楊 振， 丁啟燕， 王 宇

(1.華中師范大學 城市與環(huán)境科學學院， 武漢 430079; 2.華中師范大學 可持續(xù)發(fā)展研究中心， 武漢 430079)

中國居民健康支出的時空差異與環(huán)境技術(shù)彈性

楊 振1,2*， 丁啟燕1,2， 王 宇1,2

(1.華中師范大學 城市與環(huán)境科學學院， 武漢 430079; 2.華中師范大學 可持續(xù)發(fā)展研究中心， 武漢 430079)

工業(yè)發(fā)展中排放的環(huán)境污染對人口健康造成沖擊，區(qū)域環(huán)境技術(shù)與居民健康支出密切相關(guān).該文綜合采用泰爾指數(shù)、趨同檢驗、分位數(shù)回歸彈性等方法，重點考察中國2005年～2014年居民健康支出的時空差異特征與環(huán)境技術(shù)彈性.結(jié)果表明：1)2005年以來，各省區(qū)居民醫(yī)療保健支出均有大幅增加，支出水平總體呈現(xiàn)“東高、西低、中部居中”的空間格局；2)醫(yī)療保健支出總體差異主要來源于東、中、西三大地帶內(nèi)部，帶間差異貢獻較低，支出水平存在地區(qū)趨同現(xiàn)象；3)環(huán)境技術(shù)在低、中、高3個分位點上的彈性系數(shù)均為正值，說明在研究時段內(nèi)降低工業(yè)COD、SO2排放水平有利于居民醫(yī)療保健支出的降低.

健康支出； 時空差異； 趨同檢驗； 環(huán)境技術(shù)彈性

改革開放以來，我國經(jīng)濟社會發(fā)展取得巨大成就，人民生活有了明顯改善.但快速城市化、工業(yè)化排放的大量污染導致了嚴重的健康危害，增加了居民健康支出壓力[1].健康是人的基本權(quán)利，也是我國小康社會建設的重要內(nèi)容，經(jīng)濟快速增長引發(fā)的環(huán)境與健康問題引起各界的廣泛關(guān)注.越來越多的理論研究和實踐表明，一個地區(qū)居民的健康支出受到多種因素的影響，與當?shù)亟?jīng)濟狀況、健康素養(yǎng)、人口分布、年齡結(jié)構(gòu)、醫(yī)療供給、環(huán)境質(zhì)量、制度政策、文化教育等條件密切相關(guān)[2-3].經(jīng)濟增長推動了居民收入增加，環(huán)境意識和健康素養(yǎng)普遍提高，對于健康服務和產(chǎn)品的消費需求也呈現(xiàn)普遍增長態(tài)勢[4].在控制收入變量的條件下，人口分布的城市化、年齡結(jié)構(gòu)的老齡化以及醫(yī)療資源可及性的提高對健康支出均有明顯影響.一些學者發(fā)現(xiàn)城市空氣質(zhì)量差、工作壓力大，而就醫(yī)便利、醫(yī)保制度健全，居民健康支出普遍高于農(nóng)村[5]；人體健康水平隨年齡增加而下降是一個自然規(guī)律，因此老齡化水平較高地區(qū)的醫(yī)療支出相對也高[6]；農(nóng)村衛(wèi)生室、縣鄉(xiāng)醫(yī)療機構(gòu)條件的普遍改善與“新農(nóng)合”制度的基本普及，在一定程度上減輕了農(nóng)村看病難、看病貴壓力，推動農(nóng)民健康支出的增加[7].還有一些學者注意到教育、職業(yè)等因素對健康支出的影響，提出個人需求醫(yī)療衛(wèi)生服務和產(chǎn)品的實質(zhì)是健康本身的觀點，認為文化程度高者一般職業(yè)收入也高，擁有的健康知識相對豐富，對健康服務和產(chǎn)品的需求比較旺盛[8].隨著研究的不斷深入，并且出于對工業(yè)化進程中環(huán)境問題嚴重性的擔憂，部分學者特別關(guān)注各類污染對健康及醫(yī)療支出的影響.以加拿大49個郡和8個OECD國家為樣本的研究案例，均顯示污染較嚴重地區(qū)的人均醫(yī)療花費更高；超過一定閾值的一氧化碳、二氧化硫和氧化氮濃度的提高會加速惡化人群健康，導致醫(yī)療支出快速攀升[9-10].就國內(nèi)而言，一些學者從實證的角度驗證了空氣、水、土壤等污染的健康危害與經(jīng)濟影響，認為改革開放以來工業(yè)污染在較大程度上削弱了經(jīng)濟發(fā)展帶來的健康紅利[11-12].

環(huán)境污染的主要源頭在于眾多的工業(yè)行業(yè)(如火電、鋼鐵、水泥、石化、有色金屬冶煉等)向大氣、水體等自然環(huán)境中排放了過多的廢棄物.提高工業(yè)環(huán)境管理水平與工藝技術(shù)有利于控污減排，降低健康風險，影響健康支出.當前，健康地理學致力于環(huán)境與健康關(guān)系的研究，較多地關(guān)注環(huán)境本身要素(如溫度、濕度、降水、土壤元素等)對健康本身的影響，比較缺乏針對環(huán)境管理、環(huán)境技術(shù)、健康需求、醫(yī)療支出等方面的成果[13].科學技術(shù)是人們解決環(huán)境問題、從根本上消除污染危害的關(guān)鍵抓手.同時，我國地域廣闊，各地區(qū)自然、人文條件千差萬別，居民健康支出水平存在較大差異[14].基于此，本研究綜合采用泰爾指數(shù)、趨同檢驗、分位數(shù)回歸彈性等方法，重點考察大陸各省區(qū)(不含港澳臺)2005年、2014年兩個典型年份的居民健康支出差異、變化趨勢與環(huán)境技術(shù)彈性問題，為進一步消除不同地區(qū)、人群之間的“健康鴻溝”提供政策啟示，同時為辨明環(huán)境與健康之間的復雜關(guān)系提供實證依據(jù).

1居民健康支出計算方法與分布特征

基于健康內(nèi)涵的復雜性，廣義的健康支出不僅包括疾病的預防、診斷、治療等經(jīng)濟投入，還包括居民花費在休閑娛樂、體育鍛煉、膳食營養(yǎng)等方面的時間、金錢與精力成本[15].本文重點關(guān)注經(jīng)濟快速發(fā)展時期的國民健康問題，為簡化分析并根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性原則，直接使用國家統(tǒng)計局常規(guī)統(tǒng)計指標“居民醫(yī)療保健消費支出(Health care expenditure，HCE)”作為狹義健康支出的代理指標.該指標的含義是，城鄉(xiāng)居民用于醫(yī)療和保健的藥品、醫(yī)療器械和服務費用，包括醫(yī)藥衛(wèi)生保健用品、醫(yī)療保健服務費和醫(yī)療衛(wèi)生設備、用品加工修理費等.由于中國統(tǒng)計年鑒僅給出各地區(qū)分城、鄉(xiāng)的人均醫(yī)療保健消費支出數(shù)據(jù)，這里根據(jù)城、鄉(xiāng)人口比重計算得到各地區(qū)全體居民的人均醫(yī)療保健支出PHCEit(單位：元/人)：

PHCEit=UPHCEit×URit+

RPHCEit×(1-URit).

(1)

式(1)中，UPHCEit表示城鎮(zhèn)居民家庭人均醫(yī)療保健支出，元/人；RPHCEit表示農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出，元/人；URit表示地區(qū)市化水平，即城市人口占總?cè)丝诘谋戎兀?；i、t代表地區(qū)和年份.

根據(jù)全國三大地帶劃分標準，東部地帶包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省市，中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8個省區(qū)，西部則包括其余的12個大陸省區(qū)(圖1).根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒提供的數(shù)據(jù)，計算得到2005年、2014年各地區(qū)總體的人均醫(yī)療保健支出.統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，在兩個典型年份里，全國尺度的人均醫(yī)療保健支出分別為356.61元/人、1 044.80元/人，10年增長了688.19元/人，年均增長12.69%.這一增速顯然是在我國工業(yè)化進程快速推進和環(huán)境污染明顯增加的背景下發(fā)生的.就省域尺度看，2005年人均醫(yī)療保健支出最小值出現(xiàn)在西藏，為105.34元/人，最大值出現(xiàn)在北京，為1 166.10元/人，二者相差1 060.76元/人，北京是西藏的11.07倍.2014年的最小、最大值分別增加到197.60元/人(西藏)、2 223.90元/人(上海)，差異程度增加到2 026.30元/人和11.25倍.圖1顯示，東部省份的人均醫(yī)療保健支出普遍高于中、西部省區(qū).2005年東、中、西地帶內(nèi)部的支出均值分別為548.11元/人、309.47元/人、269.77元/人，東部最高，中部次之，西部最低；2014年支出均值變化為1 307.50元/人、1023.41元/人、886.95元/人，仍然保持著“東高、西低、中部居中”的基本空間格局.圖1還顯示，在兩個年份里，各省區(qū)的醫(yī)療保健支出均發(fā)生了幅度不等的增加，其中上海的增加幅度最大，為1 452.72元/人；西藏的增幅最小，為92.26元/人，二者相差15.75倍.從各省增幅的總體情況看，初始水平較低的中、西部省區(qū)普遍高于初始水平較高的東部省區(qū)，這在一定程度上推動了兩個年份中醫(yī)療保健支出空間差異的變化.

2居民健康支出差異分解與趨同檢驗

在明晰健康支出總體分布特征的基礎上，對其空間差異進行解析并探討其未來變化趨勢具有重要意義.全國醫(yī)療保健支出的空間差異既表現(xiàn)在東、中、西3大地帶之間，同時也表現(xiàn)在各地帶內(nèi)部各省區(qū)之間.泰爾指數(shù)從信息熵的概念出發(fā)，能夠?qū)⑦@一差異從總體上分解為帶間差異與帶內(nèi)差異，并可以衡量兩類差異的貢獻份額，辨明總體差異的來源.設Pji、THCEji分別為第j地帶i省份的人口和醫(yī)療保健支出總額，j=1， 2， 3，表示東、中、西3大地帶，Pj、THCEj分別為第j地帶的總?cè)丝诤歪t(yī)療保健支出總額，P、THCE分別為全國總?cè)丝诤歪t(yī)療保健支出總額，則全國醫(yī)療保健支出總體差異的Theil指數(shù)可以用式(2)表示，3大地帶之間的差異TB和各地帶內(nèi)部的差異TW，分別用式(3)、(4)表示.

(2)

(3)

(4)

2005年、2014年全國總體差異的Theil指數(shù)及其帶間、帶內(nèi)分解結(jié)果見表1.可以發(fā)現(xiàn)，從總體差異的Theil指數(shù)看，全國醫(yī)療保健支出總差異的變化始終受到帶間差異和帶內(nèi)差異的共同影響，總差異從0.035 5減少到0.016 5，10年間減少了0.019 0.與此同時，帶間、帶內(nèi)差異也在兩個年份里發(fā)生了相應變化.2005年，在全國總差異中，地帶之間的差異TB為0.015 2，占42.69%，地帶內(nèi)部的差異TW為0.020 3，占57.31%；2014年，TB、TW分別變化為0.003 2、0.013 3，所占比重變化為19.30%、80.70%.其中，TB的貢獻率減少了23.39%，TW的貢獻率則增加了23.39%.從帶內(nèi)差異的分解結(jié)果看，2005年，東、中、西三大地帶內(nèi)部差異的Theil指數(shù)分別為0.027 2、0.014 2、0.010 8，2014年東、中部分別降低到0.016 1、0.008 3，西部則增加到0.014 0，呈現(xiàn)“中、東部降低，西部增加”特征.由于在兩個年份里TW對總體差異的貢獻率均大于TB，因此可以認為全國醫(yī)療保健支出差異主要是由各地帶內(nèi)部的差異所造成，并且該類差異的貢獻份額隨時間變化而增加，帶間差異始終起次要作用.

為考察2005年以來各地區(qū)差異變化的總體趨勢，這里借鑒經(jīng)濟研究中經(jīng)典的收斂性檢驗模型[16]，構(gòu)建關(guān)于人均醫(yī)療保健支出的區(qū)域趨同檢驗模型.在式(5)中，PHCEit表示i省區(qū)在考察期初t的人均醫(yī)療保健支出，PHCEiT表示i省區(qū)在考察期末T的人均醫(yī)療保健支出，t-T為考察時段；α為常數(shù)，b為待估的收斂系數(shù)，ξit為誤差項.若b顯著小于0，表示地區(qū)人均醫(yī)療保健支出的增長速度與其初始水平負相關(guān)，說明各地區(qū)支出差異存在隨時間而減小的趨勢，即趨同趨勢，否則不存在趨同趨勢.

(5)

回歸結(jié)果顯示，檢驗模型的F值為7.890，說明檢驗方程在5%的置信水平上顯著；R2為0.214，說明地區(qū)人均醫(yī)療保健支出變化的21.40%可由其初始水平(自然對數(shù))解釋，而變化的78.60%則由其他因素(如經(jīng)濟收入、醫(yī)療服務、生活條件、環(huán)境質(zhì)量等)的變化引起.模型的回歸系數(shù)(即趨同系數(shù))b=-0.026，小于0且通過5%的顯著性檢驗(t統(tǒng)計量為-2.809)，說明各地區(qū)人均醫(yī)療保健支出存在明顯的趨同趨勢，支出初始水平較高地區(qū)的增加速度慢于初始水平較低的地區(qū)，初始水平較低地區(qū)的增速則快于較高地區(qū)，因而兩類地區(qū)的差異存在隨時間變化而減小的趨勢，預期會逐步趨同于某一較高水平.我國醫(yī)療保健支出的時空差異變化存在趨同性這一特征，與全國總體差異有所降低有內(nèi)在的一致性.其原因可能在于，在當前地區(qū)之間彼此開放的時空背景下，由于市場的主導作用，影響居民對健康產(chǎn)品和服務需求的各類因素(醫(yī)療資源、收入、制度、政策等)在地區(qū)之間的自由流動或均衡化，對地區(qū)健康支出的不平衡產(chǎn)生了自我修正作用，從而導致了趨同的發(fā)生.

3居民健康支出分布變化的環(huán)境技術(shù)彈性

由于工業(yè)生產(chǎn)中排放的各類污染物是當前危害國民健康、激發(fā)居民健康服務和產(chǎn)品需求的重要因素之一，這里選擇化學需氧量、二氧化硫為代表，使用單位工業(yè)產(chǎn)值產(chǎn)生的COD、SO2排放量作為環(huán)境技術(shù)水平的表征指標，以此為基礎考察環(huán)境技術(shù)對醫(yī)療保健支出變化的影響.兩個指標均為負向指標，數(shù)值越大說明工業(yè)環(huán)境技術(shù)水平越低；反之，環(huán)境技術(shù)水平越高.當前，關(guān)于環(huán)境技術(shù)彈性相關(guān)問題的研究尚無成熟的方法可供借鑒，本研究參考生態(tài)經(jīng)濟分析中經(jīng)典的STIRPAT模型建構(gòu)思路[17]，嘗試建立我國居民醫(yī)療保健支出變化的環(huán)境技術(shù)彈性分析模型.首先，將某地區(qū)居民受到的COD或SO2的健康危害總影響THE分解為該地區(qū)總?cè)丝赑、經(jīng)濟狀況A(GDP/P)、工業(yè)化水平I(工業(yè)增加值/GDP)、環(huán)境技術(shù)水平T(COD或SO2排放量/工業(yè)增加值，分別用T-COD或T-SO2表示)、單位污染物的健康危害影響V(健康危害/COD或SO2排放量)等5個變量的乘積，如式(6)所示.利用居民醫(yī)療保健支出總額THCE代替THE，并將式(6)兩邊同除以P，得到關(guān)于地區(qū)人均醫(yī)療保健支出PHCE的恒等式(7).由于實際中醫(yī)療保健支出與諸因素之間的關(guān)系并非完全的同比例單調(diào)關(guān)系，因此將式(7)改寫為隨機形式(8)，其中的常數(shù)項α是標度該模型的常數(shù)項，β1、β2、β3、β4為相應變量的指數(shù)項，表示對PHCE影響的相對大小.最后，對式(8)兩邊取自然對數(shù)，得到線性化的回歸模型(9)，ε為殘差項，包含了除A、I、T以外的所有能夠影響醫(yī)療保健支出的因素.并且，由于缺乏測量V的可靠方法，為簡化分析，將其直接歸于殘差項ε，而不單獨進行估計.在式(9)中，T為關(guān)注變量，回歸系數(shù)β3的含義是在控制其他因素不變的情況下，環(huán)境技術(shù)水平變化1%引起的人均醫(yī)療保健支出變化的百分比，反映了居民醫(yī)療保健支出的環(huán)境技術(shù)彈性大小.

THE=P×A×I×T×V，

(6)

(7)

PHCE=αAβ1Iβ2Tβ3Vβ4ε，

(8)

lnPHCE=lnα+β1ln(A)+β2ln(I)+β3ln(T)+ε.

(9)

一般來說，普通最小二乘法(OLS)是估計式(9)模型的最基本方法，但該方法考察的是自變量對因變量條件期望的邊際影響.如果條件分布呈現(xiàn)非對稱分布，條件期望則不能反映因變量分布的全貌.1978年，Koenkel等提出分位數(shù)回歸的思想，認為各分位數(shù)能比較全面地描述數(shù)據(jù)集合的分布狀況，可以利用因變量的條件分位數(shù)對自變量進行回歸.同時，該方法使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標函數(shù)，對回歸系數(shù)的估計更為穩(wěn)健[18].本研究采用該方法對不同支出水平的環(huán)境技術(shù)彈性進行考察.借助計量經(jīng)濟分析軟件EViews8.0，選擇3個代表性分位點0.25、0.50、0.75分別進行回歸，并在回歸時使用自助重復抽樣技術(shù)(Bootstrap)在每個分位點處做500次重復抽樣，以增強推斷效能.研究時段取2005年～2014年，研究樣本為大陸31個省區(qū).為增加分析結(jié)果的穩(wěn)健性，樣本數(shù)據(jù)取各省區(qū)2005年、2014年的平均值，相關(guān)基礎數(shù)據(jù)來源于兩個年份的中國統(tǒng)計年鑒.

對兩類工業(yè)污染物的排放技術(shù)水平(自然對數(shù))進行回歸，結(jié)果見表2.該表顯示，在0.25、0.50、0.75分位點上，T-COD的回歸系數(shù)β3分別為0.270 3、0.242 1、0.145 6，均大于0，說明地區(qū)人均醫(yī)療保健支出隨工業(yè)COD排放水平的升高而增加，當T-COD增加1%時，對城鄉(xiāng)居民健康額外造成的危害將推動人均醫(yī)療保健支出增加0.270 3%.相應地，當工業(yè)企業(yè)通過技術(shù)改造、優(yōu)化管理、推廣清潔生產(chǎn)等方式降低T-COD水平時，同樣會有效降低居民健康支出.隨著分位點值的升高，T-COD的彈性隨之降低，說明較低水平的健康支出對T-COD更為敏感，中、高水平支出的環(huán)境技術(shù)敏感性較低.另一方面，在低、中、高3個分位點上，T-SO2的回歸系數(shù)β3分別為0.086 1、0.059 6、0.105 0，說明當?shù)貐^(qū)單位工業(yè)產(chǎn)值排放的SO2增加1%時，將推動3個水平的人均醫(yī)療保健支出分別增加0.086 1%、0.059 6%、0.105 0%.彈性系數(shù)隨支出水平的提高發(fā)生“先減、后增”的波動.

T-COD和T-SO2在不同分位點上的彈性系數(shù)均為正值，說明對居民健康支出的助推效應具有一定穩(wěn)健性.然而，各彈性系數(shù)均未通過統(tǒng)計學檢驗，說明彈性系數(shù)為正僅是當前特定時期的特有情況.當研究樣本波動時，彈性系數(shù)可能會發(fā)生某些變化，這在一定程度上反映了居民健康與環(huán)境關(guān)系的復雜性.可以設想，未來隨著經(jīng)濟發(fā)展中清潔生產(chǎn)技術(shù)的廣泛采用，環(huán)保制度的逐步完善，單位工業(yè)產(chǎn)值排放的污染物將大幅減少，預期可能會出現(xiàn)醫(yī)療保健支出隨T-COD、T-SO2的降低而增加的現(xiàn)象，即β3<0.

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的置信水平上顯著.

4結(jié)論與討論

健康是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎條件，也是廣大人民群眾的共同追求.快速工業(yè)化、城市化進程中排放的大量污染物對國民健康造成沖擊，區(qū)域環(huán)境技術(shù)與居民健康支出密切相關(guān).本研究發(fā)現(xiàn)：1)2005年以來，各省區(qū)居民醫(yī)療保健支出均有大幅增加，支出水平總體呈現(xiàn)“東高、西低、中部居中”的空間格局；2)醫(yī)療保健支出總體差異主要來源于東、中、西3大地帶內(nèi)部，帶間差異貢獻較低，支出水平存在地區(qū)趨同現(xiàn)象；3)環(huán)境技術(shù)在低、中、高3個分位點上的彈性系數(shù)均為正值，說明在研究時段內(nèi)降低工業(yè)COD、SO2排放水平有利于居民醫(yī)療保健支出的降低.

上述結(jié)論為辨明我國居民健康支出的空間分布格局及其與環(huán)境、技術(shù)之間的復雜關(guān)系提供了實證線索，提示我們在全面建設小康社會過程中應牢固樹立以人為本的理念，高度重視清潔生產(chǎn)工作，盡快實現(xiàn)工業(yè)發(fā)展與污染排放的“脫鉤”.特別是，由于居民經(jīng)濟支出是維持和提升個體健康的重要手段，支出差異在一定程度上映射了不同人群之間的健康公平性.根據(jù)健康支出空間分布格局能夠進一步優(yōu)化配置醫(yī)療衛(wèi)生資源，為降低不同地區(qū)、人群之間的“健康鴻溝”提供參考.同時，需要指出的是，本研究建立的環(huán)境技術(shù)彈性分析模型邏輯清晰、形式簡潔，且能夠分離出環(huán)境技術(shù)變量對醫(yī)療保健支出的獨立影響，得到一些有意義的結(jié)論.但該模型對各影響因素的交互作用強調(diào)不夠，在推廣應用中需加以注意.

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Spatio-temporal difference of heath care expenditure and its environmental technology elasticity in China

YANG Zhen1，2， DING Qiyan1，2， WANG Yu1，2

(1.College of Urban and Environmental Sciences， Central China Normal University， Wuhan 430079； 2.Research Institute of sustainable Development, Central China Normal University， Wuhan 430079)

Industrial pollution had impacted on population health， and the regional environmental technology is closely related to the residents’ health care expenditure. Using Theil index， convergence test and quantile regression synthetically， this paper analyzed spatio-temporal difference of heath care expenditure and its environmental technology elasticity in China from 2005 to 2014. The results show that: 1) the health care expenditures in all provinces have been increasing greatly from 2005， presenting a spatial pattern of decreasing from east to west (“high in east area， middle in central area and low in west area”); 2) the spatial difference mainly ascribed to the intra variance in the three areas rather than the inter differences among them. And the expenditure levels of the three regions had a trend of converging; 3) the elasticity coefficients of environmental technology on low， middle， and high quantile were all positive， indicating that cutting down the emission of COD and SO2would be able to reduce the level of residents’ health care expenditure．

health care expenditure; spatio-temporal difference; convergence test; environmental technology elasticity

2017-01-08.

國家自然科學基金項目(41301187).

1000-1190(2017)02-0247-06

X503.1

A

*E-mail: yangzhen0871@163.com.