健康差异，从而增加医学上弱势人群[1]。基于这一前景，国家健康计划2020建议有必要加强针对这些弱势群体的健康管理[1]。根据《儿童贫困现状与政策问题报告》[2]，韩国约有1,034,000名儿童被归类为生活在家庭收入低于中位收入的60%的家庭中。此外，2016年约有446,000个有儿童的单亲家庭，占所有有儿童家庭的8%[3]。

儿童选择家庭、生活状况、学校和社区等生活环境的能力有限。这些环境因素对儿童健康的影响可能超过个体因素。其中，父母的工作状况和家庭收入被确定为重要因素[4]。事实上，弱势家庭中的儿童死亡率更高，肥胖、哮喘、抑郁和焦虑等多种身心健康问题的患病率也更高[4–6]。

尽管韩国弱势家庭儿童普遍存在身心健康问题，但关于他们使用医疗服务和未满足的医疗需求的研究却很少[7,8]。未满足的医疗需求被定义为适当应对健康问题所需的医疗服务与实际获得的医疗服务之间的差异[9]，可能因加重病情并增加并发症而延长不良健康状况的持续时间[10]。据我们所知，此前尚无韩国研究全面探讨影响弱势家庭儿童未满足医疗需求的因素。

安德森卫生服务利用行为模型（安德森模型）旨在定义和衡量卫生服务的使用方式；该模型认为，倾向性、使能和需求因素会影响个体对卫生服务的利用[11]。在此模型中，倾向性因素指个人特征，包括人口统计学、社会结构以及态度‐信念变量。促成因素指使家庭能够实现某种价值或满足卫生服务需求的条件，例如收入和医疗保险覆盖水平。需求因素指与疾病或残疾相关的生理和心理因素，这些因素直接导致卫生服务的使用[12]。安德森模型不仅被用于研究卫生服务利用行为，还被用于探讨未满足的医疗需求相关研究中的自变量[13–15]。先前的研究已将（i）年龄和教育水平[13]作为促成因素，（ii）保险[13,16]和家庭收入[13]作为促成因素，以及（iii）紧迫性[16]、心理健康需求（心理困扰、抑郁等）[17]、主观健康状况[13]、患病经历[13]和自评健康[18]作为需求因素，这些因素均被证实会影响未满足的医疗需求。在这三类因素中，促成因素和需求因素对未满足医疗需求的影响强于倾向性因素。据我们所知，安德森模型尚未应用于韩国儿童。因此，本研究基于安德森模型，考察了前往社区儿童中心（CCCs）的儿童未满足医疗需求的现状。

韩国政府自2004年以来组织并资助社区儿童中心（CCCs），以促进社区内儿童的照护服务。2018年，约有109,610名未满18岁的儿童和青少年参加了4211个社区儿童中心。这4211个中心的规模相当于全国约69%的小学数量[19]。韩国的社区儿童中心（CCCs）是为低收入或单亲家庭儿童设立的课后项目，在这些儿童的保护中发挥着重要作用[20]。本研究将弱势家庭定义为因收入低或为单亲家庭而难以照顾子女的家庭，参加社区儿童中心的儿童即被定义为来自弱势家庭的儿童。我们使用了在韩国开展的社区儿童中心儿童面板调查（CCC调查）的数据，该调查旨在为制定帮助弱势家庭儿童和青少年的国家政策提供信息[21]。本研究的结果将为制定减少弱势家庭儿童未满足医疗需求的政策提供证据。

本研究有两个具体目标：（1）描述弱势家庭儿童未满足的医疗需求状况，以及（2）考察影响这些需求的因素。潜在的影响因素包括基于安德森模型[12]顺序的倾向性、使能和需求因素。

材料与方法

研究设计

采用横断面分析，基于安德森模型调查韩国弱势家庭儿童当前未满足的医疗需求及其相关因素。数据来源于在韩国全国范围内开展的儿童保育中心（CCC）调查。

概念框架

本研究的概念框架采用了安德森模型（图1）。根据该模型，我们将倾向性、使能和需求因素纳入可能影响弱势家庭儿童未满足的医疗需求的因素。各因素的变量是基于CCC调查的可用数据确定的。

安德森模型因素

倾向性因素包括年龄、性别和居住地区等人口统计学特征，教育和职业等社会因素，以及健康信念等心理因素。促进因素包括使能使用医疗服务的经济和组织因素。经济因素包括收入和医疗保险状况，组织因素指医疗机构和提供者的数量、地理位置以及医疗机构的等待时间。需求因素包括患者主观感知的健康状况以及卫生专业人员客观评估的健康状况，具体因素包括活动受限天数、病假天数、报告症状的数量和总体健康状况。

未满足的医疗需求

评估未满足的医疗需求有多种方法，包括患者调查和专业人员的临床评估。在本研究中，未满足的医疗需求指的是个人无法使用其所需的医疗服务的情况。该定义在先前的研究中被广泛用于评估医疗服务的可及性[22,23]。

数据来源与参与者

由韩国保健福祉部与CCC总部共同委托，国家青少年政策研究院自2011年起每年开展CCC调查到2016[21]。我们使用了2013年收集的数据，并根据安德森模型选择了总共15个研究变量。其中有35个问题由儿童回答，8个问题由CCC教师回答。本调查所包含的大多数问卷均采用在韩国广泛使用的有效且可靠的测量工具。该调查还包括来自韩国儿童与青少年面板调查的若干测量项目，从而可以对不同年龄组进行比较。

本研究使用了2013年CCC调查的数据，这是自2011年首次调查未满足的医疗需求以来最新的调查。目标人群包括来自3690个中心的13,260名儿童。目标样本通过分层整群抽样构建，分层依据为大都市区和省份。分层的选择基于韩国16个大都市区和省份中社区儿童中心的数量以及每个社区儿童中心的在读儿童数量。第一期面板的整群是根据韩国16个地区的平均抽样数量（三或四个）选定的。例如，在首尔市有1141名儿童就读于367个社区儿童中心，根据抽样数量三（计算方式为1141/367= 3），从18个中心中选取了55名儿童作为第一期面板样本。

第一期面板包括来自179个中心的638名受访者，所有638名儿童均完成了调查。在这些受访者中，有139名在2012年第二次调查中失访，导致共有499人完成了第二次调查。在2013年第三次调查中，额外增加了150名受访者，最终共有515人完成了调查。2013年，515名受访者完成了调查。在515名六年级学生受访者中，有175名受访者因对问题“过去一年中您是否有过以下疾病？”回答“否”而被排除在分析之外。因此，最终共有340名受访者纳入最终分析。CCC调查在实施前获得了儿童及其父母（法定代理人）的同意。知情同意书包含了关于研究目的和结果使用方式、可随时退出研究以及个人身份信息匿名化的说明。经过培训的访谈员发放问卷，并为难以理解问题的儿童提供进一步解释，以提高回答的可靠性。CCC调查数据以去标识化形式提供给为研究目的提出申请的研究人员。本研究仅分析了CCC总部提供的调查数据，未收集任何其他数据。

伦理考量

参与者的匿名性和保密性得到维护，本研究未对其造成任何威胁。此外，本研究已获得作者所属大学的机构审查委员会批准（EU2018‐71）。

研究变量的选择与定义

未满足的医疗需求

通过评估受访者在过去一年中是否在骨科、耳鼻喉科、眼科、牙科、内科、肺科、皮肤科、精神科、神经科或其他领域因任何疾病接受过治疗，来评估其未满足的医疗需求。对于问题“过去一年中您是否有以下疾病？”回答“是”的参与者，若在后续问题“您是否接受了治疗？”中回答“已接受治疗直至痊愈，或目前正在接受治疗”，则被归类为无未满足的医疗需求；若回答“仅部分接受治疗”或“完全未接受治疗”，则被归类为存在未满足的医疗需求。

倾向性因素

在本研究中，倾向性因素包括性别和居住地区。关于居住地区，首尔和其他大都市区被归类为大都市地区，其他地区则被归类为非大都市地区。

促进因素

本研究中的促进因素如下：（1）家庭医疗保险类型，（2）与父母同住，（3）放学后是否有照顾者，（4）与父母交谈的程度，（5）与父母共同的活动程度，（6）父母冷漠的程度，（7）父母虐待程度，（8）每日在社区儿童中心停留时长，（9）对社区儿童中心教师的满意度。

儿童的家庭医疗保险类型和是否与父母同住由社区儿童中心的教师报告。健康保险类型分为医疗援助和国家健康保险（NHI）。韩国实施国家健康保险，这是一种强制性社会保险制度，覆盖约97%的人口。其余人口则由医疗援助覆盖，该援助面向国家基本生活保障制度的受助者（收入低于中位收入的30‐50%）。获得医疗援助的个人需支付其医疗费用的10‐15%。

与父母同住被分为“双亲”或“单亲/其他”（指仅与一位父母、祖父母或其他亲属同住的儿童）。

关于放学后是否有照顾者，“在场”指儿童每周有照顾者陪伴放学后的时间；“缺席”指儿童每周至少有一天放学后没有照顾者。关于与父母交谈的程度，我们采用了四个话题讨论项目的平均得分（满分5分），包括关心的问题、学校生活、书籍、电视或电影以及政治或社会问题。得分范围为4到20，分数越高表示与父母交谈的程度越高。本研究中克朗巴哈系数为0.77。与父母活动的程度通过两个活动项目的平均得分（满分5分）来衡量，包括锻炼或爱好以及一起吃晚餐。得分范围为2到10，分数越高表示与父母共同的活动程度越高。本研究中克朗巴哈系数为0.53。两者均采用五点李克特量表（1=很少到 5=每天）。

Indifference和父母的虐待通过许开发的育儿行为问卷的修改版进行测量[24]。分别使用了关于父母冷漠和虐待的三个项目和两个项目的平均得分（满分5分）。关于父母冷漠的三个项目包括：“父母认为我比他们的工作更重要”，“父母询问我在学校的情况”，以及“我生病时父母会给我适当的治疗”。采用五点李克特量表（1=非常符合到5=完全不符合）进行评分。得分范围为3至15，得分越高表示父母冷漠程度越低。本研究中克朗巴哈系数为0.69。关于父母虐待的两个项目包括：“我做错事时父母经常责骂我”和“我做错事时父母总是先打我”。采用五点李克特量表（1=完全不符合到 5=非常符合）进行评分。得分范围为2至10，得分越高表示父母虐待程度越高。本研究中克朗巴哈系数为0.59。

每日在社区儿童中心停留时长以分钟为单位，根据参加社区儿童中心的起止时间计算。对社区儿童中心教师的满意度基于五个项目的平均分（满分5分）进行测量，这五个项目包括“当我有顾虑时，老师会倾听我”、“老师很友善”、“与老师互动时我感到舒适”、“老师了解我的家庭情况”和“老师非常了解我的生活状况”。采用五点李克特量表（1=完全不到 5=非常）进行评分，总分范围为5至25分，分数越高表示对社区儿童中心教师的满意度越高。本研究中该量表的克朗巴哈系数为0.90。

需求因素

本研究中的需求因素包括疾病数量和感知到的身体症状。疾病数量定义为过去一年中所患疾病的数量，涵盖骨科、耳鼻喉科、眼科、牙科、内科、肺科、皮肤科、精神科、神经科或其他方面的疾病。通过计算10种疾病（患病记为1分，未患病记为0分）的得分总和来衡量，得分越高（范围为0至10），表示过去一年中经历的疾病数量越多。

感知到的身体症状[25]采用经过修改的Jo和Im开发的量表进行测量。使用八个项目的平均分（满分4分），包括“我睡眠不好”、“我经常头痛”、“我经常感到恶心”、“我胃痛”、“我没有食欲”、“我经常感到疲倦”、“我呼吸不畅”以及“我经常觉得自己发烧”。采用4点李克特量表（1=完全没有到 4=非常明显）进行评分。总分范围为8至32分，分数越高表示感知身体症状的严重程度越大。本研究中，克朗巴哈系数为0.85。

数据分析

所有统计分析均使用社会科学统计软件包（SPSS）23.0版本（美国伊利诺伊区芝加哥SPSS公司）进行。通过频率分析，参与者的人口统计学特征和未满足的医疗需求以频数和百分比形式呈现。在李克特量表上测量的研究变量（例如与父母交谈的程度）以均值和标准差表示。研究变量的正态分布通过偏度和峰度进行检验。包括与父母交谈的程度、与父母共同活动的程度、父母冷漠的程度、父母虐待的程度、疾病数量以及感知到的身体症状在内的研究变量均呈正态分布（偏度< 3和峰度< 8）。

根据是否存在未满足的医疗需求，将儿童分为两组：是（n= 96）和否（n= 244）。

采用独立t检验和卡方分析比较两组之间在倾向性、使能和需求因素上的差异。使用本杰米尼‐霍赫伯格法对多重比较进行校正[26]。卡方分析中采用耶茨连续性校正，以防止统计显著性的高估[27]。效应量通过卡方检验的phi系数和t检验的Cohen’s d来计算。通过多重逐步逻辑回归识别影响弱势家庭儿童未满足医疗需求的因素。在纳入逻辑回归前，研究变量使用Z分数进行标准化。根据安德森模型，我们按以下顺序构建了三个模型：（i）倾向性；（ii）使能；（iii）需求因素。采用霍斯默‐莱梅肖检验评估逻辑回归模型的拟合优度。双侧p值小于0.05被认为具有统计学意义。

结果

参与者特征与未满足的医疗需求

表1显示了弱势家庭儿童的特征及其未满足的医疗需求状况。在340名参与者中，有96名（28.2%）存在未满足的医疗需求（表1）。我们进一步分析了无疾病组与有疾病组之间是否存在差异。两组在性别、居住地区、健康保险类型、与父母交谈的程度、父母的冷漠程度、父母的虐待程度、每日在儿童保育中心停留时长以及对儿童保育中心教师的满意度方面均无显著差异。然而，过去一年中没有患病的175名儿童相比过去一年中有疾病的340名儿童更倾向于与父母同住（χ² = 7.24，p= 0.01）、课后有照护者（χ² = 6.09，p= 0.02）、与父母较少共同活动（t = −2.34，p= 0.02），并感知到更少的身体症状（t = 4.16，p< 0.001）（见补充材料）。

特征	类别	n（%）	总分（平均值 ± 标准差）	项目得分（平均值 ± 标准差）
倾向性因素
性别	Boys	146（42.9）
	女孩	194（57.1）
居住地区	大都市地区	128（37.6）
	非大都市地区	212（62.4）
促进因素
健康保险类型	国家健康保险	149（43.8）
	医疗援助	191（56.2）
与父母同住	双亲	224（65.9）
	单亲/其他	116（34.1）
放学后照顾者	在场	167（49.1）
	缺席（每周一天或以上）	173（50.9）
与父母交谈的程度			8.2± 3.5	2.1± 0.9
与父母活动的程度			5.6± 2.3	2.8± 1.1
父母冷漠的程度			6.3± 2.5	2.1± 0.8
父母虐待程度			5.2± 2.0	2.6± 1.0
每日在儿童保育中心停留的时长（分钟）			174.9± 75.1	174.9± 75.1
对儿童保育中心教师的满意度			18.5± 4.3	3.7± 0.9
需求因素
疾病数量			1.6± 1.0	1.6± 1.0
感知到的身体症状			15.0± 4.8	1.9± 0.6
未满足的医疗需求	Yes	96（28.2）
	No	244（71.8）

注：儿童保育中心：社区儿童中心；平均值：平均值；标准差：标准差。

弱势家庭儿童特征与未满足的医疗需求

根据易感因素，未满足的医疗需求在性别（χ²= 0.18，p = 0.68）和居住地区（χ²= 0.11，p = 0.74）方面均无显著差异。然而，在某些促成因素方面，未满足的医疗需求存在显著差异：放学后是否有照顾者、父母的冷漠程度、每日在社区儿童中心停留时长以及对社区儿童中心教师的满意度。

与有放学后照顾者的儿童相比，没有放学后照顾者的儿童更有可能出现未满足的医疗需求（χ²= 5.41，p = 0.02，phi系数 = 0.13）；父母冷漠程度较高的儿童（t = −3.17，p = 0.002，d = −0.38）、每日在社区儿童中心停留时间较长的儿童（t = −2.12，p = 0.04，d = −0.25），以及对社区儿童中心教师满意度较低的儿童（t= 4.05，p < 0.001，d = 0.48）也更有可能出现未满足的医疗需求。在需求因素方面，是否存在未满足的医疗需求在感知到的身体症状上存在显著差异，未满足医疗需求者的感知身体症状严重程度更高（t = −2.69，p = 0.01，d = −0.32）。本杰明尼‐霍赫伯格方法显示，父母的冷漠程度、对CCC教师的满意度以及感知到的身体症状具有显著性（表2）。

因素特征	类别	未满足的医疗需求 Yes	No	χ²比值比 或 t值	p	Φ(p)/Cohen的效应量d
易感因素
性别	Boys	39（26.7）	107（73.3）	0.18	0.68	0.03（0.59）
	女孩	57（29.4）	137（70.6）
居住地区	大都市地区	38（29.7）	90（70.3）	0.11	0.74	−0.03（0.64）
	非大都市地区	58（27.4）	154（72.6）
使能因素
健康保险类型	国家健康保险	47（31.5）	102（68.5）	1.16	0.28	0.07（0.23）
	医疗援助	49（25.7）	142（74.3）
与父母同住	双亲	65（29.0）	159（71.0）	0.1	0.75	−0.02（0.66）
	单亲/其他	31（26.7）	85（73.3）
照顾者放学后	在场	37（22.2）	130（77.8）	5.41	0.02	0.13（0.01）
	缺席（每周一天或以上）	59（34.1）	114（65.9）
与父母交谈的程度		2.1 ± 0.8	2.0 ± 0.1	−0.28	0.78	−0.03
与父母活动的程度		2.8 ± 1.2	2.8 ± 1.1	0.97	0.84	0.02
父母冷漠的程度		2.3 ± 0.8	2.0 ± 0.8	−3.17	0.002*	−0.38
父母虐待程度		2.7 ± 1.0	2.6 ± 1.0	−1.13	0.26	−0.14
每日在CCC停留的时长（分钟）		188.6± 86.1	169.6± 69.7	−2.12	0.04	−0.25
对儿童保育中心教师的满意度		3.4 ± 0.8	3.8 ± 0.8	4.05	<0.001*	0.48
需求因素
疾病数量		1.5 ± 0.9	1.6 ± 1.0	0.73	0.47	0.09
感知到的身体症状		2.0 ± 0.6	1.8 ± 0.6	−2.69	0.01*	−0.32

注：CCC：社区儿童保育中心；χ²：耶茨连续性校正；* 本杰明尼‐霍赫伯格 p值 < 0.05；Φ：phi系数。

影响弱势家庭儿童未满足的医疗需求的因素

第一个模型（模型1）仅检验了倾向性因素，结果显示性别和居住地区与未满足的医疗需求无显著关联。在模型1基础上加入促进因素后的模型2显示，与放学后有照顾者的儿童相比，放学后无照顾者的儿童更有可能存在未满足的医疗需求（比值比（OR）= 1.97，95%置信区间（CI）(1.17, 3.29)）。未满足医疗需求的可能性也随着父母漠视程度的增加而上升（OR = 1.40，95% CI (1.06, 1.85)），以及对社区儿童中心教师的满意度较低时更高（OR = 0.66，95% CI (0.51, 0.87)）。最终包含全部三类因素的模型（模型3）显示，与放学后有照顾者的儿童相比，放学后无照顾者的儿童更有可能存在未满足的医疗需求（OR = 1.95，95% CI (1.16, 3.27)）。未满足医疗需求的可能性还随着父母漠视程度的增加（OR = 1.33，95% CI (1.002, 1.77)）、每日在社区儿童中心停留时长的延长（OR = 1.32，95% CI (1.01, 1.71)）、对社区儿童中心教师满意度的降低（OR = 0.65，95% CI (0.49, 0.85)）以及感知身体症状严重程度的升高而增加（OR = 1.33，95% CI (1.02, 1.73)）。为识别影响未满足医疗需求因素所构建的逻辑回归模型的拟合优度通过霍斯默‐莱梅肖检验进行评估，结果表明模型拟合良好，因为最终模型的拟合指数不显著（χ²= 11.83, p= 0.16）（表3）。

因素	特征	类别	模型1 OR（95%置信区间）	模型2 OR（95%置信区间）	模型3 OR（95%置信区间）
倾向性因素	性别	男孩（参照组）	1	1	1
		女孩	1.13（0.70，1.83）	1.24（0.73，2.10）	1.15（0.67，1.98）
	居住地区	大都市地区(ref.)	1	1	1
		非大都市地区	0.90（0.55，1.46）	0.98(0.57,1.68)	0.95（0.55，1.64）
使能因素	健康保险类型	国家健康保险(ref.)	—	1	1
		医疗援助	—	0.86（0.51，1.47）	0.88（0.51，1.51）
	与父母同住	双亲（参考）	—	1	1
		单亲/其他	—	0.93（0.53，1.66）	0.92（0.52，1.65）
	照顾者放学后	在场(ref.)	—	1	1
		缺席（每周一天或以上）	—	1.97（1.17，3.29）*	1.95（1.16，3.27）*
	与父母交谈的程度		—	1.15（0.84，1.56）	1.12（0.82，1.54）
	与父母活动的程度		—	1.00（0.74，1.34）	1.02（0.76，1.38）
	父母冷漠的程度		—	1.40（1.06，1.85）*	1.33（1.002，1.77）*
	父母虐待程度		—	1.17（0.90，1.52）	1.13(0.87,1.47)
	每日在CCC停留的时长（分钟）		—	1.28（0.99，1.65）	1.32（1.01，1.71）*
	对儿童保育中心教师的满意度		—	0.66（0.51，0.87）*	0.65（0.49，0.85）*
需求因素	疾病数量		—	—	0.83（0.64，1.08）
	感知到的身体症状		—	—	1.33（1.02，1.73）*

注：OR：比值比；CI：置信区间；CCC：儿童保育中心；*：p< 0.05。

讨论

有观点认为，儿童未满足的医疗需求可能是成年期整体健康状况较差的预测因素[28]。因此，减少儿童未满足的医疗需求不仅可能降低日后与健康问题相关的医疗费用，还能有效作为早期干预手段，改善成年人的长期健康状况。尽管这对个体健康状况具有重要影响，但韩国的先前研究仅关注参与者当前的医疗服务使用情况以及低收入家庭儿童和残疾儿童的未满足医疗需求。因此，本研究基于安德森模型，系统且全面地调查了弱势家庭儿童未满足医疗需求的影响因素，具有重要意义。

已确定的倾向性因素（即性别和居住地区）对未满足的医疗需求没有显著影响。一项针对2至17岁儿童和青少年的研究发现，除父母教育水平外，其他倾向性变量与牙齿问题的医疗服务利用无关[16]。作者指出，父母可能通过带孩子看牙医而起到倾向性因素的作用。类似地，在本研究中，父母冷漠程度较高的儿童其未满足的医疗需求显著更高。相反，包括儿童在内的多项研究[29,30]发现，倾向性特征（如年龄和种族/民族群体）与医疗服务利用之间存在显著关联。这些研究的参与者包括不同种族和民族群体的儿童，年龄为0−17岁，而本研究的参与者为同质性的韩国六年级学生。因此，有必要进一步开展关于弱势儿童未满足医疗需求的研究，以探讨更具影响力的倾向性因素。

所选择的促成因素——健康保险类型——对弱势家庭儿童的未满足医疗需求没有显著影响。然而，一项关于韩国已婚移民妇女的研究发现，与拥有国家健康保险（NHI）或医疗援助的妇女相比，无保险妇女的未满足医疗需求更高[14]。一项关于美国儿童的研究[31]发现，与拥有私人健康保险的个体相比，拥有公共健康保险和无保险个体的未满足医疗需求更高。即使考虑到各国医疗保险制度的差异，这些结果仍表明健康保险类型对未满足医疗需求具有重要影响，这与我们的研究结果相矛盾。如前所述，所有韩国公民均拥有国家健康保险（NHI）或医疗援助。在本研究参与者中，56.2%的人享有医疗援助，这意味着他们需承担自身医疗费用的10%‐15%。这一特征可能影响了健康保险类型对未满足医疗需求无显著影响的结果。然而，有研究指出，韩国医疗保险的平均覆盖率为67%，低于经济合作与发展组织（OECD）国家80%的平均水平[32]，这导致高达10%的医疗需求未能得到满足[33]。因此，有必要进一步研究健康保险类型与弱势儿童未满足医疗需求之间的关系。除了结果不一致外，还需重视为何某些在韩移民未能获得健康保险。研究发现，许多已婚移民妇女缺乏对申请流程的了解，而非因经济原因主动回避保险[34]。鉴于此，各国应制定政策时充分考虑社会中弱势群体的各种实际情况，以降低其未满足的医疗需求。未来还需开展进一步研究，探讨除保险类型外的其他政策措施如何针对低收入人群未满足医疗需求的多种成因发挥作用[35]。

在目前的研究中，放学后缺乏照顾者被发现会增加儿童未满足的医疗需求的可能性。我们未能找到任何先前的研究来探讨这种关系。已有研究发现，儿童更倾向于与父母共度时光，而非经济富裕[36]；而在童年时期父母的缺失（这一时期与父母共处尤为重要）可能导致成年期的抑郁[37]。因此，社会需要寻找一种系统性方法来减少童年时期父母缺失所带来的影响。有研究指出，社会支持可降低未满足医疗需求[38]。因此，如果由于生活状况（例如双亲均需工作）导致弱势家庭中父母的缺席不可避免，那么建立一个儿童易于获得的社会支持系统将大有裨益。

在本研究中，与父母的活动和交流程度对儿童未满足的医疗需求并非显著因素，这与放学后缺乏照顾者和父母冷漠所产生的显著影响不同。先前的一项研究结果与我们的发现不一致，该研究表明亲子联结会影响儿童未满足的医疗需求[39]。亲子联结是通过五个问题测量与父母关系的定性方面来评估的。例如，询问儿童他们感觉与父母有多亲近，以及他们是否对自己与父母的沟通方式感到满意。而在本研究中，与父母的活动和交流程度是通过与父母关系的定量方面来测量的。未来的研究可纳入除与父母的活动和交流程度之外的其他变量，以更全面地反映亲子关系。

在本研究中，弱势家庭儿童的未满足医疗需求与父母冷漠程度较高显著相关。这与之前一项关于18,924名青少年未满足医疗需求影响因素的研究结果相呼应，表明青少年与其父母之间的亲子联结对未满足医疗需求具有显著影响[39]。冷漠是指儿童应获得的适当身体、环境、医疗、认知或情感照护或监管的缺失[40]，可能导致未满足的医疗需求。父母冷漠被称为“无声的暴力”，已被发现对儿童的成长和健康产生有害影响[41]。根据韩国国家儿童保护机构最近的一份报告，33.6%的冷漠父母缺乏适当的育儿态度和知识，22.8%因社会经济地位和社会孤立而承受压力[42]。因此，通过实施针对育儿态度和知识的教育项目，以及为弱势家庭提供儿童保育服务，可以预防冷漠的发生。尽管目前韩国为弱势家庭提供了社区儿童中心和个案管理服务，以保护面临风险的儿童，但仍存在资源不足和可及性差的问题。

同时，在本研究中，虐待并不是未满足的医疗需求的统计学显著因素。这可能表明，与言语、身体和情感虐待相比，父母的冷漠和缺乏照料对弱势家庭儿童未满足的医疗需求具有更强的影响。然而，虐待在临床上具有重要意义，正如最近一项研究所示，受虐待儿童个案工作者转介至心理健康服务的因素之一即包括虐待史[43]。此外，本研究中虐待是基于两个项目进行测量的，其表面上的不显著性可能是由于该评估方法存在问题所致。此外，当前研究中父母的冷漠程度是通过三个项目进行测量的。用于测量父母冷漠和虐待的五个项目选自一个有效且可靠的测量工具[24]。然而，原始工具是为青少年开发的，包含11个关于冷漠和虐待的项目。因此，这五个项目可能未能反映使用社区儿童中心（CCCs）儿童的发展和环境特点，这可能会影响我们的研究结果。未来的研究需要使用更适合弱势儿童的工具，进一步探讨冷漠和虐待对未满足医疗需求的影响。

在本研究中，被设定为促成因素的每日在社区儿童中心停留时长对未满足的医疗需求具有显著影响，停留在社区儿童中心时间较长的儿童更有可能出现未满足的医疗需求。这与先前的一项研究结果一致，该研究表明当双亲均工作时，由于他们的工作时间可能与医疗机构的营业时间重叠，导致儿童的未满足医疗需求增加[22]。换句话说，弱势家庭的父母由于其社会经济状况，无法花费足够的时间陪伴孩子或带他们前往医疗机构或医院，这与我们的发现相符。因此，我们建议更加关注社区儿童中心的功能，因为这些中心可以作为减少弱势家庭儿童未满足医疗需求的保护性因素，尤其是在那些在社区儿童中心停留时间更长的儿童中，其未满足的医疗需求更高。

我们的研究结果表明，对社区儿童中心教师满意度较高的儿童比满意度较低的儿童更不容易出现未满足的医疗需求。这一因素的效应量d虽小，但在所有显著因素中最大。这些中心的教师负责并管理儿童的课后时间，陪伴他们直到父母归来，并代替父母或主要照顾者对儿童进行保护、引导和监督[44]。有研究指出，CCC教师不仅是作为教育者和保护者的角色提供学业和情感支持的关键人物，还能够改善弱势儿童的健康状况[45]。我们的结果证实，CCC教师可以在减少这些儿童未满足医疗需求方面发挥保护作用。然而，在韩国，目前缺乏足够的制度支持，使CCC教师能投入足够时间向弱势儿童提供高质量照护。研究表明，低工资和繁重的工作量导致CCC教师的高人员流失率。此外，他们大部分工作内容包括行政任务（68.8%）以及餐饮服务和清洁工作（55.4%）[6]。基于对CCC教师满意度在儿童未满足医疗需求方面具有最大的效应量d，有必要提供财政和行政支持，使CCC教师能够通过与儿童更多相处、密切关注并建立养育关系来及时发现儿童未满足的医疗需求。

疾病数量与未满足的医疗需求之间无显著关联，这与先前关于儿童[43]和老年人[46]的研究结果不一致。在目前的研究中，儿童根据自身记忆报告其所患疾病数量；而先前的研究[43]中，照护者通过检查表报告儿童具有临床意义的健康问题。因此，对儿童疾病数量的测量方法不同可能影响了本研究的结果。此外，独居老年人报告其平均患有三种慢性病，显著影响了其未满足的医疗需求[46]。本研究的参与者为12岁的儿童，在上一年平均患有1.5种疾病。并且，在存在未满足医疗需求的组别与不存在该需求的组别之间，疾病数量并无显著差异。因此，在针对儿童的研究中应用安德森模型时，有必要谨慎选择并考察构成需求因素的变量。

最后，未满足的医疗需求的可能性随着感知身体症状的严重程度（被设定为一种需求因素）的增加而上升。这与之前的研究结果相似，即普通成人群体中主观健康状况越差，未满足的医疗需求越多[13]。这些发现表明，当个体认为其身体症状较为严重时，未满足的医疗需求可能会随之增加。以往关于未满足医疗需求的研究通常将主观健康状况作为需求因素进行考察，其测量尺度从“良好”到“较差”。相比之下，本研究使用的变量是“感知到的身体症状”，该变量测量的是具体且多项的指标，而非使用较为模糊的“近期健康状况”（从“我经常生病”到“我很健康”）。由于在本研究中感知到的身体症状被发现对未满足的医疗需求具有显著影响，因此我们建议，未来关于儿童健康状况的研究可采用考虑健康多个方面的具体指标，而非单一且措辞模糊的指标。

在韩国，自2020年起，将向没有家庭成员或照护者协助使用卫生服务的有行动障碍的老年人提供一项新的国家医疗服务。这项服务将提供实际支持，有助于减少老年群体中未满足的医疗需求[47]。对于来自弱势家庭且没有父母或照顾者协助其使用卫生服务的儿童，也应提供类似的国家医疗服务。例如，CCC教师可以帮助他们。此外，制定关于如何通过照护者评估儿童健康状况的指南，将有助于降低弱势家庭儿童中未满足的医疗需求[48]。

本研究的局限性如下。首先，我们使用的二手数据可用于回归分析的变量数量有限。未来需要通过添加母亲的暴力暴露[49]、父母心理困扰[50]和父母药物滥用[51]等因素，进一步广泛地识别影响未满足的医疗需求的因素。第二，测量工具的信度系数显示，本研究中使用的部分测量工具不够理想。克朗巴哈系数低于0.70的测量包括与父母活动的程度、冷漠及父母的虐待。未来的研究应针对这些变量采用更可靠且有效的测量工具。此外，可根据信度系数不足的情况对CCC调查中包含的测量项目进行修改。第三，本研究分析基于横断面设计，因此无法证明影响因素与弱势家庭儿童未满足的医疗需求之间的因果关系。少数因素（如对社区儿童中心教师的满意度和感知到的身体症状）与未满足的医疗需求之间可能存在相互关联。有必要开展纵向研究以检验这些关系的因果性。第四，CCC调查中的大多数项目为自报数据。并非所有儿童都能充分理解调查问题并完成记忆提取，因此应考虑其认知能力。此外，自报答案可能存在漏报或夸大现象。尽管经过培训的访谈员协助儿童完成了问卷，但自报数据仍可能影响我们的结果。为进一步了解影响弱势儿童未满足医疗需求的因素，需要开展更多结合教师和家长报告的后续研究[52]。

结论

本研究发现，放学后缺乏照顾者、父母冷漠、每日在社区儿童中心停留时长、对社区儿童中心教师的满意度以及感知到的身体症状对弱势家庭儿童的未满足医疗需求具有显著影响。健康保险类型在先前的研究中是影响未满足医疗需求的重要因素，但在本研究中并未表现出显著作用，父母虐待也非显著因素。与双亲的关系（即放学后缺乏照顾者、父母冷漠）以及CCC机构的教师关系被发现是对弱势家庭儿童未满足医疗需求影响最大的因素。因此，为减少这些儿童的未满足医疗需求，应将目前主要集中于健康保险的支持扩展至为儿童父母及社区儿童中心教师提供财政和行政支持。