高蓉++蘇群++沈軍威

摘要：利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）最新追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，用短期和長期集中指數(shù)度量了我國農(nóng)村居民健康不平等的程度及長期趨勢，并對集中指數(shù)進行回歸分解，分析收入差距、醫(yī)療保險等社會經(jīng)濟因素對農(nóng)村居民健康不平等的影響。結(jié)果表明，我國農(nóng)村存在著嚴重的親富人健康不平等，并且健康不平等程度在長期不斷深化；收入差距對健康的影響呈現(xiàn)倒“U”形，當(dāng)收入差距達到一定水平時，收入差距對健康有顯著的負向影響；收入差距是緩解健康不平等的主要貢獻因素，醫(yī)療保險也可以有效緩解健康不平等。因此，縮小農(nóng)村收入差距，積極推進醫(yī)療改革，可以緩解我國農(nóng)村居民健康不平等狀況。

關(guān)鍵詞：中國農(nóng)村；收入差距；醫(yī)療保險；健康不平等；集中指數(shù)

中圖分類號： D422.7文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2016）05-0569-04

近年來，中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，居民收入水平不斷提高，但與此同時，居民之間的收入差距也在不斷擴大。全國居民收入基尼系數(shù)早在2000年就已超過國際“警戒線”，并且從2003年到2013年，均持續(xù)保持在0.473～0.491之間。較高的收入差距不僅體現(xiàn)了收入分配結(jié)果的不平等，而且還會引發(fā)一系列經(jīng)濟與社會問題，其中之一就是對居民健康的影響。健康作為人力資本的重要組成部分，不僅關(guān)系著個體的職業(yè)發(fā)展前景和經(jīng)濟安全感，同時也是衡量一個國家福利水平的主要指標之一。與收入不平等一樣，健康不平等的持續(xù)惡化也將損害社會穩(wěn)定和人類福利。這一現(xiàn)象，在我國農(nóng)村地區(qū)表現(xiàn)得尤為明顯。

國際上關(guān)于健康和健康不平等的研究起步較早，主流的理論是收入差距假說，認為收入差距擴大會對人們的健康水平有顯著的負向影響，收入差距不僅使得低收入人群或地區(qū)相對不易獲取醫(yī)療、教育等有利于健康的稀缺資源，惡化社會資本造成公共配置落后和社會不穩(wěn)定，還會對低收入者造成心理上的相對剝奪[1-3]。但也有學(xué)者認為收入差距對健康有正向影響，高收入人群對健康的較高需求將會促使醫(yī)療技術(shù)進步，從而提高總體健康水平[4]。還有學(xué)者認為收入差距與健康的關(guān)系只是收入與健康之間非線性關(guān)系的副產(chǎn)物[5]。健康不平等的研究是在健康研究基礎(chǔ)上的拓展，對健康不平等指數(shù)進行分解，是研究健康不平等的主要思路，可以分析出各影響因素對健康不平等的作用程度。學(xué)界普遍采用的是基于回歸模型的分解方法，測量出收入差距、醫(yī)療保險、教育等社會經(jīng)濟因素對居民健康不平等的貢獻率[6-7]。

縱觀現(xiàn)有文獻，多數(shù)研究采用混合截面數(shù)據(jù)，未能充分挖掘收入和健康隨時間推移的變化。學(xué)者們在選擇健康、健康不平等指標度量和健康不平等的分解方法上的差異，這也是未能得到一致結(jié)論的原因。基于此，本研究采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）最新追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以集中指數(shù)度量我國農(nóng)村居民的短期健康不平等程度和長期趨勢，并對集中指數(shù)進行回歸分解，計算出收入差距、醫(yī)療保險等因素對健康不平等的貢獻程度。

1材料與方法

1.1數(shù)據(jù)來源

本研究采用的是美國北卡羅來納大學(xué)人口研究中心、美國國家營養(yǎng)與食物安全研究所和中國疾病控制中心合作開展的國際項目——中國健康和營養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)（China health and nutrition survey，CHNS）。在CHNS調(diào)查已公布的數(shù)據(jù)中，追蹤調(diào)研一共進行了9次，分別是在1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年、2009年和2011年?？紤]到1989年CHNS調(diào)查中沒有涉及到居民健康問題，1991年的調(diào)查樣本與之后的調(diào)查樣本相差較大，因此本研究采用的是1993—2011年的數(shù)據(jù)，并選取了18～65歲的農(nóng)村居民作為研究對象。

1993—2011年，連續(xù)7期連續(xù)參加調(diào)查的居民僅為213人，為避免樣本量過小導(dǎo)致選擇性偏差，本研究將數(shù)據(jù)分為2期，分別是1993—2004年和2004—2011年2個時期。以2004年為節(jié)點，還考慮到2003年開始在農(nóng)村地區(qū)實行的醫(yī)療保險改革，重大的政策實施對整體有較大影響。1993—2004年期間，持續(xù)參加調(diào)查的農(nóng)村居民是497人；2004—2011年期間2 343位農(nóng)村居民持續(xù)參加調(diào)查。時間跨越約10年，無論是從樣本量還是時間跨度來看，均符合實證研究的條件。需說明的是，2004年是過渡年，在2個時期都有出現(xiàn)，但是第一時期和第二時期中的樣本是完全不同的。

1.2指標度量

1.2.1健康本研究采用生活質(zhì)量指數(shù)（QWB）作為衡量健康狀況的指標，QWB指標由Kaplan等構(gòu)建，把行動指標、體力活動指標和社會活動指標的客觀指標以及癥狀/情況的主觀指標分別賦予不同的權(quán)重再加總，得到一個介于0～1之間的數(shù)值，可以較為綜合、客觀地衡量個人健康狀況[8]。在我國，趙忠等[9]學(xué)者的研究提供了重要的參考。QWB指數(shù)公式如下：

W=1+MOBwt+PACwt+SACwt+CPXwt。（1）

式中：MOB代表行動指標，PAC代表體力活動指標，SAC代表社會活動指標，CPX代表癥狀/情況指標，wt代表了各指標的偏好權(quán)重。

1.2.2健康不平等集中指數(shù)是在基尼系數(shù)基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，它是基于雙變量分布，從社會經(jīng)濟維度上考察健康不平等的程度，是目前應(yīng)用最廣泛的、能準確度量與收入相關(guān)的健康不平等的指標[10]。根據(jù)相關(guān)學(xué)者研究，短期和長期的集中指數(shù)可以具體表示如下

CIt=2htcov（hit，Rti）=2Nht∑Ni=1（hit-ht）（Rti-0.5）；t=1，…，T；（2）

CIT=2h=Tcov（hiT，RTi）=2Nh=T∑Ni=1（hiT-h=T）（RTi-0.5）=2NTh=T∑Ni=1（∑Tt=1hit-∑Tt=1ht）（RTi-0.5）。（3）

其中，hit是每一個個體i（i=1，…，N）在時期t的健康水平，ht是全體人在時期t的平均健康，hiT是個體i在T時期階段里的平均健康，h=T是全體人在T時期內(nèi)的平均健康，RTi（RTi=i-0.5n）是個體i在時期t的收入的分位值排名，Rti是個體i在T時期內(nèi)的總體收入的排名。

1.2.3收入和收入差距采用家庭人均純收入作為個體收入指標，主要是因為個人的健康主要取決于家庭資源，采用家庭人均純收入更能反映個人對于家庭資源的享用程度。在健康的回歸模型中，采用基于縣級層面的基尼系數(shù)衡量收入差距。在對健康集中指數(shù)進行回歸分解時，為指標計算統(tǒng)一起見，采用收入的集中指數(shù)來表示收入差距。

1.2.4醫(yī)療保險我國自2003年在全國試點實施新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險，對于衛(wèi)生服務(wù)水平低、醫(yī)療設(shè)施不足的農(nóng)村地區(qū)而言，是非常重要的政策。本研究采用CHNS數(shù)據(jù)中“是否擁有醫(yī)療保險”作為指標變量，研究醫(yī)療保險實施前后對我國居民健康和健康不平等的影響。

1.2.5其他變量本研究還把影響健康的其他變量作為控制變量加入回歸模型，例如個人特征變量、家庭變量及社區(qū)變量，變量定義和描述見表1。

1.3方法模型

基于健康回歸模型，對與收入相關(guān)的健康不平等進行分解，可以得到各個解釋變量對健康變動的貢獻程度。首先，在長期集中指數(shù)公式（3）中，RTi-0.5=（Rti-0.5）-（Rti-RTi），因此可將長期集中指數(shù)表示為：

表1變量的定義和描述

變量變量名稱變量描述qwb生活質(zhì)量指數(shù)反映個人健康狀況的指標inc家庭人均純收入收入（對數(shù)），2011年不變收入gini基尼系數(shù)居民收入差距，以縣為衡量單位gini2

基尼系數(shù)平方

收入差距對健康影響是非線性的，加入收入差距平方項gender性別1=男性，2=女性age年齡年齡，18～65歲age2

年齡平方

年齡對健康的影響是非線性的，加入年齡平方項edu受教育程度受教育年限，年份marital婚姻狀況1=已婚；0=未婚、離婚或喪偶smoke抽煙平均每天抽煙的數(shù)量，0=不抽煙drink飲酒每月飲酒的頻率，0=不飲酒insur醫(yī)療保險1=有醫(yī)療保險，0=沒有醫(yī)療保險hhsize家庭規(guī)模家庭人口數(shù)drwater飲用自來水1=屋中或者院內(nèi)有自來水，0=無toilet室內(nèi)廁所1=擁有室內(nèi)廁所，0=無com_inc社區(qū)平均收入社區(qū)（村）內(nèi)居民的平均收入（對數(shù)）

ht）（Rti-RTi）=∑Tt=1wtCIt-2NTh=T∑Ni=1∑Tt=1（hit-ht）（Rti-RTi）。（4）

進一步分解，可得到與健康相關(guān)的收入流動性MT：

MT=1-CIT∑Tt=1wtCIt=CITN∑Tt=1htCIt∑Ni=1∑Tt=1（hit-h=T）（Rti-RTi）=2N∑Tt=1htCIt[∑kk=1β^k∑Ni=1∑Tt=1（xitk-x=）×（Rti-RTi）+∑Ni=1∑Tt=1μ^it（Rti-RTi）]。（5）

根據(jù)健康回歸模型的簡略模型：

h==α^+∑kk=1β^kxk=。（6）

將健康回歸方程（6）代入健康和各影響因素集中指數(shù)公式中，可以得出：

MT=∑kk=1β^k∑Tt=1xtkCItxkN∑Tt=1htCItMTxk+2N∑Tt=1htCIt∑Ni=1∑Tt=1μ^it（Rti-RTi）=∑kk=1β^k∑Tt=1xtkCItxk∑Tt=1htCItMTxk+residual=M^T+residual（7）

M^T是各因素對健康不平等的貢獻率，即對健康不平等的貢獻程度。

2結(jié)果與分析

2.1健康不平等度量

表2報告了農(nóng)村居民健康不平等的短期和長期集中指數(shù)，反映了健康不平等的程度和長期趨勢。除1993年集中指數(shù)為負值外，其余年份均為正值，說明農(nóng)村廣泛存在著親富人的健康不平等。1997—2004年，集中指數(shù)逐步擴大，不平等累積效應(yīng)也向有利于富人的方向轉(zhuǎn)變，即健康越來越有利于富人。在2004—2006年期間，農(nóng)村健康不平等先擴大后減小，然后又呈現(xiàn)擴大趨勢，2006年的健康不平等程度最深，2011年健康不平等雖有擴大趨勢，但不平等程度相比2006表2短期、長期集中指數(shù)年較小。從長期集中指數(shù)來看，1997—2004年和2004—2011年長期集中指數(shù)都為正，有利于富人的健康不平等在不斷累積。健康不平等雖一直有利于富人，但累積效應(yīng)在2006—2011年有所減小，可以猜想，醫(yī)療保險對于農(nóng)村健康不平等的緩解起到了作用。

2.2集中指數(shù)回歸分解

2.2.1健康影響因素回歸模型表3報告了1993—2004年、2004—2011年2個觀察期內(nèi)各年份健康水平的回歸結(jié)果。從結(jié)果來看，家庭人均純收入在1993年和1997年對農(nóng)村居民健康有顯著正向影響，之后雖有正向作用，但影響在統(tǒng)計上不顯著。同樣在1993年和1997年，收入差距對健康的影響系數(shù)為負，平方項系數(shù)為正，總體表現(xiàn)為收入差距的擴大可以提高健康水平，但統(tǒng)計上不顯著。在2000年、2004年和2004—2011年，收入差距對健康影響系數(shù)為正，平方項系數(shù)為負，收入差距與健康的關(guān)系呈現(xiàn)倒“U”形，且影響上顯著，說明收入差距對健康有顯著負向影響。在2004—2011年這一觀察期內(nèi)，收入差距對健康的影響超過收入對健康的影響，盡管收入水平提高對健康有正向影響，但收入差距的拉大卻對健康有顯著的負向影響，因此造成了健康水平下降。

在1993—2004年，農(nóng)村擁有醫(yī)療保險與健康水平負相關(guān)，可能的原因是農(nóng)村基礎(chǔ)醫(yī)療發(fā)展較差，在醫(yī)療保險水平低的時候，一般是健康水平較差的群體有更多的動機參加健康醫(yī)療保險，兩者之間存在“自選擇”，因此醫(yī)療保險與健康呈現(xiàn)出負相關(guān)的關(guān)系。在2004—2011年，醫(yī)療保險開始對農(nóng)村居民健康有顯著正向影響，隨著“新農(nóng)合”的有效實施，農(nóng)村居民普遍擁有醫(yī)療保險，此時醫(yī)療保險的覆蓋比例和實施力度增加將有利于提高農(nóng)村居民健康水平。

其他控制變量方面，教育、飲用自來水和室內(nèi)衛(wèi)生間對健康影響顯著為正。性別對對農(nóng)村居民健康影響為負，農(nóng)村女性健康相對男性而言較差。年齡對健康的影響存在倒“U”形效應(yīng)，在年齡較小時，年齡對健康的影響為正，在年齡較大時，對健康的影響主要為負向?；橐鰻顟B(tài)、家庭規(guī)模和社區(qū)平均收入對健康主要是正向影響，但統(tǒng)計上不顯著。抽煙、飲酒主要是負向影響，統(tǒng)計也不顯著。

2.2.2集中指數(shù)回歸分解表4報告了集中指數(shù)回歸分解結(jié)果。各因素對健康不平等的貢獻率主要來自3個方面：表31993—2004年、2004—2011年的2個觀察期中各年份健康的回歸（QWB為因變量）

（1）以回歸系數(shù)表示的該變量對健康水平影響的邊際效應(yīng)；（2）以加權(quán)集中指數(shù)表示的該變量的重要程度；（3）以健康收入流動性表示的該變量隨收入變化而變化的程度。正值的貢獻率表示該變量加劇了健康不平等，負值的貢獻率則代表能減少健康不平等。收入在各年份對農(nóng)村健康不平等的貢獻率都為正，表明收入差距的擴大加劇了健康不平等。從貢獻率值的大小來看，在各影響因素中，收入差距是導(dǎo)致健康不平等的重要原因。醫(yī)療保險對農(nóng)村居民健康不平等的影響在不同時期有不同表現(xiàn)。1993—2004年，醫(yī)療保險加劇了農(nóng)村健康不平等；2004—2011年期間，醫(yī)療保險有效緩解了農(nóng)村居民的健康不平等程度，并且貢獻率越來越高。性別、教育、家庭規(guī)模、飲用自來水和室內(nèi)廁所等因素在大部分年份貢獻率為負，可以減小農(nóng)村的健康不平等；抽煙、飲酒主要是加大了健康不平等。性別、年齡和婚姻狀態(tài)的貢獻率時正時負，對健康不平等的影響不確定。

3討論與結(jié)論

我國農(nóng)村地區(qū)普遍存在的親富人健康不平等有愈演愈烈的趨勢，這已經(jīng)成為社會發(fā)展不容忽視的問題。世界衛(wèi)生組織（WHO）多次在報告中把縮小國家之間和國家內(nèi)部不同經(jīng)濟社會人群的健康不平等作為主要工作目標。本研究利用CHNS 1993—2011年追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，采用集中指數(shù)衡量農(nóng)村各年份的健康不平等程度和長期變化趨勢，并基于健康影響因素的回歸模型，對歷年健康不平等進行分解，得到各因素對健康不平等的貢獻率。得到主要結(jié)論和建議如下：

3.1收入差距對健康不平等的影響

（1）農(nóng)村地區(qū)普遍存在著親富人的健康不平等，并且在不斷深化，健康不平等越來越有利于富人。不同群體間日益固化的收入差距是長期健康不平等的重要原因。

（2）收入差距對健康影響呈現(xiàn)倒“U”形。在收入較低時，收入對健康有正向影響，當(dāng)收入達到一定水平時，收入差距對健康有顯著負向影響，并且大于收入的影響，總體健康水平下降。經(jīng)濟發(fā)展過程中往往追求速度而忽略公平性，隨著收入水平的不斷提高，收入差距對健康影響越來越顯著。

（3）收入差距的擴大加劇了健康不平等，收入差距對農(nóng)村健康不平等的貢獻率大于其他影響因素?？s小農(nóng)村內(nèi)部居民的收入差距，縮小城鄉(xiāng)之間的收入差距，扭轉(zhuǎn)收入分配過于懸殊的局勢，是減小農(nóng)村居民健康不平等的重要舉措。

3.2醫(yī)療保險對健康不平等的影響

醫(yī)療保險對提高居民健康水平、減小健康不平等有顯著作用。在衛(wèi)生醫(yī)療條件較為落后的農(nóng)村，要進一步強化農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生體制改革，特別是新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的實施，在新農(nóng)合基本覆蓋農(nóng)村居民的前提下，保證醫(yī)療保險能真正惠及農(nóng)村居民的同時，加大農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生的公共投入，提高醫(yī)療服務(wù)的水平和可及性。

3.3其他變量對健康不平等的影響

教育水平的提高也會提高健康狀況，改善健康不平等程度，需要進一步加強農(nóng)村教育的投入和建設(shè)，保證教育公平；生活環(huán)境也是影響居民健康和健康不平等的重要因素，建設(shè)美麗鄉(xiāng)村，保障居民良好的生活環(huán)境也是非常有必要的。

參考文獻：

[1]Kawachi I，Kennedy B P. Income inequality and health： pathways and mechanisms[J]. Health Services Research，1999，34（1/2）： 215-227.

[2]Subramanian S V，Kawchi I. Income inequality and health： what have we learned so far[J]. Epideniologic Review，2004，26：78-91.

[3]封進，余央央.中國農(nóng)村的收入差距與健康[J].經(jīng)濟研究，2007（1）：79-88.

[4]Judge K，Patterson I. Poverty，Income inequality and health： working paper[R]. New Zealand Treasury，2001.

[5]Mellor J M，Milyo J. Income inequality and health status in the United States：evidence from the current population survey[J]. The Journal of Human Resources，2002，37（3）： 510-539.

[6]劉民權(quán).健康的價值與健康不平等[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2010：23-25.

[7]解堊.與收入相關(guān)的健康及醫(yī)療服務(wù)利用不平等研究[J].經(jīng)濟研究，2009（2）：92-105.

[8]Kaplan R，Anderson J P. A general health policy model： update and applications[J]. Health Services Research，1988，23（2）： 203-235.

[9]趙忠，侯振剛.我國城鎮(zhèn)居民的健康需求與Grossman模型——來自截面數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2005（10）：79-90.

[10]詹宇波.健康不平等及其度量——一個文獻綜述[J].世界經(jīng)濟文匯，2009（3）：109-119.李杰. 城鎮(zhèn)化進程中農(nóng)村土地與勞動力配置的驅(qū)動力分析[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，44（5）：573-577.

doi：10.15889/j.issn.1002-1302.2016.05.162