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    我國20—50歲城鄉(xiāng)居民健康需求及影響因素實證分析

    2016-12-26 14:52:02王方舟馬愛霞
    現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè) 2016年11期
    關(guān)鍵詞:生活習(xí)慣居民變量

    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

    [1]中國統(tǒng)計年鑒[EB/OL].http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/2014/indexch.htm.

    [2]Kaplan,R,M,Anderson,J,P.A general health policy model:update and application[J].Health Services Reseach,1988,23(2):203-235.

    [3]趙忠,侯振剛.我國城鎮(zhèn)居民的健康需求與Grossman模型——來自截面的數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟研究,2005,(10):79-90.

    [4]Grossman,Michael.On the Concept of Health Capital and the Demand for Health[J].Journal of Political Economics,1972,(2):223-255.

    [5]Wagstaff,A.The Demand for Health:An Empirical Reformulation of the Grossman Model[J].Health Economics,1993,(2):189-198.

    [6]樊明.健康經(jīng)濟學(xué)——健康對勞動力市場表現(xiàn)的影響[M].北京:社會科學(xué)文獻出版社,2002,(1).

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