一、引言 全国第六次人口普查结果显示，截至 2010 年底，我国 60 岁及以上人口为 1.78 亿人，占全国总人口的比重为 13.26%,其中，65 岁及以上人口为 1.19亿人，占全国人口的比重为 8.87%.按照联合国的标准，当一个国家（地区）60 岁及以上老年人口占总人口的比重达到 10%（新标准是 65 岁及以上老年人口占总人口的比重达到 7%），即视该国家（地区）进入老龄化社会。从第六次人口普查结果中可以看出，我国已经进入老龄化社会，更确切地说，我国早在第五次人口普查时已经迈入老龄化社会。第六次人口普查数据显示，我国老龄人口增长速度加快，且伴随城市化的发展，“丁克”、“晚婚”现象普遍，生育率下降，老龄社会危机日益加剧。
1953 年我国第一次人口普查结果显示，65 岁及以上老年人口为 2 620 万人。从 1953 年第一次人口普查到 2010 年第六次人口普查的 57 年间，我国 65岁及以上老年人口增长了 4.54 倍，年平均增长率为2.69%.根据联合国的预测，1990~2020 年世界老龄人口的年平均增长率为 2.5%,而同一时期我国老龄人口的年平均增长率为 3.3%;1995 年世界老龄人口占总人口的比重为 6.6%,2020 年为 9.3%,而我国1995 年老龄人口占总人口的比重为 6.1%,2020 年将达到 11.5%.从上面的数据对比中可以看出，我国的老龄人口增长速度、比重都超过了世界同期水平（见图 1）。与世界上其他先期进入人口老龄化的国家相比，我国的人口老龄化呈现出规模大、速度快、老年人收入较低、收入差距较大、超前于社会经济发展等特点，人口老龄化问题较为严峻。由于老年人的身体机能会出现衰老的情况，面临的健康风险较大，因此，老年人的健康问题是我国老龄化社会首先需要解决的问题。根据 Grossman（1972）[1]的观点，健康是人力资本的重要构成要素（Schult,1961;Mwabu,1997）[2,3],关系到经济的发展（Fuchs,1996）[4],而且从个人的角度看，健康也是个人和家庭幸福生活的重要组成部分（齐亚强，2012）[5].健康的概念不仅是传统意义上的躯体健康，现代健康观更是包括了生理、心理、精神、社会、道德等多维度的一个概念（Johannes,2005;Manderscheid et al.,2010）[6,7].保障公民特别是老年公民的健康权，实现“老有所养、老有所依、老有所乐”是我国政府的重要职责之一。从我国老年人的健康状况来看，有的老年人精力充沛、身心健康直至辞世，有的老年人则体弱多病、饱受疾病的折磨，那么造成这种状况的因素是什么呢？有研究发现，老年人的收入差距较大（帕默、邓曲恒，2005）[8],那么收入差距是否会对老年人的健康造成影响呢？如果是，那么收入不平等是否还通过其他因素影响老年人的健康呢？基于以上问题，本文试图考察收入、收入差距对老年人健康的影响。同时，基于我国医疗体制改革不断推进的背景，本文还将考察医疗保险是否会对老年人的健康产生影响以及收入不平等是否会造成医疗保险的不公平，从而间接地对老年人健康产生影响。
本文的创新之处在于：（1）已有研究要么仅考虑收入对健康的影响，要么仅考虑医疗保险对健康的影响，而很少同时考虑二者对健康的影响，本文同时考虑了收入、医疗保险对健康的影响，并分析了收入是否通过医疗保险这一渠道对健康产生影响；（2）我国特有的城乡二元经济结构使不同区域老年人的收入、健康状况存在差异，对此，本文进一步探讨了收入不平等和医疗保险对城乡老年人健康状况的影响，以及城乡老年人健康状况存在差异的原因；（3）本文的数据来源于中国老年人健康长寿调查（CLHLS），并在实证分析中采用逐步回归的方法避免了共线性问题，利用面板数据回归避免了内生性问题，从而提高了结果的可靠性和稳健性。
本文其余部分的内容安排如下：第二部分简单回顾了有关收入不平等、医疗保险与健康的研究文献，第三部分介绍了数据来源、计量模型及相关变量的选定和说明，第四部分是实证结果分析，第五部分是研究结论与政策建议。
二、文献综述 自 1909 年 Irving Fisher 在提交给美国国会的《国家健康报告》中提出健康是一种广义的财富形式以后，经济学家开始从经济角度研究健康问题，改变了以往只是从医学角度研究健康问题的做法。1963年，Arrow 发表了经典论文《不确定性与卫生保健的福利经济学》，标志着健康经济学 （Health Eco-nomics）作为一门学科正式得以确立。关于健康经济学的发展和主要研究内容，Fuchs（1996）[4]、Rutten（2001）[9]、高梦滔（2002）[10]、徐程（2012）[11]等已经进行了详尽描述和系统分析，本文不再赘述，而是直接对收入不平等、医疗保险与健康的研究文献进行综述。
（一）收入对健康的影响机制 1.绝对收入假说理论。该理论提出，个体的健康状况主要受绝对收入的影响，二者是正相关关系。但是，随着绝对收入的提高，个人健康状况的改善幅度逐渐缩小，健康是收入的凹函数，用函数形式可以表示为：hi=（yi），并且 f′>0,f″<0 （1）式（1）中，hi表示个体 i 的健康水平，yi表示个体i 的收入水平，f 为两个变量之间的函数关系。该函数的一阶导数为正，二阶导数为负，二者是边际递减关系。
按照该理论，个体的健康水平是由个体的绝对收入水平决定的，收入不平等对个体健康的影响只是一种统计假象，实质上是由绝对收入与健康之间的 非 线 性 关 系 造 成 的（Preston,1975;Gravelle,1998）[12,13].
2.相对收入假说。该假说由英国社会流行病学家理查德·威尔金森（Richard Wikinson）提出，即如果群体中某个居民的绝对收入不变，但其所在群体的平均收入提高了，则绝对收入不变的居民健康状况将会恶化，反之亦然，因此，居民的健康状况会受到相对收入而不是绝对收入的影响（Wilkinson,1996、1997、2005、2006）[14-17].将该结论扩展到社会整体，就是收入不平等对居民健康的影响。在一个社会中，如果低收入居民占总人口的比例较大，中高收入居民占总人口的比例较小，社会收入不平等现象较为严重，那么这个社会居民的整体健康状况就会相对较差。该结论得到了不少学者的支持（Kawachi &Kennedy,1997;彭月兰、迟美青，2013;曾小彬、陈明，2013;杨桌耸，2014）[18-21].
虽然大多数研究认为收入不平等会造成居民健康水平下降，但 Judge 和 Peterson（2001）[22]却提出相反的观点，认为在收入高度不平等的社会中，极少数非常富有的群体对医疗产品和服务的需求可能促进医疗技术的突破和创新，而这种“涓滴效应”所产生的正外部性会带动整个社会健康水平的提高。
（二）医疗保险与健康之间的关系 1.医疗保险与健康之间存在正相关关系。Young和 Cohen（1991）[23]研究了美国马萨诸塞州 1987 年因急性心肌梗塞住院的 4 972 名病人，他们将病人分为三组，即享受免费医疗保险、享受美国健康组织的预付费服务及没有医疗保险。研究发现，没有医疗保险病人的死亡率远远高于享受免费医疗保险及美国健康组织的预付费服务的病人。Ayanian 等（1993）[24]研究了 1985~1987 年美国新泽西州 4 675 名 35~64岁乳腺癌患者的状况，在控制了年龄、种族、婚姻状况、家庭收入及病情的不同阶段后发现，没有保险的患者较之有私人商业保险的患者病情确诊阶段较晚，且出院后存活率较低。Polsky 等（2006）[25]研究了65 岁加入美国国家老年人医疗保险制度（Medicare）的老年人健康状况，发现美国国家老年人医疗保险制度能够显着改善无医疗保险老年人的健康状况。
黄枫、吴纯杰（2009）[26]利用 2002~2005 年“中国老年人健康长寿影响因素调查数据”研究发现，医疗保险显着降低了城镇老年人的死亡概率，有医疗保险的老年人 3 年间的死亡风险下降了 6.3%（Probit 模型估计结果）。潘杰等（2013）[27]基于 2007~2010 年国务院城镇居民基本医疗保险试点评估入户调查数据，利用 2SLS 回归，得出医疗保险对个人健康水平起到正向作用，并且对经济状况较差的弱势群体影响更大的结论。
2.医疗保险对健康的改善作用令人失望。赵忠、侯振刚（2005）[28]利用 2000 年中国健康与营养调查数据研究发现，年龄对健康有显着的负影响，教育有显着的正影响，但男性教育程度的影响不显着；医疗保险对健康始终呈现不显着的负影响，这可能是因为我国的医疗体制不是由市场机制决定，其在很大程度上还是具有福利的性质。Chen 和 Jin（2010）[29]利用 2006 年中国农业普查数据（China AgricultureCensus,CAC）研究发现，新农村合作医疗能够提高适龄儿童的入学率，降低婴幼儿和孕产妇的死亡率。
但运用匹配和差分的方法去除内生性后，新农村合作医疗没有对婴幼儿和孕产妇的死亡率产生影响，但确实提高了适龄儿童的入学率。
（三）收入不平等、医疗保险与健康三者之间的关系有学者认为，收入是通过第三因素对健康间接产生影响的。Auster 等（1969）[30]在控制了教育、政府公共卫生支出等变量后发现，健康与收入的相关关系消失了。因此，收入不平等可能通过公共投入不足影响居民健康。一方面，在收入分配高度不均的社会，公共设施、医疗保险和服务等资源被低估，不利于政府扩大公共设施、医疗保险和服务方面的投资，从而对居民健康状况产生影响；另一方面，穷人比富人对公共设施、医疗保险和服务等资源的依赖性更大，在政府投资不足的情况下，穷人的健康状况受到的影响更大（Krugman,1996;Lynch et al.,2000）[31,32].
Brehm 和 Rahn（1997）[33]从政治参与的角度进行了分析，认为收入不平等会造成政治参与上的不公平，使社会成员对政府等公共机构产生不信任感，最终影响社会成员对医疗保险和服务等公共卫生资源的利用效率，损害居民的健康。
从以上文献中可以看出，西方学者对老年人健康的研究主要集中在社会支持对老年人健康状况的影响（Gillis,1993）[34]、生活习惯对老年人健康状况的影响（Johnson,1991）[35]、宗教信仰对老年人健康状况的影响（Arleen,2004）[36]等方面，而关于收入不平等、医疗保险对老年人健康影响的研究较少。本文的分析丰富了关于中国老年人健康的研究，提供了中国老龄化背景下收入不平等、医疗保险与健康关系的经验数据；同时，本文利用 Ordered Probit 回归分析了收入不平等、医疗保险与老年人健康之间的关系，验证了收入不平等对中国老年人的健康是产生了正效应还是负效应，以及是否存在收入通过医疗保险影响老年人健康的逻辑链条，完善了国内关于老年健康问题的研究，在医疗保险制度改革的背景下，提出了改善老年人健康状况的新思路。
三、实证模型、数据来源与变量描述 （一）实证模型 自 1972 年 Grossman 进行了开创性研究以来，Grossman 健康需求模型成为研究健康问题的标准模型。Leibowitz（2004）[37]对健康需求模型进行了扩展，将个人因素与公共因素联系起来。本文借鉴 Gross-man（1976）[1]、Leibowitz（2004）[37]的实证模型，采用Ordered Probit Model 方法进行研究。
①实证模型假定如下：
Healthij=β1Income+β2Ginij+β3Insuranceij+β4Ginij·Insuranceij+ηij+εij（2）模型中，被解释变量 Healthij表示第 i 省第 j 个老年人的健康状况，解释变量 Income 表示居民收入，Ginij表示第 j 省的基尼系数，Insuranceij表示第 i省第 j 个老年人的医疗保险状况，Ginij·Insuranceij为基尼系数与医疗保险的交互项，ηij为第 j 省第 i 个被调查者的个体特征变量（包括性别、年龄、婚姻状况、体力劳动、锻炼身体、参加社会活动等），εij为误差项，服从经典假设。
（二）数据来源 本文采用了中国老年人长寿影响因素调查（Chinese Longitudinal Healthy Longevity Survey,CLHLS）数据，该调查由中国国家自然科学基金委员会（NSFC）、美国国家老龄研究院（NIA/NIH）、联合国人口活动基金（UNFPA）、中国国家社会科学基金、香港研究资助局、中国教育部和北京大学 211 项目共同资助。从 1998 年开始，CLHLS 一共进行了六次调查，即 1998、2000、2002、2005、2008~2009、2011~2012 年。基础调查和跟踪调查涵盖了中国 31 个省市中的 23 个省市近半数县（或县级市） 的老年人。
1998 年 CLHLS 对 8 959 个 80 岁以上的高龄老人进行了入户访问调查，2002 年及以后的调研年龄范围扩大到 65 岁及以上老人。基础调查和跟踪调查问卷的内容主要包括老年人的性别、年龄、出生日期、出生地、婚姻状况、受教育程度等个人基本信息，还包括健康状态、经济来源、生病时能否及时就医、医疗保险支付情况等，共有 90 多个大问题、180 多个子问题。同时，专业医护人员还对被调查老人进行了健康体检。CLHLS 的数据从年龄申报的正确性和有效性、主要健康变量的可信度和效度、不应答、失访状况等方面进行全面评估后被证明数据的质量总体较高，达到或超过了国际同类调查的质量水准（Chen,1993;Gu et al.,2008;Chen,2011;Cheng,2012）[38-41].
本文的数据来自于 2005、2008~2009、2011~2012 年的调查。2005 年的调查有 15 638 个老人接受了访问，其中 7 472 个被访者在 2008~2009 年的调查中仍健在，5 228 人在 2008~2009 年调查前死亡。在 2011~2012 年的调查中尚有 4 191 个存活被访者，2 255 人在 2005 年和 2008~2009 年接受过调查和再调查，但在此次跟踪调查前死亡。在 2008~2009 年的调查中，有 2 938 个被访者失访；在 2005~2012 年的跟踪调查中，有 1 026 个失访者。本文将死亡者、失访者及信息缺失的样本进行剔除后，共获得有效样本 16 804 个。
（三）变量选择与描述性统计 1.因变量。本文主要研究收入不平等、医疗保险对老年人健康状况的影响，故因变量为中国老年人的健康状况。CLHLS 从以下七个方面调查了中国老年人的健康状况：日常活动能力（ADL）、器具性日常活动能力（IADL）、功能受限状况、认知功能、自评健康、他评健康、自评慢性病患病率。自评健康与他评健康均是序数变量，日常活动能力、器具性日常活动能力、功能受限状况、认知功能在 CLHLS 的问卷调查中均设有相应的分数值，自评慢性病患病率为记数变量。
2.自变量。本文主要关注收入不平等、医疗保险对老年人健康的影响，因此，收入不平等和医疗保险是本文重要的自变量指标。对于收入不平等，本文采用各省的 Gini 系数来衡量。关于医疗保险，CLHLS设计了一个“您目前有哪些社会保障和商业保险”问题，该问题的答案有 9 个选项：退休金、养老金、商业养老保险、公费医疗、城镇职工医疗保险、城镇居民医疗保险、新型农村合作医疗保险、商业医疗保险及其他。本文将没有任何保险样本的医疗保险状况设为 0,否则为 1.
在 Grossman（1972）的经典健康需求模型中，影响个人健康水平的因素包括年龄、教育水平等个体微观因素，因此，本文加入了被前人研究证实的、能够影响老年人健康状态的微观个体因素，包括性别、年龄、婚姻状况、体力劳动、锻炼身体、参加社会活动等（鲁元平、王韬，2011;江求川、张克中，2013）[42,43].
各变量的具体定义和描述性统计分别见表 1 和表 2.表 2 显示，我国老年人的健康状况水平总得分为 91.978 0,其中，城市老年人的健康水平得分为94.924 7,略高于农村老年人的健康水平得分93.745 1,说明城市老年人的健康状况比农村老年人的健康状况略好。城市老年人的绝对收入水平为38 879.09 元，高于农村老年人（37 598.41 元），而城镇的相对收入水平（基尼系数）为 0.457 9,低于农村（0.511 5），说明城市老年人的收入水平较高，且收入差距要比农村老年人小。其他变量如性别、受教育年限、参加社会活动、体力劳动、锻炼身体、生活来源够用、生病时能及时就医，城市老年人的得分都高于农村老年人，这与基本常识一致，而医疗保险与婚姻状况变量的城市老年人得分要低于农村老年人，这与一般经验不符，其原因有待于进一步分析。
四、实证结果与分析 在实证分析之前，本文首先以各省微观家庭人均收入为基础计算的基尼系数、医疗保险及老年人健康的平均值，描述收入不平等与老年人健康、收入差距、医疗保险之间的关系，以获得一种直观的认识。
图 2 是以各省基尼系数为横轴，以各省老年人医疗保险为纵轴的散点图。由拟合曲线可知，基尼系数越大，享有医疗保险的人就越少，即基尼系数与医疗保险成反比。图 3 是以各省基尼系数为横轴，以各省老年人健康状况平均值为纵轴的散点图。由拟合曲线可知，老年人的健康状况随着基尼系数的增大先升后降，说明适当的基尼系数可以促进老年人健康水平的提升。图 4 是以医疗保险为横轴，以老年人健康为纵轴的散点图。由拟合曲线可知，老年人健康与医疗保险是先升后降的关系。 图2,3,4显示，收入不平等、医疗保险与老年人健康之间的联动影响不确定，鉴于直接观察不能同时控制个体特征和其他因素对老年人健康状况的影响，为了更准确地分析我国收入差距、医疗保险对老年人健康的影响，本文将进行实证检验、。本文遵循如下分析思路：首先，不考虑Gini系数和医疗保险因素，只考虑个体特征对老年人健康状况的影响，并将此作为分析的起点（模型1）；其次，加入Gini系数和人均家庭收入，分析收入、收入差距对老年人健康的影响（模型2）；再次，加入医疗保险，分析医疗保险对老年人健康的直接影响（模型3）；最后，加入Gini系数与医疗保险的交互项，分析收入不平等通过医疗保险间接地影响老年人的健康状况（模型4）、（一）收入不平等、医疗保险对老年人健康影响的全样本回归回归（D的结果显示，我国老年人的健康状况与年龄呈现正相关关系，年龄越大，健康状况越差。 从婚姻状况来看，已婚并与老伴住在一起的老年人的健康状况显着好于已婚但未与老伴生活在一起以及离异、丧偶者。回归（D还显示，未结过婚者的系数为正，但并不显着，这基本符合大多数学者提出的婚姻对健康和长寿有益的研究结论（1992;Wu & Hang 2002） 4s.男性虚拟变量的回归系数为正，说明男性老年人比女性老年人的健康状况要好受教育年限的回归系数在1%的水平下显着为正，说明教育能够显着改善老年人的健康状况，这可能是因为教育程度较高者要比教育程度较低者更注重自身的健康，符合Gnossman X1976） 提出的“一个受过良好教育的人能够更有效地提高健康水平”的观点。体力劳动、锻炼身体、生活来源、参与社会活动、生病时能及时就医的回归系数在1%的水平下显着为正，说明体力劳动、锻炼身体、生活来源够用、参与社会活动和生病时能及时就医对老年人健康有显着的改善作用。回归（2）加入家庭人均收入、家庭人均收入平方项、Gini系数、Gini系数平方项的结果显示，家庭人均收入和家庭人均收入平方项对老年人健康的影响不显着，但二者的系数符号相反，说明家庭人均收入对老年人健康的影响是边际递减的；Gini系数对老年人健康的影响在1%的水平下显着为负，Gini系数平方项在10%的水平下显着，说明我国老年人的健康状况与Gini系数呈倒U型曲线关系。此外，回归C2）证明，相对收入对老年人健康的影响更大。其主要原因是，我国老年人“均富”的传统观念与现实中的收入不平等之间存在矛盾，这对其健康状况产生了严重的负面影响、回归（3）中加入医疗保险后，医疗保险在1%的水平下显着为正，说明医疗保险对老年人的健康状况具有明显的改善作用，这与许多学者的研究结论一致（Young&Cohen 1991; Ayanian et al. ） 1993 ;潘杰等，2013） I43.加入医疗保险变量后，收入不平等对老年人健康依旧呈现显着的负面影响，但负面影响有所减弱，系数从一0.752上升到一0.706,说明未加入医疗保险因素高估了Gini系数对老年人健康的负面影响，也就是说，收入不平等可能是影响老年人健康状况的一个传导机制、回归（4）中加入Gini系数与医疗保险的交互项后，交互项在1%的水平下显着为负，但Gini系数不再显着、。从计量经济学的角度来分析，医疗保险确实是收入不平等对老年人健康产生间接影响的一个传导机制和重要渠道，收入不平等造成医疗保险利用的不公平，从而影响了老年人的健康状况，这一结果也得到了其他学者的支持（Lairson 1995;解至，2009）。为了进一步考察收入不平等影响老年人健康这一作用机制中有多大比重是由医疗保险不平等造成的，本文借鉴了Mo C2001） lasl的分析方法，认为在收入不平等导致老年人健康水平下降的路径中，有11.5%是由于医疗保险不平等造成的、。一4一不过，收入不平等导致老年人健康水平下降的其他部分还没有得到有效证明，我们认为，这既可能是收入不平等本身对健康产生了“污染效应”,也可能是收入不平等通过其他传导机制，如卫生设施（Case 2001） layl\生活方式（Klausnen et al. 2001） Isc,等对健康产生了影响. （二）收入不平等、医疗保险对城乡老年人健康影响的回归结果由于我国具有城乡二元结构，所以有必要对农村样本和城市样本分别进行回归，以考察收入不平等、医疗保险对农村老年人和城市老年人健康的不同影响。参照全样本回归方法，本文采用分步回归法，在控制个体特征、省份和年度虚拟变量后，先后加入收入、收入不平等、医疗保险、医疗保险与收入不平等的交互项进行回归，回归结果见表4.表4显示，收入对老年人健康影响的回归结果与全样本回归结果类似，即家庭人均收入和家庭人均收入平方项对城乡老年人健康的影响不显着，但二者的系数符号相反。Gini系数和Gini系数平方项的符号相反，即城乡老年人的健康状况与Gini系数呈倒U型曲线关系、。Gini系数对城市老年人健康的负面影响不显着，但对农村老年人健康的负面影响比较显着，这可能是因为收入不平等状况在我国农村地区更为严重（周文兴，2005;王洪亮，2006），其给老年人健康带来的负面影响也更大，而且在具有“熟人社会”特征的农村中，老年人对相互之间的收入及收入差距非常了解，其对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农村老年人高，收入不平等对其的负面效应要小很多、加入医疗保险的回归结果显示，医疗保险对城市老年人和农村老年人都具有显着的正面影响，说明医疗保险对城乡老年人的健康状况都有显着的改善作用，这与本文前面的结论是一致的。其中，医疗保险对农村老年人健康的影响在1%的水平下显着，对城市老年人健康的影响分别在5%和10%的水平下显着，可见，医疗保险对农村老年人健康的影响要大于城市老年人。其原因可能是，相对于农村老年人，城市老年人拥有各种形式的医疗保险，而医疗保险在农村是稀缺资源，其对农村老年人健康的改善作用也更加明显加入Gini系数与医疗保险交互项的回归结果显示，不论是农村老年人还是城市老年人，交互项的结果都为负，说明收入不平等所引致的医疗保险不平等对城乡老年人的健康都产生了负面影响、。加入交互项后，收入不平等对城市老年人健康的负面影响没有太大变化，而对农村老年人健康的负面影响却略为下降，说明收入不平等通过医疗保险不平等影响老年人健康在农村表现得更为明显。其原因在于，相比于农村老年人，城市老年人对收入不平等和医疗保险更不敏感，这也说明我国应注重缩小农村收入不平等，进一步加快农村医疗保险制度改革. （三）不同类型医疗保险对不同收入等级老年人健康影响的回归结果表3虽已证明医疗保险对老年人的健康状况有显着的积极影响，但它只是总量分析，尚不能分清是所有类型的医疗保险都对老年人的健康状况产生了影响，还是仅有部分医疗保险具有积极的作用。为此，有必要深入考察各种类型医疗保险对老年人健康的影响。2009年我国进行了新的医疗体制改革，改革的内容是建立以城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗三项制度为主体的医疗制度。因此，本文选取2011年CLHLS问卷调查中的城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗三种医疗保险数据进行回归，同时对人均家庭收入由低到高进行排序，分别选取位于1/4和3/4处的收入值（5 000和25 000）作为分界点，人均家庭收入在5 000元/年及以下的为低收入组，高于5 000元/年但等于或少于25 000元/年的为中等收入组，高于或等于25 000元/年的为高收入组，以讨论不同类型医疗保险对不同收入等级老年人健康状况的影响，回归结果见表5. 表s的实证策略与表3、表4基本相同，即（n>,C4） , 主要考察收入、收入不平等对健康的影响、。从回归结果中可以看出，Gini系数对低等收入者的影响在10%的水平下显着，而对中等收入者和高等收入者的影响不显着；家庭人均收入对低等收入者、中等收入者及高等收入者的影响都不显着；收入不平等对较低收入者的影响较大，因为收入差距会导致医疗服务等公共设施供给不足，从而对低收入者健康的影响较大、。此外，较大的收入差距导致低收入者的挫败感增强，对其健康的负面影响更大。 家庭收入和家庭人均收入对各收入等级老年人的影响不显着，其原因可能与之前分析的一样，老年人受“平均主义”等传统观念的影响更大，对收入不平等的感知更强烈、加入城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗三种医疗保险的回归结果显示，城镇职工基本医疗保险对低收入者是负面影响，但影响不显着；城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗对低收入者的影响在io%的水平下显着为正；城镇职工基本医疗保险和新型农村合作医疗对中等收入者的影响在io%的水平下显着为正；城镇居民基本医疗保险对中等收入老年人产生了负面影响，但影响不显着；三种医疗保险对高等收入者都产生了正面影响，但影响不显着、可见，城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗对低收入老年人健康的影响较大，城镇职工基本医疗保险和新型农村合作医疗对中等收入老年人健康的影响较大、C3） , C6） , C9）加入收入不平等与三种医疗保险交互项的回归结果显示，收入不平等通过医疗保险对老年人健康产生了影响，但只对低收入老年人的影响较为显着，而对中等收入和高等收入老年人的影响不显着、。因此，今后应采取各种措施，缩小贫富差距，加大医疗体制改革向低收入人群的倾斜力度，减少收入不平等对健康的“污染效应”,保障我国老年人的身心健康、（四）稳健性分析1.内生性问题。Strauss 和 Thomas（1998）、Smith（1999）、Goldman（2001）认为，收入与健康是互为因果的关系，即收入会影响健康，健康也可能影响收入。健康者能够更好地投入到劳动中，所以会有更高的收入，而收入高者可以享有更好的医疗服务和资源；健康状况较差者的收入会下降，而收入的下降又会对健康造成冲击。为了缓解内生性带来的偏差，本文采用了三期面板数据，并用家庭人均收入代替个人收入进行实证分析。这虽然可以在一定程度上克服内生性，但方法仍有待于进一步完善，这也是本文的不足。
2.OLS 回归。Ferrer-i-Carbonell 和 Frijte（r2004）认为，如果能够准确无误地设定回归方程，OrderedProbit 模型和 OLS 回归则会在参数估计的显着性和边际效应的符号上具有高度的一致性。因此，本文在稳健性检验中对老年人健康状况用 OLS 进行回归，回归结果见表 6.表 6 的结果与表 3 相比，除了具体的回归系数值不一样外，回归系数的显着性和符号基本相同，收入不平等依然对老年人健康有显着的负面影响，医疗保险依然对老年人健康有显着的正面影响，而收入不平等通过引致医疗保险不公平对健康产生负面影响的路径也依然存在，这说明本文的回归结果具有较高的可靠性与稳健性。 五、研究结论与政策建议 本文利用 CLHLS 的数据分析了收入不平等对我国老年人健康的影响，考察了收入不平等通过医疗保险对健康的影响机制。Ordered Probit 实证回归结果表明：（1）收入不平等对老年人健康产生了显着的负面影响，收入不平等通过引致医疗保险不公平对健康产生影响的路径是存在的；（2）从城乡差异来看，农村老年人比城市老年人更容易受到收入不平等的影响，收入不平等对农村老年人健康产生的负面影响更大；（3）不同类型医疗保险对不同收入等级老年人健康影响的回归分析表明，收入不平等对低收入者的负面影响更大，城镇职工基本医疗保险、城镇居民基本医疗保险和新型农村合作医疗也存在对低收入老年人健康影响更大的情况。
通过实证分析，本文认为，收入不平等影响老年人的健康状况以及收入不平等通过医疗保险影响老年人健康的路径是存在的。因此，本文提出如下政策建议：一是调整国民收入分配格局，加大再分配调节力度，着力缩小收入差距，减少收入不平等对老年人健康的“污染效应”;二是合理分配公共资源，完善农村老年人的医疗服务，提高农村老年人的健康水平，同时降低收入不平等对老年人健康的负面影响程度；三是加快医疗保险制度改革，特别是要关注低收入的老人弱势群体，降低低收入老年人参加医疗保险的经济门槛，使老年人真正能够“老有所养、老有所依、老有所乐”.