中國國民體質變化的地區(qū)差異特征與影響因素

楊 振， 丁啟燕， 黃思遠， 李家成*

(1.華中師范大學 可持續(xù)發(fā)展研究中心， 武漢 430079； 2.華中師范大學 城市與環(huán)境科學學院， 武漢 430079;

中國國民體質變化的地區(qū)差異特征與影響因素

楊 振1，2， 丁啟燕1，2， 黃思遠3， 李家成1，2*

(1.華中師范大學 可持續(xù)發(fā)展研究中心， 武漢 430079； 2.華中師范大學 城市與環(huán)境科學學院， 武漢 430079;

體質是健康的基礎，體質變化差異是健康不平等的重要表現形式之一.該文以2005年、2014年兩次國民體質監(jiān)測數據為依據，綜合利用空間自相關、基尼系數分解、逐步回歸等方法，對我國城鄉(xiāng)居民體質變化的地區(qū)差異特征與社會決定因素進行考察.結果表明：1)2000年以來我國國民體質水平變化比較明顯，總體呈現為“東升、西降，中部大致穩(wěn)定”的地理格局，升、降水平相似的地區(qū)存在空間集聚趨勢；2)國民體質變化的地區(qū)差異不斷擴大，地區(qū)差異主要來源于東、中、西3大地帶之間的差異和超變函數，地帶內部省區(qū)的差異貢獻較??；3)在控制其他因素不變的條件下，良好的健康初始狀況和較高的住房支出是城鎮(zhèn)居民體質改善的推動因素，農村居民體質的改善則得益于食品支出的增加，但住房和食品支出的進一步增加有可能導致體質惡化.研究結果為國家合理配置健康資源、縮小健康差距提供了參考依據.

國民體質； 地區(qū)差異； 基尼系數分解； 社會決定因素

不同國家和地區(qū)的自然、人文條件存在較大差異，國民健康狀況也不盡相同[1].作為社會經濟不平等的表現形式之一，健康的地區(qū)差異問題日益引起學界的廣泛關注.部分地理學者綜合使用標準差、變異系數、泰爾指數、聚類分析或空間自相關等方法，對不同空間尺度的健康差異特征進行量化研究[2-3]，并從光、熱、水、土、氣等自然環(huán)境要素出發(fā)，沿循人地關系分析視角較好地揭示了地方病、癌癥村、長壽區(qū)等現象的基本成因[4-6].醫(yī)學工作者專注于探索疾病的發(fā)病機理、藥物診治、醫(yī)療保健等問題，主張個體基因基礎、遺傳稟賦、醫(yī)療資源可及性等條件的不同是影響健康地區(qū)差異的基本原因[7-8].經濟學者則認為，醫(yī)療因素雖然是解釋健康差異的較好變量，但不是唯一變量，經濟因素如居民收入、產業(yè)結構、消費模式、工業(yè)化水平等條件差異也是不可忽視的重要變量[9].隨著新的醫(yī)學模式的發(fā)展和醫(yī)學實踐，人們逐漸認識到社會因素對健康的影響.2005年世界衛(wèi)生組織成立“健康社會決定因素委員會”，倡導從政治、文化、經濟、制度等綜合視角探求影響健康的相關因素與作用機制[10].社會因素被認為是決定地區(qū)健康和疾病的根本原因，包括人們從出生、成長、生活、工作到衰老的全部社會環(huán)境特征，如收入、教育、飲水、治安、衛(wèi)生設施、居住條件、社區(qū)環(huán)境等[11].健康的社會決定因素理論將諸多人文因素較好地綜合到一個有效的分析框架之中，對理解不同地區(qū)人群的健康差異及其成因十分有益.

新中國成立以來特別是改革開放以來，我國健康領域的改革發(fā)展取得顯著成就，人民健康水平和身體素質持續(xù)提高.2014年全國達到《國民體質測定標準》“合格”等級以上的人數占比接近90%，2015年人均預期壽命已經由建國初期的35歲提高到76.34歲，為全面建成小康社會奠定了重要基礎.然而，由于我國地域遼闊且存在明顯的城鄉(xiāng)二元結構，各地區(qū)城鄉(xiāng)居民的健康狀況及其變化態(tài)勢一直存在較大差異[12]，成為社會經濟地區(qū)不平等的重要表現形式之一.長期以來，政府對如何縮小不同地區(qū)人群的健康差異、改善健康公平做了大量工作，頒布了包括“健康中國2030規(guī)劃”在內的一大批政策法規(guī).體質是國民健康基礎，反映了人口的身體形態(tài)、身體機能和身體素質的完好狀態(tài)，是衡量一個國家和地區(qū)健康狀況的重要指標.基于研究資料和方法的限制，當前學界關注我國國民體質差異的文獻報道較少，且多為理論分析或定性研究[13]，對地區(qū)差異的來源與結構問題關注不夠，成為“健康中國”和全面小康社會建設的理論短板之一.本研究根據國家教育部、衛(wèi)生部、體育總局等部門聯合發(fā)布的國民體質監(jiān)測數據，綜合利用空間自相關、基尼系數分解、逐步回歸等方法，對2000年以來城鄉(xiāng)居民體質變化的地區(qū)差異特征與社會決定因素進行考察，為優(yōu)化“健康中國”建設的政策體系提供參考依據.

1 指標與方法

1.1 國民體質綜合指數

為動態(tài)掌握我國國民體質健康狀況及變化特征，2000年以來國家體育總局、教育部、總工會等多個部門聯合開展了4次國民體質監(jiān)測工作.實施年份分別為2000年、2005年、2010年、2014年，監(jiān)測對象為31個省(自治區(qū)、直轄市)3～69周歲的中國公民.體質評價體系包括身體形態(tài)、機能、素質3個大類共計20項指標，計算中依據不同年齡段人群特點各選用6～9個指標，并根據各指標的重要程度和局部人口在總體中所占比重分別進行加權處理.以2000年為基礎年，將該年度體質評價結果設定為100，隨后3次監(jiān)測均以此為標準進行比較，得到國民體質綜合指數(National physical synthetically index，NPI).

4次監(jiān)測均按照《國民體質監(jiān)測工作規(guī)定》的統一要求實施，監(jiān)測結果具有較強的時間、地區(qū)可比性，因此可以將NPI作為國民體質變化的表征指標.當NPI=100時，表明某年度國民綜合體質相對于2000年來說沒有變化；NPI>100，說明國民體質有所改善，數值越大改善程度越高；NPI<100，說明體質下降，數值越小降幅越大.本研究使用2005年、2014年2個年度各省區(qū)分城鄉(xiāng)的NPI資料，分別考察2000年～2005年、2000年～2014年國民體質變化的地區(qū)差異特征，相關數據來源于國家第二、四次國民體質監(jiān)測報告.

1.2 全局空間自相關方法

(1)

(2)

1.3 基尼系數分解方法

1997年，Dagum提出一種新的基尼系數按子群分解的方法，結束了基尼系數不能按地區(qū)分解的歷史，不僅有效地解決了空間非均衡的來源問題，而且解決了以往不能反映各子群內動態(tài)變化的問題，還提供了組間逆差異對地區(qū)差異作用的凈貢獻，比當前普遍使用的泰爾指數分解等方法更具優(yōu)勢.后者雖然能夠把整體差異劃分為組內、組間差異，但組間差異的貢獻率明顯依賴于分組數目.基于此，這里根據Dagum提出的基尼系數按子群分解法，對國民體質變化的地區(qū)差異特征進行解析[15].思路如下：首先，將全國劃分為東、中、西3大地帶，然后根據式(3)計算全國NPI變化的基尼系數，其中yji(yhr)是j(h)地帶內任一省份的NPI，μ是全國各省NPI的平均值，n=31為省份個數，k=3為地帶數，nj(nh)是j(h)地帶內的省份個數.

(3)

全國NPI變化的基尼系數G分解為以下3個部分：地帶內差異的貢獻Gw，地帶間凈值差異的貢獻Gnb與超變密度(intensity of transvariation)的貢獻Gt，滿足G=Gw+Gnb+Gt.公式(4)、(5)分別表示j地帶內基尼系數Gjj與地帶內差異的貢獻Gw；公式(6)、(7)分別表示j、h地帶間的基尼系數Gjh與地帶間凈值差異的貢獻Gnb；公式(8)表示超變密度的貢獻Gt，該項是劃分地帶時由于交叉項的存在而對總體差異產生的影響.

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(5)

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(7)

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(10)

(11)

其中，Fj(Fh)分別為j(h)地帶的累積密度分布函數.將djh定義為地帶間NPI差值，可以理解是j、h地帶中所有yji-yhr>0的樣本值加總的數學期望；pjh定義為超變一階矩，可以理解為j、h地帶中所有yhr-yji>0的樣本值加總的數學期望.

2 研究結果與分析

2.1 國民體質變化的地區(qū)差異格局

統計分析顯示，2005年、2014年全國各省區(qū)城鄉(xiāng)總體的NPI均值分別為100.08、99.92，表明相對于2000年來說，2005年的國民體質水平有所提升，但2014年呈下滑態(tài)勢，與國民經濟社會的快速發(fā)展形成鮮明對照.分城、鄉(xiāng)看，在前后兩個年份里，城鎮(zhèn)NPI均值分別為100.57、100.03，農村NPI均值分別為99.33、99.00，顯示城鎮(zhèn)居民體質變化雖然在總體上呈現微增態(tài)勢，但增幅有所下降，2014年的體質水平低于2005年；農村居民體質則一直呈現下降特征，且降幅有所加大.在2個代表年份里，城鎮(zhèn)居民體質狀況均優(yōu)于農村居民.

從地區(qū)差異的角度看，各省區(qū)NPI存在明顯的空間異質性.與2000年相比，2005年國民體質降幅最大的省份為西藏自治區(qū)，NPI為91.12，增幅最大者為上海市，為106.24.2014年這兩個省市的降幅、增幅大小仍然位居全國最前列.將2014年各省區(qū)的NPI除以100，然后取自然對數并除以與2000年的間隔年數，最終得到各省區(qū)國民體質水平相對于2000年的年均增長率，結果見表1.據此發(fā)現，各省區(qū)居民體質年均增長態(tài)勢不盡相同，隨著經濟發(fā)展和社會進步，東部11個省市中除河北、海南以外，其他省份的年均增長率均為正值，說明這些地區(qū)的大部分居民體質有了一定改善.在中部8省中，山西、江西、湖北3省居民體質有所提升，其他5省有所下降，形勢不容樂觀.西部12省區(qū)除重慶外，其他省區(qū)居民體質水平均發(fā)生明顯下降，形勢比較嚴峻.對3大地帶內部諸省的增長率均值進行計算，發(fā)現東、中部增長率均值分別為0.169 1%、0.005 4%，西部為-0.183 0%，說明2000年以來我國國民體質變化在總體上呈現出“東升、西降，中部大致穩(wěn)定”的地理格局.進一步的分析還發(fā)現，2000以來各省區(qū)體質的升、降幅度都比較小，在增長率為正值的13個省份中上海最高，2000年～2014年期間年均提升0.527 3%，福建的增長率最低，為0.030 7%；在增長率為負值的其他18個省區(qū)多位于西部地區(qū)，其中青海、貴州、西藏等省區(qū)的年均降幅位于前三，增長率的絕對值依次為0.304 7%、0.325 3%、0.412 0%.

表1 2000年～2014年國民體質水平年均增長率差異

利用式(1)、(2)對各省區(qū)NPI的空間自相關特征進行測算和檢驗.表2顯示，2005年、2014年城鄉(xiāng)總體NPI的Moran’sI指數均大于0且通過5%的顯著性檢驗，說明國民體質水平的升、降變化受到周邊鄰接地域的顯著影響，國民體質發(fā)生增長的省區(qū)與發(fā)生降低的省區(qū)在空間上均呈現出明顯的集聚趨勢.2005年，城鄉(xiāng)總體NPI的Moran’I為0.347 8，2014年下降到0.289 6，體質變化受周邊鄰接地域的影響有所減弱.在前后兩個年份里，城鎮(zhèn)NPI的Moran’I分別為0.333 9、0.255 5，鄉(xiāng)村分別為0.189 3、0.195 9，說明城鎮(zhèn)居民體質變化的集聚趨勢明顯減弱，后者則略有增加.同時還說明，兩個年份里城鎮(zhèn)NPI的Moran’I指數均高于農村，顯示前者變化的地理集聚性一直高于后者.

表2 2005、2014年國民體質水平變化的全局Moran’ I指數

2.2 國民體質變化的地區(qū)差異分解

為進一步刻畫國民體質變化的地區(qū)差異特征，根據Dagum提出的基尼系數子群分解法對2個年度分城鄉(xiāng)的地區(qū)差異結構與來源進行測算，結果見表3.為便于查看，表3中的數字已轉換為原始結果的100倍.可以發(fā)現，全國城鄉(xiāng)總體的NPI基尼系數大小發(fā)生明顯變動，由2005年的1.454 6增長到2014年的1.548 9，表明全國國民體質變化的地區(qū)差距在不斷擴大.與此同時，城鎮(zhèn)NPI的基尼系數從2005年的1.615 8減少到2014年的1.584 9，鄉(xiāng)村NPI的基尼系數則從2005年的1.539 6增加到2014年的2.004 1，城、鄉(xiāng)國民體質變化的地區(qū)差距變化不一致，城鎮(zhèn)呈現減小趨勢，農村呈現快速拉大趨勢.2005年農村NPI的基尼系數低于城鎮(zhèn)，2014年則高于城鎮(zhèn).從地帶內部差異看，2005年東部各省區(qū)城鄉(xiāng)總體的NPI基尼系數為0.634 3，2014年為0.810 1，考察期內呈現升高態(tài)勢.分城鄉(xiāng)看，2005年城鎮(zhèn)、農村的NPI基尼系數分別為0.758 4、0.629 2，2014年為0.762 9、1.841 4，均呈現拉大態(tài)勢.在前后2個年份里，中部各省區(qū)城鄉(xiāng)總體的NPI基尼系數分別為0.297 6、0.497 3，地區(qū)差異有所拉大，西部分別為1.014 5、0.563 4，地區(qū)差異呈現降低態(tài)勢.分城鄉(xiāng)看，中部地帶內部的差異在前后兩個年份里均呈現增加趨勢，西部則恰恰相反.

表3 國民體質水平變化差異的基尼系數分解

注：表中非括號內的數字為原始計算結果的100倍，括號內數字為百分比，即貢獻率.

表3還顯示，在2005年城鄉(xiāng)總體NPI的總差異中，帶內差異、帶間差異與超變密度分別為0.250 2、0.602 4、0.602 0，所占比重分別為17.20%、41.42%、41.38%，說明該年度NPI的地區(qū)差異主要來源于帶間差異與超變密度，帶內差異貢獻相對較??；2014年上述3類差異的貢獻率分別為14.21%、44.05%、41.74%，帶內差異的貢獻率非常小，帶間差異與超變密度對地區(qū)總差異的貢獻仍然占據絕對優(yōu)勢.分城鄉(xiāng)看，城鎮(zhèn)NPI的地區(qū)差異中，前后兩個年份的帶內差異貢獻率分別為17.15%、14.15%，10年間呈減少趨勢；帶間差異貢獻率分別為35.58%、41.08%，增勢比較明顯；超變密度貢獻率為47.27%、44.77%，兩個年份變化不大.在農村NPI的地區(qū)總差異中，前后兩個年份的帶內差距貢獻分別為18.23%、17.34%，呈現減少趨勢；帶間差異與超變密度貢獻率分別為34.12%、23.06%與47.65%、59.60%，前者明顯減少，后者大幅增加.

2.3 國民體質變化差異的社會決定因素

根據健康社會決定因素理論，參考文獻[9]的做法將Grossman提出的個體健康生產函數擴展到地區(qū)人群層面，并根據指標的科學性、代表性與數據的可得性等原則從健康基礎、醫(yī)療衛(wèi)生、膳食營養(yǎng)、生活方式、收入水平、生活環(huán)境等6個方面，建立國民體質變化的社會決定因素集，相應的計量模型如式(12)所示：

Y=α+βlnX1+γlnX2+θlnX3+μlnX4+

φlnX5+ρlnX6+ε,

(12)

其中，Y代表地區(qū)國民體質綜合指數，α為截距項，β、γ、θ、μ、φ、ρ代表各因素的影響系數，X1、X2、X3、X4、X5、X6依次代表上述6項因素，ε為殘差.

由于式(12)中各因素之間存在多重共線性，傳統的最小二乘估計方法難以得到滿意的結果，逐步回歸方法通過篩選并剔除引起多重共線性的變量，能夠得到相對滿意的結果[16].首先，利用被解釋變量Y對每一個所考慮的解釋變量Xi(i=1， 2， …， 6)做簡單回歸，然后以對Y貢獻最大的解釋變量所對應的回歸方程為基礎，逐步引入其余解釋變量，最終保留在模型中的解釋變量既是重要的，彼此之間又沒有嚴重的多重共線性.在具體的計算中，本研究利用人均預期壽命(2000年)、人均醫(yī)療保健支出(元/人)、人均食品支出(元/人)、人均文教娛樂支出(元/人)、人均可支配收入(元/人)、人均居住支出(元/人)等可計算指標，分別表示上述6項社會因素，其中指標X2～X6分別取2000年、2014年的平均值.選取2014年分城鄉(xiāng)的NPI作為因變量Y1、Y2，分別反映2000年以來城、鄉(xiāng)居民體質的變化水平.

基于SPSS19.0的逐步回歸估計結果見表4，顯示關于城鎮(zhèn)NPI變化的回歸模型中只包含健康基礎(X1)、生活環(huán)境(X6)兩個變量，其他變量均未通過顯著性檢驗(共線性統計量VIF較高).回歸方程為Y1=56.6410+0.5480X1+0.0001X6，回歸系數的t值分別為5.784、3.538、2.238，說明在0.05的水平上顯著.方程的調整R2為0.641 0，說明城鎮(zhèn)居民體質變化差異的64.10%可以由X1、X6的地區(qū)不同來解釋.F值為27.786，表明方程在0.001的水平上顯著.上述結果表明，城鎮(zhèn)居民體質的變化受到區(qū)域健康基礎與生活環(huán)境的雙重影響，在控制其他變量不變的條件下，2000年人均預期壽命提高1%，將導致城鎮(zhèn)國民體質綜合指數提高0.548 0%；人均住房支出每提高1%，城鎮(zhèn)國民體質綜合指數將相應提高0.000 1%.良好的初始健康狀況是國民體質持續(xù)提升的基礎，已成為人們的共識.一般來說，良好的住房條件和足夠的住房面積與較好的衛(wèi)生狀況和生活質量相對應[17].同院落面積較大、視野開闊的農村家戶相比，城鎮(zhèn)居民的樓房居住面積普遍不大，是人們居家活動的基本物理空間，因此增加關于居住的支出水平能夠在一定程度上改善住房質量、優(yōu)化室內空氣、提升生活舒適度、減少各類疾病的發(fā)生等，從而有利于居民的體質改善.然而，該變量的影響系數較小，說明其健康效應存在變化的可能性，隨著人均居住支出的進一步增加，城鎮(zhèn)居民體質可能會開始變差.其原因可能在于，與居住有關的支出，包括新建(購)房屋、房屋維修、居住服務等方面的花費是大額支出，在居民總收入中占據較大比重，此項費用的增加會在很大程度上抑制食品、文教娛樂、醫(yī)療保健等方面的健康投入，導致體質下滑.

表4 國民體質水平變化的社會決定因素回歸

表4還顯示，關于農村NPI變化的影響因素中只有膳食營養(yǎng)(X2)變量進入模型，其他變量均未通過檢驗.回歸方程為Y2=89.7080+0 .0050X2，相應的系數t值分別為32.006、3.454，說明在0.05的水平上顯著，方程的調整R2為0.267 0，說明農村體質變化差異的26.70%可以用X2的不同來解釋.F值為11.927，說明回歸方程在0.005的水平上顯著.上述結果顯示，農村居民體質的改進受到營養(yǎng)膳食因素的輕微影響，說明在控制其他變量不變的條件下，居民人均食品支出提高1%將導致體質綜合指數提高0.005 0%.數量適中、結構合理的膳食營養(yǎng)水平是維持體質健康的基本條件，但超出某一臨界水平后則可能引起營養(yǎng)過剩以及與肥胖有關的健康問題[18].我國農村地域較大，不同程度的“三農”問題廣泛存在，部分老少邊窮地區(qū)的溫飽問題尚未得到根本解決，包括主食、副食和其他食品方面的支出進一步增加，是推動體質改善的有效因素.膳食營養(yǎng)變量的回歸系數較小，說明隨著食品支出的進一步增加將可能導致居民體質變差.然而，就本研究時段來說，農村居民不斷增多的食品支出對改進體質是有利的.

3 結論與討論

深入考察我國國民體質變化的地區(qū)差異特征與影響因素，是促進“健康中國”建設的基礎工作之一.本研究的主要結論如下：第一，2000年以來我國國民體質水平變化比較明顯，總體呈現為“東升、西降，中部大致穩(wěn)定”的地理格局，升、降水平相似的地區(qū)存在空間集聚趨勢；第二，國民體質變化的地區(qū)差異不斷擴大，地區(qū)差異主要來源于東、中、西3大地帶之間的差異和超變函數，地帶內部省區(qū)的差異貢獻較小；第三，在控制其他因素不變的條件下，良好的健康初始狀況和較高的住房支出是城鎮(zhèn)居民體質改善的推動因素，農村居民體質的改善則得益于食品支出的增加，但住房和食品支出的進一步增加有可能導致體質惡化.

沒有全民健康就沒有全面小康，體質健康是小康社會建設的重要內容[19].2016年10月，國家頒布“健康中國2030”規(guī)劃綱要，該規(guī)劃作為宏偉藍圖和行動綱領，提出未來15年是推進“健康中國”建設的重要戰(zhàn)略機遇期.本文研究結論顯示，在當前國民體質水平有所下降且地區(qū)差異不斷拉大的背景下，準確理解和把握我國國民體質變化的空間非均衡性及其社會決定因素，具有重要意義.提示我們應該根據國民體質的地區(qū)差異與城鄉(xiāng)差異特征，在醫(yī)療保健、社會保障、衛(wèi)生政策等方面進行統籌考慮和差別化設計，合理配置健康資源，促進健康公平.然而，本研究使用逐步回歸方法雖然較好地解決了自變量之間經常存在的多重共線性問題，得到一些有意義的結論，但該方法剔除了一些檢驗不顯著的變量，導致無法考察這些變量對體質變化的可能影響.這是本文進一步研究中需要改進的方向之一.

致謝：華中師范大學的龔勝生、張濤、敖榮軍、王念、孫璇參加本文研討，提出一些建設性意見，特此致謝.

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RegionaldifferenceofnationalphysicalchangeanditsinfluencingfactorsinChina

YANG Zhen1，2， DING Qiyan1，2， HUANG Siyuan3， LI JIAcheng1，2

(1.Research Institute for Sustainable Development， Central China Normal University， Wuhan 430079, China; 2.College of Urban and Environmental Sciences， Central China Normal University， Wuhan 430079, China; 3.Wuhan Shengzhi Sub-branch， China Construction Bank Corporation, Wuhan 430070, China)

Physical condition is the basis of health， and difference of physical change is one of the important forms of health inequality. Based on the two national monitoring data of physical condition in 2005 and 2014， the regional differences and social determinants of urban and rural residents’ physical changes in China are investigated by using spatial auto-correlation， Gini coefficient decomposition and stepwise regression. The results showed that: 1) Since 2000， the national physical condition has been changing significantly， generally exhibiting the spatial pattern of “rising in the east area， descending in the west area and slightly rising in the central area”. And there was a spatial agglomeration tendency in areas with similar lift or fall levels. 2) The regional differences of national physical changes have been widened. And the regional differences mainly came from the differences among the three areas and the hyper variable function， while the differences among the provinces in one zone made little contribution. 3) With the other factors unchanged， the good initial health condition and the high housing expenditure were driving forces for the improvement of urban residents’ physical condition. The improvement of rural residents’ physical condition was due to the increase in nutritional dietary expenditure， while the increase of housing and food expenditure might lead to the deterioration of residents’ physical condition. The results provide a reference for rational allocation of health resources and narrowing of the health gap．

national physical condition; regional differences; Gini coefficient decomposition; social determinants

2017-03-27.

湖北省自然科學基金創(chuàng)新群體項目(2016CFA027);華中師范大學研究生教育創(chuàng)新資助項目(2017CX22001).

*通訊聯系人. E-mail: jcli0209@sohu.com.

10.19603/j.cnki.1000-1190.2017.06.018

1000-1190(2017)06-0834-07

3.中國建設銀行股份有限公司 武漢省直支行， 武漢 430070)

K901.3

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