馬智利，張麗芳，李厚健

（重慶大學(xué) 貿(mào)易與行政學(xué)院，重慶 400030）

0 引言

城鄉(xiāng)醫(yī)療支出的公平性對(duì)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)社會(huì)發(fā)展、促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有特別重要的意義，因而相關(guān)研究廣泛而深刻。然而，縱觀(guān)有關(guān)城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的研究，鮮有直接對(duì)城市化、城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異之間關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究的文獻(xiàn)。大部分文獻(xiàn)關(guān)注的是，中國(guó)居民醫(yī)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(xiāng)收入差距也是城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的重要影響因素，但大部分文獻(xiàn)關(guān)注的影響因素是地區(qū)收入差距、醫(yī)療服務(wù)價(jià)格和政策傾向等。在這些影響因素中城鄉(xiāng)收入差距被認(rèn)為是拉大城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的重要前提與條件，并廣泛應(yīng)用于國(guó)家對(duì)醫(yī)療體制改革的政策含義之中。事實(shí)上，如果從這個(gè)被大多數(shù)研究者證明的假設(shè)出發(fā)，那么城市化將被自然地看作是拉大城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的重要因素之一。因?yàn)榇蠖鄶?shù)文獻(xiàn)表明城市化是造成城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因 （程開(kāi)明、李金昌，2007）。然而城市化究竟是擴(kuò)大還是縮小了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異？這個(gè)問(wèn)題既是對(duì)同類(lèi)研究的新發(fā)展，也是理解城市化和城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異影響所要回答的核心問(wèn)題。

1 理論分析及推導(dǎo)

在我國(guó)實(shí)施嚴(yán)格戶(hù)籍管理和限制城鄉(xiāng)自由流動(dòng)的二元結(jié)構(gòu)下，農(nóng)村居民轉(zhuǎn)為城市居民主要通過(guò)戶(hù)籍買(mǎi)賣(mài)、農(nóng)地征用、子女考上大學(xué)及城鄉(xiāng)聯(lián)姻等幾種渠道 （陳釗、陸銘，2004）。通過(guò)這些渠道，一些富裕的農(nóng)民就可能成為城市居民，如果這種現(xiàn)象持續(xù)下去的話(huà)，那么一部分貧困的農(nóng)民會(huì)繼續(xù)留在農(nóng)村，而大部分富裕的農(nóng)民會(huì)變成城市居民，這樣城鄉(xiāng)收入差距就有可能進(jìn)一步拉大。如果城市居民和農(nóng)民對(duì)醫(yī)療支出的比例一致的話(huà)，那么隨著城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大，

假設(shè)5：假設(shè)農(nóng)村人均收入為1，城鎮(zhèn)人均收入為x,由此，城鎮(zhèn)收入比重為，等式右邊同時(shí)除以N，則有相應(yīng)的農(nóng)村收入比重為1-Y，城鄉(xiāng)收入差距比為x。城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異也會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大。另外，人口轉(zhuǎn)移促使城市規(guī)模擴(kuò)大，城市規(guī)模、聚集效應(yīng)更為明顯，生產(chǎn)效率提高，增加城市居民收入水平；而且，為緩解因農(nóng)村人口流向城市引起的城市基礎(chǔ)設(shè)施供需矛盾，更多投資將投向城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),投向農(nóng)村的資金相應(yīng)減少，影響農(nóng)村居民收入增長(zhǎng)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大（程開(kāi)明、李金昌，2007），進(jìn)而城鄉(xiāng)醫(yī)療支出也會(huì)進(jìn)一步拉大。

為了分析城市化如何影響城鄉(xiāng)醫(yī)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(shè),并根據(jù)研究的需要做了一定的修正，具體包括：

假設(shè)1：假設(shè)整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)分為農(nóng)村與城鎮(zhèn)兩個(gè)體系。

假設(shè)2：假設(shè)人口總量為N，其中農(nóng)村人口為Nr,城鎮(zhèn)人口為Nu,總?cè)丝跒镹,由此，城鎮(zhèn)人口比重R=Nu/N，則農(nóng)村人口的比重為1-R。

假設(shè)3：假設(shè)農(nóng)村內(nèi)部不存在收入差距，城鎮(zhèn)內(nèi)部也不存在收入差距。

假設(shè)4：農(nóng)村和城鎮(zhèn)人口對(duì)醫(yī)療支出比例都是相同的，即為P。

分別求公式（1）關(guān)于R和x的一階導(dǎo)數(shù)，進(jìn)一步整理后則有：

根據(jù)公式（2）可知，城鎮(zhèn)人口比重是t的增函數(shù)，也就是隨著城市化的加劇，城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異會(huì)進(jìn)一步拉大。

根據(jù)公式(3)可知，城鄉(xiāng)收入差距x是t的增函數(shù)，即隨著城鄉(xiāng)收入差距的拉大，城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異會(huì)進(jìn)一步擴(kuò)大。

2 計(jì)量模型、數(shù)據(jù)來(lái)源

2.1 計(jì)量模型

由于城鄉(xiāng)醫(yī)療支出分開(kāi)統(tǒng)計(jì)時(shí)間較晚，這使得可利用的樣本觀(guān)測(cè)值是有限的，因此簡(jiǎn)單的模型應(yīng)用就變得非常必要，而且這些模型只考察本文需要關(guān)心的基本內(nèi)容，在這里本文引入以下函數(shù)來(lái)考察城市化、城鄉(xiāng)收入差距與城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異之間的關(guān)系。

y=f(ur,gap) （4）

其中y代表城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，ur代表城市化，gap代表城鄉(xiāng)收入差距，對(duì)方程（4）取全微分，就得到下式：

由以往的研究文獻(xiàn)可知影響城鄉(xiāng)收入的因素較多，因此本文根據(jù)以往研究結(jié)論給出式（6）來(lái)反映城鄉(xiāng)收入差距影響因素的函數(shù)方程。

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

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

如果不考慮收入分配結(jié)構(gòu)、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(xiāng)收入差距對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的影響，于是得到本研究的計(jì)量模型為：

其中hgdp代表城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，a0代表常數(shù)項(xiàng)，u代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。由于在實(shí)證檢驗(yàn)之前首先需要克服的難題是變量的內(nèi)生性問(wèn)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(nèi)尋找有效的工具變量。由Arellano and Bond(1991)提出并經(jīng)Blundell and Bond(1998)發(fā)展的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System GMM)是目前解決這一問(wèn)題的最有效的估計(jì)方法。于是本文用于計(jì)量檢驗(yàn)的回歸模型就可以轉(zhuǎn)換為：

上述回歸模型中的下標(biāo)i和t分別表示第i個(gè)省份的第t年；v是不可觀(guān)測(cè)的地區(qū)效應(yīng)；ε則是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文所使用的數(shù)據(jù)均來(lái)自于1991～2007年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及 《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中城鄉(xiāng)醫(yī)療支出比例(hgap)是指城市醫(yī)療支出費(fèi)用與農(nóng)村醫(yī)療支出費(fèi)用的比值，并根據(jù)城市物價(jià)指數(shù)與農(nóng)村物價(jià)指數(shù)分別對(duì)城市醫(yī)療支出費(fèi)用與農(nóng)村醫(yī)療支出費(fèi)用進(jìn)行物價(jià)因素的剔除，由于《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》對(duì)城市與農(nóng)村醫(yī)療支出費(fèi)用的統(tǒng)計(jì)是從1990年開(kāi)始的，所以本文研究的起始時(shí)間點(diǎn)是1990年，同時(shí)這兩個(gè)指標(biāo)值均來(lái)自于《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》；城鎮(zhèn)人口和農(nóng)村人口指標(biāo)值來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，用城鎮(zhèn)人口指標(biāo)沒(méi)有做其他特殊處理；人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（pgdp）指標(biāo)值來(lái)源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒，并且以1990年為基期，按照可比價(jià)進(jìn)行計(jì)算；城鄉(xiāng)收入比是指城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比，其具體數(shù)據(jù)值也來(lái)源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒，對(duì)外直接投資與GDP的比例（fdi）來(lái)源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒，對(duì)外貿(mào)易依存度（trade）為當(dāng)年的進(jìn)出口總額占GDP的比重，具體數(shù)據(jù)值來(lái)源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒。部分缺失數(shù)據(jù)利用二次指數(shù)平滑進(jìn)行預(yù)測(cè)，阻尼系數(shù)設(shè)為0.5。上述諸變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 諸變量描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

本文采用系統(tǒng)GMM二步估計(jì)完成了對(duì)回歸方程的擬合，結(jié)果整理匯報(bào)在了表2中。表2中匯報(bào)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果是令人滿(mǎn)意的，Hansen過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值沒(méi)有拒絕工具變量的選取滿(mǎn)足過(guò)度識(shí)別約束條件的原假設(shè)，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(yàn)的P值也說(shuō)明殘差僅存在一階自相關(guān)而不存在二階自相關(guān)。

我們首先關(guān)注城市化的城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異效應(yīng)。表2匯報(bào)的結(jié)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(dǎo)結(jié)果。這個(gè)結(jié)果可能的主要解釋有2個(gè)方面：其一，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，首先是農(nóng)村人口中少數(shù)具有一定技能和資本的高收入人群進(jìn)入城市中的工業(yè)部門(mén)，這使得留下來(lái)的農(nóng)村人口收入水平較以前更為低下，而收入是決定人們醫(yī)療支出的關(guān)鍵因素(封進(jìn)，秦蓓，2006),因此城市化加劇了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異；其二，由于政府長(zhǎng)期以來(lái)的城市政策傾向，使得城鄉(xiāng)收入差距拉大，而城市化過(guò)程中，政府面臨著更大的城市財(cái)政支出，在財(cái)政收入總量不變的前提下，政府對(duì)農(nóng)村的財(cái)政支出補(bǔ)貼就相應(yīng)的減少了，這影響了農(nóng)村居民基于醫(yī)療支出以外其他消費(fèi)因素的考慮，而相應(yīng)的減少了醫(yī)療支出。但我們現(xiàn)在并沒(méi)有確鑿的證據(jù)來(lái)支持上述二種解釋中的某一個(gè)，最有可能或者說(shuō)合理的解釋是上述二方面的原因都是存在的。

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

綜合評(píng)價(jià)，本文此處的估計(jì)結(jié)果無(wú)疑說(shuō)明，城市化和城鄉(xiāng)收入差距都拉大了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，因此經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果為本文的理論模型提供了較為有力的證據(jù)。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中，一方面，長(zhǎng)期的城市政策傾向顯著拉大了城鄉(xiāng)收入差距，而在城市化過(guò)程中，具有豐富稟賦的人力資源流入了城市，從而推動(dòng)了城市經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，這兩種效應(yīng)綜合作用于城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，因此不良的結(jié)果就產(chǎn)生了；另一方面，城市和農(nóng)村之間的貿(mào)易形成了一個(gè)剪刀差，農(nóng)村向城市供給初級(jí)產(chǎn)品，然后經(jīng)過(guò)城市的產(chǎn)品加工最終形成工業(yè)產(chǎn)品，這些工業(yè)產(chǎn)品又構(gòu)成農(nóng)民不可缺少的生產(chǎn)生活資料，在這種初級(jí)產(chǎn)品與工業(yè)產(chǎn)品的交換過(guò)程中，農(nóng)民的收入就完全抵消在交易過(guò)程中的巨大差價(jià)之中，因而農(nóng)民在基于其他消費(fèi)因素考慮的同時(shí)也就導(dǎo)致了醫(yī)療需求不足的狀態(tài)。

控制變量的估計(jì)結(jié)果符合我們的理論預(yù)期。首先，人均GDP(pgdp)的估計(jì)系數(shù)顯著為正說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引致了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的上升，主要原因可能是由于社會(huì)財(cái)富的積累能夠使得貧富差距呈現(xiàn)出“馬太效應(yīng)”，雖然社會(huì)財(cái)富的積累也相應(yīng)增加了農(nóng)村可用于醫(yī)療支出的資源存量，但中國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能正處于前者的效應(yīng)占主導(dǎo)的階段。20世紀(jì)90年代以后我國(guó)進(jìn)入了全面的社會(huì)主義市場(chǎng)化階段，市場(chǎng)化程度提升導(dǎo)致公共醫(yī)療服務(wù)水平下降和公共醫(yī)療設(shè)施的減少，政府對(duì)農(nóng)村醫(yī)療衛(wèi)生的補(bǔ)貼減少，從而降低了低收入農(nóng)民醫(yī)療可及性并提高了他們的就診費(fèi)用，使得低收入農(nóng)民的醫(yī)療支付能力下降(封進(jìn)，秦蓓，2006)。其次，外商直接投資(fdi)和對(duì)外貿(mào)易依存度(trade)均顯著加劇了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，主要原因在于FDI通過(guò)調(diào)整中國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)縮小了城鄉(xiāng)收入差距，但通過(guò)推動(dòng)貿(mào)易自由化擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距(張廣勝，周娟，2009)，這樣就從收入上拉大了城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異；對(duì)外貿(mào)易依存度對(duì)城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異有顯著的正向作用，因?yàn)楦鶕?jù)國(guó)際貿(mào)易收入理論，城市居民屬于富裕要素所有者，他們將從貿(mào)易中獲利，而農(nóng)村居民屬于稀缺要素所有者，他們將因貿(mào)易而受損，因此貿(mào)易自由化程度越強(qiáng)，城鄉(xiāng)居民各自獲利差距就越大，那么城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異就會(huì)越大。

表2 系統(tǒng)GMM二步估計(jì)結(jié)果

4 結(jié)論及政策含義

理論推導(dǎo)過(guò)程證明了隨著城市化的推進(jìn)、城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步拉大，城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異也會(huì)逐步擴(kuò)大，實(shí)證研究結(jié)果支持了本文的理論推導(dǎo)，同時(shí)實(shí)證結(jié)果顯示：1990～2006年間中國(guó)城市化，城鄉(xiāng)收入差距的提高都能夠顯著地拉大城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異，長(zhǎng)期以來(lái)的城市偏向政策導(dǎo)致了城鄉(xiāng)收入差別的拉大與“二元結(jié)構(gòu)”的強(qiáng)化，同時(shí)對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出起到了抑制作用，使得農(nóng)村居民醫(yī)療需求長(zhǎng)期處于不足狀態(tài)，這不僅有礙于農(nóng)村居民健康水平的提高，而且還會(huì)進(jìn)一步拉大城鄉(xiāng)收入差距；同時(shí)，城在市化進(jìn)程中，政府財(cái)政補(bǔ)貼的城市傾向?qū)е赂俚呢?cái)政補(bǔ)貼流入農(nóng)村的各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)之中，這就壓抑了農(nóng)村居民對(duì)醫(yī)療支出的強(qiáng)烈愿望，使得他們?cè)诳紤]醫(yī)療支出的同時(shí)，還需顧及其他影響他們消費(fèi)支出的重要因素。但是這一結(jié)論并不能得出城市化與城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異是“魚(yú)與熊掌”之間的關(guān)系，隨著科技的進(jìn)步，經(jīng)濟(jì)水平的進(jìn)一步提高，城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療支出差異會(huì)逐步下降，中國(guó)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療支出差異會(huì)不會(huì)與城市化及城鄉(xiāng)醫(yī)療支出呈現(xiàn)出“U”型的關(guān)系還需后續(xù)研究者進(jìn)一步論證。

在中國(guó)統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展的目標(biāo)是不可動(dòng)搖的，由于中國(guó)處于各方面轉(zhuǎn)軌的“關(guān)鍵時(shí)期”，因此在城市化進(jìn)程中，城鄉(xiāng)醫(yī)療支出差異的擴(kuò)大是暫時(shí)的，中國(guó)經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展的未來(lái)方向始終是縮小城鄉(xiāng)差異，走向共同富裕。為了實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，中國(guó)公共部門(mén)必須防止公共政策的功能失衡，防止因追求政府績(jī)效而導(dǎo)致公共投資作用效果的喪失。農(nóng)村作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的根基，因此需要從長(zhǎng)遠(yuǎn)著眼，使得更多的財(cái)政補(bǔ)貼流向農(nóng)村。在城市化過(guò)程中，要激勵(lì)優(yōu)秀人才留在農(nóng)村，幫助農(nóng)村居民實(shí)現(xiàn)以科技提高收入水平，以改革促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以科學(xué)的發(fā)展觀(guān)武裝頭腦，不斷地推進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程。

[1]程開(kāi)明，李金昌.城市偏向、城市化與城鄉(xiāng)收入差距的作用機(jī)制及動(dòng)態(tài)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007,（7）.

[2]周云波.城市化、城鄉(xiāng)差距以及全國(guó)居民總體收入差距的變動(dòng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)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(xiàn)的“階梯形”變異[J].經(jīng)濟(jì)研究，1994,(5).

[6]封進(jìn)，秦蓓.中國(guó)農(nóng)村醫(yī)療消費(fèi)行為變化及其政策含義[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯,2006,(1).

[7]顧衛(wèi)兵，張東剛.城鄉(xiāng)居民收入與醫(yī)療保健支出關(guān)系的實(shí)證分析[J].消費(fèi)經(jīng)濟(jì),2008，24(1).