郭 林，管理定，韓 磊

(1.華中科技大學(xué) 社會(huì)學(xué)院/養(yǎng)老服務(wù)研究中心,湖北 武漢 430074;2.北京師范大學(xué) 心理學(xué)部,北京 100875)

一、引 言

全民健康保障作為建設(shè)健康中國(guó)的關(guān)鍵目的,力求實(shí)現(xiàn)從胎兒到生命終點(diǎn)的全程健康服務(wù)[1]。因此,探析對(duì)個(gè)體健康具有長(zhǎng)期性影響[注]個(gè)體健康的長(zhǎng)期性影響因素主要指對(duì)個(gè)體中老年期健康狀況具有影響的早期因素。的因素至關(guān)重要。在關(guān)于個(gè)體健康影響因素的早期研究中,諸如基因等先天因素被認(rèn)為具有決定作用。但隨著醫(yī)學(xué)進(jìn)步和跨學(xué)科交叉研究成果的涌現(xiàn),人們逐漸認(rèn)識(shí)到健康是先天和后天因素相互作用的結(jié)果[2]。人類(lèi)超過(guò)90%的基因是相同的,并且已識(shí)別出的基因差異只能解釋個(gè)體健康差異的很少一部分[3]。為此,較多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注可對(duì)個(gè)體健康施加長(zhǎng)期影響后天因素的作用。

早期營(yíng)養(yǎng)狀況對(duì)個(gè)體健康具有長(zhǎng)期影響。一部分學(xué)者認(rèn)為個(gè)體胎兒時(shí)期的營(yíng)養(yǎng)狀況更為重要。孕期營(yíng)養(yǎng)狀況較好女性所分娩的嬰兒身體健康狀況較好并具有長(zhǎng)期性;反之則較差[4]。無(wú)論是關(guān)于阿姆斯特丹1944—1945年的饑荒研究[5],還是關(guān)于美國(guó)在20世紀(jì)70年代實(shí)施的食物票和婦幼營(yíng)養(yǎng)補(bǔ)助計(jì)劃的研究[6],都驗(yàn)證了上述結(jié)論。另一部分學(xué)者則強(qiáng)調(diào)幼兒期營(yíng)養(yǎng)不良對(duì)個(gè)體成年期健康具有影響。幼兒期有過(guò)饑荒經(jīng)歷的個(gè)體成年期健康狀況更差[7],并得到較多研究結(jié)果的證明[8-9]。而在關(guān)于我國(guó)的研究中,有學(xué)者基于1959—1961年大饑荒的研究證明了幼兒期營(yíng)養(yǎng)不良對(duì)個(gè)體成年期健康狀況具有影響,但并未發(fā)現(xiàn)胎兒時(shí)期經(jīng)歷饑荒對(duì)健康具有長(zhǎng)期不利影響[10]。

童年期健康狀況對(duì)個(gè)體成年期健康狀況具有深遠(yuǎn)影響。 有學(xué)者對(duì)英國(guó)1958年出生隊(duì)列人群進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn), 童年期身體健康狀況較差的個(gè)體在成年后的健康狀況同樣較差[11], 并影響到成年后的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位, 即使在控制諸如父母的教育和收入等可能影響因素后, 結(jié)論依舊穩(wěn)健[12]。 進(jìn)一步看, 對(duì)瑞典大量雙胞胎進(jìn)行研究的成果同樣表明, 幼兒期的身體健康狀況會(huì)對(duì)成年期的健康產(chǎn)生影響, 雖然其影響會(huì)隨著醫(yī)療技術(shù)的發(fā)展而減弱, 但對(duì)個(gè)體在成年期勞動(dòng)力市場(chǎng)的表現(xiàn)卻是穩(wěn)定的[13]。 有學(xué)者關(guān)于我國(guó)的研究亦表明, 良好的童年期身體狀況更有助于個(gè)體在成年期擁有健康的身體狀況和較好的認(rèn)知功能[14]。

醫(yī)療保險(xiǎn)無(wú)論是對(duì)兒童還是成年人的健康都具有影響。在制度規(guī)模效應(yīng)方面,部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn),我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)的增加有助于提升國(guó)民健康水平,特別是提高弱勢(shì)群體的身體健康狀況[15-18]。而有些學(xué)者關(guān)于新農(nóng)合對(duì)農(nóng)村居民健康影響的研究結(jié)果表明,新農(nóng)合未能顯著提高農(nóng)村居民(包括兒童)的健康水平[19-20]。在制度結(jié)構(gòu)效應(yīng)方面,較多學(xué)者認(rèn)為我國(guó)不同醫(yī)保制度擴(kuò)大了醫(yī)療服務(wù)利用不平等,進(jìn)而影響參保群體的健康狀況[21-23]。然而,其中僅有少數(shù)研究指出,我國(guó)醫(yī)療保險(xiǎn)增加對(duì)健康水平較低兒童的促進(jìn)作用具有長(zhǎng)期性[17],我國(guó)不同醫(yī)保制度間差異較大的待遇水平擴(kuò)大了醫(yī)療服務(wù)利用不平等,從而影響兒童的健康狀況并具有長(zhǎng)期性[22],且其主要邏輯為“醫(yī)療保險(xiǎn)→兒童健康”的思路。

個(gè)體參加醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的年齡對(duì)其健康具有長(zhǎng)期性影響。有研究表明,較大年齡才獲得社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)個(gè)體的健康狀況基本不會(huì)得到改善;而在出生時(shí)便獲得保險(xiǎn)個(gè)體的健康狀況則會(huì)因此得到改善[24]。Dor等人基于美國(guó)退休和健康調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),鼓勵(lì)工作年齡的人群參加保險(xiǎn)可能會(huì)帶來(lái)更好的健康狀況,并改善退休時(shí)的健康狀況和降低醫(yī)療費(fèi)用[25]。這些研究的核心邏輯是“參保年齡→長(zhǎng)期健康”的路徑。

綜上,學(xué)界對(duì)個(gè)體健康長(zhǎng)期影響因素的持續(xù)研究,為本文提供了重要的理論基礎(chǔ)和思路啟發(fā),但其鮮有關(guān)于童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康長(zhǎng)期影響的探討,更是缺乏對(duì)這一過(guò)程中醫(yī)療保險(xiǎn)作用的分析。有鑒于此,本文利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù),基于日常活動(dòng)能力量表(Activities of Daily Living,ADL)和工具性日?；顒?dòng)能力量表(Instrumental Activities of Daily Living,IADL)這兩個(gè)評(píng)價(jià)個(gè)體健康狀況的客觀指標(biāo),對(duì)童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況、參加醫(yī)療保險(xiǎn)類(lèi)型和參保時(shí)間、中老年個(gè)體健康進(jìn)行研究,力求彌補(bǔ)已有研究的缺憾。

二、理論基礎(chǔ)、數(shù)據(jù)與變量

(一)理論基礎(chǔ)

生命歷程理論(Life Course Theory)認(rèn)為,個(gè)體的生活軌跡植根于其經(jīng)歷的社會(huì)歷史時(shí)期與地域空間,而其所經(jīng)歷生命事件的影響則取決于該事件在個(gè)體生命歷程中發(fā)生的時(shí)間,這甚至超越事件本身[26]?；谠摾碚?一些學(xué)者分析了個(gè)體早年期生命事件對(duì)現(xiàn)階段生理和心理問(wèn)題的影響[27-29]。本文亦從該理論出發(fā),探析童年期經(jīng)濟(jì)不平等對(duì)個(gè)體中老年期健康的影響。

雖然經(jīng)濟(jì)狀況與健康之間的正相關(guān)關(guān)系已被較多的研究成果證明,但目前還未有一致的結(jié)論認(rèn)為其如何隨年齡變動(dòng)[30]。一部分學(xué)者認(rèn)為,不同經(jīng)濟(jì)狀況個(gè)體的健康差異在中年和老年初期之前是逐漸擴(kuò)大的,而在老年時(shí)期則是縮小的[31-32]。Lowry和Xie將其定義為“收斂假定”[33]。而另一部分學(xué)者的研究成果則表明,經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康的影響會(huì)在個(gè)體生命歷程中不斷累積,使得不同經(jīng)濟(jì)狀況個(gè)體間的健康差異會(huì)隨著年齡增長(zhǎng)而不斷擴(kuò)大,老年階段的健康不平等要大于中年時(shí)期[34-35]。Lowry和Xie將其稱(chēng)為“累積優(yōu)勢(shì)假定”[33]。本文基于上述理論假定分析我國(guó)的實(shí)際情況,并探析醫(yī)療保險(xiǎn)的作用。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

CHARLS數(shù)據(jù)由北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院管理,調(diào)查對(duì)象為隨機(jī)抽取的家庭中45歲及以上的中老年人。為保證樣本代表性,這項(xiàng)調(diào)查的范圍覆蓋了全國(guó)150個(gè)縣、區(qū)的450個(gè)村、居委會(huì),所有樣本均采用PPS方法通過(guò)縣級(jí)抽樣、村居抽樣、家戶(hù)抽樣和個(gè)人抽樣4個(gè)階段被抽取出來(lái)。本文的因變量和控制變量來(lái)源于2015年第三期追蹤訪問(wèn)數(shù)據(jù),此數(shù)據(jù)中的缺省值使用前兩次調(diào)查數(shù)據(jù)填補(bǔ);核心自變量來(lái)源于2014年生命歷程數(shù)據(jù)。在剔除缺省值后共有11 032名受訪者納入本文分析。其中有2 239名受訪者回答了IADL量表,但未回答ADL量表,其余變量樣本量相同。

(三)變量設(shè)定

1.被解釋變量為個(gè)體中老年期身體健康狀況 個(gè)體中老年期身體健康狀況一方面通過(guò)ADL量表,主要是穿衣、洗澡、吃飯、起床、如廁、大小便這六個(gè)維度反映;另一方面通過(guò)IADL量表,即從做家務(wù)、做飯、買(mǎi)東西、管錢(qián)、吃藥這五個(gè)維度反映。這11個(gè)維度的選項(xiàng)均為“沒(méi)有困難、有困難但仍可以完成、有困難需要幫助、無(wú)法完成”,對(duì)應(yīng)的得分依次為0分、1分、2分、3分。分別將兩個(gè)量表各條目的得分累加得到受訪者在日?；顒?dòng)能力和工具性日常活動(dòng)能力方面的健康狀況。量表累計(jì)得分為0表示受訪者在此方面日常活動(dòng)可以完全自理,而得分越高則表示受訪者在此方面的日?；顒?dòng)能力越差。由于個(gè)體健康狀況得分為連續(xù)性變量,本文應(yīng)用線(xiàn)性回歸模型,并使用Stata14.0統(tǒng)計(jì)軟件分析。

2.核心自變量為受訪者自評(píng)童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況 根據(jù)生命歷程數(shù)據(jù)中所詢(xún)問(wèn)的“在您17歲以前,相對(duì)于那時(shí)你們家所在社區(qū)/村的普通家庭,您家的經(jīng)濟(jì)狀況怎么樣?”確定受訪者童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況,并將回答中“比他們好很多、比他們好一點(diǎn)”處理為“較好”,“跟他們一樣”處理為“一樣”,“比他們差一點(diǎn)、比他們差很多”處理為“較差”。

該問(wèn)卷是回溯性調(diào)查。為了降低回溯性偏誤確保分析的準(zhǔn)確性,本文控制“個(gè)體童年期家庭是否有段時(shí)間吃不飽飯、童年期父母工作類(lèi)型”這兩個(gè)童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的間接指標(biāo)。在童年期是否挨餓上,主要通過(guò)“個(gè)體的家庭在17歲之前是否有一段時(shí)間吃不飽飯”反映?？紤]到20世紀(jì)中國(guó)的實(shí)際情況,本文將童年期父母的工作類(lèi)型分為“至少有一方從事非農(nóng)工作和雙方務(wù)農(nóng)或無(wú)工作”[注]其中,“至少有一方從事非農(nóng)工作”包括“父母都從事非農(nóng)工作、父母中有一方從事非農(nóng)工作而另一方從事農(nóng)業(yè)工作”兩種類(lèi)型;“雙方務(wù)農(nóng)或無(wú)工作”包括“父母都務(wù)農(nóng)、父母其中一方務(wù)農(nóng)而另一方無(wú)工作、父母雙方都無(wú)工作”三種類(lèi)型。。

3.模型設(shè)定與控制變量 本文共設(shè)定兩個(gè)模型。模型一是童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康狀況的影響,并控制相關(guān)變量。具體而言,主要控制個(gè)體的年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況、戶(hù)口、近期是否抽煙[30]、童年期健康狀況、現(xiàn)在身體健康狀況[14]、個(gè)體所處地區(qū)[18]等變量。模型二則是基于模型一,將醫(yī)療保險(xiǎn)因素納入分析,主要包括受訪者現(xiàn)在的醫(yī)保類(lèi)型[17]、首份工作的醫(yī)保類(lèi)型、獲得首份醫(yī)保(社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn))時(shí)的年齡[24],探究童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康的長(zhǎng)期影響是否受到醫(yī)保的影響。最終變量定義及賦值見(jiàn)表1。

表1 變量定義及賦值

注：1.小學(xué)未畢業(yè)人群受教育年數(shù)設(shè)定為3年;私塾畢業(yè)設(shè)定為6年;中專(zhuān)畢業(yè)設(shè)定為12年。2.“其他”包括:已婚、喪偶、未婚。3.東部包括:北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東;中部包括:山西、吉林、黑龍江、河南、湖北、湖南、安徽、江西;西部包括:內(nèi)蒙古、甘肅、青海、新疆、廣西、貴州、云南、陜西、重慶、四川;另外缺失海南、西藏、寧夏三省區(qū)數(shù)據(jù)。4.其他包括:城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險(xiǎn)、醫(yī)療救助、商業(yè)保險(xiǎn)(單位購(gòu)買(mǎi))、商業(yè)保險(xiǎn)(個(gè)人購(gòu)買(mǎi))、沒(méi)有醫(yī)療保險(xiǎn)(68人無(wú)醫(yī)療保險(xiǎn),占比為0.6%)等類(lèi)型。此外,考慮到該問(wèn)題調(diào)查年份是2015年,此時(shí)城鎮(zhèn)居民醫(yī)保和新型農(nóng)村合作醫(yī)療還未并軌,同時(shí)根據(jù)樣本分布狀況(660人參保城鎮(zhèn)居民醫(yī)保,占5.98%;297人參保城鄉(xiāng)居民醫(yī)保,占2.69%;剔除重復(fù)參保狀況,二者總共占比為8.14%),我們將新農(nóng)合單獨(dú)分列,將城鎮(zhèn)居民醫(yī)保、城鄉(xiāng)居民醫(yī)保合并到其他中。對(duì)于參保多個(gè)醫(yī)療保險(xiǎn)的,以較高待遇水平的為準(zhǔn)。5.首份工作是非農(nóng)受雇的,包括體制內(nèi)、國(guó)有企事業(yè)單位等,都認(rèn)為其享有公費(fèi)醫(yī)療;從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)或農(nóng)業(yè)自雇、受雇的,都認(rèn)為其參加的是合作醫(yī)療,即老農(nóng)合。

(四)樣本描述性分析

表2是樣本描述性分析結(jié)果。 結(jié)果顯示, 納入本文分析受訪者的IADL能力較差, 量表平均得分高于ADL量表。 受訪者中認(rèn)為自己童年期身體健康狀況一般、較差的比率分別為51.76%、 12.66%;受訪者中認(rèn)為自己現(xiàn)在的身體健康狀況一般、 較差的比率分別為56.97%、 18.70%。有8.86%的受訪者認(rèn)為自己童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況要好于同社區(qū)/村的其他家庭, 與其他家庭一樣的占半數(shù)以上,為51.76%,39.38%的受訪者認(rèn)為自己的家庭要比同社區(qū)/村的其他家庭差。70.22%受訪者的家庭在童年期曾有一段時(shí)間吃不飽飯,81.06%受訪者的父母雙方務(wù)農(nóng)或無(wú)工作。絕大部分受訪者目前參加的醫(yī)療保險(xiǎn)類(lèi)型為新農(nóng)合,達(dá)74.8%;85.32%受訪者首份工作的醫(yī)療保險(xiǎn)是老農(nóng)合;受訪者首次參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的平均年齡偏大,為51.48歲。樣本平均年齡為60.44歲,平均受教育年限為5.51年。

表2 樣本描述性分析 N=11 302

三、回歸結(jié)果

(一)OLS回歸結(jié)果

表3報(bào)告了樣本回歸結(jié)果。童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康狀況具有顯著影響。相比于童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況較好的受訪者,經(jīng)濟(jì)較差的受訪者在中老年期表現(xiàn)出較差的ADL和IADL能力;在控制醫(yī)療保險(xiǎn)以后依舊穩(wěn)健。童年期家庭有過(guò)一段時(shí)間吃不飽飯經(jīng)歷的個(gè)體在中老年期的ADL和IADL能力皆較好;而童年期父母工作類(lèi)型基本無(wú)影響。參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的年齡越大、首份工作醫(yī)保類(lèi)型是老農(nóng)合的個(gè)體現(xiàn)階段身體健康狀況較差,無(wú)論是ADL能力還是IADL能力均不佳;受訪者目前所參加的社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)其現(xiàn)階段身體健康暫無(wú)影響。早期受教育程度越高的受訪者現(xiàn)階段的健康狀況要較好。具體結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康長(zhǎng)期影響的OLS回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為參照組和系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤;表中值為0.000實(shí)際并不等于0,只是數(shù)值過(guò)小,保留小數(shù)點(diǎn)后三位所致; *P<0.1, **P<0.05, ***P<0.01。

(二)內(nèi)生性問(wèn)題

由于測(cè)量誤差或遺漏變量可能會(huì)出現(xiàn)內(nèi)生性問(wèn)題,致使普通OLS估計(jì)得到的因果關(guān)系結(jié)論不一定可靠。一方面是測(cè)量誤差可能導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。如果測(cè)量誤差來(lái)自于因變量,即測(cè)量個(gè)體現(xiàn)階段身體健康狀況的ADL和IADL量表得分,那么這些測(cè)量誤差不會(huì)與關(guān)鍵解釋變量(童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況)相關(guān),因此童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的系數(shù)估計(jì)是無(wú)偏的。然而,如果關(guān)鍵解釋變量(童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況)存在較大測(cè)量誤差的話(huà),那么它是一個(gè)存在嚴(yán)重干擾的變量。在這種情況下,童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康影響估計(jì)的結(jié)果,會(huì)存在較大的誤差[36]。另一方面,未觀察到的遺漏變量也可能導(dǎo)致內(nèi)生性。個(gè)體童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況無(wú)法直接衡量,只能通過(guò)受訪者的回憶確定,而這受到受訪者社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和人口特征等諸多因素的影響,但我們無(wú)法控制所有可能具有關(guān)系的潛在變量,存在遺漏變量問(wèn)題[37]。總之,無(wú)論是上述何種情形,都會(huì)導(dǎo)致我們無(wú)法正確推斷童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康的影響。

(三)工具變量處理內(nèi)生性

由于測(cè)量誤差、遺漏變量等問(wèn)題導(dǎo)致童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康的影響存在內(nèi)生性,本文進(jìn)一步通過(guò)工具變量來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。從理論上講, 工具變量必須滿(mǎn)足兩個(gè)條件:一是外生性,其必須與模型中的擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān);二是相關(guān)性,其必須與內(nèi)生解釋變量高度相關(guān), 否則會(huì)出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題并導(dǎo)致估計(jì)量的不一致[38]。在實(shí)際中,工具變量的選取還須滿(mǎn)足“只能通過(guò)影響內(nèi)生解釋變量進(jìn)而影響被解釋變量”這一條件[39]。根據(jù)工具變量的假設(shè)條件,本文選取了“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”作為童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的工具變量,且符合工具變量的前提條件。首先,“母親是否是文盲”與其家庭背景有關(guān),個(gè)體無(wú)法選擇其出生的家庭和時(shí)間;“父母中是否有黨員”主要由父母自身表現(xiàn)決定,受訪者無(wú)法影響,所以“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”是外生變量。其次,“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”只與個(gè)體童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況相關(guān),與個(gè)體現(xiàn)階段身體健康狀況不直接相關(guān)。最后,“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”只能通過(guò)影響個(gè)體童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況,來(lái)影響其中老年期的身體健康狀況。

本文采用Heckman兩步法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)[40]。第一階段,把內(nèi)生解釋變量“自評(píng)童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況”對(duì)工具變量“母親是否是文盲、父母中是否有黨員”和外生解釋變量回歸,得到潛變量“童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的擬合值(Economic＾IV)”,并對(duì)第一階段回歸結(jié)果做弱工具變量檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。第二階段,將身體健康狀況對(duì)潛變量擬合值、殘差、外生解釋變量作OLS回歸。通過(guò)這兩個(gè)階段的回歸則可以得出童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體中老年期健康影響的一致估計(jì)。具體結(jié)果見(jiàn)表4。

一階段回歸結(jié)果中,母親是否是文盲、父母當(dāng)中是否有黨員與個(gè)體的健康狀況顯著相關(guān)。而二階段回歸結(jié)果表明,童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康具有顯著影響,但其影響為負(fù),即童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差個(gè)體現(xiàn)階段的ADL能力和IADL能力更好,“收斂假定”在此得到驗(yàn)證。而另一方面,我們發(fā)現(xiàn)童年期父母雙方務(wù)農(nóng)或無(wú)工作個(gè)體現(xiàn)階段的ADL和IADL能力皆較差;童年期家庭有過(guò)一段時(shí)間吃不飽飯經(jīng)歷的個(gè)體只在ADL能力方面較差,IADL能力方面則無(wú)差異,“累積優(yōu)勢(shì)假定”得到部分驗(yàn)證。首份工作醫(yī)保是老農(nóng)合的受訪者中老年期ADL和IADL能力皆較差,而受訪者目前參加的不同社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)則對(duì)其中老年期ADL和IADL能力暫無(wú)影響;如果個(gè)體加入醫(yī)保時(shí)年齡越大的話(huà),現(xiàn)階段的IADL能力更差,而ADL能力無(wú)差異。

檢驗(yàn)結(jié)果表明,工具變量的F值分別為11.593和17.647(皆大于10),說(shuō)明我們選用的工具變量是童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的強(qiáng)工具變量,不存在弱工具變量問(wèn)題;過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值皆大于0.1,說(shuō)明我們無(wú)法拒絕工具變量符合外生性條件的原假設(shè)[41]。因此我們采用的工具變量能夠有效處理內(nèi)生性的影響,從而更準(zhǔn)確地估計(jì)受訪者童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康的長(zhǎng)期影響。

四、結(jié)論與建議

健康中國(guó)戰(zhàn)略力求覆蓋全生命周期,實(shí)現(xiàn)從胎兒到生命終點(diǎn)的全程健康保障,全面維護(hù)人民健康。本文基于中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù),控制樣本的基本人口學(xué)特征、童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況的間接指標(biāo)后,探討童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)個(gè)體健康的長(zhǎng)期影響。通過(guò)“受訪者母親是否是文盲、 受訪者父母當(dāng)中是否有黨員”這兩個(gè)工具變量處理內(nèi)生性后發(fā)現(xiàn),童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的個(gè)體中老年期ADL能力和IADL能力較好。引入醫(yī)療保險(xiǎn)做進(jìn)一步研究的結(jié)果表明:①首份工作的醫(yī)保類(lèi)型對(duì)個(gè)體健康狀況具有長(zhǎng)期影響,老農(nóng)合參保者現(xiàn)階段的ADL和IADL能力皆較差;②參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)年齡越大個(gè)體現(xiàn)階段的IADL能力越差,而ADL能力無(wú)顯著差異?；谝陨蠈?shí)證分析結(jié)果,并結(jié)合我國(guó)實(shí)際情況,本文提出以下政策建議:

表4 童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)健康影響的2SLS回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為參照組和系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤;表中值為0.000實(shí)際并不等于0,只是數(shù)值過(guò)小,保留小數(shù)點(diǎn)后三位所致; *P<0.1, **P<0.05, ***P<0.01。

第一,健康中國(guó)戰(zhàn)略的發(fā)展須關(guān)注低收入家庭中的下一代。雖然本文研究結(jié)果驗(yàn)證了“收斂假定”,即不同童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況群體間的健康差異在老年時(shí)期不斷縮小。但我們應(yīng)注意到,因20世紀(jì)中國(guó)的特殊國(guó)情特別是建國(guó)后所實(shí)施的集體主義和平均主義政策,同一社區(qū)/村不同家庭間經(jīng)濟(jì)狀況的差別不會(huì)過(guò)大,可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)不平等的健康不平等效應(yīng)在本文中并未體現(xiàn)出來(lái)。而童年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況較差的間接指標(biāo),即“童年期父母雙方務(wù)農(nóng)或無(wú)工作、童年期有過(guò)一段時(shí)間吃不飽飯經(jīng)歷”,卻表明這部分群體中老年期的身體健康狀況較差,即經(jīng)濟(jì)不平等帶來(lái)的健康不平等效應(yīng)是存在的,并具有長(zhǎng)期性。因此,無(wú)論是享受精準(zhǔn)扶貧政策的家庭還是低收入家庭中的兒童,他們未來(lái)中老年期的身體健康狀況可能較差,這需要黨和政府尤其關(guān)注。建議為這部分家庭中的兒童提供科學(xué)合理的健康教育和保健措施,提高其身體機(jī)能,減弱乃至避免健康劣勢(shì)的累積。同時(shí),對(duì)于貧困以及低收入家庭中的成年人,由于其健康劣勢(shì)已經(jīng)累積,公共政策應(yīng)積極回應(yīng)如何避免這部分群體健康劣勢(shì)的繼續(xù)累積,使他們晚年的身體健康狀況不會(huì)過(guò)差。具體而言,建議為這部分群體參加商業(yè)醫(yī)療保險(xiǎn)等補(bǔ)充醫(yī)療保險(xiǎn)制度提供補(bǔ)貼,提高抗風(fēng)險(xiǎn)能力;適當(dāng)降低這部分人群的醫(yī)保待遇支付門(mén)檻,通過(guò)降低起付線(xiàn)、提高封頂線(xiàn)、醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)比例等方式,降低就醫(yī)負(fù)擔(dān)。

第二,醫(yī)療保障政策的實(shí)施要重視老農(nóng)合、新農(nóng)合參保者的長(zhǎng)期健康。相比于首份工作醫(yī)保類(lèi)型是公費(fèi)醫(yī)療的群體,老農(nóng)合參保者在中老年期的身體健康狀況較差。雖然老農(nóng)合已經(jīng)廢止并被新農(nóng)合所取代,而新農(nóng)合也與城鎮(zhèn)居民醫(yī)保合并為城鄉(xiāng)居民醫(yī)保,并不斷提高待遇水平,但該制度對(duì)個(gè)體現(xiàn)階段的身體健康狀況暫無(wú)顯著影響。由于未并軌前差異較大的待遇水平、老農(nóng)合和新農(nóng)合覆蓋地區(qū)基本衛(wèi)生保健設(shè)施缺乏等原因,健康劣勢(shì)在這部分參保群體中不斷累積,并造成他們現(xiàn)階段較差的身體健康狀況。全民醫(yī)療保險(xiǎn)可以改變以往基本醫(yī)保制度依托的選擇性原則和身份歧視等概念,充分體現(xiàn)普及型、全民性、平等性、健康優(yōu)先等現(xiàn)代福利價(jià)值理念[42]。全民醫(yī)保是一個(gè)“底線(xiàn)公平”的制度,健康結(jié)果公平才是底線(xiàn)公平。其基本標(biāo)準(zhǔn)是弱勢(shì)老年人有機(jī)會(huì)在全民醫(yī)保中獲得與優(yōu)勢(shì)老年人更公平的健康結(jié)果。這迫切要求轉(zhuǎn)變我國(guó)醫(yī)保的發(fā)展理念,即從過(guò)去關(guān)注看病、治病的層次上升到包括預(yù)防、治療和康復(fù)照護(hù)在內(nèi)的全面健康公平[23]。具體而言,建議完善老農(nóng)合、新農(nóng)合覆蓋地區(qū)的基礎(chǔ)衛(wèi)生設(shè)施,探尋有效的方法加強(qiáng)對(duì)參保群體的健康教育;摸索醫(yī)保待遇支付適當(dāng)向老農(nóng)合、新農(nóng)合參保群體傾斜的機(jī)制,如通過(guò)將定期體檢納入醫(yī)保報(bào)銷(xiāo)目錄、注重慢性病管理等措施,避免這部分群體健康劣勢(shì)的繼續(xù)累積,緩解其晚年健康狀況的惡化程度。

第三,加強(qiáng)醫(yī)療保險(xiǎn)政策與公共衛(wèi)生政策聯(lián)動(dòng),減緩較大年齡時(shí)加入社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)群體認(rèn)知能力的衰退。受訪者加入社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)的年齡對(duì)其中老年期的健康狀況具有顯著的長(zhǎng)期影響,較大年齡加入醫(yī)保的個(gè)體現(xiàn)階段IADL能力較差,ADL能力則無(wú)顯著差別。IADL能力主要從做家務(wù)、做飯、買(mǎi)東西、管錢(qián)、吃藥這五個(gè)維度反映個(gè)體健康狀況,而這大多與個(gè)體的認(rèn)知能力相關(guān)。該量表得分較差意味著受訪者現(xiàn)階段的認(rèn)知能力較弱,日后更容易出現(xiàn)認(rèn)知能力下降乃至老年癡呆等問(wèn)題。建議通過(guò)醫(yī)保政策兜底等方式,通過(guò)社區(qū)/村醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)開(kāi)展老年癡呆等與認(rèn)知相關(guān)疾病的篩查工作,并重點(diǎn)關(guān)注那些加入社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)時(shí)年齡較大群體,通過(guò)有針對(duì)性的健康教育、定期認(rèn)知能力檢查等措施,預(yù)防或減緩他們認(rèn)知能力的衰退狀況。此外,可將與老年認(rèn)知能力衰退預(yù)防方面的服務(wù)和藥品納入基本醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷(xiāo)目錄中,以通過(guò)積極的醫(yī)保理念增強(qiáng)預(yù)防力度。