趙偉鋒

(1. 中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2. 南陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南 南陽 473061)

健康沖擊、家庭支出結(jié)構(gòu)與農(nóng)戶收入

趙偉鋒

(1. 中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073；2. 南陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南 南陽 473061)

文章使用擴(kuò)展的R&D模型分析了健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制，并用1989～2011年中國健康與營養(yǎng)調(diào)查的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗。研究結(jié)果表明，健康沖擊的發(fā)生使農(nóng)戶的健康人力資本下降，同時生產(chǎn)性支出減少，從長期來看物質(zhì)資本積累和人力資本積累進(jìn)一步下降，農(nóng)戶的收入下降。健康沖擊使農(nóng)戶生產(chǎn)性支出的比重平均下降2.76%，農(nóng)戶的收入平均下降5.62%；與低年齡組農(nóng)戶相比，高年齡組農(nóng)戶的支出結(jié)構(gòu)和收入水平受健康沖擊的影響更大；當(dāng)健康沖擊發(fā)生時，高收入家庭生產(chǎn)性支出的比重下降幅度更大，收入水平下降程度也明顯高于低收入家庭；參加醫(yī)療保險可以平滑健康沖擊對農(nóng)戶家庭支出結(jié)構(gòu)和農(nóng)戶收入的影響。

健康沖擊；支出結(jié)構(gòu)；農(nóng)戶收入；醫(yī)療保險；貧困人口；人力資本；生產(chǎn)性支出

一、引言

中國自改革開放以來扶貧工作成績卓著，按照2010年的國家扶貧標(biāo)準(zhǔn)，農(nóng)村貧困人口由2011年的16567萬人減少到2014年的7017萬人，貧困發(fā)生率由17.2%下降到7.2%。然而，從絕對數(shù)量來看，農(nóng)村地區(qū)的貧困人口仍然很多，如果參考國際扶貧標(biāo)準(zhǔn)①，我國農(nóng)村的貧困問題更加嚴(yán)峻，尤其是近年來“因病致貧”和“因病返貧”問題凸顯。根據(jù)《第四次全國衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查》的統(tǒng)計，在農(nóng)村居民致貧的原因中，疾病或者損傷是造成農(nóng)村居民貧困的最重要因素，這一比例從2003年的33.4%上升到2008年的37.8%。在精準(zhǔn)扶貧的宏觀背景下，減貧必須有的放矢。分析疾病和貧困之間的內(nèi)在作用機(jī)理，阻隔二者之間的聯(lián)系，才能有效遏制疾病引致貧困。

疾病對貧困有著怎樣的影響？較為普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為疾病增加了貧困的發(fā)生率[1][2]，加劇了貧困的脆弱性[3][4]，實(shí)證分析在總體上也支持疾病與貧困的正向關(guān)系[5][6]。此類研究對健康和貧困關(guān)系的分析是一種有益的嘗試，但貧困是一個多維的概念[7]，有著不同的分析框架，經(jīng)濟(jì)收入只是貧困的一個測算指標(biāo)。探討健康與收入的關(guān)系在邏輯上更為嚴(yán)密，宏觀層面的研究把健康作為人力資本的一部分，認(rèn)為健康水平的提升有利于長期經(jīng)濟(jì)增長[8][9][10]；但也有學(xué)者認(rèn)為過多的健康投資會擠占物質(zhì)資本積累[11]，健康水平的提升會增加人口的老齡化程度[2]，從而可能妨礙長期的經(jīng)濟(jì)增長[12]。微觀層面的研究側(cè)重于考察個人和家庭面對健康沖擊時，在預(yù)算約束下家庭收入水平的動態(tài)變化[13][14][15]。從健康對收入的影響方向來看，健康對家庭收入起到?jīng)Q定性作用，健康投入的不足制約了家庭收入的增長[16]。借鑒高夢滔等對健康沖擊的分析[14]，本研究把健康沖擊界定為負(fù)向的沖擊，即健康狀況的惡化，其直接表現(xiàn)是大病或持續(xù)性的慢性疾病的發(fā)生。

健康沖擊如何對家庭收入造成影響？其內(nèi)在機(jī)制是什么？從研究對象來看，相關(guān)的研究既包括健康沖擊對農(nóng)戶的影響[17]，也包括健康沖擊對城鎮(zhèn)居民家庭的影響[18]。從研究內(nèi)容來看，主要集中于以下三個方面：第一，從農(nóng)戶健康支付成本的變化切入，考察健康風(fēng)險對家庭消費(fèi)的影響[19]。健康風(fēng)險影響居民的家庭消費(fèi)，個體面臨沖擊時會偏重當(dāng)期消費(fèi)[20]，與教育、培訓(xùn)等相關(guān)的能力投資的不足將導(dǎo)致家庭整體收入水平下降[21]，且健康沖擊對低收入者的影響更加明顯。第二，從勞動參與的視角考察健康沖擊對個人收入的影響。健康對非農(nóng)就業(yè)和勞動參與存在影響，健康水平的提升使非農(nóng)就業(yè)的工資水平提高，但這種影響僅在非農(nóng)就業(yè)中表現(xiàn)明顯[13]。第三，從營養(yǎng)攝入的角度考察健康水平與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系。營養(yǎng)攝入的增加和健康水平的提升對農(nóng)戶勞動生產(chǎn)率的提高具有顯著的正向作用[1]，疾病的發(fā)生則顯著降低農(nóng)民的勞動生產(chǎn)率[16]，造成農(nóng)民收入水平下降。相關(guān)的研究均從一個側(cè)面分析健康沖擊或健康風(fēng)險對農(nóng)戶造成的影響，且主要關(guān)注健康沖擊對家庭影響的結(jié)果，缺少對其影響機(jī)制的分析。當(dāng)農(nóng)戶家庭成員受到健康沖擊時，農(nóng)戶資源會在家庭消費(fèi)、醫(yī)療支出等之間重新配置[4]，有研究涉及疾病對家庭消費(fèi)的沖擊[19]，但該研究將城鎮(zhèn)居民作為樣本，并未分析農(nóng)村家庭在面臨健康沖擊時家庭消費(fèi)的變化，城鎮(zhèn)居民家庭與農(nóng)村家庭在收入和支出結(jié)構(gòu)上存在明顯差異，健康沖擊是否會引起農(nóng)戶支出結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)的變化？分析健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制，可從此角度進(jìn)行切入。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，借鑒宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的新增長理論研究家庭產(chǎn)出的變化，使用擴(kuò)展的R&D模型對家庭收入的變化過程進(jìn)行理論分析；第二，通過農(nóng)戶生產(chǎn)性支出比重的變化分析健康沖擊對農(nóng)民收入的影響機(jī)制，并采用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗證。

二、健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制：理論分析

分析健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響機(jī)制，應(yīng)該從農(nóng)戶收入的變化過程入手。借鑒宏觀經(jīng)濟(jì)理論中的R&D模型，我們把農(nóng)戶作為一個微觀的生產(chǎn)單位，農(nóng)戶收入與家庭總產(chǎn)出是一個統(tǒng)一的過程，農(nóng)戶在既定物質(zhì)資本和人力資本的條件下，會實(shí)現(xiàn)均衡的產(chǎn)出。受到健康沖擊之后，農(nóng)戶原有的均衡狀態(tài)被打破，農(nóng)戶的物質(zhì)資本和人力資本投入也發(fā)生相應(yīng)的變化，此時會實(shí)現(xiàn)新的產(chǎn)出均衡，這也是農(nóng)戶收入水平的變化過程。厘清這個變化過程，是分析農(nóng)戶收入水平變化的基礎(chǔ)。

(一)基于家庭產(chǎn)出的R&D模型

假設(shè)農(nóng)戶的家庭生產(chǎn)存在兩個過程：其一為物質(zhì)資本的生產(chǎn)，其二為人力資本的生產(chǎn)，人力資本包括教育人力資本和健康人力資本兩個要素，健康作為人力資本的一個要素進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，而不是把健康人力資本直接納入生產(chǎn)函數(shù)[23]?；赗&D模型，不失一般性，農(nóng)戶的生產(chǎn)函數(shù)主要涉及5個變量：家庭的物質(zhì)產(chǎn)出(Y)、技術(shù)進(jìn)步(A)、勞動(L)、物質(zhì)資本(K)和人力資本(H)。家庭的物質(zhì)生產(chǎn)函數(shù)采取柯布道格拉斯函數(shù)的形式：

Y(t)=[(1-aK)K(t)]α[(1-aH)H(t)]1-α

(1)

其中，0<α<1，0

人力資本生產(chǎn)是增量的概念，仍然使用C—D生產(chǎn)函數(shù)的形式，人力資本生產(chǎn)函數(shù)為：

(2)

其中，B為工具參數(shù)，且B>0，γ>0，φ>0，γ+φ<1。與家庭的物質(zhì)資本生產(chǎn)函數(shù)類似，生產(chǎn)要素的指數(shù)和為1，我們假定兩個生產(chǎn)函數(shù)都具有不變的規(guī)模報酬。物質(zhì)資本存量的變化表示為：

(3)

(二)家庭產(chǎn)出的均衡增長

對k(t)=K(t)/A(t)L(t)兩邊同時對t求導(dǎo)，可得：

(4)

將式(3)和式(1)帶入式(4)，化簡后可得：

(5)

令λ=(1-aK)α(1-aH)1-α，易知0<λ<1。式(5)可簡化為：

(6)

(7)

對h(t)采取與k(t)相同的處理方式，首先對t求導(dǎo)，將式(2)和式(1)帶入，化簡后可得：

(8)

(9)

(10)

(三)健康沖擊對家庭產(chǎn)出的影響

人力資本由健康、教育和培訓(xùn)等諸多因素共同決定，不失一般性，這里并不定義函數(shù)的具體形式：

H=H(E,M,X)

(11)

其中，E為教育人力資本，M為健康人力資本，X為培訓(xùn)。易知，人力資本H關(guān)于E、M和X單調(diào)遞增。此外，消費(fèi)水平的變化也會對健康水平產(chǎn)生影響[11]，但是這種影響往往是基于營養(yǎng)攝入和醫(yī)療狀況的變化而產(chǎn)生的，影響具有滯后效應(yīng)，即當(dāng)期消費(fèi)水平的變化會對下一期的健康產(chǎn)生影響，因此，我們把健康的生產(chǎn)函數(shù)改進(jìn)為②：

Mt+1=F(ct)

(12)

圖1 物質(zhì)資本和人力資本的動態(tài)變化

圖2 消費(fèi)增加對物質(zhì)資本和人力資本的影響

三、健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響：實(shí)證檢驗

對農(nóng)戶收入水平的度量，可以從消費(fèi)和收入兩個維度展開，這兩個維度都是衡量農(nóng)戶收入的視角。健康沖擊的直接影響是降低了農(nóng)戶的健康人力資本，此外更為重要的是，健康沖擊增加了農(nóng)戶當(dāng)期甚至以后的醫(yī)療支出，農(nóng)戶的家庭支出結(jié)構(gòu)發(fā)生變化：農(nóng)戶的消費(fèi)性支出增加，生產(chǎn)性支出下降，從長遠(yuǎn)來看，這會造成農(nóng)戶物質(zhì)資本和人力資本下降，這進(jìn)一步降低了農(nóng)戶的收入水平?；谇拔牡睦碚摲治?，為檢驗農(nóng)戶收入在健康沖擊下的變化過程，我們的實(shí)證檢驗分為兩個步驟：第一，檢驗健康沖擊對農(nóng)戶家庭支出結(jié)構(gòu)的影響，并分析造成這種影響的原因，證實(shí)健康沖擊通過影響家庭支出結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響農(nóng)戶收入的機(jī)制是否存在；第二，檢驗健康沖擊下農(nóng)戶收入的變化，并分類檢驗不同樣本農(nóng)戶在健康沖擊下家庭收入變化的差異。

(一)模型設(shè)定與變量介紹

根據(jù)上文的分析思路，構(gòu)建如下實(shí)證模型：

(1)

(2)

其中，下標(biāo)i表示家庭，t表示年份，cstrucit表示第i個家庭在t年度生產(chǎn)性支出占家庭收入的比重。農(nóng)戶家庭支出可分為生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出，如果能夠區(qū)分生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出在總支出中所占的比重，則可以很好地衡量家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化。在本研究中，由于數(shù)據(jù)的可得性，我們僅能得到農(nóng)戶生產(chǎn)性支出的數(shù)量，無法測算農(nóng)戶支出結(jié)構(gòu)，其原因在于，受到收入增長效應(yīng)的影響，雖然生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出隨時間的推進(jìn)都是遞增的，支出結(jié)構(gòu)卻呈現(xiàn)出更加復(fù)雜的變化。因此，與上文相呼應(yīng)，我們用家庭生產(chǎn)性支出(hhexpence)占家庭總收入(hhinc)的比重cstruc衡量支出結(jié)構(gòu)，這可以消除收入增長效應(yīng)的影響。lnhhinc表示家庭收入的對數(shù)。

imphealthit表示是否受到健康沖擊，是本文的關(guān)鍵解釋變量。對微觀層面健康的衡量有多種方法，包括慢性病和BMI指數(shù)[16]、是否患有大病[14]、戶主和家庭成員的健康感受[19]等，不同的衡量方法在考量健康和疾病的影響中各有優(yōu)劣。根據(jù)前文對健康沖擊的定義，結(jié)合調(diào)查數(shù)據(jù)的支撐，本研究選擇“過去四周是否患疾病或受傷”作為對健康沖擊的衡量指標(biāo)，用imphealth表示?！斑^去四周患病”且自評程度為“一般或嚴(yán)重”的是受到健康沖擊的家庭樣本，取值為“1”；而“過去四周沒有患病或受傷”和“患病和受傷程度較輕”的是沒有受到健康沖擊的樣本，取值為“0”。選擇該指標(biāo)的原因在于，本研究考察的內(nèi)容為“健康沖擊”，側(cè)重健康狀況的變化，數(shù)據(jù)中的“大病和慢性病的發(fā)生”是一個持續(xù)的過程，其影響可能在調(diào)查前期已經(jīng)顯現(xiàn)，若以此指標(biāo)衡量容易發(fā)生樣本偏誤。在一個家庭中，只要有一個家庭成員取值為“1”，則認(rèn)為該家庭受到了健康沖擊。

參考經(jīng)典經(jīng)濟(jì)理論和其他學(xué)者的相關(guān)研究，我們設(shè)置的控制變量CV包括：(1)家庭經(jīng)濟(jì)狀況(economic)。家庭收入和家庭財富影響家庭消費(fèi)[24]，為避免收入變量內(nèi)生性的影響，我們選擇“家庭中是否有小汽車”作為家庭經(jīng)濟(jì)狀況的替代變量。(2)是否參加醫(yī)保(insurance)。參加醫(yī)療保險使家庭的非醫(yī)療支出增加，但可以緩解家庭的健康風(fēng)險，促進(jìn)人均消費(fèi)的增長[19]。此外，醫(yī)療保險還有利于參保人的身體健康[23]，進(jìn)而影響居民收入。在變量設(shè)置中，如果家庭中所有成員都參加了醫(yī)療保險，則該變量設(shè)置為“1”，否則設(shè)置為“0”。(3)工作與否(working)。戶主的工作狀態(tài)影響農(nóng)戶的支出結(jié)構(gòu)[25]，如果戶主從事非農(nóng)行業(yè)，用“1”表示戶主仍在工作狀態(tài)，“0”表示未工作；如果戶主從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)不存在退休問題，該變量取值為“1”。(4)其他戶主或家庭特征，具體包括戶主的年齡(age)、戶主的受教育程度(education)、家庭的規(guī)模(hhsize)。(5)區(qū)域(province)和時間(time)變量。設(shè)置這些變量的主要目的是控制區(qū)域和時間異質(zhì)性的影響，技術(shù)進(jìn)步和改革的影響通過年份(time)體現(xiàn)，而氣候條件、基礎(chǔ)設(shè)施等可以通過省份變量(province)來體現(xiàn)[22]。需要說明的是，對收入和支出變量的分析中，均考慮了物價變動的影響，核算為2011年的不變價格。

(二)數(shù)據(jù)來源與描述統(tǒng)計

本研究使用的數(shù)據(jù)來源于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)④，該調(diào)查從1989年開始，迄今為止共進(jìn)行了9次，調(diào)查采取多階段整群抽樣的方法，調(diào)查樣本分布在全國11個省(市)，調(diào)查對象為抽樣后的所有家庭成員，調(diào)查共涉及8638個家庭、35703人，累計157286人次。CHNS數(shù)據(jù)是家庭追蹤調(diào)查，這可以較好地控制家庭異質(zhì)性帶來的影響。

在分析健康對收入的影響時，由于健康的影響存在滯后效應(yīng)，所以我們把數(shù)據(jù)整理成面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，整理后的數(shù)據(jù)為非平衡短面板數(shù)據(jù)。非平衡短面板面臨一個重要問題：如果在跟蹤調(diào)查過程中丟失的數(shù)據(jù)與擾動項相關(guān)，則樣本的代表性可能會受到質(zhì)疑。典型的做法是篩選出平衡的面板子集，然后再進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，但這會使得樣本容量受損，從而降低估計效率。本文采用面板工具變量法進(jìn)行估計，對樣本容量有較高的要求，因此，此處沒有人為丟掉數(shù)據(jù)，而是利用似然比檢驗的方法證明樣本選擇的無偏性。在對調(diào)查樣本進(jìn)行處理時，首先篩選出農(nóng)村樣本，然后剔除樣本中核心變量缺失的數(shù)據(jù)，共得到31366個有效樣本⑤。

我們按照是否受到健康沖擊把整體樣本分為兩類，并對兩類樣本進(jìn)行了描述性統(tǒng)計和差異顯著性檢驗(如表1所示)。從受到健康沖擊的樣本來看，其具有以下基本特征：第一，受到健康沖擊的農(nóng)村家庭中，戶主的年齡更大、受教育水平更低，且農(nóng)戶具有更大的家庭規(guī)模。從年齡來看，農(nóng)村老年人口更容易受到健康的沖擊，受到健康沖擊的樣本平均年齡顯著大于未受到健康沖擊的戶主年齡，差值達(dá)到12.97歲。此外，家庭規(guī)模越大，家庭人數(shù)越多，以家庭為單位受到健康沖擊的概率就越高。第二，農(nóng)戶物質(zhì)資本狀況越好，家庭受到健康沖擊的可能性越低；但受沖擊樣本的收入水平顯著高于未受到?jīng)_擊的樣本，二者的家庭平均收入分別為22070元和20930元。第三，受到健康沖擊的家庭參與醫(yī)療保險的比例更高，其55%的參保比例，顯著高于未受到健康沖擊的家庭，二者的差值達(dá)到12%。第四，受到健康沖擊的家庭平均生產(chǎn)性支出為3550元，未受到健康沖擊的家庭平均生產(chǎn)性支出為4530元，二者的差額為980元，且在1%的水平上顯著；從相對量來看，受到健康沖擊的農(nóng)戶生產(chǎn)性支出占總收入的比重為16%，而未受到健康沖擊的家庭相應(yīng)比重為18%。

表1 按照健康沖擊對樣本進(jìn)行的描述性統(tǒng)計

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)健康沖擊對家庭支出結(jié)構(gòu)的影響

對我們得到的非平衡短面板數(shù)據(jù)，首先采用混合回歸模型與固定效應(yīng)模型分別進(jìn)行回歸，固定效應(yīng)模型的F檢驗結(jié)果(檢驗的P值為0)顯示固定效應(yīng)模型優(yōu)于混合回歸；然后對年度虛擬變量進(jìn)行聯(lián)合顯著性檢驗，其結(jié)果顯示面板數(shù)據(jù)存在個體效應(yīng)和時間效應(yīng)。分別采取固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型回歸后進(jìn)行Hausman檢驗，檢驗的P值為0，因此本部分采取個體時點(diǎn)固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。

模型的計量結(jié)果如表2所示，控制了戶主的年齡、受教育年限、家庭規(guī)模、經(jīng)濟(jì)狀況、工作狀態(tài)、時間變量和區(qū)域變量后，健康沖擊對生產(chǎn)性支出的比重存在明顯的負(fù)向影響，其顯著性水平為5%，這意味著健康沖擊使家庭消費(fèi)性支出增加，家庭生產(chǎn)性支出占家庭收入的比重下降。從變化量來看，健康沖擊的發(fā)生使家庭生產(chǎn)性支出占收入的比重平均下降2.76%。

其他控制變量對家庭支出的影響如下：戶主年齡越大，生產(chǎn)性支出占家庭收入的比重越低，其原因在于，隨著人口年齡的增加，生產(chǎn)性投入會隨之下降，戶主的年齡每增加1歲，生產(chǎn)性支出占家庭收入的比重下降0.16%。戶主的受教育年限越長，生產(chǎn)性支出所占的比重越低，這與我們通常的理解存在差異，一般認(rèn)為，受教育水平越高，家庭收入水平越高，其收入中可用于生產(chǎn)的比重越高。對于本文的實(shí)證結(jié)果，我們可以從以下兩個方面解釋：第一，與受教育年限較低的群體相比，受教育水平較高的群體在后續(xù)的人力資本生產(chǎn)過程中所需要的投資較少，如繼續(xù)提高教育水平和參加培訓(xùn)的可能性更低，生產(chǎn)性支出占總收入的比重也相對較低；第二，受教育水平高的群體工資性收入占總收入的比重更大，與農(nóng)村的勞動生產(chǎn)過程不同，獲得工資性收入的過程中生產(chǎn)性支出較少，因此受教育水平較高的群體生產(chǎn)性支出占總收入的比重更低。參與醫(yī)療保險也對生產(chǎn)性支出占家庭收入的比重呈現(xiàn)負(fù)向的影響，且置信水平超過99%，這一結(jié)果也讓我們意外，通常來說，購買醫(yī)療保險會緩解健康沖擊對農(nóng)戶收入的不利影響，使得農(nóng)戶的生產(chǎn)性支出增加[4]。其可能的原因是，醫(yī)療保險的參保過程中存在明顯的“逆向選擇”[23]，即健康狀況較差的群體更加傾向于參加醫(yī)療保險，這一群體與其他人群相比，生產(chǎn)性支出占總收入的比重相對較低。物質(zhì)資本和工作狀態(tài)對支出結(jié)構(gòu)的影響是正向的，更多的物質(zhì)資本和參與工作促進(jìn)農(nóng)戶生產(chǎn)性支出增加。當(dāng)健康沖擊發(fā)生時，這些因素導(dǎo)致農(nóng)戶生產(chǎn)性支出發(fā)生變化。

表2 健康沖擊對農(nóng)戶支出結(jié)構(gòu)的影響

注:(1)***、**和*分別表示結(jié)果在1%、5%和10%的水平上顯著。(2)括號內(nèi)報告的為標(biāo)準(zhǔn)誤。

不同年齡結(jié)構(gòu)、不同收入水平以及參與新型農(nóng)村合作醫(yī)療狀況不同的家庭，其支出結(jié)構(gòu)存在較大差異。分別按照戶主年齡、收入水平和是否參加醫(yī)療保險對樣本進(jìn)行分組，將戶主年齡小于平均年齡的劃分為低年齡組，其他為高年齡組；將收入水平低于農(nóng)戶家庭平均收入的劃分為低收入組，其他為高收入組。與低年齡組家庭相比，高年齡組家族面臨健康沖擊時，其生產(chǎn)性支出占家庭總收入的比重下降更快，其可能的原因在于：與低年齡組家庭相比，高年齡組家庭在面臨健康沖擊時，其疾病支出水平更高，健康沖擊的發(fā)生對高年齡組的影響更加明顯。按照收入水平進(jìn)行分組的研究結(jié)果顯示，高收入農(nóng)戶在受到健康沖擊時，支出結(jié)構(gòu)的變化幅度更大，也即健康沖擊對高收入組農(nóng)戶的影響更加明顯，其內(nèi)在邏輯為：與低收入組農(nóng)戶相比，高收入組農(nóng)戶更加重視家庭成員的健康狀況，或者說高收入組農(nóng)戶在面臨健康沖擊時，對疾病愿意花費(fèi)更高的成本，此時農(nóng)戶生產(chǎn)性支出占總支出的比重下降更快。相比參加醫(yī)療保險的家庭，未參保組在面臨健康沖擊時，其疾病支出的成本更高，支出結(jié)構(gòu)的變化也更為明顯。

一般認(rèn)為，家庭收入決定消費(fèi)水平，健康和財富狀況之間可能存在雙向因果關(guān)系[19]，但本研究中控制了家庭的經(jīng)濟(jì)狀況economic，也即控制了家庭的物質(zhì)資本，主要考察的是健康狀況對即期的家庭支出結(jié)構(gòu)的影響，尤其是對家庭生產(chǎn)性支出的影響，并不存在從當(dāng)期生產(chǎn)性支出到農(nóng)民身體健康的因果關(guān)系。此外，本文是基于面板數(shù)據(jù)的追蹤調(diào)查，這也有助于解決解釋變量的內(nèi)生性問題，從其內(nèi)在的邏輯關(guān)系來看，健康變量在該模型中并不存在內(nèi)生性，模型的解釋力是可信的。

(四)健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響

模型的擬合結(jié)果如表3所示，主要解釋變量健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響顯著為負(fù)，健康沖擊使農(nóng)戶收入水平平均下降5.62%。其他控制變量對農(nóng)戶收入的影響如下：(1)戶主年齡對農(nóng)戶收入的影響是負(fù)向的，但其影響在模型中并不顯著。(2)教育水平對農(nóng)戶收入具有顯著的正效應(yīng)，戶主的受教育年限越長，農(nóng)戶家庭收入越高。(3)家庭規(guī)模對農(nóng)戶收入呈現(xiàn)顯著的正向影響。一般情況下，家庭規(guī)模越大，家庭中勞動力數(shù)量越多，家庭收入越高。(4)家庭的物質(zhì)資本呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，家庭的物質(zhì)資本越多，可用于家庭生產(chǎn)的資本越多，家庭收入水平越高。(5)參與醫(yī)療保險對農(nóng)戶的收入水平呈現(xiàn)顯著的正向影響，與沒有參加醫(yī)療保險相比，參加醫(yī)療保險能顯著提高農(nóng)戶收入。(6)戶主的工作狀態(tài)對農(nóng)戶收入呈現(xiàn)顯著的正向影響，與退休或沒有工作的戶主相比，戶主處于工作狀態(tài)能顯著提高農(nóng)戶的收入。

對于不同收入水平、不同年齡結(jié)構(gòu)的農(nóng)戶，其收入類型存在較大的差異，在對樣本進(jìn)行分類后，結(jié)論是否仍然能夠成立，是我們關(guān)心的問題。分別按照戶主年齡、收入水平和是否參加醫(yī)療保險對樣本分組，分組數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果仍然能夠支持上文的結(jié)論，同時我們也可以通過分樣本的回歸結(jié)果進(jìn)一步揭示健康沖擊與農(nóng)戶收入之間的關(guān)系。

表3 健康沖擊對農(nóng)戶收入的影響

注:(1)***、**和*分別表示結(jié)果在1%、5%和10%的水平上顯著。(2)括號內(nèi)報告的為標(biāo)準(zhǔn)誤。

按照年齡分組后的數(shù)據(jù)回歸結(jié)果表明，低年齡組中戶主年齡與家庭收入顯著正相關(guān)，而高年齡組中戶主年齡對家庭收入存在顯著的負(fù)影響，即從整體來看，戶主年齡與農(nóng)戶家庭收入呈現(xiàn)一種鐘形關(guān)系，與青年戶主和老年戶主相比，中年戶主的家庭具有較高的收入水平。更重要的結(jié)論是，與低年齡組相比，健康沖擊對高年齡組農(nóng)戶的影響更大，當(dāng)健康沖擊發(fā)生時，低年齡組家庭收入平均下降8.12%，而高年齡組家庭收入平均下降8.93%。

按照收入水平分組的數(shù)據(jù)擬合結(jié)果表明，健康沖擊對低收入組和高收入組的家庭收入均呈現(xiàn)顯著的負(fù)向影響，且健康沖擊對高收入組家庭收入的影響大于低收入組，當(dāng)面臨健康沖擊時，低收入組家庭收入平均下降9.26%，而高收入組家庭收入平均下降11.4%。較為普遍的觀點(diǎn)認(rèn)為，健康沖擊對低收入群體的沖擊更大，加劇了貧困的脆弱性[4]，這與我們的結(jié)論存在差異。其可能的原因是，由于高收入家庭單位時間內(nèi)勞動生產(chǎn)效率更高[16]，其單位時間可以獲得更高的收入水平，因此，當(dāng)面臨健康沖擊時，高收入家庭收入水平的下降幅度更大，健康沖擊對高收入家庭的影響主要表現(xiàn)為“收入效應(yīng)”； 而對于低收入家庭，當(dāng)疾病發(fā)生時其經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)沖擊更為明顯，健康沖擊對低收入家庭的影響主要表現(xiàn)為“支出效應(yīng)”。

按照是否參加醫(yī)療保險分類，健康沖擊對未參保組家庭收入的沖擊更為明顯，參與醫(yī)療保險使得健康沖擊對收入的負(fù)向影響減弱，其原因在于：第一，參加醫(yī)療保險的人群更加趨向于“風(fēng)險規(guī)避”，當(dāng)疾病發(fā)生時，其收入受到的影響更小;第二，醫(yī)療保險降低了疾病發(fā)生時農(nóng)戶的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，參加醫(yī)療保險后，當(dāng)面臨健康沖擊時農(nóng)戶的物質(zhì)資本投資和人力資本投資減少的幅度更小，從而農(nóng)戶收入水平的下降幅度相對較小。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為進(jìn)一步證明上述結(jié)論的可靠性，本研究從以下幾個方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗：第一，替換核心解釋變量后重新進(jìn)行回歸，主要做法為：將家庭“過去四周疾病的花費(fèi)”作為健康沖擊的替代變量，其回歸結(jié)果與前文結(jié)論一致，限于篇幅，具體回歸結(jié)果不再匯報；第二，改變對面板工具變量的處理方法，對固定效應(yīng)模型先進(jìn)行一階差分，然后使用滯后健康沖擊的一階差分，把因變量的一階差分對自變量的一階差分進(jìn)行兩階段最小二乘法的回歸，其回歸結(jié)果支持上文的研究結(jié)論。

此外，如前文分析，分樣本的擬合也從側(cè)面印證了模型的穩(wěn)健性，其擬合結(jié)果表明模型的分析結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與啟示

本文主要分析了健康沖擊對農(nóng)民家庭收入的影響機(jī)制，具體而言，首先使用擴(kuò)展的R&D模型對健康沖擊影響農(nóng)戶收入的機(jī)理進(jìn)行了分析；然后使用1989～2011年CHNS的面板數(shù)據(jù)，對健康沖擊對家庭支出結(jié)構(gòu)、農(nóng)戶收入的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗；最后分別通過替換變量、改變估計模型和分樣本擬合等方法對計量模型結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗。

本文結(jié)論如下：第一，健康沖擊主要通過家庭支出結(jié)構(gòu)的變化對農(nóng)戶收入造成影響，農(nóng)戶家庭支出結(jié)構(gòu)的變化是農(nóng)戶收入變化的主要原因。健康沖擊使農(nóng)戶的健康人力資本下降，同時疾病支出增加，生產(chǎn)性支出減少，從長期來看，農(nóng)戶的物質(zhì)資本積累和人力資本積累減少，從而農(nóng)戶的收入水平下降；第二，實(shí)證分析的結(jié)果顯示，健康沖擊使農(nóng)戶生產(chǎn)性支出平均下降2.76%，農(nóng)戶收入平均下降5.62%；第三，與低年齡組農(nóng)戶相比，高年齡組農(nóng)戶的支出結(jié)構(gòu)受健康沖擊的影響更為明顯，其收入水平受健康沖擊的影響也更大；第四，健康沖擊對高收入家庭的影響主要表現(xiàn)為“收入效應(yīng)”，當(dāng)健康沖擊發(fā)生時，高收入家庭生產(chǎn)性支出下降更多，收入的下降幅度也更大；第五，參加醫(yī)療保險降低了健康沖擊對農(nóng)戶支出結(jié)構(gòu)和收入的影響，健康沖擊發(fā)生時，參加醫(yī)療保險平滑了農(nóng)戶支出結(jié)構(gòu)的變化，可以使農(nóng)戶的收入水平少下降1.23%。基于此，本文認(rèn)為政府應(yīng)該加大對醫(yī)療保險的投入，提高農(nóng)村醫(yī)療保險的保障水平，尤其是加強(qiáng)對農(nóng)村老齡人口的保障水平，以阻斷“因病致貧”的形成，平滑健康沖擊對農(nóng)戶收入的負(fù)向影響。

注釋：

①中國政府的扶貧標(biāo)準(zhǔn)呈現(xiàn)動態(tài)變化，主要包括1978年標(biāo)準(zhǔn)、2008年標(biāo)準(zhǔn)和2010年標(biāo)準(zhǔn)。2010年中國政府的扶貧標(biāo)準(zhǔn)從2008年的1196元提高到2010年的2300元，提高了92%，折合每天1美元左右，這一標(biāo)準(zhǔn)與國際扶貧標(biāo)準(zhǔn)的差距迅速縮小，2008年世界銀行公布的國際扶貧標(biāo)準(zhǔn)為每人每天消費(fèi)1.25美元。

②王弟海認(rèn)為健康水平主要由個人的消費(fèi)水平?jīng)Q定，把健康的生產(chǎn)函數(shù)表示為：h=h(c)，這忽略了一個重要的問題，即當(dāng)期消費(fèi)水平并不會對健康產(chǎn)生即時的影響，這種影響往往是滯后的。

③此時我們并不考慮醫(yī)療保險對農(nóng)戶消費(fèi)水平的影響。更進(jìn)一步地，即使農(nóng)戶參加了醫(yī)療保險，疾病的發(fā)生仍然會使與之相關(guān)的支出增加。

④數(shù)據(jù)來源：北卡羅來納大學(xué)人口研究中心，http://www.cpc.unc.edu/projects/china/。

⑤對數(shù)據(jù)的處理過程為：首先分別按照家庭數(shù)據(jù)和個人數(shù)據(jù)對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行合并，然后篩選出其中的農(nóng)村數(shù)據(jù)，再把個人數(shù)據(jù)中的相關(guān)變量轉(zhuǎn)換為家庭數(shù)據(jù)，選擇家庭成員中受教育程度最高的數(shù)值作為家庭的受教育程度變量，對健康沖擊的處理方法為只要家庭中有人生病，則認(rèn)為家庭受到了健康沖擊。最后剔除關(guān)鍵變量缺失的樣本，把兩個匯總過的數(shù)據(jù)再進(jìn)行匯總。

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(責(zé)任編輯：易會文)

2017-03-20

趙偉鋒(1982— )，男，河南鄭州人，中南財經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，南陽師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師。

F323.8

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1003-5230(2017)03-0115-10