人口老龄化、居民健康与收入不平等.docx

人口老龄化.居民健康与收入不平等一、引言“人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”成为今后一个时期中国社会的主要矛盾；与此 同时，人口出生率不断下滑，而预期寿命随着收入水平和医疗水平的提高逐渐延长，收入不平等和人口老龄化已经成为 制约中国经济发展和影响人民幸福的两个关键症结。人口老龄化对社会经济发展形成挑战最直接的原因在于，随着年龄 增长个体健康状况逐渐恶化，且劳动参与率较低，老年人口比重提高使得家庭和社会经济负担加重，因而居民健康是老 龄化问题研究中不可忽视的重要内容（Bloom等，2015）o鉴于人口老龄化对社会经济发展的影响与居民健康有关，许多 新的老龄化测算指标将居民健康状况纳入考虑范畴（Kye, 2016）,提高居民健康成为应对人口老龄化问题的关键（毛振华 等，2020）o中国政府将“积极应对老龄化”上升为国家战略，十九大报告提出了“健康中国”建设，强调“人民健康是民族 昌盛和国家富强的重要标志”，“四个面向”的提出更是为“不断满足人民对美好生活的向往”赋予了新的支撑。健康不仅 是人民追求美好生活的基础，而且会对未来中国的收入分配产生意义深远的影响（胡湛和彭希哲，2018）o考虑到人口老 龄化与居民健康之间的内在联系，有必要在同一框架中分析两者对收入不平等的影响。为了制定更加高效合理的人口政 策和收入分配政策，更好地将“健康中国”建设落到实处，迫切需要从理论和经验层面深入研究老龄化、居民健康与收入 不平等之间的关系，并准确回答两个问题：人口老龄化在多大程度上影响着收入不平等？在提升居民健康水平以应对老 龄化问题的同时，能否对收入分配的改善形成助力？有关老龄化对收入不平等影响的研究十分丰富，但鲜有文献将居民健康纳入分析范畴，且已有文献在分析老龄化 影响收入不平等的机制时过度强调人口结构效应（郭继强等，2014；曲兆鹏和赵忠，2008； Zhong, 2011）。用人口结构 效应解释老龄化对收入不平等的影响时，通常沿着两条思路展开。第一条思路是，如果经济中的不确定性使个体消费满 足鞅过程，消费的方差随年龄的增长逐渐扩大，而消费会导致资产性收入降低，故年龄越大，相同年龄的个体组内收入 不平等越大，这一趋势被称为年龄效应（Deaton和Paxson, 1998； Ohtake和Sa让o, 1998）；在存在年龄效应的条件 下，人口年龄结构发生变化会影响收入不平等。第二条思路与生命周期假说相关，个体随年龄增长逐渐积累工作经验、 技能和资产，提高收入水平，故不同年龄的个体之间存在收入不平等（Alm刍s和Mogstad, 2012）；在不同年龄个体之间 存在收入差距的条件下，人口年龄结构发生变化会影响收入不平等。两条思路的相似之处在于，用人口结构效应解释老 龄化对收入不平等的影响必须有两种力量共同发挥作用，一是人口年龄结构发生变化，二是存在年龄效应或不同年龄个 体之间存在收入差距。值得注意的是，如果老龄化对收入不平等的影响仅由人口结构变化导致，个体永久收入的不平等 程度并不会受到人口老龄化的影响，收入分配格局在本质上没有恶化，但此论断显然与事实有较大出入。综合现有文献可以发现，已有研究隐含了老龄化影响收入不平等的第二条机制，即老龄化导致劳动收入份额降低, 进而加剧收入不平等。从劳动要素的角度讲，人口老龄化意味着劳动投入减少，虽然平均工资可能因劳动供给减少而趋 于提高，但老龄化导致的劳动生产率降低对平均工资产生了更强的负向影响，在劳动投入和平均工资的双重作用下，老 龄化降低了劳动收入份额（Lu。等，2018）o从资本要素的角度讲，老龄化促进了人均资本的提高，当资本与劳动存在替 代关系时，人均资本上升推动了劳动收入份额的下降（魏下海等，2012）o与新一轮工业革命相适应，老龄化引起的劳动 供给减少还会激励企业更加广泛地应用自动化技术，从而会进一步降低劳动收入份额（Acemoglu和Restrepo, 2018； Basso和Jimeno, 2021 ）o Piketty （2014）强调，资本收入比劳动收入分配更加集中，因而劳动收入份额越小，收入不 平等越大（Erauskin, 2020）。人口老龄化还可以通过影响代际人力资本投资作用于收入不平等，但这条机制尚未被充分挖掘，本文将就此展开 深入分析，并将居民健康纳入同一个框架。具体来说，成年个体往往同时承担着赡养父代和抚养子代并对子代进行人力 资本投资的责任，个体需要对两者的资源配置做出权衡决策（Igarashi等，2013）。李超（2016）实证研究表明，老龄化对 子代人力资本投资具有显著的挤出效应，且老龄化对农村人力资本投资的负向影响更大，加剧了城乡间人力资本差距和 收入差距。假定人力资本的边际收益递减，由于低收入个体子代的人力资本一般较低，老龄化程度提高时，即使养老负 担对低收入与高收入个体的子代人力资本挤出相等，但对低收入个体子代造成的收入损失会更大，加剧了收入不平等。 健康作为一种形式的资本，在一定程度上决定着个体收入（Grossman, 1972）。同样假定健康资本的边际收益递减，个 体健康资本提升，两者的收入和对子代的人力资本投资均增加，且低收入个体的增长更大，从而会缩小个体及其子代的 收入不平等。若个体的目标是将父代健康维持在一定的水平，那么外部因素导致父代健康资本提升时，两类个体用于赡 养父代的支出降低（宗庆庆等，2020）；当个体赡养父代的支出降低时，对子代的人力资本投资会增加，同样有利于缓解 收入不平等。将人口老龄化影响收入不平等的上述三条机制绘制在图1中。本文聚焦于机制3,最终目的并不仅仅是验证该机 制的存在，更重要的是揭示即使不存在人口结构效应，老龄化提高仍然会使收入不平等加剧，即在本质上使收入分配恶 化；同时，机制3便于将健康资本纳入分析范畴，从而回答“提升居民健康能否对收入分配的改善形成助力”。图1人口老龄化影响收入不平等的三条机制本文可能的贡献在于：第一，将老龄化、居民健康和收入不平等纳入一个统一的分析框架中，尝试揭示出有别于现 有文献的“老龄化影响收入不平等”的作用机制，为深刻认识老龄化的收入分配效应提供一个新的视角；第二，通过“消 除不同年份的人口结构变化”和“消除不同年龄收入差距的影响”两种方法对收入不平等进行分解，在排除人口结构效应 的基础上，检验老龄化对收入不平等的影响，为准确认识人口老龄化的消极作用提供了更加系统的经验证据；第三，厘 清居民健康与收入不平等之间的关系，进一步丰富“健康中国”战略和“健康老龄化”的内涵，为改善收入分配格局提供新 的思路。二、理论模型与假说（一）理论模型的基本假定假设个体在成年阶段每单位医疗投入价格固定，记为；对父代每单位医疗投入价格为:其中，为利率，0V(1+) <1, >0o受到社会经济、医疗卫生水平等的影响，可以从一个侧面刻画社会的老龄化 程度，单一个体的行为对的影响可以忽略；当社会中居民平均预期寿命(或老年阶段长度)延长时，老龄化程度也会加剧。 则有：(二)理论模型的求解由式(19)右侧与时期无关可知，个体在成年阶段任一时期健康资本对生病时间的边际影响相等，换言之，个体在 成年阶段始终选择相等的健康资本：式(20)显示，个体的人力资本、初始健康资本越高，成年阶段选择的健康资本水平越高；医疗投入价格和健康资 本折旧率越高，个体成年阶段选择的健康资本水平越低；虽然投资健康花费时间会使个体收入减少，但健康资本增加能 够减少生病时间，使个体收入增加，所以时间成本越高，个体选择的健康资本水平越高。依次可求出个体成年阶段每一 期健康总投资I、每一期健康总投资成本y和每一期的生病时间：I f；» jx结合式(12)和式(21)可以将个体在整个生命周期内的收入重新表示为：n命题1:个体人力资本水平越高，能够越好地赡养父代从而延长父代寿命。该命题的意义体现在两个方面：第一，为父代对个体进行人力资本投资提供了一个有别于利他主义动机的解释；第 二，揭示了老龄化程度提高的动力来源不仅有医疗水平和经济状况的提高，还有随着人力资本的增长。命题2:随着个体健康资本的提高，个体收入也会提高，但收入上涨的幅度随健康资本的增加而减小。该命题的意义在于：前文假定了个体健康资本越大，生病时间越短，且生病时间减少的幅度随着健康资本的增长而 变小，而本文所使用的微观数据没有关于个体生病时间的调查；考虑到前文还假定个体收入与生病时间负相关，所以可 以通过检验命题2对上述两个关键假定进行检验，以保证本文模型假定的合理性和结论的可信度。(三)模型分析与假说1 .收入不平等的形成和演化本文假定个体仅在成年阶段取得收入且仅考虑成年阶段的收入不平等，而个体在成年阶段每一期健康资本均相等, 故收入也保持不变，意味着排除了已有文献所强调的人口结构效应对收入不平等的贡献。考虑一种简化的情形，假定有 个体和，两者的父代完全相同，则有E = E；随机因素£导致个体初始健康资本较高，则有H>H°根据式(22),个体因 健康资本较高，收入水平也较高，简言之，个体初始健康资本的差异可导致收入不平等。更重要的是，根据式(1),初始 健康资本的差异很可能进一步在个体和的子代中显现，且个体和子代的人力资本将出现分化，子代也将表现出收入不平 等。基于代际的传递性，需要考虑更一般的情形。假定有个体和，个体拥有更高的人力资本，即E>E。与简化情形不 同的是，由式(18)可知，因为E>E,个体赡养父代的总费用较大。尽管如此，由式(23)和式(14)可得，个体对子代 人力资本投资水平仍高于个体对子代人力资本投资水平，即个体和的子代之间仍然会存在收入不平等。后文将以一般情 形为基准进行分析。2 .老龄化对收入不平等的影响假说1:老龄化加剧使个体的养老负担加重，对子代的人力资本投资减少，且低收入家庭受到的损害更大，因而即 使排除人口结构效应，老龄化加剧仍会导致收入不平等扩大。3 .健康对收入不平等的影响假说2:个体健康水平提高或生活环境改善能够降低收入不平等，而健康水平下降会导致收入不平等恶化。、方法设计(一)计量模型设定为了证明本文理论模型部分的假定成立，从而使两条假说的理论基础更加科学严谨，我们需要检验命题1和命题 2,分别建立计量模型(24)和模型(25):其中，下标表示微观个体，和为待估参数，和为随机扰动项。本文所使用的微观数据库没有父代寿命的数据，作 为一种替代性方案，用“父代是否仍然健在”虚拟变量作为模型(24)的被解释变量，个体的人力资本水平为核心解释变量。 父代是否仍然健在必然与父代出生年份和调查时间有关，进一步在控制变量中引入城镇虚拟变量和省份虚拟变量。在实 际操作中，需要分别使用个体父亲和母亲的数据估计模型(24)。模型(25)中，被解释变量为个体收入的对数，核心解释 变量为个体健康水平和健康水平的平方项。控制变量中引入个体的年龄，年龄的平方项，人力资本，父母人力资本、， 家庭生活水平，个体户籍类型，婚姻状态，性别和个体所在省份虚拟变量。为了检验本文的假说1和假说2,设定计量模型如下：其中，和分别代表省份和年份，Ineq表示收入不平等，为人口老龄化程度，居民健康用表示，和为待估参数，e 为随机扰动项。根据现有文献，将经济发展水平及其二次项、城镇化水平、人力资本水平、再分配力度和就业率引入控 制变量中。上述计量模型设定存在两个重要问题：第一，本文力图揭示老龄化和居民健康能够在根本上影响收入不平等，即改 变个体永久收入的不平等。然而永久收入难以获得，用短期收入来测算不平等并回归模型(26)无法分辨老龄化的影响是 单纯由人口结构效应引起，还是在本质上改变了收入分配格局。为了解决这一问题，排除已有文献强调的人口结构效应, 需要发展新的收入不平等测算与分解方法。第二，尽管模型中主要解释变量与收入不平等不存在明显的逆向因果关系， 但无法完全避免测量偏误和遗漏变量带来的内生性，本文采用工具变量法进行处理。收入不平等的测算与工具变量的构 造将在后文具体介绍。(二)数据来源与变量度量本文的数据分为宏观和微观两个层面：宏观层面的数据来源于中国统计年鉴、中国人口与就业统计年鉴、 中国卫生健康统计年鉴，以及各省统计年鉴和国家统计局等；微观层面的数据来源于中国综合社会调查(CGSS)。1 .数据说明目前可以获得2003年、2005年、2006年、2008年、20102013年、2015年和2017年共计10次CGSS 调查数据。历次调查均采用多阶分层PPS随机抽样，但抽样框、分层变量、抽样阶段有所不同。尽管CGSS数据能够 较好地代表中国社会各个方面的情况，但本文所需要计算的各个省份收入不平等不同于受教育程度、平均收入等变量， 其代表性对样本容量具有更强的依赖性，同时考虑到CGSS历次抽样方案不完全相同，本文认为将数十个或数百个个 体视为各省内数百万甚至数千万个体的代表并不合适，而应将其视为各省内所抽取的社区的代表性个体。换言之，本文 将模型(26)所使用的数据视为混合截面数据而非面板数据；相应地，用宏观层面的数据刻画被调查者所处的经济环境并 在一定程度反映被调查者的整体特征。需要注意的是，CGSS数据中“收入”均为实施调查上一年的收入，利用CGSS数 据计算得到的收入不平等即为2002年、2004年、2005年、2007年、20092012年、2014年和2016年的收入 不平等，宏观层面的数据均应与之相对应。2 .变量度量本文采用CGSS数据计算历年各个省份65岁及以上人数与1564岁人数的比值度量老龄化程度；计算60岁 及以上人数与20岁及以上人数的比值用于稳健性检验。居民健康水平用统计年鉴中历年各个省份甲乙类传染病发病率 反向度量，为排除传染病偶然暴发对测算结果可能造成的偏误，剔除了离群值；用CGSS数据计算历年各个省份处于 劳动年龄的受访者对健康主观评价的均值并取对数，替换传染病发病率用于稳健性检验。另外，本文采用统计年鉴公布的各省老年人口抚养比作为老龄化程度的工具变量。进一步地，沿着Maestas等 (2016)、都阳和封永刚(2021)的思路，结合数据可得性，本文将60岁及以上人口占20岁及以上人口比重的预测值作 为老龄化的第二个工具变量。具体构造方法是：假定各个省份某年龄段的个体在一定时期内的生存率与全国该年龄段个 体在该时期的生存率相同，则该省份年龄在20岁及以上、60岁及以上人口的预测值可由如下公式计算：控制变量中经济发展水平用人均实际GDP度量；人力资本水平用6岁以上人口平均受教育年限度量；城镇化水 平即城镇人口占省内总人口的比重；再分配力度即个人所得税占可支配收入的比重，在计算过程中需要对农村和城镇数 据进行加权平均；就业率为各省就业人员数与总人口数的比值。(三)收入不平等测算与分解正如前文所述，在永久收入不可得的情况下，为了检验老龄化和居民健康是否在根本上影响了收入不平等，就应 当剔除人口结构效应。后文将依次使用消除不同年份的人口结构变化和消除不同年龄收入差距的影响两种方法测算和分 解收入不平等。由于人口结构的变化是人口结构效应存在的必要条件，消除不同年份的人口结构变化必然能够完全排除 人口结构效应，比消除不同年龄收入差距更加有效。1 .消除不同年份的人口结构变化参考郭继强等(2014)的改进方法，对从基期到期收入不平等的变动进行分解:P *-»*P *-»*式(30)等号右侧三项分别为人口结构效应、出生组效应和年龄效应。为了得到排除人口结构效应的收入不平等, 即假定第一项为0,期反事实收入不平等为:当将10次CGSS调查作为一个整体估计年龄效应和出生组效应时样本量充足，本文仅使用1985岁被调查者 的相关信息，每个年龄分为一组，共计67组，出生年代分为20世纪2090年代出生共计8组。当利用式(31)排除 收入不平等的人口结构效应时，需要按年份和省份分别计算，因此在样本容量的限制下，分组方式变为:1924岁为1 组，2564岁每连续五个年龄为1组，6574岁为1组，7585岁为1组，共计11组；当某一省份某个年龄组 的样本量不足以计算收入对数方差时，采用全国该年龄组收入对数的方差补缺，若全国该年龄组的样本仍不足，则用相 邻年龄组收入对数的方差来代替。2 .消除不同年龄收入差距的影响最常用的收入不平等度量指标是基尼系数，其计算公式表示为:由式(33)计算得到的基尼系数消除了不同年龄个体之间收入差距对收入不平等的贡献。为了得到平等状态下的个 体收入，本文引入年龄虚拟变量，省略下标，有：其中，X表示影响个体收入的其他变量。参考Alm&s和Mogstad (2012)的做法，X仅包含个体受教育年限，利 用各年分省份截面数据分别回归。在稳健性检验中，在X中进一步引入父母受教育年限、个体的性别、户籍类型、婚姻 状态和对家庭生活水平的主观评价、省份虚拟变量，并利用历年全国数据统一回归。平等状态下的个体收入为：为了与第一种排除人口结构效应的方法保持一致，该方法也仅使用1985岁的样本。!1!收入不平等的测算结果为了证明本文研究思路的合理性，即有必要在剔除了人口结构效应的基础上检验老龄化对收入不平等的影响，首 先需要检验人口结构效应的存在c由估计得到的出生组效应可以看到，与20世纪20年代出生的个体相比，30-70年 代出生个体的收入不平等逐渐升高，80年代和90年代出生个体的收入不平等又有所回落，但仍显著高于20年代出生 个体的收入不平等。年龄效应和相应的95%置信区间图显示，除少数年龄组与基准组(19岁为基准组)收入不平等的差 别不显著以外，其他年龄组均表现出显著的年龄效应，在50岁之后收入不平等随年龄急剧增长。经过以上分析可以确 定，中国居民收入不平等中的确存在年龄效应，且老年人口收入不平等更高，近年来老年人口比重的增加一定程度上提 高了收入不平等。因而，有必要在剔除人口结构效应的基础上检验老龄化对收入不平等的影响。(一)消除不同年份的人口结构变化本部分按照前文介绍的方法进行数据补缺，并测算和分解各个省份收入对数的方差，可以得到20022016年各 省人口结构效应对收入不平等的平均贡献率约为1.65%O历年各省收入对数方差的均值及反事实收入不平等的均值显 示，剔除了人口结构效应后，除了 2016年，收入对数方差的均值有不同程度的减小。这是因为每年用于计算和均值的 省份不同，若将无法计算反事实收入不平等的省份剔除，2016年同样能够得到的均值小于的均值。(二)消除不同年龄收入差距的影响我们根据前文介绍的方法计算历年各省各个年龄平等状态下的收入，结果表明不同年龄平等状态下的收入存在差 异，因而在消除了年龄对个体收入影响的基础上测算收入不平等是合理和必要的。我们分别按照式(32)和式(33)测算 历年各个省份的收入基尼系数和剔除了不同年龄收入差距影响后的基尼系数，历年各个省份的均值显示，剔除不同年龄 收入差距的影响后，除2004年外各年基尼系数有不同程度的减小。从永久收入的角度讲，使用单年收入计算基尼系数 通常高估了收入不平等。五、回归结果与分析(一)基准回归结果与分析1 .命题的检验结果与分析模型(24)的被解释变量为二元离散变量，采用Logit模型进行估计，结果报告在表1中。其中，第(1)一(3)列的 被解释变量为父亲是否仍然健在，第一(6)列的被解释变量为母亲是否仍然健在。考虑到父代在步入老年阶段之前一 般无须由个体赡养(除非因伤病无劳动能力)，因而更严谨地，本文使用父代已步入老年阶段的样本，即限定父代出生年 份。表1显示，与命题1相符，在其他条件一定的情况下，个体人力资本水平越高，父代仍然健在的可能性越大，表 明个体人力资本提高有助于为父代提供更优质的赡养从而延长父代寿命。表1人力资本水平对父代寿命影响的估计结果分年份对模型(25)进行普通最小二乘估计，结果表明，除2005年以外，其他年份个体健康的系数显著为正，而 个体健康平方项的系数显著为负。比较健康的一次项和二次项系数大小可以发现，2004年和2010年计算出倒U形曲 线的拐点约为4.44和4.25,其他年份计算出的拐点均大于5甚至超过6.38。考虑到个体健康水平最大取值为5,所以 事实上在变量的取值范围内，个体收入随健康水平的提高而增长且增长幅度越来越小。更为严谨地，本文采用Lind和 Mehlum (2010)提出的关于倒U形曲线的检验。经检验，各年估计结果均不能拒绝不存在倒U形关系的原假设。命题 2得到了验证。2 .假说的检验结果与分析本文分别将用收入对数方差和基尼系数度量的收入不平等、用两种方法剔除人口结构效应的反事实收入不平等作 为被解释变量，采用OLS估计模型(26)。其中，第(1)、(3)、(5)、(7)列为使用所有省份的估计结果，第(2)、(4)、(6)、 (8)列为剔除微观调查样本量小于100的省份的估计结果。结果显示，第(1)、(3)、(5)、(7)列的拟合优度明显小于第(2)、 (4)、(6)、(8)列，证实了微观调查样本量较小易使人口老龄化和收入不平等测算产生异常值并进一步影响实证检验结果 的判断，因而后文均以第(2)、(4)、(6)、(8)列为基础展开分析。由结果可以看出，无论是用收入对数方差还是用基尼系 数度量的收入不平等，均受到人口老龄化的显著影响；剔除已有文献所强调的人口结构效应后，老龄化程度提高仍然会 加剧收入不平等。换言之，老龄化对收入不平等的作用并不仅限于人口结构效应，而是会对个体间永久收入不平等产生 根本性的影响。如果仅考虑人口结构效应，通常会得出老龄化对收入不平等的贡献十分微小的结论（刘华，2014；曲兆 鹏和赵忠，2008）,从而低估老龄化的消极影响，在一定程度上轻视对收入不平等的调节，影响相关政策的制定。与预 期相符，健康水平降低（发病率增加）会使收入不平等恶化，也就是说，提高居民健康水平有助于降低收入不平等。本文 的两个假说均得到了验证。为了排除可能存在的内生性，我们将各省老年抚养比和预测的老龄化程度作为样本老年抚养比的工具变量，用 2SLS重新估计模型（26）。由于已经证明在回归时有必要排除微观调查样本较少省份，我们不再报告包含所有省份的回 归结果。从结果可以看出，以上回归的确存在内生性，且选取的工具变量是合适的。在解决了内生性问题后，人口老龄 化提高和健康水平降低仍然显著扩大了收入不平等，该影响在剔除人口结构效应后仍然显著。（二）稳健性检验稳健性检验结果请见经济科学官网“附录与扩O本文从四个方面进行稳健性检验：第一，改变变量度量方法，按照前文介绍的方法替换人口老龄化的度量指标，改 用处于劳动年龄的调查样本对健康主观评价的均值度量健康水平，用统计年鉴报告的城镇登记失业率替换就业率，改用 人均转移支付占可支配收入的比重度量再分配力度；第二，改变模型的估计方法；第三，构造人口流入大省和流出大省 虚拟变量并引入与解释变量的交互项，识别人口迁移引起老龄化预测偏误及对估计结果的影响；第四，按照前文介绍的 方法重新分解收入不平等并进行回归。估计结果均没有明显改变，充分证明了本文结论的稳健性，即排除人口结构效应 后，老龄化仍然显著加剧了收入不平等，居民健康水平的提高会对优化收入分配格局形成助力。六、结论中国的人口转变过程表现出“未富先老”和“快速老龄化”两个不同于其他国家的典型特征，与现阶段中国社会的主 要矛盾相交叠，对社会经济发展形成了巨大冲击。老龄化对收入不平等的影响虽已受到关注，但现有研究往往落入注重 测算人口结构效应的窠臼中。尤其是当测算得到人口结构效应较小时，老龄化真正的消极影响难免被忽视。本文将人口老龄化、居民健康和收入不平等纳入同一个分析框架中，在健康资本的基础上，引入代际的赡养与人 力资本投资行为从而建立理论模型，分析人口老龄化和居民健康对收入不平等的影响。另外，本文沿着两种不同的思路, 测算了收入不平等和剔除了已有文献所强调的人口结构效应之后的反事实收入不平等，进而与宏观统计数据相结合进行 实证检验。实证研究结果与理论分析相一致：人口老龄化加剧了收入不平等，虽然各省人口结构效应的平均贡献率仅为 1.65,但这并非老龄化的全部影响，当剔除了人口结构效应后，老龄化使收入分配恶化的作用依然显著。从永久收入的 角度讲，单纯强调人口结构效应，不仅低估了老龄化对收入不平等的影响，而且未能挖掘出老龄化影响收入不平等的本 质。本文同时还发现，健康水平的提高有利于缓解收入不平等，这意味着“健康中国”建设不仅能够推进“积极应对人口 老龄化”国家战略，而且有助于降低收入不平等。本文的政策含义有：大力发展“面向人民生命健康”的科技事业，进一步健全社会保障体系，降低家庭医疗和养老 负担；加大公共教育投资力度，并辅以更加完善的配套设施和服务，谨防医疗和养老负担加重对人力资本投资的挤出； 充分利用新一轮科技革命的有利条件，降低医疗过程中的隐性成本；改善弱势群体的生活条件，对可能存在高温、粉尘、 有毒气体、放射性物质的工作场所加强监督检查；通过加强食品安全监管、卫生设施建设、工业环境规制等多种渠道提 升居民健康水平，”将健康融入所有政策”，压缩功能残障期，从而同时达到应对人口老龄化和降低收入不平等的双重目 标。