楊玉萍

[內(nèi)容摘要]健康作為一種人力資本，對(duì)提高個(gè)人收入有著重要的影響。本文基于CFPS的數(shù)據(jù).采用分位數(shù)回歸的方法，考察健康的收入回報(bào)在不同收入水平人群上的差異。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)收入水平越低，健康資本的收入回報(bào)越高，這一現(xiàn)象在城市和農(nóng)村都存在。進(jìn)一步地，城鄉(xiāng)之間健康的收入效應(yīng)也存在差異，在各個(gè)收入分布位置，農(nóng)村的健康收入回報(bào)都高于城市?；诖税l(fā)現(xiàn)，結(jié)合當(dāng)前醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)情況，本文提出了提高低收入者和農(nóng)村人口醫(yī)療服務(wù)保障的建議，以完善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)配置和改善收入分配。

[關(guān)鍵詞]健康；收入效應(yīng)；分位數(shù)回歸

一、引言

健康問題一直是社會(huì)關(guān)注的熱點(diǎn)。作為人的一項(xiàng)“可行能力”和基本自由（Sen，2002），健康關(guān)乎著個(gè)人的福利問題。在人力資本理論中，健康和教育一樣，是提高個(gè)人生產(chǎn)力和收入的一種重要人力資本?！安砣缟降埂?，體現(xiàn)了疾病對(duì)人體的破壞力，一場(chǎng)大病，足以拖垮一個(gè)普通家庭，產(chǎn)生因病致貧、因病返貧的現(xiàn)象。世界衛(wèi)生組織的數(shù)據(jù)顯示，在低收入國(guó)家每年大約有2%-7%的人口因病致貧。因此，個(gè)人健康對(duì)于收入提高起著基礎(chǔ)性的作用。

學(xué)界們已就健康與收入的關(guān)系進(jìn)行了不少的探討，主要包括健康的收入效應(yīng)和收入的健康效應(yīng)兩個(gè)方面。但前者研究的較少，而且大部分集中在工業(yè)化國(guó)家。近年來，發(fā)展中國(guó)家的健康衛(wèi)生問題也得到了廣泛關(guān)注，健康對(duì)就業(yè)和收入的關(guān)系研究逐漸得到了重視。大部分研究認(rèn)為健康對(duì)就業(yè)和收入有顯著影響（Lee，1982；Strauss，1986；Stem，1996；Schultz and Tamel，1997；Ivaschenko，2003；張車偉，2003；魏眾，2004；劉國(guó)恩等，2004；苑會(huì)娜，2009）。健康影響收入的機(jī)制主要有四種（Bloom and Canning，2000）：（1）健康的人在體力、腦力或者認(rèn)知能力上都更加充沛，能工作更長(zhǎng)的時(shí)間，直接提升了勞動(dòng)生產(chǎn)力；（2）健康的人往往更長(zhǎng)壽，更有動(dòng)力為其教育進(jìn)行投資；（3）期望壽命更長(zhǎng)促進(jìn)了個(gè)人在生產(chǎn)階段的儲(chǔ)蓄，為投資儲(chǔ)備了更多的貨幣資本；（4）更健康的人群意味著更低的死亡率，家庭大量生育的必要性降低了，從而使人口增長(zhǎng)率降低和人口平均年齡提高。人口結(jié)構(gòu)的這一變化提高了工作年齡人群的比例，從而拉動(dòng)人均收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

國(guó)內(nèi)這方面的研究從張車偉（2003）開始，也驗(yàn)證了健康對(duì)收入的促進(jìn)作用。張車偉（2003）利用家庭生產(chǎn)函數(shù)對(duì)貧困地區(qū)的種植業(yè)進(jìn)行分析，證明健康對(duì)種植業(yè)生產(chǎn)具有顯著影響。隨后，魏眾（2004）則發(fā)現(xiàn)了健康對(duì)農(nóng)村非農(nóng)就業(yè)和工資的重要作用。侯風(fēng)云（2004a、2004b）估計(jì)了農(nóng)村勞動(dòng)力和農(nóng)村外出勞動(dòng)力各項(xiàng)人力資本的收益率。劉國(guó)恩等（2004）實(shí)證探討了個(gè)人健康對(duì)家庭人均收入的正向影響，進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)農(nóng)村的健康經(jīng)濟(jì)回報(bào)比城市大，女性比男性的健康回報(bào)更大。高夢(mèng)滔等（2005）討論了健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)戶收入的影響，發(fā)現(xiàn)大病沖擊對(duì)隨后12年里農(nóng)戶的人均純收入有顯著的負(fù)面影響。

可見，現(xiàn)階段國(guó)內(nèi)關(guān)于健康資本對(duì)收入的研究較少，主要分析集中于農(nóng)村，對(duì)于城市和不同收入階層的健康對(duì)收入的影響尚缺乏進(jìn)一步的深入研究。我們注意到，現(xiàn)實(shí)中一些低收入者，往往由于健康的原因很難進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)獲得收入；同時(shí)不同收入人群他們的工作類型存在著差異，對(duì)健康的依賴程度也不一樣。其次，低收入者往往較難獲得有效的醫(yī)療服務(wù)，抵御疾病風(fēng)險(xiǎn)的能力較為脆弱，容易因病致貧、因病返貧，尤其是在農(nóng)村地區(qū)。據(jù)北京晨報(bào)報(bào)道，2009年全國(guó)450萬戶在檔困難職工中，其中40%因病致貧。Ye Li et al.（2012）利用中國(guó)第四次全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)發(fā)生災(zāi)難性衛(wèi)生支出的比率為13.0%，致貧比率為7.5%，其中農(nóng)村的災(zāi)難性支出比例高于城市，低收入群體的災(zāi)難性支出比例較高，隨著收入的增加，這一比例逐漸下降。因此，正如教育對(duì)不同收入的人群的回報(bào)存在差異一樣（劉生龍，2008），自然而然的問題是，對(duì)于不同收入的人群，健康資本的收入回報(bào)是否存在差異呢？城鄉(xiāng)之間是否存在差異？城鄉(xiāng)內(nèi)部不同收入階層是否存在健康的回報(bào)差異？這些問題對(duì)于改善收入分配和醫(yī)療服務(wù)配置有著重要意義。但已有文獻(xiàn)在這方面的探討較為缺乏。

分位數(shù)回歸是考察收入分布上差異效應(yīng)的有效方法。自Koenker和Bassett在1978年提出以來，由于分位數(shù)回歸能夠考察解釋變量對(duì)被解釋變量在擾動(dòng)項(xiàng)的不同分位點(diǎn)上的異質(zhì)性影響，在收入分配等方面得到了廣泛的應(yīng)用。近幾年來，隨著微觀數(shù)據(jù)的可得性增加，分位數(shù)回歸的各種擴(kuò)展不斷涌現(xiàn)，成為微觀計(jì)量的一塊前沿。本文將采用分位數(shù)回歸的方法，考察健康資本對(duì)于不同收入群體的收入效應(yīng)，并區(qū)分城市和農(nóng)村進(jìn)行分析。最后我們將結(jié)合當(dāng)前醫(yī)療服務(wù)的現(xiàn)狀，提出完善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)配置和促進(jìn)公平的建議。

文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是引言，介紹健康與收入的研究背景和文獻(xiàn)回顧，第二部分提出理論假說，第三部分是實(shí)證設(shè)計(jì)，第四部分是實(shí)證結(jié)果及分析，第五部分是總結(jié)。

二、理論假說

根據(jù)Becker（1964）的人力資本理論和已有的研究結(jié)論，健康對(duì)于收入有促進(jìn)作用。那么健康的收入效應(yīng)會(huì)隨著收入的增加發(fā)生什么變化呢？健康的收入回報(bào)在農(nóng)村和城市又分別如何呢？

前面提到健康影響收入的渠道主要有4種，本文采用微觀數(shù)據(jù)，主要是基于第一種機(jī)制分析，即健康資本影響個(gè)人勞動(dòng)生產(chǎn)力從而影響收入。不同的職業(yè)性質(zhì)對(duì)健康的依賴不一樣，而不同人群的職業(yè)分布是有差異的，因而健康的收入效應(yīng)在不同人群中也不一樣。這里構(gòu)建了簡(jiǎn)單的理論模型對(duì)此進(jìn)行說明。假設(shè)廠商的產(chǎn)出由健康資本H和其他生產(chǎn)要素X生產(chǎn)（Y=F（H，X）），健康資本的報(bào)酬為r，其他生產(chǎn)要素的報(bào)酬為w，各要素市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)。居民提供生產(chǎn)要素并獲得報(bào)酬用于消費(fèi)C，不進(jìn)行儲(chǔ)蓄。描述如下：

正如劉國(guó)恩等（2004）指出，疾病的影響對(duì)體力勞動(dòng)者來說，具有直接性和顯著性。農(nóng)業(yè)勞動(dòng)主要以體力活動(dòng)為主，這一性質(zhì)使得農(nóng)村勞動(dòng)力相對(duì)于城市勞動(dòng)力更多依賴于體力勞動(dòng)，因此健康的影響也越大。對(duì)于城市勞動(dòng)力而言，收入更多取決于固定工資，而且工資還受到非市場(chǎng)力量（如社會(huì)關(guān)系）等的影響，勞動(dòng)的邊際生產(chǎn)率不等于實(shí)際工資；另外，大多數(shù)城市職工還享有相對(duì)健全的福利保護(hù)，因此城市個(gè)人收入受到疾病影響的程度，特別是短期沖擊，相對(duì)農(nóng)村人口來說應(yīng)該有限得多。因此，無論是長(zhǎng)期還是短期，對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力來說，身體的健康狀態(tài)都是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和收入創(chuàng)造的關(guān)鍵因素。

同時(shí)，一般而言，低收入者大多從事體力性活動(dòng)，而且當(dāng)前的醫(yī)療籌資和醫(yī)療服務(wù)利用存在累退性（解堊，2009），低收入群體在醫(yī)療服務(wù)獲得上比高收入階層弱。Ye Li et al（2012）的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)低收入群體的災(zāi)難性支出比例較高，隨著收入的增加，這一比例逐漸下降。因而健康的影響對(duì)于低收入階層比高收入階層更大。

根據(jù)現(xiàn)階段職業(yè)的分布情況，考慮到體力性勞動(dòng)工作或農(nóng)業(yè)工作對(duì)健康的要求更高，健康對(duì)其收入的影響也越大。本文提出以下假說：

假說1：不同收入人群的健康收入效應(yīng)存在差異，收入水平越低，健康的收入效應(yīng)越大。

假說2：農(nóng)村的健康收入效應(yīng)高于城市。

三、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)計(jì)

根據(jù)現(xiàn)有研究，在微觀層面，個(gè)人收入的影響因素主要?dú)w納為人力資本和社會(huì)資本因素（苑會(huì)娜，2009）?；趥鹘y(tǒng)的收入生產(chǎn)函數(shù)理論，健康是提高勞動(dòng)力質(zhì)量和個(gè)人生產(chǎn)力的重要人力資本形式。目前對(duì)個(gè)人收入的研究大多基于Mincer（1974）的模型。本文采用這一做法，將個(gè)人的健康狀況作為人力資本變量引入模型，考察個(gè)人健康狀況對(duì)個(gè)人收入的影響。此外，模型中還考慮社會(huì)資本和其他人力資本因素。具體的分位數(shù)回歸模型如下：

y=dα_τ+xβ_τ+ε

其中，y表示個(gè)人收入，d表示健康狀況，x表示控制變量，r表示分位數(shù)。控制變量中包含其他人力資本因素、社會(huì)資本和個(gè)人特征變量。其中，其他人力資本因素包括個(gè)人的教育水平和工作情況，社會(huì)資本包括婚姻狀況、所在地，個(gè)人特征變量包括年齡、性別。這些控制變量的選擇參考了魏眾（2004）和苑會(huì)娜（2009）的選取方法。

（二）估計(jì)方法

Koenker和Bassett（1978）提出的分位數(shù)回歸方法能夠考察解釋變量對(duì)被解釋變量在擾動(dòng)項(xiàng)不同分位點(diǎn)上的異質(zhì)性影響。收入分布的不同位置往往在各種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象和行為中都存在差異，因此分位數(shù)回歸在收入相關(guān)的研究中倍受青睞。例如，Omar Arias et al（2001）運(yùn)用分位數(shù)回歸分析了教育對(duì)個(gè)人收入的異質(zhì)回報(bào)，姜?jiǎng)?lì)卿等（2012）就采用分位數(shù)回歸分析不同工資水平下公共部門與非公共部門的工資差異。因而本文使用分位數(shù)回歸的方法是合理的，能檢驗(yàn)健康資本對(duì)不同收入水平群體的回報(bào)是否存在異質(zhì)性。

同時(shí)，考慮到健康和收入之間的相互影響，因此方程中的健康變量存在內(nèi)生性，從而使OLS方法估計(jì)的系數(shù)有偏。目前健康經(jīng)濟(jì)學(xué)問題中處理內(nèi)生性的方法主要有聯(lián)立方程、Heckman兩階段估計(jì)模型和工具變量方法。其中使用較多的是兩種基于工具變量的方法：2SPS（Two-stage predictor substitution）和2SRI（Two-stageresidual inclusion）（Terza et al，2008），_18j它們能用于具有內(nèi)生性的非線性函數(shù)的估計(jì)。2SPS在第一階段先將內(nèi)生變量對(duì)工具變量回歸，得到擬合值代替內(nèi)生變量進(jìn)入第二階段回歸；2SRI是將第一階段內(nèi)生變量對(duì)工具變量回歸的殘差作為額外的變量進(jìn)入第二階段回歸。應(yīng)用在分位數(shù)回歸中克服內(nèi)生性主要體現(xiàn)為相應(yīng)的兩種：第一種是早期的Two-stage Quantile Regression做法，即第一階段先將解釋變量投影到所有的工具變量空間上，生成擬合值，第二階段再對(duì)擬合值作分位數(shù)回歸；第二種是控制函數(shù)方法，第一階段也是先將解釋變量對(duì)工具變量回歸，將殘差加入第二階段分位數(shù)回歸中。Terza et al（2008）指出，在一般參數(shù)估計(jì)中，2SRI的估計(jì)是一致的，而2SPS則不一定，模擬的結(jié)果也更支持2SRI。本文同時(shí)采用2SRI和2SPS兩種方法進(jìn)行估計(jì)。

（三）變量和數(shù)據(jù)

本文使用數(shù)據(jù)全部來自北京大學(xué)“985”項(xiàng)目資助、北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）。CFPS數(shù)據(jù)樣本覆蓋25個(gè)省份16000戶家庭及其成員?，F(xiàn)公布的2010年的數(shù)據(jù)，涵蓋了中國(guó)居民教育、收入、健康等經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)問題，是一項(xiàng)綜合性的社會(huì)跟蹤調(diào)查，為微觀個(gè)體問題的研究提供了有力的數(shù)據(jù)支撐。本文的變量如下所示：

現(xiàn)有研究中對(duì)健康的衡量指標(biāo)包括主觀評(píng)價(jià)、機(jī)體功能等。其中使用因子分析方法提取健康指標(biāo)的做法使用較為廣泛（Baldwin & Johnson，1994；魏眾，2004）?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文對(duì)一系列的指標(biāo)進(jìn)行因子分析獲得個(gè)人健康狀況。CFPS中設(shè)計(jì)了關(guān)于個(gè)人身體狀況的4個(gè)客觀問題，具體為：“您的雙手是否能夠接觸到頸根”、“您的雙手是否能夠接觸到后腰”、“坐一段時(shí)間后您能馬上從椅子上站起來嗎”、“您能撿起地上的書嗎”。本文將答案整理為三級(jí)，用1—3分別代表“不能”、“只能單手觸及、需依靠物體、需坐著撿”、“雙手都能觸及、不需依靠物體、能站著撿”。數(shù)值越大，表示身體健康情況越好。進(jìn)行因子分析，提取特征值大于1的因子作為健康狀況的變量。從表2中可以看出，4個(gè)客觀問題的變量都與因子1正相關(guān)，即因子l能較好地反映身體的健康狀況。

在工具變量選擇上，現(xiàn)有研究大多采用當(dāng)?shù)厥称穬r(jià)格和衛(wèi)生服務(wù)設(shè)施等作為健康的工具變量（Schuhz and Tansel，1997；2001），本文借鑒這一做法，采用“用最快捷的方式從您家到最近醫(yī)療點(diǎn)需要時(shí)間”作為健康狀況的工具變量。通常，到最近醫(yī)療點(diǎn)所需時(shí)間越短，反映了個(gè)人所處的地方衛(wèi)生服務(wù)設(shè)施越完善，從而方便個(gè)人看病、改善健康狀況。此變量與健康負(fù)相關(guān)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文去除了收入小于0、變量值缺省、拒絕回答和不知道的數(shù)據(jù)，由于65歲以上人群一般不屬于勞動(dòng)力范圍，也予以剔除，本文最終得到樣本18371個(gè)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示.

表4是各變量的相關(guān)性分析。從表4中可以看到，個(gè)人收入與健康水平正相關(guān)，且在1%的水平上顯著。其他影響個(gè)人收入的因素中，男性收入顯著高一些，城市的個(gè)人收入顯著較高，婚姻能顯著提高個(gè)人收入，有工作者的收入顯著高一些，受教育年限越長(zhǎng)收入越高，年齡與收入負(fù)相關(guān)，與理論和實(shí)際相符。同時(shí)工具變量與健康水平顯著負(fù)相關(guān)，符合預(yù)期。

（二）收入與健康水平的初步檢驗(yàn)

本文首先采用OLS方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，簡(jiǎn)單分析收入與健康水平的總體關(guān)系。如表5所示，在全樣本中，健康與收入顯著正相關(guān)，健康水平越高，個(gè)人收入也會(huì)提高。在控制變量的影響中，城市的收入顯著高于農(nóng)村，男性收入顯著高于女性，年齡與收入顯著負(fù)相關(guān)，受教育年限與收入顯著正相關(guān)，有工作者收入顯著高于沒有工作者，婚姻顯著提高個(gè)人收入。

（三）不同收入水平下健康的收入回報(bào)

本文考察的重點(diǎn)是不同收入水平下健康資本的收入回報(bào)是否存在差異。首先，在沒有考慮內(nèi)生性的情況下，分位數(shù)回歸的結(jié)果如表6顯示。無論是全部樣本還是在城鄉(xiāng)分樣本中，健康依然會(huì)顯著地增加個(gè)人收入，但是隨著收入水平的增加，健康的收入效應(yīng)會(huì)逐漸將低。以全樣本為例，在10%、25%、50%、75%、90%的分位數(shù)上，健康的收入效應(yīng)分別為0.107、0.076、0.066、0.055、0.021，依次梯度降低，城鄉(xiāng)內(nèi)部也呈現(xiàn)這一特征。假說l初步得到驗(yàn)證。但是就不同的收入分位數(shù)而言，城市的健康收入回報(bào)略高于鄉(xiāng)村，但由于存在內(nèi)生性，這一結(jié)果有偏，還待繼續(xù)檢驗(yàn)。

接著，考慮到健康與收入之間的相互影響使上述的結(jié)果有偏，本文選取工具變量“用最快捷的方式從您家到最近醫(yī)療點(diǎn)需要時(shí)間”，采用2SRI方法解決內(nèi)生性。根據(jù)Staiger和Stock（1997）的經(jīng)驗(yàn)法則，在只有一個(gè)內(nèi)生變量時(shí)，第一階段回歸的F值大于10，則表明不存在弱工具變量的問題。在第一階段的回歸中，工具變量的系數(shù)是-0.000726，顯著為負(fù)，F(xiàn)值為151.74，因此“用最快捷的方式從您家到最近醫(yī)療點(diǎn)需要時(shí)間”不是弱工具變量。

2SRI方法的結(jié)果如表6所示，與沒有考慮內(nèi)生性的情況相類似，但系數(shù)普遍增加。根據(jù)表6和上圖，對(duì)全樣本和城鄉(xiāng)分樣本而言，健康對(duì)于提高個(gè)人收入的作用隨著收入的增加而逐漸降低，但在90%的高收入分位上都不顯著。在10%、25%、50%、75%、90%的分位數(shù)上，全樣本的健康收入效應(yīng)分別為0.107、O.076、0.066、0.055、0.021，城市的健康收入回報(bào)分別為0.202、0.099、0.073、0.064、0.02，農(nóng)村的健康收入回報(bào)分別是0.09、0.056、0.058、0.032、0.007。對(duì)城市樣本而言，在25%以上的收入分位，健康的收入效應(yīng)不再顯著。對(duì)農(nóng)村樣本而言，健康的收入效應(yīng)都為正，除了在90%分位上不顯著外，各分位的系數(shù)都很顯著，并在低收入的25%分位上健康對(duì)收入的回報(bào)最大。值得注意的是，克服內(nèi)生性以后，除了10%的分位外，其余分位數(shù)上，鄉(xiāng)村的健康收入回報(bào)都高于城市。總之，假說1和假說2基本得到了驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于收入大于等于0，因此存在受限因變量的情況，若不考慮這種情況，估計(jì)的結(jié)果可能是有偏的?？紤]下限為0的刪失情況，這里采用Tobit模型重新做上述的實(shí)證過程。與表5、表6的數(shù)據(jù)相比，在考慮受限因變量的情況下，估計(jì)的結(jié)果基本一致，如表7和表8所示。即隨著收入的增加，健康的收入效應(yīng)逐漸降低；總體而言，農(nóng)村的健康收入回報(bào)在各分位點(diǎn)上高于城市，驗(yàn)證了兩個(gè)假說，結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論

本文從不同收入人群的角度出發(fā)，采用分位數(shù)回歸，考察健康的收入效應(yīng)以及其城鄉(xiāng)差異。這是一個(gè)分析健康與收入關(guān)系的新鮮角度，有助于研究醫(yī)療服務(wù)的公平性和收入分配問題。實(shí)證的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不同收入人群健康的收入效應(yīng)是有顯著差異的，收入水平較低的人群，健康的收入回報(bào)較高，隨著收入的增加，健康的收入回報(bào)逐漸下降。這一結(jié)論在城市和鄉(xiāng)村內(nèi)部也成立，但是農(nóng)村在各個(gè)收入分位點(diǎn)的健康收入回報(bào)一般高于城市。這反映了健康資本對(duì)提高低收入群體和農(nóng)村收入有著重要的作用。一個(gè)可能的解釋是不同收入群體、城鄉(xiāng)人群之間工作類型存在差異。同時(shí)，城市和高收入群體能得到更好的醫(yī)療服務(wù)，而且他們大多收入來源于固定的工資，受疾病的沖擊影響較少。這些原因使得低收入者和農(nóng)村的健康收入效應(yīng)較大，較好地解釋了上述的健康收入效應(yīng)的差異。

根據(jù)本文的結(jié)論，健康資本在提高低收入階層和農(nóng)村收入中有著重要作用，因而普及基本醫(yī)療服務(wù)、減少醫(yī)療服務(wù)配置的不均等不僅有助于改善低收入群體和農(nóng)村的健康水平，而且能夠起到減貧和促進(jìn)公平的作用。從醫(yī)療服務(wù)籌資的角度看，應(yīng)落實(shí)完善城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)保、城鎮(zhèn)職工醫(yī)保和農(nóng)村醫(yī)保三個(gè)醫(yī)保體系，完善大病醫(yī)保制度，確保人人都享有基本的醫(yī)療保險(xiǎn)，對(duì)于困難的群體和地區(qū)，政府應(yīng)加大補(bǔ)貼，解決因病致貧、因病返貧問題。從醫(yī)療服務(wù)的可及性看，完善社區(qū)醫(yī)療點(diǎn)，尤其是加快農(nóng)村診所和社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)站的建設(shè)，建立起“小病到社區(qū)，大病到醫(yī)院”的就醫(yī)順序，增加低收入群體和農(nóng)村的醫(yī)療可及性。在醫(yī)療服務(wù)利用的公平性上，除了完善醫(yī)療服務(wù)的籌資和可及性以外，還應(yīng)加大對(duì)社區(qū)醫(yī)療點(diǎn)、各等級(jí)醫(yī)院在門診、治療、藥物等方面的監(jiān)督管理，使各個(gè)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的運(yùn)作規(guī)范透明。