張行 羅睿絡(luò)

【摘要】基于2000 ～ 2017年我國(guó)家庭健康報(bào)告大數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)居民收入分配差異（不公平）對(duì)個(gè)體健康產(chǎn)出的影響效用。研究發(fā)現(xiàn)：收入分配不公平和個(gè)體積聚健康產(chǎn)出之間有較強(qiáng)負(fù)向關(guān)聯(lián);控制個(gè)體收入變量時(shí)，收入分配不公平對(duì)健康的負(fù)向效用會(huì)明顯減弱;控制區(qū)域變量時(shí)，收入分配不公平與健康之間的關(guān)聯(lián)性減弱;收入分配不公平不僅對(duì)個(gè)體心理產(chǎn)生負(fù)面影響，還通過(guò)心理機(jī)制作用于個(gè)體收入能力，繼而對(duì)各收入層級(jí)群體健康產(chǎn)出產(chǎn)生較大影響。

【關(guān)鍵詞】居民健康;收入分配;不平等;效用分析

【中圖分類(lèi)號(hào)】F014.4 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A ? ? ?【文章編號(hào)】1004-0994（2020）08-0153-8

一、問(wèn)題的提出

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促進(jìn)居民健康水平提升，也是影響我國(guó)居民生活幸福指數(shù)的重要因素。表面上看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與居民幸福指數(shù)之間應(yīng)該是一種線(xiàn)性增長(zhǎng)關(guān)系，但蓋洛普的調(diào)查顯示，我國(guó)居民的幸福指數(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間并不存在這種線(xiàn)性關(guān)系，其與健康水平的弱關(guān)聯(lián)性更加突出。這種逆結(jié)果產(chǎn)生的原因之一是收入分配差異，也就是我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域存在收入分配不均或不公平的現(xiàn)象。

學(xué)者們已經(jīng)從多個(gè)角度來(lái)論證收入分配不公平與健康的關(guān)聯(lián)性[1-3] 。有學(xué)者開(kāi)始推理收入分配不公平可能導(dǎo)致健康產(chǎn)出降低[4] ，也有學(xué)者探討個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)對(duì)健康的影響[5，6] ，但并沒(méi)有檢驗(yàn)相對(duì)或者絕對(duì)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的影響研究。Bound John[7] 研究發(fā)現(xiàn)，不同年齡組（教育程度）的個(gè)體的收入分配層級(jí)有較大差異。但這并不能驗(yàn)證收入分配層級(jí)的合理性，即“健康產(chǎn)出”對(duì)低收入層級(jí)和高收入層級(jí)不同程度的影響是合理的。Mcinnes等[8] 利用與人類(lèi)相近的動(dòng)物進(jìn)行驗(yàn)證性實(shí)驗(yàn)，在保證飲食和其他環(huán)境穩(wěn)定的情況下，改變其社會(huì)層級(jí)，發(fā)現(xiàn)較低的社會(huì)層級(jí)對(duì)個(gè)體健康有直接影響。

“收入分配的不公平假設(shè)”（下文簡(jiǎn)稱(chēng)“IIH”）已經(jīng)引起了公眾、媒體和政府的關(guān)注，是一項(xiàng)亟待研究的社會(huì)問(wèn)題。這類(lèi)研究多使用集聚數(shù)據(jù)，對(duì)控制變量的影響尚未重視，僅有少數(shù)研究關(guān)注，但也未能全面體現(xiàn)控制變量的影響。如在控制“個(gè)體收入”變量的情況下，F(xiàn)iscella和Franks[9] 研究發(fā)現(xiàn)死亡率與調(diào)查樣本中最貧困50%群體收入比重之間并沒(méi)有關(guān)聯(lián)性。而Nicole等[10] 研究發(fā)現(xiàn)，收入分配不公平與個(gè)體自評(píng)估健康之間存在顯著統(tǒng)計(jì)關(guān)聯(lián)性，使用兩個(gè)5年期收入面板數(shù)據(jù)研究收入分配不公平在不同收入層級(jí)群眾中的影響，發(fā)現(xiàn)兩期檢驗(yàn)結(jié)果都不顯著，第二期的IIH較第一期明顯。但這一研究中并沒(méi)有包含“區(qū)域發(fā)展”變量，實(shí)際上區(qū)域發(fā)展對(duì)健康服務(wù)狀況、社會(huì)飲食規(guī)則和相關(guān)體育設(shè)施等方面的影響較大，對(duì)收入分配不公平有影響，導(dǎo)致收入分配不公平對(duì)健康產(chǎn)出影響的估計(jì)可能顯示高程度的IIH關(guān)聯(lián)性。Daly等[11] 檢驗(yàn)了不同測(cè)度方式下收入分配不公平對(duì)嬰兒死亡率和低出生率的影響，同時(shí)也估計(jì)了控制或不控制未觀測(cè)到的區(qū)域特征情況下收入分配不公平對(duì)個(gè)體健康的影響，發(fā)現(xiàn)不同收入分配不公平測(cè)度方法下，控制收入和其他特征變量的情況后，收入分配不公平對(duì)健康產(chǎn)出的效用并不顯著。Deaton等[12] 以出生率來(lái)測(cè)度收入分配不公平，并通過(guò)結(jié)構(gòu)模型估計(jì)既定特征群體收入分配不公平對(duì)個(gè)體健康的影響，結(jié)果顯示收入分配不公平和個(gè)體死亡率風(fēng)險(xiǎn)之間無(wú)關(guān)聯(lián)性，但這也不表示IIH關(guān)聯(lián)性較弱。

Mellor等[13] 對(duì)相關(guān)控制變量的影響進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)收入分配不公平和死亡率關(guān)聯(lián)性在時(shí)間序列中表現(xiàn)較為敏感，此研究主要將死亡率和收入作為檢驗(yàn)對(duì)象，并控制了其他人口特征變量。即便如此，個(gè)體層面特征的多樣性和多變性使得檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定性較弱。有學(xué)者認(rèn)為若個(gè)體健康是收入的非線(xiàn)性函數(shù)，收入分配不公平則可能與健康存在虛假關(guān)聯(lián)性，例如，個(gè)體收入是健康的凹函數(shù)，集聚健康不僅僅受到均值收入的影響，還要考慮收入分配差異的影響 [14] 。在個(gè)體因素基礎(chǔ)上，個(gè)體所處區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展因素也是影響IIH是否成立的關(guān)鍵，相關(guān)研究已得出了綜合性結(jié)果，認(rèn)為不同區(qū)域的飲食方式、生活方式和環(huán)境、醫(yī)療照顧質(zhì)量等對(duì)健康產(chǎn)出有隨機(jī)效用[15] 。例如，我國(guó)東中西三個(gè)區(qū)域內(nèi)個(gè)體的生活狀態(tài)差異巨大;區(qū)域發(fā)展模式對(duì)收入分配不公平也有重要影響，如生產(chǎn)就業(yè)區(qū)域變動(dòng)性、區(qū)域間勞動(dòng)力移動(dòng)情況和單親家庭數(shù)量逐漸增多等;東中西三個(gè)區(qū)域內(nèi)家庭收入基尼系數(shù)也有較大差異，呈現(xiàn)從西到東逐漸減小的趨勢(shì)[16-19] ?？梢?jiàn)，只控制個(gè)體收入對(duì)健康的影響效用，而不控制區(qū)域差異，收入分配不公平和健康之間也可能存在虛假關(guān)聯(lián)性。

綜上所述，本文將在理論分析基礎(chǔ)上檢驗(yàn)收入分配差異對(duì)健康水平的影響，并提出解決收入分配差異、提升居民健康水平和緩解居民貧困的對(duì)策建議。

二、理論分析

本文依據(jù)經(jīng)典的供需模型構(gòu)建收入分配不公平與健康水平的理論模型，將食品消費(fèi)和營(yíng)養(yǎng)作為主要的健康影響變量。一般情況下，收入分配與健康都是處于某種均衡狀態(tài)下，一旦兩個(gè)要素之間關(guān)聯(lián)性發(fā)生變化，或者某種要素進(jìn)入均衡模型，則可能導(dǎo)致不均衡發(fā)生，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢(shì)產(chǎn)生影響。對(duì)于消費(fèi)者收入分配改變之后的市場(chǎng)均衡分析一般會(huì)使用比較靜態(tài)分析法。假定市場(chǎng)價(jià)格是自由形成的，依據(jù)收入水平將群體劃分為5個(gè)層級(jí)。假定區(qū)域中所有個(gè)體都面臨同樣商品價(jià)格和市場(chǎng)特征。在比較靜態(tài)的分析框架下，個(gè)體在健康層面的收入分配選擇效用是不斷變化的。本文將價(jià)格和收入層級(jí)的需求收入彈性?xún)蓚€(gè)要素納入分析模型，估計(jì)影響健康（卡路里和蛋白質(zhì)攝入）的收入彈性在各收入層級(jí)的具體表征。此處彈性是指特定層級(jí)的卡路里和蛋白質(zhì)攝入是收入變化的函數(shù)，具體形式為：

ec（m）=[i=1Aciqi（m）Ei（m）i=1Aciqi（m）]和epr（m）=[i=1Apriqi（m）Ei（m）i=1Apriqi（m）]。

其中，ec（m）是卡路里攝入的價(jià)格彈性，epr（m）是蛋白質(zhì)攝入的價(jià)格彈性，A表示消費(fèi)產(chǎn)品的數(shù)量，ci表示每個(gè)單位的卡路里的量，pri表示每個(gè)單位的蛋白質(zhì)的量，qi（m）是消費(fèi)量，Ei（m）表示需求的價(jià)格彈性，i和m分別表示產(chǎn)品和層級(jí)序列。此處的彈性測(cè)度主要用于在消費(fèi)供給價(jià)格彈性下，估計(jì)收入分配變化對(duì)卡路里和蛋白質(zhì)兩種要素的影響效用。

假定市場(chǎng)均衡初期的產(chǎn)品i的價(jià)格是 ? ，新的均衡下產(chǎn)品價(jià)格為 ? ，隨著供給和需求曲線(xiàn)的變化，則均衡轉(zhuǎn)變情況下的產(chǎn)品價(jià)格為：

（1）

其中，△Si表示產(chǎn)品i的供給曲線(xiàn)的水平變動(dòng)，△Di表示產(chǎn)品i的需求曲線(xiàn)的水平變動(dòng)，esi表示產(chǎn)品i供給的價(jià)格彈性，ei表示產(chǎn)品i的需求價(jià)格彈性， ? ?表示產(chǎn)品i初始均衡的數(shù)量。

供給是固定的且完全無(wú)彈性，△Si=esi=0，產(chǎn)品i的總消費(fèi)量是常數(shù)?！鱀i表示第n層級(jí)的產(chǎn)品i的需求水平變動(dòng)總和，即 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?，且可以通過(guò)層級(jí)m的收入的變化（△Y（m））來(lái)估計(jì)。而層級(jí)m對(duì)于產(chǎn)品i的需求的收入彈性為Ei（m），且初始消費(fèi)的數(shù)量為m（ ? ? ），因此可得：

△Di=[m=1nb（m）Ei（m）q0i（m）] ?（[b（m）=△YYm]） （2）

每一個(gè)收入層級(jí)消費(fèi)數(shù)量的調(diào)整可以通過(guò)需求曲線(xiàn)變化引起的收入變化導(dǎo)致的需求數(shù)量總量的變動(dòng)來(lái)估計(jì)，均衡中價(jià)格變動(dòng)反映的是需求曲線(xiàn)的移動(dòng)方向。m層級(jí)調(diào)整的數(shù)量主要由當(dāng)期的價(jià)格和收入變動(dòng)來(lái)決定，即：

所有層級(jí)的群體面對(duì)的市場(chǎng)具有同質(zhì)性，消費(fèi)價(jià)格的變化對(duì)所有層級(jí)而言具有同質(zhì)性。因此，m層級(jí)的數(shù)量調(diào)整主要由價(jià)格的變動(dòng)而引起，即：

且m層級(jí)對(duì)產(chǎn)品i消費(fèi)數(shù)量總的變化可以表示為：

其中，ei（m）是m層級(jí)的需求價(jià)格彈性。若考慮蛋白質(zhì)攝入估計(jì)值最大效用值，可以在給定收入層級(jí)的收入變化量△Y（m）情況下，通過(guò)蛋白質(zhì)攝入量的變化來(lái)估計(jì)，即：

其中， ? ? ? 表示m層級(jí)收入變化前的蛋白消費(fèi)數(shù)量，pri表示每單位產(chǎn)品i的蛋白質(zhì)量，t表示產(chǎn)品的數(shù)量，則總的供給量是常數(shù)，即：[m=1n△pr（m）=0]。

個(gè)體卡路里攝入以同樣方式通過(guò)蛋白攝入收入彈性來(lái)估計(jì)，且蛋白攝入收入分配的彈性亦可通過(guò)產(chǎn)品i消耗卡路里的收入彈性來(lái)估計(jì)。上述估計(jì)都假定個(gè)體收入層級(jí)是不斷變化的。在收入轉(zhuǎn)移支付情況下，總收入處于常數(shù)狀態(tài)，這一階段的收入變化需保證[m=1n△Ym=0]。

假定所有收入層級(jí)為獲取固定營(yíng)養(yǎng)水平而處于相互競(jìng)爭(zhēng)狀態(tài)，某一個(gè)層級(jí)收入變動(dòng)會(huì)對(duì)其他層級(jí)的營(yíng)養(yǎng)攝入產(chǎn)生影響。因此，某一個(gè)層級(jí)營(yíng)養(yǎng)攝入的減少或缺乏也可能對(duì)其他缺乏營(yíng)養(yǎng)群體產(chǎn)生影響，這就產(chǎn)生了惡性循環(huán)。各個(gè)層級(jí)需一定程度的收入增長(zhǎng)來(lái)消除營(yíng)養(yǎng)缺乏或者用于規(guī)避營(yíng)養(yǎng)欠缺風(fēng)險(xiǎn)。

從等式（7）可得：

最低收入層級(jí)群體最小程度收入變動(dòng)需要滿(mǎn)足該層級(jí)蛋白質(zhì)需求量，可以用等式（8）中潛在蛋白質(zhì)缺乏量△qpr（m）來(lái)替代，且△qpr（m）=Kpr（m）- ? ? ? ，其中Kpr（m）是層級(jí)m最低程度的卡路里消耗量。最低程度收入變動(dòng)需要移除所有層級(jí)的營(yíng)養(yǎng)缺乏量，且還可規(guī)避由等式（8）估計(jì)的其他層級(jí)的營(yíng)養(yǎng)欠缺風(fēng)險(xiǎn)，包括營(yíng)養(yǎng)缺乏層級(jí)收入變化引起其他層級(jí)營(yíng)養(yǎng)缺乏的情況。在收入轉(zhuǎn)移支付情況下，總收入不變，收入從一個(gè)層級(jí)轉(zhuǎn)移到另一個(gè)或者更多營(yíng)養(yǎng)缺乏的層級(jí)需求量可以通過(guò)上述等式整合獲取，并且滿(mǎn)足

[m=1n△Ym=0]。

上述營(yíng)養(yǎng)要素供給都可以通過(guò)自評(píng)估健康調(diào)查來(lái)獲得數(shù)據(jù)，與各個(gè)層級(jí)收入變化的關(guān)聯(lián)分析主要基于收入分配不公平性效用假設(shè)，且收入較低層級(jí)群體健康一般處于較差狀態(tài)。關(guān)于收入分配不公平性和健康之間的關(guān)聯(lián)性有兩種不同觀點(diǎn)：①不公平可能對(duì)所有社會(huì)成員來(lái)說(shuō)是一種“壞”的公共產(chǎn)品（強(qiáng)程度的IIH），或者僅僅對(duì)于處于小康水平的社會(huì)群體產(chǎn)生影響（弱程度的IIH）。即使IIH承認(rèn)收入分配不公平影響健康的理論證據(jù)缺失，但研究顯示收入不公平的心理層面影響更為明顯。例如，群體之間相對(duì)收入剝奪可能導(dǎo)致對(duì)特定層級(jí)產(chǎn)生不滿(mǎn)或嫉妒，這也可能導(dǎo)致他們進(jìn)行破壞性或者自我破壞性行為。②收入分配不公平的存在可能破壞整個(gè)社會(huì)的凝聚力、阻礙社會(huì)資本的形成，并通過(guò)各種個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)行為和社會(huì)經(jīng)濟(jì)要素來(lái)影響健康水平。由此可見(jiàn)，不管實(shí)際層面的作用機(jī)制如何，收入分配不公平和集聚健康之間關(guān)聯(lián)性都可以通過(guò)不同地區(qū)各收入層級(jí)群體對(duì)產(chǎn)品需求與收入變化關(guān)系來(lái)估計(jì)。大多數(shù)研究已經(jīng)證實(shí)了收入分配不公平和以區(qū)域水平測(cè)度的集聚健康之間存在關(guān)聯(lián)性，但影響路徑仍然未知，因此需要進(jìn)一步論證與分析。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量測(cè)度

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

為了檢驗(yàn)觀察樣本的收入分配不公平與健康（在可允許的估計(jì)偏差之內(nèi)的產(chǎn)品）之間是否存在持續(xù)關(guān)聯(lián)性，本文使用中國(guó)家庭健康大數(shù)據(jù)報(bào)告（2000 ～ 2017年）進(jìn)行研究，其中關(guān)于個(gè)體的健康狀態(tài)都是通過(guò)自我報(bào)告的方式獲取。選此數(shù)據(jù)主要基于以下原因：樣本量足以保障分析的信度和效度;關(guān)于收入的調(diào)查時(shí)間跨度較大;調(diào)查中對(duì)于個(gè)體特征、區(qū)域特征和省份特征進(jìn)行了分類(lèi);樣本年齡在25 ～ 74周歲之間。最終獲取309135份居民數(shù)據(jù)，主要截取2005 ～ 2009年和2013 ～ 2017年兩個(gè)5年期數(shù)據(jù)，并且使用第二個(gè)5年期截取樣本數(shù)據(jù)來(lái)檢驗(yàn)健康和更窄范圍內(nèi)的收入分配不公平之間的關(guān)聯(lián)性（樣本量為216572份居民數(shù)據(jù)），對(duì)個(gè)體特征和收入分配不公平變量進(jìn)行加權(quán)處理。

（二）變量測(cè)度

1. 個(gè)體健康變量測(cè)度。個(gè)體健康數(shù)據(jù)主要采用自我報(bào)告調(diào)查方式，相關(guān)研究已經(jīng)證實(shí)了控制其他變量的情況下，健康主要指標(biāo)與死亡率之間存在顯著關(guān)聯(lián)性。但是，自我評(píng)估式的健康報(bào)告具有主觀性，且容易受到一些非健康要素的影響。為了規(guī)避此類(lèi)問(wèn)題，本文確定了健康狀態(tài)的調(diào)查范圍。健康狀態(tài)自評(píng)估分為5個(gè)級(jí)別，對(duì)健康狀態(tài)進(jìn)行虛擬變量設(shè)計(jì)，即“1”表示一般或者較差，“0”表示其他。

2. 個(gè)體特征變量測(cè)度?？刂屏思彝ナ杖雽?duì)健康的非線(xiàn)性效用，關(guān)于健康與收入的描述都包含家庭規(guī)模;為了規(guī)避通脹的影響，使用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)來(lái)調(diào)整家庭收入水平;其他個(gè)體層面特征包含年齡、年齡的R2調(diào)整、名族、性別、婚姻狀態(tài)、醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況、居住區(qū)域狀況和教育程度等。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

3. 收入分配不公平測(cè)度。本文通過(guò)三種方式來(lái)測(cè)度收入分配不公平，均對(duì)個(gè)體或者家庭賦予一定權(quán)重來(lái)實(shí)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)化。樣本中收入分配不公平主要體現(xiàn)在最低和最高兩種狀態(tài)，數(shù)值分別為252和4509，省際層面的均值收入通過(guò)樣本均值體現(xiàn)。第一種方式是家庭實(shí)際收入在省際均值收入中的變動(dòng)系數(shù)（CV），省際間變動(dòng)系數(shù)值的取值范圍是69.1 ～ 142.9;第二種方式是使用家庭收入的90%和10%之間比例，此指數(shù)的均值是9.94，取值范圍是5.89 ～ 17.5;第三種方式是家庭收入前50%的群體的收入比重，此指標(biāo)的均值為0.799，取值范圍是0.759 ～ 0.857。為了加入“省際差異層面”變量，本文對(duì)收入和不公平性變量進(jìn)行了均值處理，剔除了50份家庭統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)值。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。

四、實(shí)證估計(jì)

在上述變量設(shè)置和數(shù)據(jù)選取基礎(chǔ)上，本文就收入分配不公平和健康狀態(tài)之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行估計(jì)，主要分為收入和收入不公平性估計(jì)、強(qiáng)程度IIH估計(jì)、弱程度IIH估計(jì)。

（一）集聚期內(nèi)收入和收入不公平性估計(jì)

使用OLS模型來(lái)檢驗(yàn)收入和收入不公平性對(duì)集聚期內(nèi)的健康狀態(tài)影響效用。健康狀態(tài)主要通過(guò)個(gè)體自評(píng)的一般或者較差的健康水平來(lái)測(cè)度（見(jiàn)表3）。表3顯示收入均值和收入分配不公平均值與健康狀態(tài)之間關(guān)系在省際層面顯著。當(dāng)然，這并不表示二者關(guān)聯(lián)性并不是因果關(guān)系，因此本文轉(zhuǎn)向個(gè)體層面分析。

（二）強(qiáng)程度IIH估計(jì)

本文通過(guò)個(gè)體健康狀態(tài)的概率模型來(lái)估計(jì)收入均值和區(qū)域?qū)用娴氖杖敕峙洳还叫灾g關(guān)聯(lián)性（結(jié)果見(jiàn)表4 ～ 表6），即檢驗(yàn)不公平對(duì)所有個(gè)體的影響效用（強(qiáng)程度IIH檢驗(yàn)）。（1） ?～（3）列結(jié)果是使用省際層面均值收入和區(qū)域?qū)用娴氖杖氩还叫詳?shù)據(jù);（4） ～ （6）列結(jié)果是使用城鎮(zhèn)區(qū)域收入均值和城鎮(zhèn)區(qū)域?qū)用娴氖杖氩还叫詳?shù)據(jù);標(biāo)準(zhǔn)差主要使用控制省際和城鎮(zhèn)區(qū)域情況下的穩(wěn)健性方差估計(jì)值。表4是使用收入變動(dòng)系數(shù)測(cè)度收入分配不公平的分析結(jié)果，表5和表6分別是其他測(cè)度方式的結(jié)果。

首先，在剝離其他控制變量情況下，收入均值和區(qū)域?qū)用娴牟还叫赃呺H效用估計(jì)與總量分析結(jié)果在規(guī)模和顯著性方面類(lèi)似。其次，估計(jì)中增加對(duì)個(gè)體特征和年份虛擬變量控制。為了體現(xiàn)健康狀態(tài)和個(gè)體收入之間的非線(xiàn)性關(guān)系，本文對(duì)家庭收入的樣條函數(shù)（Spline Function）進(jìn)行估計(jì)，其中節(jié)點(diǎn)（Knots）定義為收入分配的五分位數(shù)。其他個(gè)體特征為解釋變量，如年齡、民族、性別、婚姻狀況、教育和醫(yī)療保險(xiǎn)參與情況等。由表4第（2）（5）列可知，收入分配不公平的邊際效用在大幅度下降。同時(shí)，城鎮(zhèn)區(qū)域?qū)用娴氖杖敕峙洳还讲⒉粫?huì)對(duì)健康狀態(tài)產(chǎn)生影響。在收入的每一個(gè)五分位層面，家庭收入的邊際效用是負(fù)向的，在收入最低的5個(gè)家庭中是最大的;在收入最高的5個(gè)家庭中，家庭收入對(duì)健康狀態(tài)并沒(méi)有顯著影響，這主要是由個(gè)體收入與健康之間非線(xiàn)性關(guān)系引起，個(gè)體健康和城鎮(zhèn)層面的收入不公平之間亦存在顯著關(guān)聯(lián)性。

其他個(gè)體層面變量的影響也值得討論，如大學(xué)學(xué)歷的個(gè)體比其他個(gè)體在健康狀態(tài)的自評(píng)估方面至少有低30%程度報(bào)告“一般或較差”;非漢族在報(bào)告方面則可能多出28%群體報(bào)告“一般或較差”;享受醫(yī)療保險(xiǎn)的個(gè)體在預(yù)期效用影響下將個(gè)體處于一般或較差健康狀態(tài)的概率提高1.8個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)于其他自變量，如醫(yī)療照顧的方式、醫(yī)療照顧的價(jià)格、醫(yī)療照顧供給模式、環(huán)境和行為風(fēng)險(xiǎn)因素、飲食和鍛煉情況等，在調(diào)查數(shù)據(jù)中無(wú)法測(cè)度，但也可能對(duì)健康狀態(tài)產(chǎn)生重要影響。收入分配不公平邊際效用在城鎮(zhèn)區(qū)域和省際兩個(gè)層面的分析中都呈現(xiàn)顯著性，且都為負(fù)值。表5（90%收入群體與10%收入群體之間比例）和表6（收入前50%的群體的收入比重）顯示類(lèi)似的分析結(jié)果?？傊?，在城鎮(zhèn)層面數(shù)據(jù)分析中，控制收入和其他個(gè)體特征情況下，收入分配不公平性的顯著性系數(shù)較高。在省際層面樣本中，區(qū)域控制可有效抵消自我報(bào)告健康狀態(tài)下的收入分配不公平效用。

（三）弱程度IIH估計(jì)

弱程度IIH估計(jì)依據(jù)強(qiáng)程度IIH檢驗(yàn)方法，并且預(yù)期通過(guò)家庭層面的收入可以改變這種收入分配不公平效用，此估計(jì)過(guò)程主要依據(jù)5個(gè)虛擬變量，且會(huì)考慮收入分配5分位值。如：若家庭中的個(gè)體收入處于50%分位，則用“1”表示，其他分位用“0”表示。關(guān)系程度和效用符號(hào)的差異性表示收入分配不公平對(duì)低收入群體、中等收入和高收入群體的影響（結(jié)果見(jiàn)表7 ～ 表9）。如前所述，變動(dòng)系數(shù)（CV）、90%和10%收入群體的比重和收入前50%的群體的收入比重都可測(cè)度收入分配不公平。

在使用CV估計(jì)并控制其他變量情況下，收入分配不公平對(duì)低收入群體的影響表現(xiàn)為提高一般或者較差健康水平概率，對(duì)中等收入群體并不產(chǎn)生影響，但會(huì)降低高收入群體的一般或較差健康水平概率。當(dāng)控制家庭收入和其他個(gè)體層面變量獨(dú)立效用時(shí)，省際層面的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示收入分配不公平對(duì)5個(gè)關(guān)聯(lián)性中的2個(gè)關(guān)聯(lián)性影響不顯著，其他3個(gè)關(guān)聯(lián)性?xún)H在0.10水平上顯著。在城鎮(zhèn)層面調(diào)查數(shù)據(jù)中，考慮個(gè)體變動(dòng)情況下，5個(gè)關(guān)聯(lián)性都不顯著。納入?yún)^(qū)域虛擬變量后，收入分配不公平的系數(shù)（任何家庭收入層面）在進(jìn)一步降低。在省際和城鎮(zhèn)層面調(diào)查數(shù)據(jù)中，似然概率檢驗(yàn)并不能拒絕在0.01水平上的關(guān)聯(lián)性零假設(shè)，邊際效用都具有統(tǒng)計(jì)顯著性。在最貧困城鎮(zhèn)樣本中三分位值，收入分配不公平弱程度IIH的估計(jì)系數(shù)對(duì)每個(gè)收入5分位而言都有誤差，與我們預(yù)測(cè)的弱程度IIH符號(hào)相反。

本文并沒(méi)有觀察到其他兩種收入不公平測(cè)度方式下邊際效用方向的改變。首先，控制任何層面變量，收入不公平估計(jì)效用與弱程度IIH之間有一致性。但控制個(gè)體特征變量時(shí)，效用可能減弱;控制區(qū)域變量后，收入分配不公平效用仍明顯。由表8的第（6）列可以發(fā)現(xiàn)，不公平對(duì)第3和4個(gè)收入5分位的邊際效用有顯著影響。但這與IIH的觀點(diǎn)并不一致，且在省際層面數(shù)據(jù)上并不顯著，或者在其他兩種不公平性測(cè)度方法上也不顯著，包含個(gè)體特征變量模型的估計(jì)結(jié)果與弱程度IIH也不一致。

五、結(jié)論

傳統(tǒng)關(guān)于收入分配與健康之間關(guān)聯(lián)性研究并沒(méi)有得出統(tǒng)一結(jié)論，但研究成果在公共健康政策應(yīng)用方面的作用不可忽視。本文在以往研究基礎(chǔ)上進(jìn)行深度理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)之后得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，以往研究證實(shí)的收入分配不公平與健康關(guān)系主要源于兩個(gè)錯(cuò)誤估計(jì)，一是對(duì)健康測(cè)度的錯(cuò)誤認(rèn)知，二是對(duì)控制變量的考慮不周，如個(gè)體特征和區(qū)域特征等。因此本文在估計(jì)時(shí)彌補(bǔ)了以往研究缺陷，即在估計(jì)模型中增加個(gè)體特征和區(qū)域特征變量的分析。控制個(gè)體收入變量后，收入分配不公平和健康產(chǎn)出之間關(guān)聯(lián)程度會(huì)減弱，但這種情況只有在IIH成立情況下才發(fā)生。

第二，收入不公平對(duì)個(gè)體健康影響可表現(xiàn)為心理層面的影響效用，而心理層面影響可能限制個(gè)體收入能力。雖然個(gè)體健康與收入能力有關(guān)，但收入不公平與個(gè)體健康之間并沒(méi)有明顯關(guān)聯(lián)。通過(guò)省際層面的個(gè)體收入及其不公平性、個(gè)體特征變量之間回歸結(jié)果可知，不公平性影響邊際效用顯著。但在控制個(gè)體收入情況下，結(jié)果顯示IIH仍然成立，即收入不平等對(duì)健康產(chǎn)出的負(fù)效用仍存在。

第三，沒(méi)有一致性證據(jù)顯示省際層面和城鎮(zhèn)層面收入分配不公平對(duì)所有個(gè)體的健康狀態(tài)有影響，且沒(méi)有一致性證據(jù)表明收入分配不公平性對(duì)健康水平較低個(gè)體的影響更大，即使在貧困狀態(tài)下，收入分配不公平也是健康狀態(tài)的一個(gè)重要決定因素。

第四，2020年是我國(guó)全面建成小康社會(huì)和精準(zhǔn)扶貧的關(guān)鍵年，如何讓當(dāng)前扶貧成果更加穩(wěn)固以及持續(xù)改進(jìn)是重點(diǎn)?；谘芯拷Y(jié)論，本文建議在精準(zhǔn)扶貧政策設(shè)計(jì)過(guò)程中要充分考慮個(gè)體特征和區(qū)域特征，將個(gè)體收入存量、健康水平自評(píng)值、區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平作為扶貧政策落實(shí)要點(diǎn)和效果評(píng)估指標(biāo)。

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