農村居民健康支出與人均純收入的相關性分析——以吉林省為例

鄭茂偉，方俊良

(1.內蒙古大學 經濟管理學院，內蒙古 呼和浩特 010000;2.東北師范大學 商學院，吉林 長春 130117)

自美國經濟學家舒爾茨創立人力資本投資理論以來，關于人力資本投資理論就成為學術界研究的重點。舒爾茨認為，人力資本投資主要集中在衛生保健設施和服務;在職培訓;正規的初高等教育;非商社的成人教育和個人和家庭的遷移。然而，在關于我國農村人力資本投資的研究中，眾多學者重點從教育的角度研究了農村的人力資本投資結構，并論證了教育與經濟發展和居民收入的關系;與此同時，在現實中，國家也將教育作為農村人力資本投資的重點，這就使得在人力資本投資結構中占主要組成部分的健康投資長期被忽視，并且得不到應有的重視。但是，“身體才是革命的本錢”，只有擁有健康的體魄，人力資本才能發揮真正的發揮作用。為此，本文專門從農村居民健康投資的角度，研究了健康投資與農村居民收入的關系。在本文的研究中，將作為全國農業大省的吉林省作為研究目標，選取2000－2009年十年間吉林省農村居民家庭人均健康支出和農民人均純收入作為研究對象，在扣除消費價格指數的前提下，通過Eviews軟件進行計算，利用一元回歸模型對兩者進行線性分析，進而分析兩者的相關性。

一、文獻綜述

(一)關于人力資本理論

人力資本理論首先是由諾貝爾經濟學獎獲得者美國經濟學家西奧多·W·舒爾茨創立和發展的。在其發表的一系列關于人力資本理論的論文中，對人力資本的概念與特征、人力資本投資的內容與途徑以及人力資本對經濟增長的作用等重要思想進行了系統闡述。舒爾茨在《人力資本投資》一書中把人力資本投資范圍和內容歸納為五個方面，即(1)衛生保健設施和服務，概括地說包括影響人的預期壽命(體力和耐力(精力和活動的全部開支));(2)在職培訓包括由商社組織的舊式學徒制;(3)正規的初等、中等和高等教育;(4)不是由商社組織的成人教育計劃，特別是農業方面的校外學習計劃;(5)個人和家庭進行遷移以適應不斷變化的就業機會［1］。加里·S·貝克爾則主要從微觀進行分析。貝克爾在《人力資本》一書中，分析了正規教育的成本和收益問題，還重點討論了在職培訓的經濟意義，也研究了人力資本投資與個人收入分配的關系［2］。

(二)關于健康人力資本

Theodore W．Schultz(1979)認為健康是一個人的資本儲備，通常被稱為“健康資本儲備”或“健康資本存量”［3］。它具有一般資本的特性，即隨著時間的推移會逐漸貶值，但是又具有自身的特點，即它可以天生就被擁有，并且不容易被他人掠奪。

Grossman(1999)認為健康投資對于穩定人口數量和提高人口素質都具有重要的意義，健康可以提高個人的勞動生產率，進而促進經濟增長，但是健康作為一種與生俱來的資本，會隨著時間的推移而加速折舊［4］。

Fisher(2003)對美國的健康資本狀況做了定量研究，并且從廣義的角度度量了疾病所帶來的損失，它們包括疾病所花費的治療時間，治療費用和機會成本等，也反而揭示了健康的重要性［5］。

Denison(2008)定量研究了美國經濟增長率與死亡率之間的關系，發現死亡率每下降10個百分點，經濟增長率可以提高0．02個百分點，降低死亡率可以促進經濟增長［6］。

另外，有不少學者從需求理論出發，分析了健康的經濟效益。他們認為隨經濟的發展和人們生活水平的提高，人們對健康越來越重視，從而會增加在健康方面的消費，最終帶動經濟的增長。同時，有一些學者從社會學的角度論述了健康的意義。他們認為，健康不僅會影響經濟增長，而且還會影響社會財富的再分配。改善人的健康，可以使低收入階層因避免因收入分配不均等而產生的仇富心理，或者犯罪行為。另外，他們還認為健康可以減少國家公共衛生支出的負擔，也可以節約資金，發展經濟和公共服務事業。

(三)關于健康與農戶收入關系的研究

1.國外相關研究:Strauss(1986)研究了家庭健康狀況對家庭收入的影響，研究指出改善家庭尤其是農村低收入家庭的營養狀況，會提高家庭的勞動生產率和工資水平，就有可能提升整個家庭的收入水平［7］。

國外學者如Morgan(1962)，Rovotel(1975)，Mitchell(1992)，Bouis(1991)，Click等(1998)，通過分析不同國家和地區勞動力的健康狀況對其勞動參與率的影響，發現越健康狀況越好，其勞動積極性和勞動參與率就會越高，工作壽命也會越長，工資水平也將越高。同吋，也發現健康投資越早，勞動回報的效果就會越明顯［8］。

Wulf(1985)就健康對收入的影響進行了實證分析，結果表明健康會對受教育機會和學習能力產生顯著影響，影響勞動效率和工資水平，給收入帶來長期影響［9］。

Morgan(1962)從微觀角度研究了健康與收入之間的關系，他認為改善健康可以節約因患病所引起的開支和治療時間，從而降低患病的經濟成木，促進個人收入的增長［10］。

Currie，Madrian(1999)認為健康可以增加人的受教育機會，使人有更充足的精力學相關知識和業務技能，從而有益于工資薪金的提升和個人的長遠發展。此外，他還定量分析了勞動供給曲線中健康對于工資的影響，指山健康會影響勞動供給彈性，改善健康狀況可以促進勞動的持續穩定供給［11］。

2.國內相關研究:張車偉(2003)通過以家庭農業和種植業作為研究對象，使用家庭生產函數，系統地研究了營養、健康對勞動生產率或者收入的影響，估計了不同的營養和健康指標在中國貧困農村的回報和彈性［12］。結果表明，幾乎所有的營養和健康方面都影響到農村的勞動生產率。該文章采用多種健康指標，利用家庭生產函數對貧困地區的種植業進行分析，得出健康對種植業生產具有顯著影響的結論。

李偉(2001)以中國23個貧困縣的農戶抽樣調查數據為樣本，對教育、健康和勞動生產率進行了多元回歸分析，分析結果表明:在中國貧困地區，沒有不健康勞動力戶的勞動生產率比有不健康勞動生產率戶高9．3%，由此，他得出結論農戶教育和健康狀況的改進，像增加資本與土地一樣，對勞動生產率的提高有很大的影響［13］。

劉凱，劉希(2007)利用國家統計局1995－2005和2006年的年鑒分析得出如果不對農村地區的健康投資引起足夠的重視的話，將極有可能造成健康水平的低下－人力資本投資不足－貧困－健康水平再度惡化的惡性循環之中［14］，而我國農村地區目前人均收入的增長和醫療保健的增長的不成比例也需要我們今后進一步的加大對農村地區的健康和醫療保健的投資。

徐偉，陳慧美(2013)采用1995—2011年我國29省城鎮和農村居民的收入和醫療消費支出數據，運用面板數據回歸和協整分析對城鎮居民和農村居民分別構建以收入為自變量，醫療消費支出為因變量的回歸模型，發現我國居民醫療消費支出隨收入水平提高而增長，農村居民醫療消費的增長對收入更為敏感，建議完善醫保制度，建立與收入掛鉤的動態籌資機制，并合理配置醫療衛生資源，適當向農村傾斜，以應對城鄉居民醫療消費的增長［15］。

(四)本文的看法

由此看來，我國學者針對農村健康投資與農民收入的關系研究相對來說比較少，還沒有形成一致的，統一的觀點和看法。同時，由于研究較少，研究所采用的思路、方法以及研究指標都存在一定的不一致。

在本文看來，以上主要存在三個問題:(1)健康的指標衡量復雜多樣，難以一一測量，多從間接渠道獲得，使得數據分析所得失去真實性。同時，較多指標就會造成對收入的分析存在重復性，難以解釋單一指標的影響性;(2)研究范圍過廣，造成失去代表性。李偉的研究涉及23個貧困縣，這些縣分布在中國的東中西部，范圍廣，造成地區差異，這樣得出的數據不能代表全國的情況，因為各地區的經濟發展差異會使得所獲數據只代表各地區，而不能代表全國情況，從而易以偏概全;(3)研究時間較早，失去時效性。從以上研究看來。時間分別是張車偉，2003年;李偉，2001年;劉凱等，2007，前兩位距離現在已有十年只有，而第三位相對較近，也是在2007年。況且，近幾年是我國農村經濟快速發展的時期，農村的新型醫療保險制度也在開展，因此上面的研究未免有過時之嫌，不能真實反應當下的社會現狀。

正是基于這樣的背景，本文開展了以下研究。

二、數據模型

本文將會涉及兩個變量，分別為農民人均純收入，用Y表示;農村家庭人均健康支出，用x表示，構建一元線性回歸模型，Y為被解釋變量，x為解釋變量，模型形式為

其中為農民收入，x為農民家庭健康支出，α為常數項，β為x的系數，ε為誤差項。

本文的初始數據均來源于《中國統計年鑒》(2000－2009)，并根據需要進行適當處理。Y用2000－2009年的農民人均純收入數額表示，x用2000－2009年的農民人均醫療保健支出表示，并會考慮消費價格指數的影響因素。

三、數據分析

(一)數據來源與處理

本文截取2000－2009年十年間的數據，以2000年為基期，并根據當年農村消費價格指數進行處理。

1.吉林省2000－2009年農村居民健康支出變化分析

圖1 吉林省2000－2000年農村居民健康支出數額變化

從圖中可以看出，十年間，吉林省農村居民人均健康支出總體是增加的，從2000年的103．06元到2009年的507．94元，十年間增長大約4．9倍，年均增長約為19．4%，可以看出十年間的增長相對來說較慢。

在2000—2005年間的六年間(途中標記處)，每年的人均支出都沒有超過200元，增長相當緩慢;而從2006－2009年的四年間增幅開始加快，每年的增長都會超過40元，最大的增幅出現在2008年361．55元到2009年的507．94元，一年間增長達到了大約146．39元，大約相當于年均增長的4倍還多。這就表明，在十年間的時間里，前六年是一個區間，后四年是一個區間，而2006年則是一個節點，導致這現象的原因就是國家的政策。從2003年開始，國家開始農村新型醫療保健的試點工作，吉林省作為農業大省，順利入選。但是由于當時只是部分縣市屬于試點范圍，數據并沒有發生很大變化。直到2006年，吉林省80%的農村區域實行了新型農村合作醫療，這才在農民的健康支出中體現出變化(吉林省人民政府關于批轉吉林省新型農村合作醫療試點方案的通知)(吉政發［2003］28號)。在當時的政策下，由于看病買藥等醫療支出會有相應的報銷，所以農村居民慢慢的的改變了以前“有病不醫”的傳統。開始接受正式的醫療服務，從而導致農民的健康支出與之前相比不可避免的出現大幅上升，因而與2005年差異較大，而隨著農村醫療保健制度的逐漸實施，農民認識到農作醫療的和健康投資的益處，使得用于醫療保健的支出繼續增加，這也就解釋了為什么在隨后的幾年支出不斷增加，終于在2009年超過500元。筆者預測，隨著農村醫療保險制度的繼續實施，農民的人均健康支出依然會繼續增加。

2.吉林省2000－2009年農村居民人均健康支出占總支出比重的變化分析

圖2 吉林省2000－2009年農村居民人均健康支出占總支出的比重變化趨勢分析

從中可以看出，從2000年的6．6%，到2009年的13．1%，十年間增長大約2倍，得出農村居民人均健康支出占總支出的比重總體是不斷增加的，說明農村家庭的醫療保健和健康意識在不斷增強，農村居民在將支出用于衣食住行的時候，也在向健康傾斜。

但是具體分析來看，從2000—2005年的六年間(途中標記處)，農村居民健康支出明顯是不足的。一方面，2000年所占比重只有6．6%，這是相當少的;另一方面，六年間增長緩慢，從2000到2005，增長不到2個百分點，而且在2003—2005三年間還出現緩慢的下滑。反過來，在2006—2009年的四年間，增長則明顯加快，甚至從2008—2009年，一年間就增長了2個百分點，比之前的六年總和還要多。這也是和前面的關于農村居民健康支出的變化分析大體上是一致的，都有明顯的時間，都在2008—2009年有一個快速的增長，而造成的原因也是一致的，即國家推動的農村新型醫療保險的實施。

3.吉林省2000－2009年農村居民家庭人均純收入變化分析

圖3 吉林省2000—2009農村居民家庭人均純收入的變化

從總體上看，吉林省十年間的農村居民人均收入保持了較快增長，從2000年的2030．62元的全國第17增長到2009年的5229．3元全國的第10，十年間增長大約2．5倍，可以說是在全國也是一個較為快速的增長，年均增長大約320元，是健康支出增長(40元)的大約8倍。

同樣的，在2000—2005年的六年間(途中標記處)，人均出收入增長并不十分迅速，從2000年的2030．62元，到2005年的3203．13，五年間只不過增長了約1172．51元;而從2005年的3203．13元到2009年的5229．3元，四年間增長1559．57元，多出將近390元，這里分析的時間段的差異和以上分析的時間段恰巧吻合，那么這多出的390元是不是就是因為農村居民的健康支出的增加而引起的呢?農民人均純收入和農民的健康支出有沒有相關性呢?下面本文就將對兩者的相關性就行分析。

(二)深入分析：基于OLS的一元回歸模型

經過初步的分析，吉林省2000—2009年農民健康支出和農民收入在相同的時間段存在同步的增加(2000—2005年;2006—2009年)且增加幅度存在著相應的一致。這兩者之間是否存在著正向相關性呢?

1.農民健康支出與農民收入之間的散點圖分析結果

表1 吉林省2000－2009農村居民健康支出與人均純收入 單位:元

圖4 x和Y的散點圖

通過觀察散點圖可以看出，可以確定和大致存在線性關系，因此，我們可以用普通最小二乘估計法建立一元線性模型，進一步確定兩者是否存在關系。

2.結果分析:

農民人均純收入與農民健康支出的一元回歸分析結果

表2 運用OLS分析所得一元回歸分析結果

根據以上輸出結果，模型應該為:

Y=8．303x+1368．401，

圖5 回歸結果模型

圖5是回歸結果的模型，Residual代表殘差值，Actual代表實際值，Fitted代表擬合值。從圖形看來，一元線性模型是比較成立的。

下面就這個模型分別進行最廣泛的R，t，F檢驗，以判定模型擬合度、估計參數和方程的統計顯著性。

3.方程檢驗

擬合優度檢驗:

R2表示在回歸方程中，自變量對因變量的解釋比例，這一比例越大，回歸方程可以解釋的部分越多，模型越精確，回歸的效果越顯著。

在本例中，由數據結果看出來，可決系數R2=0．954707，較為接近于1，說明所建立的模型整體上對樣本數據擬合的較好，即解釋變量“農村居民人均健康支出”對被解釋變量“農村居民人均純收入”的絕大部分離差做出了解釋。在本方程中，農村居民健康支出對于農村居民人均收入的解釋比例高達0．954707，說明自變量很好的解釋了因變量，同時說明回歸方程解釋的部分較多，模型也較為精確，回歸的效果也很顯著。

參數顯著性檢驗t檢驗(確定置信度為0．01):

如果每一個回歸系數都通過了t檢驗，說明模型中的每一個自變量都是顯著的。未通過顯著性檢驗的系數所對應的變量，應結合實際情況考慮將其剔除，

由Eviews得出參數估計結果可知，在本例中t統計量的相伴概率p值即t統計量右邊的Prob．的值為0．0000＜0．01，因此在0．01的水平上拒絕H0，即回歸參數都十分顯著。這就說明模型中的每一個回歸系數都通過了t檢驗，模型中的每一個自變量都是顯著的，即每一年的農村居民健康支出都是顯著的。

方程顯著性檢驗(F檢驗):

在Eviews中，F統計量的相伴概率p值為0．0000＜0．01，這說明在顯著性水平下，自變量對因變量有顯著地線性關系，方程總體回歸顯著，即農村居民健康支出對于農村居民人均純收入有顯著地線性關系。

通過以上檢驗，表明方程的擬合度較好，方程總體顯著而且通過t檢驗，說明方程Y=8．303x+1368．401，是成立的。方程中，C(1368．401)為截距項，也就是模型常數項。表示當自變量取0時，因變量的值。在本模型中表示在農民健康指出為0時，農民健康支出為1368．401元。

β(8．303)為斜率項，估計參數(Coefficient)。表示在其他自變量保持不變的情況下，當該自變量發生1單位變化時，因變量的變化程度。在本例中表示當健康支出每增加1元，人均純收入可以增加8．303元。

四、結論

(一)農民健康支出與農民收入存在正向相關性關系

1.在模型=8．303+1368．401，中，通過上面的檢驗，我們可以說，農民人均健康支出與農民人均收入有正向相關性關系。也就是說，農民如果增加家庭的健康支出，在一定程度上農民的人均純收入就會相對出現增長，這是最為重要的結論。通過模型Y=8．303x+1368．401，得出，假設農民每人每增加1元的健康支出，每人就會帶來大約8元的人均收入，這種回報率是驚人的，而如果持續的增加人均健康支出，那么得到的純收入將會成倍增長，而且帶來的其他正向作用也會顯而易見，如勞動時間的延長。假設如果農民每人的健康支出為0，也就是健康支出數額為0，則農民人均純收入只有約1368元。但是，總體上的農民健康支出的不足，牽制了農民收入的增加。

2.如果農村居民保持醫療保健支出，從而使自己保持健康狀態，那么人們就可以通過增加用于工作的時間、提高工作效率、獲得新的工作機會等方式增加自身的人力資本積累，這種投資的收益就是疾病損失的避免、收入的增加和個人福利的改進。收入的增加又能反過來促進健康水平的提高和健康投入的增加，從而使健康與福利之間形成良性循環關系。相反，健康水平低下使人們喪失了人力資本投資的能力和改善自身境遇的機會，造成了收入的減少和貧困的發生，會進一步制約人們健康水平的提高。

(二)從政府角度促進農民收入增長和提高醫療衛生服務水平

1.通過多途徑增加農民收入提高農村家庭健康支出的能力。只有在足夠收入的前提下，農民才會在疾病之外進行其他健康支出。因此，提高農民收入，對于促進農民健康支出水平的提高具有重大意義。國家可通過減輕農民負擔，進行農產品結構調整，逐步發展農村經濟，提高農村居民收入水平。而多渠道分流引導農村剩余勞動力外出打工，不僅能夠較快提升農民的人力資本含量，還能增加收入，提高其家庭人力資本投資的能力中的健康支出的能力。

2.加大健康投資，進一步改善農村的醫療衛生服務，通過政府的作用，為農民健康支出提供更加便利的條件。要建立適合我國農村的醫療保健體系。首先政府要增加對農村公共衛生服務的投入，切實解決政府預算支出在城鄉之間分配不合理的問題。投入的不足影響了計劃免疫、婦幼保健等農村公共衛生服務項目的開展，傳染病的發病率提高，農村地區職業病和環境污染所致疾病明顯上升，對農民的健康造成威脅，增加了農民的醫療支出。其次，要加強政府對農村藥品和醫療機構的監管。第三，增加對農村防疫防病、健康教育的投資及衛生知識的普及，倡導良好的衛生習慣，提高農民的健康水平。

(三)從農村居民角度增加人均健康支出

眾所周知，在中國的廣大農村，健康支出一直是農民所有支出中較為謹慎的支出，除非是在遭受到重大疾病的情況下，農民日常的健康少得可憐。因此，要在觀念上破除農民的舊思想，即健康支出不僅僅包括日常的疾病支出，還包括日常保健支出、例行體檢、衛生防疫等等，這些都可以為身體的健康做出貢獻，也能為收入帶來成倍的增長。農民自身要學會在日常生活學會進行健康支出，使健康支出正常化、常態化，而不是只有在有疾病的情況下才大筆的進行健康支出。否則，不僅造成農民家庭的貧困，而且進一步壓縮了在一個周期內農民家庭健康支出的能力，從而進一步影響到農民是收入。

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