國民相對財富水平對國民健康水平的影響
——以埃塞俄比亞為例

池明錕

（悉尼大學經濟學院,澳大利亞 悉尼 2006）

1 域外國民健康水平概述

財富和收入分配對于國民健康的影響，一直是醫療保健政策制定的重要參考因素，而發展中國家兒童和青少年的健康狀況則被視為國民健康的先導指標，在“一帶一路”共建國家的發展中具有重要地位。

1.1 域外兒童健康發展情勢

2018年，在全球5歲以下兒童中，仍有1.49億出現生長遲緩，近5 000萬兒童處于消瘦狀態，其中南亞和非洲情況更為嚴峻。受貧困和社會排斥的影響，最弱勢的兒童面臨著最大的各種形式營養不良風險，并很可能遭受不可逆轉的損害，包括成年后身高矮小、收入下降以及受教育水平偏低，從而造成貧困的代際傳遞①。

1.2 “一帶一路”共建國家和地區國民健康危機逐漸顯現

埃塞俄比亞是“一帶一路”共建國家之一，也是我國推動區域合作和經濟發展的重要伙伴。根據世界銀行統計，埃塞俄比亞通過學習“中國模式”，引進中國資金和技術，在過去20年內GDP翻了近10倍，年均GDP增長率超過9%，人均GDP在2021年達到925美元，成為21世紀經濟增速最快的國家[1]。然而，其國民健康危機正逐漸顯現，埃塞俄比亞公共衛生研究所（EPHI）2019年的抽樣調查結果顯示，約37%的5歲以下兒童存在生長遲緩的問題[2]。與此同時，埃塞俄比亞的GDP年增長率從2015年的10.4%下降到2020年的6.1%[1]。Headey的研究數據顯示，埃塞俄比亞兒童生長遲緩的患病率每年僅下降1.4個百分點[3]。同時埃塞俄比亞的基尼系數從2010年的33.2%上升到2015年的35.0%。區域間貧富差距持續擴大及資源分配不均可能導致生長遲緩和營養不良人數進一步增加。

“一帶一路”沿線相對貧困地區的人群正承受著各種健康問題的重壓，單純地分析絕對財富增長與國民健康的關系無法滿足發展中國家社會發展的需求。區域間國民財富和基礎資源分配不平等及貧困的代際傳遞持續阻礙著經濟增長和國家發展。厘清相對財富水平對國民健康的影響，有助于“一帶一路”共建國家與地區因地制宜、“對癥下藥”，以最低的成本改善公共衛生和居民健康狀況，為突破經濟發展的瓶頸奠定堅實基礎，最終實現國民健康與經濟的共同發展。

2 文獻綜述

相對財富水平對健康的影響一直是一個備受關注的話題。已有許多研究探討了健康與財富之間的耦合效應及非線性漸變關系即“梯度”，其中普遍存在3種類型的解釋：健康對財富造成影響、財富對健康造成影響以及未觀察到的因素以相似方式同時影響著健康和財富。

早在1997年Barker就已提出，母親和胎兒的營養狀況對幼兒生理和晚年的疾病產生影響，幼兒時期的健康狀況對其成年后的健康水平具有顯著滯后效應[4]。1998年，Judge等學者發現，在一些發達工業國家中，收入不平等與國民健康平均水平的變化之間的聯系仍然存在爭議[5]。但在2002年，Deaton研究發現，以美國為代表，在較貧窮、受教育程度和社會地位較低的人群中，殘疾率和患病率要高得多[6]。同時，Kimhi在2003年的研究結果證明，人口出生時的預期壽命與國內生產總值密切相關，經濟增長和社會發展對埃塞俄比亞的人口健康有重大影響[7]。不僅如此，Van Den Berg等學者在2006年也提出，兒童時期的宏觀經濟環境對該對象所有年齡段的死亡率都有顯著影響[8]。類似的研究還包括Duc在2019年的發現，其指出在發展中國家，財富水平對男孩15歲時的身高水平具有顯著影響[9]。

余丹等學者在2021年已經證實了家庭財富凈值對居民健康的影響存在倒“U”型關系，即財富和健康存在梯度關系[10]。然而，在以往財富-健康梯度相關問題的研究中，研究人員通常聚焦于絕對財富與健康的關系，但隨著發展中國家經濟增速放緩和貧富差距的擴大，這種分析已不再完全適應社會的發展需求，有關城鄉收入分配的差距、區域發展不平衡及相對財富水平提升帶來的邊際收益遞減等與國民健康之間關系的研究有待完善。

當經濟發展承壓、社會總財富增長受到限制時，研究方向應側重于存量分配、區域協調發展及階級平衡。未來的研究可以探索城鄉收入差距的形成機制、影響因素以及其對國民健康的潛在影響。研究者還可以探討不同行業、不同地區和不同教育水平下的收入差距，如何與國民健康相關聯。同時，應考慮收入再分配政策、社會保障機制和教育醫療資源的公平分配等因素，以評估相對財富水平提升對國民健康的實際影響，以多學科的視角進行綜合研究，為發展中國家突破中等收入陷阱，實現社會公平與經濟可持續發展提供理論和實踐支持。

3 研究設計與模型構建

3.1 數據來源與設計

本文的數據來源于美國國際開發署（USAID）資助的人口統計和健康調查（DHS），其中有關埃塞俄比亞的調查數據由埃塞俄比亞公共衛生研究所（EPHI）于2019年3月至2019年6月收集[1]。通過對8 663個家庭的8 855名15歲～49歲婦女的采訪收集觀察性截面數據，調查內容包括家庭背景特征、主要人員信息及健康指標等。樣本采樣分兩個階段進行分層抽樣，共包含9個地區和2個行政城市，并分別劃分為城市和農村地區。

在剔除沒有孩子或5年前孩子已經死亡以及數據嚴重缺失的樣本后，最終得到有效樣本數據，共5 426個兒童及其家庭特征，約占初始樣本的62.6%。在研究中，選取了以下變量并給出了其來源說明。

（1）因變量——5歲以下兒童是否生長遲緩（ST）。

兒童時期的健康狀況對于全年齡的健康水平密切相關且具有顯著影響。因此，本文采用虛擬變量5歲以下兒童是否生長遲緩（ST）作為國民健康的代理變量。通過將兒童的年齡身高比與世界衛生組織兒童生長標準進行比較，計算出年齡身高Z評分（HAZ），以是否低于世界衛生組織兒童生長標準的2個標準差來判斷兒童是否生長遲緩，如果兒童生長遲緩，ST為1，否則為0。在線性概率模型下，因變量ST取值范圍為0～1，其值可表示為概率，1為100%。

（2）自變量——家庭財富水平指數（WI）。

本研究選取家庭財富水平指數（WI）作為其相對財富水平的代理變量。該指數根據家庭所擁有物品的數量和種類進行評分，包括電視、自行車、汽車等物品，以及飲用水來源和距離等家庭特征。評分結果將樣本中的家庭分為從貧困到富裕5個等級（1～5），每個等級包含總樣本家庭數量的20%。

（3）工具變量——家庭是否擁有銀行賬戶（BA）。

銀行賬戶（BA）表示該家庭是否有小額信貸或銀行賬戶，1表示有，0表示沒有。

（4）其他控制變量。

兒童月齡（Age，范圍為0～59個月）、身高測量方法（Method，1表示躺著，2表示站著）、兒童性別（Cgender，1表示男性，2表示女性）。此外，還有母親受教育的最長年限（Meduc）、家庭戶主的性別（Hgender，1表示男性，2表示女性）、家庭成員總數（Nmember）、家庭子女總數（Nchildren）、家庭所在地區（Place，1表示城市，2表示農村）、住處到飲用水源所需的時間（Wdistance，單位為min）、兒童體重（Cweight，單位為kg）以及家庭是否有通電（Electricity，1表示有，0表示沒有）。

各變量的描述性統計如表1所示。

表1 描述性統計分析

數據顯示，有效樣本中約77%的人口居住在農村地區，且通過表1中虛擬變量ST的均值可知，農村地區的生長遲緩兒童比例（39.1%）高于城市地區（24.4%）。此外，城鄉之間在平均財富水平、擁有銀行賬戶的家庭比例、母親受教育平均年限、住處到飲用水源所需的平均時間、電力的可及性等方面也存在較大差異。

3.2 回歸模型構建與設定

3.2.1 最小二乘法（OLS）

采用經典的最小二乘法模型是解決問題的最簡單方法之一。由于因變量為虛擬變量，所以該模型又被稱為線性概率模型。

式（1）中，STi表示兒童Ti是否生長遲緩；WIi為兒童i所在家庭財富水平指數；Xi為影響兒童Ti生長遲緩概率的其他k個控制變量，其中包括兒童月齡、身高測量方法和兒童體重等變量；β0為常數項；μi是隨機擾動項。

3.2.2 二階段最小二乘法（2SLS）

Michaud等學者在2004年經過研究得出結論，財富與健康之間耦合效應的方向是從健康到財富，即健康狀況良好的家庭更容易積累財富[11]。同時，可能存在一些未被觀測到的因素對家庭相對財富水平和國民健康產生影響。為了避免遺漏變量和雙向因果關系等內生性問題影響結果的準確性，在對變量進行篩選后，本研究使用家庭是否擁有銀行賬戶（BA）作為工具變量，采用二階段最小二乘法對式（1）進行估計。具體而言，首先考察家庭是否擁有銀行賬戶（BA）對家庭財富水平指數（WI）的影響。

第一階段回歸如下：

式（2）中，BA為虛擬工具變量，值為1時表示家庭擁有小額信貸或銀行賬戶，值為0時表示家庭沒有小額信貸或銀行賬戶。

在第二階段回歸中，用式（2）的家庭是否擁有銀行賬戶對家庭財富水平指數的擬合值代替式（1）中家庭財富水平指數進行估計，即

如果家庭是否擁有銀行賬戶是家庭財富水平指數的優秀有效工具變量，則β便代表著家庭財富水平指數對兒童生長遲緩概率的因果影響。如果β為負且顯著，表明家庭相對財富水平的提升可以減少兒童生長遲緩的概率，即能夠提高國民健康水平。同時，本文還通過比較工具變量在不同地區的效果來檢驗城鄉差異。

4 實證研究與結果分析

4.1 工具變量檢驗

為了判斷模型是否適用工具變量法，需要進行一系列檢驗。首先使用最小二乘法估計式（1）中家庭財富水平指數（WI）對5歲以下兒童生長遲緩概率（ST）的影響，回歸結果如表3回歸（1）所示，家庭財富水平指數（WI）的影響系數為-0.038，在1%的顯著性水平上顯著。在表3回歸（2）中加入其他控制變量后，家庭財富水平指數（WI）的相關系數轉為正值，但不顯著。表3回歸（3）使用Probit模型進行回歸，結果與回歸（2）近似。加入其他控制變量前后回歸結果的差異表明可能存在因素影響實證結果的準確性。考慮到可能存在的遺漏變量和雙向因果關系，需解決內生性問題以獲得準確的結論。

利用二階段最小二乘法進行回歸，第一階段回歸結果如表2所示，家庭是否擁有銀行賬戶（BA）對家庭財富水平指數（WI）的影響系數在不同地區均顯著，且在1%的顯著性水平上顯著。在使用工具變量法后，第二階段回歸結果如表3回歸（4）所示，家庭財富水平指數（WI）對兒童生長遲緩概率（ST）的影響系數變為-0.048，且在5%的顯著性水平上顯著。為了保證工具變量的有效性，需要對工具變量進行檢驗，以確保結果準確。

表2 家庭財富水平指數（WI）作為被解釋變量的實證估計結果

表3 兒童生長遲緩概率（ST）作為被解釋變量的實證估計結果

關于外生性檢驗，由于工具變量數量恰好等于內生解釋變量數量，因此難以使用過度識別檢驗。通過常識分析，可以認為家庭是否擁有銀行賬戶（BA）不能通過除家庭財富水平指數（WI）以外的變量來影響兒童生長遲緩概率（ST），因此可以假定工具變量為外生的且滿足排他性約束。此外，Shea's partial R-squared（R2）為0.154，F值為300.61，P值為0.000，Wald檢驗最小特征值為414.162且大于臨界值8.96，均表明工具變量不存在弱相關性問題。因此家庭是否擁有銀行賬戶（BA）是一個強工具變量。通過異方差穩健的Durbin-Wu-Hausman方法進行檢驗，P值為0.018 9，χ2為5.52，表明家庭財富水平指數（WI）為內生解釋變量，支持使用工具變量法進行估計。如果存在異方差，則可以采用廣義矩估計（GMM）并與二階段最小二乘法進行對比，表3結果顯示廣義矩估計的系數估計值與二階段最小二乘法的系數值幾乎一致。

4.2 結果分析

鑒于可能存在的內生性問題，本文在進行外生性分析和相關性檢驗后，采用銀行賬戶（BA）作為有效的工具變量，以揭示家庭相對財富水平與國民健康之間的關系。最終，得出以下實證結果。

第一，家庭相對財富水平對于降低兒童生長遲緩的概率和提高國民健康水平具有顯著作用。使用工具變量后，家庭財富水平指數（WI）對兒童生長遲緩概率（ST）的影響系數由不顯著變為-0.048且在5%的顯著性水平上顯著。這意味著在埃塞俄比亞，以家庭為單位，相對財富水平每提升一個等級（約20%人口為一等級），該家庭5歲以下的兒童生長遲緩概率降低4.8%。換言之，在總資源量一定的情況下，相對富裕家庭比相對貧窮家庭更容易獲得充足的營養、良好的醫療資源、優良的孕育兒童的環境，從而降低兒童生長遲緩的概率，進而達到更高的健康水平。

第二，家庭相對財富水平對國民健康的影響存在城鄉差異，僅在農村地區顯著。表3回歸的結果表明，在農村地區，家庭財富水平指數（WI）與兒童生長遲緩概率（ST）顯著負相關，家庭財富水平指數（WI）對兒童生長遲緩概率（ST）的影響系數為-0.048且在10%顯著性水平上顯著。這意味著在埃塞俄比亞農村地區，以家庭為單位，相對財富水平每提升一個等級，該家庭5歲以下的兒童生長遲緩概率下降4.8%，但家庭相對財富水平提升對兒童生長遲緩概率的影響在城市地區并不顯著。該現象可能源于城鄉基礎資源的差異。農村地區缺乏基礎設施，醫療和衛生覆蓋狀況不及城市，農村地區財富-健康的梯度效應較強，相對財富水平的提升對國民健康的改善具有較高的邊際收益。相比之下，由于各類資源的聚集效應和政策傾斜，城市地區的家庭并不缺乏這類基礎資源，在城市地區即便是相對貧窮的家庭也能享受到基本生活和醫療保障，因此相對財富水平提高帶來的益處略有減弱。同時也存在著另一種可能性，即城市地區在改善國民健康方面的前沿技術發展與醫療資源的優化分配已到達暫時的瓶頸，造成即便擁有過量財富也無法提升健康水平的現狀。

第三，在使用工具變量后，各控制變量對兒童健康具有不同程度影響。在表3的二階段最小二乘法回歸結果中，兒童月齡（Age）對兒童生長遲緩概率（ST）的顯著影響系數為0.024，這意味兒童生長遲緩概率隨著兒童月齡增加而增加；兒童性別（Cgender）的整體顯著影響系數為-0.064，在農村地區為-0.072，意味著當兒童性別為女性時生長遲緩概率有所降低；家庭戶主性別（Hgender）的整體顯著影響系數為-0.054，在農村地區為-0.089，在城市地區不顯著，意味著在農村地區，當戶主為女性時，兒童生長遲緩概率有所降低，健康水平得到提升；母親受教育的最長年限（Meduc的整體顯著影響系數為-0.005，在城市地區為-0.008，在農村地區不顯著，說明在農村地區，母親的受教育水平對兒童的健康幾乎沒有影響。該現象可能源于農村地區教育對于兒童健康的改善受限于物質條件，陷入了“巧婦難為無米之炊”的困局。

5 結論及政策建議

5.1 結論

本文選用2019年3月至2019年6月28日埃塞俄比亞各地區及城鄉人口調查的截面數據，以家庭為單位，分別選取家庭財富水平指數和兒童生長遲緩概率作為相對財富水平和國民健康的代理變量，并使用家庭是否擁有銀行賬戶作為相對財富水平的工具變量，采用二階段最小二乘法、廣義矩估計等方法實證分析了相對財富水平及城鄉差異對國民健康的影響。本研究主要結論如下。

第一，以家庭為單位，相對財富水平對于國民健康水平有著顯著影響，提升相對財富水平能夠顯著地降低兒童生長遲緩概率，提高國民健康水平。第二，相對財富水平在特定區域范圍內對國民健康的影響存在局限性，僅在農村地區顯著，意味著農村地區居民的基本生存和醫療需求沒有得到滿足，貧困援助等政策存在缺口。第三，相對財富水平的提升對國民健康的影響在城市地區不顯著，表明城市地區居民相對財富水平增加對于其健康水平的提升存在邊際效益遞減問題，即在城市地區的基礎生存和醫療資源接近飽和、前沿技術發展和資源優化分配達到瓶頸后，居民相對財富水平的增加對于其健康水平的改善效果不再顯著。

5.2 政策建議

上述研究結果對于“一帶一路”共建中國家和地區具有重要的政策啟發。在部分發展中國家和地區經濟發展由高速增長逐步轉變為中低速增長，伴隨著地區經濟梯度化不平衡發展、城鎮化程度持續加深、國民健康水平的提高步入深水區，本文根據研究結果，提出以下建議。

第一，縮小區域間財富和基礎設施差距。通過推進新型農村合作醫療、新農村建設、農業產業化等方式，防范農村地區家庭因病致貧、貧困和疾病代際傳遞等問題，改善農村生活條件，促進農村地區的產業升級和經濟發展提高農村居民的收入水平。應實施差別化地區發展政策，針對貧困地區提供更多的資金支持和優惠政策，不斷完善城鄉基礎設施，促成區域協調發展的新局面。應持續優化農牧林業產業結構，發展新的經濟增長極，提高農村地區生產率，降低農村地區恩格爾系數，進一步縮小區域差距。

第二，合理分配醫療資源。“一帶一路”沿線發展中國家貧困地區醫療資源相對匱乏，應進一步健全鄉村醫療衛生體系，加大對鄉村醫療衛生體系和服務網絡建設投入，建設更多的鄉村醫療機構和社區衛生服務中心，提高偏遠地區的醫療服務能力和水平。在相對貧困地區還應加強健康教育和疾病預防宣傳，增強公眾的健康素養和疾病預防意識，降低疾病發生率。與此同時，可進一步“集村并寨”以聚集一定量的農村家庭，采用網格化管理，最大化利用資源和服務設施的規模效應，推行醫療資源合理分配機制，加強醫療衛生資源調配和共享，擴大普惠性基本公共服務供給，提高醫療服務的公平性和可及性。

第三，持續推動城鎮化發展和資源分配優化。應利用好城鎮化為健康教育和疾病預防等工作提供的廣闊空間和條件，推進公共衛生和醫療體系的建設和完善。建議充分利用城市地區相對富余的資金、對高質量生活水平的需求以及優良的科研環境，推動相關醫療研究和醫療資源的生產、整合及優化，不斷拓展國民健康水平的“上限”。同時應注重城鎮資源的合理分配，提高醫療服務供給效率和水平，避免醫療資源的過度集中和浪費，筑牢國民健康水平的“底線”。只有堅持城鎮化與健康水平同步發展的原則，才能促進國民經濟的可持續發展和國民健康水平的不斷提升，最終實現由財富到健康的循環正反饋。

注釋：

①數據來源：聯合國兒童基金會發布的《2019年世界兒童狀況》。