楊若愚，董永慶，張 豆

1中國(guó)民航大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津，300300；2天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津，300072

我國(guó)的流動(dòng)人口群體日益壯大，第七次人口普查數(shù)據(jù)顯示，2020年流動(dòng)人口數(shù)量為3.76億，流動(dòng)人口占總?cè)丝诒戎氐?6.64%[1]。自改革開放以來(lái)，雖然中國(guó)人口的整體經(jīng)濟(jì)狀況和醫(yī)療水平在不斷改善，但群體間的健康差異卻依然存在。流動(dòng)人口群體的健康差異問(wèn)題近年來(lái)也備受政府關(guān)注。2016年發(fā)布的《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》，明確指出要“推動(dòng)健康領(lǐng)域基本公共服務(wù)均等化”，重點(diǎn)關(guān)注基本健康服務(wù)和健康水平差異問(wèn)題。同年發(fā)布的《流動(dòng)人口健康教育和促進(jìn)行動(dòng)計(jì)劃(2016-2021年)》，針對(duì)提高流動(dòng)人口健康水平提出了“推動(dòng)形成有利的政策環(huán)境”“提高衛(wèi)生計(jì)生服務(wù)可及性”等7項(xiàng)重點(diǎn)工作任務(wù)。現(xiàn)有關(guān)于流動(dòng)人口健康問(wèn)題的學(xué)術(shù)研究，多關(guān)注流動(dòng)人口健康的影響因素，或是流動(dòng)人口內(nèi)部特定群體的健康狀況[2-5]，對(duì)于流動(dòng)人口群體內(nèi)部健康差異的研究卻相對(duì)匱乏。在此背景下，本研究利用2017年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)大樣本數(shù)據(jù)，對(duì)流動(dòng)人口這一群體的健康差異進(jìn)行測(cè)度與分解。

1 資料來(lái)源與方法

1.1 資料來(lái)源

本研究中所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自于原國(guó)家衛(wèi)生和計(jì)劃生育委員會(huì)組織的2017年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查。該調(diào)查關(guān)注流動(dòng)人口的生存發(fā)展?fàn)顩r、流動(dòng)特征、社會(huì)融合情況和健康及基本公共服務(wù)利用的狀況，范圍覆蓋31個(gè)省級(jí)行政單位及新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)，樣本總量達(dá)169989。調(diào)查抽樣采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS(probability proportionate to size)抽樣方法，具有科學(xué)性、專業(yè)性和較好的代表性。綜上，該調(diào)查數(shù)據(jù)能夠較好符合本文對(duì)于流動(dòng)人口健康差異研究的需要。

1.2 健康狀況的測(cè)量

對(duì)于健康狀況的測(cè)量存在主觀維度和客觀維度。其中，自評(píng)健康是常用的主觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)，以往研究證明自評(píng)健康數(shù)據(jù)與死亡率等客觀健康測(cè)量指標(biāo)高度相關(guān)，可以有效地度量健康，較好反映個(gè)人綜合健康狀況[6]，故本文選取自評(píng)健康作為主觀健康指標(biāo)。通過(guò)借鑒以往研究，本文的客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)選擇兩周內(nèi)不適指數(shù)及患慢性病指數(shù)。綜上，本文衡量健康狀況的指標(biāo)有3個(gè)，且均有對(duì)應(yīng)的問(wèn)卷問(wèn)題與之相匹配。

1.3 健康差異影響因素的測(cè)度

在本研究中，健康影響因素包含個(gè)體特征、社會(huì)融合、醫(yī)療資源可及性和流動(dòng)人口的流動(dòng)特征4個(gè)方面。結(jié)合問(wèn)卷問(wèn)題和以往研究，個(gè)體特征選取性別、年齡、受教育程度和婚姻狀況4個(gè)子指標(biāo)進(jìn)行度量，就社會(huì)融合而言，本文參考楊菊華等學(xué)者構(gòu)建的社會(huì)融入指標(biāo)體系[7]，根據(jù)易得性和問(wèn)卷中原始數(shù)據(jù)的因子分析，選擇將經(jīng)濟(jì)整合、行為適應(yīng)以及身份認(rèn)同作為測(cè)度社會(huì)融合的3個(gè)維度，將個(gè)人月收入、住房類型作為測(cè)度經(jīng)濟(jì)整合維度的兩個(gè)指標(biāo)，其中，住房類型參照以往學(xué)者關(guān)于流動(dòng)人口住房保障的研究進(jìn)行“安居”屬性的分類[8]。將流動(dòng)人口的社區(qū)參與作為測(cè)度行為適應(yīng)的指標(biāo)，并通過(guò)流動(dòng)人口對(duì)于戶籍人口的心理距離以及歸屬感等作為測(cè)量流動(dòng)人口身份認(rèn)同的指標(biāo)。醫(yī)療資源可及性一定程度上影響著公共衛(wèi)生資源的配置，體現(xiàn)了資源的可得性。因此，本文運(yùn)用到達(dá)醫(yī)療機(jī)構(gòu)的時(shí)間來(lái)測(cè)量該指標(biāo)。就流動(dòng)特征而言，本研究結(jié)合問(wèn)卷問(wèn)題選擇“流動(dòng)距離”和“流動(dòng)年份”兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度，二者分別反映了空間和時(shí)間層面的流動(dòng)性，可以很好地表征流動(dòng)特征。

1.4 健康差異的測(cè)量與分解方法

集中指數(shù)是測(cè)度健康差異的常用方法，通過(guò)集中指數(shù)這一基于雙變量分布的測(cè)度方式，可以觀察在相關(guān)社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素變量完全一致時(shí)，健康分布的不均衡程度，從而對(duì)其進(jìn)行“反事實(shí)”的分解，進(jìn)行因果關(guān)系的推斷[9]。因此，本文將運(yùn)用集中指數(shù)進(jìn)行健康差異分解。

1.4.1 健康差異的測(cè)量。集中指數(shù)(concentration index，CI)是集中曲線和絕對(duì)公平線(斜對(duì)角線)所圍面積的兩倍，本文所使用的計(jì)算CI的公式為：

(1)

其中CI指的是集中指數(shù)，n代表的是樣本個(gè)數(shù)，μ指的是健康水平h的均值，hi表示個(gè)體的健康水平，Ri表示的是個(gè)體的收入秩次。由于本文的健康指數(shù)代表的是健康不良水平，故當(dāng)CI為正時(shí)，健康不平等對(duì)窮人有利，為負(fù)時(shí)表示對(duì)富人有利，為0時(shí)則代表完全平等。

1.4.2 健康差異的分解。本文采取Wagstaff等的方法[10]，將健康集中指數(shù)與回歸框架相結(jié)合，對(duì)健康差異進(jìn)行分解。設(shè)定健康水平H為因變量，健康影響因素X為自變量，建立健康回歸模型為：

(2)

βk是指第k個(gè)因素對(duì)健康的邊際影響，εi是誤差項(xiàng)。則健康集中指數(shù)可以分解為：

(3)

由于用于計(jì)算集中指數(shù)的健康指標(biāo)必需是一個(gè)二分變量或連續(xù)型變量[11]，而本文的自評(píng)健康數(shù)據(jù)是通過(guò)4個(gè)等級(jí)的打分制獲得的，因此，有必要對(duì)這一變量數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。考慮到直接將自評(píng)健康變?yōu)槎肿兞繒?huì)失去較多信息，本文采用Wagstaff提出的潛在變量法進(jìn)行處理，假定自評(píng)健康得分的背后存在一個(gè)潛在的變量滿足標(biāo)準(zhǔn)的對(duì)數(shù)正態(tài)分布，并計(jì)算4個(gè)自評(píng)健康等級(jí)所占有的比例，按照比例查正態(tài)分布表并進(jìn)行指數(shù)換算，從而將自評(píng)健康這一有序變量轉(zhuǎn)化為了數(shù)值變量。

1.4.3 變量及其操作化定義。本文以2017年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)中的A卷調(diào)查結(jié)果為依據(jù)，變量類型及其操作化定義如表1所示。

表1 變量類型及其操作化定義

2 結(jié)果

2.1 基于收入分組的健康差異現(xiàn)狀分析

本文使用數(shù)據(jù)僅涉及15歲及以上且在流入地居住1個(gè)月及以上的流動(dòng)人口。表2報(bào)告了總樣本健康狀況均值和根據(jù)收入水平分組統(tǒng)計(jì)的被調(diào)查流動(dòng)人口健康狀況的平均值。自評(píng)健康均值為1.206，且慢性病患病率均在7%以下。可以看出，流動(dòng)人口的整體健康狀況良好(自評(píng)健康狀況采取1至4分的打分制，分?jǐn)?shù)越高表明自評(píng)健康越差)。隨著收入的提高，人們的自評(píng)健康和兩周內(nèi)不適的指數(shù)都在下降，高收入組的流動(dòng)人口身體狀況普遍好于低收入組，流動(dòng)人口群體的健康狀況存在著“親富人”的現(xiàn)象，但收入對(duì)慢性病患病率的影響在更高的收入層次有所減小。

為了將健康狀況的差異程度進(jìn)行更深層次的量化分析，本研究計(jì)算出在自評(píng)健康、兩周內(nèi)不適和患慢性病3個(gè)健康指標(biāo)上的集中指數(shù)分別為-0.0742、-0.1152和-0.1225，并繪制出了基于月收入的健康集中曲線，如圖1-3所示?？梢钥闯觯@3個(gè)健康指標(biāo)上都存在著“親富人”的現(xiàn)象，即高收入群體的健康水平更佳。其中，自評(píng)健康集中指數(shù)為-0.0742，和2020年張志堅(jiān)等人利用2016年基層衛(wèi)生綜合改革調(diào)查數(shù)據(jù)得出的自評(píng)健康指數(shù)(-0.0507)相比[12]，指數(shù)的絕對(duì)值較大，說(shuō)明流動(dòng)人口內(nèi)部的健康差異程度比總體人口的健康差異水平還要高。

表2 按月收入分組的被調(diào)查流動(dòng)人口健康狀況(均值)

圖1 以月收入排序繪制的自評(píng)健康指標(biāo)的健康集中曲線

圖2 以月收入排序繪制的兩周內(nèi)不適指標(biāo)的健康集中曲線

圖3 以月收入排序繪制的患慢性病指標(biāo)的健康集中曲線

2.2 健康各指標(biāo)的集中指數(shù)分解

為了進(jìn)一步探究其中的原因機(jī)理，本文針對(duì)3個(gè)健康指標(biāo)進(jìn)行了差異分解。其中，患慢性病指數(shù)是患高血壓指數(shù)、患糖尿病指數(shù)、患糖尿病和高血壓指數(shù)的加總值。總體而言，負(fù)值貢獻(xiàn)率縮小健康差異，正值貢獻(xiàn)率擴(kuò)大健康差異，各維度的分解結(jié)果整合如下表3所示。自評(píng)健康的分解結(jié)果中，年齡的彈性為正，貢獻(xiàn)率達(dá)16.25%，其“親富人”的特征使其擴(kuò)大健康差異，成為月收入外影響自評(píng)健康差異的主要因素，性別、受教育程度和婚姻狀況通過(guò)集中提升高收入人群的自評(píng)健康水平擴(kuò)大了流動(dòng)人口的健康差異。住房類型在一定程度上縮小了流動(dòng)人口的自評(píng)健康差異，貢獻(xiàn)率達(dá)-1.46%，更具“安居”屬性的住房類型通過(guò)集中降低高收入人群的自評(píng)健康水平縮小了健康差異。對(duì)患慢性病的健康差異分解結(jié)果顯示，年齡因素是擴(kuò)大患慢性病健康差異的主要因素，貢獻(xiàn)率達(dá)26.61%。此外，受教育程度、住房類型和流動(dòng)距離的彈性雖然都為正，但其親富的特征使其成為縮小慢性病患病率的主要因素，貢獻(xiàn)率分別達(dá)到-5.55%、-5.18%和-3.74%。兩周內(nèi)不適指數(shù)的分解結(jié)果顯示，月收入對(duì)健康差異的貢獻(xiàn)高達(dá)68.23%，是造成兩周內(nèi)不適健康差異的主要因素。個(gè)體特征如性別、年齡以及受教育程度也對(duì)健康差異存在重要貢獻(xiàn)，貢獻(xiàn)率分別為10.20%、4.71%和7.42%。性別和受教育程度通過(guò)集中降低高收入者的兩周內(nèi)不適程度擴(kuò)大了健康差異?；橐鰻顩r和住房類型的彈性為正，但提高了較高收入群體的兩周內(nèi)不適水平，縮小了健康差異。

2.3 健康綜合指數(shù)的廣義logistic回歸

為了驗(yàn)證上述分析結(jié)論的穩(wěn)健性，本文使用logistic回歸分析方法進(jìn)行影響因素分析。為了綜合度量健康狀況，構(gòu)建“綜合健康得分”因變量，將自評(píng)健康、兩周內(nèi)不適指數(shù)以及患慢性病指數(shù)進(jìn)行加和。為了避免出現(xiàn)頻次較低的分類，本文將健康狀況得分中的“5，6，7”合并成一個(gè)分類，留下5個(gè)類別進(jìn)行估計(jì)。其中，1至5分別代表健康狀況“很好”“好”“一般”“差”和“很差”。本研究所構(gòu)建的綜合健康得分可以作為一個(gè)獨(dú)立的變量，故選擇有序logistic回歸模型對(duì)其進(jìn)行分析。采用有序logistic回歸模型需要滿足平行性假設(shè)，即對(duì)于因變量的每個(gè)分類，自變量的影響效果是一樣的。本研究利用Stata 15.0對(duì)其進(jìn)行平行線假設(shè)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示P值均顯著，拒絕平行線假定的原假設(shè)，則使用有序logistic回歸模型是不合理的。因此，本文選擇能較好解決這一問(wèn)題并更為簡(jiǎn)潔的分析方法——廣義logistic回歸[13]，對(duì)健康綜合得分的回歸結(jié)果見(jiàn)表4。同時(shí)，表5報(bào)告了健康綜合得分相關(guān)影響因素的邊際效應(yīng)。

表4及表5顯示，在個(gè)體特征中，性別、年齡和受教育程度對(duì)綜合健康得分的差異的貢獻(xiàn)是顯著的。其中，性別存在正向影響，說(shuō)明男性流動(dòng)人口的自評(píng)健康狀況整體要好于女性流動(dòng)人口。年齡對(duì)綜合健康水平存在負(fù)向影響，說(shuō)明年輕人的身體素質(zhì)普遍優(yōu)于老年人，這與客觀規(guī)律相符。受教育程度越高，測(cè)得綜合健康狀況較差的概率就越小?；橐鰻顩r總體上而言對(duì)綜合健康的影響并不顯著。就社會(huì)融合的層面而言，月收入在1%的水平上顯著提高了測(cè)得更高綜合健康水平的可能性，單就邊際效應(yīng)而言，在其他自變量的條件不變的情況下，月收入每提高一個(gè)單位，測(cè)得綜合健康“很好”的概率提高3.91%。住房類型對(duì)于綜合健康水平存在著負(fù)向的影響，這與上文的分析結(jié)果一致。身份認(rèn)同對(duì)綜合健康存在正向影響。在邊際效應(yīng)中，身份認(rèn)同每提高一個(gè)水平，綜合健康報(bào)告“很好”的概率提高2.52%。行為適應(yīng)對(duì)綜合健康存在負(fù)向影響。在邊際效應(yīng)中，行為適應(yīng)每提高一個(gè)單位，綜合健康報(bào)告“很好”的概率降低0.01%，報(bào)告“好”的概率降低0.19%。就流動(dòng)特征而言，流動(dòng)距離對(duì)綜合健康存在顯著的正向影響， 流動(dòng)年份對(duì)綜合健康存在顯著的負(fù)向影響。流動(dòng)年份與年齡有著相似的影響路徑，但影響的程度較小。醫(yī)療資源可及性對(duì)于綜合健康存在正向影響。在邊際效應(yīng)分析中，若其他條件不變，到達(dá)時(shí)間每提高一個(gè)單位，綜合健康報(bào)告“很好”的概率增加1.11%，“一般”的概率提高0.03%，“差”的概率降低0.20%，“很差”的概率降低0.07%。

表3 自評(píng)健康指數(shù)的健康差異分解

表4 健康綜合得分相關(guān)影響因素的回歸分析

表5 健康綜合得分相關(guān)影響因素的邊際效應(yīng)分析(%)

3 討論

3.1 流動(dòng)人口在年齡、性別等層面存在健康差異

本研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)人口群體內(nèi)部存在著“親富人”的健康差異。就個(gè)人特征層面而言，年齡、性別是除收入外導(dǎo)致健康差異的主要因素，這與以往的研究結(jié)論相一致[14-15]。年齡增長(zhǎng)容易帶來(lái)身體機(jī)能下降和各種健康風(fēng)險(xiǎn)[16]，年齡在廣義logistic回歸中的邊際效應(yīng)分解顯示其對(duì)流動(dòng)人口的綜合健康水平存在顯著的負(fù)向影響，在集中指數(shù)的分解中發(fā)現(xiàn)，年長(zhǎng)的流動(dòng)人口大多集中在低收入組，年齡所帶來(lái)的身體機(jī)能下降與低收入所帶來(lái)的醫(yī)療支付壓力擴(kuò)大了流動(dòng)人口群體的健康差異。拋去性別本身的健康生物學(xué)差異所帶來(lái)的“健康不平等”，不同性別的群體在資源、信息、權(quán)力方面存在的差距也會(huì)造成健康差異[17]。在本研究中，性別在3個(gè)健康指標(biāo)的集中指數(shù)的分解結(jié)果表明，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位偏高的男性健康狀況優(yōu)于女性。廣義logistic回歸的結(jié)果也顯示，性別存在顯著的正向影響。因此，應(yīng)在提供基本公共衛(wèi)生服務(wù)時(shí)重點(diǎn)關(guān)注流動(dòng)人口中的老年與女性群體，推動(dòng)醫(yī)療保險(xiǎn)更多惠及流動(dòng)老人，并應(yīng)出臺(tái)針對(duì)不同性別的就醫(yī)政策，以提高就醫(yī)公平性以及醫(yī)療資源的利用率，以提升流動(dòng)人口的整體健康水平。

3.2 社會(huì)融合對(duì)于流動(dòng)人口綜合健康水平具有重要影響

社會(huì)融合與流動(dòng)人口的健康密切相關(guān)[18]。在本研究中，月收入以及住房類型作為社會(huì)融合的經(jīng)濟(jì)整合維度指標(biāo)，對(duì)于流動(dòng)人口的健康差異具有重要影響。月收入是流動(dòng)人口健康差異擴(kuò)大的主要因素，而住房類型是流動(dòng)人口健康差異縮小的主要因素，在邊際效應(yīng)的分解結(jié)果中，月收入和住房類型對(duì)于流動(dòng)人口健康的影響程度也是顯著的。已往研究表明，低收入易導(dǎo)致健康不佳[19]。低收入有可能會(huì)增加個(gè)體暴露于有害環(huán)境的風(fēng)險(xiǎn)。本文分析也顯示收入的提高整體上有利于流動(dòng)人口健康水平的提升。實(shí)證結(jié)果表明，住房類型越具安居性，流動(dòng)人口的健康狀況反而越不佳。這可能是由于隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的不斷加快，城市房?jī)r(jià)也在不斷飛漲，穩(wěn)定的住房類型伴隨的高成本卻使得流動(dòng)人口生活負(fù)擔(dān)加重，進(jìn)而影響其健康狀況。經(jīng)濟(jì)整合層面極大地影響著流動(dòng)人口的健康差異，建議增強(qiáng)針對(duì)流動(dòng)人口的就業(yè)信息提供與就業(yè)培訓(xùn)，縮小該群體內(nèi)部的收入差距。此外，應(yīng)擴(kuò)大保障性住房的覆蓋范圍，更好發(fā)揮公共租賃房的作用，減輕流動(dòng)人口的居住壓力。身份認(rèn)同體現(xiàn)著流動(dòng)人口對(duì)于流入地的歸屬感與認(rèn)同感，深刻影響著流動(dòng)人口的行為與知覺(jué)。行為適應(yīng)體現(xiàn)了流動(dòng)人口對(duì)于新環(huán)境的適應(yīng)能力，但也可能會(huì)使流動(dòng)人口更多地暴露于歧視與壓力的環(huán)境之中，從而降低其健康水平。因此應(yīng)該進(jìn)一步關(guān)注流動(dòng)人口的心理健康，推動(dòng)開放包容的社區(qū)氛圍建設(shè)，促進(jìn)其更好融入流入地，并建立相應(yīng)的社會(huì)支持體系，及時(shí)為流動(dòng)人口提供健康資源支持。

3.3 醫(yī)療資源可及性能夠有效提高流動(dòng)人口綜合健康狀況

研究結(jié)果顯示，醫(yī)療資源可及性對(duì)于流動(dòng)人口的健康差異貢獻(xiàn)較小，但在邊際效應(yīng)分解中，其對(duì)于流動(dòng)人口群體健康存在顯著的正向影響。醫(yī)療資源可及性是公共衛(wèi)生服務(wù)的基本指標(biāo)，其通過(guò)直接的醫(yī)療資源的供給為流動(dòng)人口的健康提供保障。但已有研究表明，流動(dòng)人口對(duì)于醫(yī)療資源的利用率不高[20]。因此，在為流動(dòng)人口提供基本醫(yī)療資源的同時(shí)，流入地還應(yīng)保障其獲取基本醫(yī)療服務(wù)的權(quán)利，加強(qiáng)針對(duì)流動(dòng)人口的醫(yī)療權(quán)益宣傳，以提高醫(yī)療資源使用效率。建議在流動(dòng)人口聚集區(qū)域建立便民醫(yī)療點(diǎn)或者流動(dòng)性的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)站，保障醫(yī)療資源的可及性。

3.4 流動(dòng)特征對(duì)流動(dòng)人口綜合健康水平具有重要影響

流動(dòng)特征包含流動(dòng)距離與流動(dòng)年份，在健康集中指數(shù)的分解中，流動(dòng)特征對(duì)于流動(dòng)人口的健康差異的貢獻(xiàn)總體而言并不顯著。但是在廣義logistic回歸的結(jié)果中，流動(dòng)特征的影響是顯著的。本研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)距離對(duì)于流動(dòng)人口的健康狀況具有正向的影響，即跨省流動(dòng)的人口健康狀況比省內(nèi)流動(dòng)的人口健康狀況更好，一方面可能是因?yàn)榇嬖诮】颠x擇效應(yīng)[21]，健康狀況更好的流動(dòng)人口更易遷移。另一方面是大城市的醫(yī)療資源可能比省內(nèi)的醫(yī)療資源更好。在本研究中，流動(dòng)年份對(duì)流動(dòng)人口的健康狀況存在負(fù)向影響，這可能是因?yàn)榱鲃?dòng)時(shí)間更久的流動(dòng)人口暴露在“陌生環(huán)境”中的時(shí)間更長(zhǎng)，健康風(fēng)險(xiǎn)從而也更大。因而，需要落實(shí)異地醫(yī)保政策，保障流動(dòng)年份久、流動(dòng)距離遠(yuǎn)的流動(dòng)人口享有更廣泛的醫(yī)療健康服務(wù)。