(10.5)--污染_健康与不平等跨越环境健康贫困.pdf

《(10.5)--污染_健康与不平等跨越环境健康贫困.pdf》由会员分享，可在线阅读，更多相关《(10.5)--污染_健康与不平等跨越环境健康贫困.pdf（20页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、污染、健康与不平等中国宏观经济论坛摘要：本文首先构建了一个世代交叠模型，探讨了环境、健康和不平等之间的关系。将CGSS（2006）个体特征数据与地市污染数据有机嵌套，利用广义多层线性回归模型发现，污染是影响健康不平等的重要传导机制，由于社会经济地位不同的人，规避环境风险的能力不同，环境污染会引致差异化的暴露水平和健康效应，成为引发健康以及社会不平等新的来源。在此基础上，借助于流行病学中污染健康负担测算方法，估算了20032010年中国112个重点城市空气污染的健康经济负担、地区分布以及对地区间不平等的贡献度，结果显示：经济发展越落后，污染的健康经济负担就越重，且呈现出明显的累退分布，污染健康负

2、担使地区间实际经济不平等上升了1.33%9.919%；利用19982011年面板数据联立方程组模型，进一步验证和解释了污染会通过健康影响到地区内和城乡间不平等。基于污染的“亲贫性”以及污染形势的严峻性，在中国工业化和城镇化加速进程中须警惕“环境健康贫困”陷阱风险。关键词：环境质量国民健康不平等“环境健康贫困”陷阱一、引言改革开放30多年来，中国的发展有两个显著特征：持续、快速的经济增长以及相应出现的经济和社会结构的深刻变化。这在环境保护领域体现得尤为明显，以致于中国环境可持续发展所面临的挑战，可能是世界上最为复杂和困难的（亚洲开发银行，2012），由环境所引发的健康风险和危害也早已成为国家、社

3、会和公众最为关注的公共话题之一。中国政府和领导人已经在多个文件及讲话中着重强调“环境保护和治理要以解决损害群众健康突出的环境问题为重点”，早在2007年，出台了中国环境与健康领域的第一个纲领性文件 国家环境与健康行动计划（20072015），提出了六大行动策略和三大保障政策。与此同时，社会公众也不断通过“集体行动”诉求着环境健康权利，特别是近年来，由环境健康直接引发和间接引起的环境群体性事件急剧爆发，年均增长高达29%。而这背后所折射的正是中国环境健康领域极其严峻的现实，2010年全球疾病负担评估报告 显示，中国室外空气污染在当年很大程度上导致了123.4万人过早死亡以及2500万健康生命年的

4、损失，已经成为世界环境疾病负担最高的国家之一，19902010年，由室外空气污染导致的疾病负担增长了33%。与此同时，严峻的资源环境形势不仅引发了公众对环境健康的严重担忧，还进一步加剧了贫富差距和社会不公（中国环境与发展国际合作委员会，2013）。例如，农村贫困人口生活的地区大多生态富足但脆弱，依赖环境生存的人们为了获得更多的生产生活资料而不得不破坏环境，贫困人口几乎没有选择在哪儿生活的权利，且大多面临着空气和水污染；再如，土地用途变更、工业项目选址以及突发性环境事件（如化学品污染）或慢性污染问题（如空气质量问污染、健康与不平等*跨越“环境健康贫困”陷阱*本研究得到了国家社科基金重大项目“城乡

5、环境基本公共服务非均等程度评估及均等化路径研究”（项目编号：11&ZD041）和教育部博士研究生学术新人奖项目（项目编号：505201205001）的资助。感谢陈建伟博士、龚锋副教授、卢盛峰博士的建议和帮助，当然文责自负。卢洪友为本文通讯作者。-32DOI:10.19744/ki.11-1235/f.2015.09.004管理世界(月刊)2015年第9期题），都会对中低收入群体特别是贫困人口造成过多影响，加剧已经存在的不平等或贫困现象，并在代际之间传递，引致代际间的不平等。2004年，世界银行的 CostPollution In China 报告已经指出，中国环境污染健康负担不仅总量大，而且在

6、地区间、城乡间和群体间存在着严重的分布不对等，成为引发社会不平等新的来源。当环境污染与健康、收入、贫困以及不平等等问题相互交织和相互影响时，就极有可能陷入甚至被锁定在“环境健康贫困陷阱”之中：污染损害健康诱发疾病损害劳动能力加重经济负担并影响就业与劳动收入陷入贫困而不能自拔，如此恶性循环。由污染所引起的健康效率损失和公平问题可能成为中国“中等收入陷阱”风险的重要来源。环境、健康与不平等同样也是世界性的话题和全球关注的热点。图1反映的是19902010年世界各国环境污染、预期寿命、贫困、收入不平等的相关关系。从图1-1 可以知道，以 PM10为表征的环境污染与各国（地区）预期寿命呈现明显的负向关

7、系，环境污染越严重的地区，疾病健康负担更大。在 102 类主要疾病、疾病组别和残疾中，环境风险因素在其中85类中导致疾病负担，在全球范围内，估计24%疾病负担（健康寿命年损失）和23%的所有死亡（早逝）可归因于环境因素。由于各国（地区）环境风险和享有卫生保健的机会不同，使得发展中地区全部死亡的25%可归因于环境因素，而在发达地区只有17%的死亡是出于此类原因（WH0，2004）。如图1-2和图1-3所示，PM10与两类贫困指标呈现比较明显的正向关系，无论是按照世界银行设定的每天1.25美元标准线的贫困率，还是以各国贫困线标准计算的贫困率，均表明，环境污染越严重的地区，贫困人口占比越高，环境污染

8、可能成为引发贫困新的来源。通过图1-1、图1-2和图1-3，可以推测，健康可能是环境污染引发或者加重贫困的重要渠道。尽量减少接触环境风险因素间接有助于减贫，这是因为许多环境中介疾病导致丧失收入，而且一旦生产性家庭成员的残疾或死亡可能影响整个家庭。此外，我们还关注了环境污染与收入不平等的关系（如图1-4），环境污染越严重的国家（地区），其内部收入不平等程度越高，综合图1-1、图1-2、图1-3和图1-4，可以进一步推测，环境污染可能会引发或者进一步加剧收入不平等。目前，包含效率、公平和干预三维视角的环境健康经济学在国外正在迅速兴起，成为经济学尤其是环境经济学和健康经济学与自然科学交叉研究中最具成

9、 长 性 和 现 实 关 怀 的 领 域 之 一（Zivin andNeidell，2013；卢洪友、祁毓，2013）。在中国，相关研究更多的集中在自然科学中流行病学图1 环境污染、健康、贫困与不平等的关系（19902010年）数据来源：WDI数据库、UTIP数据库。图1-1 PM10与预期寿命关系图1-2 PM10和Poverty-PPP关系图1-3 PM10和Poverty-Level关系图1-4 PM10和GNNI关系-33污染、健康与不平等中国宏观经济论坛和环境科学领域，不可否定的是，自然学科在这一主题的研究上具有某种程度的先天优势，经济学从效率和公平的视角对该问题进行研究须依托环境流

10、行病学和毒理学中所阐释的环境健康病理学机理；但是，环境流行病学和环境毒理学往往对环境健康问题背后所涉及的经济社会因素及影响无从下手，而不考虑经济社会因素，会导致环境健康政策的制定往往缺乏针对性和有效性，而经济学具有将内生机理转化为现实政策含义及其启示的优势，将研究的视角进一步延伸到环境健康经济社会四维的动态关系上。从理论机制阐释和经验检验的角度研究中国环境健康问题中的效率和公平话题，具有极强的理论价值和现实意义。本文将侧重从公平的视角来研究环境健康问题，同时兼顾环境健康背后的效率问题。可能贡献主要体现在3个方面：一是构建一个简单的两部门世代交叠模型，来研究环境污染、健康人力资本与不平等之间的关

11、系；二是将 CGSS（2006）个体数据与县市数据相嵌套，采用多层广义线性回归模型检验了社会经济地位是如何通过环境污染影响到居民健康及不平等；三是将流行病学中所使用的污染物浓度健康反应方程与疾病健康货币支付意愿有机结合，以PM10为例，测算了中国112个重点城市环境污染的健康负担、经济价值及其地区分布，比较了纳入环境健康成本前后各城市间经济不平等的变化，此外，还进一步从实证角度来验证环境污染对健康的影响以及环境污染如何通过健康影响到收入不平等。本文余下结构安排如下：第二部分为文献梳理和理论分析，引入世代交叠模型来考察污染健康效应背后的动态福利变化，提出本文的分析思路；第三部分检验社会经济地位对

12、健康及其不平等是如何通过环境污染进行传导和调节的；第四部分为环境健康与不平等的估算，定量测算环境污染通过健康对地区间不平等的影响；第五部分为实证分析，验证环境、健康与收入不平等的关系；第六和第七部分为进一步讨论和结论。二、文献回顾与理论分析（一）文献回顾现有有关环境、健康和不平等的文献大致可以分为两类。第一类文献将经济学研究引入环境健康科学分析中，并借助社会学、政治学等学科理论来关注由环境污染所引发的健康不平等。环境对健康及不平等的影响不仅涉及人力资本积累，而且还关乎社会公平正义。环境对健康的影响在很大程度上取 决 于 暴 露 于 污 染 风 险 中 的 概 率（Coneus andSpies

13、s，2012），在其他条件既定的情况下，环境污染的暴露水平越高，健康风险和健康危害越大，一些环境健康效率方面的文献已经在污染健康内生性处理、各类污染要素与不同群体健康状况、污染健康损害与教育质量、污染健康损害与劳动力供给及生产率、污染健康损害与经济增长等方面取得了重要进展（祁毓等，2014）。在公平方面，许多早期研究确实发现，环境危害压倒性的暴露在少数族裔和低收入社区中（Daniels and Friedman，1999）。Hamilton等（2005）的一篇详细文献评述发现，大多数相关研究的结论是低收入和少数族裔面临着更高的威胁废弃物暴露风险。但是依然有一些研究持相反的观点，他们认为既不是种

14、族也不是收入与邻近环境危害相关（Been and Gupta，1997；Davidson andAnderton，2000）。这些基于空间单位的研究主要面临着研究方法的缺陷，最为重要的，有关污染暴露的测度没有考虑到，这些危害并不是存在于社区内而是在社区附近（Downey et al.，2008；Mohai andSaha，2006）。越来越多的环境不平等研究开始运用GIS方法将空间单位与危害物之间的距离融入到污染暴露测度中（Mohai and Saha，2006，2007）或者复杂的大气模型中（Downey et al.，2008；Morello-Frosch and Jesdale，2006

15、），采用带有邮政编码的空气污染指数，更多的研究倾向于“低社会经济地位的群体更容易暴露于环境污染之中”的观点，社会经济地位低的群体主要是指收入、教育水平、职业、种族、国籍、社会保障、家庭规模、地区、户籍等方面（Mitchell et al.，2005；Tonne et al.，2008；Currie etal.，2009；Currie，2011）。由于社会经济地位的差异，不同群体间和个体间暴露于环境污染风险中的概率是不一样的，由此可能进一步加剧了因环境污染而引致的健康水平差异。同时，特定社会经济地位群体的健康可能对于环境污染更为敏感，相关研究主要集中在欧美等国家（Forastiere et al

16、.，2007；-34管理世界(月刊)2015年第9期Currie and Neidell，2005；Rana and Leslie，2008）。中国城市居民和农村居民遭受到的环境污染暴露并不对等，中国环境不平等的形成部分源于社会进程，这一点类似于用于解释美国环境污染暴露中的种族差异（Ethan and Chunbo，2012），他们发现，有高比例农村务工人群的乡镇更容易暴露于高浓度的空气和水污染之中，即使在控制了收入以及产业因素的情况下依然稳健。苗艳青、陈文晶（2010）基于山西的调研数据发现，处在较低社会经济地位居民的健康需求更容易受到空气污染等外界因素的影响；而处在中上社会经济地位居民的健

17、康需求由于能采取更多的避免污染措施，其健康需求并没有受 到 空 气 污 染 等 外 界 因 素 的 影 响。杨 继 生 等（2013）构建了经济增长的环境社会健康成本测度模型，发现在样本期内中国环境污染成本占实际GDP的8%10%，且经济发达地区明显高于欠发达地区，经济增长对居民健康的替代效应远大于收入效应，在总体上降低了社会健康水平。第二类文献则关注了“贫困环境”陷阱问题。长期以来，环境与收入关系的文献主要集中在环境库兹涅茨曲线研究框架中，在经济发展（收入）的中早期阶段，环境污染呈现出快速上升的趋势，当经济发展（收入）迈过某一门槛后，环境污染呈现下降的趋势。尽管如此，经济发展和环境质量是否能

18、够实现最终的同趋势发展，其背后则隐含着巨大的公平议题在其中。伴随着贫困环境陷阱理论（Poverty-Environmental Trap）的兴起，这一问题逐步进入 到 研 究 视 野 中。在 早 期，John 和 Pechennino（1994）在一个有限期代理人的 OLG 模型中关注了增长与环境质量的关系，作者指出了这样一种情况，即拥有充足资本和环境质量的群体将会经历增长和环境治理的持续改善，而另外一些初始条件不利的群体则会陷入低资本低环境质量的均衡之中。Xepapadeas（1997）在内生增长模型中引入了生产资本和减排资本，其会伴随着生产和减排行为的知识溢出而增加，作者认为，面临环境问题

19、的国家则会陷入低增长和高污染均衡当中，而这主要源于污染减排知识的非充分性。Ikefuji和Horii（2007）将代理人异质性、环境外部性、人力资本和信用约束纳入到贫困和环境恶化的OLG模型中，虽然财富的分布会决定着代理人是否依赖于降低环境质量的初始技术，但是环境质量依然会通过代理人能力影响到劳动生产率和财富分布。D Alessandro等（2010）构建了一个纳入资本和能源互补、能源资源相互替代的模型，如果可选择能源资源的能力太低，则经济体很容易陷入低收入低环境质量的稳态均衡中。Naimzada 和 Sodini（2010）运用 OLG 模型，在该模型中，代理人进行消费决策不需要考虑策略互补

20、的存在，作者指出，当全要素生产率（TFP）增加到某一门槛，或者资本劳动的替代弹性充分小时，高收入、低污染的稳态均衡就会出现。同时，一些实证研究也关注了收入与污染之间的收敛关系，即依据污染的收敛性来判断污染与收入之间的动态福利关系，Brock 和 Taylor（2010）、Strazicich 和 List（2003）、Romero-Avila（2008）、Westerlund和Basher（2008）等的跨国研究发现，收入与污染之间呈现出明显的收敛关系，但是 Nguyen-Van（2005）、Barassi 等（2008）指出，单位资本的污染物排放只在一些国家存在收敛性，至少在非 OECD 国

21、家并不存在。此外，Aldy（2006）采用马尔科夫链（Markov Chain）方法表明，除 23 个 OECD 国家外，在 19602010 年间，全球 88个样本国家的排放并没有出现收敛趋势；Criado 和Grether（2011）利用19602002年166个国家的数据得到了类似的结论。Tomas Bassetti 等（2013）基于马尔科夫链的动态分布方法，分析了人均收入与二氧化碳排放的联合分布，以及不同国家在污染和收入上的动态演进过程。不难发现，国外研究主要集中在环境污染对健康和健康不平等的影响以及从贫困到环境的单向维度来研究这一问题。作为连接环境与贫困和收入关系的重要渠道健康，并

22、没有得到应有的关注。事实上，环境污染对健康和健康不平等的影响还会进一步影响到教育、劳动力和收入等经济社会福利及其分布。尽管少部分理论研究已经关注了这一问题，但是有关这一问题背后的理论机制并没有得到有效的诠释，也很少得到经验数据的证实。而且据我们所了解，国内研究尚未涉及污染与健康不平等内在关系的揭示与检验，更没有将其延伸和拓展到经济社会层面，本文研究希望在上述问题上有所推进。（二）理论分析本部分将构建一个简单的两部门世代交叠模-35污染、健康与不平等中国宏观经济论坛型，来研究环境污染、健康人力资本与不平等之间的关系。第一生产部门以原始劳动为投入要素，劳动的边际产出与环境质量正相关。第二部门以物质

23、资本和人力资本为生产要素，生产活动会制造一定的环境污染。劳动力要素跨部门流动障碍存在的前提下，即使是初始状态的收入禀赋平等，不同生产部门的劳动者之间都会产生收入不平等。生产扩张加剧环境污染，损害相应生产部门的劳动边际生产力，以及劳动者的人力资本积累，导致收入不平等扩大。当公共人力资本投资的福利制度歧视性地排除第一部门劳动者时，环境质量下降进一步造成收入不平等与高污染暴露程度之间的恶性循环。1.个人决策经济中存在着大量个体，代表性个体存活两期。第一期为幼年期，个体没有独立消费和相关决策，仅接受父母一代的储蓄和人力资本投资；第二期为成年期，个体向厂商供给劳动，将所有收入在消费和为子女储蓄、投资之间

24、进行决策。人口没有性别之分，每个人都生育一个孩子，因此经济中不存在净人口增长。每一期出生的世代总人口单位化为1，每一期的原始劳动力供给总量也为1。在t期出生的代表性个体i，其效用为uit，是t+1期消费、储蓄和人力资本投资的对数线性函数：（1）其中cit+1、sit+1和xit+1分别表示t世代的人口在t+1期的个人消费、对下一代的储蓄（或者说遗产）与人力资本投资。人力资本理论认为，人力资本应当包含健康、教育、培训、迁移等方面的内容（Becker，2007）。考虑到本文研究的需要，我们主要认为父母一代对子女的人力资本投资主要包含健康和教育方面的内容。父母一代决策时面临的预算如下：（2）其中Ii

25、t+1是个体i在t+1期的总收入，给定Ii00。根据预算约束（2），我们可以解出（1）式所表述的最优化问题，得到个体最优的消费、储蓄与人力资本投资：（3.1）（3.2）（3.3）2.两部门生产假定经济中存在两个生产部门，第一生产部门和第二生产部门。第一的生产部门上标为B，产出为 yBt。第二生产部门上标为 G，产出为 yGt；经济中的总产出yt，是两个生产部门产出的综合：（4）两个生产部门具有不同的生产函数，投入要素也各不相同。第一生产部门投入原始劳动Lt，依靠环境质量et，产出为：（5）因此，第一生产部门的产出独立于劳动者所具有的人力资本，但依赖于环境质量。环境质量与劳动力呈互补的关系，Fe

26、L0，环境质量越高，原始劳动力的边际生产率也越高。环境质量的变化，既受到自然规律的制约，又受到生产活动的影响。假定环境质量的动态变化取决于：et+1=（1+）et-yGt，其中（0，1）表示环境的自然改善率，而（0，1）表示第二部门的生产活动对环境造成的破坏。部门内部的企业之间完全竞争，劳动力的工资wBt由边际产出决定，由此我们可以得到第一部门劳动力的反需求函数：（6）第二生产部门投入物质资本Kt和人力资本Ht，生产函数为：（7）第二部门的产出并不取决于当期的环境质量。每一期的物质资本完全折旧，下一期的物质资本由上一期的储蓄而投资形成。本部门内部的企业之间是充分竞争，要素的租金价格取决于其边际

27、生产率。因此，给定人力资本和物质资本的价格wRt和Rt，我们可以得到物质资本和人力资本的反需求函数：（8.1）（8.2）其中 kt=Kt/Ht。t 期（出生于 t-1）代表性原始劳动力具有的人力资本量为ht，是上一期公共人力资本投资at-1、私人人力资本投资xt-1与环境质量et-1的函数：（9）环境质量e通过影响劳动者的健康状况而影响人力资本积累。为了便于后文分析，我们需要对人力资本积累函数做一些基本假定。第一，e0，huit=(1-)lncit+1+lnsit+1+lnxiitcit+1+sit+1+xit+1Iit+1cit+1=(1-)Iit+1sit+1=Iit+1xit+1=Iit

28、+1yt=yGt+yBtyBt=F(et,Lt)=etLtwBt=etyGt=F(Kt,Lt)=KtH1-t,00，haa0，hxx0，hxe0。令t表示配置到第二生产部门的劳动力规模，剩余劳动力配置到第一生产部门，因此有 Lt=1-t，Ht=tht。3.政府公共政策经济中存在着一个以消费税筹资的政府，筹集的财政收入用于公共人力资本投资（含健康与教育）。消费税以比例税的形式征收，税率为t，总税收为 Tt=tcit=（1-）It。由于社会存在着一定程度的部门分割，政府公共服务的受益群体仅限于在第二产业部门就业的人口。这种公共服务受益面的差异，代表了一种社会经济地位的差异。我们假定没有人口增长，因

29、此这种经济社会地位的差异将通过代际传承一直延续下去。对于第二生产部门的劳动者而言，其享受到的人均公共服务收益为 at=t（1-）yt/t；而对于第一生产部门的劳动者，公共服务收益at=0。4.均衡存在性如果不存在就业以及社会经济地位的分割，劳动力配置均衡受市场规律的支配，那么只有当一个典型的劳动力分别在两个部门所得到的工作收入相等时，即 wBt+1=wGt+1ht+1，劳动力市场才达到均衡。由于存在着就业和社会经济地位的部门间分割，经济中总是存在着劳动力从第一部门向第二部门流动的激励，但不存在劳动力从第二部门向第一部门流动的激励。因此，均衡需要由市场以外的力量加以维持。我们假定存在非市场力量维

30、持劳动力市场的部门间配置，由政府选择确定第二部门就业的劳动力比例t+1，使得两部门之间的工资收入维持在一定的比例水平之上：（10）=1 表示劳动力市场不存在非市场的干预力量，劳动力能够自由流动。由于资本完全折旧，下期的物质资本完全取决于上期的储蓄，因此资本市场出清的条件可以表示为：（11）出生在 t 期的代表性个体 i，在 t+1 期工作于第二生产部门的总收入为：（12）出生在 t 期的代表性个体 j，在 t+1 期工作于第一生产部门的总收入为：（13）所有工作一代人的总收入，等于经济中的总产出，即It=yt。由此我们不难得知，t+1期第二生产部门的产出和劳均资本，是t期的产出yt、公共服务水

31、平at、环境质量et以及t+1的就业比例t+1的函数：（14.1）（14.2）接下来我们需要讨论模型总体均衡的存在性及其性质。首先，我们可以证明，使得等式（10）成立的t+1是唯一存在的。证明：由于wGt+1=（1-）kt+1，从式（14.2）我们可知，wGt+1/t+10。而wBt+1=et+1独立于t+1，因此使得等式wBt+1=wGt+1ht+1成立的t+1唯一存在。其次，我们可以证明，满足式（6）、式（8.1）、式（8.2）、式（10）的t+1，也是使得经济中产出 yt+1最大化的t+1。证明：满足式（6）的t+1，即t+1=argmaxyBt+1；满足式（8.1）、式（8.2）的t+

32、1，即t+1=argmaxyGt+1。式（10）保证了这一比例的唯一性。因此*t+1=argmaxy=yBt+1+yGt+1。5.环境质量变化与不平等前面描述的模型中，环境质量既影响第一生产部门劳动力的边际生产效率，又影响第二部门劳动力积累的人力资本。在不同的收入禀赋、生产结构与社会经济地位分割的状态下，环境质量的改善与恶化，将对社会不平等产生不同的效果。令t+1表示第二生产部门与第一生产部门劳动力的收入比，表示社会收入不平等指标：（15）给定两类人群的初始收入禀赋相同，Ii，G0=Ij，B0，则si，G0=sj，B0，我们可以得知1=。在两部门生产结构的经济中，如果不存在劳动力的流动障碍，市

33、场力量将使得两部门的劳动收益趋同，1=1。否则，wBt+1=wGt+1ht+1=wt+1,1St=sit=(1-)It=Kt+1Ii,Gt+1=wGt+1hit+1+Rt+1sitIj,Bt+1=wBt+1+Rt+1sjtyGt+1=(1-)ytt+1ht+11-yG(yt,at,et,t+1)kt+1=Kt+1Ht+1=(1-)ytt+1ht+1k(yt,at,et,t+1)t+1Ii,Gt+1Ij,Gt+1=wGt+1hi,Gt+1+Rt+1si,GtwBt+1+Rt+1sj,Bt=(1-)kt+1h(at,xi,Gt,et)+k-1t+1Ii,Gtet+k-1t+1Ij,Bt-37污染、

34、健康与不平等中国宏观经济论坛若存在非市场力量对劳动力流动的干预，最终的结果将导致部门间的收入差异持续存在，1=1。因此，在初始收入禀赋相同的前提下，收入不平等起源于跨部门之间的劳动力流动障碍。阻碍自由流动的力量越强，不平等越可能扩大。由污染导致的环境质量恶化，将扩大收入不平等，而公共人力资本投资的制度性歧视，加剧环境质量恶化的不平等效应。根据式（15）我们有t+1/et0 在一定的条件下成立；另一方面，由于t+1/yGt0，而t+2/et+10。在本模型框架下，第一生产部门的生产方式更为原始，直接以环境质量和原始劳动为生产要素；而第二生产部门的生产方式更为现代，以物质资本和人力资本为生产要素，

35、生产活动会对环境造成负面影响。环境质量的变化et+1=（1+）et-yGt，当产业结构开始迅速转型，产出yGt相对更为迅速的扩张，将加剧环境恶化，从而加剧既定社会分割结构下的收入分配不平等。上述理论模型主要从一般性角度讨论了环境污染、健康人力资本与不平等之间的关系。由此可以初步判断，劳动力要素跨部门流动障碍存在的前提下，即使是初始状态的收入禀赋平等，不同生产部门的劳动者之间都会产生收入不平等。生产扩张加剧环境污染，损害相应生产部门的劳动边际生产力，以及劳动者的人力资本积累，导致收入不平等扩大。当公共人力资本投资的福利制度歧视性地排除第一部门劳动者，环境质量下降进一步造成收入不平等与高污染暴露程

36、度之间的恶性循环。三、环境污染、社会经济地位与健康不平等（一）数据来源与变量设置本部分使用市县级层面数据及嵌套其中的微观个体数据，数据类型为截面型数据。个体样本数据来源于CGSS（中国综合社会调查）2006年的居民问卷。市县级层面的数据来自于 中国区域经济统计年鉴、中国县（市）社会经济统计年鉴 与 全国地市县财政统计资料、中国环境年鉴 以及部分地方性统计年鉴。CGSS系列调查项目收集了包括调查对象个人基本情况（性别、年龄、户籍、健康、收入、婚姻）、家庭基本情况、教育与职业、性格与态度、社会交往与求职等方面的数据信息。其中，与本研究直接相关的调查内容包括被访者的健康状况、社会经济特征和公共服务利

37、用情况等方面的数据信息。针对健康指标，目前已有的研究主要是从医学、机体功能和主观 3 个方面来进行评价（解垩，2009）。相比较而言，3个方面的指标各有优缺点，这主要取决于各项指标的优势与研究需要的契合度。本文主要选取自评健康作为评价个体健康状况的指标，这样做的原因在于：一是自评健康在指标综合性、易得性、稳健性3个方面具有显著的优势（齐良书，2006；齐良书、李子奈，2011）；二是环境因素被认为是影响健康的一个极为重要的因素之一（本文开篇已经叙述），而且来自于医学方面的证据表明，越来越多的疾病与环境因素有关，单纯依赖于某一健康指标很难反映出环境因素的真实影响。因此，自评健康在表征健康状况时的

38、优势在很大程度上能够契合分析环境与健康关系研究的需要。具体说来，自评健康主要通过“您觉得您的身体健康状况是？”来获取，由于属于有序响应变量，我们采用赋值法，很不健康=1，比较不健康=2，一般=3，比较健康=4，很健康=5。社会经济地位（SES）是结合经济学和社会学关于某个人工作经历和个体或家庭基于收入、教育和职业等因素相对于其他人的经济和社会地位总体衡量，在目前有关健康的研究中越来越受到重视（齐良书，2006；Keng and Sheu，2013）。常见的社会-38管理世界(月刊)2015年第9期经济地位度量指标包括综合指标和单项指标，对于本文来讲，为更加细致和准确地探寻社会经济地位影响环境与

39、健康关系的一种传导机制，主要通过表征社会经济地位的各个单项指标进行度量，目前，最为常见的社会经济地位指标包括收入、教育和职业。考虑到中国社会经济发展的实际，我们还将选择户籍、社会资本、社会保障等。其中，收入主要由全年职业收入和职业外收入加总构成，并取对数；教育指标具体处理如下（王天夫、崔晓雄，2010）：没受过任何教育和私塾=1，小学=6，初中=9，高中教育程度=12，中专及职高教育程度=13，大专教育程度=15，大学教育程度=17，研究生及以上教育程度=20；职业指标做如下处理，党政机关=1，企事业单位=2，无单位/自雇/自办（合伙企业）=3；户籍指标为，城市户籍（直辖市城区、省会城市城区和

40、地级市城区）=1，县镇户籍（县级市城区和集镇街道）=2，农村户籍=3；社会资本主要根据政治面貌确定，共产党员=1，民主党派=2，共青团员=3，群众=4；社会保障主要根据医疗保险而定，公费医疗=1，基本医疗保险=2，基本和补充医疗=3，完全没有=4。对于环境污染指标，我们选择了辖区排放的工业废水、工业二氧化硫和工业烟尘排放量。由于样本所在县（市）并没有在统计年鉴上公布这三项污染指标，因而退而求其次，用样本所在地级市三项污染排放指标代替。为了进一步准确地衡量影响健康的环境污染暴露水平，我们用工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和工业烟尘排放量分别除以所在地级市的国土面积，进而得到环境污染的平均暴露水

41、平，即单位面积污染排放物浓度。同时，我们还进一步选取国家环境保护部公布的重点城市空气质量监测数据，包括PM10、SO2和NO2。由于污染暴露对健康的影响具有一定的潜伏期，在参考郭新彪（2006）的基础上，同时结合“自评健康”变量实际，将污染暴露值分别滞后 1 期进行考虑，如果直接采用2006年当年的环境质量和污染物排放数据则无法与自评健康有效的匹配对接；同时，自评健康往往只是针对可预知的自身健康状况进行的主观评判，而污染对普通健康疾病的影响往往潜伏期也不会太长（少则几天，多则半年至一年），因此，选择了污染暴露值滞后1期进行考虑。基于已有文献的梳理和总结，居民健康水平还与年龄、性别（男性=1）等

42、因素有关（牛建林，2013），我们也一并将其纳入模型加以控制。在县级层面，控制了其他社会经济和公共服务指标，主要包括经济发展水平（人均实际GDP）、城市化率（城镇人口占总人口比重）、公共支出（人均财政支出）、医疗服务（每万人病床数）和人口密度（总人口/行政区划面积）。除上述变量外，还进一步加入了省份虚拟变量，省份虚拟变量是为了进一步控制不可观测的地区效应，例如一个地区范围内的生产生活习惯或者一个省域范围内受到共同外部冲击等都可能影响辖区居民的健康水平等。具体的变量设置和描述性统计见表1。（二）研究方法社会科学的基本假设是，个体并不是生活在真空中，个体的行为既受到其自身个体特征的影响，也受到其所

43、处环境的影响。因此，在相应的研究当中，经常涉及分层数据结构，这类数据往往是以一个层级的数据嵌套在另一层级中的形式出现。以本文的研究为例，个体层次的健康和社会经济地位、地区层面的环境和经济社会发展特征所构成的两层数据就是我们关注的重点，需要同时对两个层面进行分析。传统线性模型的基本假设是线性、正态、方差齐性及独立。而后两条假设在类似本文数据结构的镶嵌型取样中往往不能成立。例如在本文中，同一县（市）内的个体比不同县（市）的个体之间更加接近或者相似，这样，不同县（市）的抽样可能是独立，但是同一县（市）内的抽样在很多变量上可能取值相似，造成县（市）内个体相似的某些变量，由于我们不会对其加以观测和控制，

44、因而消融在线性模型的误差中，加大误差项（张雷等，2005）。此外，传统的统计方法不能表1 个体和市县层面描述性统计分析变量自评健康收入对数教育职业户籍社会资本医疗保障家庭规模性别年龄废水（吨/平方公里）二氧化硫（吨/平方公里）烟尘（吨/平方公里）PM10（g/m3）SO2（g/m3）NO2(g/m3)人均GDP(万元)城镇化率公共支出(万元)医疗公共服务人口密度均值3.68113.629011.3482.027512.27183.591662.956543.216161.51843.20811.24858.68232.4955105.4462.5641.592.28740.43050.2515

45、36.5040.2723标准差1.044393.524403.8671.38961.752360.959551.34151.403000.499714.09191.86939.29562.784231.5624.9328.563.19200.35460.340724.9540.7029最小值14.60521111111180.00390.03940.01486299140.28060.020.0434.6250.0005最大值516.81122033441429810.56750.485215.39581581157327.125813.062130.1803.9761-39污染、健康与不平等

46、中国宏观经济论坛解决的另一个问题则是，在样本规模不相等（如不同县市的个体样本数不同）时，无法对方差和协方差成分进行估计。新近兴起的多层线性模型就是为应对和处理此类数据而产生的，在早期，研究者通常是在个体层上进行回归分析，把回归系数保存下来，并将这些统计量在第二层所观察到的变量混合在一起进行另一个回归，因而被称之为“回归的回归”。虽然真正意义上的多层线性回归模型与早期处理在概念和原理行有相似之处，但是在统计估计和验证方法上却有很大的改进，结果更为稳健。多层线性模型所使用的是收缩估计（Shrinkage Estimation），比使用OLS进行的“回归的回归”更为稳定或精确。但是需要指出的是，常规

47、的多层线性模型的因变量被要求为连续变量，但是在实际研究中，有些变量是类别变量、顺序变量或者计数变量，例如本文研究所需要的因变量就为顺序变量，因而常规多层线性模型不能对这些数据进行分析。因此，我们进一步选择多层线性模型中处理非连续变量的多层广义线性，也被称之为随机效应的广义线性模型（generalized linear model with random effect）。其基本原理是第一层通过定义一个非线性转换函数对顺序变量模型进行分析。我们首先分解出地区间与地区内部的健康不平等各自占有多大比例，多层线性模型的主要优点在于能够将总体健康不平等分解到不同层次上，并给出一个量化的指标来表示不同层次上

48、健康不平等占总体健康不平等的份额，这一结果主要通过零模型（null moder）来完成，零模型的方程式如下：第一层：healthij=0j+rij其中，Var（ri）=2（16）第二层：0j=r00+oj其中，Var（0j）=00（17）式（16）中，healthij为被解释变量，表示个体i在地区j中的健康状况，0j为第一层截距，rij为随机效应，r00为第一层截距在第二层的固定效应，oj为第二层随机效应。要确定 Y 的总体变异中有多大比例是由第二层的差异造成的，就需要计算一个跨级相关 ICC（Intra-Class Correlation）。若 ICC 值太小，表明样本之间差异不显著，判别的

49、标准时ICC大于0.05 以上才适合进行第二层分析（Mithas S.et al.，2007）。根据地区之间和地区内部方差成分可以计算各地区间居民健康不平等占全体居民健康不平等的份额（见表2），按照纳入不同污染物考量后的分层分解结果发现，分别考虑工业废水、工业废气、工业烟尘、PM10、SO2、NO2后，地区间健康不平等的贡献分别为7.34%、8.89%、5.33%、11.87%、8.00%和7.52%。这表明，地区间健康不平等对总体健康不平等的贡献较大，这可能隐含着地区间差异化的污染暴露水平是引致健康不平等的重要原因；同时，地区内健康不平等对总体健康不平等的贡献高达90%以上，这同时也隐含着地

50、区内可能存在着不同的污染暴露水平以及差异化的污染健康效应。通过零模型可以发现，各地区之间确实存在着显著的健康不平等，说明有必要引入包含个人层次和地区层次的多层线性模型。接下来，本文重点分析地区特征（主要是环境污染）对居民健康影响的两种不同机制与途径：一是环境污染直接对个体健康的影响，即不同污染暴露水平所导致的健康损害；二是环境污染通过个体经济社会特征（社会经济地位）作用于居民健康的跨层次效应。基于此，我们在个体和地区两个层次分别加入相应的自变量，形成如下多层次模型：第一层模型：（18）第二层模型：（19）表2各地区居民健康不平等的分层分解随机效应工业废水工业废气工业烟尘PM10SO2NO2层级