复旦大学
硕士学位论文
我国农村的收入差距与健康
姓名：余央央
申请学位级别：硕士
专业：西方经济学
指导教师：袁志刚
20070522
论文独创性声明
本论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。论文中除了特
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作者签名：
令翩崧!纽嗍
中文摘要
健康作为人力资本的组成部分早已为经济学家所关注，健康资本有助于增加
人们从事市场和非市场活动的时间，从而可以提高收入水平和福利水平。而在决
定健康的诸多因素中，收入差距日益受到关注，Wiikinson(1996)在众多研究
的基础上提出了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影响个人健康状况，社会的收入
差距也会发生作用。另一方面，收入差距可以通过医疗公共品的提供、通过对个
人行为和心理的影响、社会资本以及政府税收来影响健康。
在过去20年里中国居民的收入差距迅速扩大，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影响，低收入群体健康的改善是否会受
到更为不利的影响?特别在中国农村，农业劳动的特殊性及劳动环境的艰苦性决
定了健康的身体是第一位的生产要素，同时农民“因病致贫”、“因病返贫”的问
题也日趋严重。因此，在收入差距有不断扩大的趋势，研究其与农村居民健康之
间的关系，并提出相应地公共政策建议，尤显得具有实践和现实意义。
本文首先对于目前收入差距与健康之间关系的研究文献进行评论，对其相
关的研究方法和结论进行评述，对关键指标的度量和数据结构及模型设定进行了
详细的讨论。其次，利用CHNS数据库1997年和2000年农村面板数据作为分析
对象，来验证农民的健康与收入差距之间的关系以及其中的机制。最后，提出改
善农民健康的公共政策建议。
关键词：收入差距，健康，影响机制，医疗公共品
分类号：F05
3
Abstract
Health has been paid attentions in economic research for decades，on
the ground of the fact that health is helpful to increase one’s labor
time and improve income and well—being．Since 1970s，there has been a large
and growing body of literature exploring the relationship between health
and income．Based on a pile of research outcomes，IIH(Income Inequality
Hypothesis)was gradually formed in the 1990s。Wilkinson(1996)posited
it is the income distribution，over individual income and average income，
matters for population health．
China has experienced remarkable increase in income inequality in last
two decades．Therefore，the issue is whether the ever—increasing income
inequality is harmful for the population health，or is it more detrimental
for the poorer because of their less accessibility to the public health
care facilities．The reasons why we pay close attention to the rural are
the following：First，health is an important productive factor for rural
population because of the nature of agriculture work and toughness of
working environment．Furthermore。“illness—induced impoverishment”in
rural China has aroused more and more attentions，SO it is of practical
significance for concerning rural health and putting forward the
health-related policies．
First，we review the literature about income inequality and health．Then，
employing CHNS 1997 and 2000 panel data in rural areas，we explore the
relationship and mechanism between income inequality and health．Finall％
the public policies are put forward in order to improve the rural
population health．
Key Fords：income inequality health public health care provision
JEL classification：110，H41，015
一引言
健康作为人力资本的组成部分早已为经济学家所关注(Becker，1965；
Grossman，1972)，健康资本有助于增加人们从事市场和非市场活动的时间，从
而可以提高收入水平和福利水平。世界卫生组织和联合发展署等国际组织将健康
视为人类发展的重要目的之一，作为评价社会发展的一个重要维度。1然而，国
际比较发现那些收入水平高的国家，其健康指标却并非同步提高，跨国和国家内
部跨地区的经验研究最先发现在收入水平之外，收入的分布可能影响到一个地区
的国民健康状况。自1970年代中期以来收入不平等对个人健康状况的影响被越
来越多的经济学家和社会学家所关注，Wi lkinson(1996)在众多研究的基础上
提出了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影响个人健康状况，社会的收入差距也会发生作
用。随后出现了一系列文献采用多种方法和数据对这～假说进行验证。这一研究
的意义在于如果收入差距与健康之间的关系的确存在，那么收入差距就可能通过
作用于健康而对人们的福利水平产生影响，那些影响个人健康水平却不直接由个
人决定的因素需要通过相应的公共政策加以调整。评估社区公共医疗设施等公共
品的效果，探讨收入差距及其变动趋势对健康的效应等问题可以通过引入社区层
面的变量进行分析，从个人和社区两个层面考察健康的决定因素因而具有丰富的
政策含义。
中国在过去20年里收入差距不断扩大，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。2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
了不利的影响，尤其是低收入群体健康的改善是否会受到更为不利的影响?
Henderson，et a1．(1998)利用中国健康营养调查数据(c心s)考察了1989—
1993年间中国8个省医疗设施利用情况，发现医疗可及性不仅没有影响健康，
且也没有证据说明它因市场化改革而受到影响。但这项研究并没有直接考察收入
差距对健康的影响。3 Li and Zhu(2006)采用Ch'NSl993年的数据发现收入差
距与自评健康存在倒“u”形关系。即在收入差距较小时，收入差距扩大有助于
健康的改善，当收入差距达到一定程度后，其对个体健康的影响变成负向。他们
的研究指出l临界点处的基尼系数约为0．40，因而当时在大多数地区收入差距和
5
健康表现为正相关关系。
收入差距对健康的影响可以有几种路径，比如通过医疗公共品的提供、通
过对个人行为和心理的影响从而影响到健康状况。这些影响的结果通常难以在当
期观察到，因而收入差距对健康的影响可以存在滞后效应(Blakely．et a1．，2000
Subramanian＆Kawachi，2004)。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，因此考虑收入差距对健康影响的滞后效应。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怎样的影响?文章主要研究农村问题是基于以
下几点原因：首先，中国约60％的人口居住在农村地区，农村收入差距有不断
扩大的趋势，但农民人均收入水平却增长缓慢，这一收入和收入分配状况对健康
的影响尚不清楚。其次，农业劳动的特殊性及劳动环境的艰苦性决定了健康的身
体是第一位的生产要素，农民的健康直接关系到其收入以及生活质量。但是，目
前，农民“因病致贫”、“因病返贫”的问题却日益严重，应该看到中国农村的发
展是我们社会发展的一个重要部分，只有农村和谐稳定的发展，才会有我们整个
社会的持续稳定和繁荣。因而研究影响农民健康的因素，提出改善其健康的政策
建议具有重要的现实和实践意义。
我们采用CHNS数据库1997年和2000年农村面板数据作为分析对象，实
证研究发现，首先收入差距对健康的不利影响存在滞后效应；其次，收入差距对
健康影响为“倒u”形，当基尼系数超过0．35时，收入差距对健康的影响主要
为负向，收入差距对健康的影响的渠道之一是对公共医疗提供的影响；再次，收
入差距的扩大会加强收入效应，其含义是如果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。
本文的结构如下：第二部分是有关收入差距和健康的文献评述。第三部分介
绍研究所用的模型和方法；第四部分利用CI{NSl997年和2000年农村面板数据进
行实证分析；第五部分是结论和政策建议。第六部分我们进一步讨论研究此相关
问题的现实意义。
二文献评述
(一)收入差距假说及其机制
(1)收入差距假说
在收入差距假说提出之前，Preston(1975)利用20世纪三个不同时期(00
年代，30年代，60年代)的跨国数据发现人均国民收入与预期寿命正相关。尤
其在不发达国家，随着人均国民收入的增长，预期寿命显著的增长，但是在发达
国家，两者的关系不是很显著，甚至消失。他虽然没有直接引入收入差距指标，
但提出除收入之外，收入分布可能也起了很大的作用。Rodger(1979)通过考察
跨国数据发现收入差距对健康水平的负向作用。即采用基尼系数衡量收入不平
等，用出生时预期寿命、5岁时预期寿命和婴儿死亡率衡量健康水平，发现基尼
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影响，而对婴儿死
亡率有显著正影响。随后Wilkinson用发达国家数据所做的一系列跨国研究都说
明了收入差距对健康的这种影响，遂提出了收入差距假说，即总体的社会经济差
异会强有力地影响到总体水平的健康状况。而后Mellor and Milyo(2002)又
进一步把收入差距假说描述成“强假说”和“弱假设”。前者指在不同收入人群
中进行收入转移时，对两者的健康都有益处，而后者尤指对低收入人群更有益。
换句话说，前者强调收入差距扩大对所有人的健康不利；而后者强调对穷人的健
康不利。
收入差距假说一经提出，立刻受到挑战，Gravelle(1998)指出收入与健康
之间存在一种在凹形关系，即健康与收入正相关，但收入对健康的边际贡献递减。
跨国数据比较显示的收入差距对健康的影响只不过是这一关系的表现，是一种统
计假象(statistical artifact)，个人健康只依赖于自身的收入水平，即所谓
的绝对收入假说。1990年代后的研究在考察收入差距假说时大多都同时控制绝
对收入，以排除所谓的统计假象。
另一个相关的假说是相对收入假说，Wilkinson(1998)发现那些绝对收入
只有美国一半的希腊和西班牙人实际上可能比在美国的穷人过得好，于是提出健
康并不依赖于个人的绝对收入，而是依赖于个人收入与总体平均水平或社区平均
水平的差距。相对收入假说更强调个人收入和社区平均收入或他人收入的差异，
在研究中也常常受到关注。4
(2)收入差距假说的形成机制
通常认为收入差距的扩大不利于提高人们的健康水平，这一负面影响可能通
过以下几种机制发挥作用。首先．公共品的投资和支出(如：医疗卫生和教育等)
受收入差距的影响。收入差距的扩大使富人与穷人的兴趣出现分化，富人倾向于
到本社区以外获得更好的医疗服务，对本地公共服务并不感兴趣。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，2001；
Krugman。1996)。一般而言，公共医疗设施有助于健康的改善，而收入差距的扩
大不利于相关的公共政策的实施(Subramanian＆Kawachi，2004)，导致对公共
医疗设施的投资不足，从而通过影响社区医疗设施的供给影响到个人的健康状
况。
就对教育支出的影响而言，Kaplan＆Colleagues(1996)发现美国收入差距
较高的州，其预算中教育投入水平较低，并且学生的学习成绩较低，辍学率较高。
因此，收入差距扩大还可能通过影响人力资本积累对健康发生作用。Elo＆
Preston(1996)发现，在世界范围内，每提高一年的教育水平，死亡率将下降8
％，这其中一半的贡献来自于教育所产生的收入效应。
其次，收入差距通过侵蚀社会资本从而影响人们的健康水平(Wilksion，1996；
Kawachi＆Kennedy，1997)。5随着收入差距的扩大，社会矛盾逐渐激化，社会
凝聚力减弱。随之通过犯罪、个体行为风险以及社会经济等因素危害社会成员的
健康，并且导致他们之间信任和互惠程度下降(Wilkinson，1996； Kawachi，
Kennedy＆Lochner，Prothrow-Stith。1997；Kawachi＆Kennedy，1997)。另
一方面，收入差距将导致政治参与不平等，从而出现社会成员之间的信任感下降
和对公共机构的信任缺失(Brehm＆Rahn，1997；Kawachi＆Kennedy，1997)。
这些因素妨碍了人们有效地利用与健康相关的公共信息和医疗实施，所以最终会
导致健康水平的下降。
值得注意的是收入差距对健康的效应还依赖于个人的收入水平。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。6与富人相比，穷
人更易受到信贷约束，因此他们无力支付即使是一些从长期看来具有很高健康回
报率的医疗卫生投资(诸如注射疫苗等)，从而使得健康变得更加脆弱。类似地，
在教育方面，也存在这一同样问题(Dean，2003)。除此之外，收入差距所导致
的公共设施供给不足，对穷人健康状况的影响也会更严重，从而收入不平等引起
了健康的不平等。另一方面，从社会心理学上来说，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、酗酒等不良的行为习
8
惯，从而影响了其健康水平(Juliet Schor，1998)。同时Dressler(1996)认
为，在许多社区都有一个默认或公认的生活和文化模式。如果社区成员达不到这
一模式，也会在心理上产生压迫，从而影响其健康。此外，收入差距还可能产生
同群效应(Kawachi，2002；Liobmayer，P．＆Wilkinson，RG．，2002)，即收入
差距导致了贫困人群聚集在一起，最终会导致其所居住社区的卫生环境恶化，影
响到健康状况。
与通常认为的收入差距和健康之间的反向关系相左，Ken Judge and Iain
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。首
先，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如果伴随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。
需要指出的是对于收入差距影响健康的机制还远远没有定论，上述所提到的
几个机制很大程度上尚是一些有待检验的假说。收入差距对健康的影响以及其中
的机制还需要通过经验研究加以验证和发现，在不同时期不同地区都可能有不同
的表现。另外，这些影响机制可能存在滞后效应，比如医疗公共品的投入，人们
的健康行为(抽烟、酗酒)，人们对收入差距的心理反应等对健康的影响都需要
有一个过程，即收入差距对健康的影响需通过一定的时间才可能反映出，收入差
距对健康的影响存在滞后效应。
(二)现有研究结果
有关收入差距对健康影响的实证研究可以追溯到上世纪70年代，开始的研
究采用总体数据，从宏观层面考察二者之间的关系；直到90年代中期以后的研
究才指出总体数据的缺陷，此后，采用微观数据成为研究的主流。
(1)总体数据的研究结果
宏观层面的研究主要是处理跨国数据和国内跨地区数据。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关系，结果显示，基尼系数的
扩大对出乍时的预期寿命和5岁时的预期寿命有显著负影响，而对婴儿死亡率有
9
显著正影响。结论是相较于不公平的一个国家，一个相对公平的国家的人均预期
寿命很可能比前者高5—10岁。Flegg(1982)以婴儿死亡率为例，检验了59
个发达和发展国家的平均健康水平与收入不平等之间的关系。结果同样发现，收
入差距对婴儿死亡率存在显著的正影响。此外，Wilkinson(1986，1990，1992，
1994，1996，1997)一系列跨国的分析都证明了在总体水平上，收入差距与健康
(预期寿命这一指标)之间有着负相关关系。Kennedy et a1．(1996)使用美
国国内跨地区的横截面数据，发现发现罗宾汉指数这一收入差距指标与州水平上
所有原因引起和特殊原因引起的死亡率显著相关。7这一结论也得到了Kawachi＆
Kennedy(1997)的证实，并且他采用了六种不同的收入差距度量指标对结果进
行了稳健性检验。Kaplan et a1．(1996)(1996)也有相似的结论，收入最低
50％人口收入所占总收入的比重这一收入差距指标和总体死亡率之间有着显著的
关系。
上世纪70年代到90年代中期的跨国和国内跨地区的宏观数据大多显示收入
差距与健康之间存在着负相关。然而这一时期的研究存在所谓的总体性偏误
(aggregate bias)。由于收入对健康的边际贡献递减，因此当收入差距扩大时，
总体数据会表现出健康水平下降，但是很难区分这一效应到底是收入差距本身带
来的，还是绝对收入效应的体现(Gravelle，1998『；Wildman et a1．，2003)。
此外，Deaton(2003)质疑跨国间收入差距数据的可靠性与可比性问题。比如，
他认为收入的度量与收入这一问题的闯卷设计以及所采取的调查方式等都非常
相关。尤其在问卷设计中，如何询问收入以及选择多长时间内的收入作为基准尤
为重要。而收入数据的误差，即使对平均收入的影响很小，也都会高估收入差距。
而Judge，et a1．(1998)；Lynch et a1．(2001)和Gravelle，et a1．(2002)
等对两者关系的稳健性和可靠性提出质疑。
(2)微观数据的研究结果
鉴于采用宏观层面数据所存在的问题，90年代中期后开始采用微观数据以
验证收入差距假说。微观数据的研究为区分收入和收入差距效应提供了可能，从
而可以更有力地验证收入差距假说，即社区的收入分配状况对社区中个人的健康
状况有影响。
在这一阶段的研究中，度量健康的指标从原先的宏观层次上的平均健康向微
10
观层次上的个人健康转换。大量采用可以反映个人健康状况的信息，如自评健康
状况(self—rated health)。同时解释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征和家庭特征，以及社区的收入水平等。所用计量方法
一般有三种，即单层次回归模型(single level regression)，边际模型
(marginal model)和多层次模型(multilevel model)。
微观数据研究指出(具体的数据、方法和结论见表1)，在美国，收入差距
和健康之间有很强的负相关关系(如Kennedy et a1．，1998；Blakely et a1．，
2000； Soobader and Leclere，1999； Subramanian and Kawachi，2003；
Subramanian，Blakely and Kawachi，2003；Kahn et a1．，2000；Shi and
Starfield，2000等)，而另一些研究却表明这两者之间没有关系(如Fiscellaand
Franks，1997；Daly et a1．，1998； Wellor and Mily，2002，2003； Wen et
a1．，2003；Franzini and Spears，2003；Blakely et a1．，2002,Sturm and Gresenz，
2002等)。除此之外，还有少量研究部分支持收入差距假说。Kahn，et a1．，1998
和Leclere and Soobader，2000发现收入差距假说只适用于女性和白种人群；
另外一些研究发现收入差距假说只使用于某一健康指标或者某一收入人群
(Fiscella and Franks，2000； Shi et a1．，2002；Kennedy，et“．，1998；
Kahn RS，et a1．，2000：Lochner，et al，，2001等)。
但总体上看，用美国数据研究的结果验证了收入差距假说，而在另一些国家
如日本(Shibuya etal．，2002)、加拿大(Weleod et a1．，2003)、丹麦(Osler
Pfal．，2002，2003)、瑞典(Gerdth锄and 30hannesson，2004)、新西兰(Blakely
Pf a1．，2003)、和印度尼西亚(Wankyo chung， 2004)都不支持这一假说。在
英国，Weich et a』．，(2001，2002)部分验证了收入差距假说。即以基尼系数所
度量的收入差距与精神失调(mental disorder)和自评健康之间存在负相关，
但是利用类似泰尔指数度量收入差距时，则不支持这一假说。智利(Subramanaian
Pt a1．，2003)和欧盟1l国(Hildebrand and Van Kerm)的证据却支持这一
假说。
对于上述结果的差异有时被认为是由于收入差距本身的水平不同所致
(Subramanian and Kawachi，2004；Gerdtham and Johannesson，2004)，在收
入差距较大的国家，收入差距的效应4‘可能显示出来，而在收入差距不大的国家，
主要是其他收入效应发挥作用，收入差距的作用不显著。美国和智利都是收入差
11
距相对较高的国家，因而会出现收入差距与健康之间的负相关关系，日本、北欧
国家、新西兰和英国等国家总体收入差距水平比较低，而且在这些国家内部地区
层面的收入差距数据也缺少足够的差异，导致收入差距假说不能验证。值得一提
的是，收入差距假说最初是用来解释发达国家之间平均健康水平的差异，而后逐
步运用于一国之内跨地区的健康水平差异。许多经验研究发现(如Preston，
1975；Wilksion，1994等)，在收入较低的国家，个人收入对健康起决定作用，
而在收入较高的国家，收入差距才会显现出对健康的影响。并且，随着一个地区
收入水平的提高，收入差距对健康的影响将日益显著(Dean，2003)。
另一方面，上述的研究大都是指当期的收入差距对健康的影响，但是
Blakely．et a1．(2000)利用美国CPS中不同滞后期的收入差距(基尼)指标，
发现对健康的影响不同。越是滞后多期(特别是滞后15年)的，对健康的影响
更明显，尤其是对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影响显著。
表1： 收入差距假说主要研究方法与结果一览
美国国家健康与营社区层面上最家庭年收入，
养调查数据穷50％收入所社区平均收
(1971-1975) 占的比重入
美国行为风险因素州水平上的基家庭年收入
的监督系统数据尼系数
(1993．1994)
Daly et a1． 美国收入动态变化州水平上的人人均家庭收
(1998) 的面板数据(1980， 口所占收入的入，州平均收
1990同龄组) 比重入
单层次
的回归否
方程
边际模是。
型
单层次否9
回归方
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死亡率自评健康
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Soobader＆ 美国国家健康调查县和地区水平人均家庭收
Leclere 数据(1989-1991) 上的基尼系数入，社区平均
(1999) 收入
Blakely et 美国近期人口调查州水平上的基
aL(2000) (1995，1997) 尼系数
Mellor＆ 美国人口调查数据
Milyo(2002) (1995—1999)
Subramanian 美国行为风险因素
Pt日上的监督系统数据
(2001) (1993，1994)
州和市水平上
的变异系数以
及一定人口所
占的收入比重
州水平上的基
尼系数
Shibuya at 日本健康与福利生辖区层面上基
aL(2002) 活条件状况调查尼系数
(1995)
Subramanian 智利全国社会经济社区水平上的
P}a上状况调查数据基尼系数
(2003)(2000)
Wankyo chung印尼家庭第二次生市水平上的变
(2004) 活调查数据(1997)异系数和一定
人口所占收入
百分比
家庭收入，州
水平上的中
位数家庭收
入
家庭收入，州
平均收入水
Ⅲ
家庭收入，州
水平上的人
均中位数收
入
辖区层面上
人均收入和
家庭收入
人均家庭收
入，社区中位
数收入
家庭人均收
入
市水平上的
平均收入
边际模是
型
多层次是
方法
边际模
型否
多层次是
方法
边际模
型否
多层次
方法是
自单层次
评回归方否
健程
康
自评缝康自评健康自评健康白评健康自评健康自评健康
Gerdtham and瑞典生活水平统计市水平上的基
Johannesson 调查(1980-1986) 尼系数
Hildebrand 欧共体1l国家庭面县或社区水平
and Van Kerm板数据上的基尼系数
(2004) (1994-2001) 和一定人口所
占收入百分比
家庭人均可
支配收入，市
水平上的平
均收入
家庭人均收
入
死边际模否
亡型
室
自边际模是
评型
健
康
注：由于篇幅有限，我们只列出了近期的研究结果。
(三)对现有研究的评述
迄今为止的实证研究结果都还不能有力地验证或拒绝收入差距假说，收入差
距与健康的关系似乎莫衷一是。然而，单纯从结论出发得到的结果常常不具可比
性和缺乏说服力，更有意义的工作是从方法和数据本身入手，考察研究结论的差
异和存在的问题。
(1)关键指标
在收入差距假说的研究中涉及的两项指标，收入差距和健康状况，其度量的
重要性不言而喻。然而这两项极为关键的指标在度量上并没有比较完美的方法。
第一，收入差距的度量。
有关收入差距的研究文献已浩瀚如烟，但迄今为止，还没有一个完美的收入
差距指标。目前，实证种所采用的各个收入差距指标，由于其衡量的侧重点不同，
采用不同的指标，结论可能会有不同。比如：收入由低到高进行排列后，把前
90％的人收入与前10％人的收入之比做为收入差距指标，它与基尼系数衡量的结
果可以截然相反。”
在微观数据的收入假说的实证研究中(如上表所示)，大多只涉及基尼、人
口收入份额以及变异系数等几种收入差距指标。基尼系数为最常用的指标，其经
济含义为在全部居民收入中，用于进行小平均分配的那部分收入占总收入的百分
比。由于它给出了反映居民之间贫富筹肄程度的数量界线，可以较客观、直观地
反映和监测居民之间的贫富差距，所以这一指标得到广泛的运用。但是由于它与
14
不同收入群体的收入比重和人口比重的关系密切，因此易受到偶然因素的影响。
比如，在总体居民收入相对平均的情况下，对个别收入户(特别是高收入人群)
的收入波动十分敏感，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，但是却不能全面反映各个阶层的收入整体变动总体情况。比如，最富有
50％入口的收入份额主要考查高收入人群的状况，而对低收入人群的变化可能不
敏感。变异系数为各个收入样本的标准差除以其平均值，克服了标准差随平均收
入水平变化而变化的问题，但是它违背了收入差距指标的转移原理。“
所以以上三个指标都各有利弊，度量的标准也不一样，由此可能会引出不同
的结论(如：Daly et a1．，1998)。在这种情况下，要求对收入差距指标做稳健
性检验，以排除单个指标的不足。
另一方面，收入差距假说实际上反映的是其影响健康的机制，因此采用何种
层次上的收入差距对结果就会有显著的影响。在美国，公共品的提供一般都是在
州的水平上进行决策，当收入差距扩大的时候，政治上的决策就会分化，富人和
穷人对公共品的提供会产生分歧，所以在政策决策中，就不利于公共品的提供，
导致了健康水平的下降。但是在市或者县的水平上，政治决策就不是很明显，相
反，社会资本或者心理因素对人们的健康影响比较大。所以在对美国的实证研究
中发现，如果用州水平上度量的收入差距，大多能验证收入差距假说(例如，
Kennedy et aL，1998； Subramanian et a1．，2003)。但如果在市或者县的水
平上度量收入差距，则大多数不能验证(例如，Fiscella and Franks，1997；
Mellor and Milyo，2002)。这表明，在美国实际上是政治决策对健康的影响较
大。对具有类似情况的国家的研究结果也相似，采用州以下层面上度量的收入差
距，大多不能支持收入差距假说。
第二，健康状况的度量。
上世纪90年代中后期以来，实证研究中逐渐采用个人水平上的健康状况代
替原先宏观层次上平均的健康水平指标(比如：死亡率、预期寿命和发病率等)。
个人水平上的健康指标大多采用个人的自评健康，也有少数采用死亡率。这一时
期所使用的死亡率不同于宏观数据上的平均死亡率，如Fiscella and Franks
(1997)所的用荧国国家健康与营养调查数据从1971—1975到1987跟踪14407
位年龄在25—74岁的个人，统计这期间的死亡率。类似地，Daly etal．(1998)
也是通过面板数据中的跟踪调查，计算出死亡率。Gerdtham and]ohannesson
(2004)中的死亡率依据瑞典统计局的生活状况调查，这项调查从1975年开始，
记录从调查之日起到1996年12月31日间生存的年限。另一指标是自评健康，
它通过询问诸如“您认为您的健康状况如何?”这样的问题，让被调查者在优、
良、中、差等类别中作出选择。这一指标在目前收入差距研究中最为常用，原因
在于这一指标实际上跟死亡率、预期寿命等客观指标高度相关，有力地反映个人
健康状况，数据质量比较高，比较可靠地反映个人的健康水平(Hornbrook and
Goodman，1996『；Idler et a1．，1997；Gerdtham et a1．，1999；赵忠，2005)。
但对这一指标也有很多争议，不足之处为它不是一个连续变量，难以对所估计的
系数进行解释。而更多的质疑是这一指标具有较强的主观性，易受到外在因素的
影响(Butler et a1．，1987；Bound，1990；Waidmann， et a1．，1995)。
在截面数据研究中，由于无法控制影响健康的不可观测的因素，用某一指标
作为对健康状况的度量时需要特别小心，比较好的做法仍然是需要用多个指标做
稳健性检验。一些研究的结果只能支持在某一项健康指标下的收入差距假说，如：
Shi et al，(2002)支持自评健康的结果，而不支持沮丧(depression)这一健
康指标。而Fiseella and Franks(2000)支持自评健康与沮丧的结果，对死亡
率和发病率不支持。
因此，随着研究的深入，更多的研究者都在尝试寻求更好的健康指标，其中
把健康指标量化则为其中一个趋势。如：基于健康的各个侧面(个人特征变量、
死亡率变量、发病率变量及主观判断等等)，通过一定的程序和方法构造出一个
值在0(死亡)至1(最优健康状态)的指标。则在这种情况下，健康成为一个
连续变量，与自评健康的离散变量相比，优势不言而喻。进而可以将这一指标与
预期寿命联系起来，构造出健康调整的生命年(Health—adjusted Life Years，
}IALY)，健康调整的预期寿命(Health—adjusted Life Expectancy，HALE)，质
量调整的生命年(Quality—adjusted Life Years，OALY)和伤残调整的生命年
(Disability—adjusted Life Years，DALY)等，其中后两项指标运用最为广泛。
此外，生活质量指标(QUality of Well—being Scale，QWB)也是基于个人健康
状况的客观标准和自身的主观评价进行构造的。虽然这些指标都尽量把健康量
化，但是还是存在一系列问题，如在构造过程中，如何确定身体各个健康症状的
权重，在解释其回归系数中，如何对回归系数作出准确的解释，如何得知某一项
健康症状对系数的贡献等问题。
(2)计量模型
用微观数据对收入差距假说进行验证的特点是采用多层次数据，即既考虑个
人层面的变量也考虑社区层面的变量，避免以下两种错误：一种为“统计假象”，
即错误地将个人收入的影响归因为社区变量的影响。”另一种为“个体谬误”
(individualistic fallacy)，即忽视了社区变量的影响。但对多层次数据的
处理和模型的设定却有不同的做法。如表l所示，目前研究采用了三种方法，即
单层次的回归方程、边际模型和多层次方法来估算。
单层次回归模型将个人数据和社区数据放在同一个层面上处理，只考察一种
来源的残差。在此我们暂且忽略其他变量，仅仅看收入和收入差距这两个变量对
健康的影响，其模型设定如(1)式。
y4_§o+9pq+p萨i+￡(、)
其中％为J社区中f个体健康状况，％为其个人收入，■为社区的收入差距。
这种设定的问题是未能把握多层次数据的特性。多层次数据具有嵌套结构的特性
(hierarchical，nested。or clustered structure)，其含义为个人与社区特
征变量分别对个体健康产生影响，随之产生两种不同来源的残差项(个人和社区
变量两种残差项)。而单层次模型没有考虑数据的这种结构，因而不是一个好的
模型设定。
相比于单层次模型，边际模型控制了社区的固定效应。一些研究(例如
Mellor and Milyo，2002等)利用社区哑变量来具体估计社区效应对个人健康
的影响。”假如仅仅关注社区对健康的影响，那么这一模型设定是可行的。但是
如果考虑社区本身的随机效应，就需要估计这个随机因素对健康的影响。因此多
层次模型的设定如下式所示：
y4一po+§一q+f12Xj+8q+ui
(2)
通过估计两类不同残差8∥“i对个人健康的影响，可以更精确的估计社区中收
17
入差距对健康的效应。Subramanian＆Kawachi(2004)认为，边际模型有低估
这一效应的可能。
另一方面，多层次方法还认为，健康不仅分别受到社区特征和个人特征的
影响，而且社区特征通过影响个人特征从而产生跨层次的影响(cross—level
effect)(Blakely＆Subramanian，2005)，则就可以明确的得到收入差距对不
同收入人群健康的不同影响。模型设定如下：
％t风j+岛』％+gg (3)
个人特征的边际效应风，和反，会受到社区层面上的收入差距影响，因此，Po，和
磊』可以表达为以下形式：
卢o，Iy∞+y01石，+do』(4)
岛』一ylo+y11XJ+61， (5)
把(4)和(5)代入方程(3)得到
)，玎-y∞+Yolx，+ylo¨0+YlrX，wF+6l』¨k+do，+￡轳(6)
方程(6)则为多层次方法的基本模型设定。y。。和y。。分别表示收入差距和个人
收入对健康的影响，Yliw，％这一交互项表示了收入差距的跨层次效应，即收入差
距的变化作用于个体收入，从而间接地影响个体的健康。假如n。>0，则表明随
着收入差距的扩大，低收入人群的健康状况会继续恶化。因此，多层次模型可以
反映出收入差距对健康有两方面的影响，一是收入差距的直接效应，即收入差距
的变化对健康状况的影响；二是收入差距的收入效应，即收入差距通过影响收入
的边际效应从而影响健康。
另一种相类似的做法，可以先按收入的高低进行分组(如：五等分整个收入)，
然后再与收入差距做交互项，这样可以考察收入差距对不同收入人群的影响(如：
Mellor and Milyo，2002等)。也可以按样本在收入中所处的相对位置(relative
rank)与收入差距做交互项来考察对不同收入人群的效应(如：Li and Zhu，2004
等)。如此可以比较清楚地看出收入差距对不同收入人群的不同影响。但是实证
18
研究的结果都大不一样，Mellor and Milyo(2002)发现，收入差距对不同人群
的健康影响不是很显著，Kennedy，et a1．(1998)的研究表明收入差距的扩大
尤其对贫困人口的健康产生更明显的影响。此外Kahn RS，et a1．(2000)和
Lochner et aZ(2001)也对这一问题有所提及。
需要提及的一个相关问题是对相对收入假说的验证，涉及到收入差距对不同
收入组的影响。Mellor and Milyo(2002)认为相对收入假说为收入差距弱假说。
在考察不同收入组的健康状况上，一个难题在于如何确定参照组(Wagstaff and
Doorslaer，2000；Dean，2003)。刘民权，王曲(2005)在验证相对收入假说
时，把最低收入人群作为参照组，而Dean(2001)和Eibner and Evans(2001)
则利用相对贫困指标(relative deprivation)，Li and Zhu(2004)用相对贫
困指标与收入分布中所处的相对位置(relative rank)而Marmot et a1．
(1984，1991)则利用在收入分布中所处的相对位置来衡量，他们都验证了这一
假说。而Robert(1998)和Gerdtham and Johannesson(2004)利用社区平
均收入或社区中位数收入作为相对收入的代理变量，却没有验证这一假说。
因此，采用多层次模型比单层次回归更加有效地利用了数据的结构特征，对
收入差距影响健康的效应分析可以从收入差距的直接效应和收入效应两方面进
行，区分收入差距对不同收入群体的影响。由于收入差距扩大对低收入群体更加
不利，其健康状况更容易受到收入差距扩大的不利影响，因而如果能够考察收入
差距对低收入群体的效应就更有意义。
(3)影响机制
我们在第二部分探讨了收入差距假说的机制，可以看到，收入差距对健康的
影响存在着几种可能的路径。最初对收入差距产生影响的机制主要是通过考察收
入差距和有关变量的相关性及其显著程度。Kawachi et a1．(1997)用美国的州
水平数据发现反映社会资本的指标和死亡率有明显的相关性。社会资本用对他人
的不信任度、对他人的戒备度和所参与的社会团体的数目等三项指标度量，三项
指标与死亡率的相关系数分别为0．79，0．71和一0．49。Dressler(1996)用美国
和巴西的数据说明对社会的认同感和血压之间有很强的相关度。“
在微观数据研究中，一般的做法是在解释变量中加入可以反映收入差距的影
响路径的变量重新考察收入差距的效应，通过对回归结果的比较揭示其背后的机
19
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
正向影响(例如Anand and Barnighausen，，2004；Ruststein，2000；Flegg，
1982)，因此如果收入差距通过影响医疗等公共品的提供而影响健康，那么在回
归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。
Flegg(1982)使用1068--1972年间46个不发达国家的跨国数据，估计了
人均收入、收入差距等因素对死亡率的影响。当在模型中加入女性受教育程度、
每万人护士数和医生数后，实际人均GDP对死亡率的影响变得不显著了，从而说
明收入并不直接影响死亡率，而是通过其对医疗服务供给和教育等因素的影响作
用于死亡率。(好像并没有说收入差距对公共品的影响，只是说收入对医疗可及
性的问题?)
Wankyo chung(2004)在模型中加入了社区医疗机构数目这一社区变量，发
现该变量对改善健康有显著的正向影响。与不加入社区变量的回归比较，发现两
组回归结果中收入差距的影响都不显著，但收入差距的边际影响都下降了，因而
虽然得出收入差距假说无法验证的结论，但在一定程度上说明收入差距对公共品
的供给量是有影响的。
Mellor and Milyo(1999)也试图捕捉收入差距假说的机制。如果收入差距
的效应是由于其影响社会资本的缘故，那么在靠近家庭的较低层次度量的收入差
距应该比州层次上的收入差距有更强的效应。但他们的结果表明只有州水平的收
入差距影响显著，其他层次的收入差距都不显著。因此，结果并不能看到社会资
本或心理因素的作用，而可能更多地反映出福利和医疗等公共政策的作用。
研究收入差距假说的最终目的应当是揭示收入差距影响健康的机理，从而寻
找缓解收入差距效应的公共政策。但现有关于收入差距假说的很多研究未能深究
其背后的机理。在这种情况下，无论验证了收入差距假说与否，对结果都无法给
出有说服力的解释。
(4)控制变量
除上述提及的几点外，实证结果之所以不同，还在于他们所采用的数据以及
控制变量的不同(见表1)。在收入指标这一栏中，各个研究者都有不同的设定。
一些研究控制地区的平均收入水平或者中位数收入水平，而一些研究却没有。
对一些理论上还没有达成共识的控制变量的处理各项研究也有所不同。比较
典型的是对教育这一变量的选择。例如，Fiscella and Franks(1997)的研究
仅仅控制了年龄、性别、家庭规模以及家庭收入，没有考虑教育等因素；Kennedy
Pf a1．(1998)则加了以教育、医疗保险、家庭结构等一系列其他变量。根据
Grossman(1972)的人力资本投资理论，教育程度提高将导致对健康的需求增
加，其主要原因是教育提高了健康投入的产出效率，因而健康投资的边际成本下
降。然而后来很多实证研究结果并没有验证这一点。另有经验研究认为，教育可
能是通过收入影响健康，即如果加入教育变量，那么收入对健康的影响不显著甚
至消失，(Newhouse et al，，1980)。还有研究认为教育水平与收入差距之间有
较强的相关性，教育水平较低可能是由于收入不平等导致的(Kawachi and
Blakely， 2001)。因此，他们认为不应将将教育水平作为一个控制变量。但需
要指出的是大部分的研究都控制了教育水平。
如前所提及，收入差距本身的大小可能是影响其对健康的效应的一个因素。
因此，考虑到收入差距效应的非线性特征，就需要在模型加入收入差距的平方项
或对收入差距进行分组。Li and Zhu(2006)做了这样的考虑后得到了二者之间
的倒“U”型关系。
三模型与方法
模型的被解释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“非常好、好、一般和差”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。我们采用Probit模型，将选择非常好和好这两个等级，我们记为1，而
选择一般和差，则记为0。这样做是基于以下理由：首先，鉴于许多文献(如：
Fiscella and Franks，1997；Mellor and Milyo，2002；Li and Zhu，2006等)
都采用二值变量，它能更简便地分析收入差距与健康不平等的关系。“其次，可
以和现有文献的有关结论进行更好地比较。我们采用随机效应的Probit模型以
控制个体不可观测的异质性的影响。一般而言，随机效应模型好于固定效应模型，
因为随机效应模型可以反映家庭之间的收入变化对健康的影响，用固定效应模型
则可能低估收入对健康的效应，因为只考虑了家庭收入在不同时期的变化。
以个人特征、家庭特征和社区特征为解释变量，在控制了绝对收入和其他特
征后，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影响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。我们采用面板数据，因此计量模型为：
Prob(ytF—q一屯090+p一*+p寸《。+母≯h+jB—：+KtO+Zi攀+L‘口+v0
(1)
其中，‰为门土区f个人的健康状况，赋值为1，可表示健康状况好；为0，
则相反。¨0为个人的收入，以人均家庭收入计，靠为J社区的收入差距。匕代
表其他个人特征变量的向量，包括年龄、性别、教育、婚姻状况、参加医疗保险
情况和一些个人所在的家庭特征如家庭规模、饮用水情况和卫生环境等。z。为
一个包含社区变量的向量。％为不随时间而改变的非观测变量。
我们将做以下几项工作：
(一)检验收入差距的当期效应和滞后效应
一方面我们采用当期的收入差距指标检验收入差距假说，另～方面，鉴于上
述分析，即收入差距对健康的影响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，因此我们采用滞后期的
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
者的影响可能是不同的。相关性检验表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效果是否一致还有待迸一步检验。
相应地，方程1中的收入差距及其平方项均为滞后一期：
Ptob◇口-1)=由(母n+p—pp+p—砖t+p≯n-1+母—磊．1+btO+Zi■+}lm+Vt●
(2)
(二)检验收入差距影响健康的机理
在解释变量中加入可以反映收入差距的影响路径的变量重新考察收入差距
的效应，通过对回归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影响(例如Anand＆
Barnighausen，2004：Ruststein，2000；Flegg，1982)，因此如果收入差距通
过影响医疗等公共品的提供而影响健康，那么在回归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。
(三)采用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主要涉及到基尼系数、泰尔指数、人I=1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，但是由于它与不同收入群体的收
入比重和人口比重的关系密切，因此易受到偶然因素的影响。比如，在总体居民
收入相对平均的情况下，对个别收入户(特别是高收入人群)的收入波动十分敏
感，数值增大，以致造成贫富差距过大的假象。而人I=1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，但是却不
能全面反映各个阶层的收入整体变动总体情况。因此鉴于不同收入差距指标衡量
的侧重点不同，所以本文另外采用二个收入差距(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。
(四)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
过影响个人收入这一路径影响其健康，称为收入差距的跨层次效应(cross—level
effect)(Blakely and Subramanian，2005)。在模型中采用收入差距与收入的交
互项，可以得到这一效应。具体可以写成以下形式：
PrD6(％-I)一m(厩+层％+区嵋+肛¨+鼬知+展Ⅳp-1+％O+ZplI，+怖+％)
(3)
由于存在着交互项，所以收入和收入差距的偏效应分别为：“
—OP(-yo,-1)．中，×(局+2f12％+尾b一。) (4)
呲；t
娑掣驯啦+2f14xj,_。+尾％) (5)
dX“-|
而其交互项的偏效应则为：
!筹暑m“×(岛+2反z矗一，+尾％，)(局+2岛¨。+flSXjt-I)+m7×尾(6)
由(4)和(5)可见，如果!：掣，0，则意味着收入差距加强了收入效应。“-lowljl
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。在此情况下，收入差距对健康的影响产生发散
效应。反之，如果兰堑篁￡翌。0，则说明收入差距的扩大减弱了收入效应，对
axj,_,aw,
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。
四实证分析
(一)数据
本文的数据来自于中国预防医学科学院(CAPM)和北卡大学人口所(CPC)
联合调查的中国健康与营养CHNS(China Health and Nutrition Survey)调查。
CHNS数据是采用多层次随机抽样方法在中国九个省(自治区)进行调查，其中
每年709(,为农户样本。自1989年开始，目前已经有6轮调查结果，其样本覆盖
我国沿海，中部和西部等地区的的居民，”内容包括社区和家庭的基本情况、家
庭和个人的收入状况、个人的医疗保险状况和健康情况等。鉴于本文研究的重点，
因此选用1997年和2000年农村面板数据，在每个省选取4个县，每个县选取4
个村，每个村约有20个农户。此两次调查均包含江苏、山东、黑龙江、湖南、
湖北、贵州、广西和河南8个省(自治区)，其中年龄为15—65岁有效样本为14211
个。由于这些省份涉及中国的东、中、西部不同的地区，涵盖了中国农村不同的
经济发展水平，具有一定的代表性。
1、被解释变量
我们采用自评作为衡量健康的标准。自评健康尽管具有很强的主观性，但却
是常用的指标之一，原因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 and Goodman，1996；Idler
Pf a／．，1997；Gerdtham P}a上，1999等)。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“非常好、好、一般和差”四个等级中汇
报健康状况。我们采用Probit模型，将选择非常好和好这两个等级，我们记为
1，而选择一般和差，则记为0。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从0．8下降到0．71，下降了9个百分点。
2、解释变量
(1)收入指标
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。我们采用人均家庭收入(即总收入
除以家庭人口数)作为收入指标是基于以下几点原因。首先，农村家庭很难区分
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况
(Deaton，2003：Benzeval et a1．，2001)。此外，入均收入与健康之间的非线
形关系愈渐被认同(如：Gravelle，1998；Wildman et al，2003)，在多项研究
中使用(如：～tellor and Milyo，1999『；Li and Zhu，2006)，所以本文采用人
均收入平方项的模型设定来刻画收入与健康之间凹形关系。除此之外，我们以县
的人均收入水平控制此地区的经济发展程度，样本中1997年和2000年县的入均
收入水平分别为1300元和1210元。
(2)收入差距指标
本文采用的收入差距是在县水平上估算的，之所以选择这一水平是基于以下
几点。首先，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，
直接为农村社区的居民提供各类公共产品。值得一提的是，目前一些县乡财政都
为“吃饭财政”，对于医疗卫生事业的投入有限。但是由于公共卫生服务所具备
的以防御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
担起维护公共健康安全的使命。在贫困地区县乡政府的财力难以维持公共卫生制
度运转措施时，就需要省级和中央政府通过财政转移措施，援助基层政府行使这
一基本的政府职能(朱玲，2004)。另一方面，上世纪80年代财政实行“分灶吃
饭”后，按照当时财政分权的要求，财政经费逐级下放给省、县、乡各级政府自
行支配，并同时规定，卫生系统的资金由地方政府拨付。按照分级管理的要求，在
农村实行以县(市)为主的农村卫生管理体制，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”，根据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机构的投入，因此农村政府机构所承担的农村公共卫生的
责任更加巨大。所以，农村公共卫生服务和基本医疗服务基本都是由县乡卫生机
构提供(李卫平，石光，赵琨，2003)。其次，通常来说，当代社会交往范围和
经济活动已经超出了村的范围，所以需要在更高层次上考察收入差距及其影响机
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年的基尼系数(对应于1997年的健康指标)和
1997的基尼系数(对应于2000年的健康指标)，此阶段从0．34上升到0．35。从
中明显地看出，从1993年开始，收入差距呈扩大趋势，尤其是最近几年，收入
差距扩大的程度更加大。鉴于收入差距有多种衡量指标，我们另外采用了滞后期
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·
(3)其他解释变量
在个人层面上，我们控制了年龄、性别、教育、婚姻状况、医疗保险。其中，
参考劳动力年龄标准，选择15-65岁这个年龄段，且被分成三个阶段，15—29岁，
30一44岁，以及45—65岁。基本上，这三个年龄段所占的百分比在1997年和2000
年没有很大的变化。具体来说，15-29岁年龄段人口所占的比重从1997年的38％
下降到37％；30—44岁年龄段人口所占的比重略有上升，从1997年的31％上升到
2000年的32％；45—65岁年龄段人口所占的比重在这两个年份中，都没有变化，
为31％。样本中，性别为男性的，我们记为1，统计表明，在我国农村地区，男
女性别比为0．5。在样本中，69％的人口为已婚，受教育的平均年限从1997年的
5．35年上升到2000年的6．74年。对于问卷调查中所列出的商业保险、公费医
疗、劳保医疗、合作医疗、统筹医疗、家属享受的保险、妇幼健康保险、计免
保险等此类保险中，只要被调查人拥有其中任何一种，我们都认为他或她具有医
疗保险。在1997年，17％的人拥有医疗保险，但到2000年，仅有12％人口拥有
医疗保险。可以直观地看出在我国农村地区，医疗保险体制是在逐步瓦解的，此
外，我们还控制了各个家庭的特征。家庭规模从1997年的每户4．34人增加到
2000年的4．64人。1997年，只有19％的家庭拥有室内厕所，到2000年，这一
比例已经上升到26％，可见家庭的卫生环境得到显著的改善。在我国农村地区，
饮用自来水的比例也在上升，从1997年53％的家庭上升到59％。另外，我们采用
社区可及的公立医院(这里指村诊所、乡镇医院、县医院和市医院)的个数作为
医疗公共投入的一个代理变量，另一个指标为家庭离这些公立医院的距离，反映
农户对公共医疗的可及性。统计发现，公立医院的个数从1997年的2．77个下降
到2000年的2．27个，相应地离公立医院的距离从1997年的4．72公里增加到
2000年的11．79公里，可见在中国农村，医疗公共投入以及医疗可及性都在下
降。具体描述可见表2。
表2变量的定义和描述
变量名称变量解释
总样本
均值离差
1997焦
均值离差
2000生
均值离差
health 自评健康状况(二值变量)
ginilag基尼系数(滞后)
gini基尼系数
Top50lag收入前50j1人所占的收入份
额(滞后)
thei 1lag泰尔指数(滞后)
countyin县人均收入(千元，1989
c不变价)
0．74
0．35
0．37
O．74
O．23
1．25
0．44
0．05
0．06
0．04
0．08
0．38
0．8 0．4
0．34 0．05
O．35 0．05
0．74 O．03
O．71 0．45
O．35 O．05
O．39 0．07
0．75 0．04
0．22 0．08 0．23 0．08
1．3 0．4 1．21 0．36
pcinc家庭人均收入(千元，1989 1．28 1．01 1．32 1．05 1．25 0．98
不变价)
edu受教育年限
Age2年龄为15—29岁
Age3年龄为30-44岁
Age4年龄为45-65岁
marital=1，为已婚
gender=I，为男性
insur=l，有医疗保险
6．13
0．38
0．32
0．31
0．69
0．51
O．15
3．89
0．48
0．46
0．46
0，46
0．5
0．35
5．35 3．31 6．74 4．19
0．38 0．49 0．37 0．48
0．31
O．31
0．69
O．51
0．17
0．46
0．46
O．46
0．5
O．38
0．32
O．31
0．69
O．50
O．12
0．47
0．46
O．46
O．5
0．33
家庭规模
=1，饮用自来水
=1，使用室内厕所
公立医院数目(个)
到公立医院距离(公里)
=1．为2000年
4．51
0．57
0．23
2．49
5．49
O．56
4．34
0．53
0．19
2．77
4．72
1．43
O．5
0．4
0．90
4．07
4．64
0．59
0．26
2．27
6．13
1，59
0．49
0．44
I．08
11．79
(二)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
首先利用基尼系数来检验收入差距假说，回归结果列于表3。第--N中，我
们只考虑除基尼系数以外的其他因素对健康的影响，在第二列中，加入基尼，发
现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)，
发现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，
发现两者在1096的水平上显著，表明收入差距与健康之间呈现先为正向再转为负
向的倒“u”形关系。计算表明，倒“U”形临界点处的基尼系数为0．35，在我
们的数据中，55％的样本在倒“u”形的左边，其余的样本在倒“U”形的右边。
倒“U”形影响一个可能的解释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医疗公共品的提供，从而改善这个地区的
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。此类地区医疗公共品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。简单的相关关系表明，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基础医疗服
务，而贫困群体由于不能支付医疗费用，对本地医疗服务的需求也不足。另外，
高收入差距的农村地区，由于富裕和贫困两类人群的偏好存在差异，将不利于基
础公共品的提供。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影响
有密切的关系(张晓波，2003)。样本县的数据表明在基尼系数较高的地区，收
3
5
2
3
7
5
：三
m
¨
枷
¨
m
e
■
t
l
e
O
Z
e
a
C
O
．1
．1
t
n
O
S
：a
2
h
O
p
t
r
h
t
S
S
a
O
．1
e
h
d
Y
入差距和医疗公共品数量成负相关关系。所以在高收入差距地区，收入差距的扩
大可能不利于基础医疗公共品的提高，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影响医疗公共品从而影响健康的机
制，我们公式(2)中加入表示医疗公共品数量的变量，公立医院的数量和住户
到公立医院的距离。回归结果列于表3第5列。结果发现，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影响公共品的提供影响了健康，且此影响存在滞后性。
另外，在回归的结果中，我们也可以看到，教育和医疗保险对健康一直具有
显著的正影响。个人收入对健康的影响也显著为正，但是其平方项对健康的影响
却不显著。这表明，在我国农村目前的经济发展水平下，收入对健康的影响还是
线形的，即通常所说的“绝对收入”假说。收入的提高将会显著增加农民的健康
水平，而至于随着收入的增加，对健康影响的边际效应在降低这一现象还没出现。
县平均收入对个人健康的影响不是很显著，这表明“相对收入”假说，即当自身
收入不变，而其他人收入的增加，会与自身的健康呈负相关这一假说，在实证中
并没有得到证明，
表3：健康与收入差距的回归结果
被解释变量
(1) (2) (3) “) (5)
自评健康
glnl 0．69l$料
(0．256)
ginilag 0．005 5．398* 3．932
(o．z8) (3．325) (3．32)
gini lagsq 一7．624* -5．528
(4．678) (4．681)
countyinc 0．028 0．077* 0．036 0．072 0．05l
(0．038) (0．044) (0．040) (0．046) (0．047)
pclnc 0．078料{ 0．087料睥0．09扣怫0．091料} 0．092#}
(0．03) (0．029) (0．028) (O．029) (0．029)
1ncsq 0．002幸宰木0．0002 一0．0007 -0．0007 -0．00l
(0．006) (0．005) (O．005) (0．005) (O．005)
edu 0．026和件0．026料} 0．028}料0．028林女0．028料}
(0．004) (0．004) (0．004) (0．004) (0．004)
Age2 0．671料} 0．669料} 0．647料聿0．648}料0．655_。-嗥
(0．041) (0．04i) (0．043) (0．043) (0．044)
Age3 0．388制陴0．387料} O．401料} O．402料} 0．402料$
(0．032) (O．032) (O．034) (O．034) (0．034)
marital 0．085** 0．084** 0．072* 0．072* 0．08謇堆
(0．038) (0．038) (0．04) (0．04) (0．040)
gender 0．1084肆堆0．108}中# 0．093料} 0．093料$ 0．093料}
(0．027) (0．027) (0．028) (0．028) (0．029)
lnSUre 0．139和I} 0．145料} 0．130料$ 0．133料} 0．137料$
(0．041) (0．041) (O．043) (O．043) (O．043)
hhsize -0．004 -0．003 一0．009 一O．01 一0．011
(0．009) (0．009) (0．01) (0．01) (0．01)
0．055** 0．062** 0．092料} 0．092料} 0．087料}
(0．028) (0．028) (0．029) (0．029) (O．03)
toilet -0．016 一0．018 -0．044 -0．047 -0．043
(O．034) (0．034) (0．036) (0．036) (0．036)
Year2000 -0．245料} -0．266料{ -0．i77{料-o．171}}} -0．158{料
(0．026) (0．027) (O．028) (0．028) (O．029)
hospital 0．038_中I
(0．013)
distance 0．003
(0．002)
Obs 12349 12349 10975 10975 10931
联合检验Prob>chi2=O Prob>chi2=O．
．2647 4961
Wald test 753．80％料761．48丰桕I 653．94木车} 657 32$#I 668．93#I}
注：括号中的数字为标准差。料}，#，}分别表示1％，5％和10％水平上的显著性。
此处的联合检验是指对滞后期的基尼系数与其平方项系数联合为0的假设检验。
本文所有的回归均采用非线性面板probit模型的随机效应模型，卡方检验表明cov(阻，
v)显著不为零，方程存在不可观测的效应。汇报的结果为population average的系数和稳
健标准差。
(2)收入差距假说的稳健性检验
进一步采用其他滞后期收入差距指标，以检验收入差距与健康关系的稳健
表4：收入差距与健康的稳健性检验
被解释变量(D (2)
自评健康
Top50lag
52．511"*·(12．634)
-35．36扩”(8．449)
Top50lagsq
theillag 3．963}#(1．015)
theillagsq 一7．133}}}(1．867)
0．111"*(0．045)
countyinc 0．108．*(O．044)
0．093”’(0．029) 0．095$}}(0．029) pclnc
-0．001(0．005)
lncsq -0．001(O．005)
edu 0．0276***(0．004) 0．028术宰}(O．004)
Age2 0．650料}(O．043) 0．651料$(0．043)
Age3 0．403料}(O．034) 0．403}}}(0，034)
marital 0．071．(0．04) 0．070自k}(0．040)
gender 0．094料$(O．029) 0．093料}(O．029)
1nSUre 0．127料}(0．043) 0．140料}(0．043)
hhsize -0．0096(O．01) -0．009(0．01)
0．092料肆(0．03) 0．094料}(0．029)
toilet 一0．05(0．036) -0．058(0．036)
Year2000 一0．143}料(0．029) 一0．177}料(0．028)
Wald test
672．67”4 669．09扣件
联合检验Prob>chi2=0．0001+}’ Prob>chi2=O．0005***
Obs 11097 10975
31
注：此处的联合检验是指对滞后期的泰尔指数与其平方项系数联合为0的假设检验。括号中
的数字为标准差。{}}，料，}分别表示1％，5％和10％水平上的显著性。
性。我们采用泰尔指数和一定人口所占收入份额(收入最富有50％人所占的收入
份额)。表4中第一列和第-N分别表示表示对上述两个收入差距指标的回归，
结果表明，在其他控制变量的方向和显著性都没有改变的条件下，泰尔指标与健
康的“倒u”形关系仍然存在，而收入最富50％人所占的收入份额与健康之问的
关系是负向显著。而绝对收入对健康的影响基本上还是呈线性，递减的效应不是
很明显。这一结果说明用不同的收入差距指标所衡量的收入差距和健康的关系是
比较一致的，用基尼系数作为收入差距指标考察对健康的影响应该是稳健的。
(3)收入不平等与健康不平等
为了考察收入差距与健康不平等的关系，我们利用收入差距的跨层次效应
(收入效应)方程(3)加以验证。表5为加入收入差距(基尼系数)与收入的
交互项的回归结果，发现与原先结果相比，其他控制变量的显著性和方向基本上
都没有改变。首先，收入效应为正，意味着收入高的人有着较好的健康状况，收
入低的个体其健康状况也较差。这是同类研究得出的普遍结论。其次，交互项的
偏效应为正，收入差距的扩大会增加收入效应，表明收入效应将更强有力地影响
农村人口的健康，即收入差距的扩大使得富者愈富，贫者愈贫时，在收入效应的
作用下，贫者的健康将持续恶化，更加脆弱。因此，不可避免的出现健康不平等
的局面。
实际上，上述实证研究结果表明，除了人均收入与收入差距影响健康外，收
入差距的跨层次效应(收入效应)对健康的影响，尤其是对健康不平等的影响非
常重要。迄今为止，国内对健康不平等的研究虽然关注这一现象，却没有考察内
在的原因或机制。而上述的实证研究结果表明，收入差距的跨层次效应是健康不
平等加剧的原因之一。尤其是对于农村低收入人群来说，他们更易遭受收入的负
向冲击，所以收入差距扩大对其的危害更大。因此，对于高收入差距农村地区，
缩小收入差距是题中之意。
表5：收入差距对收入效应的影响
被解释变量系数偏效应(所有变量取值为
自评健康均值)
ginilag 7．232**(3．389) 0．997*(0．522)
Ginilagsq 一8．797*(4．695)
Ginilag*pcinc 一0．706树％(0．252) 0．015(0．01)
countyinc 0．069(0．046) 0．021(O．014)
pcinc 0．341料}(0．091) 0．028}}}(0．006)
incsq -0．002(0．005)
edu 0．028}料(0．004) 0．008料}(0．001)
Age2 0．647}料(0．043) 0．176料$(0．011)
Age3 0．4}}}(0．034) 0．113料}(0．009)
marital 0．070*(0．04) 0．021．(0．012)
gender 0．093}料(o．028) 0．028料{(o．009)
insure 0．121}料(0．044) 0．035料女(0．012)
hhsize -0．009(0．01) 一0．003(O．003)
霄0．095料}(0．029) 0．029料}(0．009)
toilet -0．045(0．036) -0．014(0．011)
№ar2000 -0．175}料(o．029) -0．053料}(0．009)
耽id test 659．75宰木车
Obs 10975
注：括号中的数字为标准差。料}，料，}分别表示1％，5％和10％水平上的显著性
五结论与政策建议
通过以上的实证分析，有以下几点结论：
在中国农村地区，收入差距对健康的即期作用和滞后作用是不同的。收入差
距对健康的影响需通过一定的时间才可能反映出，比如影响了医疗公共品的投
入，影响了人们的行为(抽烟、酗酒)，人们对收入差距的心理反应也有一个时
滞，所以滞后期的收入差距和健康之间可以存在因果关系，收入差距对健康的不
利影响存在滞后效应。我们的研究证实了这一点。而且，收入差距对健康的影响
是倒U形的，较高的收入差距将导致健康状况的下降。值得注意的是倒u形的临
界点在基尼系数为0．35左右，这个收入差距水平已经远远低于近年来农村收入
差距的平均水平，因而收入差距扩大对健康的不利影响或将要产生的不利影响是
不可忽视的。
收入差距对健康的影响有若干途径，这种滞后的影响有可能是通过影响医疗
公共品的供给所导致的。在低收入差距的农村地区，其收入差距的扩大有助于基
础医疗公共品的提供，而在收入差距高的地区，收入差距扩大不利于基础医疗公
共品的提供。因此，从公共政策的角度要消除收入差距扩大对健康的不利影响需
要加大对医疗的公共支出，提供基本的医疗公共品，以提高全民的健康水平。
收入差距的收入效应意味着收入的两极分化会导致健康状况的分化，尤其在
高收入差距的农村地区，农村低收入贫困群体易受到收入的负向冲击，其健康状
况更易有恶化的趋势。根据国家卫生服务调查显示，1998年，农村的因病致贫率
达到21．6％，贫困地区甚至达到50％以上。因病致贫和因病返贫的现象愈加恶化贫
困人口的收入水平和健康状况。在这种情况下，必须有减轻农民医疗负担，直接
改善贫困群体健康的措施。其中对其提供医疗保险或给予医疗补贴是值得考虑
的。提供医疗保险具有双重作用，一方面，医疗保险降低了医疗服务的有效价格，
有助于提高医疗消费水平，另一方面，医疗保险的费用分担机制有效地降低了医
疗支出。因此，医疗保险的提供能显著改善农民的健康状况。而我们的实证结果
也恰恰证明了这一点，拥有医疗保险(包括合作医疗，商业保险，公费医疗等)
与农村居民健康状况里显著的正相关性。随着收入差距的扩大，就政府的角色而
言，现阶段建立和完善新型农村合作医疗制度显得尤其重要。对于那些特别贫困
地区或者贫困户而言，政府还需考虑加大对其参加合作医疗的补贴力度，甚至有
必要进行医疗救助。虽然，在2003年初国务院提出《建立新型农村合作医疗的
意见》，在全国范围内试点。基本设计是自愿参加，缴费采用人头税，政府补贴
与个人缴费成正比。然而，对低收入农户而言，即使是比较低的缴费标准也可能
成为其加入合作医疗制度的障碍，对他们而言医疗救助就十分必要。并且，在其
他国家和地区(比如德国，英国，韩国和中国台湾等)，他们的医疗保险对于贫
困和身体很差的人都有费用减免，这是我们值得借鉴的地方。
此外，发展农村教育的意义早已被广泛认同，就其对健康的影响而言，教育
水平的提高会改善其健康状况。一般来说，教育通过两种途径影响健康。一方面，
根据Grossman(1972)所构造的健康生产函数模型中，认为教育有助于提高与
健康相关投入的产出效率，它不仅会降低健康投资的边际成本，而且增加健康投
资的边际回报率，因此，教育的程度与健康水平呈正相关。另一方面，教育程度
提高具有财富效应，它会通过增加收入这一途径从而改善健康状况。教育和健康
作为人力资本的两个方面，教育对健康的正向影响表明投资教育对人力资本积累
至关重要。由此可见，在中国农村加大教育的公共投资对提高健康人力资本也有
积极的作用。具体来说，首先，在农村地区，政府应加强健康教育。健康教育是
所有健康问题、预防方法疾病控制中最为重要的，它通过知识和信息的传播，影
响乃至改变个人行为，减少健康风险因素。因此，提倡健康教育，让农民有预防
疾病的意识，从而改善他们的健康状况。其次，政府应加大义务教育的投入，重
视基础教育，努力提高他们的人力资本存量，从而在健康的产出效率和收入两方
面改善农村居民的健康状况。尤其对于贫困人口，政府应该加强对他们就业的培
训机会，以提高他们的就业能力，改善他们的人力资源，从而有效抑制“因病致
贫”，“因贫致病”的健康贫困现象。总之，我们应该看到教育和健康作为人力资
本的两个方面是相辅相成的，政府从总体上加大对农村基础教育、医疗等基础设
施的投入水平可以更加有效地改善人力资本。
需要指出，在实证分析中，还尚存在一些缺陷。首先，由于数据的限制，我
们没有能够验证收入差距影响健康的其他机制(如社会资本或心理影响等)。其
次，对于健康不平等问题，特别是收入差距对农村低收入人群的影响，还有待进
一步考察，这也是我们以后研究的重点。
六讨论与总结
随着社会的发展和进步，人们不仅越来越重视健康，且对健康的理解进一步
扩展。在当代著名经济学家Sen的“可行能力”和“以自由看待”的视角中，健
康被看作是一种重要的人类“可行能力”，以及“一种非常基本的自由”(Sen，
2002)。健康因其自身所具有的深刻的内在价值而成为评估社会发展的一个重要
维度，健康的生活是人们普遍认为有价值去追求并实现的最终目标之一。人们对
健康的需求来自于下面两个方面：一方面，作为消费品的健康直接影响到人们的
效用，显然健康的身体会增加人们的效用，疾病会带来效用损失；另一方面，健
康作为投资品，健康资本增加可以有更多的可利用时间，从而得以更多地参与市
场和非市场活动，带来更多的收入，因而影响可以增加效用水平。而同时，人类
健康水平受到多种因素的影响，比如经济发展水平、教育水平、环境质量、营养
水平等。
从现实看，中国国民的健康水平在过去的20多年中有了显著的提高，国民
的健康水平已经达NT发展中国家的较高水平。人均期望寿命从建国初的35岁，
提高到目前的71．8岁；婴儿死亡率，从建国初的200％0下降到目前25．5‰；孕
产妇死亡率，从建国初的1500／10万，下降到目前的50．2／10万(国家卫生部)。
但另一方面，根据全国第三次卫生服务调查，低收入群体的健康状况不容乐观，
贫困地区、低收入人群、弱势人群公共卫生服务都处于较低水平。在同一地区，
低收入人群的公共卫生服务与高收入人群差距明显，卫生服务可及性差严重制约
了低收入人群和边远农村地区居民的卫生服务利用(全国第三次卫生服务调查)。
可以看出，虽然我国国民的健康水平有了很大的提高，但是健康状况的不平等现
象却在日益加剧。
本文重点从收入差距这一社会经济发展这一维度入手，来分析我国农村居民
的健康状况。迄今为止，关注中国收入差距与健康问题的文献，仅限于Li and
Zhu(2006)。他们利用CHNSl993年的截面数据，采用社区层面的基尼系数和泰
尔指数度量收入差距，以自评健康、日常生活活动(ADL)以及健康的行为等多
项指标度量健康，发现收入差距与自评健康存在着“倒u”形的关系。并且研究
发现绝大多数样本处在“倒U”的左边，即在1993年，中国的收入差距扩大，
有助于人们健康水平的提高。但是我们利用CHNSl997年和2000年的面板数据，
发现经过4年及更长的时间以后，在中国农村的大部分地区，尤其是高收入差距
地区，收入差距的持续扩大显然不利于健康的改善，且会导致健康不平等的加剧。
同时，我们从政策角度，提出了此研究中所需的更具有政策含义的问题。一是收
入差距是否可能通过影响公共品的提供而影响到健康，二是收入差距对不同收入
群体的健康是否有不同的影响。这些研究将为制定相关的政策以缓解收入差距可
能对公共品提供造成的不利影响，以及帮助低收入群体改善健康等问题提供科学
的依据。
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1按照世界卫生组织确定的标准，衡量一个国家民众健康水平主要有三大指标：一是人均期
望寿命，二是婴儿死亡率，三是孕产妇死亡率。
2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，
2005，7，第38页；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，第29页。城镇的基尼系数来源于国家统计局，《从基尼系数看贫富差距》，
<中国国情国力》，2001年第1期。2000--2003年数据引自：孔泾源，‘中国居民收入分配
年度报告(2004)}，北京：经济科学出版社。
3调查涉及的8个省为：湖南、辽宁、山东、江苏、河南、湖北、广西和贵州
4关于收入与健康之间的关系假说除了上述提到的外，还有Deprivation Hypothesis(收入
与贫困线的比较)，Relative Position Hypothesis(个人在收入分布中的位置)。
5社会资本是指能够通过协调的行动来提高经济效率的网络、信任和规范(Putnam et aL，
1993)。即市民之间的信任、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特征。
6有关收入差距与投资以及经济增长之间的机制，可以参考Roland Benabou(1996)；
Phillipe Aghion et aL(1999)；Pranab Bardhan et a1．(2000)等。
7即Robin Hood Index(硼I)，是对收入著距的一种衡量。计算方法为：将总人口按收入水平
分为十等份，计算每10％人口的收入占总收入的比例，再将所有大于10％的收入比例加总后
减去收入比例大于10％的人口组与10％的乘积。即可得到罗宾汉指数。
4尤其是对低收入人群，IIH假说非常显著。
9只有在中等收入人群或对贫困敏感的收入差距指标下，IIH假说成立。
10如果把中阋收入人群的收入转移到最高收入10％的人群中，则这一指标被减小，但是基尼
系数却在增大。如使用这两个指标与死亡率进行回归，会得到不同的结果(Franzini etaL，
2001)
“所谓转移原理指给定一组人，如果从富人收入中拿出一部分钱。转移到穷人的收入中，那
么收入不均等程度应该下降。
”在许多文献中也称为“生态谬误(ecological fallacy)”。实际上，生态谬误、统计假象
以及总体偏误是同一含义。
”Mellor and Milyo(2002)发现，再加入地区哑变量后，收入差距与健康之间的关系就变
得不显著了，因此他认为可能地区变量本身就和此地的医疗公共品的供给、基础医疗卫生服
务等因素相关，尤其是当此地的收入差距的差异不是很大时候，即使收入差距对健康有重要
的影响，但是计量的结果两者却不显著。
“详细的描述和结果参见Kawachi and Kennedy，1999。
”在计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
进行计算分析。
”有关交互项所估算的偏效应可以参见Ai and Norton(2003)。
”1997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。
致谢
光阴荏苒，一晃已是接近毕业的季节了。在校三年，有太多的东西值得我留
恋和回味的，美丽的校园，谆谆善诱的老师们，情深意厚的同门们⋯⋯。犹记
得2004年刚迈进校门时，还懵懵懂懂，迷茫得不知路在何方，但三年后的今天，
再重新回视自己，发现虽然一路上磕磕碰碰，但收获颇丰。
我非常感谢导师袁志刚教授对我的教诲和帮助。犹记得，他说，经济学是
座大山，并不是每个人都能攀登上去的。当时年少轻狂，觉得他言过其实，有点
危言耸昕。但是三年后的今天，却真真切切地体会到这层含义，并发现自己还站
在这座山脚下，仰视高不可测的顶峰。我想不管是否有天分或勇气攀登这座大山，
但是真的很幸运能在他所主持的就业和社保中心学习，感谢他所提供的良好平
台，并创造一系列的学术和实践机会，让我得到锻炼，并受益匪浅。
此篇论文是从2005年7月开始构思，在封进师姐的帮助和梳理下逐步成
形。此后在一年多的时间里，在她的指导下，不断加以完善，最终出炉。作为
我主要指导教师之一，我非常感谢她的耐心指导和帮助。她不仅在学术上牵引
我，让我获得了长足的进步，且受益匪浅，而且在生活中，她也给予我很多的
开导和帮助，让我明白很多做人处事的道理。如今，我将要踏上工作的旅途，
不管未来向何处去，这段记忆都将是我备加珍藏的。
另外，我非常感谢陆铭、樊潇彦、宋铮、陈钊和章元等老师以及中心张爽、
孙刚和葛劲峰等同学对我论文的建议和帮助。同时也感谢芬兰联合国大学Wider
会议“Advancing Health Equity'’、第三届女经济学者国际研讨会、第六届中国
青年经济学者论坛参会者的讨论。最后我也感谢家人和亲戚朋友一直以来对我学
习的支持和鼓励。
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