中国农村的收入差距与健康

中国农村的收入差距与健康
封进余央央
内容提要：随着收入差距的扩大，收入分配对健康和健康不平等的阻碍日益受到关注。

本文利用中国健康营养调查（CHNS）1997年和2000年农村的面板数据回答两个问题：收入差距对健康的阻碍以及是如何阻碍到健康的；收入差距的扩大是否会导致健康不平等的加剧，专门低收入人群的健康是否受到更为不利的阻碍。

研究发觉，第一收入差距对健康的阻碍存在滞后效应；其次，收入差距对健康阻碍为“倒U”形，在收入差距较高时，收入差距对健康的阻碍要紧为负向，一个可能的缘故是由于收入差距阻碍到公共卫生设施的供给。

再次，收入差距的扩大会加强收入效应，其含义是假如低收入人群的收入更容易受到负向冲击，那么收入差距对低收入人群的健康更为不利。

关键词：收入差距假说，健康，公共医疗提供
一、引言
1970年代以来，经济学对健康的决定因素的研究日益深入。

最初的跨国研究和一国内部的跨地区研究发觉，健康水平和收入水平并非同步提高，研究指出在收入水平之外，收入的分布可能阻碍到一个地区的国民健康状况（Preston，1975；Rodger，1979）。

1990年代逐步形成关于健康决定的收入差距假说（IIH，Income Inequality Hypothesis），即不仅个人收入或社会平均收入阻碍个人健康状况，社会的收入差距也会发生作用。

随后显现了一系列文献采纳多种方法和数据对这一假说进行验证。

但现有研究结果并没有有力地验证或拒绝收入差距假说，在不同的国家得到了不同的结论。

在过去20年里中国居民的收入差距迅速扩大，城镇居民基尼系数由0.16提高到了0.33；农村居民基尼系数由0.24提高到了0.37；全国总体的基尼系数由0.24上升到0.45。

1由此引出的问题是不断扩大的收入差距是否对健康状况产生了不利的阻碍。

随着整体收入差距的上升，中国的收入分配格局也处于一个动态变化状态，用当期的收入差距可能无法捕捉到收入差距的效应。

本文考虑到收入差距对健康阻碍的滞后效应重新检验收入差距对健康的阻碍。

另一值得关注的问题是在收入差距较大时，穷人的健康状况会受到如何样的阻碍。

文章采纳CHNS数据库1997年和2000年农村面板数据作为分析对象。

中国约60％的人口居住在农村地区，农业劳动的专门性及劳动环境的困难性决定了健康的躯体是第一位的生产要素，农民“因病致贫”、“因病返贫”的问题差不多引起了众多的关注。

因而研究阻碍农民健康的因素，提出改善健康的政策建议具有重要的现实意义。

我们的研究发觉，第一收入差距对健康的阻碍存在滞后效应；其次，收入差距对健康阻碍为“倒U”形，当基尼系数超过0.35时，收入差距对健康的阻碍要紧为负向，收入差距对健康的阻碍的渠道之一是对公共医疗提供的阻碍；再次，收入差距的扩大会加强收入效应，其含义是假如低收入人群的收入更容易受到负向冲击，那么收入差距对低收入人群的健康更为不利。

1全国水平的基尼系数来自World Income Inequality Database（WIID）；农村的基尼系数来源于国家统计局农村社会经济调查司，《中国农村住户调查年鉴.2005》，中国统计出版社，2005；国家统计局农村社会经济调查司，《中国农村住户调查年鉴.2002》，中国统计出版社。

城镇的基尼系数来源于国家统计局，《从基尼系数看贫富
《中国居民收入分配年度报告（2004）》，差距》，
《中国国情国力》，2001年第1期。

2000－2003年数据引自孔泾源，
本文第二部分综述有关收入差距和健康的研究。

2第三部分介绍研究所用的模型和方法；第四部分是数据和变量描述；第五部分是估量结果和讨论；第六部分是结论和政策建议。

二、文献评述
关于收入差距和健康的最初的研究采纳跨国数据，在总体水平上研究收入差距和健康。

健康一样由死亡率和预期寿命衡量，收入差距用基尼系数或一定人口所占收入的百分比衡量，实证的结果大多显示二者之间的负相关关系。

如最早的研究者之一Rodgers（1979）使用了56个国家（包括发达和不发达国家）的横截面数据验证了以基尼系数度量的收入差距与总体健康指标之间的负相关关系。

3Wilkinson（1986，1990，1992，1994，1996）一系列跨国的分析也验证了收入差距假说。

然而关于这一结论的稳健性和跨国数据的可比性都遭到质疑（Judge，et al.，1998；Gravelle，1998；Wildman，et al.，2003；Deaton，2003）。

为了幸免上述跨国数据的异质性和不可比性问题，后来的研究采纳一国内部的跨地区研究，大多也验证了收入差距假说。

然而宏观数据的结果受到“总体性偏误（aggregate bias）”的质疑，即由于收入对健康的边际奉献递减，因此当收入差距扩大时，总体数据会表现出健康水平下降。

在1990年代后期，采纳微观（个人）层面上的数据成为研究的主流，通过操纵个人收入为区分收入和收入差距效应提供了可能。

在微观层面的研究中，健康用能够反映个人健康状况的信息，如自评健康状况度量，说明变量除了反映收入差距的指标外，还包括绝对收入在内的个人特点和家庭特点，以及社区的收入水平等。

微观数据研究指出，在美国收入差距和健康之间有专门强的负相关关系（Kennedy et al.，1998；Soobader & Leclere，1999；Blakely et al.，2000；Subramanian，Blakely & Kawachi ，2003等），而另一些研究却说明这两者之间没有关系（如Fiscella & Franks，1997；Daly et al.，1998；Mellor & Milyo，2002等）。

除此之外，少数研究部分支持IIH假说。

4
上述的研究大差不多上指当期的收入差距对健康的阻碍，然而Blakely.et al. (2000) 利用美国CPS中不同滞后期的收入差距（基尼）指标,发觉对健康的阻碍不同。

越是滞后多期（专门是滞后15年）的，对健康的阻碍更明显,专门是对45岁以上的人口来说。

同样，Subramanian & Kawachi（2004）用同样的数据也证明了15年的滞后收入差距对当期的健康阻碍显著。

通常认为收入差距的扩大不利于提高人们的健康水平，这一负面阻碍可能通过以下几种机制发挥作用。

第一，医疗公共投资和支出受收入差距的阻碍。

收入差距的扩大使富人与穷人的爱好显现分化，富人倾向于到本社区以外获得更好的服务，对本地公共服务并不感爱好。

当人们的偏好差异较大时，公共品的价值会被低估，导致相应的公共支出缩减（Deaton, 2003；Krugman, 1996）。

另一方面，收入差距的扩大不利于相关公共政策的实施（Subramanian & Kawachi，2004)，导致对公共医疗设施的投资不足，从而通过阻碍社区医疗设施的供给阻碍到个人的健康状况。

其次，收入差距的扩大会腐蚀社会资本从而阻碍人们的健康（Wilksion,1996; Kawachi & Kennedy，1999）。

5值得注意的是收入差距对健康的效应还依靠于个人的收入水平。

收入差距的扩大导致低收入人群更不易对自身进行医疗卫生与教育投资。

除此之外，收入差距所导致的公共设施供给不足，对穷人健康状况的阻碍也会更严峻。

另一方面，从社会心理学上
2有关收入差距与健康的文献综述可参考余央央和封进（2006）。

3基尼系数的扩大对出生时的预期寿命和5岁时的预期寿命有显著负阻碍，而对婴儿死亡率有显著正阻碍。

4Kahn，et al.（1998）和Leclere and Soobader（2000）分别发觉IIH假说只适用于女性和白种人群；另外一些研究发觉IIH假说只使用于某一健康指标或者某一收入人群（Fiscella & Franks，2000；Shi et al.，2002；Kahn，et al.，2000等）
5社会资本是指能够通过和谐的行动来提高经济效率的网络、信任和规范（Putnam et al.，1993）。

即具有市民之间的信任、国内团体之间互惠的规则等诸如此类有利于增加社会凝聚力以及促进市民之间互惠合作的一些
来说，收入差距的扩大增加了低收入人群的挫败感以及压力，导致情绪低落或引起诸如吸烟、酗酒等不良的行为适应，从而阻碍了其健康水平（Schor ，1998）。

与通常认为的收入差距和健康之间的反向关系相左， Judge & Patterson （2001）却认为，收入差距在一定程度上有助于提高人们的健康。

第一，随着收入差距的扩大，先富裕的群体增加了对自身健康的需求，促使一些医疗机构引进先进的医疗技术。

医疗技术的引进与技术本身的外溢效应促使人们健康水平的普遍提高。

其次，收入差距扩大的同时假如相伴有政府税收收入的增加，那么政府的公共支出能力将会提高，更有能力改善地区的教育和基础医疗保健等公共服务水平，对人们健康水平的提高起到促进作用。

从收入差距阻碍健康的路径看，不管是通过阻碍医疗公共支出和公共品的提供，依旧阻碍到人们的心理和行为，其发生作用都会有一个过程，因此收入差距对健康的阻碍就会有一个滞后效应。

大部分验证收入差距假说的文献都采纳当期的收入差距作为说明变量，可能的缘故之一是由于在发达国家收入分布相对稳固，当期的收入分配和过去的收入分配状况高度相关。

但从理论上讲，过去的收入差距和健康之间存在因果关系更具有说服力(Subramanian & Kawachi, 2004)。

中国的收入分配格局处于一个动态的变化中，数据显示滞后期的收入差距和当期的收入差距尽管相关，但相关系数比较小，因此，采纳面板数据检验收入差距对健康的滞后效应更有意义。

三、 模型与方法
模型的被说明变量为个人的健康状况。

在CHNS 问卷中，通过询问“您认为您的健康状况
如何？”让被调查者在“专门好、好、一样和差”四个等级中汇报健康状况。

可供选择的模型有二元选择模型（Probit 模型）和ordered probit 模型。

我们采纳Probit 模型，将选择专门好和好这两个等级，我们记为1，而选择一样和差，则记为0。

如此做是基于以下理由：第一，鉴于许多文献（如：Fiscella & Franks, 1997；Mellor & Milyo, 2002；Li & Zhu, 2006等）都采纳二值变量，它能更简便地分析收入差距与健康不平等的关系。

6其次，能够和现有文献的有关结论进行更好地比较。

我们采纳随机效应的Probit 模型以操纵个体不可观测的异质性的阻碍。

一样而言，随机效应模型好于固定效应模型，因为随机效应模型能够反映家庭之间的收入变化对健康的阻碍，用固定效应模型则可能低估收入对健康的效应。

以个人特点、家庭特点和社区特点为说明变量，在操纵了绝对收入和其他特点后，考察收入差距的对个人健康的效应。

考虑到收入对健康的边际效应递减，以及收入差距对健康的阻碍同样可能是非线性的，在方程中分别加入这两个变量的平方项。

计量模型为：
2
201234Pr (1)()
ijt ijt ijt jt jt ijt jt ijt ij ob y w w x x Y Z βββββμν==Φ+++++Θ+ψ++（1）
其中，ijt y 为j 社区i 个人的健康状况，赋值为1，可表示健康状况好；为0，则相反。

ijt
w 为个人的收入，以人均家庭收入计，jt x 为j 社区的收入差距。

ijt Y 代表其他个人特点变量的向量，包括年龄、性别、教育、婚姻状况、参加医疗保险情形和一些个人所在的家庭特点如家庭规模、饮用水情形和卫生环境等。

jt Z 为一个包含社区变量的向量。

ij ν为不随时刻而改变的非观测变量。

6
在后文运算收入与收入差距的交互项对健康的偏效应时，健康的二值变量有助于我们更简便的进行运算分
我们将做以下几项工作：
1、检验收入差距的当期效应和滞后效应
一方面我们采纳当期的收入差距指标检验收入差距假说，另一方面,鉴于上述分析，即收入差距对健康的阻碍机制决定了收入差距效应具有一定的时滞，滞后期的收入差距和健康之间存在因果关系更加有说服力，因此我们采纳滞后期的收入差距效应进行比较验证。

当当期的收入差距和滞后的收入差距不一致时，二者的阻碍可能是不同的。

相关性检验说明不同年度之间的基尼系数呈较为显著的正相关，1993年和1997年基尼系数的相关性为0.46, 1997和2000年基尼系数的相关性为0.28。

但他们对健康的作用成效是否一致还有待进一步检验。

相应地，方程1中的收入差距及其平方项均为滞后一期。

2、检验收入差距阻碍健康的机理
在说明变量中加入能够反映收入差距的阻碍路径的变量重新考察收入差距的效应，通过对回来结果的比较揭示其背后的机理。

比如，已有大量的研究揭示了医疗服务供给和公共卫生支出对健康有明显的正向阻碍（例如 An& & Barnighausen ，2004；Ruststein ，2000），因此假如收入差距通过阻碍医疗等公共品的提供而阻碍健康，那么在回来中加入医疗供给变量后就应该看到收入差距的效应下降或变得不显著。

3、采纳不同收入差距指标对结果做稳健性检验
有关收入差距的度量指标要紧涉及到基尼系数、泰尔指数、人口收入份额、变异系数以及贫困指数等。

各种度量收入差距的指标具有不同的性质，并不完全可比。

以基尼系数为例，它虽为最常用的指标，然而由于它与不同收入群体的收入比重和人口比重的关系紧密，因此易受到偶然因素的阻碍。

比如，在总体居民收入相对平均的情形下，对个别收入户（专门是高收入人群）的收入波动十分敏锐，数值增大，以致造成贫富差距过大的假象。

而人口收入份额是以某一或某些阶层的收入份额的变动来反映收入差别变化，其优点是便于分层考察，然而却不能全面反映各个阶层的收入整体变动总体情形。

因此鉴于不同收入差距指标衡量的侧重点不同，因此本文另外采纳二个收入差距（泰尔和收入最富有50%人所占的收入份额）指标，旨在更全面的反映收入差距与健康之间的关系。

4、考虑收入差距的跨层次效应
个人和社区变量具有多层次数据的嵌套结构（Hierarchical Structure ），其含义为社区变量会通过改变个人变量的效应作用于健康，从而收入差距可能通过阻碍个人收入这一路径阻碍其健康，称为收入差距的跨层次效应（cross-level effect ）(Blakely & Subramanian,2005)。

在模型中采纳收入差距与收入的交互项，能够检验这一效应。

具体能够写成以下形式：
2
2012314151Pr (1)()
ijt ijt ijt jt jt ijt jt ijt jt ijt ij ob y w w x x w x Y Z ββββββμν---==Φ++++++Θ+ψ++（2）
其中，交互项的偏效应则为：
3415125151(1)(2)(2)ijt jt ijt ijt jt jt ijt
P y x w w x x w βββββββ---∂='''=Φ⨯+++++Φ⨯∂∂ （3）
假如
1(1)0ijt jt ijt
P y x w -∂=>∂∂，则意味着收入差距加强了收入效应。

即随着收入差距的扩大，收入增加
更加有助于健康的改善，收入下降更加不利于健康的提高。

因此，当收入差距的扩大致使贫者愈贫，富者愈富时，则其所产生的收入效应加剧了健康的不平等。

在此情形下，收入差距对健康的阻碍产生发散效应。

反之，假如
(1)0ijt P y x w ∂=<∂∂，
则说明收入差距的扩大减弱了收入效应，
对人群健康产生收敛效应。

随着收入差距的提高，健康不平等的现象会缓解。

四、数据
本文采纳了中国健康与营养调查（CHNS）1997年和2000年调查数据，滞后期的收入分布则分别采纳了1993年和1997年的收入数据。

样本覆盖了我国沿海、中部和西部等地区的9个省（自治区）的农村与都市居民。

7内容包括家庭的差不多情形、家庭和个人的收入状况、个人的医疗保险状况和健康情形等数据。

除了家庭外，还包括村的差不多情形的信息。

鉴于本文研究的重点，我们选用农村样本，样本中每个省有4个县，每个县包含4个村，年龄为15-65岁的有效样本共有12349个。

8
被说明变量为健康状况，采纳自评健康作为衡量健康的标准。

自评健康尽管具有专门强的主观性，但却是常用的指标之一，缘故在于它不仅与死亡率等客观指标高度相关，有力地反映个人健康状况，而且数据易获得且质量高（Hornbrook & Goodman，1996；Idler et al.，1997；Gerdtham et al.，1999等)。

总体上来说，从1997年到2000年，农村人口中自评健康为好以上等级的比例下降了９个百分点。

CHNS中家庭总收入包括工资收入、家庭园艺收入、务农收入、畜牧收入、渔业收入、商业收入、住房补贴、育儿补贴以及其他各种补贴收入。

在CHNS的调查数据中，以1989年的价格指数对收入进行调整，在1997年家庭人均收入水平为1320元，到2000年，下降为1250元。

我们采纳人均家庭收入（即总收入除以家庭人口数）作为收入指标是基于以下几点缘故。

第一，农村家庭专门难区分每个人收入和家庭收入。

家庭既是一个生产单位也是一个决策单位，用家庭人均收入比劳动力的个人收入更能准确地反映收入和收入差距对健康的作用。

其次，对家庭总收入加以均等化，能更好的捕捉家庭各个成员对家庭资源的利用情形（Deaton，2003；Benzeval et al.，2001）。

除此之外，我们以县的人均收入水平操纵此地区的经济进展程度，样本中1997年和2000年县的人均收入水平分别为1300元和1210元。

本文采纳的收入差距是在县水平上估算的，之因此选择这一水平是基于以下几点。

第一，我国农村公共产品供给体制中,县乡政府作为国家财政体系的基础,直截了当为农村社区的居民提供各类公共产品。

9专门是实行“分税制”后，农村公共卫生服务和差不多医疗服务差不多差不多上由县乡卫生气构提供（李卫平等，2003）。

10其次，通常来说，当代社会交往范畴和经济活动差不多超出了村的范畴，因此需要在更高层次上考察收入差距及其阻碍机制。

从1997年到2000年，县水平的当期基尼系数的均值从0.35上升到0.39。

而滞后期的基尼系数是指1993年的基尼（对应于1997年的健康指标）和1997的基尼（对应于2000年的健康指标），现在期只上升了0.01。

鉴于收入差距有多种衡量指标，我们另外采纳了滞后期的泰尔指数和最高收入50%人口所占总收入的百分比做稳健性检验，这两个收入差距指标的均值也都在上升，分别从0.22上升到0.23和0.74上升到0.75。

在个人层面上，我们操纵了年龄、性别、教育、婚姻状况、医疗保险。

11此外，我们还操纵了各个家庭的特点，包括家庭规模、是否使用自来水和拥有室内厕所。

采纳社区可及的公立
71997年的样本中包括江苏、山东、黑龙江、湖南、湖北、贵州、广西和河南8个省（自治区），2000年则又增加辽宁省。

8选择15-65岁那个年龄段是参考劳动力年龄标准。

9值得一提的是，目前一些县乡财政关于医疗卫生事业的投入有限。

然而由于公共卫生服务所具备的以防备为主降低公共健康风险的功能，因此，即使是能力较差的政府，也得承担起爱护公共健康安全的使命（朱玲，2004）。

1080年代财政实行“分灶吃饭”后，按照分级治理的要求,在农村实行以县(市)为主的农村卫生治理体制,县级政府对农村公共卫生工作承担全面责任。

1994年后实行“分税制”，依照事权和财权统一的原则，明确了本级财政致负责对本级卫生气构的投入。

11那个地点的医疗保险包括商业保险、公费医疗、劳保医疗、统筹医疗、合作医疗、妇幼健康保险、计免保
医院的个数作为医疗公共投入的一个代理变量，另一个指标家庭是离公立医院的距离，反映农户对公共医疗的可及性。

12具体描述可见表1。

表1 变量的定义和描述
变量名称变量说明
总样本1997年2000年均值离差均值离差均值离差
health 自评健康状况(二
值变量)
0.74 0.44 0.8 0.4 0.71 0.45
ginilag 基尼系数（滞后）0.35 0.05 0.34 0.05 0.35 0.05 gini 基尼系数0.37 0.06 0.35 0.05 0.39 0.07 Top50lag 收入前50%的份
额（滞后）
0.74 0.04 0.74 0.03 0.75 0.04
theillag 泰尔指数（滞后）0.23 0.08 0.22 0.08 0.23 0.08 countyinc 县人均收入 1.25 0.38 1.3 0.4 1.21 0.36 pcinc 家庭人均收入 1.28 1.01 1.32 1.05 1.25 0.9
8 edu 受教育年限 6.13 3.89 5.35 3.31 6.74 4.19 Age2 年龄为15－29岁0.38 0.48 0.38 0.49 0.37 0.48 Age3 年龄为30－44岁0.32 0.46 0.31 0.46 0.32 0.47 Age4 年龄为45－65岁0.31 0.46 0.31 0.46 0.31 0.46 marital =1，为已婚0.69 0.46 0.69 0.46 0.69 0.46 gender =1，为男性0.51 0.5
0.51 0.50 0.50 0.50
insur =1，有医疗保险0.15 0.35 0.17 0.38 0.12 0.33 hhsize 家庭规模 4.51 1.53 4.34 1.43 4.64 1.59 w =1，饮用自来水0.57 0.50 0.53 0.5 0.59 0.49 toliet =1，使用室内厕
所
0.23 0.42 0.19 0.4 0.26 0.44
hospital 公立医院数（个） 2.49 1.03 2.77 0.90 2.27 1.08 distance 到公立医院距离
（公里）
5.49 9.17 4.72 4.07
6.13 11.79 Year2000 =1,为2000年0.56 0.5 - - - - 注：收入单位为千元，以1989不变价计。

五、实证结果与讨论
1、收入差距假说的检验及其中可能的机制
第一利用基尼系数来检验收入差距假说，回来结果列于表2。

第一列中，我们只考虑除基尼系数以外的其他因素对健康的阻碍，在第二列中，加入基尼，发觉其与健康的关系为显著正。

而后，把当期的基尼替换成滞后期（第三列中所示），发觉滞后期的基尼系数不显著。

在第四列中，再加入滞后期基尼系数的平方项，发觉两者在10%的水平上显著，说明收入差距与健康之间出现先为正向再转为负向的倒“U”形关系。

运算说明，倒“U”临界点处的基尼系数为0.35，55％的样本在倒“U”形的左边，其余的样本在倒“U”形的右边。

类似的，Li and Zhu （2006）采纳CHNS1993年的数据发觉，在中国收入差距与自评健康存在倒“U”形关系，基尼系数的临界点约为0.40，因而当时在大多数地区收入差距和健康表现为正相关关系。

倒“U”形阻碍一个可能的说明是从医疗公共品提供的角度进行。

在低收入差距地区，适当的扩大收入差距有利于公共医疗的提供，从而改善那个地区的公共支出（如基础医疗保健等支出）和增加公共病床数的提供，最终有助于健康水平的提高。

此类地区公共医疗提供的增加可能是由于收入差距扩大改善了地区的税收状况，从而增加了政府对其的支出。

简单的相关关系说明，在基尼系数小于0.35的县，基尼系数和公立医院的数目成正相关关系。

而在高收入差距地区，富裕群体倾向于到本县以外获得更好的医疗服务，同时贫困群体由于其较低的支付能力，对本地医疗服务的需求也不足。

基于富裕和贫困两类人群对医疗服务的偏好存在差异，因此收入差距扩大不利于公共医疗的提供。

全国第三次卫生服务调查显示不同收入水平的人对医疗服务的需求存在明显的差异。

有研究也指出，1970年代以来，农村地区的教育和医疗等公共品的提供趋于减少，这与集体经济的瓦解，公共筹资受到个体偏好的阻碍有紧密的关系（张晓波，2003）。

样本县的数据说明在基尼系数较高的地区，收入差距和公共医疗服务数量成负相关关系。

因此在高收入差距地区，收入差距的扩大可能不利于公共医疗的提高，也不利于个体健康的改善。

为了进一步验证滞后期的收入差距通过阻碍医疗公共投入从而阻碍健康的机制，我们回来中加入表示医疗公共投入数量的变量，公立医院的数量和住户到公立医院的距离。

回来结果列于表2第5列。

结果发觉，基尼系数及其平方项的系数符号未变，但其效应是下降的，而且显著性有了明显的下降。

这在一定程度上说明收入差距通过阻碍公共医疗的提供阻碍了健康，且此阻碍存在滞后性。