中國(guó)居民健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)影響因素分析

周 靖 ，李正旺，段丁強(qiáng)

(武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074)

1 引言

在衡量人類福利的各項(xiàng)指標(biāo)中，健康作為與人類生存狀態(tài)最為密切相關(guān)的一個(gè)維度，具有重要意義[1].聯(lián)合國(guó)每年評(píng)估發(fā)布的人類發(fā)展報(bào)告中，健康與教育、經(jīng)濟(jì)發(fā)展一道構(gòu)成了人類發(fā)展指數(shù)的重要組成部分.20世紀(jì)80年代早期，布萊克發(fā)現(xiàn)，在英國(guó)社會(huì)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高群體的健康狀況明顯優(yōu)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低群體[2]. 自此，越來(lái)越多的學(xué)者開始關(guān)注健康的人群分布問(wèn)題. 之后，大量研究成果證實(shí)，國(guó)家之間或者國(guó)家內(nèi)部，無(wú)論發(fā)展水平或者健康水平高低，都普遍存在著健康的不平等.

1998年英國(guó)公布的艾克森研究報(bào)告表明，健康不平等問(wèn)題并沒有隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展和醫(yī)療技術(shù)的進(jìn)步而自然得到改善，反而呈現(xiàn)越發(fā)嚴(yán)重的趨勢(shì). 2005年，世界衛(wèi)生組織成立健康的社會(huì)決定因素委員會(huì)(Commission on Social Determinants of Health, CS-DH)，該委員會(huì)旨在探索健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)決定機(jī)制，促成建立一個(gè)人人自由追求其值得擁有的生命質(zhì)量的公平社會(huì)[3].

新中國(guó)成立以來(lái)，伴隨經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展與衛(wèi)生事業(yè)的顯著推進(jìn)，中國(guó)居民的總體健康水平在持續(xù)改進(jìn)，諸如人均期望壽命或者死亡率已經(jīng)走在了發(fā)展中國(guó)家的前列. 但是僅僅看到這種平均健康狀況的改善是不夠的，還應(yīng)該關(guān)注健康的分布問(wèn)題，也就是健康在不同群體間分布是否相對(duì)均勻，每個(gè)人是否有相對(duì)同等的機(jī)會(huì)達(dá)到健康.

本文涉及的關(guān)鍵問(wèn)題包括：對(duì)于中國(guó)城鄉(xiāng)居民來(lái)說(shuō)，各類社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素與健康之間的關(guān)系如何？它們相互聯(lián)系的機(jī)制是什么？剩余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)介紹實(shí)證研究的數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)；第三節(jié)涉及實(shí)證結(jié)果與相關(guān)分析；第四節(jié)為研究結(jié)論及相關(guān)說(shuō)明.

2 SES的健康效應(yīng)研究設(shè)計(jì)

2.1 研究策略

研究目的是區(qū)分城鄉(xiāng)樣本考察中國(guó)居民健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)決定. 在模型估計(jì)方面，對(duì)于二分類變量的自評(píng)健康指標(biāo)，采用logit模型估計(jì)；對(duì)于連續(xù)型的健康指標(biāo)，則采用OLS估計(jì)健康決定方程. 為避免微觀橫截面數(shù)據(jù)回歸中異方差對(duì)于統(tǒng)計(jì)推斷所造成的影響，研究應(yīng)用了懷特(1980)穩(wěn)健型估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤.

2.2 數(shù)據(jù)來(lái)源

數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心主持的項(xiàng)目“中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查預(yù)調(diào)查”.對(duì)象是我國(guó)城鄉(xiāng)45歲及以上年齡的居民及其配偶. 涉及浙江和甘肅兩省16個(gè)縣/區(qū)、48個(gè)居/村，覆蓋1570個(gè)家庭的2685個(gè)個(gè)人樣本. 考慮到老年人口與其他人口在健康決定方面差異很大，研究剔除65歲以上個(gè)人樣本，包含有效分析樣本2002個(gè).

2.3 變量測(cè)量

(1)因變量

因變量為居民健康狀況，先后通過(guò)自評(píng)健康(SRH)、工具性日常生活能力(IADLs)、心理健康(消極得分)來(lái)衡量. 通過(guò)詢問(wèn)被訪者“您覺得自己的健康狀況怎么樣？”，得到自評(píng)健康狀況. 調(diào)查問(wèn)卷用諸如“做家務(wù)有困難嗎？自己去商店買雜貨有困難嗎？自己吃藥有困難嗎？”等問(wèn)題來(lái)反映被訪者的工具性日常生活能力. 調(diào)查問(wèn)卷還設(shè)置了一些問(wèn)題來(lái)反映受訪者在調(diào)查時(shí)點(diǎn)前一周的心理積極或者消極程度. 以上三個(gè)健康指標(biāo)分別從不同的維度來(lái)衡量受訪者的健康水平，且均被設(shè)置為健康不良型指標(biāo). 其中，自評(píng)健康是二分型變量，其他兩個(gè)指標(biāo)則是連續(xù)型變量.

(2)核心自變量

核心自變量為居民社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，由家庭人均收入和受教育程度來(lái)反映. 家庭人均收入的對(duì)數(shù)，則用于衡量受訪者獲取收入和掌握資源的能力. 鑒于在CHARLs中，受訪者年齡偏大(45歲及以上年齡的居民及其配偶)，此年齡段中受過(guò)較高層次教育程度的居民相對(duì)較少，研究在原問(wèn)卷的基礎(chǔ)上，將原有受教育類別重新合并為四種類型：文盲、小學(xué)未畢業(yè)，但能讀寫、讀了私塾或者小學(xué)畢業(yè)、初中以上文化.

(3)控制變量

在決定健康的各類因素當(dāng)中，年齡和性別是常見的外生影響因素，本文對(duì)其進(jìn)行了控制. 此外，還控制了受訪者的婚姻狀況，在婚和不在婚分別編碼為1和0，需說(shuō)明的是，本研究將未婚同居視為事實(shí)上的婚姻關(guān)系. 不在婚則包含分居、離異、喪偶、未婚等情況. 另外，本調(diào)查中所涉及的浙江和甘肅兩省，實(shí)際上是中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的極端體現(xiàn)，由于經(jīng)濟(jì)的不平衡，省與省之間在衛(wèi)生資源存量、衛(wèi)生投入方面存在差異.兩省居民面臨的環(huán)境背景存在差異，因此有必要引入省份虛擬變量.

2.4 分析模型

本文使用多種維度的指標(biāo)來(lái)來(lái)衡量居民健康狀況，既包含自評(píng)健康、心理抑郁得分這樣的主觀測(cè)量，也包括工具性活動(dòng)困難這樣的客觀度量. 當(dāng)使用主觀自評(píng)健康作為居民健康的偵測(cè)指標(biāo)時(shí)，那么被解釋變量為二分變量，此時(shí)，我們采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中常用的Logit回歸模型來(lái)處理，總體的估計(jì)模型表示如下：

當(dāng)使用工具性日常生活能力困難數(shù)量、心理消極得分來(lái)衡量健康時(shí)，居民健康狀況變?yōu)檫B續(xù)性測(cè)量指標(biāo)，此時(shí)則通過(guò)線性方程的OLS估計(jì)來(lái)分析健康的各影響因素.

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

區(qū)分城鄉(xiāng)的樣本描述性統(tǒng)計(jì)從直觀上給出了城鄉(xiāng)在相關(guān)指標(biāo)上的一般性對(duì)比. 鄉(xiāng)村樣本自評(píng)健康不良的比例為 64.0%，高于城鎮(zhèn)樣本的 54.4%. 在用工具性日常生活能力和心理消極程度來(lái)衡量的健康指標(biāo)數(shù)值方面，鄉(xiāng)村居民也高于城鎮(zhèn)居民，總體反映出城鎮(zhèn)居民的平均健康水平要優(yōu)于鄉(xiāng)村居民. 城鎮(zhèn)居民的收入和教育程度顯著高于鄉(xiāng)村居民. 鄉(xiāng)村樣本文盲率高達(dá) 44.4%，僅 18.8%的居民具備初中以上文化程度；而在城鎮(zhèn)樣本中，文盲率為 27.1%，初中以上文化程度占比 33.6%. 從性別比例和年齡均值來(lái)看，鄉(xiāng)村居民男性占比高于城鎮(zhèn)樣本，鄉(xiāng)村樣本的平均年齡水平略微高于城鎮(zhèn)樣本. 另外，城鄉(xiāng)樣本的省際分布顯示，浙江省城鎮(zhèn)人口比例高，甘肅省的鄉(xiāng)村人口比例高，顯示兩省在城市化率方面所存在的顯著差異.

3.2 中國(guó)城鄉(xiāng)居民健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)決定

(1)工具性日?；顒?dòng)能力困難的影響因素分析

表1給出了工具性日?；顒?dòng)能力困難的OLS回歸模型估計(jì)結(jié)果. 結(jié)果顯示，不論城鎮(zhèn)還是鄉(xiāng)村，家庭人均收入與日?；顒?dòng)能力困難之間呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，家庭人均收入越高，日?；顒?dòng)能力困難程度越低. 收入與健康之間的相關(guān)性即使在控制受教育程度一定的情況下仍然顯著. 對(duì)于鄉(xiāng)村居民，保持教育以及其他因素不變，家庭人均收入上升1%，工具性日?；顒?dòng)能力困難數(shù)量下降0.064個(gè)單位. 對(duì)于城鎮(zhèn)居民，保持教育以及其他因素不變，家庭人均收入上升1%，工具性日?；顒?dòng)能力困難數(shù)量下降0.047個(gè)單位. 反映居住鄉(xiāng)村相比城鎮(zhèn)的居民，收入對(duì)于健康的促進(jìn)作用更為明顯.

教育對(duì)于健康的影響也呈現(xiàn)出城鄉(xiāng)差異. 在鄉(xiāng)村樣本中，保持收入和其他因素不變，教育對(duì)于健康的影響在各個(gè)教育程度上均是顯著的，并且受教育程度越高，日常活動(dòng)能力困難程度越低. 而對(duì)于城鎮(zhèn)居民，保持其他因素一定，初中以上學(xué)歷的人相比文盲有顯著高的健康水平，但是讀過(guò)書卻沒達(dá)到初中文化程度的人則并沒有顯示出較文盲顯著高的健康水平. 一個(gè)可能的解釋是城鄉(xiāng)差異化的職業(yè)環(huán)境，在鄉(xiāng)村中人們大多從事的是同質(zhì)性的家庭農(nóng)業(yè)，教育主要是通過(guò)健康知識(shí)的積累來(lái)推進(jìn)健康. 而在城鎮(zhèn)，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)作為就業(yè)的主導(dǎo)，初中以上教育程度是進(jìn)入非農(nóng)部門從事正規(guī)就業(yè)的敲門磚，達(dá)不到初中學(xué)歷的人可能都進(jìn)入了最底層的職業(yè)層級(jí)，健康狀況并沒有顯著的差異性.

表1 工具性日?；顒?dòng)能力困難的OLS回歸

性別對(duì)健康的影響同樣呈現(xiàn)城鄉(xiāng)差異. 針對(duì)鄉(xiāng)村樣本的各個(gè)回歸模型中，性別變量均是統(tǒng)計(jì)上顯著的，表現(xiàn)出相同的模式：男性的工具性日?；顒?dòng)困難程度顯著低于女性. 而在城鎮(zhèn)樣本中，當(dāng)控制教育程度以后，性別的健康差異變得不再顯著，說(shuō)明城鎮(zhèn)中教育是不同性別健康差異的重要調(diào)節(jié)因素. 年齡的影響在城鄉(xiāng)的所有回歸模型中都是一致的，控制其他因素不變，年齡越大，健康程度越差，這類似于資本的年度折舊效應(yīng). 在各個(gè)模型中，擁有伴侶與否對(duì)健康的影響并不顯著. 省份之間的健康差異表現(xiàn)出統(tǒng)計(jì)上的顯著性，居住在浙江的城鄉(xiāng)居民相對(duì)甘肅居民的健康狀況更好，反映健康的區(qū)域差異性.

(2)心理消極的影響因素分析

如表2所示，城鄉(xiāng)心理消極程度的OLS模型估計(jì)同樣表明，不論城鄉(xiāng)，家庭人均收入與心理消極之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系. 即家庭人均收入越高，居民表現(xiàn)出顯著更低的心理消極，這種影響即便在控制教育的情況下仍然顯著. 模型3的回歸結(jié)果表明，在鄉(xiāng)村，保持其他因素不變，家庭人均收入每上升1%，抑郁得分會(huì)下降0.619. 在城鎮(zhèn)，其他因素不變，家庭人均收入每上升1%，抑郁得分會(huì)下降0.415. 與工具性日?；顒?dòng)能力困難的回歸中表現(xiàn)的模式類似，收入對(duì)鄉(xiāng)村居民健康的促進(jìn)作用大于城鎮(zhèn)居民.

表2 心理健康的OLS回歸

教育在城鄉(xiāng)居民心理消極程度決定中的作用也有所體現(xiàn). 其他因素不變，鄉(xiāng)村中具備初中以上教育程度的居民較其他居民，有著顯著低的心理消極得分. 在城鎮(zhèn)，這一結(jié)論同樣成立. 以往的研究已經(jīng)表明，教育影響健康的其中一個(gè)機(jī)制是，受過(guò)更多教育的人有著更好的心理控制能力和處理復(fù)雜問(wèn)題的能力. 在生活中，一個(gè)人的心理控制能力和應(yīng)變能力越強(qiáng)，生活過(guò)程中就表現(xiàn)得越積極，本研究一定程度上證實(shí)了這一影響機(jī)制.

男性相比女性有顯著低的消極得分. 保持其他因素一定，不同年齡群體之間在消極得分上并沒有表現(xiàn)出顯著的差異. 這可能意味著，每個(gè)年齡層次均有其對(duì)應(yīng)的典型心理問(wèn)題，不同年齡在心理問(wèn)題數(shù)量方面并沒有呈現(xiàn)出系統(tǒng)的差異性. 同時(shí)，擁有伴侶對(duì)心理健康的影響顯示出城鄉(xiāng)差異. 在鄉(xiāng)村，擁有伴侶的人有顯著高的心理健康水平，而在城鎮(zhèn)，擁有伴侶對(duì)心理健康的影響從統(tǒng)計(jì)上看并不顯著. 另外，在各個(gè)回歸模型中，省份之間在消極得分上的差異異常顯著. 控制收入、教育等因素，在消極得分上，浙江的鄉(xiāng)村和城鎮(zhèn)居民相比甘肅分別低3.001和2.642.

(3)主觀自評(píng)健康的影響因素分析

表3顯示的是對(duì)主觀自評(píng)健康的影響因素分析. 自評(píng)健康為差的logit回歸結(jié)果表明，家庭人均收入能夠顯著地影響居民自評(píng)健康. 對(duì)于鄉(xiāng)村居民，控制教育等其他因素不變，人均收入每上升1%，自評(píng)健康為差的優(yōu)勢(shì)比對(duì)數(shù)下降 20.6%，對(duì)應(yīng)自評(píng)健康為差的優(yōu)勢(shì)比下降為原來(lái)的 81.4%. 對(duì)于城鎮(zhèn)居民，控制教育等其他因素保持不變，人均收入每上升1%，自評(píng)健康為差的優(yōu)勢(shì)比對(duì)數(shù)下降7.3%，對(duì)應(yīng)自評(píng)健康為差的優(yōu)勢(shì)比下降為原來(lái)的94.2%. 仍然清晰地呈現(xiàn)出，收入對(duì)自評(píng)健康的影響在農(nóng)村大于城鎮(zhèn).

與以往有關(guān)研究所不同的是，教育與差的自評(píng)健康之間的關(guān)系并不顯著，這可能與本研究的樣本選擇存在關(guān)系. 本研究的樣本年齡均值偏大(在53歲左右)，該年齡層次的個(gè)人之間教育差異并不明顯，從而導(dǎo)致教育系數(shù)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤偏高，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)時(shí)容易得出不顯著的結(jié)論. 但容易觀察到，在所有模型中，初中以上學(xué)歷這一虛擬變量的回歸系數(shù)值為負(fù)，這符合預(yù)期，表明盡管統(tǒng)計(jì)上不顯著，但高的教育程度與健康評(píng)價(jià)為差之間的負(fù)向關(guān)系仍然成立.

表3 自評(píng)健康為差的logit回歸

男性相對(duì)女性，自評(píng)健康不良的可能性顯著地低；年齡越大，自評(píng)健康不良的可能性越高；擁有伴侶與否與自評(píng)健康不良的關(guān)系并不顯著；與前面兩種健康衡量指標(biāo)一致，自評(píng)健康的省份差異依舊顯著，控制其他因素一定，一個(gè)居民如果生活在浙江相比生活在甘肅，有更低的可能匯報(bào)出自評(píng)健康狀況不良.

4 結(jié)論與不足

本文基于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證研究表明，在中國(guó)，不論使用居民自評(píng)健康、工具性日常活動(dòng)能力還是心理消極程度來(lái)衡量健康，擁有更高的收入都意味著擁有更好的健康水平. 對(duì)比城鎮(zhèn)和農(nóng)村樣本的收入–健康效應(yīng)，我們發(fā)現(xiàn)收入對(duì)于農(nóng)村居民維持健康的重要性高于城鎮(zhèn)居民. 這一結(jié)果在一定程度上可以用城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保障水平上的差異來(lái)解釋. 事實(shí)上，傳統(tǒng)農(nóng)村合作醫(yī)療體制崩潰以后，自費(fèi)醫(yī)療在中國(guó)農(nóng)村很長(zhǎng)一段時(shí)間占據(jù)主導(dǎo)地位，這意味著農(nóng)村居民一旦生病，擁有收入與否就成為其脫離疾病、恢復(fù)健康的關(guān)鍵. 而相比較而言，城鎮(zhèn)居民的醫(yī)療保障水平一直強(qiáng)于農(nóng)村，在醫(yī)療保障制度的改革方面城鎮(zhèn)也一直先行于農(nóng)村. 因此醫(yī)療保障水平的差異性很可能成為城鄉(xiāng)之間收入–健康效應(yīng)存在差異的重要原因.

和過(guò)去的諸多研究一致. 我們還證實(shí)，擁有較高教育程度的居民，健康狀況更好. 教育對(duì)于健康的傳導(dǎo)機(jī)制主要包括：教育程度比較高的人，可能相比其他人更懂得堅(jiān)持鍛煉、控制吸煙飲酒這樣的生活方式養(yǎng)成的重要性，醫(yī)學(xué)研究也早早就證明，良好的生活方式對(duì)于維護(hù)健康至關(guān)重要. 第二，受教育程度更高的人相對(duì)來(lái)說(shuō)更容易進(jìn)入高的職業(yè)層級(jí)，不同的職業(yè)層級(jí)所面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)是存在差異的，于是造成了不同教育程度人群之間的健康差異.

選取的三個(gè)健康指標(biāo)的分析結(jié)果均表明，男性較女性的健康狀況更好. 以往，我們常注意到女性比男性的期望壽命更長(zhǎng)，從而得出女性較男性更健康的結(jié)論. 事實(shí)上，如果考慮生存的質(zhì)量因素，關(guān)注生存過(guò)程的話，女性并沒有表現(xiàn)出相對(duì)男性的優(yōu)勢(shì)，甚至還可能是劣勢(shì). 本章的研究表明，這種健康劣勢(shì)在控制收入、教育等因素下依然存在. 值得說(shuō)明的是，在另一項(xiàng)基于CGSS數(shù)據(jù)的研究中，我們發(fā)現(xiàn)進(jìn)一步控制就業(yè)因素后，自評(píng)健康的性別差異在城鎮(zhèn)中變得不再顯著，而在農(nóng)村中依然顯著[4]. 這反映了就業(yè)可能是城鎮(zhèn)居民健康性別差異的一個(gè)重要調(diào)節(jié)因素，而在農(nóng)村，健康的性別差異則顯得更加微妙.

此外，年齡越大，出現(xiàn)日?；顒?dòng)困難的數(shù)量就越多，自評(píng)健康為差的可能性越高. 這同樣與理論預(yù)期相一致，如果將人們的健康看作資本，如同其他資本一樣，健康資本也會(huì)有折舊，并且隨著年齡遞增存在加速的趨勢(shì). 另外擁有伴侶只是在鄉(xiāng)村居民心理健康的決定中起到了顯著的作用，對(duì)于其他健康指標(biāo)，以及在城鎮(zhèn)樣本中并不顯著. 省份變量的影響在所有的回歸模型中均是統(tǒng)計(jì)上顯著的，顯示浙江居民的健康程度高于甘肅居民. 事實(shí)上這是中國(guó)區(qū)域健康差異的一個(gè)具體表現(xiàn)，其原因可能要從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、醫(yī)療技術(shù)和人才資源分布的差異性等角度來(lái)考慮.

基于以上實(shí)證結(jié)果，筆者認(rèn)為，政府當(dāng)前衛(wèi)生工作的著力點(diǎn)應(yīng)該是窮人群體的醫(yī)療救助體系建設(shè). 此外，應(yīng)該明確，造成弱勢(shì)群體健康不良的原因是多方面的，根源在于社會(huì)因素. 從政策層面來(lái)說(shuō)，除了關(guān)注弱勢(shì)人群的收入提升、生活環(huán)境改善等方面以外，政府還需要在社會(huì)軟環(huán)境方面加大力度，應(yīng)在整個(gè)社會(huì)支持系統(tǒng)中推進(jìn)居民健康改進(jìn)，通過(guò)實(shí)施不同部門的政策聯(lián)動(dòng)，以縮小健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)不平等，保證人人享有健康生活的權(quán)利.

同時(shí)，需指出，本研究尚有不足之處：第一，我們雖然基于適當(dāng)?shù)奈⒂^數(shù)據(jù)證實(shí)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與居民健康之間存在統(tǒng)計(jì)上顯著的關(guān)系，但這也只能說(shuō)明兩者存在相關(guān)關(guān)系，并未得到有關(guān)影響方向也就是因果關(guān)系的判斷. 第二，由于某些數(shù)據(jù)指標(biāo)的不可得，在有關(guān)機(jī)制的闡述上，還不夠精確. 第三，在衡量社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位時(shí)，沒有包含職業(yè)等級(jí)，這使得職業(yè)的影響可能由收入或者教育的系數(shù)值所反映，從而一定程度上夸大了收入或者教育對(duì)健康的純粹影響. 以上不足是后續(xù)研究有待克服和改進(jìn)的方面.

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