在我国，农村居民占有较大比重，农村居民收入情况以及城乡差距问题一直受到广泛关注，据农业部信息显示，“十二五”期间，我国农村居民人均收入年均增长9.5%，城乡收入差距也在逐渐缩小，城乡居民收入比下降到2.91以下，然而农民收入不高且收入不平衡的问题仍然存在。因此，如何提高我国农村居民健康水平、充分发挥健康的经济效应具有重要的研究价值。

最早正式将健康作为一种人力资本的是S.J.Mushkin，此后Grossman和Becker也提出将健康视为一种随着年龄增长而折旧的资本存量，是人力资本的组成部分，也是人类生产力的具体体现^[1-3]；研究发现收入和健康之间存在较强的相关关系，健康主要通过影响就业状况来影响收入^[4]；Huffman等分析得出营养状况的改善可以提高农民的劳动生产率和劳动时间，从而促进收入的增长^[5]。国内学者对于健康的经济效应的研究相对较少，有研究认为居民健康状况对其收入具有正向影响，然而这种影响并不显著^[6]；也有学者认为只有在考虑了健康的内生性和估计误差后健康才对工资率有显著影响^[7]；还有学者分析得出健康资本对于低收入群体以及农村居民收入的提高具有更重要的影响^[8]。

学者们的研究结论存在差异，一方面可能是由于选取的研究样本不同；另一方面可能是由于健康的内生性对结果造成的影响。对于样本的选取，已有文献大多选用的是某一年的截面数据，只能考察个体差异的影响，而不能说明时间因素的影响，因此本文将选用中国健康和营养调查(CHNS)数据库中2004、2006、2009、2011年4年农村居民的微观面板数据，综合考虑个体因素及时间因素的影响。对于内生性问题，本文采用建立联立方程模型的方法，使用三阶段最小二乘法(3SLS)对模型进行估计，尝试分析内生性产生的原因、消除内生性问题造成的偏差，在系统中研究我国农村居民健康状况对收入的影响，并为提高健康的经济效应提出建议。

1 模型设定

内生性产生的原因一方面可能是由于存在不可观测的因素，同时影响健康与收入情况，另一方面可能是由于健康和收入之间相互影响，互为因果。首先，根据Grossman和Becker提出的人力资本概念，将健康视为一种随着年龄增长而折旧的资本存量，是人力资本的组成部分，更多的健康资本往往意味着更高的生产力，从而带来更高的收入。此外，Grossman把健康作为医疗服务、收入、教育、年龄、性别、种族、婚姻状况、环节污染及个人行为(吸烟、饮食、运动)的函数，提出健康生产函数的概念。消费者在市场上购买各种医疗保健服务，并结合自己的时间生产健康来补充健康资本的消耗。一方面，更高的收入往往可以带来更多对医疗保健服务的投入，从而维持或提高健康资本；另一方面，更高的收入通常也意味着更多的时间和精力参与工作，从而也可能对健康的投入产生挤出效应，从而减少了健康资本的积累。^[2-3]

健康与收入是相互影响的，存在内在关系，本文通过建立联立方程模型的方法，分析健康状况对收入的影响，验证健康的经济效应。其中，收入的决定方程如下：

(1)

income为内生变量，表示个人收入状况；X为影响收入的其他因素，包括年龄、性别、省份、BMI(身体质量指数)、受教育程度、职业、工作经验、工作经验的平方项。已有研究表明随着工作经验的积累，人的收入也逐渐增高，且这种关系是非线性的，因此本文将工作经验和工作经验的平方项纳入方程。^[7]

根据Grossman健康生产函数，构建健康状况的决定方程如下：

(2)

其中，health为内生变量，表示个人健康状况，选用健康自评状况来衡量；Y为外生变量，表示影响健康状况的其他因素，包括人口和社会经济状况、体测状况、生活行为、居住环境。

反映人口和社会经济状况的变量包括个人的性别、年龄、年龄的平方、省份、家庭人数、婚姻状况、受教育程度；体测状况包括是否患有慢性病；生活行为包括是否吸烟、是否饮酒、是否参加体育锻炼、是否参加医疗保险。居住环境包括是否饮用自来水、是否有室内厕所、居室周围有无粪便三个变量。^[9-10]

2 数据与变量 2.1 数据来源

本文选取农村居民为研究对象，为了排除外出务工的影响，将调查点为农村作为样本选择的限制条件。

数据来源于CHNS数据库。CHNS是中国疾病预防控制中心营养与食品安全所与美国北卡罗来纳大学人口中心合作的追踪调查项目。范围覆盖了9个省的城市和农村地区，内容涉及人口特征，经济发展、公共资源和健康指标。根据本文的研究需要，选取2004、2006、2009、2011年4年的数据进行分析。由于18周岁以下的未成年人不具有独立自主的经济能力，60周岁及以上的老年人可能会受到退休制度、养老保险制度以及自然衰老的影响，因此仅选取18周岁以上、60周岁以下的农村样本作为研究对象。经筛选，4年均参加调查且符合条件的农村居民共993人，其中男性448人，女性545人。

2.2 变量设定

本文所选取的变量均由CHNS问卷中的问题构成。对于居民健康状况的度量，本文选取自评健康状况作为指标，采用问卷中“与同龄人相比，你觉得自己的健康状况怎么样？”这个问题的答案。然而，2009年和2011年两次调查问卷删除了这个问题，因此参照大多数学者的做法，本文采用疾病史部分中的问题“你认为你现在的生活状况怎样？”的答案作为2009年和2011年的指标。^[11-12]对于个人收入水平的衡量，本文采用将农村居民的各项收入加总得到其年收入，并根据消费者物价指数(CPI)调整为报告期最后一年，即2011年的物价水平。^[13] BMI为身体质量指数，根据体重公斤数除以身高米数平方计算得出，本文根据数值是否在中国成人BMI正常范围(18.5~23. 9) 内进行判断，是则记为1，否则记为0。工作经验参照学者们通常的处理方法，用年龄减去受教育年数再减6近似作为个人的工作经验。^[14]对于慢性病指标，将患有高血压、糖尿病、心肌梗塞、中风这几种慢性病中的一种及以上记为有慢性病。其他变量在问卷中均有直接对应的问题(表 1)。

3 实证分析 3.1 描述性统计

我国农村居民人均年收入由2004年的人均8 895.49元增加到2011年的人均22 636.27元。其次，进一步观察不同健康状况人群的收入情况，发现自评健康状况越好的农村居民平均收入越高。另一方面，观察我国农村居民4年的健康自评状况可以发现，我国农村居民自评健康状况，“一般”和“好”的人数较多，自评为“差”的人数较少。此外，自评健康状况为“一般”和“很好”的居民人数逐渐增多，健康状况“好”的人数逐渐减少，符合我国亚健康状态人群逐渐增多的现状，而健康状况的两级分化呈现一定的扩大趋势(表 2)。

3.2 实证结果与分析

联立方程模型识别的条件，包括阶条件和秩条件。本文模型中有两个内生变量，显然模型的每个方程中不包含的变量总个数大于内生变量总个数减1，即满足阶条件。此外，模型中每个方程除共有的变量外均含有其他变量，即满足秩条件。因此该模型中的两个方程都是可识别的，且为过度识别。

本文使用Stata11对联立方程模型进行3SLS估计，估计结果见表 3、表 4。

表 3中，第一列为对联立方程模型进行3SLS估计得到的收入方程各变量的系数和显著性概率，其中健康状况的系数显著为正，表明农村居民健康状况对其收入具有显著正向影响，居民健康状况越好，收入越高。当其他条件一致时，健康状况改善1单位，收入约增加34.57%。

观察其他变量，性别变量系数为负，表示男性的收入高于女性，一般来说在以从事农业为主的农村地区，男性往往具有更高的生产力，从而获得更多的收入；工作经验项的系数为正，工作经验的二次方项系数为负，表明随着工作经验的增加农村居民的收入逐渐增高，且是边际递减的，与之前学者们的研究结果相符；此外受教育程度对收入也具有显著正向影响；BMI是目前国际上常用的衡量人体胖瘦程度以及是否健康的一个标准，本文以BMI是否在正常范围表征农村居民体测状况，该项系数为正，表明胖瘦程度适中的居民收入高于过瘦或过胖的居民。

表 4中，第一列为对联立方程模型进行3SLS估计得到的健康方程各变量的系数和显著性概率，由于收入对健康的影响不是本文的研究重点，因此健康方程的估计结果不做详细解释。收入变量系数为正，表明收入对健康具有正向影响，农村居民收入越高，健康状况越好。由此证明健康和收入之间存在相互影响，若忽略健康的内生性，结果就会造成偏差，估计结果可能会高估了健康对收入的促进作用。

为将结果与忽略内生性的结果进行比较，在表 3和表 4的第二列列出了对方程进行普通最小二乘法(OLS)估计的结果。此外，由于健康是有序4分类变量，将健康近似看做连续变量对方程进行3SLS估计可能会造成偏倚，因此在表 4的第三列列出了将健康方程设定为有序Probit模型的估计结果。从有序Probit模型的估计结果中可以看出，收入的估计系数符号与3SLS回归结果一致，显著为正，表示收入的增加显著促进健康水平提高。OLS估计结果中，各变量估计系数与3SLS估计系数符号基本相同，但收入方程中健康系数小于3SLS的估计结果，与上述分析不一致。内生性的产生一方面可能是变量之间相互影响，另一方面可能是由于存在不可观测的因素，同时影响健康状况与收入状况。收入方程中健康的系数小于3SLS的估计结果表明存在某些不可观测的因素对收入具有负向影响。比如对工作和健康的态度，有些人健康状况较好，却对工作投入的时间和精力较少，没有充分发挥健康作为人力资本的作用，从而收入较低。因此如果将健康作为外生变量，进行普通最小二乘估计，忽略了这些不可观测因素的影响，就会低估健康对收入的正向影响。

4 讨论

我国农村居民健康状况对其收入具有显著正向影响，健康状况越好，收入越高。本文验证了健康的经济效应，并证实了健康与收入之间存在相互影响，此外还存在一些不可观测的因素影响健康和收入，以上两个方面造成了健康和收入之间的内生关系，在研究健康对收入的影响时若忽略内生性问题，可能会低估健康对收入的促进作用，因此建立联立方程模型并使用3SLS估计的结果是可靠的。

从本文的实证分析中可以看出，消除内生性问题造成的偏误后，健康状况对居民的收入水平具有很大影响。目前，相对于城镇居民，我国农村居民的健康水平较低，收入不高且收入不平衡的问题也依然存在，而健康状况直接影响着农村居民的收入，因此提高我国农村居民健康水平对于提高农村居民收入具有重要意义。

充分发挥健康的经济效应，要提高农村居民的健康水平，首先要加大对农村医疗卫生建设的投入，改善基层医疗卫生设施及环境，使农村居民可以获得更好的医疗卫生服务。同时，要提高居民定期体检的意识，对高血压、糖尿病等影响居民生活质量和工作状态的慢性病早预防、早发现、早治疗。其次，根据模型中健康方程的估计结果，吸烟、饮酒、体育锻炼等都对健康具有一定影响，因此要引导居民形成有益健康的生活方式，加强对农村居民的健康教育，提高居民的保健意识。对于居民的健康教育，要开展居民容易接受的、具有号召力和说服力的宣传教育形式，提高居民的参与度，引导居民注意饮食、加强体育锻炼，养成有益健康的生活习惯。此外，分析结果表明居住环境对农村居民健康状况也具有显著影响，因此应当完善农村基础设施建设，包括饮用水的卫生、生活垃圾的治理以及室内卫生间等，从而改善农村居民的居住条件。

作为人力资本的组成部分，健康的经济效益不论对于提高个人的经济收入还是对于经济社会的发展都具有重要意义，值得更加深入的关注和研究。在分析农村居民健康状况对收入的影响时，本文还存在一些不足，首先，对于健康的度量，本文仅选用了健康自评状况这一指标，没有综合考虑客观健康状况，存在一定的局限性；其次，由于数据的可获得性，本文仅对我国农村居民4年的微观面板数据进行研究，为了得到更加可靠的结论可能需要对样本进行更长时期的观察