健康人力資本與農(nóng)戶收入增長

摘要：基于中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的面板數(shù)據(jù)，采用固定效應(yīng)模型，估計(jì)了中國農(nóng)村地區(qū)農(nóng)戶健康人力資本對(duì)種植業(yè)收入的影響。結(jié)果顯示，幾乎所有的健康測量指標(biāo)都影響到農(nóng)戶的種植業(yè)收入，但不同健康指標(biāo)的影響存在差異性，其中自評(píng)健康（SRH）的影響最為顯著。身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）和熱量攝入與農(nóng)戶收入之間呈非線性關(guān)系，其邊際效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)分別為28.68kg/m2和5164.36kcal。此外，年齡和教育等非健康指標(biāo)對(duì)農(nóng)戶收入并沒有顯著影響。

關(guān)鍵詞：健康人力資本；農(nóng)戶；收入增長；邊際效應(yīng)；CHNS數(shù)據(jù)

中圖分類號(hào)：F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）03-0025-05

一、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(dòng)者質(zhì)量的改善和知識(shí)的增進(jìn)。由此，提高農(nóng)村居民的人力資本投資水平對(duì)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(duì)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(dòng)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(dòng)生產(chǎn)率，還可以增加個(gè)體的勞動(dòng)時(shí)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長、收入的正向作用被國內(nèi)外眾多經(jīng)驗(yàn)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(duì)發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)型國家的研究成果較少，對(duì)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(dòng)者相比，那些獲取了更多熱量攝入的勞動(dòng)者有著更高的勞動(dòng)效率。此后，很多學(xué)者從熱量攝入的角度驗(yàn)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(huì)對(duì)勞動(dòng)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(duì)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(duì)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(dòng)農(nóng)民和從事非農(nóng)活動(dòng)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(duì)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(duì)較多，如魏眾利用中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)對(duì)農(nóng)村非農(nóng)活動(dòng)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(duì)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(duì)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(duì)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(duì)農(nóng)村地區(qū)健康收入效應(yīng)的研究主要是針對(duì)農(nóng)民個(gè)體層面，這是因?yàn)榻】禍y量數(shù)據(jù)往往是通過個(gè)人問卷調(diào)查取得的。考慮到農(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(dòng)往往是以戶為單位開展的，很難將個(gè)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(gè)家庭成員對(duì)總收入的貢獻(xiàn)，因?yàn)橐粋€(gè)健康良好的家庭成員對(duì)總收入的貢獻(xiàn)會(huì)比一個(gè)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(duì)農(nóng)業(yè)活動(dòng)收入影響，農(nóng)村地區(qū)的農(nóng)業(yè)活動(dòng)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(dòng)時(shí)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(duì)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(dòng)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(duì)勞動(dòng)力生產(chǎn)要素的度量是從數(shù)量角度提出的，即考察勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)最終產(chǎn)出的影響。但效率工資理論認(rèn)為，勞動(dòng)者的工資水平與生產(chǎn)效率密切相關(guān)，一個(gè)高效率的勞動(dòng)者可以在給定的時(shí)鐘時(shí)間之內(nèi)產(chǎn)出較多的效率時(shí)間，從而影響最終的勞動(dòng)產(chǎn)出，所以勞動(dòng)時(shí)間也應(yīng)該作為勞動(dòng)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(dòng)者的生產(chǎn)效率，還可以影響勞動(dòng)供給時(shí)間。一個(gè)受過良好教育、健康的勞動(dòng)者通常會(huì)被認(rèn)為具有較高的生產(chǎn)效率和更長的勞動(dòng)時(shí)間。這樣，人力資本可以通過影響勞動(dòng)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(dòng)力投入的函數(shù)，并對(duì)各生產(chǎn)要素進(jìn)行重新界定。

Ya=f（L，K，A）（2）

在這個(gè)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(dòng)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(gè)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(duì)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(duì)于勞動(dòng)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(duì)勞動(dòng)力數(shù)量，人力資本及其影響的勞動(dòng)時(shí)間應(yīng)同時(shí)進(jìn)入到勞動(dòng)力投入的考察范疇，因此，勞動(dòng)力投入 可以表示為勞動(dòng)力數(shù)量、勞動(dòng)時(shí)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(dòng)力數(shù)量，Le為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)時(shí)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(gè)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(dòng)項(xiàng)。這樣，最終要估計(jì)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(shí)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(duì)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(gè)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(duì)數(shù)，得到要估計(jì)的計(jì)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(duì)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(gè)：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(jià)格、醫(yī)療可及性和一般消費(fèi)品價(jià)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(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)被差分掉了，如果隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)與健康變量不相關(guān)，就可以得到一致的估計(jì)量。由于本文研究的是農(nóng)戶層面的健康收入效應(yīng)，在計(jì)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(duì)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(duì)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(gè)省的農(nóng)村和城市。該調(diào)查在問卷設(shè)計(jì)、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(píng)健康（SRH）的可獲得性，以及調(diào)查年份距今的時(shí)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(gè)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(jià)格指數(shù)對(duì)收入進(jìn)行調(diào)整，并轉(zhuǎn)換為以2009年的不變價(jià)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(jià)值衡量，同樣以2009年的不變價(jià)格作了平減處理。由于家庭用于種植業(yè)勞動(dòng)時(shí)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(shí)數(shù)進(jìn)行變量構(gòu)造，首先將勞動(dòng)時(shí)間在個(gè)人層面進(jìn)行加總，然后以農(nóng)戶為單位計(jì)算平均值。勞動(dòng)力數(shù)量則使用家庭總?cè)丝跀?shù)作為代理變量，因?yàn)樵谥袊r(nóng)村地區(qū)，通常不存在嚴(yán)格的勞動(dòng)年齡界限，具有勞動(dòng)能力的家庭成員都會(huì)參與到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)當(dāng)中。

研究中共使用了9個(gè)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(yàn)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(gè)變量的平方項(xiàng)。

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(gè)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(gè)人所在的農(nóng)戶為依據(jù)，計(jì)算某個(gè)變量的平均水平。以身高為例，就是計(jì)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(dòng)時(shí)間供給是不同的，健康良好的家庭成員會(huì)產(chǎn)出更多的勞動(dòng)時(shí)間，可以將個(gè)人從事種植業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)時(shí)間占家庭總勞動(dòng)時(shí)間的比重作為權(quán)重，首先得到個(gè)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(jì)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(shí)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(jì)算的人力資本相關(guān)變量的定義和描述性統(tǒng)計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果及其解釋

作為參照系，首先對(duì)模型進(jìn)行混合最小二乘法（Pooled OLS）估計(jì)。從回歸結(jié)果上看（見表2），在以簡單平均法計(jì)算的健康變量中，除BMI指數(shù)及其平方項(xiàng)外，其他健康變量對(duì)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(duì)收入的影響是負(fù)的。在賦權(quán)平均法計(jì)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(duì)收入依然有負(fù)面影響。此外，教育對(duì)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(jì)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(jì)結(jié)果可能是有偏的。固定效應(yīng)模型可以消除不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)對(duì)健康的影響，減少甚至消除內(nèi)生性偏誤，其估計(jì)結(jié)果的可行性更高。

表3給出了按不同方法計(jì)算得到的人力資本相關(guān)變量的FE估計(jì)結(jié)果。在按簡單平均法計(jì)算的健康變量估計(jì)結(jié)果中，SRH對(duì)農(nóng)戶種植業(yè)收入表現(xiàn)出顯著性的影響，每增加1個(gè)自評(píng)等級(jí)，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(duì)收入并沒有表現(xiàn)出整體性的顯著影響，其中身高對(duì)收入有顯著的積極影響，回報(bào)率為0.8%。雖然熱量攝入和BMI指數(shù)對(duì)收入的影響程度非?？捎^，但在統(tǒng)計(jì)上并沒有表現(xiàn)出顯著性的影響。對(duì)此，可能的解釋是在計(jì)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(gè)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(shí)，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(huì)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(jì)上均不顯著。有研究表明，教育對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的估計(jì)結(jié)果依賴于對(duì)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(jì)算健康變量的估計(jì)結(jié)果中，SRH依然有顯著性的影響，并且統(tǒng)計(jì)上的顯著性更高，對(duì)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(duì)收入的作用。但這種“互補(bǔ)性”卻不可能體現(xiàn)在對(duì)健康狀況的自我主觀評(píng)價(jià)中。

對(duì)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(yàn)證結(jié)果見表4。表中計(jì)算了模型中涉及到的兩個(gè)健康變量邊際效應(yīng)的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，對(duì)比發(fā)現(xiàn)，在以簡單平均法計(jì)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(jì)算的健康變量大，這是因?yàn)樵趯?duì)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(jì)算的健康變量的轉(zhuǎn)折點(diǎn)更有參考價(jià)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(huì)對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生正向作用。在達(dá)到臨界值時(shí)，兩者對(duì)收入的邊際效應(yīng)消失，如果繼續(xù)提高，可能會(huì)對(duì)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(duì)塞拉利昂的研究結(jié)論接近，但與Thomas和Strass對(duì)巴西以及張車偉對(duì)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(huì)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(gè)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(jì)了中國農(nóng)村農(nóng)戶健康對(duì)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(duì)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(duì)種植業(yè)產(chǎn)出的回報(bào)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(duì)種植業(yè)收入的影響并不顯著。第四，以個(gè)人種植業(yè)勞動(dòng)時(shí)間占家庭總勞動(dòng)時(shí)間的比重作為權(quán)重，來計(jì)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(gè)體上的差異，更易于捕捉健康因素對(duì)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(huì)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(duì)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(dòng)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(gè)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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責(zé)任編輯、校對(duì)：關(guān) 華