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会员注册内容提要：本文使用“中国老年人健康长寿影响因素调查”(CLHLS)数据，测度了中国老人健康不平等程度，重点计算了收入、婚姻状况、居住安排等因素对健康不平等的贡献。回归基础上的集中系数及其分解结果显示：我国存在亲富人的健康不平等，高收入人群的健康状况更好；城镇地区，健康不平等主要的贡献因素为收入、婚姻状况、医疗保险、经常锻炼，居住安排对健康不平等的贡献为负。农村地区，收入因素对于健康不平等的贡献最大，这就意味着消除农村健康不平等的关键是要降低收入不平等。在城镇和农村地区医疗保险的不平等程度更甚，进一步强化了健康不平等，因此如果政策想要降低健康不平等，首先要降低穷人获得医疗保险的经济门槛，增加医疗保健服务的可及性。
关键词：健康不平等/健康指数/集中系数/健康不平等分解作者简介：顾和军(1981-)，女，南京信息工程大学经济与管理学院讲师，研究方向：性别经济学、农业经济学，江苏南京210044；刘云平(1979-)，男，南京信息工程大学信息与控制学院讲师，江苏南京210044
一、引言
在经济转型过程中，我国居民的收入差距迅速扩大，城镇居民基尼系数由0.16提高到了0.33，农村居民基尼系数由0.24提高到了0.37，全国总体的基尼系数由0.24上升到0.45(封进，2007)。由此引出的问题是，不断扩大的收入差距是否扩大健康差距？与收入相关的健康不平等是健康的社会经济不平等研究中的一个重要维度，能够反映不同收入人群的健康差异情况。
随着老年人口死亡率的不断下降和不同出生队列进入老年人口的行列，我国65岁及以上老年人口不断增加，老龄化程度不断加深(杜鹏等，2005)。不仅如此，我国人口的高龄化趋势也非常迅速(顾大男、曾毅，2006)。由于老年人口，特别是高龄老人是发病率和患病率最高的人群，其身体健康状况和寿命长短是非常重要的议题。对于社会而言，老人特别是高龄老人的身体健康状况直接关系到整个社会的照料负担和医疗费用支出问题：为什么有的老人直至生命的终结，一直保持良好的健康状况，而有的老人一直在病痛中度日，造成这种状况的因素到底是什么？我国老人之间是否存在与收入相关的健康不平等？如果是，主要受到什么因素的影响？
国际上对与收入相关的健康不平等研究有很多(Wagstaff，A.，etc. 1997、2003)，健康不平等实证方面的文献可分为两类：跨区域比较和时序比较，常用的度量指标和方法包括：极差法、基尼系数、差异指数、集中系数等(解垩，2009)。
在国内该领域的研究刚刚兴起，主要研究包括：解垩(2009)利用中国健康与营养调查(CHNS)数据，计算了与收入相关的健康不平等，研究结果表明我国存在亲富人的健康不平等，并且农村地区的健康不平等程度总体上高于城市地区，并且亲富人的程度更高，从时间趋势看城乡健康不平等程度均在加深；胡琳琳(2005)利用第三次国家卫生服务总调查的自评健康和收入数据，计算了我国及各样本县区的健康集中指数；邓曲恒(2010)利用社科院经济研究所2006年的城镇住户调查数据，对我国城镇居民基于收入的健康不平等程度进行了估计和分解。
上述文献不同程度地丰富了健康不平等研究，但是已有文献更多的关注整个人群的健康公平性问题，对于老人健康不平等状况及其影响因素尚无关注。本文将利用2002-2005年“中国老年人健康长寿影响因素调查数据”(CLHLS)来估计与收入相关的老年人的健康不平等状况及其影响因素。另外，考虑到中国经济和社会突出的二元特征，城镇居民和农村居民的生活环境、医疗条件、文化观念有着很大不同，本文将分别就城镇和农村老人的健康不平等及其影响因素进行分解分析。
二、方法、数据与变量
(一)估计方法
1、健康的测量
常用的健康度量指标包括：健康的自我评价、健康调整的生命年(HALY)、质量调整的生命年(QALY)、伤残调整的生命年(DALY)、身体密度(BMI)、SF-36指数(Brazier，1998)、Euroqol-5D指数(Busschbachet，1999)等。本文采用的度量方法是由Kaplan和Anderson等(1988)发展起来的生活质量指标(quality of well-being scale，QWB)。赵忠、侯振刚(2005)，解垩(2009)使用该方法测度了我国居民的健康状况。
QWB的构建既基于个人健康状况的客观指标，也反映了个人对自己健康状况的主观评价。它的构建分为3步：第1步先将日常活动按照功能划分为3类：行动、体力活动、社会活动。然后根据相关研究，尤其是医学方面的研究，将疾病和身体的伤残与从事这3类活动的能力联系起来，构造出3类指标，这3类指标反映了健康状况的客观情况。第2步是构造一个反映健康状况主观判断的指标(症状/情况指标)，这个指标的依据是个人对症状的主观陈述。客观情况和主观判断都分别给予了不同的权重。第3步是将3个客观指标和1个主观指标统一为一个测量健康的单一指标。QWB介于0和1之间，1表示最健康，0表示死亡。
2、基于收入的健康不平等测量及其分解
卫生经济学领域广泛采用集中指数来度量基于收入的健康不平等(Wagstaff，A., etc. 2003；Van Doorslaer，E.，2004；解垩，2009；邓曲恒，2010)。直观上，集中指数可以通过集中度曲线获得。集中度取值在-1和1之间，当Cε(-1，0)时，表示穷人享有更好的健康状态，当C=-1时表示健康禀赋都集中在收入最低者身上；当Cε(0，1)时，表示富人享有更好的健康状态，当C=1时表示健康禀赋都集中在收入最高者身上。
集中度曲线的构建方法与洛伦茨曲线类似，将收入由低到高进行排序，得到人口的累积分布作为横轴，纵轴为健康指数的累积分布，由此可以得出集中度曲线。集中指数即为集中度曲线以下的面积除以对角线以下的面积，可以利用如下公式方便的得到健康的集中指数：
从上面各式可以看出C由两部分构成，第一部分是决定因素，等于解释变量集中系数的加权和，权重等于y对χ[，k]的弹性(根据样本均值计算得出)。第二部分是残差项，这部分反映了解释变量之外的影响健康的因素对健康的影响。
(二)变量
影响老人健康的因素包括家庭收入、性别、年龄、教育程度、家庭饮用水来源、婚姻状况、居住安排、锻炼、医疗保险等。本文所用收入是家庭人均收入，年龄则将老人区分为60-75岁、76-90岁和90岁以上三种类型，教育程度直接用老人受教育年限来表示，婚姻状况根据受访者是否结婚并且与配偶居住在一起分为两种情况：1)结婚并且与配偶住在一起，2)结婚但没有与配偶居住在一起、丧偶或者独身；居住安排根据受访者是否独居分为两种情况：1)独居，2)与家人住在一起或住养老院；饮用水根据受访者平时所喝的水的来源分为两种情况：1)自来水、泉水或纯净水，2)井水、河水或湖水、池塘水。2005年，CLHLS中医疗保险的类型选择包括公费医疗、合作医疗、基本医疗保险、大病保险，把没有任何保险的个体的医疗保险状况设为0，否则为1，但2002年，并没有直接设置医疗保险这一问题，本文采用了替代性问题“您的医疗费用主要由谁支付？”的数据，如果选择公费医疗则设为1，否则为0，各变量的具体定义见表2。
(三)数据
本文使用“中国老年人健康长寿影响因素调查”(CLHLS)最近两次2002和2005年调查的数据。该调查是目前中国最大的关于老年人口研究的微观面板数据。调查始于1998年，覆盖了中国22个省市的631个县级行政区，具有广泛的全国代表性。调查收集了受访者人口学、社会经济、疾病、健康等翔实的信息，通过了关于准确性、可靠性、一致性、随机性的系统性测试，数据质量良好(Gu and Dupre，2008)。
2002年共有16064名60岁以上的老人接受访问，由于我们关注的是老人的健康状况，因此剔除健康信息缺失的样本(0人)，有效样本16064，其中城镇7394，农村8670；2005年共有15638名60岁以上的老年人接受访问，剔除健康信息缺失样本(3人)，有效样本15635人，其中城镇6978人，农村8657人。
三、实证结果
(一)健康及健康相关变量的分布
各收入分位组的健康指数见表3。数据说明，无论是2002年还是2005年，最低收入组的健康水平与最高收入组均有一定差距，且2005年的差距要大于2002年的差距，最穷个体的健康水平分别是最富个体的95.49%、93.43%(农村)。
城乡健康指数的比较可以看出，农村最富的健康指数与最穷的健康指数的差距都大于城镇，2002年和2005年均表现出了该特征，如2005年农村最富个体的健康指数为0.85712，最穷个体的健康指数为0.800842，两者的差距为0.056，同一年城镇两者的差距只有0.039。
城乡富人与穷人之间存在健康差距的情况从健康集中度指数可以得到相应印证，从表5中健康指数的集中系数可以看出，城乡各年份健康指数的集中系数均为正值，表明城乡健康是亲富人的。2002年，农村老人健康的集中系数要大于城镇，说明这一时期农村的健康不平等程度要高于城镇，但到了2005年情况刚好相反，城镇老人健康的集中系数要大于农村，说明这一时期城镇的不平等程度要高于农村。
收入(对数)的集中系数可以用来反映收入差距。农村收入的集中系数从2002年的0.098904上升到2005年的0.11312，说明农村内部收入的不均等有加深的趋势，并且在考察期的每一年，农村收入的集中系数都大于城镇，说明农村收入不平等程度大于城镇。
从老人的年龄分布看，城镇样本中76-90岁的老人以低收入者居多，90岁以上的高龄老人2002年以高收入者居多，但2005年这一情况发生了变化，90岁以上的老人以低收入者居多；农村的情况与城镇有一点差异，农村样本中76-90岁的老人以高收入者居多，90岁以上的老人2002年以低收入者居多，但2005年90岁以上的老人则以高收入者居多。
从老人的婚姻状况看，2002年，无论城乡，结婚并且与配偶居住在一起的老人中均以富人居多，2005年城镇和农村情况存在一定差异，这一时期在城镇地区结婚并且与配偶居住的一起的以富人居多，但农村则以穷人居多。
从老人的居住安排来看，2002年、2005年无论城镇还是农村，独居的老人均以穷人居多，住养老院的老人中则以富人居多，可能的解释是养老院这样的机构按月收取一定的生活费，自然将穷人排除在外，由于篇幅所限，这里没有报告与家人同住及住养老院的数据。
从是否享有医疗保险的情况来看，这两个时期的城乡情况高度一致，至少享有一种医疗保险的老人中均以富人居多，并且亲富人的程度要远远高于其他变量。
退休金是家庭收入的重要来源，因而是否拥有退休金的老人中以富人居多也就在情理之中了，但这一情况也有例外，2005年农村地区中拥有退休金的老人以穷人居多。
最后，富人似乎更倾向于经常锻炼身体，可能的解释主要包括以下两个方面：第一，富人有更多的闲暇和收入，穷人这个时候可能还在为生计犯愁；其次，富人可能更珍惜现有的生活和境遇，因而更倾向于经常锻炼身体。
(二)健康不平等分解
表6列出了线性回归的结果，家庭收入增加会提高老年人健康水平，但在城镇地区该影响并不显著①。
年龄对健康有显著的负面影响，从回归结果可以看出，相比于60-75岁的老人，76岁以上尤其是90岁以上的高龄老人的健康水平显著下降。年龄越大，健康越差，随着年龄的增加，健康这种人力资本的折旧率逐渐增加。回归结果显示，女性的健康水平要低于男性，并且在统计上高度显著，对于这一点城镇和农村表现出了高度的一致性。
另一个影响老人健康的因素是居住安排，通常认为，老人与子女住在一起更有利于照料、赡养，因而对于老人健康有积极的作用，但本研究的结果却显示，相对于与子女居住在一起的安排，独居对于老人健康有显著的正面影响，可能的解释是现在家庭的资源配置普遍偏向于儿童，当一个家庭既有老人，又有儿童的时候，资源通常都流向了儿童，当老人与子女居住在一起的时候，老人能够分享的家庭资源更加有限；另外由于代际的观念、习惯的差异可能会导致一些家庭摩擦，影响老人情绪；此外在大家庭中老人可能要承担更多的家务劳动、照料幼童的工作，因而独居反而更有利于老人的健康②。
医疗保险会提高老人的健康水平，但该变量2002年在城镇和农村的影响并不显著，可能的解释是变量设置的作用，2002年的全国老年人口健康状况调查问卷并没有直接设置“您享有以下哪种医疗保险”这样的问题，为了获得该数据，本文采用了替代性问题“您的医疗费用主要由谁支付”所获得的数据，可能会产生一定的误差。
此外，生活方式和婚姻状况也会影响老人健康，经常锻炼身体会显著提高老人的健康水平；相比于丧偶、独身，结婚并且与配偶居住在一起会显著提高老人健康水平。
表7的第2列、第5列分别列出了2002年和2005年城镇地区各变量对于老人健康的弹性，第4列、第7列分别列出了上述变量对于老人健康不平等的贡献。从表7可以看出，在城镇地区对健康不平等贡献为正的因素分别是收入、性别、婚姻状况、饮用水、医疗保险、经常锻炼、享受退休金等，居住安排对健康不平等的贡献为负。
收入不平等会扩大健康不平等③，当收入不平等的程度下降时，对于健康不平等的贡献也会相应下降，如表7所示，当收入的集中系数由0.08383下降到0.0105时，贡献率也由21.85%下降至2.448%，因此消除健康不平等的一个路径选择就是降低收入不平等；婚姻状况对于健康不平等的贡献介于5%～8%之间，结婚并且与配偶居住在一起的以富人居多，经济条件和社会地位的约束会使得穷人在丧偶或者离婚之后很难再婚，结合回归结果可知，结婚并且与配偶居住在一起有利于老人健康的改善；医疗保险对于健康不平等同样有正向的贡献，医疗保险亲富人的程度更甚，强化了健康不平等，因此如果政策想要降低健康不平等，首先要降低穷人获得医疗保险的经济门槛，增加医疗保健服务的可及性；经常锻炼对健康不平等的贡献显著下降，从39.09%下降到1.848%，这一时期，穷人也逐渐意识到锻炼的重要性，经常锻炼的人群中穷人的比例一直在上升。
独居之所以对于健康不平等的贡献为负，是因为独居老人中以穷人居多，而且独居有利于老人健康状况的改善。
表8显示的农村健康不平等分解结果与城镇存在一定差异。农村的收入因素对健康不平等的贡献最大，介于46%-52%之间，农村地区的收入差距近几年一直在扩大，基尼系数由0.24提高到了0.37(封进，2007)，亲富人的程度越来越高，进一步强化了健康不平等；婚姻状况对于健康不平等的贡献为负，这一时期结婚并且与配偶居住在一起的老人中以穷人居多，因而有消弭健康不平等的作用；居住安排在两个年份表现出了不同的作用方向，2002年独居对于健康不平等的贡献为正，2005年贡献为负，主要在于这两个时期，独居分别表现出亲穷人和亲富人的特点，因而对于健康不平等的作用方向刚好相反；医疗保险在这两个时期也表现出不同的作用方向，主要在于医疗保险对于健康的影响不同，2002年医疗保险对于健康的影响为负，但统计上并不显著，我们更倾向于医疗保险有利于提高健康水平的结论，因而更认同农村地区医疗保险对于健康不平等有正向的贡献，降低穷人获得医疗保险的经济门槛，增加医疗保健服务的可及性在农村地区有着更紧迫的需要。
四、结论和政策建议
本文使用“中国老年人健康长寿影响因素调查”(CLHLS)数据，测度了中国老人健康不平等程度，重点计算了收入、婚姻状况、居住安排等因素对于健康不平等的贡献。考虑到中国经济和社会突出的二元特征，城镇居民和农村居民的生活环境、医疗条件、文化观念有着很大不同，本文分别针对城镇和农村老人的健康不平等及其影响因素进行了分解分析。
回归基础上的集中系数及其分解结果显示：第一，我国存在亲富人的健康不平等，高收入人群的健康状况更好，2002年，农村老人健康的集中系数要大于城镇，说明这一时期农村的健康不平等程度要高于城镇，但到了2005年情况刚好相反，城镇老人健康的集中系数要大于农村，说明这一时期城镇的健康不平等程度要高于农村。第二，城镇地区，健康不平等主要的贡献因素分别为收入、婚姻状况、饮用水、医疗保险、经常锻炼、享受退休金等，居住安排对健康不平等的贡献为负。第三，农村地区，收入因素对于健康不平等的贡献最大，这就意味着消除农村健康不平等的关键是要降低收入不平等。在城镇和农村地区医疗保险的不平等程度更甚，进一步强化了健康不平等，因此如果政策想要降低健康不平等，首先要降低穷人获得医疗保险的经济门槛，增加医疗保健服务的可及性。
与国际上健康公平实证研究相比，本文对集中系数的计算还存在如下值得探讨的问题：家庭收入在家庭成员的分配上一般并不均等，正如上文所分析的那样，家庭资源的配置通常都偏向于儿童，当一个家庭中既有老人又有儿童的时候，资源往往流向儿童，因而使用家庭人均收入替代每个成员的收入来计算集中系数可能会产生误差，有没有更好的替代性的指标？需要进一步的研究。
注释：
①对城乡回归结果的解释需要格外留意，因为对健康不平等分解的分析更多带有描述性的特征，而不是严格因果意义上的回归分析，结果仅说明了健康和一些诸如收入、是否工作等因素之间的联系，而这种联系可能是双向因果关系，比如健康与收入之间存在双向的因果关系，因而可能具有内生性，需要寻找合适的工具变量来解决这样的问题，由于本文的研究重点是对不平等分解方法的应用，所以对结果的解释更多应看作是收入与健康之间联系的解释。
②由于篇幅所限，本文对于这一问题没有展开讨论，笔者将专门撰文研究居住安排对于老人健康的影响。
③反过来可能也成立，健康不平等也会进一步扩大收入不平等。
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