مقدمه
از اواسط قرن اخیر، جهان به‌سرعت به سمت پدیده‌ سالمندی پیش می‌رود، به‌طوری‌که طی این مدت تعداد سالمندان به‌طور قابل ملاحظه‌ای افزایش یافته است. توسعه اقتصادی و بهبود سطح‌ بهداشت و سلامت در جهان، سبب ارتقا کیفیت زندگی و درنتیجه‌ افزایش طول عمر، کاهش موالید و افزایش امید به زندگی افراد شده است. این عوامل نیز به نوبه‌ خود علل رشد جمعیت سالمندان در جوامع مختلف جهان را فراهم کردند [1]. سالخوردگی جمعیت از سالیان گذشته در کشورهای توسعه‌یافته آغاز شده بود و در برخی کشورهای درحال‌توسعه نیز در حال وقوع بود. به همین علت می‌توان مدعی شد که سالخوردگی جمعیت، پدیده‌ای جهانی و فراگیر است [2]. طبق گزارش بخش جمعیت سازمان ملل متحد، در سطح جهان سهم جمعیت 65 ساله یا بالاتر، از 6 درصد در سال 1990 به 9/3 درصد در سال 2020 افزایش یافته است. پیش‌بینی می‌شود این مقدار تا سال 2050 به 16 درصد افزایش پیدا کند، به‌طوری‌که از هر 6 نفر در جهان، 1 نفر در سن 65 سالگی یا بالاتر خواهد بود [3 ,4]. 
در دهه‌های اخیر کشور ایران نیز تحت‌تأثیر تغییرات جمعیتی قرار گرفته‌ است. با وجود اینکه همچنان قشر سالمند درصد کمی از جمعیت کل کشور را تشکیل می‌دهد، اما این روند نسبت به کشورهای توسعه‌یافته، به‌شدت رو به افزایش است [5]. طبق مطالعات انجام‌شده در ایران، جمعیت سالمندان 65 ساله و مسن‌تر تا پیش از سال 1394 کمتر از 5 درصد بوده است، اما این نسبت در سال 1394 به بالای 5 درصد افزایش یافته است. طبق پیش‌بینی‌ها، درصد رشد جمعیت سالمندان در سال 1414 به بیش از 11 درصد خواهد رسید و همچنان این روند افزایشی خواهد بود [1]. 
بنابر آنچه ذکر شد، جمعیت بسیاری از کشورهای جهان و همچنین ایران در حال پیش‌روی به سوی سالخوردگی است. بدیهی است که پیری جمعیت، جوامع را با مشکلات مختلفی مواجه خواهد ساخت. این پدیده در سطح فردی برای شخص سالمند و در سطح اجتماعی برای خانواده‌های دارای عضو سالمند و به‌طور گسترده برای کل جامعه، مشکل‌آفرین خواهد بود. خدمات مربوط به بازنشستگی و بیمه افراد از جمله هزینه‌های تحمیل‌شده به دولت‌ها هستند. باتوجه‌به اینکه احتمال ابتلا به بیماری‌های مختلف با افزایش سن و گذشت از دوره جوانی به میانسالی و پیری، افزایش می‌یابد، استفاده از خدمات درمانی نیز در این سنین هزینه‌های زیادی را برای افراد و درنهایت به جامعه دربر دارد. بنابراین یکی از مسائل مهمی که در کشورهای مواجهه‌شده با این پدیده باید مد نظر قرار گیرد، لزوم توجه به نیازهای بهداشتی-درمانی مربوط به این قشر از جمعیت است [1]. 
پیک و همکاران در مطالعه‌ای با استفاده از داده‌های بررسی سلامت بهداشت استرالیا مربوط به سال‌های 2014-2015، به بررسی نیازهای جمعیت سالخوردگان در سیستم بهداشت و درمان استرالیا پرداختند. طبق نتایج این مطالعه، میزان بستری گروه سنی 65 سال و بالاتر بیش از 4 برابر همتایان جوان خود در بین جمعیت بومی و غیر بومی استرالیا بود. داده‌های موجود نشان داد سهم بیماران 65 سال به بالا در ویزیت پزشکان عمومی نیز افزایش یافته داشته است، به‌طوری‌که فرد بالای 65 سال در استرالیا سالانه بیش از 10 مرتبه به پزشک عمومی مراجعه می‌کند که این مقدار بیش از 2 برابر در افراد زیر 65 سال است [6]. 
رونسلی و همکاران در یک مطالعه مشاهده‌ای گذشته‌نگر، به بررسی الگوی مصرف و هزینه‌های بالای خدمات مراقبت‌های بهداشتی بیماران بستری در بیمارستان‌های شهرهای اتاوا و انتاریو پرداختند. در این مطالعه، بیماران مبتلا به بیماری‌های مزمن با هزینه بالا، اغلب سالمند بودند که تحت درمان‌های پیچیده پزشکی قرار داشتند و بیشترین هزینه مراقبت‌های پرستاری و مراقبت‌های ویژه را به خود اختصاص داده بودند [7].
در مطالعه‌ای دیگر که بر روی سالمندان بالای 80 سال و با استفاده از داده‌های مرکز تحقیقات عملی بالینی انگلستان انجام شد، این نتایج به ‌دست آمد که هزینه‌های سالانه استفاده از خدمات مراقبت‌های بهداشتی از 3095 پوند در گروه سنی 80-84 سال به 4322 پوند در گروه سنی 95-99 سال افزایش یافت. طبق نتایج حاصل از این مطالعه، این هزینه‌ها در گروه سنی 100 ساله و بالاتر به 3698 پوند کاهش یافته است [8].
در ایران نیز رشد سریع جمعیت سالمندان طی دو دهه آینده، افزایش هزینه‌های مربوط به این گروه سنی از جامعه را به دنبال خواهد داشت. در مطالعه شجاعی و همکاران به بررسی هزینه‌های درمانی گروه‌های سنی مختلف ازجمله سالمندان پرداخته شده است. نکته اشاره‌شده در این مقاله این بود که با وجود اینکه تنها 31 درصد از کل بیماران تحت مطالعه از گروه سنی 60 ساله و بالاتر بودند، 37 درصد از کل هزینه‌های درمانی به این قشر اختصاص داشت و میانگین این هزینه‌ها برای سالمندان نسبت به سایر گروه‌های سنی به‌جز گروه سنی 45-59 سال، بسیار بالاتر بوده است [9]. طبق مطالعه میرزایی و همکاران در سال 1396، متوسط هزینه کل و هزینه بهداشت و درمان خانوارهای دارای سرپرست سالمند کشور در سال‌ 1389 از 4/9 درصد به 5/1 درصد در سال 1394 افزایش یافته است. پیش‌بینی شده است در سال 1429 این مقدار به 22 درصد افزایش یابد. طی سال‌های 1375-1390 سهم هزینه‌های بهداشتی و درمانی سالخوردگان از هزینه کل، همواره رو به افزایش بوده است، به‌طوری‌که این میزان از 1/4 درصد در سال 1375 به 9/2 درصد در سال 1390 رسیده است [1]. مطالعه رضاپور و همکاران نشان می‌دهد با افزایش سن از 65 سالگی تا زمان مرگ، هزینه‌های درمانی و مراقبتی سالمندان به‌طور چشم‌گیری افزایش می‌یابد [10]. مطابق یافته‌های مطالعه زیلوچی و همکاران، ارتباط معناداری میان هزینه بستری سالمندان با متغیرهای جنسیت، سن و وضعیت بیمه وجود ندارد، اما ارتباط میان متغیر هزینه با متغیرهای بخش بستری بیمار، نوع بیماری، مدت اقامت، تعداد بیماری‌های هم‌زمان و پیامد بیماری (بهبود-مرگ) معنادار گزارش شد. طبق نتایج این مطالعه، بیشترین هزینه‌ها مربوط به بیماران قلبی‌عروقی و بخش‌های داخلی بوده است. بنابراین ضمن تأکید بر برنامه‌های پیشگیری، ارائه روش‌های جایگزین کم هزینه‌تر ازجمله ارائه خدمات در خارج از بیمارستان به‌منظور کاهش هزینه‌ها و بهبود خدمات پیشنهاد شده است [11]. کرمی و همکاران در مطالعه‌ خود به بررسی پدیده‌ سالمندی در 202 کشور جهان پرداختند. باتوجه‌به بررسی‌های انجام‌شده در این مطالعه، در سال 2016 میانگین هزینه‌های سرانه سلامت در ایران 1563/75 دلار بوده است. طبق نتایج این مطالعه، دو مورد از عوامل مؤثر بر افزایش هزینه سرانه درمان، درصد جمعیت بالای 65 سال و سال‌های از دست رفته زندگی به‌دلیل ناتوانی در گروه سنی 70 سال و بالاتر بود [12]. زندی و همکاران با بررسی الگوی مصرف و هزینه خدمات بستری سالمندان تحت پوشش سازمان بیمه سلامت ایران دریافتند که ‌غیر از هزینه خدمات توان‌بخشی، تفاوت آماری معناداری میان هزینه سایر خدمات بستری در دو گروه سالمندان و غیر سالمندان وجود دارد و هزینه خدمات بستری بیماران سالمند در مقایسه با سایر بیماران بالاتر است. همچنین 28/7 درصد از کل هزینه بیماران بستری مربوط به سالمندان بوده است. یافته‌های این پژوهش نشان داد بین سن و هزینه بستری سالمندان رابطه آماری معناداری وجود ندارد، اما اختلاف میان میانگین هزینه بستری مردان و زنان سالمند ازنظر آماری معنادار بوده است [13].
باتوجه‌به روند سریع رشد جمعیت سالمندان در ایران، توجه به مسائل مربوط به این قشر به‌ویژه مشکلات مربوط به افزایش هزینه‌های درمانی، ضرورت یافته است. شناسایی عوامل تأثیرگذار بر افزایش هزینه‌های بهداشت و درمان سالمندان که عموماً جمعیت غیرفعال جامعه محسوب می‌شوند، می‌تواند به سیاست‌گذاران بهداشتی در اتخاذ تصمیمات درست و به‌هنگام در این زمینه یاری رساند. مطابق با آنچه ذکر شد، این مطالعه به بررسی عوامل مرتبط با افزایش هزینه‌های بهداشتی‌درمانی سالمندان می‌پردازد.  
مواد و روش‌
انتخاب نمونه
این پژوهش از نوع مطالعات هم‌گروهی گذشته‌نگر است. جامعه مورد مطالعه تمام سالمندانی درنظر گرفته شدند که در سال‌های 1394-1395 در بیمارستان‌های آموزشی دانشگاه‌علوم پزشکی اهواز بستری بودند. 34 درصد از بیماران سالمند بستری در بیمارستان‌های امام‌خمینی (ره) و گلستان شهر اهواز در گروه بیماری‌های گردش‌خون قرار داشتند. بالاترین حجم بستری بیماران سالمند در شهر اهواز مربوط به این دو بیمارستان آموزشی است (براساس سیستم اطلاعات بیمارستانی). به همین دلیل در مطالعه حاضر، پرونده‌های مربوط به بیماران این دو بیمارستان مورد بررسی قرار گرفت. نمونه‌ها به‌روش تصادفی ساده و از طریق شماره پرونده بیماران گروه بیماری‌های گردش‌خون (آنژین صدری و نارسایی قلبی) از سیستم اطلاعات بیمارستان‌ انتخاب شدند. در مطالعات بهداشتی و برنامه‌ریزی و به منظور بررسی خدمات بیمارستانی، منطقی است که اولویت‌های درمانی مورد نظر قرار گیرد. باتوجه‌به اینکه بیماری‌های آنژین صدری و نارسایی قلبی اولویت استان خوزستان و حتی کشور هستند، بنابراین در این مطالعه به بررسی اطلاعات این گروه از بیماران سالمند پرداخته شد. معیارهای ورود به مطالعه عبارت بودند از: 1. سن بیمار از 60 سال به بالا باشد. 2. فرد مبتلا به بیماری قلبی یا گردش خون باشد (بیماری ثانویه و همراه نداشته باشد). بر اساس معیارهای ورود و روش نمونه‌گیری تصادفی، 365 نمونه شامل 264 مورد آنژین صدری و 101 مورد نارسایی قلبی انتخاب شدند. تعدادی از نمونه‌ها به‌دلیل خطاهای موجود در پرونده و اشتباه در وارد کردن داده، حذف شدند. درنهایت تعداد 335 نمونه در این مطالعه مورد بررسی قرار گرفت. تمامی بیماران تا پایان سال 1395 پیگیری شدند. اطلاعات بیماران در طول مطالعه به‌‌صورت محرمانه باقی ماند. این پژوهش پس از کسب کد اخلاق از کمیته تحقیقات دانشگاه علوم‌پزشکی جندی‌شاپور اهواز انجام شد. متغیرهای سن، فصل مراجعه‌ بیمار به بیمارستان، جنسیت، وضعیت تأهل، تعداد روزهای بستری و بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه بیمارستان به‌عنوان متغیرهای پیشگو وارد مطالعه شدند. مجموعه‌ای از هزینه‌های بیمارستانی بیماران (هزینه‌های پیرابالینی و جراحی) به‌عنوان متغیر پاسخ درنظر گرفته شد. مقادیر صفر در متغیر پاسخ، بیانگر هزینه صفر است.
روش تحلیل آماری
اطلاعات توصیفی متغیرهای پیوسته و گسسته به‌ترتیب با استفاده از مقادیر میانگین±انحراف معیار و فراوانی (درصد فراوانی) ارائه شده است. همچنین در این مطالعه میانگین هزینه‌های بیمارستانی بیماران به تفکیک طبقات متغیرهای مستقل با استفاده از نرم‌افزار SPSS نسخه 22 مقایسه شد. برای این منظور ابتدا فرضیه نرمال بودن برای عوامل مورد نظر با استفاده از آزمون شاپیرو ویلک مورد بررسی قرار گرفت. سپس به‌دلیل عدم برقراری این فرض در همه موارد، برای مقایسه میانگین‌ها از آزمون‌های ناپارامتری من-ویتنی و کروسکال-والیس استفاده شد. برای تحلیل نتایج این دو آزمون، آماره آزمون‌ها و مقدار P مربوط به آن‌ها ارائه شد. آماره آزمون کروسکال والیس با توزیع کای‌اسکوئر تقریب زده شده است. 
بررسی فرض نرمال بودن با استفاده از آزمون شاپیرو ویلک برای داده‌های هزینه و همچنین نمایش گرافیکی این داده‌ها با نمودار هیستوگرام نشان داد این متغیر دارای چولگی به سمت راست است و از توزیع نرمال پیروی نمی‌کند. در این مطالعه 89 درصد بیماران متحمل هزینه‌ درمانی شدند و 11درصد هزینه‌ای نداشتند. بنابراین به‌دلیل صفر بودن 11 درصد از مقادیر متغیر پاسخ، برای مدل‌بندی داده‌ها از مدل‌ دوبخشی حاشیه‌ای استفاده شد. برای مدل‌سازی بخش اول که مبتنی بر صفر یا غیر صفر بودن هزینه‌ها است، از مدل رگرسیون لجستیک و برای بخش دوم که مربوط به کل هزینه‌ها است، از مدل گامای تعمیم‌یافته استفاده شد. مدل دوبخشی حاشیه‌ای با استفاده از نرم‌افزار  SAS نسخه 9/4 و به‌کارگیری برنامه‌ NLMIXED انجام شد. به منظور ارائه و توضیح نتایج، به تفسیر مقادیر نسبت شانس عواملی پرداخته شد که در سطح 0/05 معنا‌دار بودند. 
مدل دوبخشی حاشیه‌ای
در مطالعات خدمات بهداشتی‌درمانی اغلب با داده‌های پیوسته‌ای مواجه هستیم که تعداد قابل ملاحظه‌ای از مقادیر، صفر هستند. این داده‌ها از نوع داده‌های نیمه‌پیوسته‌اند. مقادیر صفر در متغیر هزینه‌های خدمات درمانی، نشان‌دهنده جمعیتی است که در یک بازه‌ زمانی معین خدمات درمانی دریافت نکردند؛ بنابراین هزینه‌ای نداشتند (هزینه صفر بوده است). همچنین مقادیر پیوسته نشان‌دهنده‌ سطح هزینه‌ها در افرادی است که از خدمات درمانی استفاده کردند و متحمل هزینه شدند (هزینه، مقداری مثبت بوده است). بنابراین متغیر هزینه در این مطالعه متغیری نیمه‌پیوسته محسوب می‌شود [14]. 
مدل دوبخشی، رویکردی برای پاسخگویی به تجمع نقاط در صفر فراهم می‌کند. درواقع این مدل یک مورد خاص از مدل‌های آمیخته دوبخشی است. مدل‌های دوبخشی دارای دو مؤلفه دودویی و پیوسته هستند. 
کرگ در سال 1971 با مدل‌سازی بخش‌های دودویی و پیوسته به‌عنوان توابعی از متغیرهای کمکی به حالت رگرسیونی به بسط مدل توبیت پرداخت [15]. مانینگ و داون به‌ترتیب در سال‌های 1981 و 1983، پرکاربردترین مدل دوبخشی یعنی مدل دوبخشی متعارف را معرفی کردند [16, 17].
از نقاط ضعف مدل‌های دوبخشی متعارف می‌توان به برازش جداگانه بخش دودویی و پیوسته اشاره کرد. مدل دوبخشی متعارف به‌طور جداگانه احتمال پاسخ مثبت و توزیع مربوط به متغیر پاسخ مثبت را مدل‌سازی می‌کند. در این مدل‌ها به‌دلیل اینکه بخش دوم مشروط بر غیر صفر بودن متغیر پاسخ است، امکان به‌دست آوردن برآورد اثر متغیرهای کمکی بر میانگین حاشیه‌ای متغیر پاسخ برای کل جمعیت مورد مطالعه وجود ندارد. اسمیت و همکاران به‌منظور به‌دست آوردن نتایج دقیق‌تر و تفاسیر کارآمدتر به معرفی مدل دوبخشی حاشیه‌ای پرداختند. در این مدل به‌طور هم‌زمان دو بخش دودویی و پیوسته بر داده‌ها برازش داده می‌شوند. همچنین شرط غیر صفر بودن متغیر پاسخ در بخش دوم حذف می‌شود. به همین دلیل این بخش از مدل، تفسیری حاشیه‌ای از اثر متغیرهای مستقل بر کل جمعیت ارائه می‌شود [14]. اسمیت در مطالعات خود به مقایسه‌ مدل‌های دوبخشی حاشیه‌ای با به‌کارگیری توزیع‌های پیوسته‌ لگ-نرمال، گاما، گامای تعمیم‌یافته و لگ-چوله-نرمال پرداخت [18].
فرم کلی مدل دوبخشی حاشیه‌ای با تابع پیوند لگاریتمی مطابق فرمول شماره 1 است:

1. f (yi)=(1-πi)I(yi= 0) X [ πi g(yi>0)]I(yi >0), yi ≥0
2. Logit(πi)=δ0+δ1X1+δ2X2+δ3X3+δ4X4+ δ5X5+δ6X6 
3. E(yi)=exp(γ0+γ1X1+γ2X2+γ3X3+γ4X4+γ5X5+γ6X6)
فرمول شماره 1 فرم کلی مدل دو بخشی است که πi در آن نشان‌دهنده احتمال مثبت بودن مقدار متغیر پاسخ است. همچنین g نشان‌دهنده هر تابع چگالی است که شامل مقادیر مثبت yiشود. فرمول‌های شماره 2 و 3 به‌ترتیب مربوط به بخش‌های دودویی و پیوسته مدل دوبخشی حاشیه‌ای به‌کار گرفته‌شده در این مطالعه هستند. در این فرمول‌ها، δ و γ پارامترهای بخش دودویی و پیوسته را نشان می‌دهند. همچنین متغیرهای مستقل X2 تا X6 مربوط به سن، جنسیت، وضعیت تأهل، تعداد روزهای بستری در بیمارستان، فصل پذیرش بیمار و وضعیت بستری سالمند در بخش مراقبت‌های ویژه هستند.
 در این مطالعه در بخش گسسته، از تابع پیوند لجیت و مدل رگرسیون لجستیک و در بخش پیوسته از  مدل‌ رگرسیون گامای تعمیم‌یافته استفاده شد. 
یافته‌ها
میانگین هزینه‌های بیمارستانی که به‌عنوان متغیر پاسخ درنظر گرفته شد، در حدود 20 میلیون ریال با انحراف معیار بیش از 35 میلیون ریال بوده است. مقدار بالای معیار پراکندگی به‌دلیل وجود مقادیر صفر در داده‌های هزینه است. همچنین کمترین و بیشترین مقدار هزینه‌ خدمات درمانی به‌ترتیب برابر با صفر و بیش از 200 میلیون ریال می‌باشد. میانگین سنی بیماران سالمند حاضر در این مطالعه 8/27±70/71 است. مسن‌ترین سالمند 97 ساله و کم‌سن‌ترین آن‌ها 60 ساله بوده است. همچنین میانگین سنی سالمندان زن 8/97±70/96 و این مقدار برای سالمندان مرد 7/39±70/42 بوده است. میانگین تعداد روزهای بستری بیماران در بیمارستان 1/92±2/99 روز بود. کمترین و بیشترین تعداد روز بستری در میان سالمندان این مطالعه به ترتیب 1 و 10 روز بوده است.
در جدول شماره 1، مشخصات جمعیت‌شناختی و بیمارستانی بیماران ارائه شده است.


فراوانی متغیرهای جنسیت بیمار، سن، تعداد روزهای بستری در بیمارستان، وضعیت تأهل، فصل پذیرش بیمار در بیمارستان و وضعیت بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه در جدول شماره 1 قابل مشاهده است. از بیماران مورد مطالعه، (54 درصد) 181 نفر از سالمندان را زنان و (46 درصد) 154 نفر از آنان را مردان تشکیل می‌دادند که از این تعداد 335 نفر بیمار مورد مطالعه، (71/9)241 نفر متأهل و (28/1)94 نفر مجرد بودند. 
باتوجه‌به نتایج ارائه‌شده در جدول شماره 1، میانگین هزینه‌های درمانی زنان و مردان اختلاف معناداری داشت، به‌طوری ‌که این مقدار برای زنان سالمند، 16/45 میلیون ریال و برای مردان، 24/31 میلیون ریال بوده است. طبق بررسی‌های انجام‌شده در بخش تک متغیره، میانگین هزینه‌های بهداشتی‌درمانی در میان سالمندان مجرد بیشتر از متأهلین بوده است. با وجود اینکه تنها 28/1 درصد از افراد تحت مطالعه مجرد بودند، اما حدود 50 درصد از هزینه‌های درمانی مربوط به این گروه از سالمندان بوده است. نتیجه آزمون من-ویتنی نیز مبنی بر وجود تفاوت معنا‌دار میان این دو گروه است.
وضعیت بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه، سن بیمار و تعداد روزهای بستری در بیمارستان از دیگر عوامل معنادار در بخش تک متغیره هستند. بستری بیماران در بخش مراقبت‌های ویژه با افزایش قابل توجه هزینه‌های درمانی سالمندان همراه است، به‌طوری‌که میانگین هزینه‌های درمانی افرادی که در بخش مراقبت‌های ویژه بستری بودند، 31/48 میلیون ریال و این مقدار برای سالمندانی که نیازی به بستری در این بخش نداشتند، 5/64 میلیون ریال بوده است (حدود 5/60 برابر). باتوجه‌به نتایج ارائه‌‌شده، بین میانگین هزینه‌های درمانی در سنین مختلف اختلاف معناداری وجود دارد. بیشترین هزینه مربوط به رده سنی 60-74 سال است. همان‌طور که مشاهده می‌شود، هزینه‌های درمانی سالمندان با افزایش سن کاهش یافته است. بدیهی است که با افزایش تعداد روزهای بستری، هزینه‌های درمانی سالمند افزایش ‌یابد. نتایج این بخش از مطالعه نشان می‌دهد اختلاف میان میانگین هزینه‌های درمانی باتوجه‌به تعداد روزهای متفاوت بستری بیمار در بیمارستان ازنظر آماری معنادار است. طبق نتایج حاصل از به‌کارگیری آزمون کروسکال والیس، تفاوت معناداری میان میانگین هزینه‌های درمانی بیماران در فصل‌های مختلف پذیرش آن‌ها در بیمارستان مشاهده نشد. 
تحلیل نتایج حاصل از برازش مدل گامای تعمیم‌یافته دو بخشی حاشیه‌ای
نتایج برازش مدل دوبخشی حاشیه‌ای گامای تعمیم‌یافته بر داده‌های این مطالعه در جدول شماره 2 قابل مشاهده است.


طبق بررسی انجام‌شده، متغیرهای سن، وضعیت بستری فرد در بخش مراقبت‌های ویژه، تعداد روزهای بستری بیمار در بیمارستان، فصل پاییز و وضعیت تأهل در بخش دودویی مدل ازنظر آماری معنادار بودند. به این معنی که این عوامل با غیر صفر شدن هزینه‌های بیمارستانی سالمندان مرتبط بودند. همچنین مقدار نسبت شانس در بخش دودویی مدل برای متغیر وضعیت بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه نشان می‌دهد شانس داشتن هزینه برای افرادی که در این بخش بستری بودند، 3/59 برابر کسانی است که نیاز به بستری در این بخش نداشتند. در مورد متغیر وضعیت تأهل، شانس داشتن هزینه برای افراد متأهل، 0/36 برابر سالمندان مجرد است. به‌‌عبارت دیگر شانس داشتن هزینه‌های خدمات درمانی برای سالمندان مجرد، 2/77 برابر متأهلین بوده است. نسبت شانس مربوط به متغیر سن نیز بیانگر آن است که شانس داشتن هزینه‌های خدمات درمانی با افزایش هر سال سن، 0/96 برابر می‌شود، به شرطی که سایر متغیرها ثابت باقی بمانند. طبق نتایج ارائه‌شده در جدول شماره 2، با افزایش تعداد روزهای بستری بیمار در بیمارستان، شانس داشتن هزینه‌های مربوط به خدمات درمانی برای بیماران افزایش می‌یابد. چنانکه با فرض ثابت بودن سایر متغیرها، شانس داشتن هزینه به ازای هر روز اقامت بیمار در بیمارستان 1/49 برابر می‌شود. احتمال داشتن هزینه مثبت در بخش دودویی مدل دوبخشی برای متغیر فصل پذیرش بیمار در بیمارستان تنها در فصل پاییز معنادار بوده است. مطابق مقدار نسبت خطر محاسبه‌شده برای این متغیر، شانس داشتن هزینه‌های درمانی برای بیماران پذیرش‌شده در فصل پاییز، 0/20 برابر بیماران پذیرش‌شده در فصل تابستان بوده است. به‌عبارت دیگر شانس داشتن هزینه‌های درمانی در فصل تابستان، 5 برابر فصل پاییز است.
 همان‌طور که در جدول شماره 2 مشاهده می‌شود، متغیرهای جنسیت، سن، وضعیت بستری فرد در بخش مراقبت‌های ویژه، تعداد روزهای بستری بیمار در بیمارستان و وضعیت تأهل در بخش پیوسته مدل ازنظر آماری معنادار هستند. طبق نتایج ارائه‌شده، مردان سالمند به‌طور معناداری بیشتر از زنان متحمل هزینه‌های بیمارستانی شدند. مقدار نسبت شانس مربوط به متغیر جنسیت نشان می‌دهد هزینه‌های بیمارستانی صرف‌شده برای مردان 1/67 برابر زنان بوده است. نسبت شانس ارائه‌شده در بخش پیوسته مدل برای متغیر وضعیت بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه نشان می‌دهد میانگین هزینه‌های خدمات درمانی برای بیمارانی که نیاز به بستری در بخش مراقبت‌های ویژه داشتند، 3/70 برابر بیمارانی است که در این بخش بستری نشدند. همچنین این مقدار در مورد متغیر وضعیت تأهل بیانگر آن است که میانگین هزینه‌های خدمات درمانی برای سالمندان متأهل 0/50 برابر سالمندان مجرد است. بنابراین سالمندان مجرد هزینه‌های خدمات درمانی بیشتری داشتند. در این مطالعه مقدار نسبت شانس برای متغیر سن نشان می‌دهد با افزایش سن سالمند، میزان استفاده از خدمات درمانی و درنتیجه هزینه‌های مربوط به این خدمات کاهش می‌یابد، به‌طوری‌که با هر سال افزایش سن به ‌شرط ثابت بودن سایر متغیرها، میانگین هزینه‌های خدمات درمانی 0/96 برابر می‌شود. افزایش تعداد روزهای بستری بیمار در بیمارستان با افزایش هزینه‌های خدمات درمانی آنان همراه است، به‌طوری‌که میانگین هزینه‌های خدمات درمانی به ازای هر روز بستری بیشتر بیمار در بیمارستان با شرط ثابت بودن سایر متغیرهای مدل، 1/11 برابر می‌شود.
بحث
جهان امروز به دلایلی ازجمله ارتقاء سطح بهداشت و کیفیت زندگی، کاهش موالید و بالا رفتن امید به زندگی، با افزایش جمعیت سالمندان روبه‌رو شده است. با ورود افراد به دوره سالمندی و کاهش سطح ایمنی و توانایی بدن در مواجهه با بیماری‌ها، نیاز به بهره‌مندی از خدمات سلامت افزایش می‌یابد. بنابراین بالا رفتن هزینه‌های بهداشتی‌درمانی در جوامعی که با پدیده سالمندی مواجه شدند، مسئله‌ای مورد انتظار خواهد بود. یکی از راه‌هایی که به منظور کنترل و کمینه کردن هزینه‌های درمانی ارائه می‌شود، شناسایی عواملی است که بر میزان استفاده از خدمات درمانی و درنتیجه افزایش هزینه‌های وابسته به آن مؤثر هستند. 
براساس یافته‌های این مطالعه، عوامل فردی همچون سن پایین‌تر، جنسیت مرد و مجرد بودن بر استفاده بیشتر از خدمات بهداشتی‌درمانی و درنتیجه افزایش هزینه‌های مربوط به آن مؤثر هستند. همچنین بستری در بخش مراقبت‌های ویژه و تعداد روزهای اقامت در بیمارستان از عوامل وابسته به بیماری در میان سالمندان هستند که ارتباط معناداری با افزایش هزینه‌های درمانی دارند. 
شجاعی و همکاران در مطالعه‌ای که هم‌سو با مطالعه حاضراست، به اهمیت بررسی استفاده از خدمات درمانی در دوران سالمندی پرداختند. بررسی هزینه‌های درمانی گروه‌های سنی مختلف در این مطالعه نشان داد با وجود اینکه تنها 31 درصد از کل بیماران تحت مطالعه از گروه سنی 60 ساله و بالاتر بودند، 37 درصد از کل هزینه‌های درمانی مختص به این قشر بود و میانگین این هزینه‌ها برای سالمندان نسبت به سایر گروه‌های سنی به‌جز گروه سنی 45-59 سال، بسیار بالاتر بوده است [9]. در برخی مطالعات، بررسی رابطه بین هزینه‌های بیمارستانی و سن سالمند نشان داد با بالا رفتن سن، هزینه‌های خدمات درمانی به‌طور قابل توجهی افزایش می‌یابد. در این مطالعات سه رده سنی متفاوت 60-79 سال، 65 سال تا زمان مرگ و بالای 70 سال برای تأثیرگذاری بر هزینه‌های درمانی معرفی شده بود [10، 19]. طبق نتایج یک مطالعه متا آنالیز، سن بالای 80 سال ازجمله عوامل مرتبط با استفاده کمتر از خدمات سرپایی سلامت در سالمندان بود. بنابراین بر مبنای این مطالعه از سن 80 سالگی تا زمان مرگ هزینه‌های درمانی سالمندان کاهش می‌یابد. به‌عبارت دیگر سالمندان 60 تا 80 ساله هزینه بیشتری صرف استفاده از خدمات درمانی و بیمارستانی می‌کنند. این موضوع می‌تواند به‌دلیل انجام مراقبت‌های در منزل برای سالمندان بالای 80 سال باشد [20]. علی‌پور و همکاران نیز در مطالعه خود به مناسب نبودن بررسی اثر متغیر سن بر هزینه‌های درمانی اشاره کردند. در این مطالعه پیشنهاد شد محققان به جای این متغیر، به بررسی اثر نشانگرهای ابتلاء و زمان بقا بر هزینه‌های درمانی بپردازند [21]. در مطالعه حضرتی و همکاران نیز بررسی میانگین هزینه‌های درمانی تمامی سالمندان مراجعه‌کننده به یکی از بیمارستان‌های شهر تهران با استفاده از آزمون‌های من ویتنی و کروسکال والیس، ارتباط معنادارای میان گروه‌های سنی با میانگین هزینه‌های بهداشتی‌درمانی نشان نداد [22]. همچنین نتایج دو مطالعه دیگر در مورد عدم ارتباط متغیر سن با افزایش هزینه‌های درمانی سالمندان، هم‌سو با نتایج این مطالعه بود [8، 13]. مطالعات مختلف تفاسیر متفاوتی درباره تأثیر مثبت یا منفی بالا رفتن سن بر هزینه‌های درمانی سالمندان داشتند. نتایج برخی مطالعات نشان داده است با ورود سالمند به سنین پایانی عمر، هزینه‌های درمانی کاهش می‌یابد. به‌عبارت دیگر سالمندان جوان هزینه‌های درمانی بیشتری دارند [8, 20, 23, 24, 25]. در مقابل، در برخی مطالعات نیز دلایلی مبنی بر رابطه مثبت افزایش سن و بالا رفتن هزینه‌های بهداشتی‌درمانی ارائه شده است. دلایل ذکرشده در مطالعات مختلف عمدتاٌ در دو مورد خلاصه می‌شود. در برخی مطالعات به این نکته اشاره شده است که افزایش سن سبب افزایش طول مراقبت و نیاز بیشتر به مراقبت در منزل برای سالمندان می‌شود که این مسئله با بالا رفتن هزینه‌های درمانی افراد در این دوره از زندگی همراه است. در مطالعات دیگری، افزایش شیوع بیماری‌های دوران سالمندی با بالا رفتن سن و نزدیک شدن به پایان عمر، به‌عنوان دلیل افزایش هزینه‌های بیمارستانی این افراد معرفی شده است [10, 26 ,27, 28]. وضعیت تأهل یکی از متغیرهای بررسی‌شده در این مطالعه بود که ارتباط معناداری با افزایش میانگین هزینه‌های درمانی سالمندان داشت. در این مطالعه مشخص شد سالمندان مجرد بیش از سالمندان متأهل از خدمات درمانی و بیمارستانی بهره می‌برند. نتایج این مطالعه با یافته‌های برخی مطالعات مطابقت دارد [29، 30]، اما نتایج برخی مطالعات بررسی‌شده نیز مبنی بر آن بود که سالمندان متأهل  استفاده بیشتری از خدمات درمانی دارند [31, 32, 33].
طبق نتایج این مطالعه، جنسیت مرد بر افزایش هزینه‌های درمانی سالمندان مؤثر است. به‌عبارت دیگر سالمندان مرد بیشتر از بانوان از خدمات درمانی بهره می‌گیرند. در این راستا یافته‌های برخی مطالعات هم‌سو با پژوهش حاضر بوده است، اما مواردی نیز خلاف این نتیجه را استنباط کردند [8، 25، 30، 31، 34]. درعین حال، یافته‌های برخی محققان مبتنی بر عدم ارتباط عامل جنسیت با هزینه‌های درمانی سالمندان بود [8، 13، 19، 22].
از دیگر عوامل مرتبط با افزایش هزینه‌های درمانی سالمندان، افزایش مدت اقامت بیمار در بیمارستان و بستری سالمند در بخش مراقبت‌های ویژه بود. مطابق با مطالعات پورحیمی و هوبر، افزایش طول اقامت سالمندان در بیمارستان بر افزایش هزینه‌های بیمارستانی مؤثر است که این نتیجه با یافته‌های مطالعه حاضر مطابقت دارد [23، 35]. در مطالعه دیگری، این ارتباط غیر معنادار توصیف شده است [36]. در مطالعه زیلوچی و همکاران به این مسئله اشاره شد که بخش‌های مراقبت‌های ویژه در مقایسه با سایر بخش‌های بیمارستان، بالاترین هزینه هر مورد بستری را دارند. ارتباط متغیر نوع بخش بستری با هزینه‌های درمانی سالمندان معنا‌دار بود [11]. باتوجه‌به اینکه مطالعه حاضر بر روی سالمندان مبتلا به بیماری‌های قلبی انجام شده است، بخش مراقبت‌های ویژه به‌عنوان متغیری که تأثیرگذاری آن بر افزایش هزینه‌های درمانی افراد تحت مطالعه محتمل است، وارد مطالعه شد. بنابراین می‌توان نتیجه مطالعه زیلوچی را با نتیجه حاصل از پژوهش حاضر هم‌سو دانست.
در مطالعه حاضر معنا‌داری ارتباط متغیر فصل بستری بیمار در بیمارستان با هزینه‌های درمانی مورد بررسی قرار گرفت. در مطالعاتی که پیش‌تر به آن‌ها اشاره شد، اثری از بررسی این متغیر به‌عنوان عامل تأثیرگذار بر افزایش هزینه‌های درمانی مشاهده نشد، اما در مطالعه زندی و همکاران به این نکته اشاره شده است که بیشترین تعداد مراجعه بیماران سالمند به بیمارستان در ماه‌های اردیبهشت و دی و کمترین مراجعات مربوط به ماه مهر بوده است. همچنین سالمندان در فصل‌های بهار و زمستان بیشترین مراجعه به بیمارستان را داشتند [13]. به‌دلیل اینکه مطالعه حاضر در شهر اهواز انجام شده است و در فصولی از سال پدیده ریزگردها وجود دارد و این مسئله به‌خودی خود سالمندان را بیش از شرایط عادی در معرض خطر مشکلات قلبی و تنفسی قرار می‌دهد، به‌نظر می‌رسد بررسی این متغیر در مطالعه حاضر ضروری است. در مطالعه آکیاما و همکاران، بررسی اثر تغییرات فصلی بر هزینه‌های خدمات درمانی سالمندان نشان داد فصل زمستان بر رشد منفی هزینه‌های درمان سرپایی مؤثر است، اما ارتباط معناداری با سایر هزینه‌ها ندارد [37]. طبق نتایج مطالعه هربرت و همکاران، هزینه‌های درمانی سالمندان در فصل زمستان به‌طور قابل توجهی بیشتر از فصول بهار و تابستان است. طبق یافته‌های این مطالعه، هزینه‌های درمانی سالمندان از فصل تابستان تا زمستان 13 درصد افزیش می‌یابد [38]. در پژوهش حاضر و هم‌سو با نتایج مطالعات ذکرشده، بیشترین مراجعه سالمندان به بیمارستان در فصل‌های بهار و زمستان بوده است، اما مغایر با مطالعه هربرت، بیشترین هزینه‌های درمانی سالمندان مربوط به فصل‌های پاییز و تابستان بوده است. در مطالعه حاضر، باتوجه‌به بخش دودویی مدل، بستری بیمار در فصل پاییز عامل مرتبط با مثبت شدن هزینه‌های بیمارستانی سالمندان شناخته شد، اما همان‌طور که پیش‌تر ذکر شد، شانس داشتن هزینه درمانی مثبت در میان سالمندان ساکن شهر اهواز در فصل تابستان، 5 برابر فصل پاییز است.
بنابر بررسی‌های انجام‌شده، نتایج برخی مطالعات هم‌سو و برخی دیگر در تضاد با یافته‌های این پژوهش هستند. دلیل این تضادها برای متغیر سن-علاوه بر موارد ذکرشده- می‌تواند تفاوت میانگین سنی سالمندان در نمونه‌های مورد مطالعه‌ پژوهشگران نیز باشد. همچنین جامعه مورد مطالعه برای برخی از پژوهش‌های ذکرشده کشورهای توسعه یافته هستند که میانگین سنی سالمندان در این کشورها در مقایسه با این مقدار در کشور ما متفاوت است. در این مطالعه به معنا‌داری اثر تعداد روزهای بستری سالمند در بیمارستان بر افزایش هزینه‌های تحمیل‌شده به افراد اشاره شد. به‌علاوه، اثر قابل توجه تجرد بر افزایش این هزینه‌ها از نتایج بررسی‌های انجام‌شده در این مطالعه بود. به‌نظر می‌رسد سالمندان مجرد تمایل بیشتری به استفاده از خدمات درمانی دارند که علت این امر می‌تواند آسایش مالی بیشتر از دید مثبت و یا فشارهای جسمی و روانی ناشی از نداشتن همسر و خانواده از دید منفی باشد. در این مطالعه جنسیت مرد به‌عنوان یک عامل مرتبط با افزایش میانگین هزینه‌های درمانی معرفی شد. سالمندان تحت بررسی در این مطالعه مبتلا به بیماری‌های گردش خون بودند، علت این نتیجه ممکن است به‌دلیل وضعیت وخیم‌تر بیماری‌های آنژین صدری و نارسایی قلبی در میان مردان سالمند ساکن شهر اهواز باشد، به‌طوری که نیاز به مراقبت‌های طولانی‌تر و بستری در بخش مراقبت‌های ویژه سبب تحمیل هزینه بیشتر به مردان سالمند شود. 
پیشنهاد می‌شود در مطالعات آینده به بررسی علل اثرگذاری این عوامل بر افزایش هزینه‌های درمانی پرداخته شود. به‌دلیل وجود تعداد قابل توجهی از مقادیر صفر در داده‌های هزینه و نیمه‌پیوسته بودن آن‌ها، از مدل دوبخشی حاشیه‌ای گامای تعمیم‌یافته برای تحلیل داده‌های گردآوری‌شده استفاده شد. با‌توجه‌به اینکه در پژوهش‌های مربوط به هزینه‌های خدمات درمانی همچون مطالعه حاضر اغلب با داده‌های نیمه‌پیوسته مواجه می‌شویم، این مطالعه به‌جای حذف یا اضافه کردن مقدار ثابت به مقادیر صفر، استفاده از مدل‌ دوبخشی حاشیه‌ای را به‌عنوان مدلی مناسب برای تحلیل این‌گونه داده‌ها پیشنهاد می‌کند. 
بررسی عوامل جغرافیایی و اقتصادی علاوه بر عوامل مربوط به ویژگی‌های فردی، می‌تواند بر افزایش هزینه‌های درمانی سالمندان مؤثر واقع شود. ازجمله محدودیت‌های این مطالعه عدم وجود برخی اطلاعات مانند محل سکونت بیمار (شهری-روستایی) و میزان درآمد ماهیانه در پرونده‌های بیمارستانی بود. برخی اطلاعات فردی همچون سطح تحصیلات بیمار و تعداد اعضای خانوار در پرونده‌ها وجود نداشت.
نتیجه‌گیری
در این پژوهش هم‌گروهی گذشته‌نگر، عوامل مرتبط با افزایش میانگین هزینه‌های درمانی سالمندان مورد بررسی قرار گرفت. شایسته است که تحلیل‌های آماری باتوجه‌به طبیعت و ماهیت داده‌ها انتخاب و به‌کار گرفته ‌شوند. در داده‌های پیوسته با انباشتگی در صفر، بایستی از مدل‌هایی استفاده شود که مقادیر صفر را حذف نکنند و اطلاعات مربوط به آن‌ها را حفظ کنند. باتوجه‌به صفر بودن هزینه‌های بیمارستانی برخی سالمندان در این پژوهش با به‌کارگیری مدل دوبخشی حاشیه‌ای، عوامل مرتبط با هزینه‌های بیمارستانی سالمندان بدون حذف مقادیر صفر یا افزودن مقدار ثابت به آن‌ها، در دو بخش گسسته و پیوسته به‌طور هم‌زمان مورد بررسی قرار گرفت. در این مطالعه مشخص شد جنسیت مرد به‌طور معناداری با افزایش میانگین هزینه‌های درمانی مرتبط است. بنابراین عمده هزینه‌های درمانی صرف‌شده برای سالمندان جامعه، مربوط به جنسیت مرد می‌باشد. همچنین سالمندان مجرد نسبت به متأهلین، هزینه‌های بیمارستانی بیشتری دارند و یا توانایی آنان در بهره‌مندی از خدمات درمانی نسبت به سالمندان متأهل بیشتر است. یافته‌های این مطالعه نشان داد با بالا رفتن سن از 60 سالگی، میانگین هزینه‌های درمانی سالمندان کاهش می‌یابد. بنابراین بار هزینه‌های درمانی تحمیلی سالمندان سنین پایین‌تر نسبت به سالمندان سنین بالاتر در سطح فردی و اجتماعی بیشتر است. همچنین افزایش روزهای اقامت بیمار در بیمارستان و به‌ویژه بستری فرد در بخش مراقبت‌های ویژه، میانگین هزینه‌های درمانی سالمندان را به‌طور قابل توجهی با افزایش روبه‌رو خواهد کرد. بنابراین شناسایی عواملی که منجر به لزوم بستری طولانی‌مدت سالمند در بیمارستان می‌شود، می‌تواند در کنترل و کاهش هزینه‌های درمانی افراد و جامعه تأثیر قابل ملاحظه‌ای داشته باشد. 
سیاست‌های بهداشتی و اقتصاد سلامت در سالیان اخیر دستخوش تغییر نشده است، نتایج این مطالعه به شرط ثابت بودن سیاست‌های کلان بهداشتی در کشور می‌تواند به سال‌های آینده هم تعمیم داده شود. همچنین باتوجه‌به قابلیت بخش دودویی این مدل در تشخیص متغیرهای اثرگذار بر غیر صفر شدن هزینه، سیاست‌گذاران می‌توانند با تمرکز بیشتر بر متغیرهای سن، وضعیت تأهل، تعداد روزهای بستری و وضعیت بستری بیمار در بخش مراقبت‌های ویژه، کمک شایانی به کاهش هزینه‌های بیمارستانی کنند. چنانکه با درکنار هم قرار دادن متغیرهای معنادار در هر دو بخش مدل، قابلیت این مسئله دو چندان خواهد شد. 

ملاحظات اخلاقی
پیروی از اصول اخلاق پژوهش
این پژوهش پس از کسب کد اخلاق IR.AJUMS.REC.1398.405 از کمیته تحقیقات دانشگاه علوم ‌پزشکی جندی‌شاپور اهواز انجام شد. در این مطالعه تمامی اصول اخلاقی رعایت شده است. 

حامی مالی
این پژوهش با شماره طرح U-98100، توسط دانشگاه علوم ‌پزشکی جندی‌شاپور اهواز، مورد حمایت مالی قرار گرفته است. 

مشارکت نویسندگان
طراحی مطالعه: کامبیز احمدی انگالی و محمدرضا آخوند؛  تدوین پیش‌نویس مقاله: کامبیز احمدی انگالی و ماهان بهمن زیاری؛ تحلیل آماری: محمدرضا آخوند، پیام امینی، کامبیز احمدی انگالی و ماهان بهمن زیاری؛ تدوین نسخه نهایی مقاله: پیام امینی، امین ترابی‌پور، کامبیز احمدی انگالی و ماهان بهمن زیاری؛ جمع‌آوری داده‌ها: امین ترابی‌پور.

تعارض منافع
بنابر نظر نویسندگان، این مقاله هیچ گونه تعارض منافعی ندارد.

تشکر و قدردانی
نویسندگان این مقاله از تمامی شرکت‌کنندگان در این مطالعه تقدیر و تشکر می‌کنند.

References
1.Mirzaie M, Darabi S. [Population aging in Iran and rising health care costs (Persian)]. Iranian Journal of Ageing. 2017; 12(2):156-69. [DOI:10.21859/sija-1202156]
2.Zarghami H, Mirzaei M. [The aging population of Iran in the past four decades (Persian)]. Islamic Development Plan of Iran. 2017; 3(6):73-94. [Link]
3.United Nations. World population ageing 2019 highlights. New York:United Nations; 2019. [DOI:10.18356/9df3caed-en]
4.United Nations Department of Economic and Social Affairs, Population Division. World population ageing 2020 highlights: Living arrangements of older persons (ST/ESA/SER.A/451).New York:United Nations; 2020. [Link]
5.Mohammadi S, Yazdani Charati J, Mousavinasab N. [Factors affecting Iran’s population aging, 2016 (Persian)]. Journal of Mazandaran University of Medical Sciences. 2017; 27(155):71-8. [Link]
6.McPake B, Mahal A. Addressing the needs of an aging population in the health system: The Australian case. Health Systems & Reform. 2017; 3(3):236-47. [PMID]
7.Ronksley PE, McKay JA, Kobewka DM, Mulpuru S, Forster AJ. Patterns of health care use in a high-cost inpatient population in Ottawa, Ontario: A retrospective observational study. CMAJ Open. 2015; 3(1):E111-8. [PMID] [PMCID]
8.Hazra NC, Rudisill C, Gulliford MC. Determinants of health care costs in the senior elderly: Age, comorbidity, impairment, or proximity to death? The European Journal of Health Economics : HEPAC: Health Economics in Prevention and Care. 2018; 19(6):831-42. [PMID]
9.Shojaei A, Akbari Kamrani AA, Fadaye vatan R, Azimian M, Ghafari S, Jamali MR. [The health costs and diseases in Medical Services Insurance Organization, Tehran province,  (2008) (Persian)]. Iranian Journal of Ageing. 2012; 6(4):65-74. [Link]
10.Rezapour A, Arabloo J, Alipour V, Alipour S. [Investigation of the effect of aging on health costs: A systematic review (Persian)]. Journal of Health Based Research. 2020; 5(4):411-22. [Link]
11.Zilouchi MH, Pourreza A, Akbari F, Rahimi Foroushani A. [Investigating the consumption pattern of inpatient services In the teaching hospitals of Kashan University of Medical Sciences (Persian)]. Hospital. 2012; 10(1):63-70. [Link]
12.Karami Matin B, Kazemi Karyani A, Soltani S, Rezaei S, Soofi M. [Predictors of healthcare expenditure: Aging, disability or development? (Persian)] Archives of Rehabilitation. 2019; 20(4):310-21. [DOI:10.32598/rj.20.4.310]
13.Zandi S, Pourreza A, Salavati S. [The study of consumption pattern and hospitalization costs of elderly covered by Iran health insurance organization (Persian)]. Health-Based Research. 2016; 2(1):15-27. [Link]
14.Smith VA, Preisser JS, Neelon B, Maciejewski ML. A marginalized two‐part model for semicontinuous data. Statistics in Medicine. 2014; 33(28):4891-903. [DOI:10.1002/sim.6263] [PMID]
15.Cragg JG. Some statistical models for limited dependent variables with application to the demand for durable goods. Econometrica (pre-1986). 1971; 39(5):829-44. [DOI:10.2307/1909582]
16.Duan N, Manning WG, Morris CN, Newhouse JP. A comparison of alternative models for the demand for medical care. Journal of Business & Economic Statistics. 1983; 1(2):115-26.  [DOI:10.2307/1391852]
17.Manning WG, Morris CN, Newhouse JP, Orr LL, Duan N, Keeler EB, et al. A two-part model of the demand for medical care: Preliminary results from the health insurance study. Health, Economics, and Health Economics. 1981; 137:103-23.
18.Smith VA, Preisser JS. Direct and flexible marginal inference for semicontinuous data. Statistical Methods in Medical Research. 2017; 26(6):2962-5. [DOI:10.1177/0962280215602290] [PMID]
19.Ma C, Jiang Y, Li Y, Zhang Y, Wang X, Ma S, et al. Medical expenditure for middle-aged and elderly in Beijing. BMC Health Services Research. 2019; 19(1):360. [PMID] [PMCID]
20.Soleimanvandi Azar N, Mohaqeqi Kamal SH, Sajadi H, Ghaedamini Harouni GR, Karimi S, Foroozan AS. [Barriers and facilitators of the outpatient health service use by the elderly (Persian)]. Iranian Journal of Ageing. 2020; 15(3):258-77. [DOI:10.32598/sija.15.3.551.3]
21.Alipour V. An analysis of the end of life medical expenditures with TTD approach: two part model and heckman sample selection: PhD thesis. Tehran: Tehran University of Medical Sciences; 2016.
22.Hazrati E, Meshkani Z, Barghazan SH, Balaye Jame SZ, Markazi-Moghaddam N. Determinants of hospital inpatient costs in the Iranian elderly: A micro-costing analysis. Journal of Preventive Medicine and Public Health. 2020; 53(3):205-10. [PMID] [PMCID]
23.Bähler C, Huber CA, Brüngger B, Reich O. Multimorbidity, health care utilization and costs in an elderly community-dwelling population: A claims data based observational study. BMC Health Services Research. 2015; 15:23. [PMID] [PMCID]
24.Joe W, Rudra S, Subramanian SV. Horizontal inequity in elderly health care utilization: Evidence from India. Journal of Korean Medical Science. 2015; 30(Suppl 2):S155-66. [DOI:10.3346/jkms.2015.30.S2.S155] [PMID] [PMCID]
25.Park S, Kang JY, Chadiha LA. Social network types, health, and health-care use among South Korean older adults. Research on Aging. 2018; 40(2):131-54. [PMID]
26.Amente T, Kebede B. Determinants of health service utilization among older adults in Bedele Town, illubabor zone, Ethiopia. Journal of Diabetes and Metabolism. 2016; 7(11):1000713. [DOI:10.4172/2155-6156.1000713]
27.Fisher KL, Harrison EL, Reeder BA, Sari N, Chad KE. Is self-reported physical activity participation associated with lower health services utilization among older adults? Cross-sectional evidence from the Canadian Community Health Survey. Journal of Aging Research. 2015; 2015:425354. [PMID] [PMCID]
28.Terraneo M. Inequities in health care utilization by people aged 50+: Evidence from 12 European countries. Social Science & Medicine. 2015; 126:154-63. [PMID]
29.Acharya S, Ghimire S, Jeffers EM, Shrestha N. Health care utilization and health care expenditure of Nepali older adults. Frontiers in Public Health. 2019; 7:24. [PMID] [PMCID]
30.Zhang J, Xu L, Li J, Sun L, Ding G, Qin W, et al. Loneliness and health service utilization among the rural elderly in Shandong, China: A cross-sectional study. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2018; 15(7):1468.  [PMID]
31.Ghadamgahi HB, Norouzi K, Mohammadi F, Jandaqhi J. [Stauts and determiants of health services utilization among elderly rural hubitants in the Iraninan population (Persian)]. Koomesh. 2018; 20(4):779-85. [Link]
32.Gong CH, Kendig H, He X. Factors predicting health services use among older people in China: An analysis of the China Health and Retirement Longitudinal Study 2013. BMC Health Services Research. 2016; 16:63.  [PMID] [PMCID]
33.Vozikaki M, Linardakis M, Philalithis A. Preventive health services utilization in relation to social isolation in older adults. Journal of Public Health. 2017; 25(5):545-56. [DOI:10.1007/s10389-017-0815-2]
34.Pham T, Nguyen NTT, ChieuTo SB, Pham TL, Nguyen TX, Nguyen HTT, et al. Sex differences in quality of life and health services utilization among elderly people in rural Vietnam. International Journal of Environmental Research and Public Health. 2019; 16(1):69.  [PMID] [PMCID]
35.Pourrahimi A, Norozi K, Mohammadi F, Khorasani B, Rezasoltani P, Keshavarz Afshar M. [Comparison of costs and length of stay of elderly and middle-aged patients hospitalized in Tehran’s Milad Hospital during Year 2012 (Persian)]. Iranian Journal of Rehabilitation Research. 2017; 3(3):11-5. [Link]
36.Liotta G, Gilardi F, Orlando S, Rocco G, Proietti MG, Asta F, et al. Cost of hospital care for the older adults according to their level of frailty. A cohort study in the Lazio region, Italy. PloS One. 2019; 14(6):e0217829. [PMID] [PMCID]
37.Akiyama N, Shiroiwa T. Seasonal effects on healthcare costs: Using panel data from medical and long-term care claim records of the elderly in Hokkaido. Journal of the National Institute of Public Health. 2017; 66(6):640-9. [Link]
38.Rolden HJ, Rohling JH, van Bodegom D, Westendorp RG. Seasonal variation in mortality, medical care expenditure and institutionalization in older people: Evidence from a Dutch cohort of older health insurance clients. PLoS One. 2015; 10(11):e0143154.  [PMID] [PMCID]