郭 林，管理定，韓 磊

(1.華中科技大學 社會學院/養(yǎng)老服務研究中心,湖北 武漢 430074;2.北京師范大學 心理學部,北京 100875)

一、引 言

全民健康保障作為建設健康中國的關鍵目的,力求實現從胎兒到生命終點的全程健康服務[1]。因此,探析對個體健康具有長期性影響[注]個體健康的長期性影響因素主要指對個體中老年期健康狀況具有影響的早期因素。的因素至關重要。在關于個體健康影響因素的早期研究中,諸如基因等先天因素被認為具有決定作用。但隨著醫(yī)學進步和跨學科交叉研究成果的涌現,人們逐漸認識到健康是先天和后天因素相互作用的結果[2]。人類超過90%的基因是相同的,并且已識別出的基因差異只能解釋個體健康差異的很少一部分[3]。為此,較多學者開始關注可對個體健康施加長期影響后天因素的作用。

早期營養(yǎng)狀況對個體健康具有長期影響。一部分學者認為個體胎兒時期的營養(yǎng)狀況更為重要。孕期營養(yǎng)狀況較好女性所分娩的嬰兒身體健康狀況較好并具有長期性;反之則較差[4]。無論是關于阿姆斯特丹1944—1945年的饑荒研究[5],還是關于美國在20世紀70年代實施的食物票和婦幼營養(yǎng)補助計劃的研究[6],都驗證了上述結論。另一部分學者則強調幼兒期營養(yǎng)不良對個體成年期健康具有影響。幼兒期有過饑荒經歷的個體成年期健康狀況更差[7],并得到較多研究結果的證明[8-9]。而在關于我國的研究中,有學者基于1959—1961年大饑荒的研究證明了幼兒期營養(yǎng)不良對個體成年期健康狀況具有影響,但并未發(fā)現胎兒時期經歷饑荒對健康具有長期不利影響[10]。

童年期健康狀況對個體成年期健康狀況具有深遠影響。 有學者對英國1958年出生隊列人群進行研究后發(fā)現, 童年期身體健康狀況較差的個體在成年后的健康狀況同樣較差[11], 并影響到成年后的社會經濟地位, 即使在控制諸如父母的教育和收入等可能影響因素后, 結論依舊穩(wěn)健[12]。 進一步看, 對瑞典大量雙胞胎進行研究的成果同樣表明, 幼兒期的身體健康狀況會對成年期的健康產生影響, 雖然其影響會隨著醫(yī)療技術的發(fā)展而減弱, 但對個體在成年期勞動力市場的表現卻是穩(wěn)定的[13]。 有學者關于我國的研究亦表明, 良好的童年期身體狀況更有助于個體在成年期擁有健康的身體狀況和較好的認知功能[14]。

醫(yī)療保險無論是對兒童還是成年人的健康都具有影響。在制度規(guī)模效應方面,部分學者研究發(fā)現,我國醫(yī)療保險的增加有助于提升國民健康水平,特別是提高弱勢群體的身體健康狀況[15-18]。而有些學者關于新農合對農村居民健康影響的研究結果表明,新農合未能顯著提高農村居民(包括兒童)的健康水平[19-20]。在制度結構效應方面,較多學者認為我國不同醫(yī)保制度擴大了醫(yī)療服務利用不平等,進而影響參保群體的健康狀況[21-23]。然而,其中僅有少數研究指出,我國醫(yī)療保險增加對健康水平較低兒童的促進作用具有長期性[17],我國不同醫(yī)保制度間差異較大的待遇水平擴大了醫(yī)療服務利用不平等,從而影響兒童的健康狀況并具有長期性[22],且其主要邏輯為“醫(yī)療保險→兒童健康”的思路。

個體參加醫(yī)療保險時的年齡對其健康具有長期性影響。有研究表明,較大年齡才獲得社會醫(yī)療保險個體的健康狀況基本不會得到改善;而在出生時便獲得保險個體的健康狀況則會因此得到改善[24]。Dor等人基于美國退休和健康調查數據研究發(fā)現,鼓勵工作年齡的人群參加保險可能會帶來更好的健康狀況,并改善退休時的健康狀況和降低醫(yī)療費用[25]。這些研究的核心邏輯是“參保年齡→長期健康”的路徑。

綜上,學界對個體健康長期影響因素的持續(xù)研究,為本文提供了重要的理論基礎和思路啟發(fā),但其鮮有關于童年期家庭經濟狀況對個體健康長期影響的探討,更是缺乏對這一過程中醫(yī)療保險作用的分析。有鑒于此,本文利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調查(CHARLS)數據,基于日?；顒幽芰α勘?Activities of Daily Living,ADL)和工具性日常活動能力量表(Instrumental Activities of Daily Living,IADL)這兩個評價個體健康狀況的客觀指標,對童年期家庭經濟狀況、參加醫(yī)療保險類型和參保時間、中老年個體健康進行研究,力求彌補已有研究的缺憾。

二、理論基礎、數據與變量

(一)理論基礎

生命歷程理論(Life Course Theory)認為,個體的生活軌跡植根于其經歷的社會歷史時期與地域空間,而其所經歷生命事件的影響則取決于該事件在個體生命歷程中發(fā)生的時間,這甚至超越事件本身[26]。基于該理論,一些學者分析了個體早年期生命事件對現階段生理和心理問題的影響[27-29]。本文亦從該理論出發(fā),探析童年期經濟不平等對個體中老年期健康的影響。

雖然經濟狀況與健康之間的正相關關系已被較多的研究成果證明,但目前還未有一致的結論認為其如何隨年齡變動[30]。一部分學者認為,不同經濟狀況個體的健康差異在中年和老年初期之前是逐漸擴大的,而在老年時期則是縮小的[31-32]。Lowry和Xie將其定義為“收斂假定”[33]。而另一部分學者的研究成果則表明,經濟狀況對個體健康的影響會在個體生命歷程中不斷累積,使得不同經濟狀況個體間的健康差異會隨著年齡增長而不斷擴大,老年階段的健康不平等要大于中年時期[34-35]。Lowry和Xie將其稱為“累積優(yōu)勢假定”[33]。本文基于上述理論假定分析我國的實際情況,并探析醫(yī)療保險的作用。

(二)數據來源

CHARLS數據由北京大學國家發(fā)展研究院管理,調查對象為隨機抽取的家庭中45歲及以上的中老年人。為保證樣本代表性,這項調查的范圍覆蓋了全國150個縣、區(qū)的450個村、居委會,所有樣本均采用PPS方法通過縣級抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個人抽樣4個階段被抽取出來。本文的因變量和控制變量來源于2015年第三期追蹤訪問數據,此數據中的缺省值使用前兩次調查數據填補;核心自變量來源于2014年生命歷程數據。在剔除缺省值后共有11 032名受訪者納入本文分析。其中有2 239名受訪者回答了IADL量表,但未回答ADL量表,其余變量樣本量相同。

(三)變量設定

1.被解釋變量為個體中老年期身體健康狀況 個體中老年期身體健康狀況一方面通過ADL量表,主要是穿衣、洗澡、吃飯、起床、如廁、大小便這六個維度反映;另一方面通過IADL量表,即從做家務、做飯、買東西、管錢、吃藥這五個維度反映。這11個維度的選項均為“沒有困難、有困難但仍可以完成、有困難需要幫助、無法完成”,對應的得分依次為0分、1分、2分、3分。分別將兩個量表各條目的得分累加得到受訪者在日?；顒幽芰凸ぞ咝匀粘；顒幽芰Ψ矫娴慕】禒顩r。量表累計得分為0表示受訪者在此方面日?；顒涌梢酝耆岳?而得分越高則表示受訪者在此方面的日常活動能力越差。由于個體健康狀況得分為連續(xù)性變量,本文應用線性回歸模型,并使用Stata14.0統(tǒng)計軟件分析。

2.核心自變量為受訪者自評童年期家庭經濟狀況 根據生命歷程數據中所詢問的“在您17歲以前,相對于那時你們家所在社區(qū)/村的普通家庭,您家的經濟狀況怎么樣?”確定受訪者童年期家庭經濟狀況,并將回答中“比他們好很多、比他們好一點”處理為“較好”,“跟他們一樣”處理為“一樣”,“比他們差一點、比他們差很多”處理為“較差”。

該問卷是回溯性調查。為了降低回溯性偏誤確保分析的準確性,本文控制“個體童年期家庭是否有段時間吃不飽飯、童年期父母工作類型”這兩個童年期家庭經濟狀況的間接指標。在童年期是否挨餓上,主要通過“個體的家庭在17歲之前是否有一段時間吃不飽飯”反映?？紤]到20世紀中國的實際情況,本文將童年期父母的工作類型分為“至少有一方從事非農工作和雙方務農或無工作”[注]其中,“至少有一方從事非農工作”包括“父母都從事非農工作、父母中有一方從事非農工作而另一方從事農業(yè)工作”兩種類型;“雙方務農或無工作”包括“父母都務農、父母其中一方務農而另一方無工作、父母雙方都無工作”三種類型。。

3.模型設定與控制變量 本文共設定兩個模型。模型一是童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康狀況的影響,并控制相關變量。具體而言,主要控制個體的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶口、近期是否抽煙[30]、童年期健康狀況、現在身體健康狀況[14]、個體所處地區(qū)[18]等變量。模型二則是基于模型一,將醫(yī)療保險因素納入分析,主要包括受訪者現在的醫(yī)保類型[17]、首份工作的醫(yī)保類型、獲得首份醫(yī)保(社會醫(yī)療保險)時的年齡[24],探究童年期家庭經濟狀況對個體健康的長期影響是否受到醫(yī)保的影響。最終變量定義及賦值見表1。

表1 變量定義及賦值

注：1.小學未畢業(yè)人群受教育年數設定為3年;私塾畢業(yè)設定為6年;中專畢業(yè)設定為12年。2.“其他”包括:已婚、喪偶、未婚。3.東部包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東;中部包括:山西、吉林、黑龍江、河南、湖北、湖南、安徽、江西;西部包括:內蒙古、甘肅、青海、新疆、廣西、貴州、云南、陜西、重慶、四川;另外缺失海南、西藏、寧夏三省區(qū)數據。4.其他包括:城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險、醫(yī)療救助、商業(yè)保險(單位購買)、商業(yè)保險(個人購買)、沒有醫(yī)療保險(68人無醫(yī)療保險,占比為0.6%)等類型。此外,考慮到該問題調查年份是2015年,此時城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新型農村合作醫(yī)療還未并軌,同時根據樣本分布狀況(660人參保城鎮(zhèn)居民醫(yī)保,占5.98%;297人參保城鄉(xiāng)居民醫(yī)保,占2.69%;剔除重復參保狀況,二者總共占比為8.14%),我們將新農合單獨分列,將城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保合并到其他中。對于參保多個醫(yī)療保險的,以較高待遇水平的為準。5.首份工作是非農受雇的,包括體制內、國有企事業(yè)單位等,都認為其享有公費醫(yī)療;從事農業(yè)生產或農業(yè)自雇、受雇的,都認為其參加的是合作醫(yī)療,即老農合。

(四)樣本描述性分析

表2是樣本描述性分析結果。 結果顯示, 納入本文分析受訪者的IADL能力較差, 量表平均得分高于ADL量表。 受訪者中認為自己童年期身體健康狀況一般、較差的比率分別為51.76%、 12.66%;受訪者中認為自己現在的身體健康狀況一般、 較差的比率分別為56.97%、 18.70%。有8.86%的受訪者認為自己童年期家庭經濟狀況要好于同社區(qū)/村的其他家庭, 與其他家庭一樣的占半數以上,為51.76%,39.38%的受訪者認為自己的家庭要比同社區(qū)/村的其他家庭差。70.22%受訪者的家庭在童年期曾有一段時間吃不飽飯,81.06%受訪者的父母雙方務農或無工作。絕大部分受訪者目前參加的醫(yī)療保險類型為新農合,達74.8%;85.32%受訪者首份工作的醫(yī)療保險是老農合;受訪者首次參加社會醫(yī)療保險時的平均年齡偏大,為51.48歲。樣本平均年齡為60.44歲,平均受教育年限為5.51年。

表2 樣本描述性分析 N=11 302

三、回歸結果

(一)OLS回歸結果

表3報告了樣本回歸結果。童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康狀況具有顯著影響。相比于童年期家庭經濟狀況較好的受訪者,經濟較差的受訪者在中老年期表現出較差的ADL和IADL能力;在控制醫(yī)療保險以后依舊穩(wěn)健。童年期家庭有過一段時間吃不飽飯經歷的個體在中老年期的ADL和IADL能力皆較好;而童年期父母工作類型基本無影響。參加社會醫(yī)療保險時的年齡越大、首份工作醫(yī)保類型是老農合的個體現階段身體健康狀況較差,無論是ADL能力還是IADL能力均不佳;受訪者目前所參加的社會醫(yī)療保險對其現階段身體健康暫無影響。早期受教育程度越高的受訪者現階段的健康狀況要較好。具體結果見表3。

表3 童年期家庭經濟狀況對個體健康長期影響的OLS回歸結果

注：括號內為參照組和系數標準誤;表中值為0.000實際并不等于0,只是數值過小,保留小數點后三位所致; *P<0.1, **P<0.05, ***P<0.01。

(二)內生性問題

由于測量誤差或遺漏變量可能會出現內生性問題,致使普通OLS估計得到的因果關系結論不一定可靠。一方面是測量誤差可能導致內生性問題。如果測量誤差來自于因變量,即測量個體現階段身體健康狀況的ADL和IADL量表得分,那么這些測量誤差不會與關鍵解釋變量(童年期家庭經濟狀況)相關,因此童年期家庭經濟狀況的系數估計是無偏的。然而,如果關鍵解釋變量(童年期家庭經濟狀況)存在較大測量誤差的話,那么它是一個存在嚴重干擾的變量。在這種情況下,童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康影響估計的結果,會存在較大的誤差[36]。另一方面,未觀察到的遺漏變量也可能導致內生性。個體童年期家庭經濟狀況無法直接衡量,只能通過受訪者的回憶確定,而這受到受訪者社會經濟地位和人口特征等諸多因素的影響,但我們無法控制所有可能具有關系的潛在變量,存在遺漏變量問題[37]。總之,無論是上述何種情形,都會導致我們無法正確推斷童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康的影響。

(三)工具變量處理內生性

由于測量誤差、遺漏變量等問題導致童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康的影響存在內生性,本文進一步通過工具變量來處理內生性問題。從理論上講, 工具變量必須滿足兩個條件:一是外生性,其必須與模型中的擾動項不相關;二是相關性,其必須與內生解釋變量高度相關, 否則會出現弱工具變量問題并導致估計量的不一致[38]。在實際中,工具變量的選取還須滿足“只能通過影響內生解釋變量進而影響被解釋變量”這一條件[39]。根據工具變量的假設條件,本文選取了“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”作為童年期家庭經濟狀況的工具變量,且符合工具變量的前提條件。首先,“母親是否是文盲”與其家庭背景有關,個體無法選擇其出生的家庭和時間;“父母中是否有黨員”主要由父母自身表現決定,受訪者無法影響,所以“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”是外生變量。其次,“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”只與個體童年期家庭經濟狀況相關,與個體現階段身體健康狀況不直接相關。最后,“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”只能通過影響個體童年期家庭經濟狀況,來影響其中老年期的身體健康狀況。

本文采用Heckman兩步法進行參數估計[40]。第一階段,把內生解釋變量“自評童年期家庭經濟狀況”對工具變量“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”和外生解釋變量回歸,得到潛變量“童年期家庭經濟狀況的擬合值(Economic＾IV)”,并對第一階段回歸結果做弱工具變量檢驗和過度識別檢驗。第二階段,將身體健康狀況對潛變量擬合值、殘差、外生解釋變量作OLS回歸。通過這兩個階段的回歸則可以得出童年期家庭經濟狀況對個體中老年期健康影響的一致估計。具體結果見表4。

一階段回歸結果中,母親是否是文盲、父母當中是否有黨員與個體的健康狀況顯著相關。而二階段回歸結果表明,童年期家庭經濟狀況對個體健康具有顯著影響,但其影響為負,即童年期家庭經濟狀況較差個體現階段的ADL能力和IADL能力更好,“收斂假定”在此得到驗證。而另一方面,我們發(fā)現童年期父母雙方務農或無工作個體現階段的ADL和IADL能力皆較差;童年期家庭有過一段時間吃不飽飯經歷的個體只在ADL能力方面較差,IADL能力方面則無差異,“累積優(yōu)勢假定”得到部分驗證。首份工作醫(yī)保是老農合的受訪者中老年期ADL和IADL能力皆較差,而受訪者目前參加的不同社會醫(yī)療保險則對其中老年期ADL和IADL能力暫無影響;如果個體加入醫(yī)保時年齡越大的話,現階段的IADL能力更差,而ADL能力無差異。

檢驗結果表明,工具變量的F值分別為11.593和17.647(皆大于10),說明我們選用的工具變量是童年期家庭經濟狀況的強工具變量,不存在弱工具變量問題;過度識別檢驗的P值皆大于0.1,說明我們無法拒絕工具變量符合外生性條件的原假設[41]。因此我們采用的工具變量能夠有效處理內生性的影響,從而更準確地估計受訪者童年期家庭經濟狀況對健康的長期影響。

四、結論與建議

健康中國戰(zhàn)略力求覆蓋全生命周期,實現從胎兒到生命終點的全程健康保障,全面維護人民健康。本文基于中國健康與養(yǎng)老追蹤調查數據,控制樣本的基本人口學特征、童年期家庭經濟狀況的間接指標后,探討童年期家庭經濟狀況對個體健康的長期影響。通過“受訪者母親是否是文盲、 受訪者父母當中是否有黨員”這兩個工具變量處理內生性后發(fā)現,童年期家庭經濟狀況較差的個體中老年期ADL能力和IADL能力較好。引入醫(yī)療保險做進一步研究的結果表明:①首份工作的醫(yī)保類型對個體健康狀況具有長期影響,老農合參保者現階段的ADL和IADL能力皆較差;②參加社會醫(yī)療保險時年齡越大個體現階段的IADL能力越差,而ADL能力無顯著差異。基于以上實證分析結果,并結合我國實際情況,本文提出以下政策建議:

表4 童年期家庭經濟狀況對健康影響的2SLS回歸結果

注：括號內為參照組和系數標準誤;表中值為0.000實際并不等于0,只是數值過小,保留小數點后三位所致; *P<0.1, **P<0.05, ***P<0.01。

第一,健康中國戰(zhàn)略的發(fā)展須關注低收入家庭中的下一代。雖然本文研究結果驗證了“收斂假定”,即不同童年期家庭經濟狀況群體間的健康差異在老年時期不斷縮小。但我們應注意到,因20世紀中國的特殊國情特別是建國后所實施的集體主義和平均主義政策,同一社區(qū)/村不同家庭間經濟狀況的差別不會過大,可能導致經濟不平等的健康不平等效應在本文中并未體現出來。而童年期家庭經濟狀況較差的間接指標,即“童年期父母雙方務農或無工作、童年期有過一段時間吃不飽飯經歷”,卻表明這部分群體中老年期的身體健康狀況較差,即經濟不平等帶來的健康不平等效應是存在的,并具有長期性。因此,無論是享受精準扶貧政策的家庭還是低收入家庭中的兒童,他們未來中老年期的身體健康狀況可能較差,這需要黨和政府尤其關注。建議為這部分家庭中的兒童提供科學合理的健康教育和保健措施,提高其身體機能,減弱乃至避免健康劣勢的累積。同時,對于貧困以及低收入家庭中的成年人,由于其健康劣勢已經累積,公共政策應積極回應如何避免這部分群體健康劣勢的繼續(xù)累積,使他們晚年的身體健康狀況不會過差。具體而言,建議為這部分群體參加商業(yè)醫(yī)療保險等補充醫(yī)療保險制度提供補貼,提高抗風險能力;適當降低這部分人群的醫(yī)保待遇支付門檻,通過降低起付線、提高封頂線、醫(yī)保報銷比例等方式,降低就醫(yī)負擔。

第二,醫(yī)療保障政策的實施要重視老農合、新農合參保者的長期健康。相比于首份工作醫(yī)保類型是公費醫(yī)療的群體,老農合參保者在中老年期的身體健康狀況較差。雖然老農合已經廢止并被新農合所取代,而新農合也與城鎮(zhèn)居民醫(yī)保合并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保,并不斷提高待遇水平,但該制度對個體現階段的身體健康狀況暫無顯著影響。由于未并軌前差異較大的待遇水平、老農合和新農合覆蓋地區(qū)基本衛(wèi)生保健設施缺乏等原因,健康劣勢在這部分參保群體中不斷累積,并造成他們現階段較差的身體健康狀況。全民醫(yī)療保險可以改變以往基本醫(yī)保制度依托的選擇性原則和身份歧視等概念,充分體現普及型、全民性、平等性、健康優(yōu)先等現代福利價值理念[42]。全民醫(yī)保是一個“底線公平”的制度,健康結果公平才是底線公平。其基本標準是弱勢老年人有機會在全民醫(yī)保中獲得與優(yōu)勢老年人更公平的健康結果。這迫切要求轉變我國醫(yī)保的發(fā)展理念,即從過去關注看病、治病的層次上升到包括預防、治療和康復照護在內的全面健康公平[23]。具體而言,建議完善老農合、新農合覆蓋地區(qū)的基礎衛(wèi)生設施,探尋有效的方法加強對參保群體的健康教育;摸索醫(yī)保待遇支付適當向老農合、新農合參保群體傾斜的機制,如通過將定期體檢納入醫(yī)保報銷目錄、注重慢性病管理等措施,避免這部分群體健康劣勢的繼續(xù)累積,緩解其晚年健康狀況的惡化程度。

第三,加強醫(yī)療保險政策與公共衛(wèi)生政策聯動,減緩較大年齡時加入社會醫(yī)療保險群體認知能力的衰退。受訪者加入社會醫(yī)療保險時的年齡對其中老年期的健康狀況具有顯著的長期影響,較大年齡加入醫(yī)保的個體現階段IADL能力較差,ADL能力則無顯著差別。IADL能力主要從做家務、做飯、買東西、管錢、吃藥這五個維度反映個體健康狀況,而這大多與個體的認知能力相關。該量表得分較差意味著受訪者現階段的認知能力較弱,日后更容易出現認知能力下降乃至老年癡呆等問題。建議通過醫(yī)保政策兜底等方式,通過社區(qū)/村醫(yī)療衛(wèi)生機構開展老年癡呆等與認知相關疾病的篩查工作,并重點關注那些加入社會醫(yī)療保險時年齡較大群體,通過有針對性的健康教育、定期認知能力檢查等措施,預防或減緩他們認知能力的衰退狀況。此外,可將與老年認知能力衰退預防方面的服務和藥品納入基本醫(yī)療保險報銷目錄中,以通過積極的醫(yī)保理念增強預防力度。