健康人力資本與農(nóng)戶收入增長——經(jīng)濟(jì)與管理

 引言
二元性作為發(fā)展經(jīng)濟(jì)體的顯著特征，在中國也不例外。在中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長的背后，城鄉(xiāng)二元特征依然顯著。如何增加農(nóng)民收入已然成為城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整中的最大改革。長久以來，眾多學(xué)者從不同角度論證了影響農(nóng)民收入增長的潛在因素，其中人力資本理論的貢獻(xiàn)尤為突出。舒爾茨認(rèn)為，改善農(nóng)民福利的決定性因素并不是以能源、耕地和資金為代表的傳統(tǒng)物質(zhì)資本，而是勞動者質(zhì)量的改善和知識的增進(jìn)。由此，提高農(nóng)村居民的人力資本投資水平對構(gòu)建農(nóng)民收入增長的長效機(jī)制，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展有至關(guān)重要的作用。實(shí)際上，人力資本對經(jīng)濟(jì)和收入增長的重要貢獻(xiàn)在很多文獻(xiàn)中得到證實(shí)，但早期人力資本理論將更多的研究注意力集中在教育上。
與教育只能提高勞動者的質(zhì)量不同，健康作為人力資本的一種重要形式，不僅能提高勞動生產(chǎn)率，還可以增加個體的勞動時間。在同等條件下，教育等其他人力資本投資的收益率取決于人們的期望壽命、力量、精力和持久力。健康人力資本對經(jīng)濟(jì)增長、收入的正向作用被國內(nèi)外眾多經(jīng)驗研究成果證實(shí)。但這方面的最初研究大多集中在工業(yè)化國家，對發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家的研究成果較少，對農(nóng)村居民健康收入效應(yīng)的研究則更少。最早是營養(yǎng)效率假說的提出，該假說認(rèn)為，與營養(yǎng)不良的勞動者相比，那些獲取了更多熱量攝入的勞動者有著更高的勞動效率。此后，很多學(xué)者從熱量攝入的角度驗證健康與收入的關(guān)系，除了熱量攝入之外，鐵等其他維生素的缺乏同樣會對勞動產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)面作用。另一些研究則以人體測量變量，如身高、身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）等作為健康測量指標(biāo)，研究其對收入的影響。
國內(nèi)在農(nóng)民健康收入效應(yīng)上的研究成果并不多，正處于起步階段。對現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理后發(fā)現(xiàn)兩條主要的研究線索，分別是從事農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)活動農(nóng)民和從事非農(nóng)活動農(nóng)民的健康收入效應(yīng)。前者，較早的文獻(xiàn)來自于張車偉對中國貧困農(nóng)村家庭的研究，研究結(jié)論表明，營養(yǎng)和健康是制約貧困地區(qū)農(nóng)村家庭種植業(yè)收入增長的重要因素[1]。后者的研究成果相對較多，如魏眾利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)對農(nóng)村非農(nóng)活動健康收入效應(yīng)的研究[2]。這一領(lǐng)域更多的研究成果集中在農(nóng)村外出打工人群的健康收入效應(yīng)上[3]，研究結(jié)論均表明健康對外出務(wù)工收入的作用顯著為正。另外，部分文獻(xiàn)并沒有對農(nóng)業(yè)收入和非農(nóng)收入進(jìn)行嚴(yán)格區(qū)分，側(cè)重于分析健康對農(nóng)村家庭人均收入的決定作用[4]。
以上研究文獻(xiàn)為本文提供了有益的借鑒，但現(xiàn)有對農(nóng)村地區(qū)健康收入效應(yīng)的研究主要是針對農(nóng)民個體層面，這是因為健康測量數(shù)據(jù)往往是通過個人問卷調(diào)查取得的?？紤]到農(nóng)村地區(qū)不同的收入實(shí)現(xiàn)方式，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動往往是以戶為單位開展的，很難將個人收入從家庭總收入中剝離出來，所以大多數(shù)研究將農(nóng)業(yè)收入進(jìn)行平均處理。筆者認(rèn)為，這種處理方式不能夠區(qū)分每個家庭成員對總收入的貢獻(xiàn)，因為一個健康良好的家庭成員對總收入的貢獻(xiàn)會比一個健康欠佳的成員多。本文側(cè)重于分析農(nóng)戶的健康人力資本對農(nóng)業(yè)活動收入影響，農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)活動主要包括種植業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)兩類，考慮到自變量土地的作用，以及勞動時間的可獲得性，進(jìn)一步將研究范疇限定在健康人力資本對從事農(nóng)村種植業(yè)農(nóng)戶收入的影響。
二、理論框架和模型
在家庭層面的健康收入效應(yīng)研究上，經(jīng)常被應(yīng)用的Mincer收入函數(shù)并不適用，我們需要找到反映家庭農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出關(guān)系的生產(chǎn)函數(shù)。Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)為進(jìn)行這種分析提供了可能性。標(biāo)準(zhǔn)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)可以表述為：
其中，Y為總產(chǎn)量（產(chǎn)值），A為生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步率；L為勞動力投入；K為固定資本投入。在標(biāo)準(zhǔn)的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，并沒有教育、健康等人力資本變量的作用空間，因此，如何使人力資本變量進(jìn)入到生產(chǎn)函數(shù)方程中是首要解決的問題。
Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的初始設(shè)定中，對勞動力生產(chǎn)要素的度量是從數(shù)量角度提出的，即考察勞動力數(shù)量對最終產(chǎn)出的影響。但效率工資理論認(rèn)為，勞動者的工資水平與生產(chǎn)效率密切相關(guān)，一個高效率的勞動者可以在給定的時鐘時間之內(nèi)產(chǎn)出較多的效率時間，從而影響最終的勞動產(chǎn)出，所以勞動時間也應(yīng)該作為勞動力生產(chǎn)要素的度量指標(biāo)之一。而按照人力資本理論的觀點(diǎn)，教育、健康等人力資本不僅可以影響勞動者的生產(chǎn)效率，還可以影響勞動供給時間。一個受過良好教育、健康的勞動者通常會被認(rèn)為具有較高的生產(chǎn)效率和更長的勞動時間。這樣，人力資本可以通過影響勞動力投入的質(zhì)量與最終的產(chǎn)出發(fā)生關(guān)系。
沿著上述分析思路，本文把農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出看成技術(shù)進(jìn)步率、固定資本以及勞動力投入的函數(shù)，并對各生產(chǎn)要素進(jìn)行重新界定。
Ya=f（L，K，A）（2）
在這個農(nóng)戶生產(chǎn)函數(shù)中，Ya代表農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，L代表從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力投入，K代表農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的固定資本投入，A為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步率。固定資本投入K包括兩個主要構(gòu)成部分：一是土地，這是從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)最基本的固定資本投入；二是家庭購買獲得的其他投入品，如種子、化肥、農(nóng)藥、雇工等。土地與購得的其他投入品共同對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出作出貢獻(xiàn)，表示為：
Zk·Xm（3）
其中，Z代表土地，X代表購得的其他投入品，k和m分別表示Z和X的產(chǎn)出彈性。對于勞動力投入L的考察，通過上述分析可知，我們不能僅僅局限于對勞動力數(shù)量，人力資本及其影響的勞動時間應(yīng)同時進(jìn)入到勞動力投入的考察范疇，因此，勞動力投入 可以表示為勞動力數(shù)量、勞動時間和教育、健康等人力資本的函數(shù)。
Ldq·Leg·e？準(zhǔn)1s+？準(zhǔn)2h+？準(zhǔn)nwn+？著（4）
其中，Lq為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動力數(shù)量，Le為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動時間，d和g為產(chǎn)出彈性；s為教育狀況；h為健康狀況；wn是一個控制變量的向量，如家庭特征以及社區(qū)特征等；？著為隨機(jī)擾動項。這樣，最終要估計的農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)函數(shù)方程為：
Ya=A·Zk·Xm·Ldq·Leg·e？準(zhǔn)1s+？準(zhǔn)2h+？準(zhǔn)nwn+？著（5）
在農(nóng)村地區(qū)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)在短時期內(nèi)大面積的普及并轉(zhuǎn)化為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的困難較大，因此，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出變化的影響作用較小，技術(shù)進(jìn)步率A被視為一個固定不變的常數(shù)，這一假定也與中國農(nóng)村地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)情況相符。將等式（5）的兩邊取自然對數(shù)，得到要估計的計量模型為：
Ln（Y）=a+klnZ+mlnX+dlnLq+glnLe+？準(zhǔn)1s+？準(zhǔn)2h+？準(zhǔn)nwn+？著（6）
在健康與收入關(guān)系的研究中，由于遺漏變量以及收入對健康的反向影響，健康變量的內(nèi)生性問題不可避免?，F(xiàn)有文獻(xiàn)解決這一問題的思路主要有兩個：一是尋找合適的工具變量。研究者通常從當(dāng)?shù)氐尼t(yī)療價格、醫(yī)療可及性和一般消費(fèi)品價格等獲取工具變量。二是采用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型（FE Model）。在固定效應(yīng)變換中，不隨時間變化的個體效應(yīng)被差分掉了，如果隨時間變化的個體效應(yīng)與健康變量不相關(guān)，就可以得到一致的估計量。由于本文研究的是農(nóng)戶層面的健康收入效應(yīng)，在計量模型構(gòu)建中，通過加入盡可能多的家庭控制變量，可以減少家庭因素對健康的影響。另外，有研究表明，健康行為和狀況更多的取決于長期收入，而短期收入的影響相對較小[5]。所以有理由相信，面板固定效應(yīng)模型可以減少甚至消除內(nèi)生性偏誤問題。
三、數(shù)據(jù)和變量定義
本文的數(shù)據(jù)來源于CHNS數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫被廣泛應(yīng)用于研究中國的健康及相關(guān)問題。截至2011年，該調(diào)查共進(jìn)行了8次，范圍涉及中國東、中、西部9個省的農(nóng)村和城市。該調(diào)查在問卷設(shè)計、樣本選取等方面具有突出的嚴(yán)謹(jǐn)性和代表性，數(shù)據(jù)的大樣本和固定追蹤特征為研究者進(jìn)行實(shí)證研究提供了可能。鑒于關(guān)鍵自變量自評健康（SRH）的可獲得性，以及調(diào)查年份距今的時間，本文使用CHNS數(shù)據(jù)中2000、2004和2006年的面板數(shù)據(jù)。在剔除無效樣本后，進(jìn)入研究范疇的共有9 252個觀測值，所有觀測值均為農(nóng)村地區(qū)的家庭樣本。
CHNS數(shù)據(jù)中，將農(nóng)村種植業(yè)劃分為三類，分別是糧食作物、蔬菜作物和園藝作物。因此，因變量收入由農(nóng)戶從事以上所有種植業(yè)所獲得的收入組成。為了便于比較，使用CHNS數(shù)據(jù)提供的農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)價格指數(shù)對收入進(jìn)行調(diào)整，并轉(zhuǎn)換為以2009年的不變價格衡量的家庭種植業(yè)總收入水平。
自變量分為非人力資本變量和人力資本變量兩類，非人力資本變量的構(gòu)造方法如下。土地采用各調(diào)查年份的上一年家庭擁有的耕地面積的畝數(shù)來表示。其他投入品以農(nóng)戶在種植業(yè)上的所有投入品價值衡量，同樣以2009年的不變價格作了平減處理。由于家庭用于種植業(yè)勞動時間數(shù)據(jù)的缺乏，筆者使用家庭成員每天用于種植業(yè)生產(chǎn)的小時數(shù)進(jìn)行變量構(gòu)造，首先將勞動時間在個人層面進(jìn)行加總，然后以農(nóng)戶為單位計算平均值。勞動力數(shù)量則使用家庭總?cè)丝跀?shù)作為代理變量，因為在中國農(nóng)村地區(qū)，通常不存在嚴(yán)格的勞動年齡界限，具有勞動能力的家庭成員都會參與到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動當(dāng)中。
研究中共使用了9個人力資本相關(guān)變量，主要描述了農(nóng)戶的年齡、教育、SRH、身高、BMI指數(shù)和熱量攝入等方面的狀況。其中，一系列健康指標(biāo)無疑是本研究最為關(guān)心的自變量。此外，為了驗證BMI指數(shù)以及熱量攝入與收入之間的非線性關(guān)系，還在模型中引入了這兩個變量的平方項。
需要指出的是，在CHNS數(shù)據(jù)中，上述人力資本相關(guān)變量都是個人層面的，需要將其轉(zhuǎn)換為家庭層面的數(shù)據(jù)。借鑒張車偉的做法[1]，筆者嘗試了兩種方法進(jìn)行轉(zhuǎn)換，分別是簡單平均法和賦權(quán)平均法。在簡單平均法中，以個人所在的農(nóng)戶為依據(jù)，計算某個變量的平均水平。以身高為例，就是計算農(nóng)戶中所有成員身高的平均值，從而得到家庭的平均身高數(shù)據(jù)。在賦權(quán)平均法中，考慮到不同健康狀況家庭成員的勞動時間供給是不同的，健康良好的家庭成員會產(chǎn)出更多的勞動時間，可以將個人從事種植業(yè)生產(chǎn)的勞動時間占家庭總勞動時間的比重作為權(quán)重，首先得到個人層面的不同人力資本變量數(shù)據(jù)，然后再以農(nóng)戶為單位，計算相應(yīng)變量的家庭平均值。
除了以上變量外，模型中還引入年份虛擬變量來考慮時間效應(yīng)。表1中給出了所有非人力資本變量以及按簡單平均法計算的人力資本相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計。
四、實(shí)證結(jié)果及其解釋
作為參照系，首先對模型進(jìn)行混合最小二乘法（Pooled OLS）估計。從回歸結(jié)果上看（見表2），在以簡單平均法計算的健康變量中，除BMI指數(shù)及其平方項外，其他健康變量對收入均有顯著影響。但部分健康變量的作用方向顯然與預(yù)期不相符，如身高和BMI指數(shù)，對收入的影響是負(fù)的。在賦權(quán)平均法計算的健康變量中，所有健康指標(biāo)的顯著性都有改善，但身高對收入依然有負(fù)面影響。此外，教育對收入的影響并不顯著，且影響系數(shù)非常小，偏離于已有研究的估計結(jié)果[6][7]。
OLS模型將所有健康變量視為外生變量，這種假設(shè)成立的可能性非常小，所以O(shè)LS的估計結(jié)果可能是有偏的。固定效應(yīng)模型可以消除不隨時間變化的個體效應(yīng)對健康的影響，減少甚至消除內(nèi)生性偏誤，其估計結(jié)果的可行性更高。
表3給出了按不同方法計算得到的人力資本相關(guān)變量的FE估計結(jié)果。在按簡單平均法計算的健康變量估計結(jié)果中，SRH對農(nóng)戶種植業(yè)收入表現(xiàn)出顯著性的影響，每增加1個自評等級，可以帶來約5.8%的家庭年均種植業(yè)收入。客觀健康變量對收入并沒有表現(xiàn)出整體性的顯著影響，其中身高對收入有顯著的積極影響，回報率為0.8%。雖然熱量攝入和BMI指數(shù)對收入的影響程度非?？捎^，但在統(tǒng)計上并沒有表現(xiàn)出顯著性的影響。對此，可能的解釋是在計算客觀健康變量均值過程中，沒有考慮到農(nóng)戶的性別結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)以及家庭成員的個人偏好等因素，所以這些變量并不能完全代表家庭的總體健康狀況。此外，與預(yù)期相符的是，熱量攝入與收入之間呈現(xiàn)出非線性關(guān)系，意味著當(dāng)熱量攝入處于低水平時，增加熱量攝入可以提高農(nóng)戶的種植業(yè)收入，而當(dāng)熱量攝入達(dá)到臨界值后，繼續(xù)增加熱量攝入不僅無益于收入的提高，還會降低收入水平。這種非線性關(guān)系也存在于BMI指數(shù)與收入之間。
在非健康變量中，教育和年齡等變量雖然具有經(jīng)濟(jì)上的顯著影響，且影響的方向與理論預(yù)期一致，但在統(tǒng)計上均不顯著。有研究表明，教育對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的估計結(jié)果依賴于對教育變量的選用[6]，而家庭平均教育年限可能無法有效反映教育在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的真實(shí)作用[7]。
在以賦權(quán)平均法計算健康變量的估計結(jié)果中，SRH依然有顯著性的影響，并且統(tǒng)計上的顯著性更高，對收入的影響程度變得更大。BMI指數(shù)和熱量攝入與收入之間的非線性關(guān)系沒有實(shí)質(zhì)性改變，但所有的客觀健康變量均變得不顯著，除了以上討論的可能原因外，筆者認(rèn)為，在農(nóng)戶內(nèi)部，不同成員之間在人體測量以及營養(yǎng)攝入上存在著“互補(bǔ)性”，在一定程度上弱化了客觀健康變量對收入的作用。但這種“互補(bǔ)性”卻不可能體現(xiàn)在對健康狀況的自我主觀評價中。
對BMI指數(shù)及熱量攝入與收入之間的非線性關(guān)系，進(jìn)一步的驗證結(jié)果見表4。表中計算了模型中涉及到的兩個健康變量邊際效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，對比發(fā)現(xiàn)，在以簡單平均法計算的健康變量中，樣本均值和轉(zhuǎn)折點(diǎn)均比按賦權(quán)平均法計算的健康變量大，這是因為在對健康變量賦權(quán)過程中，實(shí)際上降低了原始健康變量的取值，所以，按簡單平均法計算的健康變量的轉(zhuǎn)折點(diǎn)更有參考價值。
表4中健康變量邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)折點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)含義是，在BMI指數(shù)和日熱量攝入量分別達(dá)到28.68kg/m2和5 164.36kcal前，兩者在數(shù)量上的增加都會對農(nóng)戶收入產(chǎn)生正向作用。在達(dá)到臨界值時，兩者對收入的邊際效應(yīng)消失，如果繼續(xù)提高，可能會對收入產(chǎn)生負(fù)面影響。本文測算的熱量攝入邊際效應(yīng)轉(zhuǎn)折點(diǎn)與Strass對塞拉利昂的研究結(jié)論接近，但與Thomas和Strass對巴西以及張車偉對中國貧困農(nóng)村地區(qū)的研究結(jié)論存在較大差異，這種差異性可以解釋為樣本人群工作性質(zhì)的不同，以及樣本人群所在的國別、地區(qū)間存在經(jīng)濟(jì)、社會和文化等方面的差別。
此外，不管是BMI指數(shù)，還是熱量攝入，其轉(zhuǎn)折點(diǎn)都要高于樣本均值。這說明，在中國農(nóng)村地區(qū)，BMI指數(shù)的提高和營養(yǎng)攝入水平的改善都將極大促進(jìn)農(nóng)戶的農(nóng)業(yè)收入水平，這顯然是一個提高農(nóng)民收入的新思路，這條思路指向了區(qū)別于傳統(tǒng)物質(zhì)資本和教育等人力資本以外的更廣闊空間。
五、結(jié)論及政策含義
本文選取SRH、身高、BMI指數(shù)和熱量攝入等健康變量，估計了中國農(nóng)村農(nóng)戶健康對種植業(yè)收入的效應(yīng)，為加深理解發(fā)展中國家農(nóng)村地區(qū)健康人力資本在收入增長中的作用提供了線索。研究主要得出了以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，在中國農(nóng)村地區(qū)，健康人力資本對農(nóng)戶種植業(yè)收入有顯著性影響，但不同健康指標(biāo)的影響不盡相同。第二，BMI指數(shù)和熱量攝入與農(nóng)戶收入之間呈現(xiàn)出一種非線性關(guān)系，隨著兩者數(shù)值的增加，對種植業(yè)產(chǎn)出的回報出現(xiàn)遞減，甚至消失。BMI指數(shù)邊際效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在28.68kg/m2，而熱量攝入的轉(zhuǎn)折點(diǎn)出現(xiàn)在5164.36kcal。第三，在非健康變量中，教育和年齡對種植業(yè)收入的影響并不顯著。第四，以個人種植業(yè)勞動時間占家庭總勞動時間的比重作為權(quán)重，來計算農(nóng)戶健康狀況的方法，可以更敏銳地揭示農(nóng)戶內(nèi)部不同成員個體上的差異，更易于捕捉健康因素對收入的作用。
在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的背景下，農(nóng)民增收問題日益受到政府和社會的關(guān)注。以上研究結(jié)論具有明顯的政策含義。改善農(nóng)民的健康狀況對增加農(nóng)民收入、繁榮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、加快城鄉(xiāng)發(fā)展一體化進(jìn)程有重要的推動作用。政策制定中，如何提高農(nóng)民的健康水平，應(yīng)著重考慮以下兩個方面：其一，完善農(nóng)村地區(qū)公共衛(wèi)生服務(wù)體系，加大農(nóng)村公共衛(wèi)生支出規(guī)模，強(qiáng)化基礎(chǔ)醫(yī)療的作用。其二，改革和完善現(xiàn)有的新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，加強(qiáng)農(nóng)村地區(qū)醫(yī)療救助制度的開展力度，使更多的農(nóng)民從醫(yī)療保障制度中獲得實(shí)惠。
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