城鄉(xiāng)居民的收入差距與醫(yī)療衛(wèi)生投入的關聯(lián)性
——基于河南省2003～2014年面板數(shù)據(jù)的實證研究

張富田

(許昌學院 商學院，河南 許昌 461000)

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城鄉(xiāng)居民的收入差距與醫(yī)療衛(wèi)生投入的關聯(lián)性
——基于河南省2003～2014年面板數(shù)據(jù)的實證研究

張富田

(許昌學院 商學院，河南 許昌 461000)

城鄉(xiāng)居民的收入差距主要因素來自于城鄉(xiāng)居民人力資本水平的差異，其中與醫(yī)療衛(wèi)生相關的城鄉(xiāng)居民健康水平差距是城鄉(xiāng)居民人力資本差距的重要組成部分，通過對區(qū)域2003～2014年的面板數(shù)據(jù)進行建模和實證檢驗，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有以政府財政為主導的醫(yī)療衛(wèi)生體制是導致城鄉(xiāng)居民收入差距擴大的主要原因，而民營醫(yī)療衛(wèi)生投入對降低城鄉(xiāng)居民的收入差距有微弱影響，并根據(jù)實證檢驗的結果提出改革現(xiàn)有的醫(yī)療衛(wèi)生投入體制的建議。

城鄉(xiāng)居民；收入差距；醫(yī)療衛(wèi)生；投入；關聯(lián)性

中國的經濟轉型進程基本保持了帕累托改進的特征，在不觸動既得利益者的前提條件下進行的利益重新配置，雖然基本尊重了市場交換的效率準則，但是并不能保證經濟增長的成果惠及全體社會階層。隨著經濟年均接近10%的高速增長的同時，居民的絕對收入差距也呈逐年遞增的趨勢，從2000年開始，我國的基尼系數(shù)已越過了0.4的國際警戒線，至2014年為0.469。與此同時，國內的產業(yè)結構調整緩慢，內需不足，更為嚴重的是社會不同階層之間產生分裂。雖然居民收入差距可以分為不同類型居民的組間收入差距和組內收入差距，但是因為我國的二元經濟特征，導致我國居民收入差距的因素主要來自不同居民類型間的組間收入差距，即城鄉(xiāng)居民間的收入差距。在市場原教旨主義的條件下，不同階層的收入差距很難在短期自發(fā)的彌補，或者根本無法進行彌補，而這就需要政府通過財政手段縮短此進程，促使經濟平緩持續(xù)的增長。在現(xiàn)有的研究中支持居民的人力資本水平決定著居民的收入水平，居民的人力資本積累水平的差距決定了收入差距。有研究表明，我國居民的收入與其人力資本投資間存在著長期穩(wěn)定的雙向因果關系[1]33-37。而決定居民人力資本水平的主要因素是教育和居民的健康狀況[2]23-29。但是相比較教育投資的長期性和間接性，健康投資具有短期性和直接可控的特征。政府的財政投資對居民的健康狀況更具有直接的影響，并影響著城鄉(xiāng)居民的收入差距。

一、問題的提出

現(xiàn)有研究居民收入對健康水平的影響主要從兩個角度入手，一個角度是從居民個體性需要的角度研究；另一個角度是從居民的群體性需要的角度研究。并由此形成了兩個假說，絕對收入假說和相對收入假說，絕對收入假說認為健康狀態(tài)隨著平均收入的增加而上升，但邊際貢獻率隨著收入的上升而下降[3]54。相對收入假說認為群體的健康水平也依賴于社會收入不公平的程度，收入不公平對低收入人群的健康造成負面影響，還會對全社會整體人群有負面影響[4]33。不同國家的實證研究表明，收入差距的基尼系數(shù)大多和健康呈現(xiàn)負相關關系。根據(jù)羅杰斯的跨國數(shù)據(jù)研究表明，基尼系數(shù)度量的收入差距和總體健康水平呈現(xiàn)負相關關系[5]。如果用不同居民滯后期的收入差距指標對健康回歸發(fā)現(xiàn)，發(fā)現(xiàn)對健康也會產生影響，對于年齡超過45歲的居民，收入滯后指標影響健康的效果更加明顯[6]54。但是也有研究表明，微觀水平上的收入差距指標與自評健康沒有顯著關系[7]14-26。

一般認為收入差距對健康的影響途徑存在三種方式。第一種觀點認為收入不公平對社會下層人群產生一種心理的壓力，收入不公平不僅影響社會環(huán)境而且通過失望、失控與缺少自尊而直接影響個人，這些感情通過壓力而影響健康，社會地位喪失不斷產生的壓力直接導致健康惡化與高死亡率，對人類健康或長壽來講，收入的不公平性比絕對收入具有更重要的作用。第二種觀點認為收入不公平對健康的影響是通過廣泛的人性的、物質的、衛(wèi)生與社會基礎的投資不足以及缺少保護與個人資源來產生綜合影響，富人毫無疑問的可以通過使用自己的錢去購買私立教育和醫(yī)療等而變得更富裕，卻越來越不愿意支持使整個社會收益的公共支出，而投資不足反過來通過降低個人的可用資源以及破壞醫(yī)療系統(tǒng)影響健康。第三種觀點認為心理環(huán)境的質量是收入不公平與健康的主要作用機理，收入不公平反映了個人與社區(qū)之間絕對差異的形式，收入不公平程度的上升降低了社會凝聚力，社會凝聚力的下降必然對整個社會群體的健康不利，隨著收入差距的拉大，社會凝聚力會被破壞。

國內的研究更多的關注政府在居民健康投資中所起的作用，而非關注收入差距與居民健康的傳導途徑研究。如李永友和沈坤榮(2007)的實證研究認為收入分配的差距導致了社會相對貧困水平的上升，政府的財政支出對貧困水平的作用非常有限，醫(yī)療衛(wèi)生還在某種程度上擴大了相對貧困水平[8]。王懷明(2011)等人的研究也認為農村內部收入差距和城鄉(xiāng)收入差距的擴大均會對農村居民健康產生不利影響，而收入差距對農村居民健康產生的負面影響要大于農村居民收入提高的正面影響[9]120-128。陳剛和李樹(2010)的研究表明包括醫(yī)療衛(wèi)生在內的各種社會性支出的效率差異是產生區(qū)域收入差距的原因[10]3-17。封進和余央央(2007)認為收入差距會影響到公共衛(wèi)生設施的供給，收入差距的擴大還會加強收入效應[11]79-88。但是也有研究表明，政府醫(yī)療衛(wèi)生的投入降低了收入差距對城鄉(xiāng)居民幸福感的負面影響[12]41-55。

現(xiàn)有的研究基本都是對政府財政支出與城鄉(xiāng)居民收入差距的某個環(huán)節(jié)進行研究，但是沒有對政府醫(yī)療衛(wèi)生投入對城鄉(xiāng)居民的收入差距總體效果進行評估，并且基本上都是倒敘的表述，即居民收入差距對健康的影響，而沒有考慮其雙向因果關系。本文建立基于面板協(xié)整的誤差修正模型(VEC)對區(qū)域政府的醫(yī)療衛(wèi)生投入影響居民收入差距的途徑進行長期和短期的分析，并對地方政府的醫(yī)療衛(wèi)生政策提出建議。

二、數(shù)據(jù)來源與說明

(一)指標選取

1.城鄉(xiāng)收入差距指標

為了數(shù)據(jù)的選取方便，本文用ID表示城鄉(xiāng)居民的收入差距指標，即用城市居民的人均可支配收入與農村居民的人均純收入之比，為了統(tǒng)一口徑，用各地區(qū)的城市消費價格指數(shù)和農村消費價格指數(shù)對收入數(shù)據(jù)進行了處理。

2.醫(yī)療衛(wèi)生投入指標

衡量居民獲得的醫(yī)療衛(wèi)生狀況需要從兩個方面考察，一是居民獲取的政府投入的醫(yī)療衛(wèi)生服務，本文用各市財政一般預算支出中的人均醫(yī)療衛(wèi)生支出(health)進行表示，為了統(tǒng)一口徑，本文用1978年作為基數(shù)的物價指數(shù)進行了整理。另外還要考慮居民獲得的非政府投入的醫(yī)療衛(wèi)生服務，囿于數(shù)據(jù)的獲取，本文用各市歷年衛(wèi)生技術人員的數(shù)量(mpop)作為替代，并且根據(jù)各市的人口進行了平均。

(二)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療衛(wèi)生投入與城鄉(xiāng)收入差距的面板協(xié)整模型的設定

本文設定城鄉(xiāng)居民收入差距和政府居民人均醫(yī)療衛(wèi)生投入及居民人均醫(yī)療衛(wèi)生技術人員的數(shù)量的面板協(xié)整模型為

(1)

如果模型經過單位根檢驗為面板協(xié)整模型，則根據(jù)格蘭杰表述定理，面板協(xié)整模型所對應的面板誤差修正模型(P-VEC)為

(2)

ai為誤差修正速度，反映城鄉(xiāng)收入差距與居民醫(yī)療服務間的長期關系對城鄉(xiāng)收入差距短期變化所產生的調節(jié)效應。如果ai為負值且顯著，則支持模型為面板協(xié)整關系并且模型穩(wěn)定收斂。β1i和β2i表示城鄉(xiāng)居民收入差距與政府的醫(yī)療衛(wèi)生投入及人均的醫(yī)療衛(wèi)生服務人員占有量之間的長期關系。φ1i和φ2i反映了城鄉(xiāng)居民收入差距與政府的醫(yī)療投入及醫(yī)療衛(wèi)生服務人員占有量之間的短期調整關系。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源于河南省統(tǒng)計年鑒，因為自1999年開始進行了衛(wèi)生醫(yī)療體制改革，并且近十年是城鄉(xiāng)居民收入差距急劇擴大的時期，所以選取的數(shù)據(jù)應當在2000年后。并由于河南省財政統(tǒng)計方法自2003年開始進行了調整，所以本文選取的數(shù)據(jù)是2003年至2014年河南省各市的面板數(shù)據(jù)。

河南省各地區(qū)數(shù)據(jù)統(tǒng)計描述見表1。

三、城鄉(xiāng)居民收入差距與醫(yī)療衛(wèi)生投入相關性的實證研究

為了研究非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)之間是否存在協(xié)整關系，必須先要保證非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)是同階單整的，這樣才能保證面板數(shù)據(jù)回歸的殘差項是平穩(wěn)序列，及面板數(shù)據(jù)存在協(xié)整關系。

(一)各變量的面板單位根檢驗

為了增強面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果的可靠性，本文分別用相同單位根的LLC檢驗，ADF檢驗及IPS檢驗對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。見表2。

根據(jù)各面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果可得，log(ID)的LLC檢驗結果，ADF檢驗結果及IPS檢驗結果都表明不能拒絕存在單位根的假設。log(ID)的一階差分單位根檢驗結果中，LLC檢驗表明不存在單位根，ADF檢驗和IPS檢驗表明在10%的顯著性水平下平穩(wěn)。則認為log(ID)是一階單整過程(I1)。log(health)的LLC檢驗，ADF檢驗和IPS檢驗表明其為非平穩(wěn)過程，log(health)的一階差分單位根檢驗表明，LLC檢驗判斷其為平穩(wěn)過程，ADF檢驗和IPS檢驗判斷其為10%顯著性條件下的平穩(wěn)過程，所以認為其為一階單整過程(I1)。log(mpop)單位根的LLC檢驗，ADF檢驗和IPS檢驗均判斷其為非平穩(wěn)過程，log(mpop)的一階差分單位根檢驗中，LLC檢驗和ADF檢驗均認為其在5%顯著性水平下為平穩(wěn)過程，IPS檢驗其在10%顯著性水平下為平穩(wěn)過程，所以認為其為一階單整過程(I1)。

(二)協(xié)整檢驗與誤差修正模型的建立

在驗證了面板數(shù)據(jù)存在同階單整關系的基礎上，還需要驗證面板數(shù)據(jù)之間是否存在協(xié)整關系，一般認為只要回歸的殘差項是平穩(wěn)的，即能確定面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關系。根據(jù)這種原理，本文采用基于E-G兩步法的Pedroni方法。以回歸殘差項為基礎構造出7個統(tǒng)計量進行面板協(xié)整檢驗，結果如下：

根據(jù)面板協(xié)整檢驗的結果可知，Panel PP-Statistic，Panel ADF-Statistic，Group PP-Statistic和Group ADF-Statistic都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關系。

根據(jù)式(1)，如果要建立面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型首先要建立面板數(shù)據(jù)的協(xié)整方程，因為本文研究的問題在于解釋不同面板數(shù)據(jù)之間的相互關系，而不是考察各個截面?zhèn)€體之間的關系，所以本文采用混合面板數(shù)據(jù)建立協(xié)整方程，為了減少截面數(shù)據(jù)的異方差對估計結果的影響，用截面數(shù)據(jù)的加權最小二乘法對混合面板數(shù)據(jù)進行估計，結果如下：

(3)

Adjust R2=0.719731 F統(tǒng)計量=161.0240

根據(jù)協(xié)整方程可以看出，模型的擬合程度較好，并且截距項和log(health)的參數(shù)在1%的置信度下顯著，log(mpop)在5%的置信度下顯著。

表1 分地區(qū)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述

表2 面板數(shù)據(jù)變量單位根檢驗結果

表3 面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗結果

根據(jù)式2建立面板數(shù)據(jù)的誤差修正模型，需要將協(xié)整方程的隨機誤差項作為長期調整參數(shù)代入到估計方程中，同樣采用截面數(shù)據(jù)的加權最小二乘法進估計，結果如下：

(4)

根據(jù)誤差修正模型可以看出，△log(health)的短期調整系數(shù)在1%的置信度下顯著，△log(mpop)的短期調整系數(shù)在5%的置信水平下顯著，而長期調整系數(shù)在5%置信水平下表現(xiàn)為不顯著。

(三)格蘭杰因果檢驗

上述的協(xié)整分析表明，log(id)和log(health)之間，log(id)和log(mpop)之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系，利用長序列數(shù)據(jù)可以對其進行Granger因果關系檢驗，檢驗的結果如下：

Granger因果關系檢驗表明，在滯后1階的情況下，ln(ID)和ln(health)的雙向因果關系均不能拒絕原假設，在滯后2階和3階的情況下，不能拒ln(ID)和ln(health)存在單向的因果關系，在5%的置信水平下，認為ln(health)是ln(ID)的Granger原因。在滯后1階的情況下，ln(ID)和ln(mpop)的雙向因果關系均不能拒絕原假設，在滯后2階和3階，不能拒絕的情況下ln(ID)和ln(mpop)存在單向的因果關系，即認為在10%的置信水平下，ln(mpop)是ln(ID)的Granger原因。

表4 granger因果關系檢驗

四、結論和建議

(一)實證檢驗的結論

第一，通過面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗和誤差修正模型可以推測，政府財政控制的醫(yī)療投入對城鄉(xiāng)居民的收入差距有顯著正向影響，而非政府財政控制的醫(yī)療投入對城鄉(xiāng)居民的收入差距擴大具有較為微弱的負面影響。這反映了現(xiàn)有的政府醫(yī)療衛(wèi)生投入具有相當明顯的城市偏向，并且在農村醫(yī)療衛(wèi)生財政投入的效果也較為低效，非政府控制的民間醫(yī)療投入雖然對彌合城鄉(xiāng)收入差距起到一定作用，但是效果并不顯著，表明民營醫(yī)療機構雖然能夠部分彌補正規(guī)醫(yī)療機構的不足，但是如果僅僅依靠民間醫(yī)療機構的自我發(fā)展來抵消城鄉(xiāng)收入差距，將會是長期緩慢的過程。

第二，通過誤差修正模型可以推測，短期內不管是政府財政控制的醫(yī)療衛(wèi)生投入還是民間自發(fā)的醫(yī)療衛(wèi)生建設，都會促使城鄉(xiāng)收入差距的擴大，長期調整系數(shù)雖然為負值，但是影響力有限，并不能保證長期的城鄉(xiāng)收入差距會下降。也意味著，如果對現(xiàn)有的城鄉(xiāng)醫(yī)療衛(wèi)生體制不加以變革，導致的城鄉(xiāng)收入差距將呈現(xiàn)發(fā)散特征。

第三，面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關系檢驗表明，政府財政支持的醫(yī)療衛(wèi)生投入和民間自發(fā)的醫(yī)療衛(wèi)生建設均對城鄉(xiāng)居民收入差距有單向影響，但是政府財政支持的醫(yī)療衛(wèi)生投入對城鄉(xiāng)居民的收入差距影響更為直接和速效，民間自發(fā)的醫(yī)療衛(wèi)生建設對城鄉(xiāng)居民收入差距的影響較為間接和緩慢。即政府醫(yī)療衛(wèi)生政策對城鄉(xiāng)居民的收入差距承擔主要責任。

(二)降低城鄉(xiāng)居民收入差距的醫(yī)療衛(wèi)生政策建議

第一，應改革現(xiàn)有的以政府為主導的醫(yī)療衛(wèi)生體制，降低政府直接控制的醫(yī)療衛(wèi)生資源數(shù)量，將基層的醫(yī)療衛(wèi)生服務交由民營醫(yī)療機構完成，但是因為醫(yī)療衛(wèi)生服務的公共產品性質，政府必須對民營醫(yī)療機構實施適當?shù)目刂?，通過對民營醫(yī)療機構適當?shù)难a貼，一方面可以彌補公共產品市場提供的不足，還可以將政府的偏向和政策通過補貼顯示出來。

第二，改變現(xiàn)有的醫(yī)療衛(wèi)生資源分配比例，將更多的醫(yī)療資源通過政府財政投放在基層和農村，同時也需要改變現(xiàn)有的農村醫(yī)療衛(wèi)生體制，提高財政資金的使用效率，將更多的醫(yī)療衛(wèi)生投入通過政府購買的方式獲取。

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[責任編輯 樂 知]

The Gap between the Incomes of Urban and Rural Residents and Medical Health InvestmentConnection：Henan Province Based on 2003～2014 Panel Data of Empirical Studies

ZHANG Futian

(BusinessSchool,XuchangUniversity,Xuchang461000,China)

The main factors of the gap between the incomes of urban and rural residents are in the human capital level differences, among which the medical health related to health level of urban and rural residents is an important part. Through the panel data model and empirical test to the area of 2003～2014, it is found that the main reason for the income gap is the existing medical health system in urban and rural residents based on government fiscal, and private medical health investment has slightly influence to reducing the gap between the incomes of urban and rural residents. A suggestion is proposed to reform the existing medical health investment system according to the results of the empirical test.

urban and rural residents; income gap; medical health; investment; connection

2017-02-11

2015年度河南省教育廳人文社會科學研究項目“河南省城鄉(xiāng)居民收入差距與醫(yī)療衛(wèi)生投入的關聯(lián)性及其建議研究”(2015-QN-058)的階段性研究成果

張富田(1976- )，男，河南許昌人，許昌學院商學院副教授，經濟學博士，中南財經政法大學會計學博士后，主要從事金融學、會計學、制度經濟學研究。

F20

A

1671-8127(2017)03-0040-05