我國20—50歲城鄉(xiāng)居民健康需求及影響因素實證分析

王方舟++馬愛霞

摘要：[目的]基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查2011年的截面數(shù)據(jù)，分析我國20-50歲城鄉(xiāng)居民的健康需求及影響因素。[方法]以Grossman健康資本需求模型為理論基礎(chǔ)，構(gòu)建計量模型對樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析。[結(jié)果]城鄉(xiāng)、教育程度、婚姻狀況、工作狀況、收入、是否飲酒和是否參加醫(yī)保都對居民健康產(chǎn)生顯著影響，而性別和年齡未對樣本健康產(chǎn)生顯著影響。[結(jié)論]應(yīng)當從提高國民教育水平、倡導(dǎo)家庭和睦、宣傳健康生活方式、加大醫(yī)保力度、重視環(huán)境保護等方面滿足居民健康需求。

關(guān)鍵詞：

CHNS；城鄉(xiāng)居民；20-50歲；健康需求；影響因素

中圖分類號：D9

文獻標識碼：A

doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.11.081

健康是個人全面發(fā)展的基礎(chǔ)，是人類的基本需求之一。同時，國民健康也是實現(xiàn)一國經(jīng)濟社會發(fā)展的基本條件。根據(jù)2014年《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)顯示，截止2013年底，我國20-50歲人口數(shù)為68059.98萬人，占人口總數(shù)的50.02%。隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，社會壓力增加，競爭的日趨激烈，再加上環(huán)境惡化，飲食結(jié)構(gòu)不合理與生活作息不規(guī)律，使得很多中青年人群長期處于“亞健康”狀態(tài)，甚至出現(xiàn)了“癌癥發(fā)病年輕化”、“老年慢性病年輕化”的現(xiàn)象。為此，本文基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）2011年的截面數(shù)據(jù)，分析我國20-50歲人群的健康需求及影響因素，繼而首先，對目前關(guān)于健康需求及影響因素相關(guān)研究的補充；其次，可以為個人和家庭的健康投資決策提供參考。

1數(shù)據(jù)及方法

1.1數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源為“中國健康營養(yǎng)調(diào)查”，該調(diào)查始于1989年，到目前為止共進行了8次。CHNS為健康和營養(yǎng)方面的研究者提供了一個難得的具有全國代表性的樣本，數(shù)據(jù)中關(guān)于健康和營養(yǎng)方面的非常豐富的信息也是我國其他全國性數(shù)據(jù)無法比擬的。

本文選取CHNS 2011年最新數(shù)據(jù)庫，共提取個體樣本數(shù)據(jù)共15639個。然后根據(jù)年齡指標為20-50歲，并剔除缺失值及異常值，共獲得有效樣本數(shù)為3467個。本文統(tǒng)計分析使用SPSS 16.0軟件。

1.2健康測度

關(guān)于健康可以從多個角度進行測度。本文采用由Kaplan和Anderson等發(fā)展起來的生活質(zhì)量指標（Quality of Well-being Scale，QWB）作為健康的測度方式。QWB指標是一個取值在0-1之間的數(shù)值，其中0代表死亡，1代表完全健康。QWB的構(gòu)建既基于個人健康狀況的客觀指標，也反映了個人對自己健康狀況的主觀評價，它對數(shù)據(jù)的要求較高。CHNS中有關(guān)健康方面豐富的變量使構(gòu)造QWB指標成為可能。

1.3變量選擇

實證分析部分選取了包括個人基本特征、生活習(xí)慣、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)三個方面共9個解釋變量。其中，個人基本特征變量包括性別、年齡、城鄉(xiāng)、受教育程度、婚姻狀況、是否工作和年平均收入7個變量，其中，年齡根據(jù)趙忠的研究結(jié)果，使用年齡組虛擬變量的方法能較好地反映年齡與健康的關(guān)系，年收入以自然對數(shù)形式表示。因在進行QWB指標構(gòu)建時，已納入“是否吸煙”項目，為避免計量模型產(chǎn)生多重共線性，此處以“是否飲酒”作為生活習(xí)慣的代表變量。使用“是否參加醫(yī)?！弊鳛獒t(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的代表變量。

1.4分析方法

本文以健康人力資本理論中著名的Grossman健康資本需求模型為理論基礎(chǔ)進行實證研究。在Grossman的模型中，消費者作為人力資本的投資者，其行為的時間范圍最大為消費者一生的時間段，消費者通過投入時間以及市場產(chǎn)品，來為自己生產(chǎn)健康產(chǎn)品或健康投資品，從而滿足自身的投資需求。

基于Wagstaff的研究，線性形式的實證結(jié)果更加符合Grossman健康需求模型的理論預(yù)測，因此本文使用OLS模型分析我國20-50歲城鄉(xiāng)居民的健康影響因素。

2結(jié)果與分析

2.1描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)樣本及變量的描述性統(tǒng)計（表1）來看，我國20-50歲居民的整體健康狀況較為良好（QWB平均得分0.9172，標準差0.1393）。整體來看，農(nóng)村居民的健康狀況要好于城市居民，而女性的健康水平要高于男性。

受教育程度來看，樣本整體的教育水平偏低，教育水平為大學(xué)或大專及以上的樣本僅占樣本總體的128%。但分城鄉(xiāng)來看，城市居民的教育水平明顯高于農(nóng)村居民。而從性別分布來看，男性的受教育程度要高于女性。

婚姻狀況來看，城鄉(xiāng)分布與性別分布的情況與樣本總體的分布相類似。相較于農(nóng)村居民，城市居民的離婚率更高，未婚率更低。

樣本總體的86%都是有工作的狀態(tài)。而城鄉(xiāng)分布也與總體樣本相似，相對比來看，城市樣本中就業(yè)人群的比例低于農(nóng)村樣本，女性樣本中的就業(yè)人群比例低于男性。

在收入方面，樣本總體平均年收入為9582.56元。但城鄉(xiāng)差異較大，城市男性樣本的人均年收入為20129.37元，女性樣本的人均年收入為14293.77元，均明顯農(nóng)村男性樣本的人均年收入5252.72元，和女性樣本的人均年收入4649.54元。

用于衡量生活習(xí)慣的“是否飲酒”變量顯示，在樣本總體中，有23.4%的樣本在日常生活中會飲酒。而這一比例在城市男性樣本中高達44.9%，在城市女性樣本中為19.1%。均高于農(nóng)村男性樣本的26.3%和農(nóng)村女性樣本的10.6%。

在醫(yī)保覆蓋方面，總體樣本中有36.9%的居民參加了醫(yī)保。而從城鄉(xiāng)角度來看，城市居民的醫(yī)保參保率要明顯高于農(nóng)村居民。

2.2回歸結(jié)果分析

2.2.1個人基本特征變量

（1）城鄉(xiāng)。

相對于農(nóng)村居民，城市戶籍對樣本健康會產(chǎn)生負性影響，系數(shù)為-0.046（P=0.023）。隨著我國全民醫(yī)保政策的推進與醫(yī)療改革的不斷深化，農(nóng)村的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)條件在不斷優(yōu)化中。同時，農(nóng)村居民的健康觀念也在逐步調(diào)整與進步，對健康的重視程度在不斷提高。但與此同時，城市污染不斷加重，經(jīng)濟的快速發(fā)展也帶來了城市人口工作壓力的增大，此外，不良的生活習(xí)慣也使得城市人口慢性病發(fā)病率逐年增加。

（2）年齡。

以年齡20-30歲為參照組，31-40歲與41-50歲年齡組的系數(shù)分別為-0.015和-0.024，說明年齡會對健康產(chǎn)生負作用，但在此模型中并不顯著。由于本文所選取的樣本年齡限制在20-50歲，生理狀況穩(wěn)定，因此，雖然也表現(xiàn)出隨年齡增大而健康狀況逐步下降的趨勢，但并不顯著。

（3）性別。

在本文的研究中，女性的普遍健康水平高于男性，相對于女性，男性在“性別”變量中的系數(shù)為-0.027，但并不顯著。分析可能的原因，一方面是由于男性一般作為家庭的經(jīng)濟支柱，需要承擔更大的壓力與責(zé)任；另一方面，男性在生活習(xí)慣上吸煙飲酒等的比例遠高于女性，容易引發(fā)慢性疾病。

（4）教育程度。

教育程度會對健康產(chǎn)生顯著的正向影響。與教育程度為“小學(xué)及以下”的樣本相比，“中學(xué)及中專”樣本的系數(shù)為0.027，不顯著；“大學(xué)及大?！睒颖镜南禂?shù)為0.035（P=0.016）；“碩士及以上”樣本的系數(shù)為0.048（P=0.005）?？梢钥闯?，教育程度越高，對健康的正向影響越大，符合Grossman模型的預(yù)測。

（5）婚姻狀況。

相對于未婚狀態(tài)的居民，在婚狀態(tài)會對健康產(chǎn)生積極作用，回歸系數(shù)為0.090（P=0）。分析原因，在婚狀態(tài)使得配偶間可以互相關(guān)心照顧，且因為家庭的責(zé)任更加注重自己及配偶的健康狀況。與之相反，相對于未婚狀態(tài)的居民，離婚和喪偶均會對健康產(chǎn)生顯著的消極作用，回歸系數(shù)分別為-0.038和-0.063，分別在5%和1%水平上顯著。因為相對于未婚或在婚的居民來講，離婚和喪偶都會打破原本穩(wěn)定的生活狀態(tài)，且心理打擊較大，從而導(dǎo)致了健康水平的下降。

（6）工作狀況。

在工作狀況變量中，與“無工作”狀態(tài)相比，“有工作”的樣本回歸系數(shù)為0.120，在1%水平上顯著。樊明研究得出健康不良會導(dǎo)致勞動參與率下降、就業(yè)機會減少和工資率降低，健康人群比不健康人群獲得就業(yè)機會更大。其次，相對于沒有工作的人，有工作的人會有較為穩(wěn)定的收入，因此其可以用一部分收入來用作健康投資，從而提高健康水平。

（7）收入水平。

收入增加會對健康產(chǎn)生顯著的正向影響，回歸系數(shù)為0.012，在1%水平上顯著，與Grossman模型的預(yù)測一致。大量文獻研究了收入與健康的關(guān)系，均證明收入的增加會有效提高健康水平。收入的增加意味著更好的生活水平，相應(yīng)增加飲食、營養(yǎng)等方面的之處，這也是對健康的保障。

2.2.2生活習(xí)慣變量

本文將“是否飲酒”作為衡量生活習(xí)慣的變量。相對于不飲酒的居民，飲酒居民對于QWB指標的回歸系數(shù)為-0.138（P=0）。由此可見，飲酒的日常習(xí)慣會對健康造成顯著的負向影響。

2.2.3醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)變量

本文選取“是否參加醫(yī)保”作為醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)變量，模型回歸結(jié)果表明，與未參加醫(yī)保的居民相比，參加醫(yī)保的居民健康水平更高，系數(shù)為0.106（P=0）。分析原因如下：首先，參加醫(yī)?？梢杂酶偷幕ㄙM享受到醫(yī)療服務(wù)，這對于低收入居民或患大病、慢性病的居民影響尤為顯著。其次，參加醫(yī)保的居民在身體出現(xiàn)健康問題時會采取更加積極主動的就醫(yī)態(tài)度，從而為維持健康水平提供保障。

3建議

第一，大力提高國民教育水平，發(fā)展教育是提高我國居民健康水平最直接的途徑之一，具有成本低收益高的特點

第二，倡導(dǎo)婚姻和睦，發(fā)揮家庭作用。家庭是社會的基本組成單位，每個家庭成員的基本需要幾乎都是在家庭內(nèi)部實現(xiàn)的。而婚姻作為一個家庭的基礎(chǔ)，既是一個家庭組成的必備條件和紐帶，同時也顯著影響著家庭成員的健康水平。

第三，宣傳健康生活方式，拒絕不良生活習(xí)慣。居民在生活中養(yǎng)成良好的作息習(xí)慣，飲食習(xí)慣、加強鍛煉等健康的生活方式，拒絕吸煙、酗酒、熬夜等不良生活習(xí)慣，是從根本上保障居民健康的有效途徑。

第四，加大社會保障力度，提高醫(yī)療保險覆蓋率。建立和完善城鄉(xiāng)醫(yī)療保險制度，對于提高居民健康水平，節(jié)省醫(yī)療資源具有重要意義。

第五，重視環(huán)境保護，倡導(dǎo)健康城市建設(shè)。城市是人口、經(jīng)濟最集中的地方，但同時也是環(huán)境壓力最大的地方。因此政府應(yīng)格外重視城市建設(shè)中的環(huán)境保護問題，以使城市成為一個由健康的人群、健康的環(huán)境和健康的社會有機結(jié)合發(fā)展的整體。

參考文獻

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