一、引言

全國第六次人口普查結果顯示，截至 2010 年底，我國 60 歲及以上人口為 1.78 億人，占全國總人口的比重為 13.26%,其中，65 歲及以上人口為 1.19億人，占全國人口的比重為 8.87%.按照聯合國的標準，當一個國家（地區）60 歲及以上老年人口占總人口的比重達到 10%（新標準是 65 歲及以上老年人口占總人口的比重達到 7%），即視該國家（地區）進入老齡化社會。從第六次人口普查結果中可以看出，我國已經進入老齡化社會，更確切地說，我國早在第五次人口普查時已經邁入老齡化社會。第六次人口普查數據顯示，我國老齡人口增長速度加快，且伴隨城市化的發展，“丁克”、“晚婚”現象普遍，生育率下降，老齡社會危機日益加劇。

1953 年我國第一次人口普查結果顯示，65 歲及以上老年人口為 2 620 萬人。從 1953 年第一次人口普查到 2010 年第六次人口普查的 57 年間，我國 65歲及以上老年人口增長了 4.54 倍，年平均增長率為2.69%.根據聯合國的預測，1990~2020 年世界老齡人口的年平均增長率為 2.5%,而同一時期我國老齡人口的年平均增長率為 3.3%;1995 年世界老齡人口占總人口的比重為 6.6%,2020 年為 9.3%,而我國1995 年老齡人口占總人口的比重為 6.1%,2020 年將達到 11.5%.從上面的數據對比中可以看出，我國的老齡人口增長速度、比重都超過了世界同期水平（見圖 1）。與世界上其他先期進入人口老齡化的國家相比，我國的人口老齡化呈現出規模大、速度快、老年人收入較低、收入差距較大、超前于社會經濟發展等特點，人口老齡化問題較為嚴峻。由于老年人的身體機能會出現衰老的情況，面臨的健康風險較大，因此，老年人的健康問題是我國老齡化社會首先需要解決的問題。根據 Grossman（1972）[1]的觀點，健康是人力資本的重要構成要素（Schult,1961;Mwabu,1997）[2,3],關系到經濟的發展（Fuchs,1996）[4],而且從個人的角度看，健康也是個人和家庭幸福生活的重要組成部分（齊亞強，2012）[5].健康的概念不僅是傳統意義上的軀體健康，現代健康觀更是包括了生理、心理、精神、社會、道德等多維度的一個概念（Johannes,2005;Manderscheid et al.,2010）[6,7].保障公民特別是老年公民的健康權，實現“老有所養、老有所依、老有所樂”是我國政府的重要職責之一。從我國老年人的健康狀況來看，有的老年人精力充沛、身心健康直至辭世，有的老年人則體弱多病、飽受疾病的折磨，那么造成這種狀況的因素是什么呢？有研究發現，老年人的收入差距較大（帕默、鄧曲恒，2005）[8],那么收入差距是否會對老年人的健康造成影響呢？如果是，那么收入不平等是否還通過其他因素影響老年人的健康呢？基于以上問題，本文試圖考察收入、收入差距對老年人健康的影響。同時，基于我國醫療體制改革不斷推進的背景，本文還將考察醫療保險是否會對老年人的健康產生影響以及收入不平等是否會造成醫療保險的不公平，從而間接地對老年人健康產生影響。

本文的創新之處在于：（1）已有研究要么僅考慮收入對健康的影響，要么僅考慮醫療保險對健康的影響，而很少同時考慮二者對健康的影響，本文同時考慮了收入、醫療保險對健康的影響，并分析了收入是否通過醫療保險這一渠道對健康產生影響；（2）我國特有的城鄉二元經濟結構使不同區域老年人的收入、健康狀況存在差異，對此，本文進一步探討了收入不平等和醫療保險對城鄉老年人健康狀況的影響，以及城鄉老年人健康狀況存在差異的原因；（3）本文的數據來源于中國老年人健康長壽調查（CLHLS），并在實證分析中采用逐步回歸的方法避免了共線性問題，利用面板數據回歸避免了內生性問題，從而提高了結果的可靠性和穩健性。

本文其余部分的內容安排如下：第二部分簡單回顧了有關收入不平等、醫療保險與健康的研究文獻，第三部分介紹了數據來源、計量模型及相關變量的選定和說明，第四部分是實證結果分析，第五部分是研究結論與政策建議。

二、文獻綜述

自 1909 年 Irving Fisher 在提交給美國國會的《國家健康報告》中提出健康是一種廣義的財富形式以后，經濟學家開始從經濟角度研究健康問題，改變了以往只是從醫學角度研究健康問題的做法。1963年，Arrow 發表了經典論文《不確定性與衛生保健的福利經濟學》，標志著健康經濟學 （Health Eco-nomics）作為一門學科正式得以確立。關于健康經濟學的發展和主要研究內容，Fuchs（1996）[4]、Rutten（2001）[9]、高夢滔（2002）[10]、徐程（2012）[11]等已經進行了詳盡描述和系統分析，本文不再贅述，而是直接對收入不平等、醫療保險與健康的研究文獻進行綜述。

（一）收入對健康的影響機制

1.絕對收入假說理論。該理論提出，個體的健康狀況主要受絕對收入的影響，二者是正相關關系。但是，隨著絕對收入的提高，個人健康狀況的改善幅度逐漸縮小，健康是收入的凹函數，用函數形式可以表示為：hi=（yi），并且 f′>0,f″<0 （1）式（1）中，hi表示個體 i 的健康水平，yi表示個體i 的收入水平，f 為兩個變量之間的函數關系。該函數的一階導數為正，二階導數為負，二者是邊際遞減關系。

按照該理論，個體的健康水平是由個體的絕對收入水平決定的，收入不平等對個體健康的影響只是一種統計假象，實質上是由絕對收入與健康之間的 非 線 性 關 系 造 成 的（Preston,1975;Gravelle,1998）[12,13].

2.相對收入假說。該假說由英國社會流行病學家理查德·威爾金森（Richard Wikinson）提出，即如果群體中某個居民的絕對收入不變，但其所在群體的平均收入提高了，則絕對收入不變的居民健康狀況將會惡化，反之亦然，因此，居民的健康狀況會受到相對收入而不是絕對收入的影響（Wilkinson,1996、1997、2005、2006）[14-17].將該結論擴展到社會整體，就是收入不平等對居民健康的影響。在一個社會中，如果低收入居民占總人口的比例較大，中高收入居民占總人口的比例較小，社會收入不平等現象較為嚴重，那么這個社會居民的整體健康狀況就會相對較差。該結論得到了不少學者的支持（Kawachi &Kennedy,1997;彭月蘭、遲美青，2013;曾小彬、陳明，2013;楊桌聳，2014）[18-21].

雖然大多數研究認為收入不平等會造成居民健康水平下降，但 Judge 和 Peterson（2001）[22]卻提出相反的觀點，認為在收入高度不平等的社會中，極少數非常富有的群體對醫療產品和服務的需求可能促進醫療技術的突破和創新，而這種“涓滴效應”所產生的正外部性會帶動整個社會健康水平的提高。

（二）醫療保險與健康之間的關系

1.醫療保險與健康之間存在正相關關系。Young和 Cohen（1991）[23]研究了美國馬薩諸塞州 1987 年因急性心肌梗塞住院的 4 972 名病人，他們將病人分為三組，即享受免費醫療保險、享受美國健康組織的預付費服務及沒有醫療保險。研究發現，沒有醫療保險病人的死亡率遠遠高于享受免費醫療保險及美國健康組織的預付費服務的病人。Ayanian 等（1993）[24]研究了 1985~1987 年美國新澤西州 4 675 名 35~64歲乳腺癌患者的狀況，在控制了年齡、種族、婚姻狀況、家庭收入及病情的不同階段后發現，沒有保險的患者較之有私人商業保險的患者病情確診階段較晚，且出院后存活率較低。Polsky 等（2006）[25]研究了65 歲加入美國國家老年人醫療保險制度（Medicare）的老年人健康狀況，發現美國國家老年人醫療保險制度能夠顯著改善無醫療保險老年人的健康狀況。

黃楓、吳純杰（2009）[26]利用 2002~2005 年“中國老年人健康長壽影響因素調查數據”研究發現，醫療保險顯著降低了城鎮老年人的死亡概率，有醫療保險的老年人 3 年間的死亡風險下降了 6.3%（Probit 模型估計結果）。潘杰等（2013）[27]基于 2007~2010 年國務院城鎮居民基本醫療保險試點評估入戶調查數據，利用 2SLS 回歸，得出醫療保險對個人健康水平起到正向作用，并且對經濟狀況較差的弱勢群體影響更大的結論。

2.醫療保險對健康的改善作用令人失望。趙忠、侯振剛（2005）[28]利用 2000 年中國健康與營養調查數據研究發現，年齡對健康有顯著的負影響，教育有顯著的正影響，但男性教育程度的影響不顯著；醫療保險對健康始終呈現不顯著的負影響，這可能是因為我國的醫療體制不是由市場機制決定，其在很大程度上還是具有福利的性質。Chen 和 Jin（2010）[29]利用 2006 年中國農業普查數據（China AgricultureCensus,CAC）研究發現，新農村合作醫療能夠提高適齡兒童的入學率，降低嬰幼兒和孕產婦的死亡率。

但運用匹配和差分的方法去除內生性后，新農村合作醫療沒有對嬰幼兒和孕產婦的死亡率產生影響，但確實提高了適齡兒童的入學率。

（三）收入不平等、醫療保險與健康三者之間的關系有學者認為，收入是通過第三因素對健康間接產生影響的。Auster 等（1969）[30]在控制了教育、政府公共衛生支出等變量后發現，健康與收入的相關關系消失了。因此，收入不平等可能通過公共投入不足影響居民健康。一方面，在收入分配高度不均的社會，公共設施、醫療保險和服務等資源被低估，不利于政府擴大公共設施、醫療保險和服務方面的投資，從而對居民健康狀況產生影響；另一方面，窮人比富人對公共設施、醫療保險和服務等資源的依賴性更大，在政府投資不足的情況下，窮人的健康狀況受到的影響更大（Krugman,1996;Lynch et al.,2000）[31,32].

Brehm 和 Rahn（1997）[33]從政治參與的角度進行了分析，認為收入不平等會造成政治參與上的不公平，使社會成員對政府等公共機構產生不信任感，最終影響社會成員對醫療保險和服務等公共衛生資源的利用效率，損害居民的健康。

從以上文獻中可以看出，西方學者對老年人健康的研究主要集中在社會支持對老年人健康狀況的影響（Gillis,1993）[34]、生活習慣對老年人健康狀況的影響（Johnson,1991）[35]、宗教信仰對老年人健康狀況的影響（Arleen,2004）[36]等方面，而關于收入不平等、醫療保險對老年人健康影響的研究較少。本文的分析豐富了關于中國老年人健康的研究，提供了中國老齡化背景下收入不平等、醫療保險與健康關系的經驗數據；同時，本文利用 Ordered Probit 回歸分析了收入不平等、醫療保險與老年人健康之間的關系，驗證了收入不平等對中國老年人的健康是產生了正效應還是負效應，以及是否存在收入通過醫療保險影響老年人健康的邏輯鏈條，完善了國內關于老年健康問題的研究，在醫療保險制度改革的背景下，提出了改善老年人健康狀況的新思路。

三、實證模型、數據來源與變量描述

（一）實證模型

自 1972 年 Grossman 進行了開創性研究以來，Grossman 健康需求模型成為研究健康問題的標準模型。Leibowitz（2004）[37]對健康需求模型進行了擴展，將個人因素與公共因素聯系起來。本文借鑒 Gross-man（1976）[1]、Leibowitz（2004）[37]的實證模型，采用Ordered Probit Model 方法進行研究。

①實證模型假定如下：

Healthij=β1Income+β2Ginij+β3Insuranceij+β4Ginij·Insuranceij+ηij+εij（2）模型中，被解釋變量 Healthij表示第 i 省第 j 個老年人的健康狀況，解釋變量 Income 表示居民收入，Ginij表示第 j 省的基尼系數，Insuranceij表示第 i省第 j 個老年人的醫療保險狀況，Ginij·Insuranceij為基尼系數與醫療保險的交互項，ηij為第 j 省第 i 個被調查者的個體特征變量（包括性別、年齡、婚姻狀況、體力勞動、鍛煉身體、參加社會活動等），εij為誤差項，服從經典假設。

（二）數據來源

本文采用了中國老年人長壽影響因素調查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey,CLHLS）數據，該調查由中國國家自然科學基金委員會（NSFC）、美國國家老齡研究院（NIA/NIH）、聯合國人口活動基金（UNFPA）、中國國家社會科學基金、香港研究資助局、中國教育部和北京大學 211 項目共同資助。從 1998 年開始，CLHLS 一共進行了六次調查，即 1998、2000、2002、2005、2008~2009、2011~2012 年?；A調查和跟蹤調查涵蓋了中國 31 個省市中的 23 個省市近半數縣（或縣級市） 的老年人。

1998 年 CLHLS 對 8 959 個 80 歲以上的高齡老人進行了入戶訪問調查，2002 年及以后的調研年齡范圍擴大到 65 歲及以上老人?；A調查和跟蹤調查問卷的內容主要包括老年人的性別、年齡、出生日期、出生地、婚姻狀況、受教育程度等個人基本信息，還包括健康狀態、經濟來源、生病時能否及時就醫、醫療保險支付情況等，共有 90 多個大問題、180 多個子問題。同時，專業醫護人員還對被調查老人進行了健康體檢。CLHLS 的數據從年齡申報的正確性和有效性、主要健康變量的可信度和效度、不應答、失訪狀況等方面進行全面評估后被證明數據的質量總體較高，達到或超過了國際同類調查的質量水準（Chen,1993;Gu et al.,2008;Chen,2011;Cheng,2012）[38-41].

本文的數據來自于 2005、2008~2009、2011~2012 年的調查。2005 年的調查有 15 638 個老人接受了訪問，其中 7 472 個被訪者在 2008~2009 年的調查中仍健在，5 228 人在 2008~2009 年調查前死亡。在 2011~2012 年的調查中尚有 4 191 個存活被訪者，2 255 人在 2005 年和 2008~2009 年接受過調查和再調查，但在此次跟蹤調查前死亡。在 2008~2009 年的調查中，有 2 938 個被訪者失訪；在 2005~2012 年的跟蹤調查中，有 1 026 個失訪者。本文將死亡者、失訪者及信息缺失的樣本進行剔除后，共獲得有效樣本 16 804 個。

（三）變量選擇與描述性統計

1.因變量。本文主要研究收入不平等、醫療保險對老年人健康狀況的影響，故因變量為中國老年人的健康狀況。CLHLS 從以下七個方面調查了中國老年人的健康狀況：日?；顒幽芰ΓˋDL）、器具性日?；顒幽芰Γ↖ADL）、功能受限狀況、認知功能、自評健康、他評健康、自評慢性病患病率。自評健康與他評健康均是序數變量，日?；顒幽芰?、器具性日?；顒幽芰?、功能受限狀況、認知功能在 CLHLS 的問卷調查中均設有相應的分數值，自評慢性病患病率為記數變量。

2.自變量。本文主要關注收入不平等、醫療保險對老年人健康的影響，因此，收入不平等和醫療保險是本文重要的自變量指標。對于收入不平等，本文采用各省的 Gini 系數來衡量。關于醫療保險，CLHLS設計了一個“您目前有哪些社會保障和商業保險”問題，該問題的答案有 9 個選項：退休金、養老金、商業養老保險、公費醫療、城鎮職工醫療保險、城鎮居民醫療保險、新型農村合作醫療保險、商業醫療保險及其他。本文將沒有任何保險樣本的醫療保險狀況設為 0,否則為 1.

在 Grossman（1972）的經典健康需求模型中，影響個人健康水平的因素包括年齡、教育水平等個體微觀因素，因此，本文加入了被前人研究證實的、能夠影響老年人健康狀態的微觀個體因素，包括性別、年齡、婚姻狀況、體力勞動、鍛煉身體、參加社會活動等（魯元平、王韜，2011;江求川、張克中，2013）[42,43].

各變量的具體定義和描述性統計分別見表 1 和表 2.表 2 顯示，我國老年人的健康狀況水平總得分為 91.978 0,其中，城市老年人的健康水平得分為94.924 7,略高于農村老年人的健康水平得分93.745 1,說明城市老年人的健康狀況比農村老年人的健康狀況略好。城市老年人的絕對收入水平為38 879.09 元，高于農村老年人（37 598.41 元），而城鎮的相對收入水平（基尼系數）為 0.457 9,低于農村（0.511 5），說明城市老年人的收入水平較高，且收入差距要比農村老年人小。其他變量如性別、受教育年限、參加社會活動、體力勞動、鍛煉身體、生活來源夠用、生病時能及時就醫，城市老年人的得分都高于農村老年人，這與基本常識一致，而醫療保險與婚姻狀況變量的城市老年人得分要低于農村老年人，這與一般經驗不符，其原因有待于進一步分析。

四、實證結果與分析

在實證分析之前，本文首先以各省微觀家庭人均收入為基礎計算的基尼系數、醫療保險及老年人健康的平均值，描述收入不平等與老年人健康、收入差距、醫療保險之間的關系，以獲得一種直觀的認識。

圖 2 是以各省基尼系數為橫軸，以各省老年人醫療保險為縱軸的散點圖。由擬合曲線可知，基尼系數越大，享有醫療保險的人就越少，即基尼系數與醫療保險成反比。圖 3 是以各省基尼系數為橫軸，以各省老年人健康狀況平均值為縱軸的散點圖。由擬合曲線可知，老年人的健康狀況隨著基尼系數的增大先升后降，說明適當的基尼系數可以促進老年人健康水平的提升。圖 4 是以醫療保險為橫軸，以老年人健康為縱軸的散點圖。由擬合曲線可知，老年人健康與醫療保險是先升后降的關系。 圖2,3,4顯示，收入不平等、醫療保險與老年人健康之間的聯動影響不確定，鑒于直接觀察不能同時控制個體特征和其他因素對老年人健康狀況的影響，為了更準確地分析我國收入差距、醫療保險對老年人健康的影響，本文將進行實證檢驗、。本文遵循如下分析思路：首先，不考慮Gini系數和醫療保險因素，只考慮個體特征對老年人健康狀況的影響，并將此作為分析的起點（模型1）；其次，加入Gini系數和人均家庭收入，分析收入、收入差距對老年人健康的影響（模型2）；再次，加入醫療保險，分析醫療保險對老年人健康的直接影響（模型3）；最后，加入Gini系數與醫療保險的交互項，分析收入不平等通過醫療保險間接地影響老年人的健康狀況（模型4）、（一）收入不平等、醫療保險對老年人健康影響的全樣本回歸回歸（D的結果顯示，我國老年人的健康狀況與年齡呈現正相關關系，年齡越大，健康狀況越差。

從婚姻狀況來看，已婚并與老伴住在一起的老年人的健康狀況顯著好于已婚但未與老伴生活在一起以及離異、喪偶者?；貧w（D還顯示，未結過婚者的系數為正，但并不顯著，這基本符合大多數學者提出的婚姻對健康和長壽有益的研究結論（1992;Wu & Hang 2002） 4s.男性虛擬變量的回歸系數為正，說明男性老年人比女性老年人的健康狀況要好受教育年限的回歸系數在1%的水平下顯著為正，說明教育能夠顯著改善老年人的健康狀況，這可能是因為教育程度較高者要比教育程度較低者更注重自身的健康，符合Gnossman X1976） 提出的“一個受過良好教育的人能夠更有效地提高健康水平”的觀點。體力勞動、鍛煉身體、生活來源、參與社會活動、生病時能及時就醫的回歸系數在1%的水平下顯著為正，說明體力勞動、鍛煉身體、生活來源夠用、參與社會活動和生病時能及時就醫對老年人健康有顯著的改善作用?；貧w（2）加入家庭人均收入、家庭人均收入平方項、Gini系數、Gini系數平方項的結果顯示，家庭人均收入和家庭人均收入平方項對老年人健康的影響不顯著，但二者的系數符號相反，說明家庭人均收入對老年人健康的影響是邊際遞減的；Gini系數對老年人健康的影響在1%的水平下顯著為負，Gini系數平方項在10%的水平下顯著，說明我國老年人的健康狀況與Gini系數呈倒U型曲線關系。此外，回歸C2）證明，相對收入對老年人健康的影響更大。其主要原因是，我國老年人“均富”的傳統觀念與現實中的收入不平等之間存在矛盾，這對其健康狀況產生了嚴重的負面影響、回歸（3）中加入醫療保險后，醫療保險在1%的水平下顯著為正，說明醫療保險對老年人的健康狀況具有明顯的改善作用，這與許多學者的研究結論一致（Young&Cohen 1991; Ayanian et al. ） 1993 ;潘杰等，2013） I43.加入醫療保險變量后，收入不平等對老年人健康依舊呈現顯著的負面影響，但負面影響有所減弱，系數從一0.752上升到一0.706,說明未加入醫療保險因素高估了Gini系數對老年人健康的負面影響，也就是說，收入不平等可能是影響老年人健康狀況的一個傳導機制、回歸（4）中加入Gini系數與醫療保險的交互項后，交互項在1%的水平下顯著為負，但Gini系數不再顯著、。從計量經濟學的角度來分析，醫療保險確實是收入不平等對老年人健康產生間接影響的一個傳導機制和重要渠道，收入不平等造成醫療保險利用的不公平，從而影響了老年人的健康狀況，這一結果也得到了其他學者的支持（Lairson 1995;解至，2009）。為了進一步考察收入不平等影響老年人健康這一作用機制中有多大比重是由醫療保險不平等造成的，本文借鑒了Mo C2001） lasl的分析方法，認為在收入不平等導致老年人健康水平下降的路徑中，有11.5%是由于醫療保險不平等造成的、。一4一不過，收入不平等導致老年人健康水平下降的其他部分還沒有得到有效證明，我們認為，這既可能是收入不平等本身對健康產生了“污染效應”,也可能是收入不平等通過其他傳導機制，如衛生設施（Case 2001） layl\\生活方式（Klausnen et al. 2001） Isc,等對健康產生了影響.

（二）收入不平等、醫療保險對城鄉老年人健康影響的回歸結果由于我國具有城鄉二元結構，所以有必要對農村樣本和城市樣本分別進行回歸，以考察收入不平等、醫療保險對農村老年人和城市老年人健康的不同影響。參照全樣本回歸方法，本文采用分步回歸法，在控制個體特征、省份和年度虛擬變量后，先后加入收入、收入不平等、醫療保險、醫療保險與收入不平等的交互項進行回歸，回歸結果見表4.表4顯示，收入對老年人健康影響的回歸結果與全樣本回歸結果類似，即家庭人均收入和家庭人均收入平方項對城鄉老年人健康的影響不顯著，但二者的系數符號相反。Gini系數和Gini系數平方項的符號相反，即城鄉老年人的健康狀況與Gini系數呈倒U型曲線關系、。Gini系數對城市老年人健康的負面影響不顯著，但對農村老年人健康的負面影響比較顯著，這可能是因為收入不平等狀況在我國農村地區更為嚴重（周文興，2005;王洪亮，2006），其給老年人健康帶來的負面影響也更大，而且在具有“熟人社會”特征的農村中，老年人對相互之間的收入及收入差距非常了解，其對收入不平等的感受也更深刻。此外，城市老年人的收入普遍比農村老年人高，收入不平等對其的負面效應要小很多、加入醫療保險的回歸結果顯示，醫療保險對城市老年人和農村老年人都具有顯著的正面影響，說明醫療保險對城鄉老年人的健康狀況都有顯著的改善作用，這與本文前面的結論是一致的。其中，醫療保險對農村老年人健康的影響在1%的水平下顯著，對城市老年人健康的影響分別在5%和10%的水平下顯著，可見，醫療保險對農村老年人健康的影響要大于城市老年人。其原因可能是，相對于農村老年人，城市老年人擁有各種形式的醫療保險，而醫療保險在農村是稀缺資源，其對農村老年人健康的改善作用也更加明顯加入Gini系數與醫療保險交互項的回歸結果顯示，不論是農村老年人還是城市老年人，交互項的結果都為負，說明收入不平等所引致的醫療保險不平等對城鄉老年人的健康都產生了負面影響、。加入交互項后，收入不平等對城市老年人健康的負面影響沒有太大變化，而對農村老年人健康的負面影響卻略為下降，說明收入不平等通過醫療保險不平等影響老年人健康在農村表現得更為明顯。其原因在于，相比于農村老年人，城市老年人對收入不平等和醫療保險更不敏感，這也說明我國應注重縮小農村收入不平等，進一步加快農村醫療保險制度改革.

（三）不同類型醫療保險對不同收入等級老年人健康影響的回歸結果表3雖已證明醫療保險對老年人的健康狀況有顯著的積極影響，但它只是總量分析，尚不能分清是所有類型的醫療保險都對老年人的健康狀況產生了影響，還是僅有部分醫療保險具有積極的作用。為此，有必要深入考察各種類型醫療保險對老年人健康的影響。2009年我國進行了新的醫療體制改革，改革的內容是建立以城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療三項制度為主體的醫療制度。因此，本文選取2011年CLHLS問卷調查中的城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療三種醫療保險數據進行回歸，同時對人均家庭收入由低到高進行排序，分別選取位于1/4和3/4處的收入值（5 000和25 000）作為分界點，人均家庭收入在5 000元/年及以下的為低收入組，高于5 000元/年但等于或少于25 000元/年的為中等收入組，高于或等于25 000元/年的為高收入組，以討論不同類型醫療保險對不同收入等級老年人健康狀況的影響，回歸結果見表5. 表s的實證策略與表3、表4基本相同，即（n>,C4） , 主要考察收入、收入不平等對健康的影響、。從回歸結果中可以看出，Gini系數對低等收入者的影響在10%的水平下顯著，而對中等收入者和高等收入者的影響不顯著；家庭人均收入對低等收入者、中等收入者及高等收入者的影響都不顯著；收入不平等對較低收入者的影響較大，因為收入差距會導致醫療服務等公共設施供給不足，從而對低收入者健康的影響較大、。此外，較大的收入差距導致低收入者的挫敗感增強，對其健康的負面影響更大。

家庭收入和家庭人均收入對各收入等級老年人的影響不顯著，其原因可能與之前分析的一樣，老年人受“平均主義”等傳統觀念的影響更大，對收入不平等的感知更強烈、加入城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療三種醫療保險的回歸結果顯示，城鎮職工基本醫療保險對低收入者是負面影響，但影響不顯著；城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療對低收入者的影響在io%的水平下顯著為正；城鎮職工基本醫療保險和新型農村合作醫療對中等收入者的影響在io%的水平下顯著為正；城鎮居民基本醫療保險對中等收入老年人產生了負面影響，但影響不顯著；三種醫療保險對高等收入者都產生了正面影響，但影響不顯著、可見，城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療對低收入老年人健康的影響較大，城鎮職工基本醫療保險和新型農村合作醫療對中等收入老年人健康的影響較大、C3） , C6） , C9）加入收入不平等與三種醫療保險交互項的回歸結果顯示，收入不平等通過醫療保險對老年人健康產生了影響，但只對低收入老年人的影響較為顯著，而對中等收入和高等收入老年人的影響不顯著、。因此，今后應采取各種措施，縮小貧富差距，加大醫療體制改革向低收入人群的傾斜力度，減少收入不平等對健康的“污染效應”,保障我國老年人的身心健康、（四）穩健性分析1.內生性問題。Strauss 和 Thomas（1998）、Smith（1999）、Goldman（2001）認為，收入與健康是互為因果的關系，即收入會影響健康，健康也可能影響收入。健康者能夠更好地投入到勞動中，所以會有更高的收入，而收入高者可以享有更好的醫療服務和資源；健康狀況較差者的收入會下降，而收入的下降又會對健康造成沖擊。為了緩解內生性帶來的偏差，本文采用了三期面板數據，并用家庭人均收入代替個人收入進行實證分析。這雖然可以在一定程度上克服內生性，但方法仍有待于進一步完善，這也是本文的不足。

2.OLS 回歸。Ferrer-i-Carbonell 和 Frijte（r2004）認為，如果能夠準確無誤地設定回歸方程，OrderedProbit 模型和 OLS 回歸則會在參數估計的顯著性和邊際效應的符號上具有高度的一致性。因此，本文在穩健性檢驗中對老年人健康狀況用 OLS 進行回歸，回歸結果見表 6.表 6 的結果與表 3 相比，除了具體的回歸系數值不一樣外，回歸系數的顯著性和符號基本相同，收入不平等依然對老年人健康有顯著的負面影響，醫療保險依然對老年人健康有顯著的正面影響，而收入不平等通過引致醫療保險不公平對健康產生負面影響的路徑也依然存在，這說明本文的回歸結果具有較高的可靠性與穩健性。

五、研究結論與政策建議

本文利用 CLHLS 的數據分析了收入不平等對我國老年人健康的影響，考察了收入不平等通過醫療保險對健康的影響機制。Ordered Probit 實證回歸結果表明：（1）收入不平等對老年人健康產生了顯著的負面影響，收入不平等通過引致醫療保險不公平對健康產生影響的路徑是存在的；（2）從城鄉差異來看，農村老年人比城市老年人更容易受到收入不平等的影響，收入不平等對農村老年人健康產生的負面影響更大；（3）不同類型醫療保險對不同收入等級老年人健康影響的回歸分析表明，收入不平等對低收入者的負面影響更大，城鎮職工基本醫療保險、城鎮居民基本醫療保險和新型農村合作醫療也存在對低收入老年人健康影響更大的情況。

通過實證分析，本文認為，收入不平等影響老年人的健康狀況以及收入不平等通過醫療保險影響老年人健康的路徑是存在的。因此，本文提出如下政策建議：一是調整國民收入分配格局，加大再分配調節力度，著力縮小收入差距，減少收入不平等對老年人健康的“污染效應”;二是合理分配公共資源，完善農村老年人的醫療服務，提高農村老年人的健康水平，同時降低收入不平等對老年人健康的負面影響程度；三是加快醫療保險制度改革，特別是要關注低收入的老人弱勢群體，降低低收入老年人參加醫療保險的經濟門檻，使老年人真正能夠“老有所養、老有所依、老有所樂”.