农村居民健康支出与人均纯收入的相关性分析——以吉林省为例

郑茂伟，方俊良

(1.内蒙古大学 经济管理学院，内蒙古 呼和浩特 010000;2.东北师范大学 商学院，吉林 长春 130117)

自美国经济学家舒尔茨创立人力资本投资理论以来，关于人力资本投资理论就成为学术界研究的重点。舒尔茨认为，人力资本投资主要集中在卫生保健设施和服务;在职培训;正规的初高等教育;非商社的成人教育和个人和家庭的迁移。然而，在关于我国农村人力资本投资的研究中，众多学者重点从教育的角度研究了农村的人力资本投资结构，并论证了教育与经济发展和居民收入的关系;与此同时，在现实中，国家也将教育作为农村人力资本投资的重点，这就使得在人力资本投资结构中占主要组成部分的健康投资长期被忽视，并且得不到应有的重视。但是，“身体才是革命的本钱”，只有拥有健康的体魄，人力资本才能发挥真正的发挥作用。为此，本文专门从农村居民健康投资的角度，研究了健康投资与农村居民收入的关系。在本文的研究中，将作为全国农业大省的吉林省作为研究目标，选取2000－2009年十年间吉林省农村居民家庭人均健康支出和农民人均纯收入作为研究对象，在扣除消费价格指数的前提下，通过Eviews软件进行计算，利用一元回归模型对两者进行线性分析，进而分析两者的相关性。

一、文献综述

(一)关于人力资本理论

人力资本理论首先是由诺贝尔经济学奖获得者美国经济学家西奥多·W·舒尔茨创立和发展的。在其发表的一系列关于人力资本理论的论文中，对人力资本的概念与特征、人力资本投资的内容与途径以及人力资本对经济增长的作用等重要思想进行了系统阐述。舒尔茨在《人力资本投资》一书中把人力资本投资范围和内容归纳为五个方面，即(1)卫生保健设施和服务，概括地说包括影响人的预期寿命(体力和耐力(精力和活动的全部开支));(2)在职培训包括由商社组织的旧式学徒制;(3)正规的初等、中等和高等教育;(4)不是由商社组织的成人教育计划，特别是农业方面的校外学习计划;(5)个人和家庭进行迁移以适应不断变化的就业机会［1］。加里·S·贝克尔则主要从微观进行分析。贝克尔在《人力资本》一书中，分析了正规教育的成本和收益问题，还重点讨论了在职培训的经济意义，也研究了人力资本投资与个人收入分配的关系［2］。

(二)关于健康人力资本

Theodore W．Schultz(1979)认为健康是一个人的资本储备，通常被称为“健康资本储备”或“健康资本存量”［3］。它具有一般资本的特性，即随着时间的推移会逐渐贬值，但是又具有自身的特点，即它可以天生就被拥有，并且不容易被他人掠夺。

Grossman(1999)认为健康投资对于稳定人口数量和提高人口素质都具有重要的意义，健康可以提高个人的劳动生产率，进而促进经济增长，但是健康作为一种与生俱来的资本，会随着时间的推移而加速折旧［4］。

Fisher(2003)对美国的健康资本状况做了定量研究，并且从广义的角度度量了疾病所带来的损失，它们包括疾病所花费的治疗时间，治疗费用和机会成本等，也反而揭示了健康的重要性［5］。

Denison(2008)定量研究了美国经济增长率与死亡率之间的关系，发现死亡率每下降10个百分点，经济增长率可以提高0．02个百分点，降低死亡率可以促进经济增长［6］。

另外，有不少学者从需求理论出发，分析了健康的经济效益。他们认为随经济的发展和人们生活水平的提高，人们对健康越来越重视，从而会增加在健康方面的消费，最终带动经济的增长。同时，有一些学者从社会学的角度论述了健康的意义。他们认为，健康不仅会影响经济增长，而且还会影响社会财富的再分配。改善人的健康，可以使低收入阶层因避免因收入分配不均等而产生的仇富心理，或者犯罪行为。另外，他们还认为健康可以减少国家公共卫生支出的负担，也可以节约资金，发展经济和公共服务事业。

(三)关于健康与农户收入关系的研究

1.国外相关研究:Strauss(1986)研究了家庭健康状况对家庭收入的影响，研究指出改善家庭尤其是农村低收入家庭的营养状况，会提高家庭的劳动生产率和工资水平，就有可能提升整个家庭的收入水平［7］。

国外学者如Morgan(1962)，Rovotel(1975)，Mitchell(1992)，Bouis(1991)，Click等(1998)，通过分析不同国家和地区劳动力的健康状况对其劳动参与率的影响，发现越健康状况越好，其劳动积极性和劳动参与率就会越高，工作寿命也会越长，工资水平也将越高。同吋，也发现健康投资越早，劳动回报的效果就会越明显［8］。

Wulf(1985)就健康对收入的影响进行了实证分析，结果表明健康会对受教育机会和学习能力产生显著影响，影响劳动效率和工资水平，给收入带来长期影响［9］。

Morgan(1962)从微观角度研究了健康与收入之间的关系，他认为改善健康可以节约因患病所引起的开支和治疗时间，从而降低患病的经济成木，促进个人收入的增长［10］。

Currie，Madrian(1999)认为健康可以增加人的受教育机会，使人有更充足的精力学相关知识和业务技能，从而有益于工资薪金的提升和个人的长远发展。此外，他还定量分析了劳动供给曲线中健康对于工资的影响，指山健康会影响劳动供给弹性，改善健康状况可以促进劳动的持续稳定供给［11］。

2.国内相关研究:张车伟(2003)通过以家庭农业和种植业作为研究对象，使用家庭生产函数，系统地研究了营养、健康对劳动生产率或者收入的影响，估计了不同的营养和健康指标在中国贫困农村的回报和弹性［12］。结果表明，几乎所有的营养和健康方面都影响到农村的劳动生产率。该文章采用多种健康指标，利用家庭生产函数对贫困地区的种植业进行分析，得出健康对种植业生产具有显著影响的结论。

李伟(2001)以中国23个贫困县的农户抽样调查数据为样本，对教育、健康和劳动生产率进行了多元回归分析，分析结果表明:在中国贫困地区，没有不健康劳动力户的劳动生产率比有不健康劳动生产率户高9．3%，由此，他得出结论农户教育和健康状况的改进，像增加资本与土地一样，对劳动生产率的提高有很大的影响［13］。

刘凯，刘希(2007)利用国家统计局1995－2005和2006年的年鉴分析得出如果不对农村地区的健康投资引起足够的重视的话，将极有可能造成健康水平的低下－人力资本投资不足－贫困－健康水平再度恶化的恶性循环之中［14］，而我国农村地区目前人均收入的增长和医疗保健的增长的不成比例也需要我们今后进一步的加大对农村地区的健康和医疗保健的投资。

徐伟，陈慧美(2013)采用1995—2011年我国29省城镇和农村居民的收入和医疗消费支出数据，运用面板数据回归和协整分析对城镇居民和农村居民分别构建以收入为自变量，医疗消费支出为因变量的回归模型，发现我国居民医疗消费支出随收入水平提高而增长，农村居民医疗消费的增长对收入更为敏感，建议完善医保制度，建立与收入挂钩的动态筹资机制，并合理配置医疗卫生资源，适当向农村倾斜，以应对城乡居民医疗消费的增长［15］。

(四)本文的看法

由此看来，我国学者针对农村健康投资与农民收入的关系研究相对来说比较少，还没有形成一致的，统一的观点和看法。同时，由于研究较少，研究所采用的思路、方法以及研究指标都存在一定的不一致。

在本文看来，以上主要存在三个问题:(1)健康的指标衡量复杂多样，难以一一测量，多从间接渠道获得，使得数据分析所得失去真实性。同时，较多指标就会造成对收入的分析存在重复性，难以解释单一指标的影响性;(2)研究范围过广，造成失去代表性。李伟的研究涉及23个贫困县，这些县分布在中国的东中西部，范围广，造成地区差异，这样得出的数据不能代表全国的情况，因为各地区的经济发展差异会使得所获数据只代表各地区，而不能代表全国情况，从而易以偏概全;(3)研究时间较早，失去时效性。从以上研究看来。时间分别是张车伟，2003年;李伟，2001年;刘凯等，2007，前两位距离现在已有十年只有，而第三位相对较近，也是在2007年。况且，近几年是我国农村经济快速发展的时期，农村的新型医疗保险制度也在开展，因此上面的研究未免有过时之嫌，不能真实反应当下的社会现状。

正是基于这样的背景，本文开展了以下研究。

二、数据模型

本文将会涉及两个变量，分别为农民人均纯收入，用Y表示;农村家庭人均健康支出，用x表示，构建一元线性回归模型，Y为被解释变量，x为解释变量，模型形式为

其中为农民收入，x为农民家庭健康支出，α为常数项，β为x的系数，ε为误差项。

本文的初始数据均来源于《中国统计年鉴》(2000－2009)，并根据需要进行适当处理。Y用2000－2009年的农民人均纯收入数额表示，x用2000－2009年的农民人均医疗保健支出表示，并会考虑消费价格指数的影响因素。

三、数据分析

(一)数据来源与处理

本文截取2000－2009年十年间的数据，以2000年为基期，并根据当年农村消费价格指数进行处理。

1.吉林省2000－2009年农村居民健康支出变化分析

图1 吉林省2000－2000年农村居民健康支出数额变化

从图中可以看出，十年间，吉林省农村居民人均健康支出总体是增加的，从2000年的103．06元到2009年的507．94元，十年间增长大约4．9倍，年均增长约为19．4%，可以看出十年间的增长相对来说较慢。

在2000—2005年间的六年间(途中标记处)，每年的人均支出都没有超过200元，增长相当缓慢;而从2006－2009年的四年间增幅开始加快，每年的增长都会超过40元，最大的增幅出现在2008年361．55元到2009年的507．94元，一年间增长达到了大约146．39元，大约相当于年均增长的4倍还多。这就表明，在十年间的时间里，前六年是一个区间，后四年是一个区间，而2006年则是一个节点，导致这现象的原因就是国家的政策。从2003年开始，国家开始农村新型医疗保健的试点工作，吉林省作为农业大省，顺利入选。但是由于当时只是部分县市属于试点范围，数据并没有发生很大变化。直到2006年，吉林省80%的农村区域实行了新型农村合作医疗，这才在农民的健康支出中体现出变化(吉林省人民政府关于批转吉林省新型农村合作医疗试点方案的通知)(吉政发［2003］28号)。在当时的政策下，由于看病买药等医疗支出会有相应的报销，所以农村居民慢慢的的改变了以前“有病不医”的传统。开始接受正式的医疗服务，从而导致农民的健康支出与之前相比不可避免的出现大幅上升，因而与2005年差异较大，而随着农村医疗保健制度的逐渐实施，农民认识到农作医疗的和健康投资的益处，使得用于医疗保健的支出继续增加，这也就解释了为什么在随后的几年支出不断增加，终于在2009年超过500元。笔者预测，随着农村医疗保险制度的继续实施，农民的人均健康支出依然会继续增加。

2.吉林省2000－2009年农村居民人均健康支出占总支出比重的变化分析

图2 吉林省2000－2009年农村居民人均健康支出占总支出的比重变化趋势分析

从中可以看出，从2000年的6．6%，到2009年的13．1%，十年间增长大约2倍，得出农村居民人均健康支出占总支出的比重总体是不断增加的，说明农村家庭的医疗保健和健康意识在不断增强，农村居民在将支出用于衣食住行的时候，也在向健康倾斜。

但是具体分析来看，从2000—2005年的六年间(途中标记处)，农村居民健康支出明显是不足的。一方面，2000年所占比重只有6．6%，这是相当少的;另一方面，六年间增长缓慢，从2000到2005，增长不到2个百分点，而且在2003—2005三年间还出现缓慢的下滑。反过来，在2006—2009年的四年间，增长则明显加快，甚至从2008—2009年，一年间就增长了2个百分点，比之前的六年总和还要多。这也是和前面的关于农村居民健康支出的变化分析大体上是一致的，都有明显的时间，都在2008—2009年有一个快速的增长，而造成的原因也是一致的，即国家推动的农村新型医疗保险的实施。

3.吉林省2000－2009年农村居民家庭人均纯收入变化分析

图3 吉林省2000—2009农村居民家庭人均纯收入的变化

从总体上看，吉林省十年间的农村居民人均收入保持了较快增长，从2000年的2030．62元的全国第17增长到2009年的5229．3元全国的第10，十年间增长大约2．5倍，可以说是在全国也是一个较为快速的增长，年均增长大约320元，是健康支出增长(40元)的大约8倍。

同样的，在2000—2005年的六年间(途中标记处)，人均出收入增长并不十分迅速，从2000年的2030．62元，到2005年的3203．13，五年间只不过增长了约1172．51元;而从2005年的3203．13元到2009年的5229．3元，四年间增长1559．57元，多出将近390元，这里分析的时间段的差异和以上分析的时间段恰巧吻合，那么这多出的390元是不是就是因为农村居民的健康支出的增加而引起的呢?农民人均纯收入和农民的健康支出有没有相关性呢?下面本文就将对两者的相关性就行分析。

(二)深入分析：基于OLS的一元回归模型

经过初步的分析，吉林省2000—2009年农民健康支出和农民收入在相同的时间段存在同步的增加(2000—2005年;2006—2009年)且增加幅度存在着相应的一致。这两者之间是否存在着正向相关性呢?

1.农民健康支出与农民收入之间的散点图分析结果

表1 吉林省2000－2009农村居民健康支出与人均纯收入 单位:元

图4 x和Y的散点图

通过观察散点图可以看出，可以确定和大致存在线性关系，因此，我们可以用普通最小二乘估计法建立一元线性模型，进一步确定两者是否存在关系。

2.结果分析:

农民人均纯收入与农民健康支出的一元回归分析结果

表2 运用OLS分析所得一元回归分析结果

根据以上输出结果，模型应该为:

Y=8．303x+1368．401，

图5 回归结果模型

图5是回归结果的模型，Residual代表残差值，Actual代表实际值，Fitted代表拟合值。从图形看来，一元线性模型是比较成立的。

下面就这个模型分别进行最广泛的R，t，F检验，以判定模型拟合度、估计参数和方程的统计显著性。

3.方程检验

拟合优度检验:

R2表示在回归方程中，自变量对因变量的解释比例，这一比例越大，回归方程可以解释的部分越多，模型越精确，回归的效果越显著。

在本例中，由数据结果看出来，可决系数R2=0．954707，较为接近于1，说明所建立的模型整体上对样本数据拟合的较好，即解释变量“农村居民人均健康支出”对被解释变量“农村居民人均纯收入”的绝大部分离差做出了解释。在本方程中，农村居民健康支出对于农村居民人均收入的解释比例高达0．954707，说明自变量很好的解释了因变量，同时说明回归方程解释的部分较多，模型也较为精确，回归的效果也很显著。

参数显著性检验t检验(确定置信度为0．01):

如果每一个回归系数都通过了t检验，说明模型中的每一个自变量都是显著的。未通过显著性检验的系数所对应的变量，应结合实际情况考虑将其剔除，

由Eviews得出参数估计结果可知，在本例中t统计量的相伴概率p值即t统计量右边的Prob．的值为0．0000＜0．01，因此在0．01的水平上拒绝H0，即回归参数都十分显著。这就说明模型中的每一个回归系数都通过了t检验，模型中的每一个自变量都是显著的，即每一年的农村居民健康支出都是显著的。

方程显著性检验(F检验):

在Eviews中，F统计量的相伴概率p值为0．0000＜0．01，这说明在显著性水平下，自变量对因变量有显著地线性关系，方程总体回归显著，即农村居民健康支出对于农村居民人均纯收入有显著地线性关系。

通过以上检验，表明方程的拟合度较好，方程总体显著而且通过t检验，说明方程Y=8．303x+1368．401，是成立的。方程中，C(1368．401)为截距项，也就是模型常数项。表示当自变量取0时，因变量的值。在本模型中表示在农民健康指出为0时，农民健康支出为1368．401元。

β(8．303)为斜率项，估计参数(Coefficient)。表示在其他自变量保持不变的情况下，当该自变量发生1单位变化时，因变量的变化程度。在本例中表示当健康支出每增加1元，人均纯收入可以增加8．303元。

四、结论

(一)农民健康支出与农民收入存在正向相关性关系

1.在模型=8．303+1368．401，中，通过上面的检验，我们可以说，农民人均健康支出与农民人均收入有正向相关性关系。也就是说，农民如果增加家庭的健康支出，在一定程度上农民的人均纯收入就会相对出现增长，这是最为重要的结论。通过模型Y=8．303x+1368．401，得出，假设农民每人每增加1元的健康支出，每人就会带来大约8元的人均收入，这种回报率是惊人的，而如果持续的增加人均健康支出，那么得到的纯收入将会成倍增长，而且带来的其他正向作用也会显而易见，如劳动时间的延长。假设如果农民每人的健康支出为0，也就是健康支出数额为0，则农民人均纯收入只有约1368元。但是，总体上的农民健康支出的不足，牵制了农民收入的增加。

2.如果农村居民保持医疗保健支出，从而使自己保持健康状态，那么人们就可以通过增加用于工作的时间、提高工作效率、获得新的工作机会等方式增加自身的人力资本积累，这种投资的收益就是疾病损失的避免、收入的增加和个人福利的改进。收入的增加又能反过来促进健康水平的提高和健康投入的增加，从而使健康与福利之间形成良性循环关系。相反，健康水平低下使人们丧失了人力资本投资的能力和改善自身境遇的机会，造成了收入的减少和贫困的发生，会进一步制约人们健康水平的提高。

(二)从政府角度促进农民收入增长和提高医疗卫生服务水平

1.通过多途径增加农民收入提高农村家庭健康支出的能力。只有在足够收入的前提下，农民才会在疾病之外进行其他健康支出。因此，提高农民收入，对于促进农民健康支出水平的提高具有重大意义。国家可通过减轻农民负担，进行农产品结构调整，逐步发展农村经济，提高农村居民收入水平。而多渠道分流引导农村剩余劳动力外出打工，不仅能够较快提升农民的人力资本含量，还能增加收入，提高其家庭人力资本投资的能力中的健康支出的能力。

2.加大健康投资，进一步改善农村的医疗卫生服务，通过政府的作用，为农民健康支出提供更加便利的条件。要建立适合我国农村的医疗保健体系。首先政府要增加对农村公共卫生服务的投入，切实解决政府预算支出在城乡之间分配不合理的问题。投入的不足影响了计划免疫、妇幼保健等农村公共卫生服务项目的开展，传染病的发病率提高，农村地区职业病和环境污染所致疾病明显上升，对农民的健康造成威胁，增加了农民的医疗支出。其次，要加强政府对农村药品和医疗机构的监管。第三，增加对农村防疫防病、健康教育的投资及卫生知识的普及，倡导良好的卫生习惯，提高农民的健康水平。

(三)从农村居民角度增加人均健康支出

众所周知，在中国的广大农村，健康支出一直是农民所有支出中较为谨慎的支出，除非是在遭受到重大疾病的情况下，农民日常的健康少得可怜。因此，要在观念上破除农民的旧思想，即健康支出不仅仅包括日常的疾病支出，还包括日常保健支出、例行体检、卫生防疫等等，这些都可以为身体的健康做出贡献，也能为收入带来成倍的增长。农民自身要学会在日常生活学会进行健康支出，使健康支出正常化、常态化，而不是只有在有疾病的情况下才大笔的进行健康支出。否则，不仅造成农民家庭的贫困，而且进一步压缩了在一个周期内农民家庭健康支出的能力，从而进一步影响到农民是收入。

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