我国城乡医疗服务利用的不平等研究——一项基于CHARLS数据的实证分析.pdf
我国城乡医疗服务利用的不平等研究——一项基于CHARLS数据的实证分析.pdf
我国城乡医疗服务利用 的不平等研究 ——一项于 CHARLS 数据的实证分析 熊跃根， 黄 静 （北京大学 社会学系，北京 100871） 【摘 要】本文在机会平等的理论框架下讨论我国城乡医疗服务利用的不平等问题，以“资源”和“能力” 两个维度界定不平等，并使用 Oaxaca-Blinder 分解模型进行分析。研究发现，城乡居民的“能力”差异可 解释绝大部分的医疗服务利用差异，医疗资源可及性、医疗保险政策和教育水平也是导致差异的重要影 响因素。城乡居民存在着严重的医疗服务利用不平等，农村居民处于不利地位。 【关键词】城乡； 医疗服务利用；机会不平等；资源； 能力 【中图分类号】 C913.7 【文献标识码】 A 【文章编号】1004-129X（2016）06-0062-15 doi： 10.16405/j.cnki.1004-129X.2016.06.007 【收稿日期】2016-04-23 【基金项目】教育部人文社科重点研究基地重大项目： 中国的城乡一体化与健康不平等研究（13JJD84001） 【作者简介】熊跃根（1965-），男， 江西安福人，北京大学社会学系教授； 黄 静（1991-），女， 湖南常德人，北京大学社会学系硕士研究生。 一、 问题提出 医疗服务是个人的基本需要和基本福利，医疗服务平等是获得健康平等的重要途径，也是促进 ［1］ 社会平等的重要元素。 医疗服务不同于其他社会选择，面对疾病和痛苦，每个人都应有同样的机会 ［2］ 获得足够的医疗服务，而不应受个体收入、财富、种族、地域等因素的影响。 研究者指出，我国城乡 存在巨大的健康和医疗服务不平等，农村慢性病类型主要为高血压、呼吸系统疾病和胃肠炎，后两者 主要由落后的生活条件和医疗卫生服务导致；农村居民新农合的保障力度也明显低于城市，农民的 ［3］ 自付比例显著高于城市；而且这种不平等现象在城乡之间还呈现扩大的趋势。 统计数据也显示，长 期以来我国城镇居民的人均卫生费用、每千人口医疗卫生机构床位和每千人口卫生技术人员等是农 村居民的 2 至 3 倍。 2009 年我国启动了新一轮医改，政府提出坚持把基本医疗卫生服务作为公共产品向全民提供， 提出实现城乡医疗服务均等化、 “人人享有基本医疗卫生服务”、疾病面前人人平等的理念，要实现 page 62 POPULATION JOURNAL 总第 220 期 2016.6 vol.38 “病有所医”的目标。2015 年 10 月召开的中共十八届五中全会也提出要推进健康中国建设，深化医 药卫生体制改革。2016 年初国务院发布了《关于整合城乡居民基本医疗保险制度的意见》，明确提出 要整合城镇居民医疗保险和新型农村合作医疗保险制度。面对城乡医疗服务利用存在巨大差异的 现实以及政府不断推进城乡医疗服务均等化的政策背景，深化对于医疗服务利用的城乡不平等研究 将有助于国家制定更加合理的公共卫生政策，使医疗服务最大限度地惠及全民。但我国城乡医疗服 务利用真的存在不平等吗？不平等的程度有多高？由于人际相异性，差异是普遍存在的，差异并不 构成社会问题。由于城镇更高的老龄化率或更差的健康水平导致更多的城镇医疗服务利用是合理 的差异，恰恰体现了“按需分配”。因此，首先需要利用多种数据对城乡医疗服务利用的差异进行区 分，在事实层面取得不平等共识，其次才能解释问题。在此利用了机会平等的相关理论，认为在解决 社会成员如何拥有作为一种资源的机会问题时，应遵循这样的原则，平等的应当给予平等的对待，不 ［4］ 平等的应当给予不平等的对待。 即平等的医疗需要应当给予平等的对待，不平等的医疗需要给予 不平等的对待，医疗服务利用的不平等仅与非医疗需要的因素相关。 本文试图在机会平等理论框架下，利用中国健康与养老追踪调查（CHARLS）2013 年数据，探讨 我国城乡医疗服务利用的不平等问题，具体包括：第一，城乡居民在医疗资源和医疗保险方面的基本 状况分析；第二，城乡居民门诊医疗服务利用不平等的解释性分析；第三，城乡居民住院医疗服务利 用不平等的解释性分析。 二、理论分析思路 联合国发展署 1990 年提出，长寿且健康的生活、获得教育以及获得确保体面生活所必需的资源 ［5］ 是人类发展过程中最关键的三大选择。 基于资源的有限性，任何社会都必须做出的一个重要选择 就是决定商品和服务的个人分配应该达到何种平等程度。 罗尔斯认为，现实社会是不平等的，基本的社会经济不平等是公民在生活前景方面的差别，造成 人们之间不平等的原因包括社会和文化的以及自然的两种。正义即意味着平等，他提出了正义的两 个原则，第一个原则是平等的基本自由原则，第二个原则是公平的机会平等条件和差别原则，要求用 差别原则调整经济的不平等。所有的社会基本善——自由和机会、收入和财富及自尊的基础——都 ［6］ 应被平等地分配，除非对一些或所有社会基本善的一种不平等分配有利于最不利者。 阿玛蒂亚·森 则认为在罗尔斯的差别原则中，关注的是基本善——关于权利、资源、机会、收入和财富、自尊的基础 ——的分配，但基本善并非自由的构成要素，最好是将其看成获致自由的手段。因为将这些“基本 善”或“资源”转化为可能的生活内容与成就，并且成为人们选择的自由程度会因人而异，因而个体所 持有的“基本善”或所拥有的“资源”可能并不是（个体可做某事或不做某事的）自由的一个完美指标， “基本善”或“资源” 的平等也往往伴随着不同人实际拥有的自由的严重不平等。 结合罗尔斯和阿玛蒂亚·森两人的观点，可认为对医疗服务利用不平等的考察，不仅应关注“资 源”的不同，而且还应关注对资源转化“能力”的差异。机会平等中还强调其所享受的利益完全取 决于其应得，是基于需要产生的，因此在实证研究领域，运用机会平等理论对医疗服务利用的考察 关键还有如何区分“应得”。美国医学研究所（IOM）界定，除健康需要和个人偏好外，由于其他因素 ［1］ 造成的不同群体之间医疗保健上的差异才属于不平等。 Cook 等学者对美国精神病防治的种族分割 进行研究时沿用 IOM 的定义，并将群体间的差异操作化三部分：一是由需要和偏好造成的，二是由不 POPULATION JOURNAL page 63 同的医疗体制、政策法规 和社会经济地位造成的， 三是由歧视造成的，后两 者构成了群体间的不平 ［7-9］ 等。 Jimenez-Rubio 等研 究者对西班牙当地居民和 图 1 城乡医疗服务利用不平等研究的分析框架 移民的医疗服务利用进行 比较时，也区分了需要因 ［10］ 素、非需要因素及影响因素系数的群体间差异。 本文从“资源”和“能力”两个维度考察城乡医疗服务利用的不平等， “资源”基本都包含了一些普 遍的影响因素，如年龄、性别、婚姻、健康水平、收入、教育、医疗服务可及性和保险等，Andersen 认为 医疗服务利用主要受预制因素、能力因素和需要因素的影响，预制因素包含了一些常用的人口学变 量，如性别、年龄、婚姻等，能力因素则包含收入、医疗保险、医疗服务资源可及性等，需要因素指健康 状况。由于本文的平等是基于需要的机会平等， “资源”还应区分与需要相关的“资源”及非相关的 ［2］ “资源”，即需要因素与非需要因素。 依据 Grossman 的分析，医疗服务只是消费者对健康需要的引致 ［11］ 需要，健康会随着年龄的增长而加速折旧。 此外，男性和女性面临的疾病风险一般也是不同的。因 此在进行两类群体间的比较时，与需要相关的因素不仅仅包括直接衡量健康状况的指标，如自评健 ［2］ ［10］ 康、 慢性病等， 还应包括年龄、 性别等人口学相关因素， 非需要因素则包括收入、 教育、 医疗保险等。 也有学者将影响医疗服务利用的因素分为禀赋因子、环境因子、制度因子，并将环境因子和制度因子 归为导致利用结果不平等因素，或者区分“环境”和“努力”因素， “环境”导致的差异为不平等，这与本 ［12-15］ 文需要因素和非需要因素的划分都具有内在一致性。 “资源”可通过各因素量的多少来衡量，而“能力”却无法在现实中得到准确测量，也难以找到对 应的衡量指标。借鉴已有文献的做法，可知各影响因素在两群体中的分布特征不同，而且影响系 数也不同，可用各影响因素对两群体作用系数的差异近似反映两者转化“能力”的差异。由此建 立本文的理论分析框架（见图 1）。 为了实现辨别城乡居民医疗服务利用中的“资源”和“能力”的影响程度，本文借用了劳动经济学 领域对性别工资的分析方法，用 Oaxaca-Blinder 分解获得各具体因素的分布特征和作用系数对两群 ［16］ 体最终差异的贡献率， 估算出城乡医疗服务利用中需要因素、非需要因素及“能力”导致的差异大 小，再判断多大程度上形成了城乡医疗服务利用的不平等，并判断各因素对总不平等的贡献和相对 重要程度，发现导致城乡医疗服务利用不平等的主要影响因素，进而可以对相关社会政策进行有针 对性的分析。 三、资料来源与数据分析方法 （一）资料来源与操作化 本文使用的定量资料是中国健康与养老追踪调查（China Health and Retirement Longitudinal Study，CHARLS）2013 年的数据。在研究中主要使用了个人健康、个人及家庭收入、医疗保健与保险 等的相关数据。CHARLS 对医疗服务利用的调查较为详细和全面，区分了门诊和住院，数据质量较 page 64 POPULATION JOURNAL 总第 220 期 2016.6 vol.38 高、信息较全，鉴于以往利用 CHARLS 数据研究医疗服务利用不平等问题的文章相对较少，本文的研 究可与前人研究结果进行比照。 本文按照机会平等理论的逻辑研究城乡医疗服务利用的不平等，区分了门诊医疗和住院医疗。 因变量包括最近一月的门诊频次和最近一月的最近一次的门诊总支出，近一年中最近一次住院的天 数、总支出和个人支出。自变量中，城乡居民的区分以户籍为准，农村居民作为参照对象；年龄以受 访时的年龄为准，划分为 55 岁以下、55~64 岁、65~74 岁和 75 岁及以上四组，以 55 岁以下群体作为参 照对象。性别虚拟变量中，男性作为参照对象；婚姻状况区分有配偶和无配偶，已婚和配偶同住及不 同住都视为有配偶， 并作为参照对象。 CHARLS 调查中受访者随机分为两组，自评健康总计有六类：极好、很好、好、一般、差和很差，本 文中将自评健康分为三类，其一是自评健康好，包括自评健康极好、很好和好，作为参照组，其余两组 为自评健康一般及自评健康差（差、很差）。慢性病的调查包含了 14 种，本文汇总所有慢性病患病情 况后， 建立慢性病患病率的虚拟变量，以未患慢性病的居民为参照对象。 受教育年限是对受访者的教育程度的赋值，其中文盲为 0，未读完小学为 3，私塾和小学毕业为 6，初中毕业为 9，高中或中专为 12，大专、本科、硕士分别为 15、16、19。收入以家庭人均收入来表示， 将个人总收入与家庭其他成员总收入的和除以家户人口数量。到达医院所花费的时间单位为分钟， 交通费的单位为元。医疗保险分为无保险、新农合、城乡居民医疗保险、城镇职工医疗保险、公费医 疗及其他， 以无保险的居民为参照对象。 此外，本文参照以往的研究和医疗服务利用的数据特征，在进行分析时对医疗支出、收入和交通 费作对数变换，为了保留是零值的样本，采用 log( x + 1) 的变换，这也是在实际应用中常用的做法，更 有利于获得可靠的分析结果，最小二乘估计也仍然有效，也可削弱极端值的影响。模型结果最终讨 论的是一个稳定的比例关系，而非绝对值的差异。 （二）数据分析方法 本研究主要运用 stata12.0 进行数据处理和分析， 数据分析方法包含了回归分析和 Oaxaca-Blinder 分解分析。具体方法如下： 依据文献的梳理，确定了医疗服务利用由需要因素和非需要因素共同影响，可建立回归方程： Y = βX + ε = α + γX m + δX n + ε （1） 其中，Y 代表医疗服务利用，X 表示由所有自变量和常数项组成的矩阵，β 为总体参数的向量， ε 为随机误差变量的向量。以需要因素和非需要因素表示则形如（1）式的后一项，X m 代表需要因 素，X n 代表非需要因素，γ 、δ 分别为需要因素和非需要因素的系数。 由于城镇居民和农村居民对资源的转化“能力”并不相同，引入 Oaxaca-Blinder 分解分析方法。 Oaxaca 分解将两群体差异分解为由自变量特征差异和特征回报差异所解释的部分，前者称特征效 应， 后者称系数效应。城镇居民和农村居民的医疗服务利用差异可表示为： dis = E(Y u) - E(Y r ) = E(X u)′( β u - β r ) +[E(X u)′ - E(X r )′] β r （2） 下标 u 代表城镇，r 代表农村，dis 是城镇居民和农村居民医疗服务利用的均值差异，由于是基 于对数的回归，其含义即［（城镇居民利用量/农村居民利用量）-1］。 E(X u)′β r 表示城镇居民按照农 村居民的资源转化能力获得的医疗服务利用。 （2）式等号右边第一项为系数效应，本文表示由于城乡 POPULATION JOURNAL page 65 居民对资源的转化能力的不同所引起的医疗服务利用差异；等号右边第二项为特征效应，表示城乡 居民因为所拥有的需要因素和非需要因素不同而引起的医疗服务利用差异。 由于（2）式存在“指数基准问题”，会对分解结果造成极大的影响，Reimers、Cotton、Neumark 等人 ［17-19］ ［19］ 均提出了修正的方法， Neumark 以混合后的全部样本的回归系数 β* 作为无 “歧视” 的工资结构。 ［20］ 本文结合 Jann 的建议，在全部样本回归中纳入城乡虚拟变量，获得回归系数 β* ， 此时城乡差异作 如下分解： dis =[E(X u) - E(X r )′] β* +[E(X u)′( β u - β*) + E(X r )′( β* - β r )] =[E(X mu) - E(X mr )]′β* +[E(X nu) - E(X nr )]′β* +[E(X u)′( β u - β*) + E(X r )′( β* - β r )] （3） 上式 [E(X mu) - E(X mr )]′β* 可理解为城乡居民所拥有的需要因素不同导致的最终结果差异， [E(X nu) - E(X nr )]′β* 为城乡居民所拥有的非需要因素不同导致的差异，E(X u)′( β u - β*) + E(X r )′( β* - β r ) 为系数效应， 后两者构成本文中城乡医疗服务利用的不平等。 四、城乡医疗服务利用的不平等分析 （一）样本群体的基本特征 依据前文和数据特征，本文将人口学特征和健康状况视为影响医疗服务利用的需要因素，导致 合理的城乡差异；社会经济地位、医疗服务可及性和医疗保险视为非需要因素，产生城乡不平等的结 果。研究基于近一个月内发生过门诊行为及最近一年发生住院行为的主体，从中观察城乡的医疗服 务利用是否存在不平等以及何种因素导致了不平等。 1. 需要因素的基本特征 （1）基本人口学统计特征 CHARLS 2013 年的调查数据中，有 3 465 人近一个月发生过门诊行为，有 1 583 人有住院行为①。 门诊和住院的性别分布有所不同，门诊利用的样本群体中女性数量更多且农村的女性占比更高（卡 方检验 P=0.002）。表 1 结果显示，总体中有 57.9%的女性，42.09%的男性，城镇和农村内部的性别分 布与此相似，城镇有 52.8%的女性门诊，农村有 59.3%的女性门诊。住院的总体样本中男性数量比女 性多，城镇的男性占比远高于农村的男性占比（卡方检验 P=0.001）。城镇样本中有 57.3%的男性，农 村样本中男性占 47.7%。 从年龄分布来看，使用过门诊和住院的样本群体中，农村的年龄结构更年轻（卡方检验分别为 P=0.000，P=0.011）。城镇居民中共有 759 人在近一个月内使用过门诊医疗，其中 25.3%的门诊患者 小于 55 岁，35.18%的门诊患者处于 55~64 岁年龄段，65 岁以上的群体占 39.5%。农村居民中有 2 706 人近一个月内使用过门诊医疗，69.69%的门诊患者在 65 岁以下，平均年龄比城市居民小 2.35 岁。住 院样本的年龄结构与此相似，386 名城镇住院患者中有 57%小于 65 岁，农村有 65.5%小于 65 岁。 城镇居民和农村居民的婚姻状况较为接近（卡方检验分别为 P=0.982，P=0.392），门诊样本中有 配偶的比例均在 87%以上， 住院样本中农村有配偶的比例比城镇稍低，原因是农村丧偶的比例更高。 ① 删除了解释变量和被解释变量中缺失值过多的样本， 因而与直接回答是否门诊、是否住院的样本量不一致。 page 66 POPULATION JOURNAL 总第 220 期 表1 性别 男 女 <55 年龄 55~64 65~74 婚姻状况 ≥75 有配偶 无配偶 2016.6 vol.38 城乡样本群体的性别、年龄与婚姻概况（%） 门诊 住院 总体 城镇 农村 总体 城镇 农村 （N=3 465） （N=759） （N=2 706） （N=1 583） （N=386） （N=1 197） 57.91 52.83 59.25 49.93 42.70 42.09 47.17 31.86 25.30 35.78 35.18 23.26 27.27 9.10 12.25 87.24 87.22 12.76 12.78 40.75 33.68 36.01 22.13 8.18 87.31 12.69 50.07 57.30 25.90 20.81 37.55 47.70 52.30 27.56 36.22 24.83 37.99 28.38 11.72 23.67 14.59 87.08 10.78 88.38 12.92 86.66 11.62 13.34 （2）健康状况 城镇居民和农村居民的健康状况也有较大不同（卡方检验均为 P=0.000）。以自评健康来看，门 诊样本中城镇居民评价为健康状况好的比例为 15.5%，比农村居民高，农村自评健康为差的有 46.0%，比城镇高 14.3%。住院样本中城镇居民评价为好的比例为 9.7%，评价为很差的有 38.7%，农 村居民自评健康为好的比例比城镇居民高，但自评健康为差的也比城镇居民高。总体来说，农村居 民的自评健康比城镇居民的自评健康状况更差。 表2 城乡居民的健康状况（%） 百分比/均值（门诊） 总体 自评健康 自评健康好 农村 （N=3 465） （N=759） （N=2 706） 自评健康一般 自评健康差 慢性病 城镇 百分比/均值（住院） 无慢性病 有慢性病 11.98 15.15 11.09 42.89 31.75 46.01 45.14 22.79 77.21 53.10 19.10 80.90 42.90 23.76 76.24 总体 （N=1 583） 11.65 城镇 （N=386） （N=1 197） 9.73 12.28 38.65 51.24 40.21 51.62 20.51 18.65 48.14 79.49 农村 81.35 36.48 21.11 78.89 由于样本群体中主要为老年群体，随着年龄增长，生理机能逐渐衰退，几乎所有的老年人都患有 慢性病，样本总体中患有慢性病的占 77%以上，门诊患者中的城镇居民慢性病患病率比农村居民更 高， 住院样本中两者没有显著差别（卡方检验分别为 P=0.006，P=0.308）。 2. 非需要因素的基本特征 非需要因素主要包含了个人社会经济地位、医疗资源可及性和医疗保险三部分，从表 3 中观察 到，城镇居民的平均教育年限为 8.5 年，相当于初中未毕业，农村居民平均受教育年限约为 4.2 年，相 当于小学未毕业， 农村居民的文化水平普遍偏低（门诊和住院样本的卡方检验均为 P=0.000）。 收入是影响医疗服务利用的重要变量，城镇居民的人均收入为 7 975 元、9 859 元，农村居民的收 入为城镇居民的 1/2 不到，二者存在显著差异（独立样本 t 检验均为 P=0.000），由此可能限制了农村居 POPULATION JOURNAL page 67 民对医疗服务利用的支付能力，阻碍了农村居民及时获得医疗服务，也阻碍了对优质医疗服务的追 求。但也有学者认为，收入水平对医疗服务利用存在两种效应，一种是收入效应，即收入与支付能力 关联，收入越高，对健康的需求越大；另一种是健康效应，收入高的人通常健康状况较好，需要花费的 ［21-22］ 医疗支出更少，收入对医疗服务利用的作用取决于收入效应和健康效应的相对大小。 表 3 城乡样本群体的社会经济地位、医疗资源可及性和医疗保险概况（%） 百分比/均值（门诊） 总体 社会经济地位 受教育年限 人均收入 医疗资源可及性 可及时间 交通费 医疗保险 无医保 居民医保 城镇职工医保 公费医疗 其他 城镇 百分比/均值（住院） 农村 总体 城镇 农村 （N=3 465） （N=759） （N=2 706） （N=1 583） （N=386） （N=1 197） 5.22 8.53 4.23 5.36 8.47 4.34 3 944.12 7 974.84 2 810.71 4 219.94 9 858.98 2 376.79 8.75 9.60 8.51 40.87 50.89 37.60 36.09 3 34.77 3.43 36.46 2.70 77.07 2.20 63.01 1.89 81.67 2.30 79 34.26 93.56 76.43 28.11 92.23 2 7.38 0.19 1.86 6.49 0.35 12 4.45 50.20 4.74 1.15 2.41 14.31 5.19 55.95 7.57 0.71 4.42 可及时间和交通费实际反映了最近一次就诊所选择的医疗机构的距离，农村的可及时间大于城 镇，交通费低于城镇，但统计上的显著性差异不明显（独立样本 t 检验的 P>0.05）。从均值上看，农村 居民的平均交通费更低，主要由于受访者中有较多的人选择步行、骑自行车就医，存在较多的零值， 易受极端大值的影响，考察交通费的 0.5、0.75、0.9、0.95、0.99 这五个分位点的值时发现，前四个分位 点的农村居民交通费均高于城镇居民， 仅在0.99分位点上城镇居民更高， 极端大值影响了最终的均值。 医疗保险中，各种保险的医疗保险政策、报销比率等都有所不同，一般而言公费医疗和城镇职工 医保的报销比率更高。城镇职工拥有公费医疗、职工医保的百分比远大于农村居民。门诊样本中城 镇居民参加公费医疗（7.38%）和城镇职工保险（50.2%）的达到 57.6%，农村居民基本参加新农合 （93.6%），相当少数参加职工医保和公费医疗。住院样本的医疗保险结构类似，城镇共有 62.4%的人 有城镇职工医保或公费医疗，农村 92%的群体参加了新农合，城乡居民参加的医疗保险类别差别显 著（卡方检验均为 P=0.000）。 从样本群体的基本特征来看，较为突出的特征是城镇居民的男性占比相对较多，年龄结构偏大， 慢性病患病比例较大，但总体自评健康较好。城镇居民的教育水平和收入水平明显大于农村居民， 到达医院花费时间城镇居民小于农村居民，城镇居民距离医疗机构更近。医疗保险的城乡区别也较 大， 城镇居民半数以上参加职工医疗保险和公费医疗， 农村居民几乎全部参加新农合。 （二）城乡门诊医疗服务不平等的解释性分析 1. 回归分析：不平等的影响因素 科尔奈等的研究发现，任何一个年份，对一个较大人群的医疗支出进行排序，支出最多的 1%的 ［23］ 病人大约占总支出的 30%，支出最多的 10%的病人占总支出的 75%。 按照医疗支出进行衡量，90% 的人只使用 25%的医疗资源，可见大多数人是对小病进行治疗。2014 年我国卫生和计划生育事业发 page 68 POPULATION JOURNAL 总第 220 期 2016.6 vol.38 展统计公报的有关数据显示，居民到医疗卫生机构平均门诊 5.6 次，年住院率为 14.9%，也可以看出 同样的门诊的使用率远高于住院，影响的人群更广。 表4 城乡（0=城） 性别（0=男） 55~64 岁 65~74 岁 75 岁及以上 婚姻（0=有配偶） 自评健康一般 自评健康差 慢性病（0=无） 受教育年限 人均收入 可及时间 交通费 新农合 城镇居民医保 城镇职工医保 公费医疗 其他 常数项 样本量 判定系数 R2 总体 -0.008 35 （0.210） 0.074 1 （0.103） 0.334*** （0.111） 0.261* （0.140） 0.393* （0.210） 0.119 （0.155） 0.278** （0.118） 0.848*** （0.139） 0.023 9 （0.111） 0.001 16 （0.012 7） -0.037 3 （0.023 8） -0.085 6* （0.048 9） -0.165*** （0.040 6） -0.664 （0.406） -0.982** （0.432） -0.484 （0.440） -0.526 （0.534） -0.539 （0.444） 2.804*** （0.485） 3 465 0.031 城乡门诊次数与门诊支出的回归分析 门诊次数 城镇 农村 0.217 （0.258） 0.498* （0.301） 0.367 （0.336） 0.365 （0.338） 0.305 （0.315） 0.459* （0.269） 1.124*** （0.379） -0.151 （0.306） 0.015 2 （0.024 1） -0.044 6 （0.044 6） -0.056 8 （0.103） -0.164** （0.078 5） -0.944 （0.674） -0.382 （0.671） -0.464 （0.760） -0.728 （0.703） 2.335** （1.001） 759 0.032 0.034 3 （0.107） 0.294** （0.117） 0.248 （0.154） 0.444* （0.263） 0.062 3 （0.180） 0.198 （0.127） 0.752*** （0.143） 0.0701 （0.118） -0.002 67 （0.014 5） -0.035 3 （0.027 7） -0.092 4* （0.055 4） -0.165*** （0.046 5） -0.696 （0.491） -0.698 （0.669） 0.175 （1.135） -0.415 （0.558） 2.928*** （0.533） 2 706 0.033 *** ** 注： p<0.01， p<0.05，*p<0.1；括号内为稳健标准误。 总体 -0.353*** （0.133） 0.138** （0.063 4） 0.207*** （0.0717） 0.162* （0.086 8） 0.249* （0.132） -0.246** （0.100） -0.003 50 （0.097 1） 0.482*** （0.099 5） -0.068 7 （0.071 7） 0.010 8 （0.008 81） -0.018 5 （0.012 8） 0.215*** （0.030 7） 0.494*** （0.027 8） 0.129 （0.168） 0.361 （0.241） 0.445** （0.226） -0.158 （0.369） 0.155 （0.226） 3.786*** （0.256） 3 465 0.211 门诊支出 城镇 农村 0.024 4 （0.147） 0.557*** （0.187） 0.216 （0.209） 0.640** （0.284） -0.105 （0.228） -0.012 7 （0.205） 0.572*** （0.220） -0.163 （0.175） -0.024 6 （0.019 7） -0.039 0 （0.034 1） 0.151* （0.077 8） 0.346*** （0.062 6） 1.142*** （0.423） 1.320*** （0.421） 0.716 （0.548） 1.449*** （0.485） 3.608*** （0.553） 759 0.134 0.172** （0.070 8） 0.139* （0.077 8） 0.170* （0.095 9） 0.151 （0.148） -0.275** （0.112） 0.022 7 （0.108） 0.485*** （0.110） -0.066 8 （0.078 3） 0.022 3** （0.009 83） -0.014 4 （0.013 2） 0.229*** （0.033 2） 0.527*** （0.030 6） -0.134 （0.167） 0.180 （0.407） -0.016 5 （0.579） -0.353 （0.241） 3.553*** （0.237） 2 706 0.245 POPULATION JOURNAL page 69 表 4 是对门诊次数和门诊总支出的回归分析结果，显示出城乡之间的门诊次数没有显著差异， 门诊支出的城乡差异明显，而且各因素对城乡的影响存在不同。 门诊次数的主要影响因素是年龄、自评健康和医疗资源可及性。对城镇居民而言，55~64 岁年 龄段的门诊次数最多，面对退休的人生历程的重大转变时期，生理、心理和时间都在进行调整，个人 可能会更积极和敏感地寻求医疗支持。农村居民门诊次数最多的为 75 岁及以上年龄段，农村居民 的生活场景和生活时态相对稳定，随着年龄增长，由于生理机能的衰退，患小病的概率加大，身体的 承受能力更差，会更多地依赖门诊服务。城镇居民自评健康为差或一般都有显著差别，农村居民只 有自评健康为差时才出现显著差异。回归估计结果也显示，总体样本中相比无保险的群体，城镇居 民医疗保险会显著减少门诊次数，其他医疗保险影响不显著，城乡居民内部参加医疗保险对就医次 数没有显著影响。 门诊支出代表了患者实际使用的医疗服务资源，其大小衡量了医疗服务的社会价值。表 4 显示 门诊支出的主要影响因素有城乡、性别、年龄、有无配偶、自评健康、可及性等，收入水平和教育与门 诊支出没有显著关系。门诊支出的性别差异只在农村表现显著；城镇居民 55~64 岁和 75 岁及以上年 龄段的居民门诊支出显著多于 55 岁以下群体，农村居民 55~74 岁年龄段的门诊支出显著多于 55 岁 以下群体，其中农村居民整体之间差异不大，城镇居民各年龄段之间的差异较大。农村无配偶的居 民门诊支出更少，城镇居民有无配偶没有明显差异。受教育年限对城镇和农村居民门诊支出的影响 不同，城镇居民的受教育年限对门诊支出作用不显著，农村居民的受教育年限会显著增加其对门诊 服务的利用。对城镇居民而言，有医疗保险会显著增加其门诊支出且城镇居民保险、城镇职工保险 和其他类医疗保险等都在 1%水平上显著， 而农村居民是否参加医疗保险则几乎没有区别。 2. 分解分析：不平等的分解 为了了解不同因素在城乡居民门诊服务利用差异中的贡献程度，本文尝试对城镇居民和农村居 民的门诊次数和门诊支出进行 Oaxaca 分解。在 Oaxaca 分解中，门诊次数的总城乡差异、特征效应和 系数效应都不显著，因此并未汇报这一因变量的分解结果，仅以门诊支出反映城乡居民门诊利用的 差异情况。表 5 是城镇居民和农村居民门诊支出差异的 Oaxaca 分解结果，城镇居民的门诊支出大于 表5 城镇居民和农村居民门诊支出的 Oaxaca-Blinder 分解 需要因素 性别 年龄 有无配偶 自评健康 有无慢性病 非需要因素 受教育年限 人均收入 可及时间 交通费 医疗保险 稳健标准误 百分比 -0.009 0.005 -2.542 -0.001 0.002 -0.435 可解释总差异的 79.7%。说明城 -0.414 同，城乡居民在所有的解释变量 0.010 -0.050 -0.001 0.059 -0.033 -0.017 -0.086 0.198 0.069 0.270 系数效应 70 倍 ，高 于 农 村 居 民 门 诊 支 出 约 回归系数 特征效应 page 农村居民，约为农村居民的 1.42 POPULATION JOURNAL 0.007 2.859 0.011 -14.880 0.030 17.339 0.003 42%，并且这种差异主要是由两 类人群之间的系数差异造成的， 乡居民之间存在着“能力”的不 都相同的情况下仍会因为对资 0.015 -9.651 0.027 -25.345 支出的不同。 0.095 20.247 20.2%，指城镇和农村的门诊支 0.007 0.088 0.111 -5.014 58.331 79.753 源的转化率的差异而导致门诊 特征效应可解释差异的 出系数相同时，会因为解释变量 总第 220 期 因素和非需要因素对门诊支出的影响，需要因素 住院天数 总体 中，自评健康会造成-14.9%的差异，说明使城镇和 异。年龄可解释城乡差异的 2.9%，即当城乡年龄分 城乡（0=城） 等，门诊利用完全按照需要来分配，农村居民的门 诊支出应比城镇居民多。 非需要因素的各变量对城乡支出差异的贡献 都十分显著。医疗保险可解释 58.3%的差异，若农 村的医疗保险和城镇一样，城乡门诊支出的差异会 缩小 58.3%，医疗保险的福利作用对城镇居民更积 极。受教育年限的城乡差异解释了总差异的 性别（0=男） 55~64 岁 65~74 岁 75 岁及以上 婚姻（0=有配偶） 自评健康一般 自评健康差 异，主要由于人均收入越高，自评健康越好，门诊支 慢性病（0=无） 的差异，非需要因素的所有解释变量可解释 35.7% 因素导致的差异是合理的，与医疗需要不相关的因 素导致的差异属于不平等。从城镇居民和农村居 受教育年限 人均收入 可及时间 交通费 数效应可解释差异 115.4%，城乡之间存在极大的机 城镇居民医保 门诊和住院是两种有着巨大区别的医疗服务 利用行为，需要的医疗资源、适用的医疗保障政策 城镇职工医保 公费医疗 （5.524） （1.404） -1.049 （1.894） -6.974 0.486 （7.294） （1.247） -0.538 -5.449 0.627 -0.199 1.845 2.632 -1.163 2.132 0.122 （1.376） 4.369* -3.654** （2.232） （1.743） -0.013 8 （0.185） -0.379 0.118 （0.483） （0.157） -0.240 -1.119 0.104 1.301 1.359*** 0.515 0.299 2.880 - 4.368*** 0.747 -7.069 - （2.272） 1.341 -0.350 0.693 -1.940 1.380 *** 0.317 * （7.786） （1.435） （1.974） （2.634） （2.353） （2.449） （1.944） （2.086） （1.133） （0.178） （1.491） （0.402） （0.580） （0.404） - （1.119） （2.141） （4.981） 4.032 （2.250） -1.250 - 5.067* （6.123） （3.016） 14.440 13.620 -1.814 2.872 （1.923） -2.343 3.416** （5.806） （1.488） 10.360 23.140** 5.110* * （12.380） （18.140） （2.089） 其他 常数项 ** （4.192） （11.18） 和医疗保险比例、个人需要承担的风险等都有所不 样本量 同。本文对住院医疗的分析从住院天数、住院总支 判定系数 R2 出和个人支出三个维度进行。 0.887 （1.595） （三）城乡住院医疗服务不平等的解释性分析 1. 回归分析：不平等的影响因素 （1.668） -4.148 （0.337） 的需要因素可解释差异的-15.4%，非需要因素和系 教育年限的城乡差异。 -0.325 （0.489） 新农合 民“能力”的差异、医疗保险、医疗服务可及性和受 （2.835） （0.905） （0.365） 民门诊支出差异的 Oaxaca 分解结果可知，门诊利用 会不平等。导致城乡不平等的主要原因是城乡居 -2.325** -2.778** （1.708） 的差异，这种差异是不合理的。 依据机会平等理论的逻辑，与医疗需要相关的 （1.138） -2.972 -1.941 （1.953） 利用更加平等公平。人均收入可以解释-9.7%的差 致城乡收入差距扩大。与医院的距离可解释-30.3% 农村 （2.047） 17.3%，说明缩小城乡教育水平的差异，会促进门诊 出更少，因此若调整城镇的收入与农村相同，会导 城镇 （1.758） 布相同时，城乡间的差异缩小。需要因素的所有解 释变量可解释-15.4%的差异，即控制其他条件相 vol.38 表 6 城乡住院天数的回归分析 的差异导致城乡门诊支出的差异。分别分析需要 农村的自评健康状况相同时，扩大了城乡间的差 2016.6 1 583 0.031 386 0.086 （2.694） 1 197 0.032 *** ** * 注： p<0.01， p<0.05， p<0.1； 括号内为稳健标准误。 POPULATION JOURNAL page 71 表 7 城乡住院总支出和个人支出的回归分析 住院总支出 总体 -0.423 城乡（0=城） 城镇 表 6 是对住院天数 进行回归分析的结果，结 住院个人支出 农村 总体 城镇 农村 -0.609 *** *** （0.120） 果显示，住院天数城乡之 间没有统计上的显著差 （0.143） -0.186*** -0.197* -0.204*** -0.142** -0.155 -0.154* 异，各解释变量对城乡的 -0.0196 0.0592 -0.0461 -0.0900 -0.0632 -0.0963 对城镇居民而言，住 -0.184** 0.0524 -0.243** -0.257*** -0.0570 -0.300** 0.154 0.156 0.151 0.168 0.259 0.135 慢性病的城镇居民比没 婚姻（0=有配偶） -0.110 0.210 -0.211** -0.149 （0.0840） （0.171） （0.0961） （0.101） 0.271 -0.269** （0.225） （0.113） 多住院 4.4 天。农村居民 -0.125 0.0204 -0.164 -0.198 -0.0592 -0.222* 源可及性和医疗保险对 0.0166 0.282 -0.0588 -0.0593 -0.127 住院天数都产生显著影 （0.0894） （0.212） （0.0974） （0.104） 0.217 （0.227） （0.118） -0.139 0.0431 -0.181 -0.225 -0.150 -0.248 的住院天数少 2.3 天。与 0.00167 0.0218 -0.00598 -0.00893 0.00263 -0.0135 0.00495 0.00362 0.00413 -0.0104 -0.0252 -0.00598 未患慢性病的居民少 3.7 0.191 0.136 0.217 0.257 0.167 0.290 慢性病的居民更注重身 0.179*** 0.118*** 0.193*** 0.244*** 0.208*** 0.257*** -0.184 - -0.0145 （0.186） -0.457** （0.196） - -0.320 -0.131 -0.813 - -0.490 （0.262） -1.030 （0.517） - -0.552** -1.090** -0.934** 性别（0=男） （0.0566） （0.103） （0.0677） （0.0680） （0.121） （0.0826） 55~64 岁 （0.0691） （0.139） （0.0801） （0.0821） （0.158） （0.0962） 65~74 岁 （0.0828） （0.159） （0.0974） （0.0977） （0.184） （0.116） 75 岁及以上 （0.104） 自评健康一般 （0.190） （0.122） * （0.119） * （0.0880） （0.200） （0.0969） （0.103） 自评健康差 ** 慢性病（0=无） ** *** （0.225） （0.138） （0.217） （0.118） *** （0.0675） （0.143） （0.0774） （0.0789） （0.154） （0.0920） 受教育年限 （0.00770）（0.0153）（0.00903） （0.00936）（0.0188） （0.0110） 人均收入 （0.0115） （0.0222）（0.0134） （0.0132） （0.0248） （0.0158） 可及时间 *** *** *** *** ** *** （0.0312） （0.0523）（0.0380） （0.0375） （0.0674） （0.0448） 交通费 （0.0199） （0.0393）（0.0230） （0.0235） （0.0487） （0.0272） 新农合 （0.166） 城镇居民医保 ** - * 中，性别、慢性病、医疗资 响，农村女性比农村男性 城镇居民不同，农村患慢 性病的居民住院天数比 天，可能由于在农村患有 体保养和检查，得以及时 发现病症。离医院距离 越远，农村居民住院天数 越多。医疗保险对农村 居民住院天数的影响比 - -0.594* 0.0803 （0.323） （0.334） （0.243） （0.528） （0.451） -0.602 -0.270 -0.563* -1.154* -0.732** 院 天 数 多 4.50 天 ，并 在 职工医疗保险和其他保 0.121 （0.248） （0.371） （0.468） （0.331） （0.607） （0.288） -0.0830 -0.821 -0.517 -1.072 -0.427 8.385*** 7.020*** 386 1 197 其他 （0.199） 8.107*** 常数项 （0.252） 1 583 样本量 2 0.218 ** 0.0637 （0.374） （0.228） 8.487*** 7.566*** 386 1 197 （0.421） （0.272） 0.175 0.224 ** （0.242） 7.814*** （0.295） 1 583 0.236 注： p<0.01，p<0.05，p<0.1；括号内为稳健标准误。 72 有患慢性病的城镇居民 0.140 公费医疗 page （0.195） ** 只有是否患有慢性病，患 （0.324） （0.195） *** - 院天数造成显著影响的 （0.213） 城镇职工医保 判定系数 R - 作用有所不同。 ** * POPULATION JOURNAL * * （0.573） （0.258） （0.541） （0.308） 0.222 0.251 城镇居民要显著，参加新 农合会使农村居民的住 1%水平上显著，有参加 险的也会产生显著影响。 表 7 是对住院总支 出和个人支出进行回归 分析的结果，结果显示， 住院总支出和个人支出 总第 220 期 2016.6 vol.38 均存在城乡差异，在控制其他条件相等时，城镇居民的住院总支出和个人支出高于农村居民 42%~ 61%， 表明城镇居民利用的住院资源总量和质量优于农村居民。 影响城镇居民住院支出的主要解释变量有性别、医疗资源可及性和医疗保险等。城镇女性的住 院总支出显著少于男性，个人支出没有性别差异，年龄和有无配偶对城镇住院支出无显著影响。与 医院距离越远，住院总支出和个人支出显著增多。医疗保险显著影响住院支出，相比无保险居民，拥 有城镇居民医疗保险和城镇职工医疗保险的居民的总支出和个人支出都有显著差异，拥有公费医疗 和其他类保险的居民总支出没有显著差异，个人支出存在显著差异。 影响农村居民住院支出的主要解释变量有性别、年龄、婚姻状况、慢性病、医疗资源可及性和医 疗保险等。农村女性的住院总支出和个人支出显著少于男性，年龄在 65~74 岁组上显著少于 54 岁及 以下群体，无配偶的居民住院总支出和个人支出比有配偶的住院支出少 20%以上。相较自评健康为 好的农村居民，自评健康一般的农村居民住院支出相对更少，在 10%的水平上显著。有慢性病的农 村居民比无慢性病的农村居民住院总支出和个人支出更少。受教育年限和收入对农村居民住院总 支出和个人支出的作用不明显。与医院距离越远，住院总支出和个人支出越多。参加新农合对农村 居民住院个人支出没有显著影响，拥有城镇职工医保、公费医疗和其他类医疗保险的农村居民个人 支出显著更少。 2. 分解分析：不平等的分解 依据前文可知，住院天数没有显著的城乡差异，住院总支出和个人支出存在城乡差异。对住院 天数、住院总支出和个人支出进行 Oaxaca 分解，住院天数的总城乡差异、特征效应和系数效应都不显 著，因此在分解分析部分未汇报对住院天数的分解结果，以住院总支出和个人支出反映城乡居民住 院医疗的差异情况。 表 8 城乡住院总支出和个人支出的 Oaxaca-Blinder 分解分析 总支出 需要因素 性别 年龄 有无配偶 自评健康 有无慢性病 非需要因素 受教育年限 人均收入 可及时间 交通费 医疗保险 特征效应 系数效应 个人支出 回归系数 稳健标准误 百分比 回归系数 稳健标准误 百分比 0.017 0.008 4.049 0.014 0.008 6.802 0.002 0.003 0.003 0.003 -0.003 -0.022 -0.003 0.007 0.008 -0.091 -0.121 0.207 0.001 0.423 0.009 -0.621 -0.003 0.009 -5.113 -0.022 0.032 1.624 -0.037 0.004 0.019 0.439 -0.787 1.913 0.019 -21.569 0.097 48.765 0.022 0.102 0.118 -28.550 0.151 99.849 -0.005 -0.017 -0.117 -0.156 -0.066 -0.408 0.609 0.011 -1.677 0.011 -11.029 0.038 -18.280 0.024 -58.257 0.116 -32.793 0.006 0.021 0.029 0.124 0.141 1.298 -2.523 -8.394 -77.528 -202.381 302.381 表 8 是城镇居民和农村居民住院总支出和个人支出的 Oaxaca 分解结果，城镇居民的住院总支出 POPULATION JOURNAL page 73 是农村居民的 1.60 倍，高于农村居民 60%，城镇居民的个人支出高于农村居民 22%，并且这种差异主 要是由两类人群之间的系数差异造成的。系数效应可解释城乡总支出差异的 99.8%，即当城乡居民 在所有的解释变量都相同的情况下，仍会因为城乡属性的不同而使城镇居民的住院总支出比农村居 民多出当前城乡差异的 99.8%。系数效应可解释城乡个人支出差异的 302.4%，即当所有的解释变量 都相同的情况下， 仍会因为城乡属性的不同而使城乡居民个人支出的差异为当前差异的 3 倍。 特征效应是解释变量的差异导致的城乡住院支出差异，分别讨论其中需要因素和非需要因素的 影响。需要因素中，男性一般比女性的住院支出更多，城镇男性比例高于农村男性比例，因此性别可 解释总支出差异 4.0%及个人支出差异的 6.8%。年龄、自评健康和慢性病对城乡住院总支出和个人 支出差异的解释方向为负，意味着当城镇居民和农村居民的年龄、自评健康、慢性病状况等相同时， 会导致城乡住院支出差异的扩大。性别、年龄、健康等需要因素共可解释城乡总支出差异的-2.0%和 城乡个人支出差异的-7.1%。可见城乡住院支出的差异并非由需要因素引起的，完全按需分配农村 居民的住院支出会比城市居民多。 非需要因素中，医疗保险对城乡住院的总支出差异有显著作用，可解释差异的 48.8%，即当城乡 医疗保险相同时，农村居民的住院总支出会相应提高，农村居民利用的住院资源的总量和质量都有 所提升。医疗保险可解释城乡住院个人支出差异的-32.8%，说明农村医疗保险的报销比例相对较 低，当城乡医疗保险相同时，城镇住院个人支出水平会提高，扩大城乡个人支出的差异。与医院的距 离越远，住院支出越多，从城乡距离医院的均值来看，农村与医院的距离更远，因而当城乡医疗资源 可及性相同时，城镇住院支出会变大，使城乡支出差异扩大。从上文的回归分析中可知，受教育年限 与收入对住院总支出起正向作用，对住院个人支出起负向作用，城镇的受教育年限和收入都高于农 村，由此受教育年限与收入解释了总支出城乡差异的 3.5%及个人支出城乡差异的-26.6%。医疗保 险、医疗资源可及性和社会经济地位等非需要因素共解释了城乡总支出差异的 2.2%和城乡个人支 出差异的-195.2%，即保持城乡非需要因素相同时，城乡总支出的变化不大，但城乡个人支出总差异 会扩大，原因在于当前的医疗资源更靠近城镇， 医疗保险也更偏向城镇。 依据机会平等理论，只有需要因素造成的差异才是合理的，与医疗需要不相关的因素导致的差 异可视为不平等。从城镇居民和农村居民住院总支出、个人支出的分解结果可知，住院总支出的合 理差异为-2.0%，住院个人支出的合理差异为-7.1%，非需要因素和系数效应可解释总支出差异的 102.0%及个人支出差异的 107.1%，也就是说，城乡住院医疗存在极大的机会不平等，完全的按需分 配应该是农村居民略多于城镇居民。导致城乡住院医疗机会不平等的主要原因是城乡居民转化“能 力” 的差异及医疗保险、医疗资源可及性的城乡差异。 五、结论 由于无所不在的人际相异性，差异是普遍存在的，并不构成“问题”，只有那些不合理的差异导致 的不平等才是需要重视的“问题”。因此，对不平等的判断标准成为文章的第一个重点，本文以机会 不平等理论为基础，探讨了城镇居民和农村居民对医疗服务利用的不平等，区分了合理的差异和不 合理的差异，其中合理的差异由医疗需要的差异导致，不合理的差异包括了由个体拥有的与医疗需 要非直接关联的“资源” 差异，以及个体将“资源”转化为实现目标的不同能力导致的差异。 page 74 POPULATION JOURNAL 总第 220 期 2016.6 vol.38 对城镇居民和农村居民的医疗服务利用进行实证研究时，依据相关文献将年龄、性别和健康状 况作为与医疗需要相关的影响因素，发现其可解释城乡门诊医疗服务差异的-15.4%，可解释城乡住 院医疗服务差异（住院总支出）的-2.0%，即若控制其他因素相等，完全按照医疗需要进行分配，农村 居民的门诊支出和住院总支出应比城镇居民多而非更少。在此基础上本文得出结论，我国城乡的医 疗服务利用存在严重的机会不平等。 造成这种不平等的原因可能是我国城乡居民以其身份的不同，获得差异化的医疗服务供给、医 疗保险政策补偿保障水平及教育成就，农村居民遭受全面的制度性歧视，在“资源”占有和“能力” 发展上均处于不利地位等诸多方面。而要打破这种稳固的城乡医疗服务失衡的状态，不仅需要加大 对农村医疗服务设施和人员的投入力度，更要从整体上改善医疗服务提供结构上的不平衡，通过实 施进一步的社会政策完善医疗服务的均等化发展，从而促进全体民众的生命健康和更为平等的社会 权利。 【参考文献】 ［1］Fleurbaey，M & Schokkaert，E. Equity in Health and Health Care［J］. Handbook of Health Economics，2011， （2）： 1003-1092. ［2］Andersen，R M. Revisiting the Behavioral Model and Access to Medical Care：Does it Matter?［J］. Journal of Health & Social Behavior，1995，36（1）：1-10. ［3］李建新，等.《中国民生发展报告 2015》显示 1%的家庭占全国 1/3 的财产［Z/OL］. http：//legal.gmw.cn/2016-01/14/ content_18490862.html. ［4］吴忠民. 论机会平等［J］. 江海学刊，2001， （1）： 53-59. ［5］UNDP. Human Development Report［M］. New York： Oxford University Press， 1990：1. ［6］〔美〕罗尔斯. 正义论［M］. 北京：中国社会科学出版社， 1988：6-7. ［7］〔印〕阿玛蒂亚·森. 论经济不平等/不平等之再考察［M］. 北京：社会科学文献出版社，2006：293-297. ［8］〔加〕莱斯利·A.雅各布. 追求平等机会：平等主义的正义理论与实践［J］. 国外理论动态，2013， （8）：57-70. ［9］Cook，B L，Mcguire，T G，Lock，K & Zaslavsky，A M. Comparing Methods of Racial and Ethnic Disparities Measurement across Different Settings of Mental Health Care［J］. Health Services Research，2010， 45（3）： 825-847. ［10］Jiménez-Rubio，D & Hernández-Quevedo，C. Inequalities in the Use of Health Services between Immigrants and the Native Population in Spain：What is Driving the Differences?［J］. The European Journal of Health Economics，2011，12 （1）：17-28. ［11］Grossman，M. On the Concept of Health Capital and the Demand for Health［J］. Journal of Political Economy，1972，80 （2）：223-55. ［12］顾海，李佳佳，马超. 我国城乡居民的医疗需求差异研究——基于 Oaxaca-Blinder 方法的回归分解［J］. 学海， 2012， （3）：75-78. ［13］Jusot，F，Tubeuf，S & Trannoy，A. Circumstances and Efforts：How Important is Their Correlation for the Measurement of Inequality of Opportunity in Health?［J］. Health Economics，2013，22（12）： 1470-1495. ［14］马超，顾海，李佳佳. 我国医疗保健的城乡分割问题研究——来自反事实分析的证据［J］. 经济学家，2012， （12）： 57-66. ［15］赵广川，马超，顾海，孙徐辉.“环境”还是“努力”?——医疗服务利用不平等的夏普里值分解［J］. 经济学报，2015， （3）：84-114. POPULATION JOURNAL page 75 ［16］Oaxaca，R. Male-Female Wage Differentials in Urban Labor Markets［J］. International Economic Review，1973，14 （3）：693-709. ［17］Reimers，C W. Labor Market Discrimination against Hispanic and Black Men［J］. Review of Economics & Statistics， 1983， 65（4）：570-79. ［18］Cotton，J. On the Decomposition of Wage Differentials［J］. Review of Economics & Statistics，1998，70（2）： 236-243. ［19］Neumark，D. Employers’Discriminatory Behavior and the Estimation of Wage Discrimination［J］. The Journal of Hu⁃ man Resources，1988，23（3）：279-295. ［20］Jann，Ben. A Stata Implementation of the Blinder-Oaxaca Decomposition［J］. The Stata Journal，2008， 8（4）： 453-479. ［21］Doorslaer，E V，Wagstaff，A，Han，B，Calonge，S，Gerdtham，U G & Gerfin，M. Income-related Inequalities in Health： Some International Comparisons［J］. Journal of Health Economics，1997， 16（1）：93-112. ［22］刘旭宁. 转型时期我国城乡居民医疗保健消费需求的实证分析［J］. 产业经济评论，2010， （1）： 104-119. ［23］〔匈〕雅诺什·科尔奈，翁笙和. 转轨中的福利、选择和一致性：东欧国家卫生部门改革［M］. 北京：中信出版社， 2003： 42. ［责任编辑 傅 苏］ Inequality in Health Service between Urban and Rural Areas in China： Evidence from CHARLS 2013 Data XIONG Yuegen， HUANG Jing （Department of Sociology，Peking University，Beijing，100871，China） Abstract：According to the theoretical framework of equal opportunity，group inequality of health service is affected by“resources”and“capability”. Using the Oaxaca-Blinder decomposition technique，the research⁃ ers have found that“capability”of urban-rural residents causes a great extent of inequality in health ser⁃ vice，other factors also play an important role in explaining the inequality，such as accessibility to health care resources，medical insurance and educational attainment. As a result，there exists serious inequality in health service between urban and rural residents，and rural residents are trapped by a disadvantageous situ⁃ ation in China. Key Words： Urban-rural， Health Service， Inequality of Opportunity， Resources，Capability page 76 POPULATION JOURNAL