中國健康績效的動態演進:公平與效率的權衡

解 堊，涂 罡

(1.山東大學 經濟學院，山東 濟南250100;2.山東財政學院 研究生處，山東 濟南250014)

一、引言和文獻回顧

一個國家(地區)有較高的平均健康水平但健康不平等程度也較高，另一個國家(地區)的健康不平等程度較低但平均健康水平也較低，如何比較這兩個國家(地區)的健康績效?在Wagstaff［1］(2002)把健康分布和健康平均水平納入一個分析框架建立健康績效指數之前，衛生經濟學者更多地局限于在健康不平等范圍內尋找答案。與社會經濟狀況相關的健康不平等研究從多個視角展開，如與職業相關的健康不平等(Kunst［2］，1994)，與種族相關的健康不平等(Saftlas［3］，2000;Keppel［4］，2002;Stewart［5］，2002)，對健康不平等的研究較多地集中于與收入相關的健康不平等上，且都使用了集中系數的方法來進行衡量①研究者多使用集中指數來測量健康不平等程度，因為它符合以下兩個要求，第一，能夠反映全體人群的情況;第二，它對于人口社會經濟分布的變化比較敏感。。如Humphries［6］(2000)、Van Doorslaer［7］(2008)對加拿大與收入相關的健康不平等的分解。

正如Wagstaff(2002)所言，決策者不僅關心健康在窮人和富人之間的分布情況(即健康不平等程度)，也關心健康的平均水平。他還認為在平均健康水平不斷提高的情況下，輕微的健康不平等是可以接受的。在他的健康績效指數研究基礎上，Ke Tom Xu［8］(2006)分析了美國 2001 年各州的與收入相關的健康不平等和健康績效情況，他的研究表明，美國東南部各州的健康不平等程度較高，健康績效指數較低。Philip［9］(2008)利用健康績效指數對1989-2005年間澳大利亞心血管疾病的風險因素變動進行了分析，結果說明風險因素上升的地區，健康不平等或者不變，或者下降。Filip［10］(2008)對21個發展中國家麻疹免疫接種覆蓋率進行研究，并提出了高覆蓋率是否意味著較低的不平等的問題，分析結果表明，有些高覆蓋率國家的健康績效指數并不高，健康績效系數會“懲罰”把窮人遺漏的較高的覆蓋率。

國內外學者對健康公平和健康效率的研究多使用個體數據，將微觀數據和宏觀數據結合起來進行研究的文獻較少。本文把中國健康與營養調查個體數據和宏觀數據相結合，考察我國1991-2006年間的健康不平等和健康績效，并分析健康績效變動和經濟結構、人口結構、政府行為、衛生資源之間的關系。

二、方法、數據與變量

(一)方法

1.健康公平的測量

測量與社會經濟狀況相關的健康不平等有多種方法(Wagstaff［11］，1991a;Wagstaff［12］，1991b)。我們在本文中采用Wagstaff(1991a)集中系數(C)方法來測量健康不平等。健康集中系數用來反映依據社會經濟(財富)排序的累計分布狀態，健康集中系數能把實際健康分布與完全平等相區分。集中系數介于(-1，1)之間。當健康集中系數等于零時，說明健康分布在各個收入階層中是平等分布的;當健康集中系數大于零時，說明健康是親富人的，富人的健康程度更高;當健康集中系數小于零時，說明窮人的健康狀況更好，健康是親窮人的。其具體的計算公式如下:

其中，n代表樣本數，hi代表個體i的健康水平，μ代表健康的平均水平，ri(ri=i/n)代表樣本i在收入分布中的分數排序(fractional rank)。當使用微觀數據進行計算時，集中系數一般用回歸方法得到②用協方差方法也能得到同樣的結果，其中cov為協方差符號。:

其中式(2)中的σ2代表分數排序的方差。回歸系數β即為集中系數，集中系數的標準差用以下公式計算:

以上集中系數稱為標準集中系數。Wagstaff(2002)在 Yitzhaki［13］(1983)的擴展基尼系數的基礎上，引申出了健康擴展集中系數，健康擴展集中系數把不平等厭惡參數v納入分析框架，如下式所示。

當式(4)中的v等于2時，擴展集中系數轉變為標準集中系數。當v大于2時，不平等厭惡參數增加，意味著窮人的健康應該賦予更多權重?；貧w方法(O'Donnell［14］，2008)計算的擴展集中系數如下:

2.健康績效的測量

Wagstaff(2002)把健康平均水平和不平等程度相結合，計算了健康績效指數。

I(v)數值越大表明健康績效越大。

當然式(6)也可以寫為下式:

式(7)表明，當C(v)大于零時(富人比窮人更健康)，這種不平等將使得I(v)低于平均水平(不平等將使得健康效率下降)。比如如兩個時期的健康效率I(v)相同，一個時期可能是平均健康水平μ較高且各收入人群的健康分布比較平均，另一個時期則可能是較小的平均健康水平μ且窮人的健康程度更高。

(二)數據

本研究在健康公平與健康效率分析中使用的數據取自“中國健康和營養調查”(CHNS)數據集。該調查覆蓋9個省 (遼寧、黑龍江、山東、江蘇、河南、湖北、湖南、廣西、貴州)的城市和農村①指海洋、陸地、沿邊。，采用多階段分層整群隨機抽樣方法。從1989年開始，該調查迄今已進行了7次(1989年、1991年、1993 年、1997 年、2000 年，2004年，2006年)，其數據集中有相當一部分是同一被調查者在不同年份的數據，包含了家庭收入、醫療服務和個人健康等信息。

在影響健康績效的分析中，本文使用了宏觀數據。這些數據取自歷年的《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》、《中國衛生年鑒》以及《新中國50年統計資料匯編》。

(三)變量

1.健康

健康的測度是一個多維的問題，如何度量健康并不是一件簡單的事，它涉及到人類測量學、倫理道德、主觀判斷等諸多方面因素。健康標準一般有醫學、機體功能、主觀三方面來評判，醫學標準是指與健康缺失相關的某些急慢性疾病的癥狀的出現，一般有醫生來判斷;機體功能標準則是指與健康相關的一些“正常”功能的缺失，比如在一定時期內活動受到限制的天數;主觀標準一般由個體對其健康與同齡人的對比來評定，比如對自評健康的回答有:非常好、好、一般、差等等。

主觀標準應用于健康不平等分析中的缺點在于，各個自評健康等級之間是不等距的。如果把自評健康只劃歸為兩類(好與差)，與之相伴的是截斷點的確定具有隨意性(Wagstaff，1994［15］)。

有許多結合客觀標準和主觀標準的健康指數在衛生領域得到廣泛應用，如SF-36指數(Brazier［16］，1998)、The Euroqol-5D 指數 (Busschbachet［17］，1999)和(HUI)指數(Feeny［18］，2002)。本文采用的度量方法是由 Kaplan和 Anderson［19］(1988)等發展起來的生活質量指標(Quality of Well-being Scale，QWB)，QWB的構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。QWB是在經濟學、心理學、醫學和公共衛生學的專業知識基礎上構建的。QWB分3步來構造。第1步先把日常活動按照功能劃分為 3類:行動(Mobility)、體力活動(physical activity)和社會活動(social activity)。然后根據相關研究，尤其是醫學方面的研究，把疾病及身體的傷殘與從事這3類活動的能力聯系起來，構造出3個指標。這3個指標反映了健康狀況的客觀情況。趙忠［20］(2005)對CHNS調查中對應的客觀情況變量進行了詳細地歸納。第2步是構造一個反映健康狀況主觀判斷的指標(癥狀/情況指標)，這個該調查只在1997年沒有包含遼寧省。在1991、1993年的調查重黑龍江省沒有在內，其他調查年份包括該省。指標的依據是個人對癥狀的主觀陳述?？陀^情況和主觀判斷都分別給予了不同的權重。第3步是把3個客觀指標和1個主觀指標統一為一個測量健康的單一指標(解堊［21］，2009)。QWB在0和1之間。1表示最健康，0表示死亡。表1描述了中國營養與健康調查中涉及到的一些QWB主觀判斷標準的內容、相關內容的權重①雖然用QWB替代健康會存在誤差，但也要看到其他衡量健康的方法與QWB一樣也存在誤差。。

表1 CHNS涉及的癥狀/情況指標及權重

1989年的調查沒有涉及健康內容，無法滿足分析要求，對健康不平等的分析沒有包含該年份。

2.收入

因為本文的分析單位是個人，而CHNS調查的收入是以家庭為單位計算的，所以本文以家庭人均收入代替個體的收入，本文家庭人均收入的計算是把各個家庭成員的工資、獎金、補貼以及農業收入以家庭為整體的收入求和，再除以家庭人口得出人均收入。

3.其他變量

在9個省份年份的健康績效(v=2)面板數據估計中，含有三類變量。人口構成、經濟運行以及政府的行為及醫療資源，其中人口構成中包括性別比、65歲以上老人占比、城市人口占比;經濟運行包括第一產業比重、失業率②因為無法獲得準確的農村失業率指標，所以，這里的用城市登記失業率代表城鄉總的失業率。等變量。政府行為和醫療資源包括人均衛生經費、每萬人醫生數和每萬人病床數。

三、實證結果

(一)健康水平的變動

我們把1991-2006年的城鄉樣本數、平均健康水平以及各收入分位上的健康水平匯報于表2中。關于收入分位的五級對應的標準是否在城鄉之間是一致的問題，我們在文中增加了說明，這里的收入分位是按同一標準進行劃分的，即把城鄉全部人群的收入進行分位數區分，這樣便于比較農村內部、城市內部及城鄉之間相同收入分位的健康公平狀況。當然，城鄉的收入分位劃分使用同一標準，會出現城市中的所謂窮人在農村的收入排序中可能是富人的現象，但城市中的收入較低者的生活水平(比如下崗職工)大多并不比農民生活水平更高。所以使用同一標準可能對結果產生的影響并不太大。

由表2可以看出，城鄉健康指數的比較有以下幾個特點，

首先，1991-2006年，城市、農村以及城鄉總體的平均健康水平呈現逐步下降趨勢。城市的平均健康指數(QWB)從1991年的0.9694下降到2006年的0.8705，農村的平均健康指數(QWB)從1991年的0.9729下降到2006年的0.8609，城鄉總體的平均健康指數(QWB)也由1991年的0.9718下降到2006年的0.8639。

其次，城鄉各收入分位的平均健康指數(QWB)也都出現了不同程度的下降，最窮的個體其健康指數下降程度最大。比如城市、農村和城鄉總體最窮個體的健康指數從1991年的大約0.97均下降到2006年大約0.75，下降了23%。從1997年開始，城市、農村以及城鄉總體最富個體的健康指數均大于最窮個體的健康指數，并且這種最富個體與最窮個體的健康差異基本上呈現擴大趨勢。

再次，從整體看，以城市和農村相比較，城市的平均健康水平指數在2004年以前一直低于農村，到2006年轉而高于農村了，這可能是由于近年來城市不單單僅追求經濟增長也更加注重環境保護的結果。農村最富人群的健康指數始終高于城市對應群體的原因可能是由于農村最富人群的心理壓力較小所致。

表2 城鄉健康水平變動

最后，農村最富裕個體的健康指數均大于城市最富裕個體的健康指數。在所有年份，農村收入第五分位的個體健康指數都大于城市相應分位的健康指數，這其中的原因可能是由于農村最富人群的心理壓力較小所致。在絕大多數年份(除2000年和2004年外)，農村最貧困個體的健康指數均大于城市最貧困個體的健康指數。城鄉其他收入分位的健康指數在不同年份呈現了此消彼長的狀態。

(二)與收入相關的健康不平等及健康績效

利用前述的計算公式，我們把標準的集中系數、擴展的集中系數以及相應的績效系數匯報于表3中。

表2和表3的健康標準集中系數說明，在1991年和1993年，無論城市農村，還是城鄉總體，其健康標準集中系數符號均為為負，雖然t值檢驗表明集中系數與零無差異，表現出了窮人和富人的健康基本相同，但負號的集中系數表征出了窮人的健康程度更高的特點，健康是親窮人的。在其后的年份健康的集中系數均為正號，富人擁有的健康更高，而且在2000年以后城市以及城鄉總體集中系數的t值檢驗非常顯著，說明2000年以后城市以及城鄉總體的健康是顯著地親富人的。出現這種現象的原因可能在于:上世紀90年代后期的城鎮職工醫療保險改革并沒有把下崗職工、分流人員等弱勢群體納入其中，窮人的醫療保險的缺乏，使得他們的醫療服務利用比富人低下的多，并且，少許的醫療服務利用也會消耗掉其絕大部分財富，進而陷入疾病-貧困-疾病的惡性循環之中。本文把醫療服務利用的集中系數進行了分解，除考慮個體收入、教育、職業、居住地等個體特征因素外，還把醫療保險放入分解模型中，分解結果顯示，醫療保險對與收入相關的醫療服務利用不平等的貢獻為親富人的正值，且在2000年以后的年份t檢驗值都非常顯著。當然，我們進行的分解分析更多帶有描述性的特征，而不是嚴格因果意義上的回歸分析，對這一推測還需要進一步的檢驗。倘若果真如此，就應當增加社會經濟地位較低者的收入，進而改善其健康和醫療服務可及性，同時要設法擴大醫療保險的覆蓋面，把弱勢群體納入醫療保障安全網。

表3 城鄉健康不平等及健康績效

從1991到2006年，城市、農村以及城鄉總體標準集中系數的數值逐漸增加(負號的絕對值逐漸減少，表明親窮人的程度在縮減)，表明富人越來越擁有更多的健康，親富人的健康不平等在2006年達到最大值。

在標準集中系數越來越大，即有利于富人的健康不平等隨時間增加，而平均健康水平逐漸下降的情況下，健康績效逐漸下降。比如在城鄉總體的考察中，即使1991年和1993年的健康不平等程度相同，但由于1993年的平均健康水平低于1991年的平均健康水平，使得1993年的城鄉健康績效指數為0.9596低于1991年的健康績效指數0.9732。

對健康不平等分布的“懲罰”力度將隨著不平等厭惡參數v的增加而增加，當更多的權重賦于窮人，擴展的集中系數取代了標準集中系數。正如預期的那樣，當不平等厭惡系數增加時，親富人的健康不平等程度升高。以2006年的城鄉總體為例，當v從2增加到4時，城鄉總體的集中系數從0.04065上升到0.08468，上升了一倍之多，即親富人的健康不平等更嚴重，與此同時，城鄉健康績效指數從0.8288下降到0.7908。

(三)健康績效的影響因素

我們以9個省各調查年份的健康績效I(2)為因變量，用面板數據對健康績效和宏觀變量進行回歸，隨機效應模型(Hausman檢驗拒絕使用固定效應)的結果匯報于表4中。

表4 健康績效的面板回歸結果(因變量為I(2))

在人口因素中，男性比重越大，65歲以上人口越多，健康績效越小。城市化進程對健康績效沒有影響。在經濟因素中，第一產業比重正向影響健康績效，且統計顯著。失業率越高，健康績效越低。在政府行為及醫療資源因素中，人均衛生經費支出正向顯著地影響健康績效。而每萬人醫生數、每萬人病床數對健康績效沒有影響。

四、結論

健康的平均水平及健康在窮人和富人之間的分布會影響健康的績效。本文使用中國健康與營養調查(CHNS)數據及健康績效指數對我國1991-2006年的衛生健康績效進行計算。結果表明:第一，城鄉健康水平呈現下降趨勢，最窮個體的健康下降程度最大。第二，2000年以后，城鄉健康標準集中系數顯著為正，表明我國存在親富人的健康不平等，高收入人群的健康狀況更好。第三，在平均健康水平逐漸下降，親富人的健康不平等增加的情況下，我國的衛生健康績效逐年下降。隨著不公平厭惡參數的增加，健康績效下降更多。第四，女性比例越高、65歲以上人口越少，健康績效越高。第一產業比重越低、失業率越高，健康績效越差。政府的衛生經費支出和健康績效呈現正相關關系，而衛生資源對健康績效沒有影響。

與國際上健康公平效率實證研究相比，本文對集中度指數的計算還存在如下值得探討的問題:本文使用總收入來計算集中度指數，因為家庭的全部支出在CHNS中無法得到，所以可支配收入的計算比較困難，而國際上一般使用可支配收入來計算，這可能會影響到集中度指數的準確性;家庭收入在家庭成員的分配上一般并不均等，使用家庭人均收入代替每個成員的收入來計算集中度指數也可能產生誤差。

［1］Wagstaff A.Inequality Aversion，Health Inequalities and Health Achievement［J］.Journal of Health Economics［J］.2002，21:627-641.

［2］Kunst A E，Mackenbach J P.International Variation in the Size of Mortality Differences Associated with Occupational Status［J］.International Journal of Epidemiology，1994，14:742-750.

［3］Saftlas A F，Koonin L M，Atrash H K.Racial Disparity in Pregnancy-Related Mortality Associated with Livebirth:Can Established Risk Factors Explain It［J］.American Journal of Epidemiology，2000，5:413-419.

［4］Keppel K G，Pearcy J N，Wagener D K.Trends in Racial and Ethnic-Specific Rates for the Health Status Indicators:United States 1990-98 Healthy People ［J］.Statistical Notes，2002，23:1-16.

［5］Stewart S H，Silverstein M D.Racial and Ethnic Disparity in Blood Pressure and Cholesterol Measurement［J］.Journal of General Internal Medicine，2002，6:405-411.

［6］Humphries K H，van Doorslaer E.Income-Related Health Inequality in Canada ［J］.Social Science and Medicine，2000，5:663-671.

［7］Van Doorslaer E，Philip Clarke，Elizabeth Savage.Horizontal Inequities in Australia’s Mixed Public/Private Health Care System［J］.Health Policy，2008，86:97-108.

［8］Ke Tom Xu，State-level Variations in Income-Related Inequality in Health and Health Achievement in the US［J］.Social Science＆ Medicine，2006，63:457-464.

［9］Philip M Clarke.Measuring Achievement:Changes in Risk Factors for Cardiovascular Disease in Australia［J］.Social Science＆ Medicine，2008，9:1-10.

［10］Filip Meheus，Eddy Van Doorslaer，Achieving Better Measles Immunization in Developing Countries:Does Higher Coverage Imply Lower Inequality［J］.Social Science＆ Medicine，2008，66:1709-1718.

［11］Wagstaff A，Paci P，van Doorslaer E.On the Measurement of Inequalities in Health ［J］.Social Science and Medicine，1991，a(33):545-557.

［12］Wagstaff A，Van Doorslaer E，Paci P.Horizontal Equity in the Delivery of Health Care［J］.Journal of Health Economics，1991，b(10):251-256.

［13］Yitzhaki，S.On An Extension of the Gini Index［J］.International Economic Review，1983，3:617-628.

［14］O’Donnell O，van Doorslaer E，Wagstaff A.Analyzing Health Equity Using Household Survey Data:A Guide to Techniques and Their Implementation［M］.Washington，DC:World Bank，2008.

［15］Wagstaff A，van Doorslaer E.Measuring Inequalities in Health in the Presence of Multiple-Category Morbidity Indicators［J］.Health Economics，1994，3:281-291.

［16］Brazier J，T Usherwood，R Harper.Deriving a Preference-Based Single Index from the UK SF-36 Health Survey［J］.Clin Epidemiol，1998，11:1115-1128.

［17］Busschbach J J V，J McDonnell，M L Essink-Bot，et al.Estimating Parametric Relationships Between Health Description and Health Valuation with an Application to the Euro-Qol EQ-5D ［J］.Journal of Health Economics ，1999，5:551-571.

［18］Feeny D，W Furlong，G W Torrance.Multiattribute and Single-Attribute Utility Functions for the Health Utilities Index Mark 3 System［J］.Medical Care，2002，2:113-128.

［19］Kaplan R，J P Anderson.A General Health Policy Model:Update and Applications［J］.Health Services Research，1988，2:203-235.

［20］趙忠，侯振剛.我國城市居民的健康需求與Grossman模型［J］.經濟研究，2005，10:79-90.

［21］解堊.與收入相關的健康及醫療服務利用不平等研究［J］.經濟研究，2009，2:92-105.