DYSTRYBUCJA ZDROWIA W POLSCE – ZNACZENIE CZYNNIKÓW SPOŁECZNO-EKONOMICZNYCH

ISSN 2083-8611 Nr 309 · 2017

Wiktoria Wróblewska

Szkoła Główna Handlowa w Warszawie Kolegium Analiz Ekonomicznych Instytut Statystyki i Demografii wwrobl@sgh.waw.pl

DYSTRYBUCJA ZDROWIA W POLSCE – ZNACZENIE CZYNNIKÓW SPOŁECZNO-EKONOMICZNYCH

Streszczenie: W pracy dokonano analizy wpływu czynników społecznych i ekonomicz- nych na występowanie nierówności w stanie zdrowia populacji. Jako podstawową miarę nierówności wykorzystano współczynnik koncentracji zdrowia dla zmiennej ciągłej. Do- konano także dekompozycji wskaźnika koncentracji z wykorzystaniem podejścia opartego na funkcji regresji. Do oceny stanu zdrowia wykorzystano wskaźnik samooceny stanu zdrowia (SRH), a jako podstawową zmienną określającą status społeczny uzyskany po- ziom wykształcenia. Analizy zostały oparte na danych z badania GGS-PL 2011 i odnoszą się do kobiet i mężczyzn w wieku 25-70 lat. Dla celów porównawczych dane zostały pod- dane standaryzacji ze względu na wiek. Uzyskane wyniki potwierdziły występowanie róż- nic w ocenach stanu zdrowia w populacji osób dorosłych w Polsce oraz znaczenie czynni- ków społeczno-ekonomicznych dla obserwowanych nierówności.

Słowa kluczowe: nierówności w stanie zdrowia, współczynnik koncentracji, dekompo- zycja, badanie GGS-PL 2011.

Wprowadzenie

Wraz z rozwojem społecznym i ekonomicznym zmienia się rozumienie ka- tegorii zdrowia¹ i coraz więcej dyscyplin włącza tę kategorię do swoich analiz, a wśród nich ekonomia. W ekonomicznym podejściu zdrowie traktowane jest jako kapitał ludzki oraz istotny czynnik rozwoju społecznego i gospodarczego.

1 Nastąpiło m.in. poszerzenie biomedycznego ujęcia zdrowia o jego społeczny i ekonomiczny kontekst, w którym ważny jest dostęp do zasobów decydujących o zdrowiu, a więc warunki ży- cia i pracy, stan środowiska naturalnego, wskaźniki dobrobytu i rozwoju społecznego. Więcej na temat różnych ujęć zdrowia można znaleźć w [Wróblewska, 2014].

Dystrybucja zdrowia w Polsce – znaczenie czynników... 155

Zasoby tak rozumianego kapitału, którym jest zdrowie, mogą być nierówno- miernie rozłożone pomiędzy krajami, regionami czy grupami społecznymi.

W wielu krajach wraz z poprawą stanu zdrowia i wydłużaniem trwania ży- cia zaobserwowano rosnące różnice w zdrowiu związane ze statusem społecz- nym. Różnice te określone zostały mianem nierówności społecznych w zdrowiu i są uznane za jeden z ważnych problemów dotyczących zdrowia publicznego w Europie i na świecie. Definicja nierówności społecznych w zdrowiu opiera się na założeniu, że nierówności te odzwierciedlają niepotrzebne i możliwe do uniknięcia różnice w stanie zdrowia. Różnice społeczne w zdrowiu uważane są za niesprawiedliwe, a potrzeba ich zmniejszenia jest akceptowana przez więk- szość nowoczesnych społeczeństw [Elstad,2005]. W raporcie Komisji Świato- wej Organizacji Zdrowia (Commission on Social Determinants of Health) wska- zano społeczne uwarunkowania nierówności w zdrowiu występujące między państwami, regionami i grupami społecznymi oraz przedstawiono konieczność działań służących ich zmniejszeniu [World Health Organization, 2008].

Nierówności społeczne w stanie zdrowia obserwowane są zarówno w kra- jach Europy Zachodniej, jak i Europy Wschodniej. Z przeprowadzonych badań wynikają pewne prawidłowości w kształtowaniu się tego zjawiska². W krajach, w których notowane są wyższe nierówności ekonomiczne i społeczne, występują także większe nierówności w stanie zdrowia. Jednocześnie w krajach Europy Środkowej i Wschodniej nierówności społeczne w zdrowiu są wyższe niż w Eu- ropie Zachodniej. Wszystkie badania potwierdziły wyższe ryzyko wystąpienia negatywnych ocen stanu zdrowia, zachorowania oraz zgonu wśród osób z niż- szych grup społecznych, w gospodarstwach domowych o niższych dochodach oraz osób z niższym poziomem wykształcenia.

Celem artykułu jest analiza nierówności społecznych w stanie zdrowia w Polsce oraz próba pomiaru wpływu wybranych czynników społecznych i eko- nomicznych na występowanie tych nierówności. Podstawowym miernikiem po- zycji społecznej analizowanym w pracy jest poziom wykształcenia, a jako miarę nierówności wykorzystano współczynnik koncentracji, który na początku lat 90.

XX w. został zaadaptowany do analizy nierówności w zdrowiu.

2 Poniżej wymienione zostały ważniejsze pozycje literatury dotyczące analiz nierówności spo- łecznych w zdrowiu w Europie, których przegląd był podstawą dla przedstawionych w tej czę- ści pracy prawidłowości: [Lynch, Smith, Harper i in., 2004; Eurostat, 2010; Leinsalu, Stirbu, Vagero i in., 2009; Mackenbach, Bos, Andersen i in., 2003; Huisman, Kunst, Bopp i in., 2005].

1. Wybr ze wzg

Pozio -ekonomi nie zdrow łeczno-ek pracy, zaj kształceni nadto info danych ni

Rys. 1. Ró wy

Źródło: Na po

Na ry w wieku krajach E w 2010 r podstawow Europy Z mężczyzn mężczyzn

ane wyniki ględu na po om wykształ

cznej, które wia. Poziom konomicznym

jmowanym s ia pozwala n ormacje doty iż wskaźniki

óżnica w trwan yższe (ISCED

odstawie danych

ys. 1 przedst 25 lat z wy Europy. Ocze

r. było od ki wym. W kraj achodniej i w n; w Polsce n. W krajach

i badań nie oziom wyks cenia jest jed są stosowan wykształcen mi różnicują stanowiskiem na klasyfikacj yczące pozio

dochodowe.

niu życia osób 5, 6) – podsta

Eurostatu [www

tawione zost yższym oraz

ekiwane trw ilku do kilku jach Europy wynosiły od było to odp takich jak P

erówności w ształcenia dnym z ważn ne w analizac nia jest powi ącymi stan z m, a także os cję osób, któr omu wykszta

.

b w wieku 25 awowe (ISCE

1].

tały różnice podstawowy wanie życia

unastu lat dł Środkowej ró

5 do 9 lat dl powiednio 5, Portugalia, Sz

w zdrowiu

nych miernik ch dotyczący ązany z inny zdrowia, m.i siąganymi do re już nie pra łcenia są mn

lat według po ED 0, 1, 2)

w przeciętny ym wykształ osób z wyk łuższe niż o óżnice te były la kobiet i od

1 roku dla k zwecja, Finla

ków pozycji s ych nierówno ymi wskaźni

in. sytuacją ochodami. Po

acują zawodo niej obciążon

ziomu wykszt

ym trwaniu ż łceniem w w kształceniem

sób z wyksz y wyższe niż d 12 do blisko

kobiet i 12,7 andia czy W

społeczno- ości w sta- ikami spo- na rynku oziom wy- owo, a po- ne brakami

ztałcenia:

życia osób wybranych wyższym ztałceniem ż w krajach o15 lat dla 7 roku dla Włochy róż-

Dystrybucja zdrowia w Polsce – znaczenie czynników... 157

nice pomiędzy osobami z wyższym i podstawowym poziomem wykształcenia wynosiły od 1 do 4 lat dla kobiet oraz od 3 do 6 lat dla mężczyzn.

Od początku lat 90. XX w. obserwuje się znaczący spadek umieralności z większości przyczyn zgonów w Polsce, a w szczególności powodowanych chorobami układu krążenia. Korzystne zmiany zachodzą we wszystkich grupach wykształcenia, jednakże wśród osób z wyższym wykształceniem poprawa nastę- puje najszybciej, co przekłada się na wzrost różnic w umieralności ludności ze względu na poziom wykształcenie (tabela 1).

W 2010 r. umieralność powodowana przez choroby układu krążenia wśród kobiet z wykształceniem podstawowym była ponadtrzykrotnie wyższa niż kobiet z wykształceniem wyższym. Dla mężczyzn największe różnice – blisko cztero- krotne – notowane były w przypadku umieralności z zewnętrznych przyczyn.

Tabela 1. Standaryzowane współczynniki zgonów w Polsce osób w wieku 35-64 lata dla głównych przyczyn zgonu według płci i poziomu wykształcenia

Poziom wykształcenia

Choroby układu

krążenia Nowotwory Przyczyny zewnętrzne SDR

(na 100 tys. osób)

SDR (na 100 tys. osób)

SDR (na 100 tys. osób) 1990 2000 1990 2000 1990 2000

Mężczyźni

Podstawowe 600 430 380 374 224 197

Średnie 449 238 264 213 110 78

Wyższe 320 151 182 137 61 50

RR (podstawo-

we/wyższe) 1,88 2,85 2,09 2,73 3,67 3,94

Kobiety

Podstawowe 196 137 183 207 36 35

Średnie 153 76 198 168 27 21

Wyższe 81 41 157 123 19 16

RR (podstawo-

we/wyższe) 2,42 3,34 1,17 1,68 1,89 2,19

Źródło: Leinsalu, Stirbu, Vagero i in. [2009, s. 515] oraz obliczenia własne.

2. Metody analizy zastosowane w pracy

Jako źródło danych do prowadzonych analiz stanu zdrowia populacji osób dorosłych w Polsce ze względu na czynniki społeczno-ekonomiczne posłużyły wyniki pierwszego panelu badania GGS-PL zrealizowanego przez Instytut Sta- tystyki i Demografii SGH w Warszawie we współpracy z Głównym Urzędem Statystycznym pod koniec 2010 i na początku 2011 r. [szerzej na temat badania zob.: Kotowska i Jóźwiak, 2011]. Zmienną charakteryzującą zdrowie była sa- moocena stanu zdrowia (SRH), która jest uznanym wskaźnikiem stanu zdrowia w badaniach społecznych. W pracy analizowano dane dla osób w wieku 25-70 lat.

Dolna gra jako głów z ogranic sowaniem kształceni i społeczn miczna go Ze w wykształc bezpośred ska strukt zdrowia d

gdzie N_d^* standardo d i grupie

Wska z grup wy uzyskane Zasto zmienną j sobie, 4 – przekształ wskaźnik poziom zd nik SRH j

3 Samooce w wieku

4 Zob. Wag leźć w pr

anica wieku wnej zmiennej zeń zbioru ź m wskaźnika ia do analiz no-ekonomic ospodarstwa względu na ró cenia dokon dnią metodę tura ludności dla grupy spo

*

d – liczba os owa, a y_dt –

społecznej t aźniki standa ykształcenia.

dla danych n osowana w jakościową z – dobre, 5 –

łcona na zm stanu zdrow drowia y*, k jest zmienną

ena stanu zdrow poniżej 75 lat [ gstaff i van Do racy: Wróblews

wynikała z j charakteryz źródłowego

SRH dla os zy zostały w czne: stan cy

domowego o óżnice w stru

ano standary standaryzacj i według wie łeczno-ekono

∑

t = y^*

sób w grupie współczynn t.

aryzowane s Dla porówn niestandaryz

badaniu GG z pięcioma k

bardzo dobr mienną ciągł wia (SRH) rep

która ma rozk z 5 kategori

wia daje dobre [zob. Martikain orslaer [1994].

ska [2004].

przyjęcia uz zującej status

oraz wynikó ób starszych włączone tak ywilny, statu

oraz klasa m ukturze wiek ryzacji dany cji, a jako sta

eku w 2011 omicznej t zo

∑

∑

stanu zdrowi nania prezen zowanych.

GS-PL zmie kategoriami:

re. Do celów łą o rozkład prezentuje u kład log-nor iami, otrzym

wyniki w odn nen, Aromaa, H Przykład zasto

zyskanego p s społeczno-e ów wcześnie h³. Obok uzy kże inne zm us na rynku p miejscowości.

ku osób w po ych. W oblic

andard przyj r. Standaryz ostały wyzna

∑

dla osób w

a wyznaczon ntowane są ta

enna opisują 1 – bardzo w naszej anal dzie log-norm ukrytą zmienn rmalny⁴. Przy mano relację:

,

niesieniu do sta eliovaara i in., osowania w liter

oziomu wyk ekonomiczny ejszych bada yskanego poz mienne demo

pracy, sytuac .

oszczególnyc czeniach zas

ęta została o zowane wspó aczone wedłu

opulacji przy grupie demo

no dla płci o akże wskaźni

ąca stan zdr złe, 2 – złe, izy zmienna malnym. Zał ną latentną o y założeniu,

anu zdrowia osó 1999].

raturze polskiej

kształcenia y, a górna – ań z zasto-

ziomu wy- mograficzne

cja ekono-

ch grupach astosowano ogólnopol-

ółczynniki ug wzoru:

yjętej jako ograficznej

oraz każdej iki surowe

rowia była , 3 – takie a ta została łożono, że określającą że wskaź-

ób będących j można zna-

gdzie αj je gowe osza

gdzie Φ⁻¹ serwacji k znaczono

oraz, zgod nano prze

Wart dzie log- zmiennej Wyzn tracji zdro stosowany adaptowa 1994; Ka koncentra zdrowia ( społeczno cjoekonom ziom wyk korzystan 1997]:

gdzie: n – yi – pozio by określo

W ko nika konc Wagstaffa opiera się

Dystryb

est wartością acowane zos

(.) jest odwr kategorii j, a

średnie wart

dnie z założe ekształcenia y tości y* są p -normalnym

SRH.

naczone war owia. Współ ym do pomi ny do analiz akwani, Wag acji zdrowia (mierzonym o-ekonomiczn

micznej repr kształcenia. W

o dane jedno

– liczba osób om wskaźnika ona jako udzi

olejnym etap centracji zdro a z zespołem ę na założen

bucja zdrowia

ą progową dl stały jako:

róconą dystry a N oznacza tości dla każ

eniem, że zm y* = exp (-Z_j

unktem środ i reprezent

rtości y* po łczynnik kon aru nierówno zy nierównoś gstaff i van D

opiera się n za pomocą nego, który rezentującej W pracy do ostkowe oraz

b; π – średn a zdrowia dla iał w rozkład pie pracy dok owia. Zastos m [Wagstaff, niu, że zmie

a w Polsce – zn la poszczegó

ybuantą rozk a liczbę wszy żdego z przed

mienna ukryt

j).

dkowym wyz tują zdrowie

osłużyły do o ncentracji jes

ości społecz ści w zdrowi Doorslaer, 1 na założeniu

określonego może być m np. poziom wyznaczeni z wzór [za: K

nia zmiennej a i-tej osoby dzie zmiennej konano deko sowano meto f, van Doors enna charakt

naczenie czyn ólnych przedz

kładu normal ystkich obse działów:

ta ma rozkład

znaczonych e odpowiad

obliczenia w st narzędziem znych i ekono iu [Wagstaff 1994]. Konst u, że udział w

o wskaźnika mierzony za m dochodów, ia wskaźnika Kakwani, Wa

,

y charaktery (i – 1, 2 … n j określającej ompozycji uz odę dekompo

laer i Watan eryzująca zd

nników...

ziałów. Wart

,

nego, n_j jest rwacji. Nast

d log-norma

przedziałów dające danej

współczynnik m statystyki s

omicznych i f, Paci i van D

trukcja wspó w ogólnym a) jest funkc

pomocą zm grupę społe a koncentracj agstaff i van

yzującej stan n); Ri – ranga j pozycję spo zyskanego w ozycji opisan nbe, 2001).

drowie jest o

159 tości pro-

liczbą ob- tępnie wy-

alny, doko-

w w rozkła- kategorii

ka koncen- społecznej i został za-

Doorslaer, ółczynnika potencjale cją statusu miennej so-

eczną, po- cji (C) wy- Doorslaer,

n zdrowia;

a i-tej oso- ołeczną.

współczyn- ną w pracy

Metoda ta objaśniana

przez k de liniowej:

gdzie βk i losowy.

Postę analizy. W wie regres jących. N na rynku wości, sta W kolejny istotne, ob wkład każ Wkład ka przeważo gami były gólnych z

3. Wynik Uzys dzają wys oraz pozio

Na ry kategorii skanych z bardzo złe wyniki uz 70 lat w P

eterminant (x

εi oznaczają

ępowanie de W pierwszej k

sji zmiennej a tym etapie

pracy, sytua an cywilny,

ym kroku an bliczone zost żdej z tych z ażdej ze zmie ny poziom w y elastyczno zmiennych ob

ki analizy e skane wynik stępowanie d om wykształ ys. 2 przeds stanu zdrow z połączenia e, złe i takie zyskano dla Polsce.

xk) i relacja ta

ą odpowiedn

ekompozycyj kolejności os latentnej opi

włączono do acja ekonomi

wiek, wystę nalizy dla ka

tały współcz zmiennych w

ennych w og współczynnik ości zmiennej bjaśniających

empiryczne ki w zakresie dużych różnic

łcenia i płeć ( stawiono stru ia i populacj a odpowiedz sobie (kolor danych uogó

a może być o

nio współczy

jne było prz szacowane z sującej zdrow o analizy tak iczna gospod ępowanie ni ażdej ze zmi zynniki konc w ogólny wsp

gólny wskaź ka koncentra j opisującej h (

β

π

ej

e samooceny c w stanie zd (rys. 3 i tabe ukturę analiz ji ogółem, a zi: dobre lub

r ciemny). N ólnionych na

opisana za po

, ynniki przy zm

zeprowadzon zostały współ wie względem kie zmienne o

darstwa dom iepełnospraw iennych obja entracji (C_k) półczynnik k źnik koncentr acji danej zm zdrowie (y*

).

y stanu zdrow drowia ze wz ela 2).

zowanej zmi na rys. 3 dla b bardzo dob Należy podkr

a całą popula

omocą mode

miennych x_k

e przez kole łczynniki β_k m zmiennych objaśniające mowego, klas wności (zob.

aśniających, k , a następnie koncentracji racji wyznac miennej(Ck),

*) względem

wia w Polsc zględu na wi

iennej SRH a dwóch kate bre (kolor ja eślić, że prez ację osób w

elu regresji

k i składnik ejne kroki

na podsta- h objaśnia- jak: status sa miejsco-

tabela 4).

które były e absolutny (tabela 5).

czono jako gdzie wa- m poszcze-

ce potwier- iek (rys. 2)

dla pięciu egorii uzy-

asny) oraz zentowane

wieku 25-

Rys. 2. Sam Tabela 2.

Mężczyźni

Kobiety

Zdec wia jest w wśród os zdrowia p biet. Stosu mem wyk uwidoczn

Dystryb

moocena stanu Samoocena st

SRH bard dob taki złe bard Ogółem

SRH bard dob taki złe bard Ogółem

cydowanie na w grupie osób sób z wyksz pomiędzy gru ukowo najgo kształcenia. C niają nie tylk

bucja zdrowia

u zdrowia w P tanu zdrowia w

w

dzo dobre bre

ie sobie

dzo złe

dzo dobre bre

ie sobie

dzo złe

ajmniej bard b z wykształc ztałceniem w upami wyksz orzej oceniaj Częściowe pi ko różnice w

a w Polsce – zn

Polsce wg wie

według płci i

Pozi wyższe śred

% z poz 27,3 1 49,5 4 17,0 2

4,9 1,3 100,0 10

23,6 1 50,9 4 22,8 3

2,2 0,5 100,0 10

dzo dobrych, ceniem co na wyższym. O ztałcenia dot ją swoje zdr iramidy wiek w stanie zdro

naczenie czyn

eku, badanie G

poziomu wyk

iom wykształceni dnie zasadnic zawodow ziomu wykształce 9,4 12,6 3,5 39,5 8,5 36,0 7,3 10,6 1,3 1,3 0,0 100,0 0,3 6,6 3,2 35,3 7,6 43,0 7,6 12,8 1,4 2,3 0,0 100,0

, a także dob ajwyżej gimn Obserwowan

tyczą zarówn rowie kobiet

ku dla każdej owia ludnośc

nników...

GGS-PL 2011

kształcenia

ia cze

we co najwyżej gimnazjalne enia

6,2 28,3 43,2 19,6 2,8 100,0 3,4 25,0 46,7 20,2 4,6 100,0

brych ocen s nazjalnym, a e różnice w no mężczyzn

y z najniższy ej z grup wyk

ci, ale także

161

Ogółem j

e

16,2 40,8 31,6 9,9 1,5 100,0 10,5 39,3 37,9 10,2 2,0 100,0

stanu zdro- a najwięcej w ocenach

n, jak i ko- zym pozio- kształcenia e w liczbie

i strukturz względu n ność stand

Rys. 3. Sam – w

Uzys zdrowia w surowych negatywn uzyskane Uzys centracji p wykształc w popula oceny stan

ze wieku os na prowadzo daryzacji dan

moocena stanu wyniki badani

skane na po w grupach w h oraz standa ną zmienną z wartości zm skane wyniki potwierdzają cenia oraz nie cji. Ujemna nu zdrowia k

sób w poszcz one analizy p

nych.

u zdrowia w P a GGS-PL

odstawie zm wykształcenia aryzowanych zdrowia, stąd miennej y*.

i oszacowani ą występowan

erównomiern wartość wsk kumulują się w

zególnych g porównawcz

Polsce wg płc

miennej laten a mężczyzn h przedstawi d im gorsze

ia zmiennej y nie różnic w ną dystrybucj kaźników ko wśród osób z

grupach wyk e różnice te

i, wieku i poz

ntnej wartoś i kobiet z wy ia tabela 3.

oceny stanu

y* i wartości w stanie zdrow

ję tego zasob oncentracji o z niższym wy

ształcenia (r potwierdzają

iomu wykszta

ci oszacowa ykorzystanie W pracy an u zdrowia, ty

współczynn wia pomiędz bu kapitału sp oznacza, że n

ykształceniem

rys. 3). Ze ą koniecz-

ałcenia

ania stanu em danych nalizowano ym wyższe

ników kon- zy grupami połecznego negatywne m.

Dystrybucja zdrowia w Polsce – znaczenie czynników... 163

Tabela 3. Oceny stanu zdrowia wg płci i poziomu wykształcenia oszacowane z wykorzystaniem zmiennej ciągłej oraz współczynnik koncentracji

Poziom wykształcenia

Średnia stanu zdrowia

Oceny surowe Oceny standaryzowane

Mężczyźni Kobiety Mężczyźni Kobiety

Wyższe 1,03890 0,92330 1,14569 1,18500

Średnie 1,30273 1,46267 1,38347 1,50235

Zasadnicze zawodowe 1,54673 1,84635 1,56867 1,83974

Podstawowe 2,17817 2,46063 1,96575 2,03186

Średnia ogólna (ważona udzia-

łami grup wykształcenia) 1,47816 1,64085 1,50159 1,61884

Współczynnik koncentracji -0,11664 -0,16120 -0,08544 -0,09897

Różnice w uzyskanych surowych wskaźnikach koncentracji dla płci (-0,161 dla kobiet oraz -0,116 dla mężczyzn) świadczą o większych nierównościach ze względu na poziom wykształcenia wśród kobiet niż mężczyzn. Jednakże wyniki te są obciążone różnicami w strukturze wieku kobiet i mężczyzn w poszczegól- nych grupach wykształcenia. Po standaryzacji danych zarówno różnice w śred- nich ocenach stanu zdrowia w grupach wykształcenia, jak i poziom indeksów koncentracji uległy zmniejszeniu. Współczynniki koncentracji po standaryzacji danych wyniosły odpowiednio: -0,099 dla kobiet oraz -0,085 dla mężczyzn.

Warto zauważyć zmniejszenie różnic dla płci i zbliżenie wartości indeksu kon- centracji dla mężczyzn i dla kobiet po standaryzacji danych.

Postępowanie dekompozycyjne uzyskanych indeksów (surowych) koncen- tracji zdrowia mężczyzn i kobiet pozwoliło na oszacowanie znaczenia innych czynników społeczno-ekonomicznych. W tabeli 4 przedstawiono wyniki analizy regresji dla wybranych zmiennych. Wartości liczbowe uzyskanych ocen parame- trów nie będą tu interpretowane, aczkolwiek uzyskane relacje (kierunek) są zgodne z oczekiwaniami, np. dodatnie wielkości ocen parametrów dla występo- wania niepełnosprawności oraz trudności ekonomicznych wskazują na gorsze oceny stanu zdrowia dla osób z daną kategorią w relacji do kategorii referencyj- nej (osoby bez niesprawności oraz w dobrej sytuacji ekonomicznej). I odwrot- nie, oceny ujemne oznaczają lepsze oceny stanu zdrowia w relacji do kategorii referencyjnych, np. miasto jako miejsce zamieszkania w relacji do osób miesz- kających na wsi, stan cywilny kawaler/panna w relacji do osób rozwiedzionych lub owdowiałych. Dodatni współczynnik dla zmiennej wiek oznacza, że wraz z wiekiem pogarszają się oceny stanu zdrowia.

Analiza regresji była pierwszym etapem oszacowania cząstkowych współ- czynników koncentracji dla poszczególnych zmiennych i kategorii, które były istotne statystycznie w modelu regresji (na poziomie istotności nie większym niż 0,10). W tabeli 5 przedstawiono oszacowania współczynników koncentracji (C_k),

a także elastyczności poszczególnych kategorii zmiennych wobec zmiennej zdrowia oraz wkład absolutny danej kategorii w wartość współczynnika koncentracji.

Analiza uzyskanych współczynników koncentracji dla poszczególnych zmiennych wskazuje, że poziom wykształcenia jest ważną zmienną rangującą dla innych kategorii społecznych i ekonomicznych. Ujemne wartości współ- czynników koncentracji (C_k) świadczą o koncentracji danej kategorii zmiennej wśród osób z gorszymi ocenami stanu zdrowia, czyli posiadających niższe wy- kształcenie, podczas gdy dodatnie mogą świadczyć o pozytywnym wzmocnieniu lepszych ocen stanu zdrowia wśród osób z wyższym wykształceniem przez wy- stępowanie określonej kategorii zmiennej społeczno-ekonomicznej. I tak np.

współczynniki koncentracji dla kategorii gospodarstw domowych, które znaj- dowały się w dobrej sytuacji materialnej (radzą sobie z koniecznymi wydatkami i zakupami raczej z łatwością) oraz mieszkańców większych miast (powyżej 100 tys.) są dodatnie, co może oznaczać, że występowanie tych kategorii jest skumulowane wśród osób lepiej wykształconych, przez co wzmacnia pozytywny efekt tej kategorii na stan zdrowia. Natomiast ujemne współczynniki koncentra- cji dla osób, których gospodarstwa domowe znajdowały się w trudnej sytuacji ekonomicznej, a także dla osób z niepełnosprawnością lub obciążonych choro- bami oraz przebywających na emeryturze, mogą świadczyć o większym udziale tych kategorii wśród osób z niższym wykształceniem. W przypadku zmiennych dotyczących sytuacji na rynku pracy i charakteru pracy zwracają uwagę wysokie negatywne wartości wskaźnika koncentracji uzyskane dla osób pracujących we własnym gospodarstwie rolnym, w szczególności dla mężczyzn. Ta forma utrzymania – „na rachunek własny w rolnictwie” – współwystępuje z niższym wykształceniem i może łączyć się z kumulacją negatywnych ocen stanu zdrowia w tej grupie mężczyzn.

Wkład absolutny poszczególnych zmiennych w nierówny rozkład negatyw- nych ocen zdrowia mierzony indeksem koncentracji (przeważony elastycznością zmiennej ‘zdrowie’ wobec danej zmiennej objaśniającej) przedstawiają ostatnie dwie kolumny tabeli 5. Wśród analizowanych kategorii zmiennych społecznych i ekonomicznych, których nierówne ulokowanie miało największy wpływ na współczynnik koncentracji i występujące nierówności w ocenach stanu zdrowia, znalazły się: zła i bardzo zła sytuacja ekonomiczna, przebywanie na emeryturze, występowanie niepełnosprawności oraz praca w gospodarstwie rolnym. Wyniki uzyskane dla tych zmiennych w grupie mężczyzn i kobiet były zbliżone. Prze- prowadzona analiza dekompozycji potwierdziła także podstawowe znaczenie wieku dla uzyskanych wyników w zakresie dystrybucji negatywnych ocen stanu zdrowia w populacji osób dorosłych w Polsce, których występowanie jest sku- mulowane wśród osób starszych oraz z niższym wykształceniem.

Tabela 4. W

Zmienna

Sytuacja n rynku prac

Niepełno sprawnoś

Sytuacja materialn

Klasa miejscowoś

Stan cywiln

Tabela 5. W

Zmienna

Praca na r w rol U macierz./w Eme Choro Żonaty Kawal Niepełno Bardzo z mate

Dystryb Wyniki oszac

a Katego

na cy

praca naj praca na ra poza rolni

bezrobo praca na ra w rolnic urlop (m cierz./wyc

emeryt chory, r inna sytu na rynku -

ć

tak nie

a a

bardzo zła raczej raczej d dobr

ści

miasto d (100 tys miasto m

lub śred wieś

ny

żonaty/zam kawaler/p

wdowie rozwiedzi Wiek

Wyniki dekom objaśniające

a/kategoria

1

rach. własny lnictwie Urlop wychowawczy

erytura oba, renta

, zamężna er, panna osprawność zła sytuacja

erialna

bucja zdrowia cowania param

oria

ocena parame tru

emna -0,1009 ach. wł.

ctwem -0,1050 otny -0,0929 ach. wł.

ctwie 0,134 ma-

chow.) -0,2146 tura 0,2546 renta 1,0906 uacja

pracy

1,1584

zła 0,8030 0,2934 zła 0,2303 obra -0,052 a

duże

s. +) -0,007 małe

dnie -0,056 ś

mężna -0,007 panna -0,056 ec/a,

iony/a 0,027

mpozycji wsp

Współczynn koncentracji kobiety mę

2 -0,2685 -0

0,2766 -0,1442 -0 -0,3245 -0 -0,0262 -0 0,1997 -0 -0,2296 -0 -0,2530 -0

a w Polsce – zn

metrów modelu

Kobiety a

e- błąd standar-

dowy 9 0,1068 0 0,1655 9 0,1265 1 0,1189

6 0,1574 6 0,0654 6 0,1130

4 0,0802

0 0,0822 4 0,0791 3 0,0741 1 0,0776

72 0,0043

61 0,0213

73 0,0503 61 0,0758

0 0,0017

ółczynnika ko

niki i (Ck)

ężczyźni kob

3 4

0,3298 0,00

. -0,00 0,0981 0,05 0,3029 0,04 0,0006 -0,00 0,0317 -0,00 0,1774 0,10 0,3131 0,08

naczenie czyn u regresji i oc

istotność oc para

t

0,3451 -0,0 0,5258 -0,0 0,4626 0,0 0,2597 0,1

0,1750

<,0001 0,2

<,0001 0,5 kategoria refere

<,0001 1,6 kategoria referen

<,0001 0,8 0,0002 0,4 0,0019 0,2 0,5016 0,1 kategoria referen 0,0912 -0,0

0,0067 -0,1 kategoria referen 0,8849 -0,2 0,4597 -0,4 kategoria referen

<,0001 0,0

oncentracji ze

Elastyczność

iety mężczyź

4 5

31 0,0071

29 .

11 0,0379 90 0,0399 27 -0,1092 42 -0,0489 03 0,1905 65 0,0892

nników...

cena ich istotn

Mężczyźn cena

ame- ru

błąd standar-

dowy 0008 -0,01 0681 -0,43 0608 0,1561 849 0,1075

x x

2601 0,0763 345 0,1086 ncyjna 6646 0,0867 ncyjna 8895 0,0911 4517 0,0860 2601 0,0761 1290 0,0760 ncyjna 0780 0,0611

1147 0,0517 ncyjna 2348 0,0684 4027 0,0816 ncyjna 0239 0,0018

względu na z

Wkład a w wartość w koncen ni kobiety

6 -0,0008

-0,0008 9 -0,0074 9 -0,0159 2 0,0001 9 -0,0008 5 -0,0230 2 -0,0219

165

ności

ni

- istotność

0,9952 0,6660 0,6966 0,0854

x 0,0007

<,0001

<,0001

<,0001

<,0001 0,0006 0,0895

0,2020

0,0267

0,0006

<,0001

<,0001

zmienne

absolutny współczynnika

ntracji C mężczyźni

7 -0,0023

. -0,0037 -0,0121 0,0001 0,0015 -0,0338 -0,0279

cd. tabeli 5

1 2 3 4 5 6 7

Zła sytuacja materialna -0,1746 -0,1955 0,0376 0,0514 -0,0066 -0,0101 Raczej zła sytuacja

materialna -0,0638 -0,0536 0,0397 0,0471 -0,0025 -0,0025 Raczej dobra sytuacja

materialna 0,1783 0,1669 -0,0071 0,0226 -0,0013 0,0038 Miasto duże (100 tys. +) 0,1420 0,2075 -0,0010 -0,0124 -0,0001 -0,0026 Miasto małe lub średnie 0,0395 0,0206 -0,0147 -0,0327 -0,0006 -0,0007 Wiek -0,0747 -0,0478 0,8319 0,7794 -0,0621 -0,0372

Podsumowanie

W pracy dokonano oceny wpływu czynników społeczno-ekonomicznych na zróżnicowanie stanu zdrowia w Polsce. Analiza struktury zmiennej charaktery- zującej stan zdrowia oraz dalsze wyniki prowadzonych analiz potwierdziły wy- stępowanie różnic w dystrybucji ocen negatywnych stanu zdrowia w populacji osób dorosłych w Polsce oraz znaczenie czynników społeczno-ekonomicznych dla obserwowanych nierówności.

Różnice w strukturze wieku osób w poszczególnych grupach wykształcenia mogą znacząco wpływać na występujące nierówności w dystrybucji zdrowia, co potwierdziła standaryzacja wskaźników ze względu na wiek. Notowane różnice w poziomie współczynników koncentracji zdrowia dla mężczyzn i kobiet w du- żym stopniu zostały wyeliminowane poprzez standaryzację danych.

Należy podkreślić, że procedura standaryzacji przełożyła się na zmniejsze- nie różnic w uzyskanych ocenach stanu zdrowia pomiędzy grupami wykształce- nia, jednakże nie wyeliminowała ich zupełnie. Pozwala to na stwierdzenie, że poziom wykształcenia łączy się z występowaniem nierówności w stanie zdrowia w populacji osób dorosłych (w wieku 25-70 lat) w Polsce. Uzyskane wyniki po- twierdziły występowanie koncentracji negatywnych ocen stanu zdrowia wśród osób z niższym poziomem wykształcenia.

Analiza dekompozycji pozwoliła na wskazanie innych zmiennych, których nierównomierny rozkład w populacji może pogłębiać występujące nierówności w stanie zdrowia ze względu na poziom wykształcenia. Najbardziej znaczące dla występowania negatywnych ocen zdrowia i ich kumulacji wśród osób z niższym wykształceniem okazały się trudności ekonomiczne gospodarstwa domowego, występowanie niepełnosprawności oraz praca w gospodarstwie rolnym.

Na szczególną uwagę zasługuje duże znaczenie dysproporcji w sytuacji ekonomicznej gospodarstw domowych, których występowanie pogłębiało noto- wane nierówności w stanie zdrowia. Nierówna dystrybucja zasobów kapitału

Dystrybucja zdrowia w Polsce – znaczenie czynników... 167

społecznego w postaci zdrowia może się jeszcze pogłębiać wraz z narastaniem trudności w gospodarstwach domowych i w gospodarce na szczeblu makro.

Wzrost poziomu wykształcenia i coraz większy udział osób z wyższym wy- kształceniem w populacji może nie zrekompensować negatywnych dla stanu zdrowia skutków przeżywanych trudności ekonomicznych.

Literatura

Elstad J.I. (2005), The Psycho-social Perspective on Social Inequalities in Health [w:]

M. Bartley, D. Blane, G.D. Smith (eds.), The Sociology of Health Inequalities, Blackwell Publishers, Oxford.

Eurostat (2010), Highly Educated Men and Women Likely to Live Longer, Statistics in Focus 24.

Huisman M., Kunst A.E., Bopp M., Borgan J.K., Borrell C. i in. (2005), Educational In- equalities in Cause-specific Mortality in Middle-aged and Older Men and Women in Eight Western European Populations, „Lancet”, No. 365.

Kakwani N., Wagstaff A., Dorslaer E. van (1994), Measuring Inequalities in Health in the Presence of Multiple-category Morbidity Indicators, „Health Economics”, No. 3.

Kakwani N., Wagstaff A., Dorslaer E. van (1997), Socioeconomic Inequalities in Health: Measurement, Computation, and Statistical Inference, „Journal of Econo- metrics”, No. 77.

Kotowska I.E., Jóźwiak J. (2011), Panelowe badanie przemian relacji między pokole- niami, w rodzinie oraz między kobietami i mężczyznami: generacje, rodziny i płeć kulturowa GGS-PL, „Studia Demograficzne”, nr 1(159).

Leinsalu M., Stirbu I., Vagero D., Kalediene R., Kovacs K., Wojtyniak B., Wróblewska W., Mackenbach J.P., Kunst A.E. (2009), Educational Inequalities in Mortality in Four Eastern European Countries: Divergence in Trends During the Post-communist Transition from 1990 to 2000, „International Journal of Epidemiology”, No. 38.

Lynch J., Smith G.D., Harper S., Hillemeier M., Ross N., Kaplan G.A., Wolfson M.

(2004), Is Income Inequality a Determinant of Population Health? Part 1. A Sys- tematic Review, „Milbank Quarterly”, No. 82.

Mackenbach J.P., Bos V., Andersen O., Cardano M., Costa G. i in. (2003), Widening So- cioeconomic Inequalities in Mortality in Six Western European Countries, „Inter- national Journal of Epidemiology”, No. 32.

Martikainen P., Aromaa A., Heliovaara M., Dlaukka T., Knekt P., Maatele J., Lahelma E.

(1999), Reliability of Perceived Health by Sex and Age, „Social Science and Medi- cine”, No. 48(8).

Wagstaff A., Doorslaer E. van (1994), Measuring Inequalities in Health in the Presence of Multiple-category Morbidity Indicators, „Health Economics”, No. 3.

Wagstaff A., Doorslaer E. van, Watanbe N. (2001), On Decomposing the Causes of Health Sector Inequalities with an Application to Malnutrition Inequalities in Vietnam,

„Journal of Econometrics”, No. 112.

Wagstaff A., Paci P., Doorslaer E. van (1991), On the Measurment of Inequalities in Health, „Social Science and Medicine”, No. 33.

World Health Organization (2008), Closing the Gap in a Generation: Health Equity through Action on the Social Determinants of Health. Final Report of the Commis- sion on Social Determinants of Health, Geneva.

Wróblewska W. (2004), Measuring Education Related Health Inequalities in Poland – Adaptation of Concentration Index, „Polish Population Review”, No. 2.

Wróblewska W. (2014), Zdrowie i nierówności społeczne w zdrowiu [w:] T. Panek (red.), Statystyka społeczna, PWE, Warszawa.

[www 1] http://epp.eurostat.ec.europa. eu/portal/page/portal/ statistics/search_database.

DISTRIBUTION OF HEALTH IN POLAND – THE IMPORTANCE OF SOCIO-ECONOMIC FACTORS

Summary: The aim of the study was to measure the socio-economic inequalities in health in Poland. We use a concentration index obtained through a latent variable and decomposition methods with a regression framework. Self-rated health (SRH) is adopted as the health indicator and education level serves as a variable describing the social sta- tus. The analyses presented in this paper are based on data from the Generations and Gender Survey (GGS-PL 2011) and include women and men aged 25-70.

The results confirm the usefulness of this method of analysis and reveal a signifi- cant influence of the socio-economic variable on inequality in male and female health statuses in Poland. The paper also proves the necessity of standardizing the data in anal- yses designed to assess the impact of the socio-economic agent on health.

Keywords: inequalities in health, concentration index, decomposition methods, GGS-PL 2011.