健康教育對(duì)我國(guó)城市居民收入影響探析

朱宏琳

摘要：使用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2009年的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型，以人力資本視角估計(jì)了健康和教育對(duì)我國(guó)城市居民收入的影響。估計(jì)結(jié)果顯示，城市居民收入受短期健康狀況影響較大，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%；而受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%。

關(guān)鍵詞：健康；教育；人力資本；城市居民收入；影響

中圖分類號(hào)：F290 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2014）01-0025-02

一、引言

經(jīng)濟(jì)學(xué)者很早就開始關(guān)注健康與收入之間的關(guān)系。Schultz（1961）首次提出人力資本的概念，他所定義的人力資本是包含了教育、健康和移民等方面投資所形成的資本。Mushkin（1962）首次將教育和健康并列為人力資本的主要組成部分。隨后，Grossman（1972）首次正式提出個(gè)人健康需求模型，提出“健康資本”概念，將個(gè)人健康視為一種可以隨著年齡增長(zhǎng)而折舊、但可以通過投資而增長(zhǎng)的特殊人力資本，工資、教育、營(yíng)養(yǎng)攝入等醫(yī)療及非醫(yī)療因素都會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生影響。

目前國(guó)內(nèi)對(duì)此領(lǐng)域研究尚不夠充分，還處于起步階段。劉國(guó)恩等（2004）首次將健康人力資本作為一種人力資本的投資形式，利用1991-1997年CHNS中的自我測(cè)評(píng)健康狀況數(shù)據(jù)，建立了以家庭為基礎(chǔ)的個(gè)人收入生產(chǎn)函數(shù)，研究發(fā)現(xiàn)個(gè)人健康水平是決定中國(guó)家庭人均收入的重要因素，而且在健康回報(bào)方面，存在明顯的農(nóng)村大于城市，女性大于男性的區(qū)別。潘思思（2007）運(yùn)用1997-2004年CHNS數(shù)據(jù)，分別對(duì)簡(jiǎn)單最小二乘模型和固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸來驗(yàn)證個(gè)人健康與收入之間的關(guān)系，結(jié)果顯示，個(gè)人健康是決定收入的重要因素，并且健康對(duì)農(nóng)村人口收入的影響高于城市人口。鄧新波（2010）利用2006年的CHNS數(shù)據(jù)估計(jì)了健康和教育人力資本對(duì)中國(guó)城市居民收入的影響。為了克服健康度量指標(biāo)的內(nèi)生性，他使用社區(qū)居委會(huì)到居民常去的醫(yī)療機(jī)構(gòu)的距離作為工具變量。估計(jì)結(jié)果顯示，平均而言，健康對(duì)收入沒有影響，可能是中國(guó)城市居民主要從事的是非體力勞動(dòng)的工作，對(duì)健康狀況的要求并不像從事體力勞動(dòng)那樣高。

上述文獻(xiàn)在健康、教育對(duì)收入影響的問題上有了較為系統(tǒng)的研究，但這些研究在變量度量和分析方法上還是存在一些不足，如將家庭每個(gè)勞動(dòng)力的收入視作相等、忽略GHS（General Health Status）的內(nèi)生性、健康指標(biāo)的選擇不夠全面等。

針對(duì)國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究存在的缺陷與不足，筆者從健康、教育兩種人力資本入手，更為全面地研究了其對(duì)我國(guó)居民收入的影響作用。在已有研究成果的基礎(chǔ)上，利用2009年CHNS的截面數(shù)據(jù)，選擇了長(zhǎng)、中、短期的三個(gè)指標(biāo)衡量居民健康水平，受教育年限衡量居民教育情況，采用加權(quán)最小二乘法，對(duì)拓展的Mincer工資方程進(jìn)行回歸，分析了健康、教育對(duì)我國(guó)城市居民收入的影響。

創(chuàng)新之處在于對(duì)健康水平評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取與健康對(duì)收入影響的間接途徑的研究。為減小選取單一指標(biāo)的誤差，以三個(gè)指標(biāo)作為健康的度量標(biāo)準(zhǔn)，即長(zhǎng)期健康指標(biāo)身高、中期健康指標(biāo)BMI評(píng)分與短期健康指標(biāo)SRH。身高較為穩(wěn)定，最適宜作為反映個(gè)體長(zhǎng)期健康狀況的指標(biāo)。BMI是國(guó)際上常用的衡量人體是否健康的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，主要用于統(tǒng)計(jì)用途。SRH為健康的自評(píng)指標(biāo)，主觀性較大。因此文章選取三個(gè)指標(biāo)共同衡量健康水平，一定程度上降低了主觀影響因素，較之前的研究更為全面、準(zhǔn)確，也是本文的創(chuàng)新點(diǎn)。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型及估計(jì)方法

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

1.數(shù)據(jù)的來源與選擇

本文使用的數(shù)據(jù)是2009年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）的截面數(shù)據(jù)。使用截面數(shù)據(jù)的分析方法，主要是基于以下兩個(gè)方面的原因：一是相對(duì)于傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法，截面數(shù)據(jù)的分析方法更加全面和準(zhǔn)確；二是截面數(shù)據(jù)分析不僅能夠考察整體的情況，還能對(duì)每個(gè)個(gè)體的具體情況進(jìn)行很好的分析。

CHNS樣本覆蓋了我國(guó)沿海、中部、西部等地區(qū)的9個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)），在抽樣時(shí)兼顧了不同大小和收入水平的城市（省會(huì)城市及非省會(huì)城市）。為避免自然衰老對(duì)健康的影響，本文把樣本限制為20-65歲的居民。同時(shí)，在CHNS提供的2009年截面數(shù)據(jù)中，由于部分與本文研究相關(guān)的數(shù)據(jù)缺失，經(jīng)過數(shù)據(jù)處理和刪除缺失值后，最終得到有效樣本為778人。

2.變量的說明

（1）因變量（lnincome）

模型中的因變量以城市居民月平均凈收入的對(duì)數(shù)形式表示，單位為元。

（2）自變量

①教育（Edu）的度量

模型中教育是以受教育年限來度量的。受教育年限所代表的居民受教育程度如表1所示。

②健康（Health）的度量

衡量健康的指標(biāo)較多，但選取單一指標(biāo)得出的誤差可能較大，因此本文以三個(gè)指標(biāo)作為健康的度量標(biāo)準(zhǔn)，即長(zhǎng)期健康指標(biāo)身高、中期健康指標(biāo)BMI評(píng)分與短期健康指標(biāo)SRH。

一般認(rèn)為身高較為穩(wěn)定，最適宜作為反映個(gè)體長(zhǎng)期健康狀況的指標(biāo)。因此，本文以身高作為長(zhǎng)期健康指標(biāo)，單位為cm。

BMI是用體重公斤數(shù)除以身高米數(shù)平方得出的數(shù)字，是目前國(guó)際上常用的衡量人體胖瘦程度以及是否健康的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，主要用于統(tǒng)計(jì)用途。當(dāng)我們需要比較及分析一個(gè)人的體重對(duì)于不同高度的人所帶來的健康影響時(shí)，BMI值是一個(gè)中立而可靠的指標(biāo)，一般適宜作為反映個(gè)體中期健康狀況的指標(biāo)。參考WHO制定的標(biāo)準(zhǔn)并結(jié)合我國(guó)居民體質(zhì)情況，以22-25為標(biāo)準(zhǔn)指數(shù)，位于標(biāo)準(zhǔn)指數(shù)22-25之內(nèi)，為滿分20分，每偏離標(biāo)準(zhǔn)指數(shù)1，扣除3分，最低值5分。

CHNS對(duì)被調(diào)查者的自我評(píng)估健康狀況（SRH）進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，將SRH分為四級(jí)，健康狀況很好為1，好為2，一般為3，最差為4，因此得分越高身體健康狀況越差，為健康的負(fù)向指標(biāo)。為了與客觀健康指標(biāo)方向一致及比較方便，也與我們的習(xí)慣性表達(dá)一致，本文對(duì)此進(jìn)行了調(diào)整，定義很好為4，好為3，一般為2，最差為1，調(diào)整后為健康的正向指標(biāo)。

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，相關(guān)性分析如表3所示。

三、實(shí)證分析

（一）回歸結(jié)果分析

在多元線性回歸模型中，總是存在基本假設(shè)：解釋變量為非隨機(jī)變量且彼此間互不相關(guān)（實(shí)際上我們一般只要求解釋變量間不存在完全共線性），樣本容量多于參數(shù)個(gè)數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量之間不相關(guān)，隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立且服從期望為零、標(biāo)準(zhǔn)差為的正態(tài)分布即隨機(jī)誤差項(xiàng)具有0均值和同方差的特性。在這些基本假設(shè)下，我們可以用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)出回歸模型中的回歸參數(shù)，得到最優(yōu)線性無偏估計(jì)量。

但在在建立實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題的回歸模型時(shí)，經(jīng)常存在與這些假設(shè)相違背的情況，異方差就是其中之一。本文研究的模型中，采取的是截面數(shù)據(jù)，并且殘差包含了所有無法用解釋變量表示的各種因素對(duì)被解釋變量的影響，即模型中略去的非教育、健康因素對(duì)居民收入的影響，因此存在異方差性。當(dāng)回歸問題存在異方差性時(shí)，用普通最小二乘法估計(jì)未知參數(shù)，就會(huì)造成估計(jì)值不是最優(yōu)、參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)失效、回歸方程的應(yīng)用效果極不理想等嚴(yán)重后果。由于異方差問題的出現(xiàn)對(duì)回歸模型有嚴(yán)重的影響，本文采用加權(quán)最小二乘法（WLS）消除異方差性。

普通最小二乘法（OLS）的方差分析表如表4所示，回歸結(jié)果如表5所示，殘差圖見圖1。

從方差分析表和殘差圖可以看出，以最小二乘法進(jìn)行回歸的結(jié)果存在異方差性。因此，運(yùn)用Eviews軟件，利用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以殘差的倒數(shù)為權(quán)數(shù)，得到回歸結(jié)果如表6所示。

加權(quán)后的為0.989，平均而言，城市居民受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%，意味著“高學(xué)歷”確實(shí)能夠?qū)κ杖氘a(chǎn)生一定的積極影響。而健康對(duì)收入的影響，身高作為其長(zhǎng)期指標(biāo)，每增加1cm會(huì)使得收入提高1%；BMI評(píng)分作為中期指標(biāo)，每增加1分使收入增加0.4%；而SRH作為短期指標(biāo)，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%，這意味著對(duì)城市居民而言，其收入受短期健康狀況的影響較大。年齡對(duì)收入的影響為正，符合城市居民收入的實(shí)際情況。

（二）評(píng)價(jià)與預(yù)測(cè)

根據(jù)回歸方程，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回代檢驗(yàn)，并計(jì)算預(yù)測(cè)值與實(shí)際值之間的絕對(duì)值差，大于1為不符合，小于1為符合，結(jié)果符合回歸方程的數(shù)據(jù)樣本為703個(gè)，占數(shù)據(jù)樣本總數(shù)的90.36%，擬合效果較好。

基于此回歸方程，可以通過個(gè)人的年齡、受教育年限、身高、BMI評(píng)分及健康自評(píng)來預(yù)測(cè)其個(gè)人收入。例如，年齡為23歲，受教育10年，身高160cm，體重60kg，計(jì)算出BMI評(píng)分為12.59，其自評(píng)健康等級(jí)為3，則預(yù)測(cè)的收入為：ln（income）=3.777+0.073×10+0.01×160+0.004×12.59+0.22×3+0.01×23=7.04736

即其月凈收入約為1150元。

四、結(jié)語

筆者使用了中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2009年的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型，估計(jì)了健康和教育人力資本對(duì)我國(guó)城市居民收入的影響。加權(quán)最小二乘法回歸結(jié)果顯示，城市居民收入受短期健康狀況SRH影響較大，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%；而受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%。最后，得出的回歸方程能較好地吻合數(shù)據(jù)的真實(shí)值，并能通過個(gè)人的教育、健康水平大概預(yù)測(cè)出個(gè)人收入，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

通過對(duì)9個(gè)省份城市居民的收入影響分析，可以看出健康與教育對(duì)于個(gè)人收入增長(zhǎng)的重要性。因此，對(duì)城市居民而言，保持身體健康對(duì)收入會(huì)有積極的影響，應(yīng)遵循健康的工作方式，以便更好地完成工作，提高個(gè)人收入水平。

筆者對(duì)之前此領(lǐng)域的研究進(jìn)行了一定的改進(jìn)，如直接采用以個(gè)人為基礎(chǔ)的微觀收入數(shù)據(jù)及對(duì)應(yīng)個(gè)人的健康、教育數(shù)據(jù)，極大地縮小了誤差；在健康指標(biāo)的選取上，用SRH、BMI評(píng)分及身高三個(gè)指標(biāo)共同評(píng)價(jià)居民健康水平，體系構(gòu)建較為合理。但在研究中仍存在一些問題，如身高等指標(biāo)有一定的地域性，未加以嚴(yán)格區(qū)分；SRH測(cè)量包含了一定的不準(zhǔn)確性，受個(gè)人主觀因素影響較大；教育年限是否能代表教育水平仍有爭(zhēng)議等。總之，筆者的分析與之前學(xué)者的研究結(jié)果大體一致，旨在通過經(jīng)濟(jì)學(xué)角度思考健康、教育對(duì)個(gè)人生活發(fā)展的重要性，對(duì)當(dāng)今社會(huì)及個(gè)人發(fā)展方向有一定的借鑒意義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 儲(chǔ)雪玲.農(nóng)村居民健康人力資本的收入效應(yīng)與影響因素研究[D].杭州：浙江大學(xué)，2010.

[2] 鄧仕燕.健康、教育與我國(guó)農(nóng)民收入的關(guān)系探討[J].商業(yè)時(shí)代，2009（36）.

[3] 鄧新波.健康、教育人力資本對(duì)中國(guó)城市居民收入的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010（21）.

[4] 劉國(guó)恩，傅正泓.中國(guó)的健康人力資本與收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2004（10）.

[5] 潘思思.健康人力資本對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的影響[D].杭州：浙江大學(xué)，2007.

[責(zé)任編輯：金永紅]

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，相關(guān)性分析如表3所示。

三、實(shí)證分析

（一）回歸結(jié)果分析

在多元線性回歸模型中，總是存在基本假設(shè)：解釋變量為非隨機(jī)變量且彼此間互不相關(guān)（實(shí)際上我們一般只要求解釋變量間不存在完全共線性），樣本容量多于參數(shù)個(gè)數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量之間不相關(guān)，隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立且服從期望為零、標(biāo)準(zhǔn)差為的正態(tài)分布即隨機(jī)誤差項(xiàng)具有0均值和同方差的特性。在這些基本假設(shè)下，我們可以用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)出回歸模型中的回歸參數(shù)，得到最優(yōu)線性無偏估計(jì)量。

但在在建立實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題的回歸模型時(shí)，經(jīng)常存在與這些假設(shè)相違背的情況，異方差就是其中之一。本文研究的模型中，采取的是截面數(shù)據(jù)，并且殘差包含了所有無法用解釋變量表示的各種因素對(duì)被解釋變量的影響，即模型中略去的非教育、健康因素對(duì)居民收入的影響，因此存在異方差性。當(dāng)回歸問題存在異方差性時(shí)，用普通最小二乘法估計(jì)未知參數(shù)，就會(huì)造成估計(jì)值不是最優(yōu)、參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)失效、回歸方程的應(yīng)用效果極不理想等嚴(yán)重后果。由于異方差問題的出現(xiàn)對(duì)回歸模型有嚴(yán)重的影響，本文采用加權(quán)最小二乘法（WLS）消除異方差性。

普通最小二乘法（OLS）的方差分析表如表4所示，回歸結(jié)果如表5所示，殘差圖見圖1。

從方差分析表和殘差圖可以看出，以最小二乘法進(jìn)行回歸的結(jié)果存在異方差性。因此，運(yùn)用Eviews軟件，利用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以殘差的倒數(shù)為權(quán)數(shù)，得到回歸結(jié)果如表6所示。

加權(quán)后的為0.989，平均而言，城市居民受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%，意味著“高學(xué)歷”確實(shí)能夠?qū)κ杖氘a(chǎn)生一定的積極影響。而健康對(duì)收入的影響，身高作為其長(zhǎng)期指標(biāo)，每增加1cm會(huì)使得收入提高1%；BMI評(píng)分作為中期指標(biāo)，每增加1分使收入增加0.4%；而SRH作為短期指標(biāo)，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%，這意味著對(duì)城市居民而言，其收入受短期健康狀況的影響較大。年齡對(duì)收入的影響為正，符合城市居民收入的實(shí)際情況。

（二）評(píng)價(jià)與預(yù)測(cè)

根據(jù)回歸方程，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回代檢驗(yàn)，并計(jì)算預(yù)測(cè)值與實(shí)際值之間的絕對(duì)值差，大于1為不符合，小于1為符合，結(jié)果符合回歸方程的數(shù)據(jù)樣本為703個(gè)，占數(shù)據(jù)樣本總數(shù)的90.36%，擬合效果較好。

基于此回歸方程，可以通過個(gè)人的年齡、受教育年限、身高、BMI評(píng)分及健康自評(píng)來預(yù)測(cè)其個(gè)人收入。例如，年齡為23歲，受教育10年，身高160cm，體重60kg，計(jì)算出BMI評(píng)分為12.59，其自評(píng)健康等級(jí)為3，則預(yù)測(cè)的收入為：ln（income）=3.777+0.073×10+0.01×160+0.004×12.59+0.22×3+0.01×23=7.04736

即其月凈收入約為1150元。

四、結(jié)語

筆者使用了中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2009年的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型，估計(jì)了健康和教育人力資本對(duì)我國(guó)城市居民收入的影響。加權(quán)最小二乘法回歸結(jié)果顯示，城市居民收入受短期健康狀況SRH影響較大，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%；而受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%。最后，得出的回歸方程能較好地吻合數(shù)據(jù)的真實(shí)值，并能通過個(gè)人的教育、健康水平大概預(yù)測(cè)出個(gè)人收入，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

通過對(duì)9個(gè)省份城市居民的收入影響分析，可以看出健康與教育對(duì)于個(gè)人收入增長(zhǎng)的重要性。因此，對(duì)城市居民而言，保持身體健康對(duì)收入會(huì)有積極的影響，應(yīng)遵循健康的工作方式，以便更好地完成工作，提高個(gè)人收入水平。

筆者對(duì)之前此領(lǐng)域的研究進(jìn)行了一定的改進(jìn)，如直接采用以個(gè)人為基礎(chǔ)的微觀收入數(shù)據(jù)及對(duì)應(yīng)個(gè)人的健康、教育數(shù)據(jù)，極大地縮小了誤差；在健康指標(biāo)的選取上，用SRH、BMI評(píng)分及身高三個(gè)指標(biāo)共同評(píng)價(jià)居民健康水平，體系構(gòu)建較為合理。但在研究中仍存在一些問題，如身高等指標(biāo)有一定的地域性，未加以嚴(yán)格區(qū)分；SRH測(cè)量包含了一定的不準(zhǔn)確性，受個(gè)人主觀因素影響較大；教育年限是否能代表教育水平仍有爭(zhēng)議等?？傊?，筆者的分析與之前學(xué)者的研究結(jié)果大體一致，旨在通過經(jīng)濟(jì)學(xué)角度思考健康、教育對(duì)個(gè)人生活發(fā)展的重要性，對(duì)當(dāng)今社會(huì)及個(gè)人發(fā)展方向有一定的借鑒意義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 儲(chǔ)雪玲.農(nóng)村居民健康人力資本的收入效應(yīng)與影響因素研究[D].杭州：浙江大學(xué)，2010.

[2] 鄧仕燕.健康、教育與我國(guó)農(nóng)民收入的關(guān)系探討[J].商業(yè)時(shí)代，2009（36）.

[3] 鄧新波.健康、教育人力資本對(duì)中國(guó)城市居民收入的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010（21）.

[4] 劉國(guó)恩，傅正泓.中國(guó)的健康人力資本與收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2004（10）.

[5] 潘思思.健康人力資本對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的影響[D].杭州：浙江大學(xué)，2007.

[責(zé)任編輯：金永紅]

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，相關(guān)性分析如表3所示。

三、實(shí)證分析

（一）回歸結(jié)果分析

在多元線性回歸模型中，總是存在基本假設(shè)：解釋變量為非隨機(jī)變量且彼此間互不相關(guān)（實(shí)際上我們一般只要求解釋變量間不存在完全共線性），樣本容量多于參數(shù)個(gè)數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)與解釋變量之間不相關(guān)，隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立且服從期望為零、標(biāo)準(zhǔn)差為的正態(tài)分布即隨機(jī)誤差項(xiàng)具有0均值和同方差的特性。在這些基本假設(shè)下，我們可以用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)出回歸模型中的回歸參數(shù)，得到最優(yōu)線性無偏估計(jì)量。

但在在建立實(shí)際經(jīng)濟(jì)問題的回歸模型時(shí)，經(jīng)常存在與這些假設(shè)相違背的情況，異方差就是其中之一。本文研究的模型中，采取的是截面數(shù)據(jù)，并且殘差包含了所有無法用解釋變量表示的各種因素對(duì)被解釋變量的影響，即模型中略去的非教育、健康因素對(duì)居民收入的影響，因此存在異方差性。當(dāng)回歸問題存在異方差性時(shí)，用普通最小二乘法估計(jì)未知參數(shù)，就會(huì)造成估計(jì)值不是最優(yōu)、參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)失效、回歸方程的應(yīng)用效果極不理想等嚴(yán)重后果。由于異方差問題的出現(xiàn)對(duì)回歸模型有嚴(yán)重的影響，本文采用加權(quán)最小二乘法（WLS）消除異方差性。

普通最小二乘法（OLS）的方差分析表如表4所示，回歸結(jié)果如表5所示，殘差圖見圖1。

從方差分析表和殘差圖可以看出，以最小二乘法進(jìn)行回歸的結(jié)果存在異方差性。因此，運(yùn)用Eviews軟件，利用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，以殘差的倒數(shù)為權(quán)數(shù)，得到回歸結(jié)果如表6所示。

加權(quán)后的為0.989，平均而言，城市居民受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%，意味著“高學(xué)歷”確實(shí)能夠?qū)κ杖氘a(chǎn)生一定的積極影響。而健康對(duì)收入的影響，身高作為其長(zhǎng)期指標(biāo)，每增加1cm會(huì)使得收入提高1%；BMI評(píng)分作為中期指標(biāo)，每增加1分使收入增加0.4%；而SRH作為短期指標(biāo)，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%，這意味著對(duì)城市居民而言，其收入受短期健康狀況的影響較大。年齡對(duì)收入的影響為正，符合城市居民收入的實(shí)際情況。

（二）評(píng)價(jià)與預(yù)測(cè)

根據(jù)回歸方程，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回代檢驗(yàn)，并計(jì)算預(yù)測(cè)值與實(shí)際值之間的絕對(duì)值差，大于1為不符合，小于1為符合，結(jié)果符合回歸方程的數(shù)據(jù)樣本為703個(gè)，占數(shù)據(jù)樣本總數(shù)的90.36%，擬合效果較好。

基于此回歸方程，可以通過個(gè)人的年齡、受教育年限、身高、BMI評(píng)分及健康自評(píng)來預(yù)測(cè)其個(gè)人收入。例如，年齡為23歲，受教育10年，身高160cm，體重60kg，計(jì)算出BMI評(píng)分為12.59，其自評(píng)健康等級(jí)為3，則預(yù)測(cè)的收入為：ln（income）=3.777+0.073×10+0.01×160+0.004×12.59+0.22×3+0.01×23=7.04736

即其月凈收入約為1150元。

四、結(jié)語

筆者使用了中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（CHNS）2009年的截面數(shù)據(jù)，運(yùn)用多元線性回歸模型，估計(jì)了健康和教育人力資本對(duì)我國(guó)城市居民收入的影響。加權(quán)最小二乘法回歸結(jié)果顯示，城市居民收入受短期健康狀況SRH影響較大，每改善一個(gè)級(jí)別會(huì)使收入增加22%；而受教育年限每增加一年會(huì)使得收入提高7.4%。最后，得出的回歸方程能較好地吻合數(shù)據(jù)的真實(shí)值，并能通過個(gè)人的教育、健康水平大概預(yù)測(cè)出個(gè)人收入，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

通過對(duì)9個(gè)省份城市居民的收入影響分析，可以看出健康與教育對(duì)于個(gè)人收入增長(zhǎng)的重要性。因此，對(duì)城市居民而言，保持身體健康對(duì)收入會(huì)有積極的影響，應(yīng)遵循健康的工作方式，以便更好地完成工作，提高個(gè)人收入水平。

筆者對(duì)之前此領(lǐng)域的研究進(jìn)行了一定的改進(jìn)，如直接采用以個(gè)人為基礎(chǔ)的微觀收入數(shù)據(jù)及對(duì)應(yīng)個(gè)人的健康、教育數(shù)據(jù)，極大地縮小了誤差；在健康指標(biāo)的選取上，用SRH、BMI評(píng)分及身高三個(gè)指標(biāo)共同評(píng)價(jià)居民健康水平，體系構(gòu)建較為合理。但在研究中仍存在一些問題，如身高等指標(biāo)有一定的地域性，未加以嚴(yán)格區(qū)分；SRH測(cè)量包含了一定的不準(zhǔn)確性，受個(gè)人主觀因素影響較大；教育年限是否能代表教育水平仍有爭(zhēng)議等?？傊?，筆者的分析與之前學(xué)者的研究結(jié)果大體一致，旨在通過經(jīng)濟(jì)學(xué)角度思考健康、教育對(duì)個(gè)人生活發(fā)展的重要性，對(duì)當(dāng)今社會(huì)及個(gè)人發(fā)展方向有一定的借鑒意義。

參考文獻(xiàn)：

[1] 儲(chǔ)雪玲.農(nóng)村居民健康人力資本的收入效應(yīng)與影響因素研究[D].杭州：浙江大學(xué)，2010.

[2] 鄧仕燕.健康、教育與我國(guó)農(nóng)民收入的關(guān)系探討[J].商業(yè)時(shí)代，2009（36）.

[3] 鄧新波.健康、教育人力資本對(duì)中國(guó)城市居民收入的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010（21）.

[4] 劉國(guó)恩，傅正泓.中國(guó)的健康人力資本與收入增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2004（10）.

[5] 潘思思.健康人力資本對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民收入的影響[D].杭州：浙江大學(xué)，2007.

[責(zé)任編輯：金永紅]