健康人力资本对农村居民收入的影响——基于CHNS数据的实证分析

陈静思

(上海财经大学 城市与区域科学学院，上海 200433)

健康人力资本对农村居民收入的影响
——基于CHNS数据的实证分析

陈静思

(上海财经大学 城市与区域科学学院，上海 200433)

本文采用中国健康和营养调查（CHNS）数据，综合运用主客观健康指标，选取是否购买新型农村合作医疗、过去四周是否患病作为健康的工具变量，运用工具变量两阶段最小二乘法，实证分析健康人力资本对农村居民收入的影响。结果显示，在其它条件不变的情况下，健康对个人收入具有显著的促进作用。具体来看，女性的健康状况通过对家庭成员间更强的相互作用而产生的收入效应比男性健康对收入的影响更大更显著；同时，本文还具体分析了健康在农业就业与非农就业中的作用，得出健康状况在农业生产中的作用略大于非农就业的结论。

健康人力资本；农村居民收入

一、引言

本文在选取中国家庭健康和营养调查（CHNS）2006年的数据的同时，为克服可能存在的内生性问题，还选取了是否购买新型农村合作医疗、过去四周是否患病作为健康的工具变量以增强实证结果的说服力。通过运用两阶段最小二乘法得出的实证结果发现，在其它条件不变的情况下，健康对个人收入具有显著的促进作用；另外，本文还分析比较了健康的收入效应在性别上的差异，实证结果显示：女性的健康状况通过对家庭成员间更强的相互作用而产生的收入效应比男性健康对收入的影响更大更显著；同时，本文还具体分析了健康在农业就业与非农就业中的作用，得出健康状况在农业生产中的作用大于非农就业的结论，这与现实相符。

二、模型、数据和变量

1、模型

本文采用Mincer(1974)工资收入模型的一个变形形式，其半对数收入方程为：

估计方程（1）面临的一个主要问题是健康变量的内生性，因为收入会直接或间接的影响健康水平。在实证研究中，解决内生性主要有两种思路，第一是工具变量法（Instrument Variables），将食品价格、医疗价格、医疗可获得性等作为外生工具变量，用两阶段方法进行分析。第二种是面板数据估计方法处理，如固定效应模型（Fixed-effect），因健康状况和收入与家庭背景有密切联系，而家庭背景在短期内不会改变，所以采用固定效应模型可以消除不随时间变化因素的影响。

本文采取第一种方法即工具变量法，选取是否购买新型农村合作医疗保险和过去四周是否患病作为健康的工具变量。第一，由于新型合作医疗保险是农村居民主要的医疗保险，作为一种降低健康冲击带来的收入风险的方法，购买行为与农民的健康状况密切相关，而其需缴纳的保险金较低，因此，本文认为是否参保与收入并无直接关系。

第二，过去四周是否患病与个人健康状况密切相关，而作为短期内健康水平的表现，与收入并无直接关系。

基于以上假设，本文将运用两阶段最小二乘进行回归分析，第一阶段将内生变量对工具变量及所有外生解释变量回归得到其拟合值：

第二阶段将第一阶段的拟合值代入方程（1）中进行估计：

2、数据

本文数据来源北卡罗来纳大学和中国疾病控制中心合作完成的项目——中国健康和营养调查（China Health and Nutrition Survey, CHNS）。该项目旨在关注健康、营养和家庭计划的效应以及转型期中国政府的经济和社会政策如何影响居民的营养和健康水平。该数据库包含丰富的人口学特征和个体经济变量的面板数据，是一个重要的微观数据来源。

中国健康和营养调查（CHNS）数据是在辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南、湖北、湖南、广西、贵州9个省通过分层随机抽样确定了大约4400个家庭，涉及约19000个调查对象。调查从1989年开始，共获得了1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年共7个年份的数据。由于中国健康和营养调查（CHNS）数据的随机抽样、大样本、面板数据等优良性质，且本文所需变量在该调查中均有详实记录，因此成为本文研究的数据来源。

本文使用2006年截面数据，因避免自然衰老对健康和收入的影响，研究对象为农村18-65岁居民，涉及变量主要包括：个人收入、自评健康、是否患有慢性病、性别、户籍、年龄、地区、受教育水平等。数据删除缺失值后共包含3261人，其中男性1741人，女性1520人。

3、变量

（1）农民个人收入：中国健康与营养调查（CHNS）提供了农村居民的个人收入，为了减少数据的波动，再对收入进行对数化处理。

（2）健康变量：数据库中最直接的健康衡量指标是个体的自评健康，在调查中，受访者自评自己与同龄人相比的健康状况，分为“1（非常好）”、“2（好）”、“3（一般）”、“4（差）”四个水平，在已有文献的实证分析中，使用自评健康效果较好，由于它与其它客观健康指标高度相关，因此被认为是衡量个体健康最好的综合指标（Benjamin,2003）。但也有文献指出自评健康带有很强的主观性，因不同个体对健康的偏好不同，对健康的评价与社会信仰、风俗习惯，信息获得密切相关，所以可能带来估计的偏误（Newhouse,1993）。所以本文同时引入是否患有高血压、糖尿病、心肌梗死、骨折、中风等慢性病。若自评健康为非常好或好，同时没有上述慢性病，则将该个体健康状况认定为好，Health取值为1，否则取值为0。

（3）控制变量：包括教育水平、工作经验、工作经验平方、是否从事农业、婚姻、性别、地区、户籍。教育水平用受访者实际受教育年数表示。由于数据中并没有直接的工作经验数据，因此采用实际年龄减受教育年数再减6来代表工作经验。其余均是虚拟变量，是否从事农业，若职业为农民、渔业、猎人取值为1，其余为0。婚姻状况，若在婚取值为1，其余为0。性别，女性为1，男性为0。地区分为东部和中西部两大区域，东部取值为1，其余为0。户籍，城镇户口为1，农村户口为0。

（4）工具变量：是否享有合作医疗保险，若有则取值为1，没有取值为0。过去四周是否生病或受伤，是取值为1，否取值为0。

主要相关变量描述性统计见下表：

表1 变量描述性统计

?

四、实证结果与分析

本文通过Hausman检验，结果显示拒绝原假设，健康变量存在内生性问题，有必要使用工具变量。本文选取了是否有新型农村合作医疗保险和过去四周是否患病共2个工具变量，过度识别检验在1%的水平上接受原假设，即工具变量外生①。

首先对2006年农村居民总体样本，使用两阶段最小二乘法回归，回归结果如下表所示：

表2 全样本回归结果

从上表第一阶段回归结果可知，工具变量是否拥有农村新型合作医疗、过去四周是否患病均在1%水平显著，二者联合显著性F值为93．75，通过弱工具变量检验，说明本文的工具变量是有效的。结果显示是否参保和过去四周是否患病与健康状况有显著的相关性，其中拥有新农合的群体显示出更差的健康水平，本文认为这是因为新农合对于健康状况的提升需要长期的作用，在短期内难以实现，而健康状况更差的人群有更大的激励购买保险，因此出现上述结果。

表3给出了样本中按健康状况分类的农村居民的参保人数和比率，在下表中，健康状况不好的农村居民购买新型农村合作医疗保险的比率更高，说明上述的解释具有合理性。

表3 不同健康状况农村居民参保率

在其它条件不变的情况下，健康对个人收入具有显著的促进作用，健康状况好的人群个人收入平均提高36．6%，在5%的水平上统计显著。

此外，其它控制变量也有良好的经济学意义。受教育时间对个人收入有正向促进作用，在其它条件不变的情况下，受教育时间增加一年，使个人收入平均增加1．9%；工作经验与收入呈现倒U型关系，在工作经验达到约37．6年时达到曲线顶点；从事非农就业的收入比农业收入高出76．7%。同时还可以看到劳动力市场中的性别歧视和户籍歧视，女性在其它条件相同的情况下，收入平均比男性低22．2%，而拥有城镇户口，能使收入提高22．2%。另外一个不容忽视的问题是地区差异，东部地区的收入普遍高于中西部地区。

为了进一步分析健康的收入效应，接下来本文分别对男性和女性样本进行估计，本文认为由于男性的工作中有更多的体力劳动和更大的劳动强度，对健康的要求更高，因此预期健康的收入效应在男性样本中更显著。回归结果见下表：

表4 男女分组回归结果

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

从上表男女分组回归结果可见，出现了与预期不同的结果，健康对女性收入具有显著促进作用，健康状况好的女性能使收入平均增加54．1%，但健康对男性的影响小于女性，并且在统计上并不显著，这与我们的预期完全相反。究其原因，本文认为之前的预期忽略了家庭成员间的相互影响，由于个人收入中有一部分来自家庭经营的收入的平均值，所以农村居民个人收入受到家庭收入的影响，而家庭收入与各家庭成员的健康状况和时间分配密切相关。已有文献中对比男女健康对家庭收入影响时提出了收入效应和替代效应两方面的作用。收入效应指男性收入水平普遍高于女性，所以男性的健康对家庭收入影响更大；而替代效应则指出由于女性在维持家庭活动中的重要作用，当女性受到健康冲击时，男性在家务活动上的替代率较低，可能会减少劳动时间，而女性的劳动供给对于家庭成员的健康状况更敏感,所以女性的健康冲击对家庭收入会带来更大的损失（Berger and Fleisher,1984; Pitt and Rosenzwing,1990;Benjamin,Brandt and Fan,2003;Wu,2003；郭晓杰，2012）。因此，本文认为这是回归结果的一种可能解释。

这一发现说明在中国农村，对女性的健康投资，能带来显著的经济收益，同时对正确认识妇女在家庭经济中的关键作用有非常重要的政策建议。

其它部分控制变量也呈现出较大的性别差异。受教育水平提高对男性收入增加有显著正向作用，教育年数增加一年，平均使收入增加3．3%，但对女性影响很小。本文认为教育收益的性别差异体现了在农村长期存在的“重男轻女”思想，女性受教育机会远低于男性，而教育作为人力资源投资的一种形式，具有规模报酬递增的特点，女性平均受教育年限低于男性，因此在农村地区教育投入的收益呈现明显的性别差异。

表5给出了不同样本农村居民受教育时间的均值，从下表可见，女性平均受教育时间明显低于男性。

表5 不同样本农村居民平均受教育时间

工作经验在男女样本中均体现出显著的影响，呈现明显的非线性关系，男性和女性的拐点分别出现在约28．1年和34．4年。非农就业收入和农业收入的差距在女性样本中更大，本文认为这是由于生理特征和劳动分工上的差异，男性在农业生产中效率更高，扮演更重要的地位，所获得的农业收入更高。

婚姻状况对收入的影响在男女中出现完全相反的作用。在婚的女性收入平均下降14．1%，由于照顾家庭的原因，女性会减少劳动供给时间，而在传统观念中，男性则更多的承担起养家的责任，因此在婚的男性会更努力工作，使收入提高4．1%。

本文还具体分析了健康在农业就业与非农就业中的作用，结果见下表：

表6 农业与非农就业分组回归结果

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

回归结果显示，健康状况在农业生产中的作用略大于非农就业。但二者在统计上均不显著。

在农业和非农就业中存在巨大差异的变量是受教育时间，在从事农业劳动的人群中，教育时间与收入成负相关，这可能与农业生产更多依赖实际经验，而学习时间的延长，缩短了劳动经验有关。但受教育水平在非农就业中对收入有显著促进作用，在其它条件不变的情况下，教育年数增加一年，平均使个人收入增加5．8%；另外女性收入低于男性在农业劳动收入中表现得更明显，这符合两性在生理特征和劳动分工上的差异。

五、结论

研究发现：在其他因素不变的情况下，健康对个人收入具有显著的促进作用，健康状况好的人群个人收入平均提高36．6%；从健康经济效应的性别差异的回归结果可看出：在其他因素不变的情况下，健康对女性收入具有显著促进作用，健康状况好的女性能使收入平均增加54．1%，但健康对男性的影响小于女性，并且在统计上并不显著；从健康经济效应的就业性质（本文将其分为农业就业和非农就业）差异的回归结果可看出：在其他因素不变的情况下，健康状况在农业生产中的作用大于非农就业，但是两者在统计上均不显著，而工作经验在一个临界点之前对从事农业就业的农民的收入都表现出有显著的正影响。

注释

① 本文未报告Hausman检验和过度识别检验结果。

[1] 刘国恩，William H．Dow ,傅正泓，John Akin, 中国的健康人力资本与收入增长[J]．经济学(季刊),2004(10)．

[2] 郭晓杰．健康对家庭时间分配的影响[J]．南方人口,2012(5)．

[3] 魏众．健康对非农就业及其工资决定的影响[J]．经济研究,2004(2)．

[4] 王鹏,刘国恩．健康人力资本与性别工资差异[J]．南方经济,2010(9)．

[5] 王引,尹志超．健康人力资本积累与农民收入增长[J]．中国农村经济,2009．

[6] 张车伟．营养、健康与效率——来自中国贫困农村的证据[J]．经济研究,2003(1)．

（责任编辑：刘偲然）