城市化、城鄉收入差距對城鄉醫療支出差異影響的實證檢驗

馬智利，張麗芳，李厚健

（重慶大學 貿易與行政學院，重慶 400030）

0 引言

城鄉醫療支出的公平性對統籌城鄉社會發展、促進中國經濟增長具有特別重要的意義，因而相關研究廣泛而深刻。然而，縱觀有關城鄉醫療支出差異的研究，鮮有直接對城市化、城鄉收入差距與城鄉醫療支出差異之間關系進行實證研究的文獻。大部分文獻關注的是，中國居民醫療支出差異及影響因素（Bloom and Gu，1997；Smith，1998；魏眾、B 古斯塔夫森，2005；林相森、舒元，2007；陳在余，2007）。 雖然城市化、城鄉收入差距也是城鄉醫療支出差異的重要影響因素，但大部分文獻關注的影響因素是地區收入差距、醫療服務價格和政策傾向等。在這些影響因素中城鄉收入差距被認為是拉大城鄉醫療支出差異的重要前提與條件，并廣泛應用于國家對醫療體制改革的政策含義之中。事實上，如果從這個被大多數研究者證明的假設出發，那么城市化將被自然地看作是拉大城鄉醫療支出差異的重要因素之一。因為大多數文獻表明城市化是造成城鄉收入差距擴大的原因 （程開明、李金昌，2007）。然而城市化究竟是擴大還是縮小了城鄉醫療支出差異？這個問題既是對同類研究的新發展，也是理解城市化和城鄉收入差距對城鄉醫療支出差異影響所要回答的核心問題。

1 理論分析及推導

在我國實施嚴格戶籍管理和限制城鄉自由流動的二元結構下，農村居民轉為城市居民主要通過戶籍買賣、農地征用、子女考上大學及城鄉聯姻等幾種渠道 （陳釗、陸銘，2004）。通過這些渠道，一些富裕的農民就可能成為城市居民，如果這種現象持續下去的話，那么一部分貧困的農民會繼續留在農村，而大部分富裕的農民會變成城市居民，這樣城鄉收入差距就有可能進一步拉大。如果城市居民和農民對醫療支出的比例一致的話，那么隨著城鄉收入差距的擴大，

假設5：假設農村人均收入為1，城鎮人均收入為x,由此，城鎮收入比重為，等式右邊同時除以N，則有相應的農村收入比重為1-Y，城鄉收入差距比為x。城鄉醫療支出差異也會進一步擴大。另外，人口轉移促使城市規模擴大，城市規模、聚集效應更為明顯，生產效率提高，增加城市居民收入水平；而且，為緩解因農村人口流向城市引起的城市基礎設施供需矛盾，更多投資將投向城市基礎設施建設,投向農村的資金相應減少，影響農村居民收入增長，導致城鄉收入差距擴大（程開明、李金昌，2007），進而城鄉醫療支出也會進一步拉大。

為了分析城市化如何影響城鄉醫療支出差異，本文借鑒一些已有研究（Robinson，1976;Anand，1993；陳宗勝，1994；周云波，2007）的基本假設,并根據研究的需要做了一定的修正，具體包括：

假設1：假設整個經濟社會分為農村與城鎮兩個體系。

假設2：假設人口總量為N，其中農村人口為Nr,城鎮人口為Nu,總人口為N,由此，城鎮人口比重R=Nu/N，則農村人口的比重為1-R。

假設3：假設農村內部不存在收入差距，城鎮內部也不存在收入差距。

假設4：農村和城鎮人口對醫療支出比例都是相同的，即為P。

分別求公式（1）關于R和x的一階導數，進一步整理后則有：

根據公式（2）可知，城鎮人口比重是t的增函數，也就是隨著城市化的加劇，城鄉醫療支出差異會進一步拉大。

根據公式(3)可知，城鄉收入差距x是t的增函數，即隨著城鄉收入差距的拉大，城鄉醫療支出差異會進一步擴大。

2 計量模型、數據來源

2.1 計量模型

由于城鄉醫療支出分開統計時間較晚，這使得可利用的樣本觀測值是有限的，因此簡單的模型應用就變得非常必要，而且這些模型只考察本文需要關心的基本內容，在這里本文引入以下函數來考察城市化、城鄉收入差距與城鄉醫療支出差異之間的關系。

y=f(ur,gap) （4）

其中y代表城鄉醫療支出差異，ur代表城市化，gap代表城鄉收入差距，對方程（4）取全微分，就得到下式：

由以往的研究文獻可知影響城鄉收入的因素較多，因此本文根據以往研究結論給出式（6）來反映城鄉收入差距影響因素的函數方程。

其中pgdp表示人均gdp，fdi表示外商直接投資，trade表示對外貿易依存度。同樣對式（6）取全微分，可以得到：

在式(9)中分別用系數α1替代城市化的邊際效應，α2替代人均gdp的邊際效應，α3替代外商直接投資的邊際效應，α4替代國際貿易的邊際效應，把系數代入式（9）得：

如果不考慮收入分配結構、分配制度和政府政策行為等其他因素的影響，利用模型(10)可以分析城市化、城鄉收入差距對城鄉醫療支出差異的影響，于是得到本研究的計量模型為：

其中hgdp代表城鄉醫療支出差異，a0代表常數項，u代表隨機誤差項。由于在實證檢驗之前首先需要克服的難題是變量的內生性問題。由于在模型之外尋找模型中變量的工具變量是非常困難的，所以本文將在模型范圍內尋找有效的工具變量。由Arellano and Bond(1991)提出并經Blundell and Bond(1998)發展的系統廣義矩估計(System GMM)是目前解決這一問題的最有效的估計方法。于是本文用于計量檢驗的回歸模型就可以轉換為：

上述回歸模型中的下標i和t分別表示第i個省份的第t年；v是不可觀測的地區效應；ε則是隨機擾動項。

2.2 數據說明

本文所使用的數據均來自于1991～2007年的《中國統計年鑒》以及 《中國衛生統計年鑒》，其中城鄉醫療支出比例(hgap)是指城市醫療支出費用與農村醫療支出費用的比值，并根據城市物價指數與農村物價指數分別對城市醫療支出費用與農村醫療支出費用進行物價因素的剔除，由于《中國衛生統計年鑒》對城市與農村醫療支出費用的統計是從1990年開始的，所以本文研究的起始時間點是1990年，同時這兩個指標值均來自于《中國衛生統計年鑒》；城鎮人口和農村人口指標值來源于《中國統計年鑒》，用城鎮人口指標沒有做其他特殊處理；人均國內生產總值（pgdp）指標值來源于各省市的統計年鑒，并且以1990年為基期，按照可比價進行計算；城鄉收入比是指城鎮居民人均可支配收入與農村人均純收入之比，其具體數據值也來源于各省市的統計年鑒，對外直接投資與GDP的比例（fdi）來源于各省市的統計年鑒，對外貿易依存度（trade）為當年的進出口總額占GDP的比重，具體數據值來源于各省市的統計年鑒。部分缺失數據利用二次指數平滑進行預測，阻尼系數設為0.5。上述諸變量的描述性統計見表1。

表1 諸變量描述性統計

3 實證檢驗結果與分析

本文采用系統GMM二步估計完成了對回歸方程的擬合，結果整理匯報在了表2中。表2中匯報的相關統計檢驗結果是令人滿意的，Hansen過度識別檢驗的P值沒有拒絕工具變量的選取滿足過度識別約束條件的原假設，意味著總體工具變量的選取是有效的；另外，AR(1)和AR(2)檢驗的P值也說明殘差僅存在一階自相關而不存在二階自相關。

我們首先關注城市化的城鄉醫療支出差異效應。表2匯報的結果顯示，變量ur在各列中顯著為正，這支持了本文的理論推導結果。這個結果可能的主要解釋有2個方面：其一，在經濟發展過程中，首先是農村人口中少數具有一定技能和資本的高收入人群進入城市中的工業部門，這使得留下來的農村人口收入水平較以前更為低下，而收入是決定人們醫療支出的關鍵因素(封進，秦蓓，2006),因此城市化加劇了城鄉醫療支出差異；其二，由于政府長期以來的城市政策傾向，使得城鄉收入差距拉大，而城市化過程中，政府面臨著更大的城市財政支出，在財政收入總量不變的前提下，政府對農村的財政支出補貼就相應的減少了，這影響了農村居民基于醫療支出以外其他消費因素的考慮，而相應的減少了醫療支出。但我們現在并沒有確鑿的證據來支持上述二種解釋中的某一個，最有可能或者說合理的解釋是上述二方面的原因都是存在的。

其次，城鄉收入差距變量是我們關注的另外一個焦點。大量的文獻就城鄉收入差距是否拉大了城鄉醫療支出差異還存在一定的分歧，但是從本文的回歸結果可以看出城鄉收入差距顯著的拉大了城鄉醫療支出差異，其中城鄉收入差距(gap)每增加1%大約能夠使城鄉醫療支出差異增加0.20～0.21%，就大多數文獻給出的解釋是，城鄉居民收入與醫療保健支出之間存在較為明顯的相關性，由于農村居民收入遠低于城鎮居民，其邊際醫療保健支出傾向小于城鎮居民邊際醫療保健支出傾向(顧衛兵，張東剛，2008)。

綜合評價，本文此處的估計結果無疑說明，城市化和城鄉收入差距都拉大了城鄉醫療支出差異，因此經驗研究結果為本文的理論模型提供了較為有力的證據。在經濟發展過程中，一方面，長期的城市政策傾向顯著拉大了城鄉收入差距，而在城市化過程中，具有豐富稟賦的人力資源流入了城市，從而推動了城市經濟的快速發展，這兩種效應綜合作用于城鄉醫療支出差異，因此不良的結果就產生了；另一方面，城市和農村之間的貿易形成了一個剪刀差，農村向城市供給初級產品，然后經過城市的產品加工最終形成工業產品，這些工業產品又構成農民不可缺少的生產生活資料，在這種初級產品與工業產品的交換過程中，農民的收入就完全抵消在交易過程中的巨大差價之中，因而農民在基于其他消費因素考慮的同時也就導致了醫療需求不足的狀態。

控制變量的估計結果符合我們的理論預期。首先，人均GDP(pgdp)的估計系數顯著為正說明經濟增長引致了城鄉醫療支出差異的上升，主要原因可能是由于社會財富的積累能夠使得貧富差距呈現出“馬太效應”，雖然社會財富的積累也相應增加了農村可用于醫療支出的資源存量，但中國目前的經濟發展水平可能正處于前者的效應占主導的階段。20世紀90年代以后我國進入了全面的社會主義市場化階段，市場化程度提升導致公共醫療服務水平下降和公共醫療設施的減少，政府對農村醫療衛生的補貼減少，從而降低了低收入農民醫療可及性并提高了他們的就診費用，使得低收入農民的醫療支付能力下降(封進，秦蓓，2006)。其次，外商直接投資(fdi)和對外貿易依存度(trade)均顯著加劇了城鄉醫療支出差異，主要原因在于FDI通過調整中國的產業結構和就業結構縮小了城鄉收入差距，但通過推動貿易自由化擴大了城鄉收入差距(張廣勝，周娟，2009)，這樣就從收入上拉大了城鄉醫療支出差異；對外貿易依存度對城鄉醫療支出差異有顯著的正向作用，因為根據國際貿易收入理論，城市居民屬于富裕要素所有者，他們將從貿易中獲利，而農村居民屬于稀缺要素所有者，他們將因貿易而受損，因此貿易自由化程度越強，城鄉居民各自獲利差距就越大，那么城鄉醫療支出差異就會越大。

表2 系統GMM二步估計結果

4 結論及政策含義

理論推導過程證明了隨著城市化的推進、城鄉收入差距的進一步拉大，城鄉醫療支出差異也會逐步擴大，實證研究結果支持了本文的理論推導，同時實證結果顯示：1990～2006年間中國城市化，城鄉收入差距的提高都能夠顯著地拉大城鄉醫療支出差異，長期以來的城市偏向政策導致了城鄉收入差別的拉大與“二元結構”的強化，同時對農村居民醫療支出起到了抑制作用，使得農村居民醫療需求長期處于不足狀態，這不僅有礙于農村居民健康水平的提高，而且還會進一步拉大城鄉收入差距；同時，城在市化進程中，政府財政補貼的城市傾向導致更少的財政補貼流入農村的各項基礎設施建設之中，這就壓抑了農村居民對醫療支出的強烈愿望，使得他們在考慮醫療支出的同時，還需顧及其他影響他們消費支出的重要因素。但是這一結論并不能得出城市化與城鄉醫療支出差異是“魚與熊掌”之間的關系，隨著科技的進步，經濟水平的進一步提高，城鄉居民的醫療支出差異會逐步下降，中國城鄉居民醫療支出差異會不會與城市化及城鄉醫療支出呈現出“U”型的關系還需后續研究者進一步論證。

在中國統籌城鄉發展的目標是不可動搖的，由于中國處于各方面轉軌的“關鍵時期”，因此在城市化進程中，城鄉醫療支出差異的擴大是暫時的，中國經濟健康發展的未來方向始終是縮小城鄉差異，走向共同富裕。為了實現這一目標，中國公共部門必須防止公共政策的功能失衡，防止因追求政府績效而導致公共投資作用效果的喪失。農村作為中國經濟增長的根基，因此需要從長遠著眼，使得更多的財政補貼流向農村。在城市化過程中，要激勵優秀人才留在農村，幫助農村居民實現以科技提高收入水平，以改革促進農村經濟發展，以科學的發展觀武裝頭腦，不斷地推進農村經濟發展的進程。

[1]程開明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉收入差距的作用機制及動態分析[J].數量經濟技術經濟研究，2007,（7）.

[2]周云波.城市化、城鄉差距以及全國居民總體收入差距的變動[J].經濟學季刊,2009，8（4）.

[3]Robinson,S.A Note on the U Hypothesis Relating Income Inequality and Economic Development[J].American Economic Review,1976,66(3).

[4]Anand,S.The Kuznets Process and the Inequality Development Relationship[J].Journal of Development Economics,1993,40(1).

[5]陳宗勝.倒U曲線的“階梯形”變異[J].經濟研究，1994,(5).

[6]封進，秦蓓.中國農村醫療消費行為變化及其政策含義[J].世界經濟文匯,2006,(1).

[7]顧衛兵，張東剛.城鄉居民收入與醫療保健支出關系的實證分析[J].消費經濟,2008，24(1).