張 琳

(山東大學(xué) 經(jīng)濟(jì)研究院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引 言

伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，人們生活水平不斷提高，我國(guó)居民健康水平也不斷提高，全國(guó)人口平均預(yù)期壽命從1990年的68.55歲提高到2000年的71.40歲，同時(shí)衛(wèi)生費(fèi)用支出也迅速增加，從2000年的4 586.6億元增加到2006年的9 843.3億元，衛(wèi)生費(fèi)用支出的增長(zhǎng)率大部分時(shí)間超過GDP的增長(zhǎng)率。①數(shù)據(jù)來源:《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各期。人均壽命的提高加劇了我國(guó)人口老齡化的程度，我國(guó)老年人全年人均醫(yī)療費(fèi)是總?cè)丝诘?.56倍，占總?cè)丝?0%的老年人口醫(yī)療費(fèi)用占總?cè)司t(yī)療費(fèi)用的30%，人口老齡化將大大增加我國(guó)衛(wèi)生費(fèi)用的支出。②資料來源:http://news.sohu.com/20060305/n242133633.shtml.對(duì)這些問題的研究都可以概括為對(duì)我國(guó)中老年居民健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的研究。

對(duì)健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的研究，國(guó)際通行的方法是基于人力資本理論的Grossman健康需求模型。Grossman通過將健康看做一種人力資本，建立了確定健康需求的模型，進(jìn)而通過對(duì)健康需求的選擇來確定對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求。在此基礎(chǔ)上討論了健康資本折舊率、工資率和教育資本的變化對(duì)健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的影響以及作用機(jī)制［1］。

二、文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)學(xué)家很早就將健康看做人力資本的一個(gè)重要組成部分［2］。但是直到1972年，Grossman才第一次建立了基于人力資本理論的健康需求模型［1］。首先，該理論強(qiáng)調(diào)了健康作為人力資本，與其他人力資本尤其是教育的區(qū)別，即教育主要通過影響個(gè)人在生產(chǎn)部門和非生產(chǎn)部門的勞動(dòng)效率來提高個(gè)人的效用，而健康主要通過延長(zhǎng)勞動(dòng)時(shí)間來提高個(gè)人的效用。其次，該理論區(qū)分了健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求。健康資本作為一種耐耗品，其存量的增加是通過對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入來實(shí)現(xiàn)的，所以，人們對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求是基于對(duì)健康需求的引致需求。

Grossman創(chuàng)造性的工作為后來的學(xué)者用經(jīng)濟(jì)學(xué)的框架研究健康需求和醫(yī)療服務(wù)需求奠定了基礎(chǔ)。到目前為止，對(duì)Grossman模型理論上的主要擴(kuò)展有三個(gè)方面:一是將不確定性引入到模型中，分析在存在不確定性的情況下，個(gè)體對(duì)健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求有什么變化［3］-［6］;二是將模型從以個(gè)人為基礎(chǔ)拓展到家庭為健康生產(chǎn)的基本單元［7］-［8］;三是建立了在生命周期基礎(chǔ)上的健康需求動(dòng)態(tài)模型，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行了實(shí)證分析［9］。

大量的文獻(xiàn)在Grossman模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行了實(shí)證分析，試圖找出各種因素對(duì)人們健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的影響［10］-［13］，或者某個(gè)因素對(duì)不同人群影響作用的差異［14］-［16］。這些影響因素主要包括:社會(huì)學(xué)方面的因素，如性別、年齡、種族、婚姻狀況、受教育程度等;經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的因素，如資產(chǎn)、年收入水平等;行為習(xí)慣，如飲食習(xí)慣、是否經(jīng)常鍛煉身體;還有獲取醫(yī)療服務(wù)資源的可行性等。這些因素顯然影響著人們的健康水平，但是健康水平同樣對(duì)某些因素有反向的影響。由此產(chǎn)生了實(shí)證中的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致無法得到無偏一致的參數(shù)估計(jì)值。另外，F(xiàn)uchs認(rèn)為可能存在某些不可觀測(cè)的因素，比如個(gè)人能力、時(shí)間偏好等，它同時(shí)作用于健康水平和其他影響因素［17］，將這些不可觀測(cè)的因素量化加入模型或采用工具變量的方法，從而獲得更有效的估計(jì)［18］-［19］。

為了解決內(nèi)生性問題，多種方法被運(yùn)用到健康經(jīng)濟(jì)學(xué)的實(shí)證中。這些方法一是估計(jì)結(jié)構(gòu)模型［20］-［22］，二是使用工具變量［24］-［25］，三是通過比較兩個(gè)制度不同的國(guó)家，考察不同國(guó)家的不同的制度結(jié)構(gòu)是否導(dǎo)致某些因素對(duì)健康的影響途徑發(fā)生變化［26］。

國(guó)內(nèi)的文獻(xiàn)大多采用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查 (China Health and Nutrition Survey，CHNS)的數(shù)據(jù)，CHNS是由北卡羅來納大學(xué)人口研究中心﹑美國(guó)國(guó)家營(yíng)養(yǎng)與食物安全研究所和中國(guó)疾病與預(yù)防控制中心合作開展的調(diào)查項(xiàng)目。自1989年開始，該調(diào)查已經(jīng)進(jìn)行了8次，是一個(gè)包含多次調(diào)查數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)庫。所以，使用這個(gè)數(shù)據(jù)庫的文獻(xiàn)多數(shù)使用面板數(shù)據(jù)做分析［27］，也有的使用截面數(shù)據(jù)［28］。

在健康需求的影響因素分析中，文獻(xiàn)多用自評(píng)健康對(duì)微觀個(gè)體的健康狀況進(jìn)行度量［29］，或構(gòu)造健康指標(biāo)，如生活質(zhì)量指標(biāo) QWB［27］-［30］、健康相關(guān)的生活質(zhì)量 HRQoL［31］。相對(duì)應(yīng)的，用 Probit或Logit排序選擇模型、OLS模型、2SLS模型等對(duì)影響健康的因素進(jìn)行分析。

在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的影響因素分析中，文獻(xiàn)多用兩周就診次數(shù)、醫(yī)療衛(wèi)生支出等衡量醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求，使用兩部模型 (Two-Part Model)來分析性別、收入、醫(yī)療可及性等因素對(duì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的影響［32］-［33］。王俊等考察了居民選擇不同層次醫(yī)療服務(wù)的影響因素［34］。對(duì)于實(shí)證中可能存在的內(nèi)生性問題，多采用工具變量估計(jì)。

以上文獻(xiàn)從微觀層面考察健康需求和醫(yī)療服務(wù)需求影響因素，基本都是基于Grossman模型，但是估計(jì)的結(jié)果與Grossman模型的預(yù)測(cè)存在不一致的地方。趙忠認(rèn)為，對(duì)衛(wèi)生服務(wù)經(jīng)驗(yàn)研究的困難不在于構(gòu)建經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，而在于正確估計(jì)模型，這個(gè)困難是由衛(wèi)生服務(wù)的不確定性及道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇和誘導(dǎo)性消費(fèi)等因素造成的。

三、數(shù)據(jù)及實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)及變量說明

本文的數(shù)據(jù)來自北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院2008年在浙江和甘肅兩省進(jìn)行的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查 (CHARLS)。這次調(diào)查對(duì)象的年齡基本都在45歲以上，多數(shù)在50—70歲之間，按照我國(guó)45—59歲人群為中年人，60歲以上為老年人的劃分標(biāo)準(zhǔn)，CHARLS的數(shù)據(jù)非常適合用來反映我國(guó)中老年人的基本情況。

本文希望通過微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證來分析各因素對(duì)我國(guó)中老年居民健康需求的影響。表1給出了我們?cè)趯?shí)證中所使用變量的基本統(tǒng)計(jì)情況，如表1所示。

表1 變量描述及基本統(tǒng)計(jì)

我們采取受訪者對(duì)自己健康狀況的判斷估計(jì)作為健康存量的衡量，將受訪者對(duì)自己健康狀況的判斷分成四個(gè)等級(jí)，其中差、一般、好、很好分別對(duì)應(yīng)的健康水平H=1、2、3、4。表2是健康水平的統(tǒng)計(jì)描述情況。從表2中可以看出，大部分受訪者的健康水平是一般。其中，女性的平均健康水平低于男性，但分布更加均衡;城鎮(zhèn)居民的平均健康水平高于農(nóng)村，分布也更加均衡。進(jìn)而分別將性別、城鄉(xiāng)作為分組變量，對(duì)健康水平做平均值差異的t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，男女、城鄉(xiāng)之間中老年人的健康水平均值的確存在顯著的差異，如表2所示。

與受訪者的自評(píng)健康狀況對(duì)應(yīng)，我們采用Probit排序選擇模型對(duì)我國(guó)中老年居民的健康需求模型進(jìn)行估計(jì)。

表2 健康水平分性別和分城鄉(xiāng)的描述統(tǒng)計(jì)

2.教育資本變量的內(nèi)生性檢驗(yàn)

健康資本和教育資本作為兩個(gè)最重要的人力資本，兩者之間存在相互促進(jìn)的影響，導(dǎo)致我們估計(jì)的模型可能存在內(nèi)生性問題。我們認(rèn)為一個(gè)人年輕時(shí)的健康水平對(duì)受教育的程度影響更大，同時(shí)作為健康稟賦對(duì)未來的健康具有重要的影響作用，所以我們?cè)谀Ｐ椭刑砑恿耸茉L者15歲之前的健康水平這個(gè)自變量，來剔除健康對(duì)教育的反向影響。但是我們采用了受訪者教育程度這個(gè)變量來作為教育資本的測(cè)算，存在測(cè)量誤差。由于教育資本的測(cè)量誤差或者遺漏變量，同樣可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題。

我們選取了可能的內(nèi)生變量，即受訪者教育程度相關(guān)的受訪者第一個(gè)子女的教育程度 (IV1)、受訪者配偶的教育程度 (IV2)以及受訪者在第一個(gè)子女出生時(shí)的年齡 (IV3)作為工具變量，對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

通過相關(guān)性的檢驗(yàn)，筆者發(fā)現(xiàn)，IV3與受訪者的教育程度相關(guān)性不高，IV1和IV2與受訪者的教育程度相關(guān)性較強(qiáng)，因此保留這兩個(gè)工具變量。表3給出了在Probit排序選擇模型中利用工具變量法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。

我們知道，如果變量不具有內(nèi)生性，使用工具變量估計(jì)就不是有效的。所以，筆者對(duì)教育程度這個(gè)可能具有內(nèi)生性的變量進(jìn)行了檢驗(yàn)。先用被懷疑的內(nèi)生變量受訪者的教育程度，對(duì)模型中所有其他的解釋變量和工具變量IV1、IV2進(jìn)行回歸，并提取其殘差ε。然后把該殘差加入到Probit排序選擇模型中作為一個(gè)新的解釋變量繼續(xù)回歸，如果其系數(shù)顯著，則說明受訪者的教育程度確實(shí)是一個(gè)內(nèi)生變量。表3的最后一行給出了殘差系數(shù)的顯著性水平，可以看出，在5%的顯著性水平下，我們不能拒絕受訪者教育程度外生性的假設(shè)，即這個(gè)變量不存在內(nèi)生性。所以，接下來我們用Probit排序選擇模型來估計(jì)并分析各種因素對(duì)健康需求的影響，如表3所示。

表3 工具變量估計(jì)結(jié)果:因變量Health

3.Probit排序選擇模型估計(jì)及參數(shù)分析

采用Probit排序選擇模型對(duì)影響健康的年齡、教育資本、收入等因素進(jìn)行分析，如表4所示。

表4 Probit排序選擇模型的估計(jì)結(jié)果:因變量Health

從表4中可以看出，在全部樣本的Probit排序選擇模型估計(jì)中，性別和城鄉(xiāng)虛擬變量的系數(shù)都顯著為正，表明同樣條件下，男性的健康水平高于女性，城鎮(zhèn)居民的健康水平高于農(nóng)村居民。與我國(guó)女性平均期望壽命高于男性不同，①2005年，我國(guó)男性期望壽命為70歲，女性為74歲 (資料來源:《2010中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》)。我們的估計(jì)認(rèn)為男性的健康水平更高，這可能與本文衡量健康選取的代理變量有關(guān)。本文選取自評(píng)健康狀況作為健康的代理變量，女性對(duì)自身的健康要求更高，可能導(dǎo)致女性過低評(píng)價(jià)了自身的健康。

婚姻狀況虛擬變量的系數(shù)顯著為正，表明婚姻狀況穩(wěn)定、與配偶生活在一起的中老年人的健康狀況更好。配偶之間，尤其是老年配偶之間互相照料，對(duì)健康有正向的影響。

受訪者15歲之前的健康水平對(duì)目前的健康水平有著顯著的正向影響。15歲之前健康水平良好意味著更健康的基因，青少年時(shí)期相對(duì)充足的營(yíng)養(yǎng)攝入，顯然對(duì)今后的健康有正向的影響。

年齡對(duì)健康水平的影響顯著為負(fù)。年齡的增長(zhǎng)，尤其是高齡人群年齡的增長(zhǎng)，大大地提高了健康資本折舊率，提高了健康資本的成本，導(dǎo)致了對(duì)健康資本需求的減少。

教育程度對(duì)健康水平的影響為正，但是在所有設(shè)定樣本估計(jì)中作用都不顯著。教育程度對(duì)健康水平的影響不顯著，并不符合Grossman健康需求理論的預(yù)測(cè)，這可能與本文所采用的數(shù)據(jù)有很大關(guān)系。本文的受訪者都是中老年人，基本上出生在建國(guó)前后，那時(shí)的教育并沒有受到廣泛的重視，后來文化大革命的發(fā)生更是中斷了那個(gè)年代幾乎所有人受教育的機(jī)會(huì)，所以受教育程度在兩代人代內(nèi)和代際間的差異都不明顯。同時(shí)受教育年限只是對(duì)教育資本的一個(gè)測(cè)算，存在測(cè)量誤差。這些都可能導(dǎo)致教育程度對(duì)健康水平的影響不顯著。

收入水平對(duì)健康水平的影響顯著為正，所有的設(shè)定樣本估計(jì)都表明了這一點(diǎn)。顯然，高收入體現(xiàn)了更高的健康邊際產(chǎn)出，從而提高了對(duì)健康的需求。另外，表4中還列出了分別以性別和城鄉(xiāng)虛擬變量分組的模型回歸系數(shù)。對(duì)表4中的數(shù)據(jù)綜合分析可以發(fā)現(xiàn)，教育程度對(duì)女性健康水平的影響更明顯，因此，加強(qiáng)對(duì)女性教育的投入不僅可以提高女性的健康水平，通過良好的婚姻狀況，也會(huì)間接提高男性的健康水平。婚姻狀況、年齡和收入對(duì)男性健康水平的影響更明顯。這意味著隨著年齡的增加，當(dāng)男性面臨退休，收入明顯下降時(shí)，健康水平會(huì)受到很大的負(fù)向影響，所以，我們應(yīng)該對(duì)這個(gè)時(shí)期的老年男性傾注更多的關(guān)心。

城鄉(xiāng)居民的健康需求模型估計(jì)的數(shù)據(jù)顯示，年齡對(duì)城鎮(zhèn)居民健康水平的影響較農(nóng)村居民更顯著，這可能由于農(nóng)村居民年復(fù)一年的生產(chǎn)、生活模式隨年齡的增長(zhǎng)變化不大，因此年齡對(duì)其健康水平影響不明顯。而收入對(duì)農(nóng)村居民的健康水平影響明顯，這可能由于農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施和醫(yī)療體系比較薄弱，農(nóng)村居民收入的增加對(duì)其改善生活環(huán)境、增加就醫(yī)的可能性有著顯著的影響。

四、結(jié) 論

本文運(yùn)用Grossman健康需求模型對(duì)我國(guó)中老年居民的健康需求進(jìn)行了實(shí)證分析。在健康需求模型中，通過內(nèi)生性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，教育這個(gè)重要的人力資本變量不存在內(nèi)生性問題。運(yùn)用Probit排序選擇模型發(fā)現(xiàn):第一，男性的健康水平比女性高，城鎮(zhèn)居民的健康水平比農(nóng)村居民高。第二，整體上來看，收入和年齡對(duì)健康水平的影響符合Grossman模型的預(yù)測(cè)，且影響顯著。相比之下，教育的影響不明確而且不顯著。穩(wěn)定的婚姻狀況和青少年時(shí)期健康的體魄對(duì)中老年健康有顯著的正向作用。第三，在性別差異方面，教育對(duì)女性健康的影響更大，而年齡和收入對(duì)男性健康的影響更大。在城鄉(xiāng)差異方面，年齡對(duì)城鎮(zhèn)居民的健康影響更顯著，收入對(duì)農(nóng)村居民的健康影響更大。

總體上來看，我國(guó)數(shù)據(jù)對(duì)Grossman健康需求模型的擬合并不十分理想。根本原因在于Grossman健康需求理論建立在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)效果的確定性和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)供需均衡的假設(shè)基礎(chǔ)上。第一個(gè)假設(shè)顯然與實(shí)際不符，需要我們對(duì)理論和模型本身做出進(jìn)一步的改進(jìn)。第二個(gè)假設(shè)在目前中國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的條件下是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不成立的，我國(guó)目前存在著嚴(yán)重的醫(yī)療衛(wèi)生資源供給不足的問題，大量醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求得不到滿足，更不用提通過醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)來實(shí)現(xiàn)的健康需求。不過，實(shí)證的結(jié)果還是給我們未來資源的配置提供了一些參考。比如，增加農(nóng)村居民的可支配收入、提高農(nóng)村居民受教育的水平、增強(qiáng)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性對(duì)于提高農(nóng)村居民的整體健康水平有顯著的作用。

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