健康是指人體各器官系統(tǒng)發(fā)育良好，體質(zhì)健壯，功能正常，精力充沛，并具有良好勞動效能的狀態(tài)，通常用人體測量、體格檢查和各種生理指標(biāo)來衡量。下面是小編為你帶來的我國中老年人健康需求實(shí)證研究論文 ，歡迎閱讀。

　　摘 要：對健康需求的研究，國際通行的方法是基于人力資本理論的Grossman健康需求模型。本文采用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS 2008）的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Probit排序選擇模型對影響我國中老年人健康需求的因素進(jìn)行了實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)，整體上看，收入和年齡對健康水平的影響符合Grossman模型的預(yù)測，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期健康的體魄對中老年的健康有顯著的正向作用。在性別差異方面，教育對女性健康的影響更大，而年齡和收入對男性健康的影響更大。在城鄉(xiāng)差異方面，年齡對城鎮(zhèn)居民的健康影響更顯著，收入對農(nóng)村居民的健康影響更大。這些經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)可以作為配置醫(yī)療衛(wèi)生資源的依據(jù)。

　　關(guān)鍵詞：Grossman模型；健康需求；性別視角

　　一、引 言

　　伴隨著我國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，人們生活水平不斷提高，我國居民健康水平也不斷提高，全國人口平均預(yù)期壽命從1990年的6855歲提高到2000年的7140歲，同時衛(wèi)生費(fèi)用支出也迅速增加，從2000年的4 5866億元增加到2006年的9 8433億元，衛(wèi)生費(fèi)用支出的增長率大部分時間超過GDP的增長率。 數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計年鑒》各期。人均壽命的提高加劇了我國人口老齡化的程度，我國老年人全年人均醫(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�醫(yī)療費(fèi)用的30%，人口老齡化將大大增加我國衛(wèi)生費(fèi)用的支出。資料來源：http：newssohucom20060305n242133633shtml 收稿日期：20120701

　　基金項(xiàng)目：山東大學(xué)研究生自主創(chuàng)新基金項(xiàng)目“我國中老年居民健康需求影響因素實(shí)證研究”（yzc11008）

　　作者簡介：張 琳（1985-），女，山東膠州人，博士研究生，主要從事健康經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。Email：zhanglin8562@mailsdueducn對這些問題的研究都可以概括為對我國中老年居民健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的研究。

　　對健康需求和醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求的研究，國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)而通過對健康需求的選擇來確定對醫(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人在生產(chǎn)部門和非生產(chǎn)部門的勞動效率來提高個人的效用，而健康主要通過延長勞動時間來提高個人的效用。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醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的投入來實(shí)現(xiàn)的，所以，人們對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求是基于對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Grossman模型理論上的主要擴(kuò)展有三個方面：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，個體對健康需求和醫(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)上的健康需求動態(tài)模型，并運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對模型進(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]，或者某個因素對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)估計值。另外，F(xiàn)uchs認(rèn)為可能存在某些不可觀測的因素，比如個人能力、時間偏好等，它同時作用于健康水平和其他影響因素[17]，將這些不可觀測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[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]，三是通過比較兩個制度不同的國家，考察不同國家的不同的制度結(jié)構(gòu)是否導(dǎo)致某些因素對健康的影響途徑發(fā)生變化[26]。

　　國內(nèi)的文獻(xiàn)大多采用中國健康與營養(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﹑美國國家營養(yǎng)與食物安全研究所和中國疾病與預(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)多用自評健康對微觀個體的健康狀況進(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]。相對應(yīng)的，用Probit或Logit排序選擇模型、OLS模型、2SLS模型等對影響健康的因素進(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。 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，但是估計的結(jié)果與Grossman模型的預(yù)測存在不一致的地方。趙忠認(rèn)為，對衛(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，而在于正確估計模型，這個困難是由衛(wèi)生服務(wù)的不確定性及道德風(fēng)險、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)國家發(fā)展研究院2008年在浙江和甘肅兩省進(jìn)行的中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）。這次調(diào)查對象的年齡基本都在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)證來分析各因素對我國中老年居民健康需求的影響。表1給出了我們在實(shí)證中所使用變量的基本統(tǒng)計情況，如表1所示。

　　我們采取受訪者對自己健康狀況的判斷估計作為健康存量的衡量，將受訪者對自己健康狀況的判斷分成四個等級，其中差、一般、好、很好分別對應(yīng)的健康水平H=1、2、3、4。表2是健康水平的統(tǒng)計描述情況。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。

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

　　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)致我們估計的模型可能存在內(nèi)生性問題。我們認(rèn)為一個人年輕時的健康水平對受教育的程度影響更大，同時作為健康稟賦對未來的健康具有重要的影響作用，所以我們在模型中添加了受訪者15歲之前的健康水平這個自變量，來剔除健康對教育的反向影響。但是我們采用了受訪者教育程度這個變量來作為教育資本的測算，存在測量誤差。由于教育資本的測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子女出生時的年齡（IV3）作為工具變量，對模型進(jìn)行估計。

　　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模型進(jìn)行估計的結(jié)果。

　　我們知道，如果變量不具有內(nèi)生性，使用工具變量估計就不是有效的。所以，筆者對教育程度這個可能具有內(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并分析各種因素對健康需求的影響，如表3所示。

　　從表4中可以看出，在全部樣本的Probit排序選擇模型估計中，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。與我國女性平均期望壽命高于男性不同， 2005年，我國男性期望壽命為70歲，女性為74歲（資料來源：《2010中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》）。我們的估計認(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)。本文選取自評健康狀況作為健康的代理變量，女性對自身的健康要求更高，可能導(dǎo)致女性過低評價了自身的健康。

　　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，對健康有正向的影響。

　　受訪者15歲之前的健康水平對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，青少年時期相對充足的營養(yǎng)攝入，顯然對今后的健康有正向的影響。

　　年齡對健康水平的影響顯著為負(fù)。年齡的增長，尤其是高齡人群年齡的增長，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)致了對健康資本需求的減少。

　　教育程度對健康水平的影響為正，但是在所有設(shè)定樣本估計中作用都不顯著。教育程度對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，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，基本上出生在建國前后，那時的教育并沒有受到廣泛的重視，后來文化大革命的發(fā)生更是中斷了那個年代幾乎所有人受教育的機(jī)會，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。同時受教育年限只是對教育資本的一個測算，存在測量誤差。這些都可能導(dǎo)致教育程度對健康水平的影響不顯著。

　　收入水平對健康水平的影響顯著為正，所有的設(shè)定樣本估計都表明了這一點(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)。對表4中的數(shù)據(jù)綜合分析可以發(fā)現(xiàn)，教育程度對女性健康水平的影響更明顯，因此，加強(qiáng)對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，也會間接提高男性的健康水平�；橐鰻顩r、年齡和收入對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，健康水平會受到很大的負(fù)向影響，所以，我們應(yīng)該對這個時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的數(shù)據(jù)顯示，年齡對城鎮(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變化不大，因此年齡對其健康水平影響不明顯。而收入對農(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健康需求模型對我國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，收入和年齡對健康水平的影響符合Grossman模型的預(yù)測，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期健康的體魄對中老年健康有顯著的正向作用。第三，在性別差異方面，教育對女性健康的影響更大，而年齡和收入對男性健康的影響更大。在城鄉(xiāng)差異方面，年齡對城鎮(zhèn)居民的健康影響更顯著，收入對農(nóng)村居民的健康影響更大。

　　總體上來看，我國數(shù)據(jù)對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。第一個假設(shè)顯然與實(shí)際不符，需要我們對理論和模型本身做出進(jìn)一步的改進(jìn)。第二個假設(shè)在目前中國醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的條件下是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不成立的，我國目前存在著嚴(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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