齊良書 徐少英

清華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 北京 100084

健康不平等現(xiàn)象遍及全世界，無論是國家之間還是在各國內(nèi)部，無論是窮國還是富國，無論其總體的健康水平是高還是低，個人健康狀況都存在著嚴重的不平等，這種不平等在很大程度上源于不同社會經(jīng)濟地位群體之間系統(tǒng)性的健康差距。消除這種與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康差距，促進健康平等，已成為世界各國醫(yī)療體系和國際衛(wèi)生組織的主要政策目標(biāo)之一。

在我國，健康不平等現(xiàn)象廣泛存在，但健康不平等的程度到底有多大，以及其在多大程度上與社會經(jīng)濟地位相關(guān)，已有經(jīng)驗研究并未得出一致結(jié)論。朱偉等對河南省8縣18 877名農(nóng)村居民入戶調(diào)查，得出所調(diào)查人群的健康集中指數(shù)為負值，說明經(jīng)濟水平較低的人群健康狀況較差。[1]胡琳琳利用第三次國家衛(wèi)生服務(wù)總調(diào)查的自評健康和收入數(shù)據(jù), 計算了全國及各樣本縣區(qū)的健康集中指數(shù)，結(jié)果顯示，我國的健康不平等程度在國際上處于較高水平。[2]但是，王麗敏等根據(jù)1992年兒童健康調(diào)查中的農(nóng)村數(shù)據(jù)計算了各省份的五歲以下兒童死亡/發(fā)病率集中指數(shù)，并分析了省份層次上家庭收入與健康不平等之間的關(guān)系，結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)二者之間有顯著相關(guān)關(guān)系。[3]

本文的目的是測算我國農(nóng)村居民之間與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康不平等程度。研究重點在于，對不同社會經(jīng)濟地位群體之間系統(tǒng)性的健康不平等和個人之間的健康不平等加以區(qū)分。主要研究方法是，使用來自全國31個省份農(nóng)村固定觀察點的數(shù)據(jù)，將樣本按照社會經(jīng)濟地位分組，將年齡結(jié)構(gòu)標(biāo)準化后，計算某項健康指標(biāo)的組間集中指數(shù)，并與已有研究成果進行比較。

1 資料與方法

1.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)有三個來源：一是中共中央政策研究室、農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點辦公室2003—2006年在全國31個省份農(nóng)村固定觀察點的綜合調(diào)查數(shù)據(jù)；二是農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀察點辦公室、清華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院2007年的新型農(nóng)村合作醫(yī)療農(nóng)戶家庭健康狀況調(diào)查數(shù)據(jù)；三是國家統(tǒng)計局2000年的全國第五次人口普查數(shù)據(jù)。

以村為單位進行的村綜合調(diào)查涵蓋了全國31個省份300多個村的村民家庭和個體狀況。2003—2006年，不同年份調(diào)查的樣本量有少許差異(表1)。

表1 2003—2006年調(diào)查的樣本量

2007年農(nóng)戶家庭健康狀況調(diào)查的樣本則從31個省份的農(nóng)村固定觀察點中選取，抽樣范圍涵蓋了22個省份5 483個農(nóng)村點，其中所調(diào)查的對象不同，樣本量也不同(表2)。

表2 農(nóng)戶家庭健康狀況各類調(diào)查對象樣本量

需要特別說明的是，由于農(nóng)民健康狀況調(diào)查的數(shù)據(jù)是2007年的，因此后面的研究中根據(jù)農(nóng)民的社會經(jīng)濟地位進行分組時選取了2006年的數(shù)據(jù)，其他年份的數(shù)據(jù)并沒有采用。另外，由于在統(tǒng)計分析中剔除了錯誤數(shù)據(jù)，因此后續(xù)數(shù)據(jù)處理中的實際樣本量略少于總的樣本量。

1.2 研究方法

本文的目的是要測算與社會經(jīng)濟地位相關(guān)的健康不平等程度，即選擇一定的指標(biāo)來衡量社會經(jīng)濟地位并以此進行分組，然后采用計算集中指數(shù)的方法來測算某種健康指標(biāo)在我國農(nóng)村居民中分布的不平等程度。

目前測算健康不平等程度的最常用方法是計算集中指數(shù)。其中一種計算方法是把所有被調(diào)查者按某一反映社會經(jīng)濟地位的變量(如收入)由低到高排序作為橫坐標(biāo)，以個人健康狀況作為縱坐標(biāo)，計算集中曲線偏離絕對平等線(對角線)的程度。然而，這種方法實際上測算的是個體間的健康不平等程度，無法準確揭示與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康不平等程度。

圖1顯示了組間健康不平等與個人健康不平等之間的區(qū)別。由于生理因素以及個人選擇的差異，即使在社會經(jīng)濟地位相同的人群中，也存在健康不平等。這體現(xiàn)為在同一社會經(jīng)濟群體內(nèi)，個體的健康狀況大致呈正態(tài)分布。如果不同社會經(jīng)濟群體間存在系統(tǒng)性的健康差異，則不同群體分布的均值不同。我們所關(guān)注的與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康不平等是這種群體間(組間)的健康差異，即圖中的箭頭(1)。而個體間的健康差距在圖中用箭頭(2)表示，其中既包含組間差距，也包含由生理因素和個人選擇而導(dǎo)致的組內(nèi)差距。

圖1 個體間健康不平等與組間健康不平等示意圖

混淆組間差距和組內(nèi)差距，會給健康不平等的測算帶來嚴重問題。世界衛(wèi)生組織2000年《世界衛(wèi)生報告》在評估各國醫(yī)療衛(wèi)生體系的績效時，選擇了以個人為基礎(chǔ)的健康不平等程度測算方法。[4]這種方法后來招致許多批評。Asada和Hedemann指出，該方法不能測算出不同社會經(jīng)濟群體之間的健康差距；其所依據(jù)的對健康平等的理解，是一種個人之間的絕對平等而非不同社會經(jīng)濟群體之間的大致平等，這是一種不切實際的、“昂貴的”健康平等。[5]Houweling等比較了WHO的測算結(jié)果與若干國家不同職業(yè)、受教育水平和收入群體之間死亡率的差異，發(fā)現(xiàn)前者與后者的相關(guān)性很低，說明WHO采用的指標(biāo)在很大程度上無法反映與社會經(jīng)濟地位相關(guān)的健康不平等。[6]

為了更好地揭示我國農(nóng)村居民與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康不平等程度，本文采取另一種集中指數(shù)計算方法：將調(diào)查的所有農(nóng)村居民按照社會經(jīng)濟地位(可以選取某一指標(biāo)來衡量，如人均收入水平或者受教育水平等)進行分組，分組數(shù)量在5組或以上，然后對各組居民的健康狀況進行統(tǒng)計分析，計算各組平均健康狀況的集中指數(shù)。該方法考察的是組間的健康不平等程度。

集中指數(shù)的一般性計算公式為：

(1)

如果用來計算集中指數(shù)的數(shù)據(jù)是分組數(shù)據(jù)，假設(shè)分成t組，則集中指數(shù)可以用更簡單的公式計算：

(2)

其中，Pt是橫坐標(biāo)上按照社會經(jīng)濟地位排序的人口的累積百分比，Ct是縱坐標(biāo)上健康變量的累積百分比。如果采用的健康指標(biāo)表示某種負面含義(如患病率)，那么集中指數(shù)為正，就代表社會經(jīng)濟地位較低的群體享有健康優(yōu)勢；集中指數(shù)為負，則代表社會經(jīng)濟地位較低的群體處于健康劣勢。

在使用集中指數(shù)來測算健康不平等程度時，需要考慮人口結(jié)構(gòu)的影響。一般來說，不同年齡和性別的人，健康狀況會有明顯差異。因此，如果仍然采用對角線作為集中曲線的基準，則需要對人口結(jié)構(gòu)進行標(biāo)準化。在本文所使用的數(shù)據(jù)中，性別結(jié)構(gòu)基本上符合我國第五次人口普查的性別比例，因此沒有對性別進行標(biāo)準化處理。但是樣本數(shù)據(jù)的年齡結(jié)構(gòu)差異較大，需要進行標(biāo)準化處理。本文跟隨Wagstaff & van Doorslaer，采用直接法進行標(biāo)準化處理。[7]

2000年第五次人口普查全國人口作為標(biāo)準人口，設(shè)fi為標(biāo)準人口中第i個年齡結(jié)構(gòu)組的人口數(shù)量占總?cè)丝跀?shù)量的百分比，亦即年齡結(jié)構(gòu)的標(biāo)準化率(表3)。將樣本數(shù)據(jù)按某一社會經(jīng)濟地位指標(biāo)(如收入)分為t組，再把每個組按人口年齡分為N個年齡結(jié)構(gòu)組。設(shè)mit為第t個社會經(jīng)濟地位分組中第i個年齡結(jié)構(gòu)組的患病率。

則第t個社會經(jīng)濟地位分組的標(biāo)準患病率為：

(3)

從而，第t個社會經(jīng)濟地位分組中標(biāo)準患病人口數(shù)量為：

(4)

上式中，Nt為樣本數(shù)據(jù)中第t個社會經(jīng)濟地位分組的總?cè)丝凇?/p>

本文選取第五次人口普查全國人口的年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)作為標(biāo)準化率(表3)。

表3 2000年第五次人口普查全國人口年齡結(jié)構(gòu)

2 研究結(jié)果

2.1 根據(jù)村人均純收入進行社會經(jīng)濟地位分組

根據(jù)本文的研究目的，我們選取村人均收入而不是家庭人均收入作為分組標(biāo)準。這是因為，社會經(jīng)濟地位既包含個人和家庭層面的因素，也包含社區(qū)層面的因素。村人均收入綜合了家庭與社區(qū)的經(jīng)濟條件，按此分組計算集中指數(shù)，能夠更好地反映與社會經(jīng)濟地位相聯(lián)系的健康不平等。我們將2006年的村綜合調(diào)查數(shù)據(jù)按照全村人均純收入劃分為6組(表4)。

表4 樣本按收入分組

首先考察自評健康的組間分布狀況。我們將健康自評為優(yōu)、良、中的居民認定為健康狀況好的一組，將健康自評為差、喪失勞動力認定為健康狀況差的一組，用健康狀況差的那一組的人口百分比作為計算集中指數(shù)的健康指標(biāo)。根據(jù)前文提到的集中指數(shù)曲線的定義，將按照社會經(jīng)濟地位分組的人口累計百分比作為橫坐標(biāo)，將健康自評差的人口累計百分比作為縱坐標(biāo)，畫出集中指數(shù)曲線(圖2)。按公式(2)計算得出，自評健康為差的集中指數(shù)為-0.0822。這一結(jié)果表明，較低收入組的農(nóng)村居民，自評健康狀況較差。

圖2 用收入和自評健康指標(biāo)計算的集中曲線

慢性病患病率的集中曲線如圖3。慢性病患病率的集中指數(shù)為-0.0139，可見用慢性病患病率作為健康指標(biāo)測算出的健康不公平程度要小于用健康自評指標(biāo)得到的測算結(jié)果。集中指數(shù)仍然為負值，表明經(jīng)濟狀況較好的人群在健康方面享有優(yōu)勢，也就是說，收入越低的人群越容易患上慢性病，但這種不平等的程度相對較小。

圖3 用收入和慢性病患病率指標(biāo)計算的集中曲線

前4周急性病患病率的集中曲線如圖4，前4周急性病患病率的集中指數(shù)為0.0087。該值非常接近于0，可以認為當(dāng)按村人均純收入進行分組時，不同的收入組之間的前4周患病率基本上一樣。

圖4 用收入和前4周患病率指標(biāo)計算的集中曲線

2.2 根據(jù)受教育程度進行社會經(jīng)濟地位分組

衡量社會經(jīng)濟地位的另一個常用指標(biāo)是受教育程度。我們把樣本根據(jù)戶主受教育年限劃分為5組：0～，3年～，6年～，9年～，12年～。

用受教育程度作為社會經(jīng)濟地位的分組標(biāo)準，自評健康為差的組間集中指數(shù)為-0.0450，這與按收入分組得到的結(jié)果一致，表明社會經(jīng)濟地位較好的人群在健康方面享有優(yōu)勢(圖5)。

圖5 用教育和健康自評指標(biāo)計算的集中曲線

慢性病患病率的集中指數(shù)為0.0195，為正值，表明受教育程度較高的人群更容易患上慢性病(圖6)。與按收入分組時類似，按教育程度分組的前4周患病率的集中曲線與絕對平等線幾乎重合，集中指數(shù)為0.0098，接近于0，即不同教育程度群體之間的前4周患病率幾乎沒有差距(圖7)。

圖6 用教育和慢性病患病率指標(biāo)計算的集中曲線

圖7 用教育和前4周患病率指標(biāo)計算的集中曲線

3 討論

由表5可見，用自評健康作為健康指標(biāo)，按村人均純收入分組測算，得到的組間不平等程度要比按戶主受教育程度分組測算得到的組間不平等程度高。這說明，自評健康與收入的相關(guān)性要強于其與教育的相關(guān)性。

表5 集中指數(shù)測算結(jié)果匯總

用慢性病患病率作為健康指標(biāo)時，測算結(jié)果表明，收入較低的人群更容易患上慢性病，而受教育程度高的人群也更容易患上慢性病。后一個結(jié)果與通常的預(yù)期相反?？赡艿脑蚴?，在我國農(nóng)村地區(qū)，受教育程度低的人群往往從事體力勞動，體力勞動可以說是另一種形式的身體鍛煉，這種鍛煉增強了這些人群的體質(zhì)，相比受教育程度高的人群而言，慢性病患病率有所下降。

值得注意的是，無論是按收入還是受教育程度進行社會經(jīng)濟地位分組，用慢性病患病率作為健康指標(biāo)測算得到的集中指數(shù)都比用自評健康測算得到的結(jié)果要低很多。由于自評健康是一個主觀變量，這或許表明人們對自身健康狀況的認知也隨社會經(jīng)濟地位的不同而有偏差。

用前4周患病率作為健康指標(biāo)時，不論是按收入，還是按受教育程度進行社會經(jīng)濟地位分組，測算得到的集中指數(shù)都非常接近0。這可能是由于每個組組內(nèi)人群的前4周患病情況服從正態(tài)分布，且組間正態(tài)分布的均值差別極小，因此組間健康差距接近于0。但也要考慮到，由于不同的人對于自己是否患病的判斷標(biāo)準差異很大，導(dǎo)致前4周患病率這一指標(biāo)的測量誤差比較大，從而影響了測量結(jié)果的準確性。

圖1顯示的組間不平等和個人不平等的原理以及集中指數(shù)的計算公式(1)和(2)，很容易看出，當(dāng)使用相同數(shù)據(jù)時，組間健康不平等程度必定小于個體間健康不平等程度。為了對比，我們用同樣的數(shù)據(jù)計算了個人健康不平等程度，的確大于組間健康不平等程度(具體結(jié)果略)。再與其他文獻的研究結(jié)果作對比：尹冬梅等利用1996年底至1997年初在10個國家級貧困縣中隨機抽取的3 000個農(nóng)戶、12 496位農(nóng)村居民的數(shù)據(jù)，按照居民人均純收入排序，用慢性病患病率作為健康變量，測算出個體間的集中指數(shù)為-0.043。[8]本文按照村人均純收入分組，用慢性病患病率作為健康變量測算得到的組間集中指數(shù)為-0.0139。比較兩者結(jié)果，可以看到，組間健康不平等程度要低于個體間的健康不平等程度。此外，胡琳琳利用2003年第三次國家衛(wèi)生服務(wù)總調(diào)查的家庭健康詢問表中的自評健康問題，同樣按照收入進行了分組測算，得到全國層面上的集中指數(shù)為-0.0831。[2]該測算結(jié)果實際上是對個體間的健康不平等程度的衡量。其中，農(nóng)村地區(qū)的健康不平等程度要高于城市地區(qū)的健康不平等程度，也就是說，農(nóng)村居民的集中指數(shù)絕對值大于0.0831。本文按照村人均純收入分組，用自評健康作為健康變量測算出的農(nóng)村居民的組間集中指數(shù)-0.0822，進一步驗證了組間健康不平等程度小于個體間的健康不平等程度。

4 結(jié)論

第一，在我國農(nóng)村居民中，不同社會經(jīng)濟地位群體間確實存在系統(tǒng)性的健康差異，但這種差異小于個體間的健康差異。

第二，用村人均純收入或者戶主的受教育程度作為社會經(jīng)濟地位的衡量指標(biāo)進行分組，用自評健康作為健康指標(biāo)進行測算，測算結(jié)果均顯示社會經(jīng)濟地位較好的人群在健康方面享有優(yōu)勢，即收入和受教育程度越高，居民的自評健康狀況也越好。

第三，按農(nóng)村人均純收入分組算出的組間健康不平等程度要比按戶主受教育程度分組算出的組間健康不平等程度高。

第四，用慢性病患病率作為健康指標(biāo)進行測算，結(jié)果顯示收入較低的人群更容易患上慢性病，而受教育程度較高的人群也更容易患上慢性病。對于后者，即受教育程度高的人群更容易患上慢性病，其原因有可能與不同受教育程度人群的生活方式和生活習(xí)慣有關(guān)，但具體的原因有待于進一步分析和檢驗。

本文的主要局限在于，只采用了單一指標(biāo)(收入和受教育程度)來衡量居民的社會經(jīng)濟地位。實際上，社會經(jīng)濟地位是一個綜合性、多維度的概念，與收入、受教育、職業(yè)、個人生活習(xí)慣等很多方面相關(guān)，采用單因素法對社會經(jīng)濟地位的衡量顯然不夠全面，更合理的辦法是構(gòu)造復(fù)合指標(biāo)來綜合衡量社會經(jīng)濟地位，但是目前具體的方法仍然在探討當(dāng)中。同樣，健康狀況也需要通過多種指標(biāo)來衡量，有研究顯示，較好地反映健康公平現(xiàn)狀的指標(biāo)是感染性疾病患病率、失能率和殘障率。[9]本文由于數(shù)據(jù)來源的限制，只選取了自評健康、慢性病患病率和前4周患病率三個健康指標(biāo)，尚不能很全面地反映居民健康狀況。隨著對健康問題的日益重視以及數(shù)據(jù)條件的改善，以上問題有望在今后的研究中得到解決。

[1] 朱偉， 田慶豐， 朱洪彪. 河南省農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生服務(wù)公平性研究[J]. 衛(wèi)生經(jīng)濟研究, 2001(1): 27-29.

[2] 胡琳琳. 我國與收入相關(guān)的健康不平等實證研究[J]. 衛(wèi)生經(jīng)濟研究, 2005(12): 13-16.

[3] 王麗敏, 張曉波, Coady D． 健康不平等及其成因——中國全國兒童健康調(diào)查實證研究[J]. 經(jīng)濟學(xué)季刊, 2003, 2(2): 417-434.

[4] World Health Organization. The World Health Report 2000: Health Systems: Improving Performance [R]. Geneva: World Health Organization, 2000.

[5] Asada Y, Hedemann T. A Problem with the Individual Approach in the WHO Health Inequality Measurement[J]. International Journal for Equity in Health, 2002, 1(1): 2-6.

[6] Houweling T A J, Kunst A E, Mackenbach J P. World Health Report 2000: Inequality Index and Socioeconomic Inequalities in Mortality[J]. Lancet, 2001, 357(9269): 1671-1672.

[7] Wagstaff A, van Doorslaer E. Measuring Inequalities in Health in the Presence of Multiple-Category Morbidity Indicators[J]. Health Economics, 1994, 3(4): 281-291.

[8] 尹冬梅, 魏穎. 中國貧困農(nóng)村地區(qū)衛(wèi)生服務(wù)公平性研究[J]. 中國衛(wèi)生經(jīng)濟, 1999, 18(3): 7-10.

[9] 孫祺, 饒克勤, 郭巖. 選用不同的健康指標(biāo)對健康公平指數(shù)的影響[J]. 中國衛(wèi)生統(tǒng)計, 2003, 20(4): 197-200.