李艷麗 ，譚樂祥，閆菊娥，高建民

（1.西安交通大學(xué) 公共政策與管理學(xué)院，西安 710061；2.臨沂大學(xué) 法學(xué)院，山東臨沂 276000；3.江蘇省興化市人民醫(yī)院，江蘇 興化 225700）

0 引言

當(dāng)前世界各國都開始加大對健康和醫(yī)療保健領(lǐng)域的投入力度，但是衛(wèi)生狀況和總體健康結(jié)果的改進(jìn)卻越來越緩慢，甚至出現(xiàn)了更大的健康結(jié)果不公平。健康結(jié)果不平等是指在一個國家或地區(qū)內(nèi)健康結(jié)果存在差異。中國居民的健康結(jié)果較之前有了很大的改善，但健康結(jié)果公平問題同樣不容樂觀[1]。

相較國際上對健康不平等問題的研究，我國對居民的健康不平等進(jìn)行的研究處于起步階段。劉寶和胡善聯(lián)（2001）利用上海市四區(qū)(縣)進(jìn)行的家庭衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，采用Hopit模型獲得人群間可比性的傷殘得分考察了與收入相關(guān)的健康不平等問題。李湘君等（2013）利用2009年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查江蘇省數(shù)據(jù)，以自評健康狀況為健康結(jié)果變量，研究結(jié)果表明江蘇省居民存在健康結(jié)果不平等[2]。與研究居民健康不平等問題的其它文獻(xiàn)相比，本文利用陜西省第四次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，對農(nóng)村居民的與收入相關(guān)的健康不平等問題進(jìn)行定量分析，以自評健康作為健康結(jié)果變量，采用Probit模型對其進(jìn)行賦值，并在此基礎(chǔ)上計算集中指數(shù)，進(jìn)行不平等來源的分解。

1 數(shù)據(jù)、指標(biāo)選擇及變量設(shè)置

本研究使用2008年陜西省第四次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)，以15歲及以上農(nóng)村居民為研究對象，共計3263戶、8558人。調(diào)查內(nèi)容包括家庭成員人口社會學(xué)特征、家庭成員經(jīng)濟狀況、家庭成員健康結(jié)果。擬合優(yōu)度檢驗、瑪葉指數(shù)和DELTA不相似系數(shù)與GINI集中比顯示樣本的代表性較好，調(diào)查數(shù)據(jù)與總體的差別較小。

大量文獻(xiàn)表明，健康自評能夠反映健康狀態(tài)的主觀和客觀兩個方面，因此可以作為評價健康狀況的一個重要指標(biāo)。根據(jù)國際經(jīng)驗，第四次國家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查采用歐洲五維健康量表（EQ-5D）來反映居民的健康自我評價情況。本研究選用綜合健康評分指標(biāo)來反映自評健康狀況。綜合健康評分指標(biāo)是對百分制刻度尺進(jìn)行打分，“0”代表健康結(jié)果最差，“100”代表健康結(jié)果最好。根據(jù)研究目的以及擬合模型需要，本研究將百分制的自評健康得分轉(zhuǎn)換成二分類變量，即以中位數(shù)為界，80分及以上為良好，80分以下為不良，可以計算自評健康不良率。

引入模型的健康結(jié)果的影響因素包括：“人口統(tǒng)計學(xué)”變量如性別和年齡，“控制”變量包括經(jīng)濟水平、教育程度等。具體設(shè)置及描述見表1所示。

2 研究方法

2.1 健康結(jié)果不平等測量方法

采用集中指數(shù)和集中曲線測量健康結(jié)果不平等。集中曲線是以經(jīng)濟水平從最窮到最富排序后的人口累計百分比為x軸，以與之相對應(yīng)個體的健康結(jié)果變量為y軸進(jìn)行繪制的。如果健康結(jié)果與經(jīng)濟水平無關(guān)，集中曲線應(yīng)該與45度對角線重合。45度的對角線也被稱之為公平線。集中曲線與公平線的距離越遠(yuǎn)說明健康結(jié)果越不公平[3]。集中指數(shù)是集中曲線和公平線（45°線）間面積的兩倍，取值范圍為[-1，1]。集中指數(shù)的公式如下：

式中：cov為協(xié)方差；hi為健康結(jié)果變量；μh為hi均數(shù)；ri=i/N是將個體按照經(jīng)濟水平排序后，第i個體在總?cè)藬?shù)中的比例，i=1為最窮個體，i=N為最富個體。

表1 Probit模型中控制變量的設(shè)置及描述

2.2 健康結(jié)果的水平公平性測量方法

本文采用集中指數(shù)分解法測量健康結(jié)果的水平公平性。集中指數(shù)分解法是將健康結(jié)果集中指數(shù)分解為各因素對健康結(jié)果不平等的貢獻(xiàn)，將影響因素分為“人口學(xué)”變量和“控制”變量。利用集中指數(shù)分解法不但可以測量與經(jīng)濟水平相關(guān)的健康結(jié)果的水平公平性，而且能夠計算各因素對健康結(jié)果不平等性的貢獻(xiàn)，通過Probit模型估計不同因素對健康結(jié)果變量的影響[4]。公式如下：

式中：yi為健康結(jié)果變量；xj為“人口統(tǒng)計學(xué)”變量；γk為“控制”變量；為邊際效應(yīng)，即為dy/dxj和dy/dzk，它是每個變量通過計算樣本均數(shù)時得到并被視為固定參數(shù)；μi為殘差項，包括逼近誤差。

由于式（2）具有線性可加性，因變量y的集中指數(shù)分解結(jié)果如下所示：

式中：C為y的非標(biāo)準(zhǔn)化集中指數(shù)；Cj為xj的集中指數(shù)；Ck為γk的集中指數(shù)；GCε為殘差項的集中指數(shù)；為xj的均數(shù)；為zk的均數(shù)。

健康結(jié)果水平不公平指數(shù)等于非標(biāo)準(zhǔn)化集中指數(shù)減去“人口統(tǒng)計學(xué)”變量對不平等的貢獻(xiàn)，公式如下：

數(shù)據(jù)采用Stata12.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析，圖表采用Excel2010軟件進(jìn)行繪制。

3 研究結(jié)果

3.1 基于經(jīng)濟水平的健康結(jié)果不平等

結(jié)果表明，自評健康不良率的集中指數(shù)為-0.0441，說明陜西省農(nóng)村居民存在偏富人的健康結(jié)果不平等，即自評健康不良率集中于窮人，經(jīng)濟水平較差的農(nóng)村居民的健康結(jié)果較差。以經(jīng)濟水平（人均消費性支出）的累計百分比為x軸，以其所對應(yīng)的健康結(jié)果變量為y軸，繪制集中曲線。自評健康不良率的集中曲線總體上位于公平線的上方，說明健康結(jié)果的集中指數(shù)總體上為負(fù)值，存在偏富人的健康結(jié)果不平等，經(jīng)濟水平較差農(nóng)村居民的健康結(jié)果較差。

3.2 健康結(jié)果不平等的影響因素

以自評健康不良率為健康結(jié)果指標(biāo)為因變量，擬合模型，分析各因素對健康結(jié)果水平公平性的影響。回歸模型的自變量分為兩類：“人口統(tǒng)計學(xué)”變量和“控制”變量，其中性別和年齡為“人口統(tǒng)計學(xué)”變量，其它變量為“控制”變量。選用Probit回歸模型，采用線性逼近法計算自變量對健康結(jié)果的邊際效應(yīng)。

通過模型計算顯示，偽決定系數(shù)（Pseudo R2）=0.1812，似然比c2=1866.48，P＜0.001，故該模型與最簡模型相比有統(tǒng)計學(xué)意義，對其有顯著影響的變量有經(jīng)濟水平、性別、年齡和家庭規(guī)模。

比較其它變量對自評健康不良率的影響，可以發(fā)現(xiàn)：（1）就業(yè)狀況對自評健康不良率的影響大體上顯著，在校學(xué)生呈負(fù)向顯著，而無業(yè)呈正向顯著，說明相比較在業(yè)居民，在校學(xué)生的自評健康不良率較低，而無業(yè)居民的自評健康不良率較高。（2）廁所類型對自評健康不良率的影響呈正向顯著，說明相比較無害化衛(wèi)生廁所，使用衛(wèi)生廁所和非衛(wèi)生廁所居民的自評健康不良率較高。（3）居住地區(qū)對自評健康不良率的影響呈負(fù)向顯著，說明相比較陜南居民，陜北及關(guān)中居民的自評健康不良率較低。（4）離最近醫(yī)療點距離對自評健康不良率的影響呈正向顯著，說明距離最近醫(yī)療點的分鐘數(shù)越大，自評健康不良率越高，具體見表2所示。

3.3 健康結(jié)果不平等的分解

利用Probit回歸模型估計出自變量對健康結(jié)果的邊際效應(yīng)后，便可利用式（3）將健康結(jié)果的集中指數(shù)分解為各自變量對其的貢獻(xiàn)。計算得出自評健康不良率的集中指數(shù)為-0.0441，即不良健康結(jié)果集中于低收入群體，存在偏富人的健康結(jié)果不平等。

從“人口統(tǒng)計學(xué)”變量的角度來看，男性和30～44歲、45～59歲兩個年齡組，貢獻(xiàn)均為正值，起到了擴大偏窮人健康結(jié)果不平等的作用，對偏富人的健康結(jié)果集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值。60歲及以上年齡組的貢獻(xiàn)為負(fù)值，起到了縮小偏窮人健康結(jié)果不平等的作用，對偏富人健康結(jié)果的集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為105.41%。貢獻(xiàn)率作為一個相對指標(biāo)，在自評健康不良率為健康結(jié)果指標(biāo)的集中指數(shù)的分解中，如年齡對偏富人健康結(jié)果不平等的貢獻(xiàn)為負(fù)值，說明年齡起到了縮小偏窮人健康結(jié)果不平等的作用，因此相比較偏富人的自評健康不良率的集中指數(shù)，貢獻(xiàn)率為正值。具體見表3所示。

表2 以自評健康不良率為因變量的Probit模型估計結(jié)果

從“控制”變量的角度來看，經(jīng)濟水平對健康結(jié)果影響的彈性為正，由于其分布集中于富人，貢獻(xiàn)為正值，起到了擴大偏窮人健康結(jié)果不平等的作用，而對偏富人的健康結(jié)果集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為-91.60%。教育程度的貢獻(xiàn)為負(fù)值，起到了縮小偏窮人的健康結(jié)果不平等作用，對偏富人的健康結(jié)果不平等的貢獻(xiàn)率為39.34%。同樣，就業(yè)狀況大體上起到了縮小偏窮人健康結(jié)果不平等的作用，對偏富人健康結(jié)果的集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為23.01%。除此之外，廁所類型為非衛(wèi)生廁所、居住地為關(guān)中地區(qū)、距最近醫(yī)療點距離的貢獻(xiàn)為負(fù)值，起到了縮小偏窮人的健康結(jié)果不平等的作用，對偏富人的健康結(jié)果集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為正值；而衛(wèi)生廁所和家庭規(guī)模貢獻(xiàn)為正值，起到了擴大偏窮人的健康結(jié)果不平等的作用，對偏富人的健康結(jié)果集中指數(shù)的貢獻(xiàn)率為負(fù)值。其余變量由于Probit回歸系數(shù)差異無統(tǒng)計學(xué)意義，故對健康結(jié)果不平等所起的作用并不明朗。具體見表3所示。

表3 以自評健康不良率為因變量的集中指數(shù)分解

3.4 健康結(jié)果水平不公平指數(shù)

根據(jù)Whitehead關(guān)于健康不平等和不公平的相關(guān)理論，利用式（4），計算出健康結(jié)果水平不公平指數(shù)，自評健康不良率的水平不公平指數(shù)為-0.0080，說明不良健康結(jié)果集中于低收入群體，存在偏富人的健康結(jié)果水平不公平，窮人的健康結(jié)果較差。

[1]中華人民共和國國務(wù)院新聞辦公室.中國的醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)[J].北京周報（英文版），2013，56(3)．

[2]李湘君，王中華.江蘇居民健康不平等及其分解：基于CHNS數(shù)據(jù)的分析[J].醫(yī)學(xué)與哲學(xué)(A),2013,(5).

[3]Wagstaff A,Paci P,Van-Doorslaer E.On The Measurement of Inequalities in Health[J].Social Science&Medicine，1991,33(5).

[4]Scott E,Theodore K.Measuring and Explaining Health and Health Care Inequalities in Jamaica,2004 and 2007[J].Revista Panamericana De Salud Pública.2013,33(2).