白春玲，陳 東

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

健康是人類福利的起點(diǎn)，既衡量了“人存在于世”，也衡量了“人如何存在于世”。在與疾病和死亡的對(duì)抗中，伴隨著物質(zhì)條件的改善和醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的進(jìn)步，我國(guó)人口健康狀況取得了較大提升，但城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間、社會(huì)階層之間的健康不平等仍是一個(gè)不爭(zhēng)的事實(shí)，已成為推動(dòng)健康中國(guó)建設(shè)的基本障礙。而對(duì)健康不平等的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要集中在兩個(gè)方面：一是采用基尼系數(shù)、集中指數(shù)等進(jìn)行測(cè)度和比較，重在強(qiáng)調(diào)“看到的”健康結(jié)果的不平等。事實(shí)上，社會(huì)公眾深惡痛絕的往往不是健康結(jié)果的表象差距，而是隱藏在背后的家庭背景、出生地環(huán)境等機(jī)會(huì)不平等因素。二是基于回歸模型考察收入、教育、職業(yè)等社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)健康結(jié)果的影響，此類研究大都側(cè)重成年期某一時(shí)點(diǎn)的靜態(tài)作用，忽視了健康是一個(gè)全生命周期概念，中老年健康不平等相當(dāng)一部分是生命早期生活經(jīng)歷的縱向累積，早期生活經(jīng)歷是整個(gè)生命周期發(fā)展的基礎(chǔ)，亦是健康不平等形成的起點(diǎn)。這就要求從生命歷程前端入手，建立早期經(jīng)歷和中老年期的健康關(guān)聯(lián)，系統(tǒng)挖掘中老年群體健康不平等背后的早期深層次根源。

羅默(Roemer)機(jī)會(huì)平等理論為彌補(bǔ)上述不足提供了新契機(jī)，該理論指出由種族、家庭背景等個(gè)體無力控制的“環(huán)境”因素導(dǎo)致的健康不平等是不合理的，由生活方式等個(gè)體可以選擇的“努力”因素引起的健康不平等則是合理的。機(jī)會(huì)平等理論旨在創(chuàng)造一個(gè)公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，使個(gè)體在相同起跑線上憑借自身“努力”獲得回報(bào)，即“敏于志向，鈍于稟賦”。運(yùn)用機(jī)會(huì)平等理論分析健康不平等問題，一方面有助于挖掘隱藏在健康不平等背后的不公正因素，動(dòng)態(tài)追蹤早期生活經(jīng)歷(特別是父母社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等個(gè)體無法控制的“環(huán)境”因素)與中老年健康的關(guān)系；另一方面實(shí)現(xiàn)健康公平是個(gè)體責(zé)任和社會(huì)責(zé)任的有機(jī)統(tǒng)一，正如機(jī)會(huì)平等理論所言，“努力”因素是個(gè)體選擇的結(jié)果，個(gè)體應(yīng)當(dāng)負(fù)責(zé)，而“環(huán)境”因素不在個(gè)體控制范圍之內(nèi)，社會(huì)責(zé)任應(yīng)該關(guān)注，健康干預(yù)政策應(yīng)當(dāng)補(bǔ)償處于“環(huán)境”劣勢(shì)情況下的個(gè)體。因此，在機(jī)會(huì)平等理論下有助于明確健康干預(yù)政策的責(zé)任范圍，將兒童期作為健康干預(yù)的最佳時(shí)期，這也是貫徹“從生命早期預(yù)防”的理念，是為人民群眾提供全方位全周期健康服務(wù)的題中應(yīng)有之義。基于此，本文從機(jī)會(huì)平等視角探究中老年群體健康不平等的根源，系統(tǒng)估計(jì)“環(huán)境”和“努力”對(duì)健康結(jié)果的影響，并采用Shapley分解、非線性O(shè)axaca-Blinder和方差分解等方法考察各因素的貢獻(xiàn)度與群體異質(zhì)性，以期為我國(guó)制定和出臺(tái)有針對(duì)性的健康干預(yù)政策提供建議。

二、文獻(xiàn)綜述

自羅默提出“環(huán)境—努力”的二元分析框架后，已有學(xué)者開始研究機(jī)會(huì)不平等與健康不平等的關(guān)系。在“環(huán)境”因素方面，早期生活經(jīng)歷反映了家庭資源的代際傳遞過程，并不是受訪者早期的行為選擇，大都是無力控制的“環(huán)境”因素。既有研究一方面檢驗(yàn)早期生活經(jīng)歷對(duì)健康的持久影響，發(fā)現(xiàn)早期經(jīng)歷大饑荒、食物匱乏、父母受教育程度較低和家庭經(jīng)濟(jì)條件較差、居住在貧困社區(qū)均會(huì)對(duì)成年后的健康產(chǎn)生不良影響，不僅會(huì)增加患慢性病和意外死亡的概率，而且還會(huì)損害認(rèn)知水平和心理健康。另一方面測(cè)度和分解與“環(huán)境”因素相關(guān)的機(jī)會(huì)不平等，但囿于測(cè)度方法和樣本數(shù)據(jù)集的限制，結(jié)果存在明顯的國(guó)別異質(zhì)性。就測(cè)度而言，在英國(guó)，參數(shù)法和非參數(shù)法等事前估計(jì)方法發(fā)現(xiàn)健康不平等中至少有21%源于“環(huán)境”因素，而事后估計(jì)方法卻指出“環(huán)境”因素的貢獻(xiàn)度超過40%；在西班牙、法國(guó)、德國(guó)、意大利等國(guó)家，采用基尼系數(shù)衡量的機(jī)會(huì)不平等至少解釋了總體健康不平等的50%；在以色列等國(guó)家，這一比例更是高達(dá)90%。就分解而言，也有學(xué)者采用Shapley分解量化單個(gè)“環(huán)境”因素對(duì)兒童期發(fā)展機(jī)會(huì)的貢獻(xiàn)，在印度，跨地區(qū)的系統(tǒng)性差異(44.27%)和父母受教育程度(29.91%)對(duì)兒童早期發(fā)展機(jī)會(huì)的影響最為顯著；在阿拉伯地區(qū)，兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況的影響程度最大(20%—30%)，其次是母親受教育程度(15%—25%)，而父親受教育程度僅占10%左右。

在“努力”因素方面，現(xiàn)有研究存在兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)以羅默為代表，認(rèn)為“努力”會(huì)受到“環(huán)境”因素的影響，由“環(huán)境”因素引起的個(gè)體努力程度差異也是不公平的。在此觀點(diǎn)下，迪亞斯(Dias)構(gòu)建了“環(huán)境”對(duì)“努力”因素影響的偏效應(yīng)理論模型，特拉努瓦(Trannoy)等進(jìn)一步考察了父母社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代健康的影響途徑，發(fā)現(xiàn)母親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代健康具有直接影響，父親的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位則通過作用于子代社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位而間接影響子代健康。另一種觀點(diǎn)以巴里(Barry)為代表，強(qiáng)調(diào)無論“環(huán)境”對(duì)“努力”因素的影響程度如何，個(gè)體所有的“努力”都應(yīng)該被鼓勵(lì)。據(jù)此，布里卡爾(Bricard)等分別檢驗(yàn)了上述兩種觀點(diǎn)下歐洲各國(guó)的健康機(jī)會(huì)不平等，在巴里場(chǎng)景下，機(jī)會(huì)不平等解釋了健康不平等的50%，而在羅默場(chǎng)景下，這一比例達(dá)到57.50%。雖然兩種觀點(diǎn)爭(zhēng)執(zhí)不下，但“努力”因素對(duì)健康不平等的影響也不容小覷。

令人遺憾的是，由于缺乏高質(zhì)量的微觀數(shù)據(jù)，將機(jī)會(huì)平等理論運(yùn)用到我國(guó)健康領(lǐng)域的研究依然鳳毛麟角。魯萬波、劉波等測(cè)度與分解了我國(guó)居民健康差距中的機(jī)會(huì)不平等，前者從城鄉(xiāng)視角入手，基于補(bǔ)償原則發(fā)現(xiàn)客觀環(huán)境的稟賦差異是導(dǎo)致城鄉(xiāng)健康差異的根源，后者則借助基尼系數(shù)得出機(jī)會(huì)不平等相對(duì)貢獻(xiàn)度在18.32%—23.18%間，性別和3歲時(shí)所處的經(jīng)濟(jì)區(qū)域是影響機(jī)會(huì)不平等的關(guān)鍵因素。

綜上所述，現(xiàn)有研究從不同方面拓展了健康機(jī)會(huì)不平等問題的研究，但仍存在進(jìn)一步提升的空間：其一，現(xiàn)有研究測(cè)度機(jī)會(huì)不平等時(shí)，側(cè)重父母受教育程度等某些特定“環(huán)境”因素作用，忽視了“環(huán)境”對(duì)于“努力”因素的偏效應(yīng)，容易以偏概全，影響結(jié)論可信性；其二，少數(shù)文獻(xiàn)采用Shapley方法分解單個(gè)“環(huán)境”因素的貢獻(xiàn)程度，但多側(cè)重兒童期獲取營(yíng)養(yǎng)方面的不平等，事實(shí)上隨著生命歷程的展開，“環(huán)境”和“努力”的持續(xù)累積效應(yīng)會(huì)發(fā)生變化，對(duì)中老年健康不平等的影響仍為未解之謎；其三，機(jī)會(huì)平等要求補(bǔ)償處于不利“環(huán)境”下的個(gè)體，但由“環(huán)境”引起的機(jī)會(huì)不平等既有可能來自個(gè)體所處“環(huán)境”本身的差異，也有可能源自“環(huán)境”對(duì)健康結(jié)果影響程度的不同，現(xiàn)有研究尚未量化剖析這一來源。

為彌補(bǔ)以上缺憾，本文嘗試從以下幾個(gè)方面來尋求突破：首先，從機(jī)會(huì)不平等視角分析中老年群體健康不平等背后的根源，既考察了生命早期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件是不是引致機(jī)會(huì)不平等的重要“環(huán)境”因素，又強(qiáng)調(diào)了個(gè)體生活方式等“努力”程度的作用；其次，采用事前回歸參數(shù)法測(cè)度了由“環(huán)境”因素引起的機(jī)會(huì)不平等，并結(jié)合Shapley分解和非線性O(shè)axaca-Blinder模型衡量單個(gè)“環(huán)境”因素的貢獻(xiàn)和群體間差異的來源；最后，嘗試納入“環(huán)境”和“努力”之間的相關(guān)性，借助方差分解度量相對(duì)“努力”對(duì)健康不平等的解釋度。

三、理論模型

1. 機(jī)會(huì)不平等測(cè)度

依據(jù)機(jī)會(huì)平等理論，樣本量為的人群中，個(gè)體的健康結(jié)果由“環(huán)境”因素()和“努力”因素()共同決定。在羅默的定義下，“環(huán)境”因素為超出個(gè)體控制范圍之外的外生變量，如父母受教育程度和兒童期家庭經(jīng)濟(jì)背景等，“努力”因素則可由個(gè)體自主選擇決定，涵蓋生活方式和受教育程度。由“環(huán)境”因素引起的健康不平等，在道德上是不正義的，因?yàn)樗鼜奈幢粋€(gè)體選擇，而由“努力”因素引起的健康不平等則被認(rèn)為是合理的。雖然“努力”因素反映了個(gè)體選擇的結(jié)果，但也會(huì)受“環(huán)境”因素的影響，例如，個(gè)體受教育程度和生活方式的選擇很大程度上會(huì)受到兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的影響，含有不可控“環(huán)境”因素影響的“努力”差異也是不公平的。因此，健康的決定方程可由如下公式共同給出：

=++

(1)

=+

(2)

其中，為“環(huán)境”因素的系數(shù)向量，為“努力”因素的系數(shù)向量，為“環(huán)境”對(duì)“努力”因素的間接影響，和為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。將公式(2)代入公式(1)可得：

=(+)++

(3)

令+=，+=，則式(3)可進(jìn)一步表示為：

=+

(4)

其中，系數(shù)向量既包含了“環(huán)境”對(duì)于健康結(jié)果的直接影響，也包括了“環(huán)境”通過“努力”進(jìn)而影響健康的間接作用。給定“環(huán)境”向量，健康結(jié)果的條件期望值為：

(5)

(6)

2. 機(jī)會(huì)不平等分解

以上事前的回歸參數(shù)法測(cè)量了由“環(huán)境”引起的機(jī)會(huì)不平等，為進(jìn)一步量化單個(gè)“環(huán)境”變量的貢獻(xiàn)，本文將 Shapley分解應(yīng)用于修正的相異指數(shù)。其基本思想是健康結(jié)果由各種“環(huán)境”變量共同作用，剔除其中任一變量均會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生邊際效應(yīng)，剔除順序不同得到的結(jié)果亦不相同，不同剔除順序所產(chǎn)生邊際效應(yīng)的均值，則反映了該指標(biāo)對(duì)總體不平等的貢獻(xiàn)率。具體來說，當(dāng)變量從全集背景下剔除時(shí)，所引起修正的相異指數(shù)的變化為：

(7)

其中，為“環(huán)境”因素全集，內(nèi)含個(gè)變量；是除之外的子集，含有個(gè)變量，()和(∪{})分別表示子集和包含因素之后的修正相異指數(shù)。若令()為全集背景下修正的相異指數(shù)，則對(duì)機(jī)會(huì)不平等的貢獻(xiàn)率為：

(8)

(9)

3. “努力”效應(yīng)的拓展

(10)

特別需要強(qiáng)調(diào)的是，由于所涉及的“努力”因素均為分類變量，無法直接得到殘差項(xiàng)的估計(jì)值，在參考古里魯(Gourieroux)等研究的基礎(chǔ)上采用Probit模型估計(jì)公式(2)，并進(jìn)一步基于以下公式得到殘差的條件期望值：

(11)

其中，和分別表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)。

上述Shapley和非線性O(shè)axaca-Blinder分解是在事前回歸參數(shù)法下測(cè)算的，而當(dāng)納入相對(duì)“努力”程度時(shí)，則成為事后機(jī)會(huì)不平等，有學(xué)者提供了另外一種方法，即方差分解法。方差分解法由于滿足對(duì)稱性、平移不變性、分解一致性等原則，為測(cè)度相對(duì)“努力”的貢獻(xiàn)率提供了有效形式，具體而言，健康結(jié)果的方差有“環(huán)境”和相對(duì)“努力”與健康結(jié)果之間的協(xié)方差給出，公式如下：

(12)

(13)

(14)

四、變量選擇與描述統(tǒng)計(jì)

1. 數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來自中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Survey，CHARLS)，該調(diào)查涵蓋全國(guó)28個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的150個(gè)縣、450個(gè)社區(qū)(村)，旨在收集一套我國(guó)45歲及以上中老年人的高質(zhì)量微觀數(shù)據(jù)。目前，該調(diào)查已在2011年、2013年、2015年和2018年開展了四次，并在2014年追溯了受訪者早期生活經(jīng)歷，本文以參加了2014年專項(xiàng)回顧調(diào)查的中老年人為研究對(duì)象，剔除關(guān)鍵變量缺失后，最終得到樣本數(shù)28321個(gè)，其中2011年6534個(gè)，2013年7619個(gè)，2015年6373個(gè)，2018年7795個(gè)。

2. 變量選取與定義

(1)健康指標(biāo)。本文采用自評(píng)健康作為度量中老年群體健康的指標(biāo)，經(jīng)驗(yàn)研究表明，自評(píng)健康能夠有效預(yù)測(cè)死亡率、患病率等客觀健康指標(biāo)。CHARLS問卷有關(guān)自評(píng)健康提供了兩個(gè)選項(xiàng)，一是“您覺得您的健康狀況是極好，很好，好，一般，還是不好”，二是“您覺得您的健康狀況是很好，好，一般，不好，還是很不好”，本文將回答“不好”“很不好”的歸為一類，視為健康狀況不佳，取值為0，其余答案視為健康狀況良好，取值為1。

(2)“環(huán)境”因素。在對(duì)“環(huán)境”和“努力”因素界定時(shí)，羅默和特拉努瓦認(rèn)同控制論，認(rèn)為個(gè)體應(yīng)當(dāng)對(duì)自己控制范圍內(nèi)的事情負(fù)責(zé)，超出個(gè)體控制的外生變量應(yīng)被視為“環(huán)境”因素，但在經(jīng)驗(yàn)研究中，由于數(shù)據(jù)集限制，通常不可能詳盡所有“環(huán)境”變量，考察的多為“環(huán)境”因素的子集。為此，本文梳理了經(jīng)典文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)有學(xué)者將兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況、父母受教育程度、父母健康作為“環(huán)境”變量，也有學(xué)者又納入了出生地及宗教信仰。在參考上述文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，同時(shí)結(jié)合CHARLS數(shù)據(jù)的可得性，本文將“環(huán)境”變量設(shè)定為兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母健康、戶籍身份和兒童期居住環(huán)境四類。①兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。2014年專項(xiàng)回顧調(diào)查詢問了受訪者兒童期(17歲以前)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，本文選擇家庭貧困狀況和父母受教育程度來反映。對(duì)于家庭貧困狀況，CHARLS提供了“在您17歲以前，相對(duì)于那時(shí)你們家所在社區(qū)(村)的普通家庭，您家的經(jīng)濟(jì)狀況怎么樣”和“17歲以前家人是否挨餓”兩個(gè)指標(biāo)。對(duì)于父母受教育程度，分為“受過教育”和“未受過教育”兩大類。②父母健康。CHARLS分別詢問了受訪者幼時(shí)父母是否長(zhǎng)期臥病在床，將回答“否”的記為“1”，代表父母健康狀況良好，回答“是”的記為“0”，表示父母健康狀況較差。③戶籍身份。在我國(guó)“城鄉(xiāng)分治”極具中國(guó)色彩的戶籍制度，本身就包含或直接影響了教育、醫(yī)療等社會(huì)資源的分配，本文以16歲以前居住地來刻畫受訪者的戶籍身份，其中“0”代表16歲以前居住在農(nóng)村，“1”代表16歲以前居住在城鎮(zhèn)。④兒童期居住環(huán)境。專項(xiàng)回顧調(diào)查還包含了受訪者童年時(shí)居住的社區(qū)質(zhì)量，本文選擇17歲以前居住社區(qū)(村)的安全性和整潔性。對(duì)于安全性，CHARLS提供了非常安全、比較安全、不太安全和完全不安全四個(gè)選項(xiàng)，將非常安全、比較安全歸為一類，賦值為“1”，其余賦值為“0”。對(duì)于整潔性，同樣也提供了四個(gè)選項(xiàng)，將非常干凈整潔、比較干凈整潔記為“1”，將不太干凈整潔、完全不干凈不整潔記為“0”。

(3)“努力”因素。如上所述，控制論理念下“努力”因素是自主選擇的結(jié)果，受教育程度和生活方式是應(yīng)用最為廣泛的兩個(gè)“努力”變量，因?yàn)樵诤艽蟪潭壬蟼€(gè)體對(duì)此是可控的，應(yīng)該對(duì)此負(fù)責(zé)。①受教育程度。CHARLS問卷涵蓋了未受過教育、私塾、小學(xué)、中學(xué)等11個(gè)等級(jí)，從受訪者的回答來看，超過40%的表示未完成小學(xué)教育，因此本文將受教育程度重新分為四類：未受過教育、小學(xué)及以下(包括私塾)、中學(xué)(初中、高中)、大專及以上。②生活方式。對(duì)于抽煙，CHARLS問卷詢問受訪者“您吸過煙嗎？”，將回答“是”的取值為“0”，“否”的取值為“1”。而對(duì)于喝酒，將每月少于一次的記為“1”，將每月超過一次的取值為“0”。

(4)控制變量。本文選取人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征作為控制變量，包括性別、年齡和婚姻。將“女性”編碼為“0”，“男性”編碼為“1”，年齡則為連續(xù)變量，集中于45—108歲之間，婚姻也被認(rèn)為是影響健康的重要因素，故將婚姻分為“1-已婚”和“0-未婚、離異、分居、寡居”兩類。

3. 描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。受訪者的平均年齡為61.921歲，男性占49%，女性占51%，在健康水平上，71.30%的受訪者表示對(duì)自身健康狀況較為滿意，僅有28.70%的認(rèn)為自己目前的健康狀況“不好”或“很不好”。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計(jì)

就“環(huán)境”而言，受訪者的兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位普遍較低，38.80%的表示17歲以前家庭經(jīng)濟(jì)情況較差，更有70%左右的有挨餓經(jīng)歷，父親接受過正式教育的占41%，但接受過正式教育的母親卻僅占12.70%。與之截然相反，受訪者幼時(shí)父母健康狀況良好，父母長(zhǎng)期臥病在床的比例較低，分別占8.40%和13.90%。16歲以前受訪者大都居住在農(nóng)村，但居住環(huán)境質(zhì)量相對(duì)較好，對(duì)居住環(huán)境整潔性和安全性的評(píng)價(jià)較高。就“努力”程度來看，健康風(fēng)險(xiǎn)行為的比例相對(duì)較低，超過一半的表示從不吸煙，飲酒頻率每月少于一次的更是高達(dá)74.40%。受訪者整體受教育程度偏低，接受過大專及以上教育的僅占2.10%。

五、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

本文首先考察“環(huán)境”對(duì)健康結(jié)果的直接影響和對(duì)生活方式、受教育程度等“努力”因素的“偏效應(yīng)”，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步納入相對(duì)“努力”，以檢驗(yàn)“環(huán)境”和相對(duì)“努力”對(duì)健康的整體影響，最后探究性別、城鎮(zhèn)、出生隊(duì)列間的異質(zhì)性。

1. 基準(zhǔn)回歸分析

(1)“環(huán)境”對(duì)健康的直接影響。依據(jù)理論框架中的公式(4)，本文首先考察“環(huán)境”對(duì)健康的直接影響，將模型設(shè)定為：

=+++++++

(15)

其中，為個(gè)體的健康狀況，為兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況，代表父母親受教育程度，表示父母健康，為戶籍身份，則為兒童期居住的社區(qū)環(huán)境，為控制變量，包括年齡、性別和婚姻，為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

模型(15)采用Probit估計(jì)，表2報(bào)告了各變量的估計(jì)系數(shù)。回歸結(jié)果顯示：其一，兒童期家庭經(jīng)濟(jì)條件對(duì)中老年健康狀況發(fā)揮了長(zhǎng)期正向影響，17歲以前家庭經(jīng)濟(jì)狀況相對(duì)較好、不曾有挨餓經(jīng)歷的，中老年時(shí)期報(bào)告自評(píng)健康良好的概率較高，且通過了0.01顯著性水平檢驗(yàn)；其二，父母受教育程度同樣對(duì)子代健康狀況具有持久影響，但母親接受過正式教育的影響程度更大(0.118)，高于父親受教育程度的作用(0.096)；其三，受訪者幼時(shí)父母健康與中老年時(shí)期自評(píng)健康的聯(lián)系更為密切，父母不曾長(zhǎng)期臥病在床，尤其是母親健康狀況較好會(huì)顯著提高自評(píng)健康良好的概率，可見兒童時(shí)期母親角色的重要性；其四，戶籍身份中16歲以前居住在城鎮(zhèn)地區(qū)的受訪者，中老年期具有明顯的健康優(yōu)勢(shì)，并且居住環(huán)境的安全性和整潔性越高，這種健康優(yōu)勢(shì)就會(huì)越突出。綜上，無論是兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、父母健康，還是居住社區(qū)(村)的安全性和整潔性，均與中老年健康具有顯著的正向關(guān)系，兒童期父輩或家庭給予的有利“環(huán)境”因素，會(huì)給子代傳遞更多的健康優(yōu)勢(shì)，這種優(yōu)勢(shì)并非是暫時(shí)的，會(huì)伴隨著整個(gè)生命歷程持續(xù)到中老年期。

在控制變量中，隨著年齡增長(zhǎng)，各項(xiàng)健康機(jī)能逐步退化，報(bào)告自評(píng)健康較差的概率明顯上升。從性別因素看，男性的自評(píng)健康狀況明顯優(yōu)于女性，從婚姻狀況看，相對(duì)于無配偶的，有配偶的中老年人更傾向于報(bào)告自評(píng)健康狀況良好。

(2)“環(huán)境”對(duì)“努力”的偏效應(yīng)。如前所述，某些“努力”會(huì)受到“環(huán)境”因素的“污染”，因?yàn)椤碍h(huán)境”造成的“努力”差異也是不公平的，鑒于此，本文嘗試將受教育程度和生活方式中“環(huán)境”因素影響剝離出來，得到個(gè)體相對(duì)“努力”程度。具體做法是借鑒已有學(xué)者的研究，通過理論框架中的輔助方程(2)，將個(gè)體受教育程度和生活方式對(duì)“環(huán)境”因素進(jìn)行回歸，如以下公式所示，其中殘差項(xiàng)和的估計(jì)值則表示剔除可觀測(cè)“環(huán)境”因素影響的相對(duì)“努力”。

表2 “環(huán)境”對(duì)中老年健康的影響

=++++++

(16)

=++++++

(17)

其中，—表示客觀“環(huán)境”對(duì)受教育程度影響，—?jiǎng)t代表對(duì)生活方式的作用。由于生活方式和教育程度均為二分變量，無法直接估計(jì)殘差項(xiàng)，但基于Probit的估計(jì)結(jié)果可得到殘差項(xiàng)的條件期望值，故采用Probit估計(jì)“環(huán)境”對(duì)“努力”的偏效應(yīng)，結(jié)果見表2。

在生活方式方面，17歲以前家人不曾挨餓可有效限制吸煙等健康損害行為的產(chǎn)生。父母受教育程度中，父親受教育程度對(duì)子女吸煙有顯著作用，經(jīng)計(jì)算平均邊際效應(yīng)為0.037，也就是接受過正式教育的父親可使子代從不吸煙的概率增加3.70%，而接受過正式教育的母親則對(duì)喝酒有顯著影響，使從不或很少喝酒的概率增加3.30%。戶籍身份中16歲以前居住在城鎮(zhèn)地區(qū)以及居住社區(qū)環(huán)境整潔也會(huì)顯著提高個(gè)體成年后從不吸煙的概率，可見兒童時(shí)期有利的“環(huán)境”因素容易幫助個(gè)體塑造健康的生活方式，例如從不吸煙和較低的飲酒頻率。

在受教育程度方面，兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低明顯降低個(gè)體完成小學(xué)及以下教育水平的概率，但對(duì)初、高中和大專及以上卻產(chǎn)生了正向影響，特別是父親受教育程度的作用最大，父親接受過正式教育的，對(duì)子代接受中學(xué)和大專及以上教育的平均邊際效應(yīng)為9.40%和1.40%。受訪者幼時(shí)父親健康也會(huì)影響受教育程度，父親不曾長(zhǎng)期臥病在床的，個(gè)體接受中學(xué)教育概率提高3.60%，大專及以上教育概率提高1.20%。概括而言，“環(huán)境”因素不僅對(duì)中老年健康有直接影響，還會(huì)通過“努力”發(fā)揮間接作用，兒童期“環(huán)境”因素的優(yōu)勢(shì)增加了成年后獲取教育資源的機(jī)會(huì)，減少了吸煙、酗酒等不良生活習(xí)慣的概率，由此從童年到成年形成了優(yōu)勢(shì)不斷被強(qiáng)化的累積過程。

(18)

表3報(bào)告了加入相對(duì)“努力”后的估計(jì)結(jié)果，自評(píng)健康依然采用Probit估計(jì)。在加入相對(duì)“努力”之后，各“環(huán)境”變量系數(shù)依然顯著，再次表明生命歷程早期所無力控制的“環(huán)境”因素對(duì)中老年健康具有長(zhǎng)期的持續(xù)影響，兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高、父母健康狀況越好、居住社區(qū)環(huán)境質(zhì)量越優(yōu)越，個(gè)體中老年時(shí)期的自評(píng)健康狀況越良好。

檢驗(yàn)結(jié)果還顯示，在各項(xiàng)相對(duì)“努力”因素中，受教育程度對(duì)自評(píng)健康具有層級(jí)性的正向回報(bào)，即教育程度每上升一個(gè)等級(jí)，自評(píng)健康良好的概率均有明顯增強(qiáng)，教育程度較高的中老年群體更有可能獲得良好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，放寬了各項(xiàng)健康投入的預(yù)算約束，降低了不利因素對(duì)健康產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)。吸煙不利于健康，但飲酒頻率每月少于一次卻減少了自評(píng)健康良好的概率，可能的原因在于一方面本文僅將“喝酒”處理成二元虛擬變量，沒有進(jìn)一步區(qū)分酗酒的頻率和數(shù)量，因?yàn)檫@方面數(shù)據(jù)CHARLS問卷并未提供，另一方面長(zhǎng)期追蹤數(shù)據(jù)可能會(huì)存在樣本選擇性生存問題，非隨機(jī)的死亡選擇性優(yōu)先淘汰了健康狀況較差的中老年人，追蹤到的經(jīng)常飲酒的往往是身體健康狀況相對(duì)較好的中老年人。

2. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在“環(huán)境”和相對(duì)“努力”對(duì)健康整體影響的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

其一，替換估計(jì)方法。一方面在自評(píng)健康二值變量的基礎(chǔ)上，重新采用logit模型進(jìn)行估計(jì)，另一方面將自評(píng)健康操作化為定序變量(健康狀況很好、好、一般、不好、很不好)，分別采用Ordered Probit和Ordered logit進(jìn)行估計(jì)。

其二，替換健康指標(biāo)。從生理、心理、行動(dòng)能力出發(fā)選取了四個(gè)健康指標(biāo)，分別是工具性日常生活活動(dòng)能力(IADL)、軀體活動(dòng)能力、認(rèn)知水平、抑郁程度，通過主成分分析法獲得各個(gè)指標(biāo)的權(quán)重，加權(quán)匯總后構(gòu)建一個(gè)復(fù)合的健康指標(biāo)。

表3 “環(huán)境”和相對(duì)“努力”對(duì)中老年健康的影響

其三，核心解釋變量的不同操作。作為樣本人群的中老年人，受教育經(jīng)歷大都發(fā)生在幾十年以前，并且有超過40%的受訪者表示未完成小學(xué)教育，因此將受教育程度重新定義為“受教育”和“未受教育”兩類，并帶入模型重新估計(jì)。

從表3的檢驗(yàn)結(jié)果來看，“環(huán)境”和相對(duì)“努力”系數(shù)的顯著性變動(dòng)不大，體現(xiàn)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性和可信性。

3. 異質(zhì)性考慮

為探討“環(huán)境”和相對(duì)“努力”對(duì)不同群體的影響，本文還進(jìn)行分組分析，見表4。

表4 異質(zhì)性分析結(jié)果

在性別方面，早期“環(huán)境”對(duì)男性和女性來說，都是非常重要的機(jī)會(huì)不平等因素，但影響程度卻不同，除戶籍身份外，其余“環(huán)境”因素對(duì)男性影響程度更高，換言之，男性從生命歷程早期優(yōu)勢(shì)“環(huán)境”資源中得到的健康回報(bào)更大。受“男尊女卑”等傳統(tǒng)觀念的影響，男性群體在生命歷程早期便占有更多的健康資源，而資源的優(yōu)勢(shì)將增加個(gè)人成年后所面臨的機(jī)遇，這種機(jī)遇反過來又會(huì)改善健康狀況，由此形成了“環(huán)境”因素影響的累積。這一累積趨勢(shì)在受教育程度上表現(xiàn)得更為明顯，接受過大專及以上教育的估計(jì)系數(shù)(0.291)明顯高于女性群體(0.198)，男性受教育程度越高，所得到的健康回報(bào)越大。

在城鄉(xiāng)方面，兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響差異較大，17歲以前家庭經(jīng)濟(jì)情況較好和父親接受過正式教育對(duì)城鎮(zhèn)地區(qū)中老年人影響程度較高，而17歲以前不曾挨餓和接受過正式教育的母親則對(duì)農(nóng)村地區(qū)作用最大。幼時(shí)父母長(zhǎng)期臥病在床，限制了家庭對(duì)子女健康資源的投入，嚴(yán)重?fù)p害了農(nóng)村地區(qū)受訪者中老年期的健康狀況。相對(duì)“努力”中，長(zhǎng)期二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)體制使得城鎮(zhèn)地區(qū)在教育等配套資源上遠(yuǎn)好于農(nóng)村地區(qū)，中學(xué)教育階段(初、高中)的健康回報(bào)中城市(0.124)高于農(nóng)村(0.099)，而有趣的是，一旦農(nóng)村地區(qū)個(gè)體接受到高等教育(大專及以上)時(shí)，得到的健康回報(bào)將會(huì)大幅度提升(0.435)，這種由教育帶來的經(jīng)濟(jì)地位上升和健康投入預(yù)算約束集的放松，對(duì)農(nóng)村個(gè)體健康狀況的改善不容小覷。

在出生隊(duì)列方面，依據(jù)年齡劃分了兩個(gè)組別，分別是中年組(45—59歲)和老年組(60歲及以上)。17歲以前家庭挨餓經(jīng)歷、母親受教育程度、父母健康以及居住環(huán)境的安全性，在中年組中表現(xiàn)得更加明顯。究其原因，一方面從出生組效應(yīng)視角出發(fā)，在所研究的樣本中，中年組兒童期家庭經(jīng)濟(jì)地位總體優(yōu)于老年組，以17歲以前家庭挨餓經(jīng)歷為例，中年組的比例為23.80%，而老年組的比例為38.10%，另一方面隨著年齡增長(zhǎng)，生物學(xué)的衰退開始發(fā)揮主導(dǎo)作用，會(huì)在一定程度上削弱早期“環(huán)境”因素的累積作用。

六、機(jī)會(huì)不平等的測(cè)度與分解

基于實(shí)證結(jié)果，首先采用事前參數(shù)法測(cè)度與“環(huán)境”因素相關(guān)的機(jī)會(huì)不平等，并給出Shapley和非線性O(shè)axaca-Blinder分解結(jié)果，然后納入生活方式和受教育程度，通過事后的方差分解衡量剔除“環(huán)境”影響的相對(duì)“努力”的貢獻(xiàn)率。

1.“環(huán)境”因素的Shapley分解結(jié)果

依據(jù)公式(15)估計(jì)結(jié)果計(jì)算由“環(huán)境”引起的機(jī)會(huì)不平等和單個(gè)“環(huán)境”變量貢獻(xiàn)率，見表5。從全樣本結(jié)果來看，修正的相異指數(shù)為0.147，其中與“環(huán)境”相關(guān)的機(jī)會(huì)不平等絕對(duì)系數(shù)為0.105，由于當(dāng)前可觀測(cè)的“環(huán)境”變量?jī)H是所有“環(huán)境”因素的子集，拉莫斯(Ramos)、費(fèi)雷拉(Ferreira)、史新杰等曾明確指出，基于可觀測(cè)“環(huán)境”因素衡量的機(jī)會(huì)不平等，往往是真實(shí)值的下限。

表5 “環(huán)境”因素的Shapley分解

在性別分組方面，女性修正的相異指數(shù)(0.156)明顯高于男性(0.128)，如上所述，父母在家庭資源的配置上從兒童期便向男孩傾斜，家庭資源的區(qū)別對(duì)待使得女性在生命歷程的早期就處于劣勢(shì)，劣勢(shì)增加了個(gè)人成年后所面對(duì)的風(fēng)險(xiǎn)，最終累積成中老年時(shí)期較高的健康機(jī)會(huì)不平等。在城鄉(xiāng)分組方面，農(nóng)村地區(qū)修正的相異指數(shù)較高(0.151)，但就“環(huán)境”因素貢獻(xiàn)率而言，城鎮(zhèn)地區(qū)似乎面臨更為嚴(yán)峻的機(jī)會(huì)不平等問題，解釋了總體健康不平等的79.20%，而農(nóng)村地區(qū)更多的是來自年齡、性別等人口學(xué)特征。在出生隊(duì)列上，中年組“環(huán)境”因素的貢獻(xiàn)率(78.26%)略高于老年組(77.52%)，符合“收斂”效應(yīng)理論，即隨著生命歷程的展開，早期暴露于不利“環(huán)境”因素的劣勢(shì)正逐步弱化，尤其是對(duì)于老年組而言，個(gè)體生物學(xué)因素開始起主導(dǎo)作用，削弱了早期“環(huán)境”因素的作用。

單個(gè)“環(huán)境”變量中，兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況、父母受教育程度、兒童期父母健康是貢獻(xiàn)度最大的三個(gè)因素，特別是對(duì)于男性群體、城鎮(zhèn)地區(qū)和中年組，兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況的貢獻(xiàn)率更是超過了25%，再次證實(shí)了兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是影響中老年健康的關(guān)鍵因素。

2.“環(huán)境”因素的群體異質(zhì)性分解

Shapley分解結(jié)果表明，性別、城鄉(xiāng)、出生隊(duì)列之間的機(jī)會(huì)不平等存在明顯差異，但這種差異可能源于不同群組間“環(huán)境”因素本身差異，也可能源于“環(huán)境”影響健康結(jié)果的系數(shù)差異，非線性O(shè)axaca-Blinder模型則分解出了該差異的來源，結(jié)果見表6。

表6 “環(huán)境”因素的群體異質(zhì)性分解

男性群體和女性群體的總差異為0.054，系數(shù)效應(yīng)起到了擴(kuò)大性作用，男性群體健康方面優(yōu)勢(shì)解釋了總差異的57.20%，女性群體健康方面的劣勢(shì)解釋了56.50%。城鄉(xiāng)總差異為0.090，45.56%來自特征效應(yīng)，54.44%來自系數(shù)效應(yīng)。在出生隊(duì)列方面，只有25%的總差異能夠用“環(huán)境”因素本身的差距來解釋，而超過70%的要?dú)w結(jié)為“環(huán)境”影響健康結(jié)果的系數(shù)差異。以上結(jié)果表明，“環(huán)境”因素本身的差距并非是造成性別、城鄉(xiāng)、出生隊(duì)列間機(jī)會(huì)不平等差異的主要來源，而是源于由這種“環(huán)境”資源引發(fā)的機(jī)遇或風(fēng)險(xiǎn)在整個(gè)生命歷程中的累積，也就是“環(huán)境”因素對(duì)健康結(jié)果的影響過程。因此，在機(jī)會(huì)平等理論下，健康干預(yù)政策不僅要補(bǔ)償生命歷程早期“環(huán)境”因素劣勢(shì)的個(gè)體，在成年后還要提供相應(yīng)的配套措施，以阻斷這種早期劣勢(shì)所引發(fā)的累積過程。

3.“努力”效應(yīng)的貢獻(xiàn)率分解

以上事前參數(shù)法測(cè)度了“環(huán)境”因素的貢獻(xiàn)率，但卻忽略了“環(huán)境”與“努力”之間的相關(guān)性，依據(jù)公式(16)、(17)和(18)的估計(jì)結(jié)果，本文納入“努力”變量，采用事后的方差分解考察相對(duì)“努力”對(duì)健康不平等的作用，結(jié)果見表7。

表7 “環(huán)境”和相對(duì)“努力”貢獻(xiàn)度

全樣本中，相對(duì)“努力”變量解釋了總體健康不平等的12.17%，可見成年期鼓勵(lì)個(gè)體采取健康生活方式和增加受教育機(jī)會(huì)可有效降低健康不平等程度。進(jìn)一步分組表明，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的弱勢(shì)限制了女性群體健康資源的可及性，教育和生活方式的健康回報(bào)(19.27%)略低于男性(19.83%)。在城鄉(xiāng)分組中，城鎮(zhèn)地區(qū)相對(duì)“努力”貢獻(xiàn)度(20.41%)顯著高于農(nóng)村地區(qū)(6.34%)，進(jìn)一步證實(shí)了城鎮(zhèn)地區(qū)在教育等健康資源的配套上遠(yuǎn)好于農(nóng)村地區(qū)。剔除早期“環(huán)境”影響后，教育和生活方式兩個(gè)相對(duì)“努力”變量對(duì)中年組的健康不平等貢獻(xiàn)率為15.42%，高于老年組(8.20%)，但人口學(xué)特征貢獻(xiàn)度(26.31%)卻小于老年組(33.42%)，隨著時(shí)間延續(xù)，教育等健康資源的初始影響逐漸縮小，而年齡等生物學(xué)因素開始起主導(dǎo)作用，這與前述“收斂”效應(yīng)理論相一致。

七、結(jié)論和政策建議

本文基于CHARLS微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，首先，采用Probit模型分析了“環(huán)境”和相對(duì)“努力”對(duì)中老年健康的整體影響及群體異質(zhì)性，在此基礎(chǔ)上，借助事前回歸參數(shù)法、Shapley分解和非線性O(shè)axaca-Blinder模型測(cè)度與分解機(jī)會(huì)不平等因素，最后，嘗試納入剔除“環(huán)境”影響的相對(duì)“努力”程度，從事后機(jī)會(huì)不平等視角，采取方差分解量化相對(duì)“努力”對(duì)健康不平等的影響。結(jié)論表明，兒童時(shí)期有利的“環(huán)境”因素能夠帶來顯著的健康優(yōu)勢(shì)，這種優(yōu)勢(shì)會(huì)持續(xù)到中老年期；各“努力”因素中，個(gè)體受教育程度能顯著改善健康狀況，從不吸煙也提高了中老年期報(bào)告自評(píng)健康良好的概率；“環(huán)境”對(duì)“努力”因素存在偏效應(yīng)，兒童時(shí)期家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境越好，個(gè)體越容易養(yǎng)成良好的生活習(xí)慣和接受更高水平的教育；事前機(jī)會(huì)不平等絕對(duì)系數(shù)為0.105，兒童期家庭經(jīng)濟(jì)情況、父母受教育和幼時(shí)父母健康的貢獻(xiàn)度最大；由兒童時(shí)期“環(huán)境”引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)或機(jī)遇在整個(gè)生命歷程中累積的系數(shù)效應(yīng)，是導(dǎo)致性別、城鄉(xiāng)、出生隊(duì)列之間機(jī)會(huì)不平等差異的主要原因；剔除可觀測(cè)“環(huán)境”污染后，生活方式和受教育程度兩個(gè)相對(duì)“努力”變量解釋了總體健康不平等的12.17%。

以上結(jié)論的政策含義在于，機(jī)會(huì)不平等是導(dǎo)致我國(guó)中老年健康不平等的重要根源，阻斷機(jī)會(huì)不平等的形成是實(shí)現(xiàn)健康公平、推進(jìn)“健康中國(guó)”建設(shè)的重點(diǎn)。其一，兒童期社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位在機(jī)會(huì)不平等的形成中發(fā)揮了決定性作用，將兒童期作為阻斷機(jī)會(huì)不平等的最佳時(shí)期，從兒童期開始便將貧困、教育、醫(yī)療等納入健康干預(yù)措施中，例如關(guān)注貧困兒童，完善多維兒童減貧機(jī)制，增加貧困兒童的營(yíng)養(yǎng)水平和醫(yī)療資源的保障等。其二，兒童期居住的社區(qū)環(huán)境也對(duì)中老年健康有著深遠(yuǎn)影響，因此在社區(qū)環(huán)境方面，應(yīng)盡量縮小階層間居住環(huán)境的差異，不僅要完善硬件環(huán)境，尤其是綠化、衛(wèi)生環(huán)境的改善，還要健全社區(qū)機(jī)構(gòu)，通過社區(qū)機(jī)構(gòu)幫扶弱勢(shì)群體和流動(dòng)人口，減緩社區(qū)矛盾，降低治安風(fēng)險(xiǎn)，保障社區(qū)居住環(huán)境的安全性。其三，教育能夠改善健康，同時(shí)也是阻斷早期“環(huán)境”劣勢(shì)風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)一步累積的重要手段，應(yīng)加大教育資源向低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位群體的傾斜，改善“環(huán)境”劣勢(shì)群體的教育質(zhì)量，例如在城鄉(xiāng)方面，通過改善教學(xué)環(huán)境，提高教師待遇，吸引優(yōu)秀教師到農(nóng)村任教，逐步實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)義務(wù)教育均等化。在性別方面，引導(dǎo)父母公平對(duì)待子女教育投資，緩解性別歧視，拓寬女性弱勢(shì)群體獲得高等教育機(jī)會(huì)的通道。其四，生活方式是影響中老年健康的近端因素，應(yīng)鼓勵(lì)人們經(jīng)常參加鍛煉，減少吸煙、酗酒等健康損害行為的發(fā)生，堅(jiān)持健康的生活方式。