饮酒消费、致病风险与健康成本｜行伟波 田坤 石光

白云载酒

饮酒消费、致病风险与健康成本

作者：行伟波 田坤 石光

【内容提要】：饮酒作为一种影响范围广、影响程度深的健康风险行为，导致了 极大的健康成本。本文通过匹配中国居民死因监测数据和城乡家户调查数据，采 用计量模型研究中国居民饮酒消费导致的致病风险和健康成本。本文选取县区 层面交通事故数量作为饮酒消费的工具变量，使用两阶段回归分析发现，居民饮 酒量越大，心脑血管疾病和癌症导致的死亡人数越高。异质性分析表明，男性和 中老年人饮酒致病死亡的可能性更高；北方和农村地区人群受饮酒行为的危害相 对更大。健康成本测算显示，饮酒对中国造成的生命健康成本和劳动力损失每年 超过2200亿元。健康的生活方式和预防为主的卫生政策是保障公共健康的有效 方式，中国应该从控制饮酒行为开始，建设“健康中国”。

【关键词】： 饮酒消费  公共健康  健康成本  核算

一 引言

随着中国的经济发展和社会进步，人民群众的健康受到越来越多的重视。《“健 康中国2030”规划纲要》（以下简称《纲要》）的制定标志着“健康中国”已经成为指导 中国新时期发展的国家战略，公共健康问题和健康经济学也开始成为中国学术界研究 的热点。《纲要》指出,工业化、城镇化和人口老龄化进程的加快，改变了中国居民的 生产生活方式和疾病谱，吸烟、饮酒、不合理膳食等健康风险行为造成的心脑血管疾 病、癌症、慢性呼吸系统疾病等非传染性疾病引发了 88%的疾病死亡,并带来了超过 70%的疾病负担。健康经济学的大量研究认为，健康行为是一种持续性的投资，可以 带来未来的健康产出和福利改善(Grossman，1972)，而长期来看健康风险行为是造成 可预防性死亡的主要因素(Cawley and Ruhm，2011 )。饮酒是一种十分常见且影响广 泛的健康风险行为，饮酒造成的巨大危害应当得到关注(Cutierand Glaeser，2005 )。 世界卫生组织的评估报告指出,全球每年因酒精摄入造成的死亡人数超过300万，产 生超过5%的疾病负担①。2010年以来世界各国实施合理的控酒政策，使得全球人均 酒类消费量下降超过10%。中国是拥有庞大酒类消费人群的国家，人均酒精消费量 却一路攀升，戒酒率持续下降。2016年死于饮酒行为引发相关疾病的人数超过70.9 万②。同时，中国每年死于酒精中毒的人数超过11万，由酒后驾车引发的交通事故有 数十万起③，造成了巨大的人员和财产损失。

探究近年来中国人均酒精消费量不断上升的原因，可以从影响居民饮酒行为的因 素入手。首先，饮酒行为具有极强的成瘾性(Beckro and Murphy，1988)，随着居民人均 收入的不断增长，酒精消费的经济门槛越来越低，中国现有数量巨大的饮酒者为酒精 消费提供了稳定的市场基础。其次，在中国的历史文化传统和社会风俗习惯影响下, 酒文化是重要的社交载体，在人际交往和工作应酬中发挥着重要作用。饮酒行为带来 的人际关系促进、职位晋升和工资收入增加等社会效应又反向刺激酒精消费,形成恶 性循环。最后,改革开放以来，中国实行“酒类暂停专卖管理”制度④，此后虽然出台了 一些与税收相关的政策以加强酒类的管理工作⑤，但国家一直没有统一的酒类管理法律、法规和执法主体①。宽松的酒类经营销售环境为中国的酒类消费提供了较大便 利，刺激了人均酒类消费量的上涨。因此，中国的酒精消费量一直居高不下，与全球控 制酒类消费的大趋势和联合国可持续发展目标背道而驰。

饮酒行为对健康水平的负向影响已经从病理学和医疗统计学角度得到证实,基于 发达国家“控酒政策”冲击的研究也验证了这种关系。但是鉴于酒文化在中国社会中 的双重属性，饮酒作为一种健康风险行为在中国的影响更为特殊。以往的研究受限于 数据可得性，无法掌握饮酒致病的危害情况，因此无法对饮酒行为的危害进行估计。

本文尝试对现有研究进行拓展，通过选取中国居民死因监测数据样本,克服饮酒危害 结果数据不可得的问题。该数据样本涵盖全国所有省区的161个死亡监测点，可以全 面反映中国人的致病死亡情况;而且，各区县详细的死因监测可以同步匹配当地饮酒 行为的致病情况,使得饮酒的致病风险估计更为准确。由于中国历史悠久、幅员辽阔， 各地区形成了不同的传统文化和生活风俗，酒文化对各地区的影响程度差异较大。本 文选择官方统计部I' ［家户调查数据②中的年人均酒类消费量指标，进行地区层面的加 权平均，同时引入县区层面的其他控制变量，可以较为准确地控制酒文化差异对各地 区人均饮酒量的影响。

本文通过对中国居民死因监测数据与城镇住户调查数据(UHS)、农村住户调查 数据(RHS)的匹配，对饮酒行为带来的致病风险和健康成本进行了经验研究。为保 证饮酒行为影响健康的因果关系成立,本文选择工具变量回归方法，采用交通事故数 量作为饮酒消费量的工具变量。一般来说，某地区的人均饮酒量越大，交通事故数量越多，即交通事故数与饮酒消费量正相关。作为事故统计指标，交通事故数量满足工 具变量的外生性要求，在理论上不直接影响饮酒行为的致病致死人数,是比较理想的 工具变量。一阶段回归结果表明，年人均酒精消费量越大,交通事故数量越多;二阶段 回 果 ， 均饮量越大，饮死越多， 地区的民健水平越差。安慰剂检验结果排除了家族遗传疾病基因等因素作为遗漏变量可能造成的估计 偏误。

异质性分析表明，对于男性和中老年人而言,饮酒致病死亡的概率更高;北方地区和农村地区的人群受饮酒行为的危害更大。在对饮酒消费致病风险进行估计的基 础上，本文进一步核算了饮酒行为带来的健康成本,并提出相关控酒政策建议。需要 特别说明的是，本文核算的饮酒所致的健康成本定义为饮酒行为引发的生命价值损 失、医疗花费和劳动力损失代表的潜在社会成本。

本文的贡献有以下三点:

第一，受限于数据可得性，国内现有文献还没有关注饮酒 致病的健康成本问题，本文丰富了健康风险行为对公共健康影响的研究。

第二，本文 完成了一整套风险行为影响居民健康的研究路径设计，通过选取合适的工具变量估计 风险行为的致病系数，然后进行健康成本核算，这对其他类型风险行为影响路径研究 提供了参考。

第三，基于中国国情的研究使得本文有明确的政策含义,本文结论表明， 饮酒行为可能带来较为严重的心脑血管疾病和癌症致死风险，并产生巨大的健康成 本,因此建议政府倡导健康文明的生活方式，控制健康风险行为。

二 文献综述

饮酒行为造成的影响主要分为致病风险和健康成本两大类,不同学科的研究基于 不同角度得到了较为一致的结论。在致病风险方面，相关研究认为饮酒行为存在显著 致病风险，会对健康产生负向影响。在健康成本方面，相关研究主要从生命价值损失、 医疗成本花费和社会间接成本3个方面衡量饮酒致病可能带来的健康成本。下面本 文从致病风险和健康成本两个方面，对主要的文献进行分类综述。

最新的医学研究表明，饮酒的安全剂量为零①。基于1990-2016年全球195个国 家的饮酒数据得出的统计结论认为，饮酒行为的致死人数和致病伤残调整寿命年数 (disability adjusted life year，DALY)均位列健康风险行为的第7位，而在控制自然老 龄化现象对健康水平的影响之后，饮酒行为在15-49岁的青壮年人群中则是头号致死 风险(Grisaold et al.，2018)。

具体来说，饮酒行为的致病风险已经被不同学科的研究所证实，医学和病理学角度的研究证实，饮酒会导致癌症和心脑血管疾病(Baanardi ft al.， 2015 $ Garaycoechea et al.，2018 )，而另一类研究则基于反证法发现，戒酒药物能够通 过减少酒精摄入量产生较好的抗癌效果(Skrott et al.，2017 )。饮酒行为对于不同群体居民产生的致病风险和健康危害也得到了诸多经济学领域经验研究的支持，Fertif and Watson(2009)关注法定最低饮酒年龄对新生儿健康的影响，通过对母婴分娩数据 的计量检验，发现最低饮酒年龄的上调会减少新生儿先天缺陷的风险；Conover andScrimgeour(2013 )分析新西兰最低酒精购买年龄政策调整的影响，通过双重差分方法 证实，最低酒精购买年龄的下调增加了未成年人酒精相关疾病的发病率和住院率； Cook (2005)使用个人层面的调查数据，发现酒税增加这一政策冲击通过价格传导机制影响酒类消费，从而降低中年饮酒者的死亡率。

关于饮酒行为产生的健康成本，既有研究主要从饮酒行为的生命价值损失、医疗 成本花费和社会间接成本3个方面进行衡量。关于饮酒行为的生命损失和医疗花费, Salomaa(1995)选取1980-1990年芬兰的酒精消费数据，从成本收益角度分析认为，饮 酒致病会引发过早死亡，每年导致的生命价值损失约为9918. 1亿芬兰马克。

基于泰国的饮酒人群调查数据估算饮酒行为的医疗花费成本，结果显示饮酒消费量与医疗保健总费用呈显著正相关关系，归因于酒精摄入的医疗保健 成本高达54.91亿泰铢，其中住院费用占饮酒致病医疗花费的55%。Rayner and Chetwynd(2010 )估计了新西兰与滥用酒精有关的额外医疗保健成本，估计结果证明该 国医疗保健支出的7.8%归因于饮酒行为，饮酒致病健康损失占该国国民生产总值的 0.4%。Lai et al. (2007)基于爱沙尼亚的酒精干预政策评估了限制酒精消费的潜在健 康收益，认为增加消费税每年可以为一个酒精消费致病者挽回49欧元的健康成本，而 酒类广告禁令则可以挽回85欧元的健康成本。

另外一类文献主要关注饮酒行为带来的间接社会成本。饮酒行为最直观的社会成本体现在酒后驾车引发的恶性后果上，以提升法定最低饮酒年龄为代表的酒精管制 政策降低了青少年交通事故数量和车祸死亡人数(Dee, 1999 ；Lovenheim and Slemrod， 2010)，这在一定程度上降低了饮酒产生的社会成本。而酒精消费量的增长会造成犯 罪率上升，使得酒后暴力犯罪、酒后驾驶伤人等恶性违法事件数量上升，影响社会稳定 (Caaenter, 2005 ； French and Macleen，2006)。饮酒行为同样会对女性的安全造成负 面影响，基于印度家户健康调查和国家犯罪记录的经验研究发现，禁酒令的颁布显著 降低了家庭暴力数量和危害女性的犯罪案件数量(Lucc at al. , 2015)。酒精消费量的增加会引起青少年性行为的增长和风险的加剧 ，酒后滥交带来的意外怀孕 、艾滋病的传播和非婚生子问题造成了恶劣的社会影响(Markowitz et al. , 2005)，同时,饮酒行为会导致青少年学习成绩显著下降(Carrell et al. , 2011 )。饮酒人数的上升还会引发 劳动力市场生产率下降，从而产生失业问题(Mullahy and Sindelar, 1996)。来自英国健康调查数据的研究表明，饮酒者失业的概率比非饮酒者高7%-31%( Macdonald and Shields, 2004)。

关于饮酒行为带来致病风险进而产生健康成本的逻辑链条，上述文献并没有进行 完整的计量分析。关于饮酒行为致病风险的文献主要从病理学、医疗统计角度出发, 论证饮酒行为的致病风险和健康危害。关于饮酒行为健康成本分析的文献则主要分 为两类:第一类文献主要采用调查数据,在成本收益分析框架下简单核算饮酒行为的 生命价值损失和医疗花费;第二类文献主要选取与饮酒行为相关的社会问题进行因果 分析和相关性检验，从而得到饮酒行为的间接社会成本。上述文献都是从单一的方向 考虑饮酒行为的致病危害或进行健康成本分析，没有把饮酒行为致病风险的估计结果 合理运用到健康成本的核算过程中，没有形成完整的逻辑分析链条。本文在上述研究 的基础上，对饮酒行为可能带来的致病风险进行计量分析，并以此为基础进一步探讨 饮酒致病的健康成本。首先，本文通过对饮酒行为致病风险的回归检验，估计饮酒带 来的健康风险;然后以估计系数为基础，从生命价值损失、医疗成本花费和潜在社会成 本方面核算饮酒致病的健康成本。

三 数据来源和背景分析

(一) 心脑血管疾病和癌症危害分析

本文选取心脑血管疾病和癌症死亡数量作为被解释变量，数据来源于中国疾病预 防控制中心(Chinese Center for Disease Control and Prevention，简称 CDC)发布的死因 监测数据，该数据涵盖全国31个省级行政区的161个区县观测点，全面概括了全国范 围内的居民死亡数量及死因，为研究中国居民健康风险提供了可靠的数据来源。本文 采用的数据包括2004,2005,2008和2010年4个检测年份的心脑血管疾病和癌症的 死亡情况统计。

本文之所以选择心脑血管疾病和癌症的死亡情况来衡量中国居民健康水平，是基 于以下考虑:首先，心脑血管疾病和癌症致死是目前中国人各种死亡原因的前两位，占 到中国疾病致死人数的69. 69%①;其次，医学领域的研究证实,饮酒对于心脑血管疾病和癌症致死具有直接影响(Bagnardi ! , 2015 ; Garaycoechea et al.，2018 )，本文 的因果估计机制以现有的医学研究结论为基础;再次，上述两种疾病的高发对经济发 展造成极大的阻碍,产生巨额的医疗成本和持续性的财政压力(黄韻宇等,2011)。

具体来说,中国心脑血管疾病和癌症的死亡数持续攀升，且男性死亡数比女性更 高；同时，心脑血管疾病和癌症的死亡率均已超过26. 5/万人，且仍在不断上涨，远远超过了中国防控重大疾病风险的目标①。而从上述两种疾病的致死年龄分布来看,心 脑血管疾病的致死年龄主要分布在50岁以上，且男性致死数略高；而癌症的致死人群 则出现了年轻化趋势，主要集中在35岁以上的人群，男性致死数也明显高于女性。与 女性相比，男性沾染饮酒、吸烟和不合理膳食等健康风险行为的可能性更大，加之现代 社会男性压力较大，引发上述两种疾病的风险更高。

（二）饮酒行为及统计

由于历史文化传承和社交需求的影响，中国一直拥有数量庞大且不断增长的饮酒 人群。中国男女成年人中饮酒者的比例分别高达84. 1%和29. 3%②，饮酒者的数量超 过5亿;中国人均酒类消费量位居世界第3，饮酒人群中超过40%的饮酒者每天饮酒 超过1次,65%的饮酒者存在过量饮酒行为③。本文的饮酒消费数据来自中国城镇住户调查（UHS）和中国农村住户调查（RHS）。这两类调查都采用分层随机抽样的方法,从每个区县的城镇和农村家庭中抽取代表性样本，记录被调查家庭每个成员的基本特征和收入信息，并采用记账方式汇总详细的家庭支出情况，涵盖食品、居住、医疗 保健等8种主要消费支出类别。在食品消费支出中，上述调查详细统计了居民家庭中 糖类、油脂、香烟、酒类、肉类和蔬菜的支出金额，我们可以从中分析家庭消费中各类食 品消费的数量和结构，进而通过加权平均的方法得到具有代表性的人均酒类消费金额 数据④。同时，该数据库为轮换面板数据，每年轮换1/3的家庭，这也避免了被抽中家 庭永久固定可能产生的样本代表性偏误问题。因此,UHS和RHS数据具有分层随机抽样、样本量大、样本轮换的特征，基于该数据构造的人均消费数据，具有区县层面的代表性，可以作为本文的基础数据。

具体分析中国居民家庭食品类消费的金额和结构可知，居民家庭中香烟和酒类消 费金额持续快速上升，酒类消费在2008年以后超过香烟消费，成为中国家庭副食消费 中金额最高的项目。从消费结构来看，中国居民饮食结构存在营养转型趋势,但各项 食品消费金额占比变化不大，这基本符合中国居民长期以来形成的饮食和生活习惯。 但值得注意的是,居民家庭酒类消费占比上升,饮酒对居民健康的影响愈发严峻。

（三）数据整理与描述性统计

本文选取的被解释变量是中国死因监测数据中的心脑血管疾病和癌症死亡数，数 据结构是以县区为单位的宏观面板数据，主要解释变量年人均酒类消费金额来自中国 城镇/农村住户调查数据，属于家庭/个人层面的微观数据。为了使二者的数据结构匹配，我们对现有数据进行合并和整合。第一步，按照死因监测点选择的161个县区进 行匹配，筛选出城镇/农村住户调查数据中对应县区的家庭调查问卷。第二步,分别提 取两类问卷中城镇/农村住户家庭的酒类、“草、糖类等消费金额并在县区层面进行 汇总，得到上述类别商品各地区城镇居民和农村居民的人均消费金额,进而以各地区 城乡人口比例为权重进行加权平均，计算出各县区年人均酒类消费金额。第三步，考 虑到通货膨胀和物价变动的影响，以2004年为基期，采用各地区消费者物价指数对 年人均酒类消费金额等加权平均数据进行价格平减。第四步，以上述161个县区为 样本，建立死因监测数据与家户调查数据相匹配的面板数据，并加入相应县区的其他解释变量。

表1为主要变量的统计性描述!除饮酒行为外，其他健康风险行为也会引发心脑 血管疾病和癌症的发病，为控制其影响，本文定义了两类风险行为特征控制变量:其一 是对两类疾病发病都有直接影响的吸烟行为，用年人均烟草消费金额来表示;其二是 中国居民的营养转型可能间接影响上述疾病的发病率，计量分析中选用糖类、油脂、肉 类和蔬菜的摄入量变化来衡量，分别用年人均糖类、油脂、肉类和蔬菜消费金额的对数 来代表。此外，经济发展水平、教育水平和医疗卫生水平也会影响公共健康水平，因此 本文选取人均国民生产总值来衡量地区经济发展情况，选择人均教育支出代表地区教 育水平，分别采用人均医疗支出和每万人拥有床位数代表地区医疗水平和卫生服务供给能力。疾病死亡数也与该区域的人口老龄化和人口密度密切相关，模型中使用人口 老龄化指数，即该县区65岁以上人口数占总人口数的比例衡量地区老龄化程度。

四 计量结果与分析

已有文献已经证实，实行酒精管制的地区交通事故数量明显较低,而不实行酒精 管制的地区酒后驾车等交通事故数量较高（Lovenheim and Slemrod，2010 %①,行为经 济学的文献研究表明，饮酒会引发个体行为冲动，进而增加酒后驾驶和交通事故的 发生概率（Sloan et al. , 2014 %。基于上述文献,本文选择交通事故数量作为工具变量，认为一个地区的饮酒量与该地区交通事故数量相关,该县区人均饮酒数量越多， 其酒后驾车进而产生交通事故的可能性就越大②，进而交通事故的数量也会相应上 升。饮酒数量与交通事故发生数量的正相关性满足工具变量的相关性要求;而且，交 通事故发生与否属于随机事件，满足外生性要求。基于以上考虑，本文手工收集各县 区社会发展统计公报中的年度交通事故数，与上文中161个死因监测点所在县区数 据库合并。图1展示了交通事故数与年人均酒类消费金额之间的关系，二者呈正相关趋势。

(二)基准回归结果

本文使用全国所有省级行政区死亡监测点的面板数据，在区县层面进行聚类回 归。作为基准参照，首先采用普通最小二乘法(OLS)估计式(1)，表2展示了估计结 果。其中，第(1)(3)列仅加入区县经济发展和公共服务水平等经济社会特征控制变 量,饮酒行为解释变量的系数显著为正，但数值较小。教育水平系数显著为负,表明教 育资源丰富的地区，公共健康水平较高，居民患病死亡数较低；医疗卫生水平和人口特 征变量的回归系数均不显著。第(2 )(4)列根据疾病致病因素加入了吸烟、糖类、肉类 和油脂摄入等风险行为特征控制变量，饮酒行为估计系数的显著性有所下降。其他解 释变量的系数符号及显著性与第(1)(3)列相似。

尽管上述基准回归控制了各地区的城市经济特征、公共服务差异及相关健康风险 行为，但反向因果性和遗漏变量仍然可能带来内生性问题。因此，本文选取交通事故 数量作为饮酒行为的工具变量，估计方程(2)(3)。表3展示了回归结果，第(5)(7) 列仅加入各县区经济社会特征控制变量，一阶段回归结果显示,交通事故数量(traac- ddent)的系数在5%的置信水平上显著为正，表明饮酒行为与交通事故数量显著正相 关，F值分别为14.48和17.95,均大于10,表明不存在弱工具变量问题。为证明工具 变量选取的外生性，我们参照Acemoglu et al. (2001 )的方法把心脑血管疾病和癌症死 亡人数分别同时对人均酒类消费金额和交通事故数作回归,如果工具变量仅通过酒类 消费金额的渠道影响致病死亡数，那么在上述回归方程中，在控制人均酒类消费金额的情况下，工具变量应当对被解释变量没有显著影响。回归结果验证了上述分析①, 交通事故数量对致病死亡人数不显著,而人均酒类消费金额依然显著。而当用致病死亡人数对交通事故数量和人均酒类消费金额分别做回归时，系数都显著!说明工具变 量并不直接影响致病死亡人数，而是通过饮酒行为影响致病死亡人数,工具变量的外 生性得到了证明。总体来看，本文工具变量的选取是合理的。

二阶段回归结果中，饮酒行为的估计系数仍然为正，但与OLS估计结果(第(1) (3)列)相比，系数的绝对值明显变大，基准回归中可能存在同时影响饮酒量和疾病死 亡数的因素(例如家族疾病遗传基因等)，引入工具变量后剔除了这些因素的影响。 表3第(6) (8)列与表2第(2) (4)列对应，依次加入风险行为控制变量。其中，二阶 段回归结果显示,饮酒行为的系数由不显著变为显著，从边际效应来看,县区层面年人 均饮酒消费金额每增加1元,心脑血管疾病和癌症的死亡人数分别增加10. 481人和 7. 686人，说明饮酒行为对居民健康存在极大的危害。

(三)安慰剂检验

基准模型可能存在遗漏变量或测量误差带来的内生性问题,一些同时影响饮酒量 和疾病死亡的因素(如家族疾病遗传基因)可能进入残差项，本文借鉴沈坤荣等 (2017)、丁从明等(2020)的思路设计安慰剂检验:如果是遗漏变量而不是饮酒行为导 致心脑血管疾病和癌症死亡人数的上升，那么该遗漏变量作为关键解释变量也会对心 脑血管疾病和癌症死亡人数产生系统影响，则两种疾病的死亡人数与饮酒行为无关。 因此，本文采用与风险行为同为个人日常行为的锻炼行为、生活习性和饮食习惯作为 主要解释变量重新进行基准回归，其估计系数也应该显著。反之，如果确实是饮酒行 为而非其他遗漏因素影响了心脑血管疾病和癌症的致死情况，则锻炼行为、生活习性 和饮食习惯等代理变量的估计系数将不再显著，表明上述逻辑得到了支持，即潜在遗 漏变量或测量误差并不会对基准回归构成重大影响。

具体的回归检验过程中，我们选择每万人运动场地面积(stadium),年平均气温 (temperature )和年日照时长(sunshine )作为锻炼行为、生活习性和饮食习惯的代理变 量。表4报告了安慰剂检验结果，当心脑血管疾病作为被解释变量时,选择每万人拥 有运动场地面积、年平均气温和年日照时长3个代理变量作为主要解释变量,其回归 系数并不显著。当癌症作为被解释变量时，解释变量的系数也不显著。表明遗漏变量 和测量偏误发生的可能性较低。

（四）稳健性检验

1. 更换核心解释变量。以年人均酒类消费金额作为核心解释变量，可能存在“混 淆谬误”，即由于不同酒类酒精含量存在较大差异，笼统计算均值无法分辨不同酒类 对不同疾病产生的影响，导致回归结果产生谬误。因此，本文将核心解释变量分别替 换为年人均白酒消费金额（%）、年人均啤酒消费金额（beer）和年人均烈酒①消费金 额（spirits），重新进行回归检验，考察饮酒行为中不同酒精含量的酒类对心脑血管疾病 和癌症的死亡人数影响是否稳健。

回归结果见表5,二阶段回归结果显示,3个核心解释变量的估计系数都显著为正，其中饮酒行为对心脑血管疾病发病致死率的影响更为显著。就3种不同酒精含量 酒类的危害程度而言，烈酒的危害致死系数最高，白酒次之，啤酒最低。因此，改变核心解释变量后估计结果仍然稳健。

2. 更换解释变量测度方式。选择年人均酒类消费金额作为核心解释变量，可能 存在衡量误差问题。不同酒类价格存在较大差异，高价酒的存在可能导致实际饮酒量 的高估，进而产生估计偏误。因此，本文选取年人均白酒消费量（和年人均啤 酒消费量（作为核心解释变量,替换基准回归中的酒类消费金额。回归结果见 表6,第（1）（3）列和第（2 ）（4）列分别报告人均白酒饮用量和人均啤酒饮用量的影响, 系数均显著为正,其中饮用白酒对健康的危害更大。更换解释变量测度方式后，基准 回归结果依然稳健。

3. 控制疾病发病周期。饮酒行为的健康危害存在时滞效应，下面从控制疾病发 病周期的角度进行稳健性检验。饮酒造成心脑血管疾病和癌症种类较多，发病周期差 异较大，我们选取心脑血管疾病和癌症死亡发生当年之前3-5年的酒精消费金额数 据①进行估计，检验基准回归中选取本年度酒精消费量是否存在估计偏误。

检验结果显示,3年和5年前的酒精消费对心脑血管疾病和癌症的发病和致死具 有显著的正向影响，估计系数比基准回归结果更大,并且随时间推移显著增加。说明 饮酒对心脑血管疾病和癌症发病致死的时滞效应确实存在，即饮酒对居民健康会产生 持续的累积损害。第（1）（2 ）列回归系数较大，这是因为心脑血管疾病往往存在急性发病的特征且致死时间较短（谭斌等，2017）,饮酒作为心脑血管疾病的重要发病诱 因,短期内会产生更为严重的健康危害。癌症机体病变属于慢性过程,其发病周期往 往较长，而饮酒作为癌症诱发因子估计系数短期内相对较小。

4.更换工具变量。本文采用工具变量方法解决模型可能存在的内生性问题，工 具变量的选择尤为重要。在基准回归中，本文从饮酒行为后果出发，选择交通事故数 量作为酒精消费量的工具变量，得到了预期的结论。为了验证结论的稳健性,本节分 别从诱发饮酒行为的原因和饮酒行为的后果两方面出发，选择当地酒厂数量（winery） 和涉酒交通事故数量（drudri）作为工具变量，进行补充验证。本地酒厂具有一定的 区位经营优势，本地居民对本地酒的认可度较高，本地人消费本地酒的现象较为广泛。县区内酒厂数量越多，本地居民的饮酒量相应越大，且本县区内酒厂数量与相关疾病 的发病情况无关。此外，饮酒行为会直接推高酒后交通事故隐患②，涉酒交通事故数 量与饮酒消费量呈显著正相关关系，同时，涉酒交通事故数不会影响本地居民的相关 疾病发病。上述两个工具变量均满足相关性和外生性假定。

表8展示了更换工具变量后的估计结果，除第（3）列外，选取当地酒厂数量和涉 酒交通事故数作为工具变量，饮酒消费金额的估计系数均显著为正，可见更换工具变 量得到的回归结果是稳健的。

（五）异质性分析

1. 分性别和年龄组差异。

考虑到心脑血管疾病和癌症发病致死现象具有性别差 异和年龄群体差异，本文分析饮酒行为对不同性别和年龄人群发病致死现象的影响。 从疾病高发人群角度考虑，心脑血管疾病多发于50岁以上的中老年群体，而癌症多发于男性群体和35岁以上的人群，我们引入饮酒行为与不同性别组和年龄组虚拟变量 的交叉项进行检验。

分性别组的估计结果显示①，男性饮酒的负面影响明显大于女性,且男性饮酒致 癌的风险尤其高。这印证了前文中男性酒类消费量更高，健康风险更大的结论。分年龄组的估计结果显示，36岁以上人群的饮酒行为对上述两类疾病的致死影响较为显 著,特别是50岁以上的中老年人群。这证明饮酒行为对于中老年人的健康风险危害较大，中老年人的因酒致死是居民健康的重大隐患。

2. 分地区差异②。

中国南、北方经济发展水平、自然地理环境和社会风俗习惯存在巨大差异，饮酒消费水平也有所不同，饮酒引发的健康风险可能存在区域差异。例如，在气候寒冷、饮酒文化更加浓厚的北方地区，饮酒行为在居民的社交活动和商务应 酬中出现的频率较高，这就导致北方地区居民的人均酒类消费水平偏高，从而加剧了饮酒在北方地区的健康危害，相比之下，在气候温暖、饮酒文化稍逊的南方地区，酒类消费水平偏低，从而降低了饮酒带来的危害程度。

本文通过控制饮酒与地区虚拟变量的交叉项捕捉地区异质性，估计结果表明，北 方地区估计系数较为显著，说明北方地区居民较高的人均酒类消费的确带来了严重的 健康危害;“方地区估计系数不显著，说明南方地区较低的人均饮酒水平产生的健康 危害相对较低。

3. 分城乡差异。

城市和农村之间的经济发展水平和医疗卫生服务供给能力存在 明显差异，本文通过加入饮酒行为与城乡虚拟变量的交叉项，考察饮酒对居民健康影响在城市和农村地区的异质性!估计结果显示，饮酒在农村产生的健康损害明显高于 城市,其原因可能是，城市地区的人均收入和医疗服务水平相对较高，对饮酒行为事后 的医疗救助和保健一定程度上减缓了饮酒带来的直接健康风险。

五 饮酒行为的健康成本

上文回归结果表明，饮酒对社会公共健康存在显著负向影响，且由此产生的生命损失、医疗花费和潜在社会成本对居民个人和社会的发展都属于净损耗。因此，针对 饮酒行为进行健康成本核算十分必要。本节从生命损失、医疗花费和潜在社会成本三 个方面，结合前文计量模型的估计结果，核算饮酒行为的健康成本，以期为相关公共政 策的实施提供依据。

(一)饮酒所致的生命损失测算

基于饮酒行为对心脑血管疾病和癌症死亡人数的回归结果,本节对饮酒行为导致 的生命损失进行成本测算。经济学中生命价值理论的基础是统计学中对理性经济人 生命价值(value of statistical life, 2.)货币估值的测算，目前该理论已经被广泛应用 于医疗卫生、环境保护及健康风险等领域的成本分析与政策评价中。其中，测算生命价值的方法主要分为以下三类：

第一，人力资本价值模型。该模型将个人的生命价值定义为人在一生中所能创造预期收入总和的现值。假设T为生命期限,.'为预期收入/为贴现率，测算模型为：

第二，风险交易理论模型。该模型认为个人生命价值等于经济人愿意为现实中 随时可能遭遇的死亡风险支付的预防成本，通常可表示为支付意愿与死亡风险的边 际替代率。假设'为死亡风险概率的边际变化,WTP)为经济人)的支付意愿，测算方法为：

表9展示了由于饮酒导致心脑血管疾病和癌症在全国范围内造成的生命损失、医 疗花费和潜在社会劳动力损失。经过对饮酒行为致死情况的估计测算,每年饮酒导致的生命损失超过1100亿元，相关心脑血管疾病和癌症医疗花费超过87亿元,潜在劳动力社会成本996亿元，而因饮酒行为致死造成的健康成本总和超过2200亿元，对社会发展和人民健康水平的提高都造成了极大的危害。

上文对饮酒行为致病产生的健康成本核算结果具有重要的现实意义，《“健康中 国2030”规划纲要》提出“加强限酒健康教育，控制酒精过度使用，减少酗酒”，《国务 院关于实施健康中国行动的意见》提倡戒烟限酒，本文测算结果为上述政策提供了研 究支撑。

六 结论

本文对中国居民死因监测数据与县区家户调查数据进行匹配，采用交通事故数量 作为饮酒消费量的工具变量解决内生性问题，检验饮酒行为对居民健康风险的影响并 进行相应的健康成本测算。研究发现，饮酒对居民健康的负向影响较为显著。以工具 变量基准回归为依据，年人均酒类消费金额每增加1元,县区每年心脑血管疾病死亡 人数上升10. 48人，癌症死亡人数上升7. 69人。安慰剂检验和稳健性检验的结果也 证明了上述结论的有效性。对以死亡人群年龄、性别、地区和城乡类别的异质性检验 结果表明，男性和中老年人对于饮酒造成的危害更敏感,饮酒致病死亡的概率更高;而 北方和农村地区的人群受饮酒的危害更大。针对饮酒行为致病引发的健康成本核算 显示，每年饮酒导致的生命损失、医疗花费和潜在社会劳动力损失成本超过2200亿 元。基于饮酒致病的健康成本危害，本文提出以下控酒政策建议：首先，需要继续在酒 类产品消费过程中施加税收约束;其次，加强对于最低饮酒年龄的限制和酒类市场营 销的管控;再次，增加对于酒精依赖和酒精使用障碍者的治疗和关怀。

本文为饮酒行为的健康效应提供了来自中国的经验证据。饮酒是中国居民传统 生活习惯和社交文化的一部分,饮酒造成的健康危害与吸烟、过量糖摄入等健康风险 行为具有相似性，本文对于研究其他健康风险行为的影响、测算健康成本具有借鉴意 义。党的十九大做出实施健康中国战略的重大决策部署，强调坚持预防为主，倡导健 康文明生活方式，预防控制重大疾病。预防为主的公共健康观和健康文明的生活方式 依靠健康的生活习惯，而杜绝健康风险行为则是养成健康生活习惯的必要路径!本文 研究结果表明，健康风险行为对于公共健康水平的提高具有巨大的潜在威胁，因此要 从公共卫生政策上更加重视居民健康风险行为，宣传健康的生活方式，提高人民健康水平。

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文献原文： 饮酒消费、致病风险与健康成本.pdf (2.31 MB, 下载次数: 43)

2021-9-7 13:55 上传

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