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“双二元”结构视角下的健康不平等测度与分析

2024-05-24 118 上传者：管理员

摘要：利用全国流动人口和户籍人口的社会融合与心理健康专题调查数据，立足于户籍制度形成的“双二元”社会结构，对城市15—60岁样本居民的纯粹健康不平等和与收入相关的健康不平等分别进行测度和分析。结果发现：(1)流动人口健康不良得分为5.626,当地户籍人口健康不良得分为4.303,健康的“内外之分”存在；(2)流动人口中存在着倾向富人的健康不平等，而当地户籍人口中存在着倾向穷人的健康不平等，“内外之分”存在；(3)“城乡差异”现象存在。应制定应对流动人口年龄结构和婚姻特征的健康策略，有效落实户籍制度改革，切实提升流动人口教育水平，加强职业培训，促进收入提高，防止城市居民健康不平等加剧。

关键词：
Oaxaca-Blinder分解
居民健康
社会经济健康不平等
纯粹健康不平等
集中指数
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国之本在于民，民之本在于体。居民健康，事关家国发展大计和个人幸福生活。近些年随着经济的蓬勃发展，中国居民健康水平得到了较大提高，但由社会经济地位、城乡和地区差异导致的健康不平等问题也随之凸显[1]。在此背景下，研究健康不平等问题对促进社会公平可持续发展具有重要的现实意义。

中国流动人口规模庞大，2018年达到了2.41亿，约占全国总人口的1/6[2]。由于户籍制度的存在，流动人口的到来使中国城市内部形成了所谓的“双二元”结构，即流动人口与当地人口由于户籍所在地不同存在着内外之分，及流动人口的内部由于户籍性质不同而存在的城乡之分[3]。在此结构下，健康不平等问题呈现出新的特点，然而这方面的相关研究尚比较欠缺。本文着眼于此，重点探析“双二元”社会结构中健康不平等程度及其来源，以弥补现有研究之不足。

一、文献综述

国内对健康不平等的研究起步较晚，但近年来也积累了较为丰富的研究成果，研究内容主要集中在三个方面：①与收入相关的健康不平等测度分析[4,5];②健康不平等的城乡差异研究[6];③健康不平等的来源分析[7,8]。

相较而言，以流动人口为研究对象的健康不平等研究较少，孙秀云和张冬梅主要关注流动人口与当地人口之间的健康差异，分析发现，流动人口的身体健康状况往往好于当地人口，但在心理健康以及社会适应上同当地人口存在着差距，并且受教育程度越低，心理健康以及社会适应能力越差[9]。纪颖与袁雁飞对流动人口青年与农村青年的健康状况进行了对比分析，发现流动人口青年会面临更高的健康风险[10]。流动人口内部及其与当地人之间的健康不平等状况并不十分清楚，健康不平等的来源与原因更是缺少证据。基于此，本文在“双二元”社会结构视角下，对城市居民健康不平等问题进行测度分析。

二、数据与变量

(一)数据与来源

本文数据来源于2014年全国流动人口和户籍人口社会融合与心理健康的专题调查，范围覆盖有：北京市朝阳区、山东省青岛市、浙江省嘉兴市、福建省厦门市、广东省深圳市和中山市、河南省郑州市、四川省成都市共8个地区。调查对象为1954年6月至1999年5月间出生(即15—60岁)的流动人口和当地户籍人口。调查采用多阶段、分层、与规模成比例的PPS抽样方法(1)。每个城市的流动人口样本量和当地户籍人口样本量均为2 000人，共调查流动人口和当地户籍人口样本量各16 000人，总计32 000人。对无效问卷进行筛除后，得到有效样本量29 369[11]。

(二)健康水平的度量

本文采用瓦格斯塔夫(Wagstaff)等提出的方法，将序数性质的自评健康转化为基数性质的健康不良得分。记自评健康为序数变量y,其有5个分类，可取1,2,3,4,5五个数值，分别表示被调查者的自评健康状况依次为“非常好”“很好”“好”“一般”和“差”。设存在连续变量Y服从标准对数正态分布，且与y满足如下对应转换关系：y=1,(-∞<Y≤α1);y=2,(α1<Y≤α2);y=3,(α2<Y≤α3);y=4,(α3<Y≤α4);y=5,(α4<Y≤+∞),其中αj为自评健康y=j对应的阈值，Y视作具有基数性质的健康不良得分。Y值越小，表明该居民的健康状况越好。首先求出自评健康y=j对应的阈值。

其中，ϕ-1为标准正态分布密度函数的反函数，ni为自评健康为y=i的样本数，n为样本总量。然后，由以下公式计算出自评健康y=j对应的健康不良得分Y的平均值。

其中，ϕ表示标准正态分布密度函数。再通过z=1n(Y)进行转换计算，即得对应的健康不良得分Y值。

经计算，5类自评健康状况为“1”“2”“3”“4”和“5”对应的健康不良得分分别为0.226、0.740、1.683、4.171、13.776。表明在29 369份有效样本中，339人自评健康为“非常好”,4 431人为“很好”,8 473人为“好”,9 629人为“一般”,6 497人为“差”,由此得出全体居民的平均健康不良得分为5.01。

(三)健康方程中的变量选择

本文在构建健康回归方程时选取的变量具体包括：性别、年龄、婚姻状况、收入水平、教育年限。考虑城乡差异，本文也将通过纳入户口性质和地区变量来控制这些因素的影响。所用的变量名称和定义见下表。

表1变量说明

三、“双二元”结构中的纯粹健康不平等

(一)健康差异描述

根据健康不良得分，分别计算不同人群的健康不良得分平均值，结果见表2。

表2健康的“内外之分”和“城乡差异”

表2显示，流动人口平均健康不良得分为5.626,当地人口为4.303,前者大于后者，且通过t检验。由于健康不良得分为逆指标，这说明流动人口的总体健康水平明显低于当地户籍人口，健康的“内外之分”存在。然而，在流动人口内部，农业户口平均健康不良得分为5.62,非农业户口为5.66,前者略小，且未通过t检验(p=0.760),说明流动人口内部健康的“城乡差异”并不明显。

(二)Oaxaca-Blinder分解方法

Oaxaca-Blinder分解方法最初由Oaxaca和Blinder提出[12][13],用来研究收入性别差异。此处借用该方法对流动人口与当地人口之间“内外之分”的健康差异进行分解，以探究其影响因素。

第1步，分别构建流动人口和当地户籍人口的健康不良得分回归模型。

其中，Y0i和Y1i分别表示流动人口和当地户籍人口的个体健康不良得分，X0ik和X1ik为解释变量，包括表1中的性别、年龄、婚姻状况、教育年限、收入水平、户口性质及添加的七个城市虚拟变量，u0i和u1i为随机扰动项。

第2步，对公式(3)中两个方程的均值作差，得到健康差异的Oaxaca-Blinder分解模型。

其中，等号右边第一项为健康差异中可解释部分，又称禀赋效应，由各解释变量的均值差异造成；第二项为不可解释部分，由各解释变量回归系数的差异造成，称为歧视效应。

(三)“内外之分”的健康差异分解结果与分析

根据公式(4)对流动人口和当地户籍人口健康差异进行分解，结果如表3。

表3健康不良得分差异的Oaxaca-Blinder分解结果

表3显示，在“内外之分”的健康差异中，可解释的禀赋差异占31.5%,不可解释的歧视差异占68.5%,可见，在流动人口和当地户籍人口之间存在着较为严重的不可解释的歧视效应。从各解释变量来看，年龄可解释“内外之分”健康差异的26.3%,是最主要的禀赋因素。婚姻状况和户口性质对健康差异的贡献均为3%左右，教育年限和收入水平分别解释健康差异的-3.3%和-1.1%,贡献率为负说明社会经济因素尤其是教育水平缩小了流动人口与当地户籍人口的健康差异。

四、与收入相关的健康不平等

(一)测度与分解方法

集中指数法能够反映社会经济特征在健康变量上的分布，常用来测度社会经济健康不平等。它是将收入由小到大排序后的累计人口百分比作为横轴，健康不良得分由低到高的累计人口百分比作为纵轴，绘制成健康不平等集中曲线L(如图1所示)。

图1健康不平等集中曲线

集中曲线和对角线之间面积的2倍即为集中指数。但该面积往往难于计算，通常采用Wagstaff改进的方法进行代替得到集中指数。

其中，n为样本总数，μ为健康不良得分均值，Yi为居民的健康不良得分，Ri为居民i在收入中的分布秩次，Ri=(2i-1)/2n。集中指数CI取值范围为[-1,1];若L位于对角线上方，CI<0,表明不良健康集中在低收入阶层，存在着倾向富人的健康不平等；若L与对角线重合，CI=0,不同收入的健康无差异，不存在健康不平等；若L位于对角线下方，CI>0,表明健康不良集中在高收入阶层，存在着倾向穷人的健康不平等。集中曲线越偏离对角线，集中指数越接近-1或1,健康不平等的程度越严重；集中曲线越接近对角线，集中指数越接近于0,健康不平等的程度越轻。

Wagstaff还提出了集中指数的线性分解方法，对健康不平等各影响因素的贡献进行分离。首先，建立健康回归模型

其中，被解释变量和解释变量的选取与公式(3)中的模型均相同。

然后，对公式(6)进行OLS估计，并代入公式(5)可得

上式将集中指数分解为两项：第一项是健康不平等中可解释的部分，其中，

表示健康关于变量Xk的弹性，称为弹性系数；第二项是标准化后随机扰动项的集中指数，表示健康不平等中不能由各影响因素解释的部分。μ为健康不良得分均值，

k为解释变量Xk的均值，CIk为解释变量Xk的集中指数，GCε为随机扰动项的集中指数，计算公式为

(二)“双二元”结构中与收入相关健康不平等的测度

由公式(5),利用不同人群的收入水平和健康不良得分计算出集中指数如表4。

表4不同人群的集中指数

表4显示，全体居民的集中指数为0.000 03,趋近于0,且未通过显著性检验，可认为不存在与收入相关的健康不平等。其他各人群的集中指数均通过了显著性检验，但绝对值都不大，说明存在轻微的与收入相关的健康不平等。

流动人口的集中指数为-0.010,当地户籍人口为0.028,说明流动人口中存在着倾向富人的健康不平等，而当地户籍人口中存在着倾向穷人的健康不平等；从绝对值来看，流动人口中与收入相关的健康不平等低于当地户籍人口。总之，与收入相关健康不平等的“内外之分”现象存在。

农业户口与非农业户口流动人口的集中指数分别为-0.014和0.014,说明农业户口流动人口存在着倾向富人的健康不平等，而非农户口流动人口中存在着倾向穷人的健康不平等，与收入相关健康不平等的“城乡差异”现象也存在。

(三)健康不平等分解的“内外之分”

对健康方程(6)进行回归，再根据公式(7)对流动人口和当地户籍人口的集中指数进行分解，结果见表5所示。

表5流动人口和当地户籍人口集中指数的分解结果

对于流动人口中轻微倾向高收入的健康不平等(CI=-0.010),年龄、婚姻状况和收入水平的贡献率较大，分别为122.3%、93.9%和-67.2%,说明年龄和婚姻状况差异是造成这种健康不平等的主要因素，而收入水平本身的不平等(集中指数为0.35)则抵消了一部分倾向低收入的健康不平等。

对于当地户籍人口中稍微倾向低收入的健康不平等(CI=0.028),年龄、教育和收入差异是主要因素，贡献率分别为58.7%、26.6%和36.2%,而户口性质的贡献率为-37.6%,在很大程度上抑制健康不平等。

五、总结与建议

本文立足户籍制度形成的“双二元”社会结构，对城市15—60岁样本居民的纯粹健康不平等和与收入相关的健康不平等进行测度和分析，结果发现：(1)流动人口与当地户籍人口健康的“内外之分”存在，而流动人口内部“城乡差异”不明显；(2)流动人口中存在着倾向富人的健康不平等，而当地户籍人口中存在着倾向穷人的健康不平等，“内外之分”存在；(3)“城乡差异”现象也存在。

结合研究结论，立足促进流动人口社会融合，着眼推进“健康中国”战略，给出以下建议：关注流动人口健康，制定应对流动人口年龄结构和婚姻特征的健康策略，有效落实户籍制度改革，切实提升流动人口教育水平，加强职业培训，促进收入提高，防止城市居民健康不平等加剧。

参考文献:

[1]胡琳琳.我国与收入相关的健康不平等实证研究[J].卫生经济研究,2005(12):13-16.

[2]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,2019:63.

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[4]王洪亮,朱星姝,陈英哲.与收入相关的健康不平等及其动态分解:基于中国老年群体的实证研究[J].2018(6):29-38.

[5]刘志鑫.与收入相关的健康不平等及其分解研究:基于CHIP数据分析[D].厦门:厦门大学,2019.

[6]李欣.城乡收入差距影响居民健康的机制探讨[J].山东经济,2009(4):47-52.

[7]薛新东.中国老年人健康不平等的演变趋势及其成因[J].人口与发展,2015(2):84-92.

[8]焦开山.健康不平等影响因素研究[J].社会学研究,2014(5):24-46+241-242.

[9]孙秀云,张冬梅,梁轩,等.北京市崇文区流动人口健康状况及社区卫生需求利用情况调查[J].中国慢性病预防与控制,2011(5):455-457.

[10]纪颖,袁雁飞,栗潮阳,等.流动人口与农村青年人口健康状况及卫生服务利用的比较分析[J].人口学刊,2013(2):90-96.