• <tr id="yyy80"></tr>
  • <sup id="yyy80"></sup>
  • <tfoot id="yyy80"><noscript id="yyy80"></noscript></tfoot>
  • 99热精品在线国产_美女午夜性视频免费_国产精品国产高清国产av_av欧美777_自拍偷自拍亚洲精品老妇_亚洲熟女精品中文字幕_www日本黄色视频网_国产精品野战在线观看 ?

    中國(guó)人口健康分布的時(shí)空變化與影響因素

    2017-04-25 15:50:53楊振劉會(huì)敏王曉霞
    世界地理研究 2017年2期
    關(guān)鍵詞:時(shí)空變化收斂性影響因素

    楊振 劉會(huì)敏 王曉霞

    摘 要:該文利用最近3次人口普查獲得的資料,對(duì)我國(guó)省級(jí)層面的人口健康分布的時(shí)空變化特征與影響因素進(jìn)行分析。結(jié)果表明:1)近20年我國(guó)居民總體的健康狀況得到較大改善,但人均預(yù)期壽命存在明顯的省際差異,呈現(xiàn)西部較低、中部次之、東部最高的空間梯度特征,差異程度隨時(shí)間不斷降低;2)各地區(qū)健康分布并非表現(xiàn)出完全的隨機(jī)性,而是在總體上呈現(xiàn)出一定的空間集聚趨勢(shì),但集聚趨勢(shì)隨時(shí)間變化有所弱化;3)地區(qū)人均預(yù)期壽命的增加速度與初始水平負(fù)相關(guān),初始水平較低的地區(qū)增速普遍高于初始水平較高的省區(qū),空間收斂趨勢(shì)明顯;4)人均GDP、食物支出占比、森林覆蓋率與廢水處理達(dá)標(biāo)率等指標(biāo)較高的地區(qū)的預(yù)期壽命相對(duì)較高,城市化的快速推進(jìn)與醫(yī)療設(shè)施稟賦變化對(duì)人口健康的凈效應(yīng)總體為負(fù)。

    關(guān)鍵詞:健康分布;時(shí)空變化;空間關(guān)聯(lián);收斂性;影響因素

    中圖分類(lèi)號(hào):K901.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

    人口健康分布存在明顯的地區(qū)差異,例如美洲、歐洲和西太平洋地區(qū)的人均預(yù)期壽命目前已普遍達(dá)到76歲,而非洲僅56歲,其中的中非和剛果共和國(guó)不足50歲[1]。一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的健康水平與當(dāng)?shù)氐淖匀环A賦和環(huán)境質(zhì)量密切相關(guān),適量的日照、清潔的空氣、宜人的氣候、潔凈的水源等因素對(duì)控制人體生物節(jié)律、保持正常代謝、增強(qiáng)免疫功能、促進(jìn)生長(zhǎng)發(fā)育等具有積極作用;伴隨快速工業(yè)化、城市化而來(lái)的廢水、廢氣與廢渣的過(guò)量排放,超過(guò)了自然系統(tǒng)的消納能力,將造成短期或長(zhǎng)期的健康損害。在生命周期中,除年齡外,環(huán)境污染是影響健康折舊率的重要因素,污染嚴(yán)重地區(qū)的居民普遍面臨著健康存量加速折舊的沖擊。政府增加針對(duì)污染的治理投入則有助于預(yù)防和減少疾病、降低死亡率和增加預(yù)期壽命[2]。一些研究還發(fā)現(xiàn),區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平、生活習(xí)慣、醫(yī)療服務(wù)、文化教育等人文因素與人口健康也有較高的相關(guān)性,其原因可能在于,經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r與社會(huì)總體的食品供給保障、公共衛(wèi)生建設(shè)、生態(tài)環(huán)境保護(hù)投入等密切相關(guān),人均GDP較高的國(guó)家或地區(qū)健康水平往往較高,而貧窮地區(qū)能夠用于國(guó)民健康的資源往往捉襟見(jiàn)肘[3]。然而,部分學(xué)者也注意到,一些發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的居民因不良生活習(xí)慣和生活方式,引發(fā)了較多的肥胖病、冠心病、糖尿病、脂肪肝等“富裕病”,非感染性疾病已成為這些地區(qū)人口死亡的重要原因[1]。醫(yī)療保健與衛(wèi)生服務(wù)對(duì)預(yù)防和治療疾病、提升健康有積極作用,但實(shí)證研究中也經(jīng)常發(fā)現(xiàn)醫(yī)療稟賦較好地區(qū)的發(fā)病率、死亡率也較高,預(yù)期壽命與醫(yī)療投入水平負(fù)相關(guān)[4]。居民受教育水平通過(guò)就業(yè)機(jī)會(huì)、工作環(huán)境、收入水平、心理狀態(tài)等中介變量對(duì)健康產(chǎn)生影響,教育鴻溝的出現(xiàn)會(huì)在一定程度上擴(kuò)大不同種族、地區(qū)的健康差距[5]。

    改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)城鄉(xiāng)居民健康狀況得到明顯改善,學(xué)界關(guān)于健康問(wèn)題的理論研究正處于蓬勃發(fā)展的起步階段。綜合而言,當(dāng)前關(guān)于人口健康分布的相關(guān)成果中既有對(duì)某一區(qū)域各時(shí)期健康水平的縱向比較研究[6],也不乏一些地區(qū)之間健康水平的橫向比較分析[7],但比較缺乏從縱、橫兩個(gè)維度聯(lián)合起來(lái)的時(shí)空變化分析成果,對(duì)全國(guó)各地區(qū)健康分布變化的未來(lái)趨勢(shì)尚沒(méi)有一個(gè)清晰的總體判斷,對(duì)相關(guān)因素的影響作用總體上還處于經(jīng)驗(yàn)認(rèn)知水平上。基于此,本研究以我國(guó)最近3次人口普查數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),構(gòu)建空間關(guān)聯(lián)模型和收斂性檢驗(yàn)?zāi)P?,?duì)1990年以來(lái)各地區(qū)健康分布的時(shí)空變化特征與變化趨勢(shì)進(jìn)行研究,同時(shí)利用主成分回歸方法探討健康分布的影響因素與作用機(jī)制,為我國(guó)醫(yī)療資源配置與健康地理學(xué)創(chuàng)新研究提供參考依據(jù)。

    1 研究思路與方法

    1.1 健康指標(biāo)選擇

    由于人口健康的概念內(nèi)涵非常豐富,目前尚沒(méi)有一個(gè)獨(dú)立的指標(biāo)能完全概括它應(yīng)包含的所有方面,通常使用一個(gè)或幾個(gè)指標(biāo)來(lái)描述它的一些主要特征。例如,F(xiàn)ogel和Arora分別使用社會(huì)總營(yíng)養(yǎng)水平、成年人身高作為地區(qū)健康的代理變量,世界衛(wèi)生組織將經(jīng)殘疾率校正的預(yù)期壽命和兒童死亡率作為評(píng)測(cè)國(guó)家和地區(qū)總體健康水平的指標(biāo),聯(lián)合國(guó)則采用預(yù)期壽命、嬰兒死亡率、兒童死亡率3個(gè)指標(biāo)。世界衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)報(bào)告指出,人口死亡率及根據(jù)死亡率計(jì)算的預(yù)期壽命能夠較好地反映一個(gè)國(guó)家或地區(qū)人口的整體健康狀況。國(guó)內(nèi)的一些研究也主要使用預(yù)期壽命、死亡率衡量地區(qū)健康水平。參考上述成果并基于資料限制,本研究使用出生時(shí)平均預(yù)期壽命作為衡量全國(guó)及各地區(qū)健康水平的表征指標(biāo)。人口出生時(shí)平均預(yù)期壽命反映了地區(qū)新出生人口平均預(yù)期可存活的年數(shù),是假設(shè)當(dāng)前分年齡死亡率保持不變的條件下同一時(shí)期出生的人預(yù)期能夠繼續(xù)生存的平均年數(shù)。該指標(biāo)包含了死亡率的大部分信息,簡(jiǎn)單明了,并且可以從國(guó)家人口普查資料中獲得相關(guān)數(shù)據(jù)。

    1.2 空間集聚性判定

    空間集聚性是健康分布的重要性質(zhì),描述了與地理位置相關(guān)的健康數(shù)據(jù)之間的空間聯(lián)系特征,這里引入全局Moran's I指數(shù)的計(jì)算和檢驗(yàn)來(lái)完成[8]。該指數(shù)的取值范圍為[-1,1],計(jì)算方法如式(1)所示,其中xi、xj為地區(qū)i、j的人口出生時(shí)平均預(yù)期壽命, ■為x的全國(guó)均值,wij為空間鄰接矩陣的元素,表示各地區(qū)之間的地理鄰接關(guān)系,確定方法見(jiàn)式(2),其中的n為地區(qū)個(gè)數(shù)。基于正態(tài)分布假設(shè),對(duì)Moran's I指數(shù)通常采用其標(biāo)準(zhǔn)化的統(tǒng)計(jì)量Z(I)檢驗(yàn)n個(gè)地區(qū)之間是否存在顯著的空間集聚趨勢(shì)。當(dāng)Z(I)為正且顯著時(shí),表明健康分布存在正的空間自相關(guān),意味著預(yù)期壽命相似的地區(qū)趨于空間集聚,在地理空間上形成一個(gè)或多個(gè)明顯的高值集聚區(qū)或低值集聚區(qū);當(dāng)Z(I)為負(fù)且顯著時(shí),表示預(yù)期壽命相似的地區(qū)趨于分散分布;Z(I)為零則表示預(yù)期壽命觀測(cè)值呈獨(dú)立隨機(jī)分布。

    Moran′s I = ■ (1)

    w■=1 地區(qū)i和j鄰接0 其他 (2)

    1.3 變化收斂性檢驗(yàn)

    人口健康分布變化收斂性檢驗(yàn)的實(shí)質(zhì)是確定預(yù)期壽命初始水平較低的地區(qū)是否具有比高壽區(qū)更高的增長(zhǎng)率,以此判斷不同地區(qū)的健康水平未來(lái)是否存在所謂的趨同趨勢(shì),亦即收斂趨勢(shì)。借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中的收斂性檢驗(yàn)方法[9],本文構(gòu)建的健康分布變化的收斂性檢驗(yàn)?zāi)P腿缡剑?)所示,其中xit表示地區(qū)i在考察期初t的人口平均預(yù)期壽命,xiT表示地區(qū)i在考察期末T的平均預(yù)期壽命,t-T為考察時(shí)段;α為常數(shù),b為收斂系數(shù)。若b小于0,表示地區(qū)人均預(yù)期壽命的增長(zhǎng)速度與其初始水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明初始水平較低地區(qū)的預(yù)期壽命增速快于水平較高的地區(qū),各地區(qū)人口預(yù)期壽命差異存在隨時(shí)間減小的趨勢(shì),即收斂趨勢(shì)。若b大于或等于0,表示各地區(qū)預(yù)期壽命變化不存在收斂趨勢(shì),而呈現(xiàn)發(fā)散態(tài)勢(shì)。

    ■ln■=a+blnxit+?著it (3)

    2 研究結(jié)果與分析

    2.1 人口健康分布的差異特征

    根據(jù)1990、2000、2010年全國(guó)人口普查資料,3個(gè)年份全國(guó)尺度的出生時(shí)平均預(yù)期壽命分別為68.55歲、71.40歲、74.83歲,20年增長(zhǎng)了6.28歲,年均增長(zhǎng)0.31歲。這一增速無(wú)論與發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家相比都不遜色。在省區(qū)尺度上,各地區(qū)預(yù)期壽命均有所增長(zhǎng),但增幅存在明顯差異。表1顯示,1990年預(yù)期壽命最小值出現(xiàn)在西藏,為59.64歲,最大值出現(xiàn)在上海,為74.90歲,二者相差15.26歲,各地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)差為3.49歲。相比于1990年,2000、2010年的預(yù)期壽命最小值分別增長(zhǎng)到64.37歲(西藏)、68.17歲(西藏),最大值增長(zhǎng)到78.14歲(上海)、80.26(上海),極差則減少為13.77歲、12.09歲,標(biāo)準(zhǔn)差縮小到3.14歲、2.70歲。由此可見(jiàn),20年間我國(guó)人口整體的預(yù)期壽命在大幅提升的同時(shí),省區(qū)層面的差異在不斷縮小。對(duì)全國(guó)3大地帶進(jìn)行分區(qū)統(tǒng)計(jì),發(fā)現(xiàn)1990年?yáng)|部各省份的預(yù)期壽命均值為71.41歲,中、西部分別為67.98、65.30歲,2000、2010年?yáng)|、中、西部預(yù)期壽命均值則分別達(dá)到為74.21、71.40、68.42歲與77.28、75.08、72.62歲,均呈現(xiàn)明顯的“東部較高、中部居中、西部最低”的空間梯度差異特征。從3大地帶之間的差異看,除2000年的中、西部差異比1990年稍大外,其他年份各地帶之間的差異均呈現(xiàn)出不斷縮小的特點(diǎn)(表1)。

    為進(jìn)一步考察不同地區(qū)健康水平的時(shí)空對(duì)比關(guān)系,將3個(gè)年份所有的樣本數(shù)據(jù)作為分類(lèi)對(duì)象進(jìn)行空間聚類(lèi)分析。利用常用的K-means距離聚類(lèi)法,根據(jù)中心值65.6491、71.1823、75.8690將所有樣本劃分為3個(gè)類(lèi)型組,分別命名為預(yù)期壽命低水平組、中水平組和高水平組,結(jié)果如表2所示。顯示2010年的西藏、2000年的貴州、云南、西藏、甘肅、青海、新疆與1990年的吉林、黑龍江、江西等合計(jì)22個(gè)省份同屬于低水平組,說(shuō)明這些省區(qū)的健康水平處于較低層次,意味著2010年西藏的預(yù)期壽命僅相當(dāng)于貴州、云南等省份2000年的水平以及吉林、黑龍江、江西等省份1990年的水平。低水平組內(nèi)多為1990年的中、西部省份與2000年的西部省份,無(wú)東部省份。中水平組內(nèi)的樣本相對(duì)多樣,三大地帶內(nèi)3個(gè)年份的省份均有涉及,但總體上以1990年的東部省份、2000年中、西部省份和2010年的西部省份為主。高水平組則以2010年的中、東部省份為主,西部省區(qū)較少,明顯反映了西部地區(qū)健康水平落后于中、東部的時(shí)空特征。

    2.2 人口健康分布的變化趨勢(shì)

    根據(jù)式(1)、(2)計(jì)算3個(gè)年份的Moran's I指數(shù),發(fā)現(xiàn)1990年各地區(qū)預(yù)期壽命的Moran's I指數(shù)為0.5443,且通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn),表明我國(guó)人口預(yù)期壽命存在顯著的正向自相關(guān),說(shuō)明從統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上看,各地區(qū)健康水平分布并非表現(xiàn)出完全的隨機(jī)性,而是在宏觀上呈現(xiàn)出一定的空間集聚趨勢(shì),健康水平較高的省區(qū)相對(duì)地趨向于和較高水平的省區(qū)相鄰,健康水平較低的省區(qū)相對(duì)地趨向于和較低水平的省區(qū)相鄰。2000、2010年預(yù)期壽命的Moran's I指數(shù)分別減少到0.5136、0.4399,且均通過(guò)5%的檢驗(yàn),說(shuō)明這兩個(gè)年份的健康分布也存在明顯的空間集聚趨勢(shì),但與1990年相比集聚性降低,分散化趨勢(shì)相對(duì)增強(qiáng)。

    根據(jù)公式(3)對(duì)1990年~2000年、2000年~2010年、1990年~2010年3個(gè)時(shí)段的人口預(yù)期壽命的收斂性進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如表3所示。1990年~2000年時(shí)段檢驗(yàn)方程的F值為12.075,說(shuō)明該方程在5%的置信水平下顯著;R2為0.294,表明預(yù)期壽命年均增長(zhǎng)變化的29.4%可以由其初始水平進(jìn)行解釋?zhuān)皇諗肯禂?shù)b為-0.021,小于0且通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn),表明初始水平較低地區(qū)的預(yù)期壽命增速快于水平較高的地區(qū),初始水平較高的地區(qū)的預(yù)期壽命增速慢于水平較低的地區(qū),兩類(lèi)地區(qū)的預(yù)期壽命差異存在隨時(shí)間而減小的趨勢(shì),最終會(huì)趨同或收斂于某一較高水平。對(duì)2000年~2010年的收斂性進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),相對(duì)于前一時(shí)段,預(yù)期壽命初始值對(duì)其增長(zhǎng)率變化的貢獻(xiàn)度進(jìn)一步加大,由29.4%增加到55.3%,輸出方程的顯著性也有所增強(qiáng)。但收斂系數(shù)b的絕對(duì)值有所降低,由前一時(shí)段的0.021降低到0.020。就1990年~2010年全時(shí)段的總體情況看,收斂系數(shù)b為-0.018,收斂速度稍低于兩個(gè)分時(shí)段。不同地區(qū)健康水平存在收斂性的主要原因可能在于:第一,人類(lèi)的健康發(fā)展水平有著嚴(yán)格的生物學(xué)極限,預(yù)期壽命不可能無(wú)限提高,存在所謂的“天花板”效應(yīng)。第二,近些年各地區(qū)健康水平普遍達(dá)到較高水平,經(jīng)濟(jì)發(fā)展、醫(yī)療進(jìn)步、營(yíng)養(yǎng)改善等因素對(duì)健康提升的邊際效應(yīng)開(kāi)始呈現(xiàn)差異化的遞減趨勢(shì),對(duì)低壽區(qū)人口的促進(jìn)效應(yīng)較大,高壽區(qū)較小,由此導(dǎo)致了不同地區(qū)健康提升速度的差異,引致預(yù)期壽命的趨同。

    2.3 人口健康分布的影響因素

    現(xiàn)代健康觀認(rèn)為,人口健康受到多種因素的影響,與當(dāng)?shù)氐淖匀?、人文條件密切相關(guān)[10]。根據(jù)Grossman提出的健康生產(chǎn)函數(shù)并考慮數(shù)據(jù)的可得性等因素,這里重點(diǎn)從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(x1)、社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r(x2)、居民生活水平(x3)、自然環(huán)境稟賦(x4)、污染處理狀況(x5)、醫(yī)療衛(wèi)生資源(x6)等6個(gè)方面建立人口健康分布的影響因素集。其中,①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用人均GDP表示,單位:元/人,反映一個(gè)地區(qū)的綜合實(shí)力,預(yù)期對(duì)當(dāng)?shù)厝丝诘慕】蛋l(fā)展有正向作用。②社會(huì)發(fā)展?fàn)顩r用人口城市化率表示,單位:%,反映社會(huì)進(jìn)步和文明程度,預(yù)期有正向影響。③居民生活水平用恩格爾系數(shù)表示,單位:%,反映食品消費(fèi)支出在居民總支出中的比重,預(yù)期有負(fù)向影響。④自然環(huán)境稟賦用森林覆蓋率表示,單位:%,良好的生態(tài)環(huán)境有利于增強(qiáng)體質(zhì)和減少疾病,因此預(yù)期有正向影響。⑤污染處理狀況用廢水排放達(dá)標(biāo)率表示,單位:%,預(yù)期有正向影響。⑥醫(yī)療衛(wèi)生資源用每萬(wàn)人擁有的醫(yī)療病床數(shù)表示,單位:張/萬(wàn)人,預(yù)期有正向影響。

    基于最小二乘方法(OLS)的回歸估計(jì)是當(dāng)前廣泛使用的影響因素研究方法。但是,由于上述6類(lèi)因素指標(biāo)間存在意義上的重疊,直接使用這一方法將嚴(yán)重?cái)U(kuò)大模型誤差并破壞模型的穩(wěn)健性。主成分回歸方法能有效克服這一缺陷,首先對(duì)6個(gè)自變量做主成分分析,提取全部主成分Fj(j=1,2,…,6)與因變量進(jìn)行回歸建模,如式(4)所示。然后,采用OLS方法進(jìn)行估計(jì)并逐步刪除t檢驗(yàn)不顯著的主成分,僅保留通過(guò)檢驗(yàn)的主成分。顯然,這些相互直交的主成分避免了在一般回歸參數(shù)估計(jì)時(shí)使用OLS方法的困難,并且由于各主成分均為原自變量的線性組合,轉(zhuǎn)換后可以得到關(guān)于原自變量與因變量的映射關(guān)系,如式(5)所示。

    y=a+?滋1F1+ ?滋2F2+…+?滋6F6+?著 (4)

    y=?茁+r1■1+r2■2…+r6■6+?濁 (5)

    為增加模型估計(jì)的穩(wěn)健型,反映近20年的總體狀況,這里使用1990、2000、2010年3個(gè)年份預(yù)期壽命的平均值作為因變量y,以3個(gè)年份的人均GDP、人口城市化率、恩格爾系數(shù)、森林覆蓋率、廢水達(dá)標(biāo)率、萬(wàn)人病床數(shù)指標(biāo)的平均值■1、■2、■3、■4、■5、■6作為自變量,進(jìn)行建模分析。結(jié)果顯示,最終有第二、六主成分在5%的水平上通過(guò)檢驗(yàn),相應(yīng)的估計(jì)方程為y=64.034+0.064F2+0.024F6,方程F值為38.014,調(diào)整的R2為0.705,表示方程在1%的水平上顯著,且兩個(gè)主成分能夠解釋健康分布差異的70.5%(表4)。

    變量代換后,健康分布關(guān)于原自變量■■(i=1,2,…,6)的回歸系數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5??梢园l(fā)現(xiàn),■1、■3、■4、■5四個(gè)指標(biāo)的回歸系數(shù)為正值,說(shuō)明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、食物消費(fèi)、自然環(huán)境、污染防治指標(biāo)變量對(duì)人口預(yù)期壽命有正向影響,在控制其他因素保持不變的情況下,這4個(gè)指標(biāo)每提高1個(gè)百分點(diǎn)將推動(dòng)人口預(yù)期壽命分別增加0.030%、0.36%、5.83%、3.52%。其中,■1、■4、■5的影響方向符合預(yù)期,■3的影響方向與預(yù)期相左。其原因可能是,食物是維持人體健康最核心的物質(zhì)基礎(chǔ),當(dāng)前我國(guó)居民的營(yíng)養(yǎng)攝取普遍處于中、低水平的供需平衡狀態(tài),家庭在食物消費(fèi)方面的支出比重越大(即恩格爾系數(shù)越大),在一定程度上表示人口的總營(yíng)養(yǎng)水平較高,相應(yīng)的健康水平也越高。

    ■2、■6兩個(gè)指標(biāo)的回歸系數(shù)為負(fù)值,說(shuō)明人口城市化水平越高、每萬(wàn)人擁有的病床數(shù)越多,人口預(yù)期壽命反而越低,這種情況與大部分人的經(jīng)驗(yàn)性認(rèn)識(shí)相悖。我們認(rèn)為,城市化指標(biāo)效應(yīng)為負(fù)的原因可能是,我國(guó)當(dāng)前大部分地區(qū)的城市化水平尚處于較低層次,城市地區(qū)普遍存在交通擁擠、住房緊張、社保不健全、工作壓力高、環(huán)境污染大等現(xiàn)象,人口常住地的轉(zhuǎn)變沒(méi)有給地區(qū)總體帶來(lái)更高的健康保障。也就是說(shuō),城市化雖然能夠使人們獲得更好的醫(yī)療保健服務(wù)和產(chǎn)品,但城市化快速推進(jìn)所激發(fā)的健康損害大大削弱了其積極效應(yīng),導(dǎo)致健康凈效應(yīng)總體為負(fù)。同時(shí),根據(jù)Grossman模型,隨著醫(yī)療設(shè)施和衛(wèi)生服務(wù)的增加,居民健康需求和健康水平一般也會(huì)提高。但如果相對(duì)于居民收入而言,醫(yī)療服務(wù)因收費(fèi)過(guò)高對(duì)大部分人產(chǎn)生明顯的需求抑制時(shí),它們對(duì)健康生產(chǎn)的邊際效益可能趨于零,部分地區(qū)甚至因?yàn)橘Y源浪費(fèi)、使用不公或使用效率低下等原因?qū)е聦?duì)人群總體的健康貢獻(xiàn)為負(fù),從而在總體上產(chǎn)生醫(yī)療改善與健康提升的負(fù)相關(guān)現(xiàn)象。這種情況在一定程度上反映了我國(guó)近年來(lái)的醫(yī)療衛(wèi)生體制改革現(xiàn)狀,改革方向一直在市場(chǎng)化和公益化兩種傾向之間搖擺,群眾看病難、看病貴的問(wèn)題一直沒(méi)能得到徹底解決。從總體上看,上述6類(lèi)因素對(duì)健康分布的影響系數(shù)(絕對(duì)值)都比較小,說(shuō)明這些因素的影響方向尚存在變化的可能,與人群健康的關(guān)系具有一定的可變性,這需要在不同時(shí)空背景下進(jìn)一步深入研究。

    3 結(jié)論與討論

    人口健康在多種因素影響下具有明顯的時(shí)空動(dòng)態(tài)性,本文研究發(fā)現(xiàn):第一,近20年我國(guó)居民總體的健康狀況得到較大改善,但人均預(yù)期壽命存在明顯的省際差異,呈現(xiàn)西部較低、中部次之、東部最高的空間梯度特征,差異程度隨時(shí)間不斷降低;第二,各地區(qū)健康分布并非表現(xiàn)出完全的隨機(jī)性,而是在總體上呈現(xiàn)出一定的空間集聚趨勢(shì),但集聚趨勢(shì)隨時(shí)間變化有所弱化;第三,地區(qū)人均預(yù)期壽命的增加速度與初始水平負(fù)相關(guān),初始水平較低的地區(qū)增速普遍高于初始水平較高的省區(qū),空間收斂趨勢(shì)明顯;第四,人均GDP、食物支出占比、森林覆蓋率與廢水處理達(dá)標(biāo)率等指標(biāo)較高的地區(qū)的預(yù)期壽命相對(duì)較高,城市化的快速推進(jìn)與醫(yī)療設(shè)施稟賦變化對(duì)人口健康的凈效應(yīng)總體為負(fù)。

    上述結(jié)論為我國(guó)衛(wèi)生體制改革、醫(yī)療資源配置提供了部分依據(jù),提示我們?cè)陬A(yù)期壽命的高、低集聚區(qū)應(yīng)分別采取不同的應(yīng)對(duì)措施,在醫(yī)療保健、社會(huì)保障、養(yǎng)老保險(xiǎn)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、退休年齡、婚育政策等方面進(jìn)行差別化設(shè)計(jì),因地制宜;預(yù)期壽命具有明顯的收斂性,意味著各地區(qū)未來(lái)均有步入老齡化社會(huì)的趨勢(shì),當(dāng)前應(yīng)未雨綢繆,盡早從總體上謀劃一條符合中國(guó)國(guó)情的衛(wèi)生體制和資源配置模式。另外,在小康社會(huì)建設(shè)中還應(yīng)始終牢固樹(shù)立以人為本的理念,進(jìn)一步理清相關(guān)因素的健康效應(yīng)機(jī)制,保證城市化快速推進(jìn)過(guò)程不得損害生態(tài)環(huán)境質(zhì)量,努力增加居民收入和營(yíng)養(yǎng)供給,大力提升醫(yī)療設(shè)施規(guī)模和質(zhì)量,堅(jiān)持衛(wèi)生體制改革的公益化方向,不斷提升國(guó)民健康福利。

    參考文獻(xiàn):

    [1] 茍曉霞. 世界各國(guó)預(yù)期壽命差異及影響因素定量分析[J]. 南京人口管理學(xué)院學(xué)報(bào),2013,29(3):31-36.

    [2] 于曉薇,胡宏偉,吳振華. 我國(guó)城市居民健康狀況及影響因素研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2010,20(2):151-156.

    [3] 蔣萍,田成詩(shī),尚紅云. 人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 中國(guó)人口科學(xué), 2008(5):44-51.

    [4] 林相森,艾春榮. 對(duì)中國(guó)醫(yī)療服務(wù)利用不平等問(wèn)題的實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 中國(guó)人口科學(xué), 2009(3):86-112.

    [5] 邱俊杰,李承政. 人口年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)與居民消費(fèi)[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境, 2014, 24(2):125-131.

    [6] 陳心廣,王培剛. 中國(guó)杜會(huì)變遷與國(guó)民健康動(dòng)態(tài)變化[J]. 中國(guó)人口科學(xué),2014(2):63-73.

    [7] 劉會(huì)敏,牛叔文,楊振. 中國(guó)人口死亡水平的空間統(tǒng)計(jì)分析[J]. 中國(guó)人口科學(xué),2008(1):44-52.

    [8] Anselin L. Local indicators of spatial association analysis-LISA[J]. Geographical Analysis,1995,27(2):93-115.

    [9] 韓海彬,趙麗芬. 環(huán)境約束下中國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)及收斂分析[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2013,23(3):70-76.

    [10] 陳明華,郝國(guó)彩. 中國(guó)人日老齡化地區(qū)差異分解及影響因素研究[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2014,24(4):136-141.

    [11] 牛建林. 人口流動(dòng)對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)居民健康差異的影響[J]. 中國(guó)社會(huì)科學(xué),2013(2):46-63.

    Spatio-temporal variations of population health distribution in China and its influencing factors

    YANG Zhen, LIU Hui-min, WANG Xiao-xia

    (1. College of Urban and Environmental Sciences, Central China Normal University, Wuhan 430079, China; 2. Key Laboratory of Geological Process Analysis and Simulation of Hubei Province, Wuhan 430079, China)

    Abstract: Using the recent three census data, this paper analyzed the spatial and temporal variations of provincial distribution of population health in China and its influencing factors. The results showed that: 1) Chinese residents' overall health has been improved in the past 20 years, but the provincial average life expectancy was significantly different, which present the gradient decrease trend from the east area to the western area. 2) The regional distribution of health is not completely random. It shows the spatial agglomeration trend on the whole, although the agglomeration trend have weakened. 3) The increasing rate of regional life expectancy is negatively related to the initial level, which means that the increasing rate of low initial-level provinces are higher than those of the high initial-level provinces. And the provincial health disparities is decreasing. 4) The principal components regression showed that per capita GDP, food expenditure rate, the forest coverage rate, the effluent treatment rate and other indicators are the main factors influencing the regional life expectancy. Due to urbanization, the problems such as traffic congestion, environmental pollution, marketization of medical reform has resulted in difficulty and high cost of treatment, which explains why the index of urbanization and medical facilities are negatively related to local health level.

    Key words: health distribution; spatial and temporal changes; space correlation; convergence; influencing factor

    猜你喜歡
    時(shí)空變化收斂性影響因素
    Lp-混合陣列的Lr收斂性
    END隨機(jī)變量序列Sung型加權(quán)和的矩完全收斂性
    基于主成分分析法及熵值法結(jié)合的耕地集約利用時(shí)空變化
    商(2016年29期)2016-10-29 11:10:35
    環(huán)衛(wèi)工人生存狀況的調(diào)查分析
    農(nóng)業(yè)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)需求影響因素分析
    商(2016年27期)2016-10-17 07:09:07
    村級(jí)發(fā)展互助資金組織的運(yùn)行效率研究
    商(2016年27期)2016-10-17 04:40:12
    基于系統(tǒng)論的煤層瓦斯壓力測(cè)定影響因素分析
    科技視界(2016年20期)2016-09-29 13:45:52
    江蘇經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異時(shí)空變化研究
    南海聲速主躍層的時(shí)空分布
    行為ND隨機(jī)變量陣列加權(quán)和的完全收斂性
    精品久久久久久久久久久久久| 欧美精品一区二区大全| 伊人久久国产一区二区| 51国产日韩欧美| 在线免费十八禁| 一级毛片 在线播放| 22中文网久久字幕| 97超碰精品成人国产| 国产乱来视频区| av国产久精品久网站免费入址| 一级片'在线观看视频| 亚洲av国产av综合av卡| 国产成人freesex在线| 久久久a久久爽久久v久久| 97精品久久久久久久久久精品| 一二三四中文在线观看免费高清| 亚洲精品色激情综合| 深夜a级毛片| 国产熟女欧美一区二区| 久久久欧美国产精品| 久久久久久久国产电影| 男人和女人高潮做爰伦理| 一个人免费在线观看电影| 亚洲av男天堂| 自拍偷自拍亚洲精品老妇| 国产av在哪里看| 2021天堂中文幕一二区在线观| 欧美区成人在线视频| 中国美白少妇内射xxxbb| av专区在线播放| 乱码一卡2卡4卡精品| 超碰97精品在线观看| 午夜爱爱视频在线播放| 午夜老司机福利剧场| 久久久久久久午夜电影| 精品久久久久久久久av| 久久久久久久久大av| 看非洲黑人一级黄片| 亚洲真实伦在线观看| 亚洲精品乱码久久久久久按摩| 国产老妇女一区| 看免费成人av毛片| 18+在线观看网站| 免费观看精品视频网站| 欧美高清性xxxxhd video| 亚洲天堂国产精品一区在线| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 麻豆精品久久久久久蜜桃| 免费黄色在线免费观看| 亚洲av免费高清在线观看| 一级毛片我不卡| av卡一久久| 好男人视频免费观看在线| 青青草视频在线视频观看| 午夜激情久久久久久久| 婷婷色综合大香蕉| 婷婷色综合大香蕉| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 亚洲av.av天堂| 国产成人免费观看mmmm| 日韩人妻高清精品专区| 国产av在哪里看| 热99在线观看视频| 美女大奶头视频| 亚洲精品成人久久久久久| 日本wwww免费看| 日日撸夜夜添| 日韩av免费高清视频| 深爱激情五月婷婷| 成人无遮挡网站| 97超视频在线观看视频| 97超视频在线观看视频| 日日撸夜夜添| 国产三级在线视频| 黄片wwwwww| 久久久久久伊人网av| 我的女老师完整版在线观看| 有码 亚洲区| 日韩三级伦理在线观看| 亚洲怡红院男人天堂| 中文欧美无线码| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 亚洲精品日韩在线中文字幕| 久久国产乱子免费精品| 一区二区三区高清视频在线| 男的添女的下面高潮视频| 国产女主播在线喷水免费视频网站 | 久久久久九九精品影院| 成人无遮挡网站| 最近2019中文字幕mv第一页| 欧美 日韩 精品 国产| 亚洲国产日韩欧美精品在线观看| 国产精品一区二区性色av| 久久精品人妻少妇| 精品人妻视频免费看| 26uuu在线亚洲综合色| 色吧在线观看| 久久久国产一区二区| 极品教师在线视频| 麻豆乱淫一区二区| 精品久久久久久成人av| 久久这里有精品视频免费| 观看免费一级毛片| 国产精品蜜桃在线观看| 99热全是精品| 国产成人aa在线观看| 国产精品熟女久久久久浪| 欧美成人一区二区免费高清观看| 好男人视频免费观看在线| 成人无遮挡网站| 天堂俺去俺来也www色官网 | 特级一级黄色大片| av在线亚洲专区| 欧美97在线视频| 乱码一卡2卡4卡精品| 亚洲精品乱码久久久v下载方式| 欧美3d第一页| 日韩 亚洲 欧美在线| 禁无遮挡网站| 欧美zozozo另类| 嫩草影院新地址| 91久久精品国产一区二区成人| 性插视频无遮挡在线免费观看| 亚洲婷婷狠狠爱综合网| 美女内射精品一级片tv| 国精品久久久久久国模美| 最近中文字幕高清免费大全6| 亚洲最大成人av| 99九九线精品视频在线观看视频| 亚洲最大成人av| 亚洲最大成人av| 激情 狠狠 欧美| 偷拍熟女少妇极品色| av在线天堂中文字幕| 听说在线观看完整版免费高清| 国产视频首页在线观看| av一本久久久久| 国产高清国产精品国产三级 | 国产亚洲av片在线观看秒播厂 | 久久这里有精品视频免费| 天堂影院成人在线观看| 国产在线一区二区三区精| 色尼玛亚洲综合影院| 精品久久久久久久久久久久久| 精品人妻一区二区三区麻豆| 精品国内亚洲2022精品成人| 夜夜爽夜夜爽视频| 一级爰片在线观看| 国产成人a区在线观看| 国产 一区 欧美 日韩| 青春草视频在线免费观看| 免费看不卡的av| 国产精品1区2区在线观看.| 高清午夜精品一区二区三区| 男女啪啪激烈高潮av片| 美女国产视频在线观看| 激情五月婷婷亚洲| 精品一区在线观看国产| 亚洲最大成人av| 成人漫画全彩无遮挡| 日本免费a在线| 日韩av在线大香蕉| 男插女下体视频免费在线播放| 三级毛片av免费| 内地一区二区视频在线| av线在线观看网站| 成人综合一区亚洲| 80岁老熟妇乱子伦牲交| 成人高潮视频无遮挡免费网站| 看免费成人av毛片| 国产有黄有色有爽视频| 男女啪啪激烈高潮av片| 精华霜和精华液先用哪个| 国产av不卡久久| 最后的刺客免费高清国语| 成人二区视频| 日韩电影二区| 国产男女超爽视频在线观看| 亚洲精品亚洲一区二区| 99热网站在线观看| 我要看日韩黄色一级片| 超碰av人人做人人爽久久| 两个人视频免费观看高清| 嫩草影院入口| 禁无遮挡网站| 免费黄色在线免费观看| 亚洲av不卡在线观看| 成人综合一区亚洲| 九草在线视频观看| 日本免费在线观看一区| 午夜福利高清视频| 欧美日韩在线观看h| 777米奇影视久久| 欧美另类一区| 天天躁日日操中文字幕| 国产中年淑女户外野战色| 久久人人爽人人片av| 麻豆av噜噜一区二区三区| 亚洲一区高清亚洲精品| 免费高清在线观看视频在线观看| 亚洲激情五月婷婷啪啪| 国产不卡一卡二| 国产欧美另类精品又又久久亚洲欧美| 国产综合精华液| 国产成人aa在线观看| 国产日韩欧美在线精品| 精品酒店卫生间| 人妻夜夜爽99麻豆av| 菩萨蛮人人尽说江南好唐韦庄| 91久久精品国产一区二区三区| 最后的刺客免费高清国语| 国产精品蜜桃在线观看| 婷婷色av中文字幕| 亚洲国产精品国产精品| 夜夜爽夜夜爽视频| 国产午夜精品论理片| 亚洲av二区三区四区| 国产女主播在线喷水免费视频网站 | 日韩精品青青久久久久久| 日韩中字成人| 在线免费观看的www视频| 国产成人福利小说| 亚洲aⅴ乱码一区二区在线播放| 一区二区三区四区激情视频| 熟女人妻精品中文字幕| 一本一本综合久久| 国产精品熟女久久久久浪| 国产视频内射| 亚洲国产精品国产精品| 久久这里有精品视频免费| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 只有这里有精品99| 亚州av有码| 91在线精品国自产拍蜜月| 高清欧美精品videossex| 国产亚洲一区二区精品| 中文字幕人妻熟人妻熟丝袜美| 中文资源天堂在线| 人体艺术视频欧美日本| 免费观看av网站的网址| 看十八女毛片水多多多| 十八禁网站网址无遮挡 | 天堂av国产一区二区熟女人妻| 天天一区二区日本电影三级| freevideosex欧美| 国产伦精品一区二区三区视频9| 男女国产视频网站| 好男人视频免费观看在线| 亚洲成人久久爱视频| 国产在视频线在精品| 在线播放无遮挡| 午夜福利在线在线| 久久99热这里只有精品18| 啦啦啦中文免费视频观看日本| 婷婷色综合www| 极品少妇高潮喷水抽搐| 搞女人的毛片| 边亲边吃奶的免费视频| 日韩不卡一区二区三区视频在线| 精品久久国产蜜桃| 国产精品久久久久久av不卡| 熟妇人妻不卡中文字幕| 国产伦精品一区二区三区四那| 国产成人精品福利久久| 国产午夜福利久久久久久| 男女边吃奶边做爰视频| 秋霞在线观看毛片| 亚洲天堂国产精品一区在线| 熟妇人妻久久中文字幕3abv| 亚洲av中文av极速乱| 精品午夜福利在线看| videossex国产| 91精品国产九色| 国产精品99久久久久久久久| 国产黄色免费在线视频| 国产亚洲午夜精品一区二区久久 | 99久久中文字幕三级久久日本| 欧美性猛交╳xxx乱大交人| 亚洲成人久久爱视频| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 女人久久www免费人成看片| 街头女战士在线观看网站| 久久久精品欧美日韩精品| 在现免费观看毛片| 国产综合懂色| 欧美日韩综合久久久久久| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 嫩草影院新地址| 亚洲精品第二区| 国产一区有黄有色的免费视频 | 又大又黄又爽视频免费| 国产精品久久久久久av不卡| 色尼玛亚洲综合影院| 伦理电影大哥的女人| 日本与韩国留学比较| 国产精品精品国产色婷婷| 国产黄色视频一区二区在线观看| 黄色欧美视频在线观看| 成年女人看的毛片在线观看| 九色成人免费人妻av| 精品一区二区三区视频在线| 欧美高清性xxxxhd video| 久久久久久久久久成人| 一区二区三区高清视频在线| 听说在线观看完整版免费高清| 超碰97精品在线观看| 欧美日韩综合久久久久久| 成人国产麻豆网| 一级毛片我不卡| 可以在线观看毛片的网站| 午夜日本视频在线| 久久99热这里只频精品6学生| 一级毛片 在线播放| 欧美成人a在线观看| 老女人水多毛片| 亚洲成色77777| 一级毛片 在线播放| 日韩亚洲欧美综合| 老师上课跳d突然被开到最大视频| 亚洲欧美精品自产自拍| 99九九线精品视频在线观看视频| 国产精品嫩草影院av在线观看| 高清毛片免费看| 国产精品1区2区在线观看.| 欧美日韩精品成人综合77777| 在线观看美女被高潮喷水网站| 人妻系列 视频| 国产伦理片在线播放av一区| 午夜福利在线在线| 有码 亚洲区| 久久久久网色| 老女人水多毛片| 亚洲av二区三区四区| 国产午夜精品久久久久久一区二区三区| 搡老妇女老女人老熟妇| 成年av动漫网址| 亚洲av二区三区四区| 美女主播在线视频| 最近手机中文字幕大全| 丝袜喷水一区| 国产精品一区二区性色av| 亚洲国产欧美在线一区| 99热全是精品| 97超碰精品成人国产| 汤姆久久久久久久影院中文字幕 | 少妇的逼好多水| 在线免费十八禁| 听说在线观看完整版免费高清| 午夜福利网站1000一区二区三区| 美女主播在线视频| 亚洲欧美日韩卡通动漫| 九九爱精品视频在线观看| av福利片在线观看| 亚洲av免费在线观看| 毛片女人毛片| 精品国内亚洲2022精品成人| 2022亚洲国产成人精品| 成人午夜高清在线视频| 久久精品国产鲁丝片午夜精品| 最近中文字幕2019免费版| 有码 亚洲区| 亚洲精品中文字幕在线视频 | 插阴视频在线观看视频| 日日啪夜夜爽| 你懂的网址亚洲精品在线观看| 亚洲18禁久久av| 国产乱来视频区| 欧美日本视频| 日本色播在线视频| 色播亚洲综合网| 国产在线一区二区三区精| 亚洲成色77777| 爱豆传媒免费全集在线观看| 精品人妻熟女av久视频| 亚洲无线观看免费| av网站免费在线观看视频 | 欧美成人一区二区免费高清观看| a级一级毛片免费在线观看| 日韩中字成人| 国内精品宾馆在线| 久久久久久久久中文| 日韩精品有码人妻一区| 国产精品熟女久久久久浪| 搞女人的毛片| 2018国产大陆天天弄谢| 99热这里只有精品一区| 欧美三级亚洲精品| 男女边吃奶边做爰视频| 极品教师在线视频| 午夜福利在线观看免费完整高清在| 一级片'在线观看视频| 99热6这里只有精品| 成人亚洲精品一区在线观看 | 久久99热这里只频精品6学生| 国产精品久久久久久久久免| 欧美激情国产日韩精品一区| 美女主播在线视频| 亚洲va在线va天堂va国产| 中文字幕av在线有码专区| 街头女战士在线观看网站| 亚洲国产最新在线播放| 久久精品熟女亚洲av麻豆精品 | 亚洲av一区综合| 成人美女网站在线观看视频| 婷婷色综合大香蕉| 亚洲欧美清纯卡通| 中文资源天堂在线| 亚洲自偷自拍三级| 国产单亲对白刺激| 美女脱内裤让男人舔精品视频| 亚洲国产欧美人成| 久久久久性生活片| 看十八女毛片水多多多| 国产精品人妻久久久影院| 亚洲国产色片| 色5月婷婷丁香| 搡女人真爽免费视频火全软件| 99久国产av精品国产电影| 亚洲精华国产精华液的使用体验| 美女国产视频在线观看| 国产精品一二三区在线看| 国产有黄有色有爽视频| 亚洲熟妇中文字幕五十中出| 99热6这里只有精品| av天堂中文字幕网| 有码 亚洲区| 久热久热在线精品观看| av.在线天堂| 中国国产av一级| 日日啪夜夜爽| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 日日干狠狠操夜夜爽| 亚洲天堂国产精品一区在线| 精品人妻偷拍中文字幕| 国产黄片视频在线免费观看| 亚洲国产精品国产精品| 天天躁夜夜躁狠狠久久av| 久久精品久久精品一区二区三区| 老女人水多毛片| 国产极品天堂在线| 午夜福利视频精品| 国产探花在线观看一区二区| 少妇被粗大猛烈的视频| 18禁裸乳无遮挡免费网站照片| 久久久欧美国产精品| 国内揄拍国产精品人妻在线| 一本一本综合久久| 国产伦在线观看视频一区| 美女国产视频在线观看| 51国产日韩欧美| 国产黄片美女视频| 国产亚洲午夜精品一区二区久久 | 国产亚洲精品久久久com| 国产亚洲精品av在线| 婷婷六月久久综合丁香| 亚洲欧美一区二区三区国产| 精品酒店卫生间| 国产黄a三级三级三级人| 超碰97精品在线观看| 久久热精品热| 六月丁香七月| 久久这里有精品视频免费| 免费播放大片免费观看视频在线观看| 麻豆成人午夜福利视频| 日韩,欧美,国产一区二区三区| 精品午夜福利在线看| 精品99又大又爽又粗少妇毛片| 人妻夜夜爽99麻豆av| av在线播放精品| 国产在视频线精品| 亚洲精品国产av蜜桃| 日韩人妻高清精品专区| 亚洲欧美清纯卡通| 久久久久久久久久成人| 麻豆国产97在线/欧美| 国产乱人偷精品视频| 亚洲真实伦在线观看| 久久久久九九精品影院| 国产伦在线观看视频一区| www.色视频.com| 色视频www国产| 91久久精品电影网| 久久午夜福利片| 国产成人一区二区在线| xxx大片免费视频| 国产单亲对白刺激| 男人舔奶头视频| 少妇人妻精品综合一区二区| 身体一侧抽搐| 毛片一级片免费看久久久久| 国产成人一区二区在线| or卡值多少钱| 18+在线观看网站| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 国内少妇人妻偷人精品xxx网站| av卡一久久| 91狼人影院| 国产国拍精品亚洲av在线观看| 伊人久久国产一区二区| 日本与韩国留学比较| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 黄色一级大片看看| 亚洲av福利一区| 国产乱来视频区| 婷婷色麻豆天堂久久| 国产黄色视频一区二区在线观看| 午夜福利在线观看免费完整高清在| 男女视频在线观看网站免费| 国产成人freesex在线| 国产视频首页在线观看| 国产色爽女视频免费观看| 免费观看a级毛片全部| 男人和女人高潮做爰伦理| 国产熟女欧美一区二区| 丰满少妇做爰视频| 色综合色国产| 偷拍熟女少妇极品色| 国产又色又爽无遮挡免| 午夜激情久久久久久久| 国产在视频线在精品| 亚洲欧美成人综合另类久久久| 久久草成人影院| 亚洲乱码一区二区免费版| 乱系列少妇在线播放| 午夜福利在线观看免费完整高清在| 久久国内精品自在自线图片| 亚洲电影在线观看av| 美女内射精品一级片tv| 伦精品一区二区三区| av一本久久久久| 少妇的逼水好多| 久久久久久国产a免费观看| 天堂网av新在线| 亚洲一级一片aⅴ在线观看| 色尼玛亚洲综合影院| 日韩中字成人| 狠狠精品人妻久久久久久综合| 蜜臀久久99精品久久宅男| 国产人妻一区二区三区在| 亚洲国产高清在线一区二区三| 久久久色成人| 最近中文字幕2019免费版| 一个人观看的视频www高清免费观看| 日日摸夜夜添夜夜添av毛片| 精品久久国产蜜桃| 国产一区有黄有色的免费视频 | 国产成人福利小说| 十八禁国产超污无遮挡网站| 久久精品夜夜夜夜夜久久蜜豆| 国产69精品久久久久777片| 91久久精品电影网| 国内精品宾馆在线| 人体艺术视频欧美日本| 久久韩国三级中文字幕| av在线播放精品| 中国美白少妇内射xxxbb| 国产精品一及| 伦理电影大哥的女人| 欧美性感艳星| 欧美人与善性xxx| 天美传媒精品一区二区| 国产精品不卡视频一区二区| 男女国产视频网站| 99久久精品一区二区三区| 五月玫瑰六月丁香| 日本一本二区三区精品| 精品久久久久久电影网| 中文字幕制服av| 免费观看a级毛片全部| 干丝袜人妻中文字幕| 免费看a级黄色片| 少妇熟女欧美另类| 国产永久视频网站| 成人性生交大片免费视频hd| 大话2 男鬼变身卡| 2021少妇久久久久久久久久久| 色网站视频免费| 成人无遮挡网站| .国产精品久久| 18禁在线无遮挡免费观看视频| 成人亚洲精品一区在线观看 | 麻豆成人av视频| 久久韩国三级中文字幕| 精品国产露脸久久av麻豆 | 天堂网av新在线| 九色成人免费人妻av| 午夜免费观看性视频| 成人特级av手机在线观看| 亚洲人成网站在线观看播放| 舔av片在线| 国产成人freesex在线| 午夜福利视频精品| 九九在线视频观看精品| 亚洲欧美中文字幕日韩二区| 免费看a级黄色片| 免费黄网站久久成人精品| 精品国产三级普通话版| 99久久人妻综合| 免费av毛片视频| 精品人妻一区二区三区麻豆| 七月丁香在线播放| 免费少妇av软件| 一边亲一边摸免费视频| 午夜精品一区二区三区免费看| 亚洲av免费在线观看| 国产淫语在线视频| 国产高清国产精品国产三级 | 国产成人a∨麻豆精品| 看免费成人av毛片| 日韩av在线大香蕉| 九草在线视频观看| 亚洲精品久久午夜乱码| 97超碰精品成人国产| 最近最新中文字幕免费大全7|