陳靜思

(上海財經(jīng)大學(xué) 城市與區(qū)域科學(xué)學(xué)院，上海 200433)

健康人力資本對農(nóng)村居民收入的影響
——基于CHNS數(shù)據(jù)的實證分析

陳靜思

(上海財經(jīng)大學(xué) 城市與區(qū)域科學(xué)學(xué)院，上海 200433)

本文采用中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)，綜合運用主客觀健康指標(biāo)，選取是否購買新型農(nóng)村合作醫(yī)療、過去四周是否患病作為健康的工具變量，運用工具變量兩階段最小二乘法，實證分析健康人力資本對農(nóng)村居民收入的影響。結(jié)果顯示，在其它條件不變的情況下，健康對個人收入具有顯著的促進(jìn)作用。具體來看，女性的健康狀況通過對家庭成員間更強的相互作用而產(chǎn)生的收入效應(yīng)比男性健康對收入的影響更大更顯著；同時，本文還具體分析了健康在農(nóng)業(yè)就業(yè)與非農(nóng)就業(yè)中的作用，得出健康狀況在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用略大于非農(nóng)就業(yè)的結(jié)論。

健康人力資本；農(nóng)村居民收入

一、引言

本文在選取中國家庭健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2006年的數(shù)據(jù)的同時，為克服可能存在的內(nèi)生性問題，還選取了是否購買新型農(nóng)村合作醫(yī)療、過去四周是否患病作為健康的工具變量以增強實證結(jié)果的說服力。通過運用兩階段最小二乘法得出的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在其它條件不變的情況下，健康對個人收入具有顯著的促進(jìn)作用；另外，本文還分析比較了健康的收入效應(yīng)在性別上的差異，實證結(jié)果顯示：女性的健康狀況通過對家庭成員間更強的相互作用而產(chǎn)生的收入效應(yīng)比男性健康對收入的影響更大更顯著；同時，本文還具體分析了健康在農(nóng)業(yè)就業(yè)與非農(nóng)就業(yè)中的作用，得出健康狀況在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用大于非農(nóng)就業(yè)的結(jié)論，這與現(xiàn)實相符。

二、模型、數(shù)據(jù)和變量

1、模型

本文采用Mincer(1974)工資收入模型的一個變形形式，其半對數(shù)收入方程為：

估計方程（1）面臨的一個主要問題是健康變量的內(nèi)生性，因為收入會直接或間接的影響健康水平。在實證研究中，解決內(nèi)生性主要有兩種思路，第一是工具變量法（Instrument Variables），將食品價格、醫(yī)療價格、醫(yī)療可獲得性等作為外生工具變量，用兩階段方法進(jìn)行分析。第二種是面板數(shù)據(jù)估計方法處理，如固定效應(yīng)模型（Fixed-effect），因健康狀況和收入與家庭背景有密切聯(lián)系，而家庭背景在短期內(nèi)不會改變，所以采用固定效應(yīng)模型可以消除不隨時間變化因素的影響。

本文采取第一種方法即工具變量法，選取是否購買新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和過去四周是否患病作為健康的工具變量。第一，由于新型合作醫(yī)療保險是農(nóng)村居民主要的醫(yī)療保險，作為一種降低健康沖擊帶來的收入風(fēng)險的方法，購買行為與農(nóng)民的健康狀況密切相關(guān)，而其需繳納的保險金較低，因此，本文認(rèn)為是否參保與收入并無直接關(guān)系。

第二，過去四周是否患病與個人健康狀況密切相關(guān)，而作為短期內(nèi)健康水平的表現(xiàn)，與收入并無直接關(guān)系。

基于以上假設(shè)，本文將運用兩階段最小二乘進(jìn)行回歸分析，第一階段將內(nèi)生變量對工具變量及所有外生解釋變量回歸得到其擬合值：

第二階段將第一階段的擬合值代入方程（1）中進(jìn)行估計：

2、數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)來源北卡羅來納大學(xué)和中國疾病控制中心合作完成的項目——中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey, CHNS）。該項目旨在關(guān)注健康、營養(yǎng)和家庭計劃的效應(yīng)以及轉(zhuǎn)型期中國政府的經(jīng)濟(jì)和社會政策如何影響居民的營養(yǎng)和健康水平。該數(shù)據(jù)庫包含豐富的人口學(xué)特征和個體經(jīng)濟(jì)變量的面板數(shù)據(jù)，是一個重要的微觀數(shù)據(jù)來源。

中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)是在遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西、貴州9個省通過分層隨機抽樣確定了大約4400個家庭，涉及約19000個調(diào)查對象。調(diào)查從1989年開始，共獲得了1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年共7個年份的數(shù)據(jù)。由于中國健康和營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)的隨機抽樣、大樣本、面板數(shù)據(jù)等優(yōu)良性質(zhì)，且本文所需變量在該調(diào)查中均有詳實記錄，因此成為本文研究的數(shù)據(jù)來源。

本文使用2006年截面數(shù)據(jù)，因避免自然衰老對健康和收入的影響，研究對象為農(nóng)村18-65歲居民，涉及變量主要包括：個人收入、自評健康、是否患有慢性病、性別、戶籍、年齡、地區(qū)、受教育水平等。數(shù)據(jù)刪除缺失值后共包含3261人，其中男性1741人，女性1520人。

3、變量

（1）農(nóng)民個人收入：中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）提供了農(nóng)村居民的個人收入，為了減少數(shù)據(jù)的波動，再對收入進(jìn)行對數(shù)化處理。

（2）健康變量：數(shù)據(jù)庫中最直接的健康衡量指標(biāo)是個體的自評健康，在調(diào)查中，受訪者自評自己與同齡人相比的健康狀況，分為“1（非常好）”、“2（好）”、“3（一般）”、“4（差）”四個水平，在已有文獻(xiàn)的實證分析中，使用自評健康效果較好，由于它與其它客觀健康指標(biāo)高度相關(guān)，因此被認(rèn)為是衡量個體健康最好的綜合指標(biāo)（Benjamin,2003）。但也有文獻(xiàn)指出自評健康帶有很強的主觀性，因不同個體對健康的偏好不同，對健康的評價與社會信仰、風(fēng)俗習(xí)慣，信息獲得密切相關(guān)，所以可能帶來估計的偏誤（Newhouse,1993）。所以本文同時引入是否患有高血壓、糖尿病、心肌梗死、骨折、中風(fēng)等慢性病。若自評健康為非常好或好，同時沒有上述慢性病，則將該個體健康狀況認(rèn)定為好，Health取值為1，否則取值為0。

（3）控制變量：包括教育水平、工作經(jīng)驗、工作經(jīng)驗平方、是否從事農(nóng)業(yè)、婚姻、性別、地區(qū)、戶籍。教育水平用受訪者實際受教育年數(shù)表示。由于數(shù)據(jù)中并沒有直接的工作經(jīng)驗數(shù)據(jù)，因此采用實際年齡減受教育年數(shù)再減6來代表工作經(jīng)驗。其余均是虛擬變量，是否從事農(nóng)業(yè)，若職業(yè)為農(nóng)民、漁業(yè)、獵人取值為1，其余為0?；橐鰻顩r，若在婚取值為1，其余為0。性別，女性為1，男性為0。地區(qū)分為東部和中西部兩大區(qū)域，東部取值為1，其余為0。戶籍，城鎮(zhèn)戶口為1，農(nóng)村戶口為0。

（4）工具變量：是否享有合作醫(yī)療保險，若有則取值為1，沒有取值為0。過去四周是否生病或受傷，是取值為1，否取值為0。

主要相關(guān)變量描述性統(tǒng)計見下表：

表1 變量描述性統(tǒng)計

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四、實證結(jié)果與分析

本文通過Hausman檢驗，結(jié)果顯示拒絕原假設(shè)，健康變量存在內(nèi)生性問題，有必要使用工具變量。本文選取了是否有新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險和過去四周是否患病共2個工具變量，過度識別檢驗在1%的水平上接受原假設(shè)，即工具變量外生①。

首先對2006年農(nóng)村居民總體樣本，使用兩階段最小二乘法回歸，回歸結(jié)果如下表所示：

表2 全樣本回歸結(jié)果

從上表第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量是否擁有農(nóng)村新型合作醫(yī)療、過去四周是否患病均在1%水平顯著，二者聯(lián)合顯著性F值為93．75，通過弱工具變量檢驗，說明本文的工具變量是有效的。結(jié)果顯示是否參保和過去四周是否患病與健康狀況有顯著的相關(guān)性，其中擁有新農(nóng)合的群體顯示出更差的健康水平，本文認(rèn)為這是因為新農(nóng)合對于健康狀況的提升需要長期的作用，在短期內(nèi)難以實現(xiàn)，而健康狀況更差的人群有更大的激勵購買保險，因此出現(xiàn)上述結(jié)果。

表3給出了樣本中按健康狀況分類的農(nóng)村居民的參保人數(shù)和比率，在下表中，健康狀況不好的農(nóng)村居民購買新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險的比率更高，說明上述的解釋具有合理性。

表3 不同健康狀況農(nóng)村居民參保率

在其它條件不變的情況下，健康對個人收入具有顯著的促進(jìn)作用，健康狀況好的人群個人收入平均提高36．6%，在5%的水平上統(tǒng)計顯著。

此外，其它控制變量也有良好的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。受教育時間對個人收入有正向促進(jìn)作用，在其它條件不變的情況下，受教育時間增加一年，使個人收入平均增加1．9%；工作經(jīng)驗與收入呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，在工作經(jīng)驗達(dá)到約37．6年時達(dá)到曲線頂點；從事非農(nóng)就業(yè)的收入比農(nóng)業(yè)收入高出76．7%。同時還可以看到勞動力市場中的性別歧視和戶籍歧視，女性在其它條件相同的情況下，收入平均比男性低22．2%，而擁有城鎮(zhèn)戶口，能使收入提高22．2%。另外一個不容忽視的問題是地區(qū)差異，東部地區(qū)的收入普遍高于中西部地區(qū)。

為了進(jìn)一步分析健康的收入效應(yīng)，接下來本文分別對男性和女性樣本進(jìn)行估計，本文認(rèn)為由于男性的工作中有更多的體力勞動和更大的勞動強度，對健康的要求更高，因此預(yù)期健康的收入效應(yīng)在男性樣本中更顯著?；貧w結(jié)果見下表：

表4 男女分組回歸結(jié)果

Standard errors in parentheses*** p＜0．01, ** p＜0．05, * p＜0．1

從上表男女分組回歸結(jié)果可見，出現(xiàn)了與預(yù)期不同的結(jié)果，健康對女性收入具有顯著促進(jìn)作用，健康狀況好的女性能使收入平均增加54．1%，但健康對男性的影響小于女性，并且在統(tǒng)計上并不顯著，這與我們的預(yù)期完全相反。究其原因，本文認(rèn)為之前的預(yù)期忽略了家庭成員間的相互影響，由于個人收入中有一部分來自家庭經(jīng)營的收入的平均值，所以農(nóng)村居民個人收入受到家庭收入的影響，而家庭收入與各家庭成員的健康狀況和時間分配密切相關(guān)。已有文獻(xiàn)中對比男女健康對家庭收入影響時提出了收入效應(yīng)和替代效應(yīng)兩方面的作用。收入效應(yīng)指男性收入水平普遍高于女性，所以男性的健康對家庭收入影響更大；而替代效應(yīng)則指出由于女性在維持家庭活動中的重要作用，當(dāng)女性受到健康沖擊時，男性在家務(wù)活動上的替代率較低，可能會減少勞動時間，而女性的勞動供給對于家庭成員的健康狀況更敏感,所以女性的健康沖擊對家庭收入會帶來更大的損失（Berger and Fleisher,1984; Pitt and Rosenzwing,1990;Benjamin,Brandt and Fan,2003;Wu,2003；郭曉杰，2012）。因此，本文認(rèn)為這是回歸結(jié)果的一種可能解釋。

這一發(fā)現(xiàn)說明在中國農(nóng)村，對女性的健康投資，能帶來顯著的經(jīng)濟(jì)收益，同時對正確認(rèn)識婦女在家庭經(jīng)濟(jì)中的關(guān)鍵作用有非常重要的政策建議。

其它部分控制變量也呈現(xiàn)出較大的性別差異。受教育水平提高對男性收入增加有顯著正向作用，教育年數(shù)增加一年，平均使收入增加3．3%，但對女性影響很小。本文認(rèn)為教育收益的性別差異體現(xiàn)了在農(nóng)村長期存在的“重男輕女”思想，女性受教育機會遠(yuǎn)低于男性，而教育作為人力資源投資的一種形式，具有規(guī)模報酬遞增的特點，女性平均受教育年限低于男性，因此在農(nóng)村地區(qū)教育投入的收益呈現(xiàn)明顯的性別差異。

表5給出了不同樣本農(nóng)村居民受教育時間的均值，從下表可見，女性平均受教育時間明顯低于男性。

表5 不同樣本農(nóng)村居民平均受教育時間

工作經(jīng)驗在男女樣本中均體現(xiàn)出顯著的影響，呈現(xiàn)明顯的非線性關(guān)系，男性和女性的拐點分別出現(xiàn)在約28．1年和34．4年。非農(nóng)就業(yè)收入和農(nóng)業(yè)收入的差距在女性樣本中更大，本文認(rèn)為這是由于生理特征和勞動分工上的差異，男性在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中效率更高，扮演更重要的地位，所獲得的農(nóng)業(yè)收入更高。

婚姻狀況對收入的影響在男女中出現(xiàn)完全相反的作用。在婚的女性收入平均下降14．1%，由于照顧家庭的原因，女性會減少勞動供給時間，而在傳統(tǒng)觀念中，男性則更多的承擔(dān)起養(yǎng)家的責(zé)任，因此在婚的男性會更努力工作，使收入提高4．1%。

本文還具體分析了健康在農(nóng)業(yè)就業(yè)與非農(nóng)就業(yè)中的作用，結(jié)果見下表：

表6 農(nóng)業(yè)與非農(nóng)就業(yè)分組回歸結(jié)果

Standard errors in parentheses*** p＜0．01, ** p＜0．05, * p＜0．1

回歸結(jié)果顯示，健康狀況在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用略大于非農(nóng)就業(yè)。但二者在統(tǒng)計上均不顯著。

在農(nóng)業(yè)和非農(nóng)就業(yè)中存在巨大差異的變量是受教育時間，在從事農(nóng)業(yè)勞動的人群中，教育時間與收入成負(fù)相關(guān)，這可能與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更多依賴實際經(jīng)驗，而學(xué)習(xí)時間的延長，縮短了勞動經(jīng)驗有關(guān)。但受教育水平在非農(nóng)就業(yè)中對收入有顯著促進(jìn)作用，在其它條件不變的情況下，教育年數(shù)增加一年，平均使個人收入增加5．8%；另外女性收入低于男性在農(nóng)業(yè)勞動收入中表現(xiàn)得更明顯，這符合兩性在生理特征和勞動分工上的差異。

五、結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)：在其他因素不變的情況下，健康對個人收入具有顯著的促進(jìn)作用，健康狀況好的人群個人收入平均提高36．6%；從健康經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的性別差異的回歸結(jié)果可看出：在其他因素不變的情況下，健康對女性收入具有顯著促進(jìn)作用，健康狀況好的女性能使收入平均增加54．1%，但健康對男性的影響小于女性，并且在統(tǒng)計上并不顯著；從健康經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的就業(yè)性質(zhì)（本文將其分為農(nóng)業(yè)就業(yè)和非農(nóng)就業(yè)）差異的回歸結(jié)果可看出：在其他因素不變的情況下，健康狀況在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的作用大于非農(nóng)就業(yè)，但是兩者在統(tǒng)計上均不顯著，而工作經(jīng)驗在一個臨界點之前對從事農(nóng)業(yè)就業(yè)的農(nóng)民的收入都表現(xiàn)出有顯著的正影響。

注釋

① 本文未報告Hausman檢驗和過度識別檢驗結(jié)果。

[1] 劉國恩，William H．Dow ,傅正泓，John Akin, 中國的健康人力資本與收入增長[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2004(10)．

[2] 郭曉杰．健康對家庭時間分配的影響[J]．南方人口,2012(5)．

[3] 魏眾．健康對非農(nóng)就業(yè)及其工資決定的影響[J]．經(jīng)濟(jì)研究,2004(2)．

[4] 王鵬,劉國恩．健康人力資本與性別工資差異[J]．南方經(jīng)濟(jì),2010(9)．

[5] 王引,尹志超．健康人力資本積累與農(nóng)民收入增長[J]．中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì),2009．

[6] 張車偉．營養(yǎng)、健康與效率——來自中國貧困農(nóng)村的證據(jù)[J]．經(jīng)濟(jì)研究,2003(1)．

（責(zé)任編輯：劉偲然）