鄭茂偉，方俊良

(1.內(nèi)蒙古大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010000;2.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117)

自美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨創(chuàng)立人力資本投資理論以來，關(guān)于人力資本投資理論就成為學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)。舒爾茨認(rèn)為，人力資本投資主要集中在衛(wèi)生保健設(shè)施和服務(wù);在職培訓(xùn);正規(guī)的初高等教育;非商社的成人教育和個(gè)人和家庭的遷移。然而，在關(guān)于我國農(nóng)村人力資本投資的研究中，眾多學(xué)者重點(diǎn)從教育的角度研究了農(nóng)村的人力資本投資結(jié)構(gòu)，并論證了教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民收入的關(guān)系;與此同時(shí)，在現(xiàn)實(shí)中，國家也將教育作為農(nóng)村人力資本投資的重點(diǎn)，這就使得在人力資本投資結(jié)構(gòu)中占主要組成部分的健康投資長(zhǎng)期被忽視，并且得不到應(yīng)有的重視。但是，“身體才是革命的本錢”，只有擁有健康的體魄，人力資本才能發(fā)揮真正的發(fā)揮作用。為此，本文專門從農(nóng)村居民健康投資的角度，研究了健康投資與農(nóng)村居民收入的關(guān)系。在本文的研究中，將作為全國農(nóng)業(yè)大省的吉林省作為研究目標(biāo)，選取2000－2009年十年間吉林省農(nóng)村居民家庭人均健康支出和農(nóng)民人均純收入作為研究對(duì)象，在扣除消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的前提下，通過Eviews軟件進(jìn)行計(jì)算，利用一元回歸模型對(duì)兩者進(jìn)行線性分析，進(jìn)而分析兩者的相關(guān)性。

一、文獻(xiàn)綜述

(一)關(guān)于人力資本理論

人力資本理論首先是由諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家西奧多·W·舒爾茨創(chuàng)立和發(fā)展的。在其發(fā)表的一系列關(guān)于人力資本理論的論文中，對(duì)人力資本的概念與特征、人力資本投資的內(nèi)容與途徑以及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用等重要思想進(jìn)行了系統(tǒng)闡述。舒爾茨在《人力資本投資》一書中把人力資本投資范圍和內(nèi)容歸納為五個(gè)方面，即(1)衛(wèi)生保健設(shè)施和服務(wù)，概括地說包括影響人的預(yù)期壽命(體力和耐力(精力和活動(dòng)的全部開支));(2)在職培訓(xùn)包括由商社組織的舊式學(xué)徒制;(3)正規(guī)的初等、中等和高等教育;(4)不是由商社組織的成人教育計(jì)劃，特別是農(nóng)業(yè)方面的校外學(xué)習(xí)計(jì)劃;(5)個(gè)人和家庭進(jìn)行遷移以適應(yīng)不斷變化的就業(yè)機(jī)會(huì)［1］。加里·S·貝克爾則主要從微觀進(jìn)行分析。貝克爾在《人力資本》一書中，分析了正規(guī)教育的成本和收益問題，還重點(diǎn)討論了在職培訓(xùn)的經(jīng)濟(jì)意義，也研究了人力資本投資與個(gè)人收入分配的關(guān)系［2］。

(二)關(guān)于健康人力資本

Theodore W．Schultz(1979)認(rèn)為健康是一個(gè)人的資本儲(chǔ)備，通常被稱為“健康資本儲(chǔ)備”或“健康資本存量”［3］。它具有一般資本的特性，即隨著時(shí)間的推移會(huì)逐漸貶值，但是又具有自身的特點(diǎn)，即它可以天生就被擁有，并且不容易被他人掠奪。

Grossman(1999)認(rèn)為健康投資對(duì)于穩(wěn)定人口數(shù)量和提高人口素質(zhì)都具有重要的意義，健康可以提高個(gè)人的勞動(dòng)生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是健康作為一種與生俱來的資本，會(huì)隨著時(shí)間的推移而加速折舊［4］。

Fisher(2003)對(duì)美國的健康資本狀況做了定量研究，并且從廣義的角度度量了疾病所帶來的損失，它們包括疾病所花費(fèi)的治療時(shí)間，治療費(fèi)用和機(jī)會(huì)成本等，也反而揭示了健康的重要性［5］。

Denison(2008)定量研究了美國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與死亡率之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)死亡率每下降10個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可以提高0．02個(gè)百分點(diǎn)，降低死亡率可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［6］。

另外，有不少學(xué)者從需求理論出發(fā)，分析了健康的經(jīng)濟(jì)效益。他們認(rèn)為隨經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人們生活水平的提高，人們對(duì)健康越來越重視，從而會(huì)增加在健康方面的消費(fèi)，最終帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。同時(shí)，有一些學(xué)者從社會(huì)學(xué)的角度論述了健康的意義。他們認(rèn)為，健康不僅會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而且還會(huì)影響社會(huì)財(cái)富的再分配。改善人的健康，可以使低收入階層因避免因收入分配不均等而產(chǎn)生的仇富心理，或者犯罪行為。另外，他們還認(rèn)為健康可以減少國家公共衛(wèi)生支出的負(fù)擔(dān)，也可以節(jié)約資金，發(fā)展經(jīng)濟(jì)和公共服務(wù)事業(yè)。

(三)關(guān)于健康與農(nóng)戶收入關(guān)系的研究

1.國外相關(guān)研究:Strauss(1986)研究了家庭健康狀況對(duì)家庭收入的影響，研究指出改善家庭尤其是農(nóng)村低收入家庭的營養(yǎng)狀況，會(huì)提高家庭的勞動(dòng)生產(chǎn)率和工資水平，就有可能提升整個(gè)家庭的收入水平［7］。

國外學(xué)者如Morgan(1962)，Rovotel(1975)，Mitchell(1992)，Bouis(1991)，Click等(1998)，通過分析不同國家和地區(qū)勞動(dòng)力的健康狀況對(duì)其勞動(dòng)參與率的影響，發(fā)現(xiàn)越健康狀況越好，其勞動(dòng)積極性和勞動(dòng)參與率就會(huì)越高，工作壽命也會(huì)越長(zhǎng)，工資水平也將越高。同吋，也發(fā)現(xiàn)健康投資越早，勞動(dòng)回報(bào)的效果就會(huì)越明顯［8］。

Wulf(1985)就健康對(duì)收入的影響進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明健康會(huì)對(duì)受教育機(jī)會(huì)和學(xué)習(xí)能力產(chǎn)生顯著影響，影響勞動(dòng)效率和工資水平，給收入帶來長(zhǎng)期影響［9］。

Morgan(1962)從微觀角度研究了健康與收入之間的關(guān)系，他認(rèn)為改善健康可以節(jié)約因患病所引起的開支和治療時(shí)間，從而降低患病的經(jīng)濟(jì)成木，促進(jìn)個(gè)人收入的增長(zhǎng)［10］。

Currie，Madrian(1999)認(rèn)為健康可以增加人的受教育機(jī)會(huì)，使人有更充足的精力學(xué)相關(guān)知識(shí)和業(yè)務(wù)技能，從而有益于工資薪金的提升和個(gè)人的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。此外，他還定量分析了勞動(dòng)供給曲線中健康對(duì)于工資的影響，指山健康會(huì)影響勞動(dòng)供給彈性，改善健康狀況可以促進(jìn)勞動(dòng)的持續(xù)穩(wěn)定供給［11］。

2.國內(nèi)相關(guān)研究:張車偉(2003)通過以家庭農(nóng)業(yè)和種植業(yè)作為研究對(duì)象，使用家庭生產(chǎn)函數(shù)，系統(tǒng)地研究了營養(yǎng)、健康對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率或者收入的影響，估計(jì)了不同的營養(yǎng)和健康指標(biāo)在中國貧困農(nóng)村的回報(bào)和彈性［12］。結(jié)果表明，幾乎所有的營養(yǎng)和健康方面都影響到農(nóng)村的勞動(dòng)生產(chǎn)率。該文章采用多種健康指標(biāo)，利用家庭生產(chǎn)函數(shù)對(duì)貧困地區(qū)的種植業(yè)進(jìn)行分析，得出健康對(duì)種植業(yè)生產(chǎn)具有顯著影響的結(jié)論。

李偉(2001)以中國23個(gè)貧困縣的農(nóng)戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)為樣本，對(duì)教育、健康和勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)行了多元回歸分析，分析結(jié)果表明:在中國貧困地區(qū)，沒有不健康勞動(dòng)力戶的勞動(dòng)生產(chǎn)率比有不健康勞動(dòng)生產(chǎn)率戶高9．3%，由此，他得出結(jié)論農(nóng)戶教育和健康狀況的改進(jìn)，像增加資本與土地一樣，對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高有很大的影響［13］。

劉凱，劉希(2007)利用國家統(tǒng)計(jì)局1995－2005和2006年的年鑒分析得出如果不對(duì)農(nóng)村地區(qū)的健康投資引起足夠的重視的話，將極有可能造成健康水平的低下－人力資本投資不足－貧困－健康水平再度惡化的惡性循環(huán)之中［14］，而我國農(nóng)村地區(qū)目前人均收入的增長(zhǎng)和醫(yī)療保健的增長(zhǎng)的不成比例也需要我們今后進(jìn)一步的加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)的健康和醫(yī)療保健的投資。

徐偉，陳慧美(2013)采用1995—2011年我國29省城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民的收入和醫(yī)療消費(fèi)支出數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)回歸和協(xié)整分析對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民分別構(gòu)建以收入為自變量，醫(yī)療消費(fèi)支出為因變量的回歸模型，發(fā)現(xiàn)我國居民醫(yī)療消費(fèi)支出隨收入水平提高而增長(zhǎng)，農(nóng)村居民醫(yī)療消費(fèi)的增長(zhǎng)對(duì)收入更為敏感，建議完善醫(yī)保制度，建立與收入掛鉤的動(dòng)態(tài)籌資機(jī)制，并合理配置醫(yī)療衛(wèi)生資源，適當(dāng)向農(nóng)村傾斜，以應(yīng)對(duì)城鄉(xiāng)居民醫(yī)療消費(fèi)的增長(zhǎng)［15］。

(四)本文的看法

由此看來，我國學(xué)者針對(duì)農(nóng)村健康投資與農(nóng)民收入的關(guān)系研究相對(duì)來說比較少，還沒有形成一致的，統(tǒng)一的觀點(diǎn)和看法。同時(shí)，由于研究較少，研究所采用的思路、方法以及研究指標(biāo)都存在一定的不一致。

在本文看來，以上主要存在三個(gè)問題:(1)健康的指標(biāo)衡量復(fù)雜多樣，難以一一測(cè)量，多從間接渠道獲得，使得數(shù)據(jù)分析所得失去真實(shí)性。同時(shí)，較多指標(biāo)就會(huì)造成對(duì)收入的分析存在重復(fù)性，難以解釋單一指標(biāo)的影響性;(2)研究范圍過廣，造成失去代表性。李偉的研究涉及23個(gè)貧困縣，這些縣分布在中國的東中西部，范圍廣，造成地區(qū)差異，這樣得出的數(shù)據(jù)不能代表全國的情況，因?yàn)楦鞯貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異會(huì)使得所獲數(shù)據(jù)只代表各地區(qū)，而不能代表全國情況，從而易以偏概全;(3)研究時(shí)間較早，失去時(shí)效性。從以上研究看來。時(shí)間分別是張車偉，2003年;李偉，2001年;劉凱等，2007，前兩位距離現(xiàn)在已有十年只有，而第三位相對(duì)較近，也是在2007年。況且，近幾年是我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的時(shí)期，農(nóng)村的新型醫(yī)療保險(xiǎn)制度也在開展，因此上面的研究未免有過時(shí)之嫌，不能真實(shí)反應(yīng)當(dāng)下的社會(huì)現(xiàn)狀。

正是基于這樣的背景，本文開展了以下研究。

二、數(shù)據(jù)模型

本文將會(huì)涉及兩個(gè)變量，分別為農(nóng)民人均純收入，用Y表示;農(nóng)村家庭人均健康支出，用x表示，構(gòu)建一元線性回歸模型，Y為被解釋變量，x為解釋變量，模型形式為

其中為農(nóng)民收入，x為農(nóng)民家庭健康支出，α為常數(shù)項(xiàng)，β為x的系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

本文的初始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000－2009)，并根據(jù)需要進(jìn)行適當(dāng)處理。Y用2000－2009年的農(nóng)民人均純收入數(shù)額表示，x用2000－2009年的農(nóng)民人均醫(yī)療保健支出表示，并會(huì)考慮消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的影響因素。

三、數(shù)據(jù)分析

(一)數(shù)據(jù)來源與處理

本文截取2000－2009年十年間的數(shù)據(jù)，以2000年為基期，并根據(jù)當(dāng)年農(nóng)村消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行處理。

1.吉林省2000－2009年農(nóng)村居民健康支出變化分析

圖1 吉林省2000－2000年農(nóng)村居民健康支出數(shù)額變化

從圖中可以看出，十年間，吉林省農(nóng)村居民人均健康支出總體是增加的，從2000年的103．06元到2009年的507．94元，十年間增長(zhǎng)大約4．9倍，年均增長(zhǎng)約為19．4%，可以看出十年間的增長(zhǎng)相對(duì)來說較慢。

在2000—2005年間的六年間(途中標(biāo)記處)，每年的人均支出都沒有超過200元，增長(zhǎng)相當(dāng)緩慢;而從2006－2009年的四年間增幅開始加快，每年的增長(zhǎng)都會(huì)超過40元，最大的增幅出現(xiàn)在2008年361．55元到2009年的507．94元，一年間增長(zhǎng)達(dá)到了大約146．39元，大約相當(dāng)于年均增長(zhǎng)的4倍還多。這就表明，在十年間的時(shí)間里，前六年是一個(gè)區(qū)間，后四年是一個(gè)區(qū)間，而2006年則是一個(gè)節(jié)點(diǎn)，導(dǎo)致這現(xiàn)象的原因就是國家的政策。從2003年開始，國家開始農(nóng)村新型醫(yī)療保健的試點(diǎn)工作，吉林省作為農(nóng)業(yè)大省，順利入選。但是由于當(dāng)時(shí)只是部分縣市屬于試點(diǎn)范圍，數(shù)據(jù)并沒有發(fā)生很大變化。直到2006年，吉林省80%的農(nóng)村區(qū)域?qū)嵭辛诵滦娃r(nóng)村合作醫(yī)療，這才在農(nóng)民的健康支出中體現(xiàn)出變化(吉林省人民政府關(guān)于批轉(zhuǎn)吉林省新型農(nóng)村合作醫(yī)療試點(diǎn)方案的通知)(吉政發(fā)［2003］28號(hào))。在當(dāng)時(shí)的政策下，由于看病買藥等醫(yī)療支出會(huì)有相應(yīng)的報(bào)銷，所以農(nóng)村居民慢慢的的改變了以前“有病不醫(yī)”的傳統(tǒng)。開始接受正式的醫(yī)療服務(wù)，從而導(dǎo)致農(nóng)民的健康支出與之前相比不可避免的出現(xiàn)大幅上升，因而與2005年差異較大，而隨著農(nóng)村醫(yī)療保健制度的逐漸實(shí)施，農(nóng)民認(rèn)識(shí)到農(nóng)作醫(yī)療的和健康投資的益處，使得用于醫(yī)療保健的支出繼續(xù)增加，這也就解釋了為什么在隨后的幾年支出不斷增加，終于在2009年超過500元。筆者預(yù)測(cè)，隨著農(nóng)村醫(yī)療保險(xiǎn)制度的繼續(xù)實(shí)施，農(nóng)民的人均健康支出依然會(huì)繼續(xù)增加。

2.吉林省2000－2009年農(nóng)村居民人均健康支出占總支出比重的變化分析

圖2 吉林省2000－2009年農(nóng)村居民人均健康支出占總支出的比重變化趨勢(shì)分析

從中可以看出，從2000年的6．6%，到2009年的13．1%，十年間增長(zhǎng)大約2倍，得出農(nóng)村居民人均健康支出占總支出的比重總體是不斷增加的，說明農(nóng)村家庭的醫(yī)療保健和健康意識(shí)在不斷增強(qiáng)，農(nóng)村居民在將支出用于衣食住行的時(shí)候，也在向健康傾斜。

但是具體分析來看，從2000—2005年的六年間(途中標(biāo)記處)，農(nóng)村居民健康支出明顯是不足的。一方面，2000年所占比重只有6．6%，這是相當(dāng)少的;另一方面，六年間增長(zhǎng)緩慢，從2000到2005，增長(zhǎng)不到2個(gè)百分點(diǎn)，而且在2003—2005三年間還出現(xiàn)緩慢的下滑。反過來，在2006—2009年的四年間，增長(zhǎng)則明顯加快，甚至從2008—2009年，一年間就增長(zhǎng)了2個(gè)百分點(diǎn)，比之前的六年總和還要多。這也是和前面的關(guān)于農(nóng)村居民健康支出的變化分析大體上是一致的，都有明顯的時(shí)間，都在2008—2009年有一個(gè)快速的增長(zhǎng)，而造成的原因也是一致的，即國家推動(dòng)的農(nóng)村新型醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)施。

3.吉林省2000－2009年農(nóng)村居民家庭人均純收入變化分析

圖3 吉林省2000—2009農(nóng)村居民家庭人均純收入的變化

從總體上看，吉林省十年間的農(nóng)村居民人均收入保持了較快增長(zhǎng)，從2000年的2030．62元的全國第17增長(zhǎng)到2009年的5229．3元全國的第10，十年間增長(zhǎng)大約2．5倍，可以說是在全國也是一個(gè)較為快速的增長(zhǎng)，年均增長(zhǎng)大約320元，是健康支出增長(zhǎng)(40元)的大約8倍。

同樣的，在2000—2005年的六年間(途中標(biāo)記處)，人均出收入增長(zhǎng)并不十分迅速，從2000年的2030．62元，到2005年的3203．13，五年間只不過增長(zhǎng)了約1172．51元;而從2005年的3203．13元到2009年的5229．3元，四年間增長(zhǎng)1559．57元，多出將近390元，這里分析的時(shí)間段的差異和以上分析的時(shí)間段恰巧吻合，那么這多出的390元是不是就是因?yàn)檗r(nóng)村居民的健康支出的增加而引起的呢?農(nóng)民人均純收入和農(nóng)民的健康支出有沒有相關(guān)性呢?下面本文就將對(duì)兩者的相關(guān)性就行分析。

(二)深入分析：基于OLS的一元回歸模型

經(jīng)過初步的分析，吉林省2000—2009年農(nóng)民健康支出和農(nóng)民收入在相同的時(shí)間段存在同步的增加(2000—2005年;2006—2009年)且增加幅度存在著相應(yīng)的一致。這兩者之間是否存在著正向相關(guān)性呢?

1.農(nóng)民健康支出與農(nóng)民收入之間的散點(diǎn)圖分析結(jié)果

表1 吉林省2000－2009農(nóng)村居民健康支出與人均純收入 單位:元

圖4 x和Y的散點(diǎn)圖

通過觀察散點(diǎn)圖可以看出，可以確定和大致存在線性關(guān)系，因此，我們可以用普通最小二乘估計(jì)法建立一元線性模型，進(jìn)一步確定兩者是否存在關(guān)系。

2.結(jié)果分析:

農(nóng)民人均純收入與農(nóng)民健康支出的一元回歸分析結(jié)果

表2 運(yùn)用OLS分析所得一元回歸分析結(jié)果

根據(jù)以上輸出結(jié)果，模型應(yīng)該為:

Y=8．303x+1368．401，

圖5 回歸結(jié)果模型

圖5是回歸結(jié)果的模型，Residual代表殘差值，Actual代表實(shí)際值，F(xiàn)itted代表擬合值。從圖形看來，一元線性模型是比較成立的。

下面就這個(gè)模型分別進(jìn)行最廣泛的R，t，F(xiàn)檢驗(yàn)，以判定模型擬合度、估計(jì)參數(shù)和方程的統(tǒng)計(jì)顯著性。

3.方程檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn):

R2表示在回歸方程中，自變量對(duì)因變量的解釋比例，這一比例越大，回歸方程可以解釋的部分越多，模型越精確，回歸的效果越顯著。

在本例中，由數(shù)據(jù)結(jié)果看出來，可決系數(shù)R2=0．954707，較為接近于1，說明所建立的模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合的較好，即解釋變量“農(nóng)村居民人均健康支出”對(duì)被解釋變量“農(nóng)村居民人均純收入”的絕大部分離差做出了解釋。在本方程中，農(nóng)村居民健康支出對(duì)于農(nóng)村居民人均收入的解釋比例高達(dá)0．954707，說明自變量很好的解釋了因變量，同時(shí)說明回歸方程解釋的部分較多，模型也較為精確，回歸的效果也很顯著。

參數(shù)顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)(確定置信度為0．01):

如果每一個(gè)回歸系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)，說明模型中的每一個(gè)自變量都是顯著的。未通過顯著性檢驗(yàn)的系數(shù)所對(duì)應(yīng)的變量，應(yīng)結(jié)合實(shí)際情況考慮將其剔除，

由Eviews得出參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知，在本例中t統(tǒng)計(jì)量的相伴概率p值即t統(tǒng)計(jì)量右邊的Prob．的值為0．0000＜0．01，因此在0．01的水平上拒絕H0，即回歸參數(shù)都十分顯著。這就說明模型中的每一個(gè)回歸系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)，模型中的每一個(gè)自變量都是顯著的，即每一年的農(nóng)村居民健康支出都是顯著的。

方程顯著性檢驗(yàn)(F檢驗(yàn)):

在Eviews中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的相伴概率p值為0．0000＜0．01，這說明在顯著性水平下，自變量對(duì)因變量有顯著地線性關(guān)系，方程總體回歸顯著，即農(nóng)村居民健康支出對(duì)于農(nóng)村居民人均純收入有顯著地線性關(guān)系。

通過以上檢驗(yàn)，表明方程的擬合度較好，方程總體顯著而且通過t檢驗(yàn)，說明方程Y=8．303x+1368．401，是成立的。方程中，C(1368．401)為截距項(xiàng)，也就是模型常數(shù)項(xiàng)。表示當(dāng)自變量取0時(shí)，因變量的值。在本模型中表示在農(nóng)民健康指出為0時(shí)，農(nóng)民健康支出為1368．401元。

β(8．303)為斜率項(xiàng)，估計(jì)參數(shù)(Coefficient)。表示在其他自變量保持不變的情況下，當(dāng)該自變量發(fā)生1單位變化時(shí)，因變量的變化程度。在本例中表示當(dāng)健康支出每增加1元，人均純收入可以增加8．303元。

四、結(jié)論

(一)農(nóng)民健康支出與農(nóng)民收入存在正向相關(guān)性關(guān)系

1.在模型=8．303+1368．401，中，通過上面的檢驗(yàn)，我們可以說，農(nóng)民人均健康支出與農(nóng)民人均收入有正向相關(guān)性關(guān)系。也就是說，農(nóng)民如果增加家庭的健康支出，在一定程度上農(nóng)民的人均純收入就會(huì)相對(duì)出現(xiàn)增長(zhǎng)，這是最為重要的結(jié)論。通過模型Y=8．303x+1368．401，得出，假設(shè)農(nóng)民每人每增加1元的健康支出，每人就會(huì)帶來大約8元的人均收入，這種回報(bào)率是驚人的，而如果持續(xù)的增加人均健康支出，那么得到的純收入將會(huì)成倍增長(zhǎng)，而且?guī)淼钠渌蜃饔靡矔?huì)顯而易見，如勞動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)。假設(shè)如果農(nóng)民每人的健康支出為0，也就是健康支出數(shù)額為0，則農(nóng)民人均純收入只有約1368元。但是，總體上的農(nóng)民健康支出的不足，牽制了農(nóng)民收入的增加。

2.如果農(nóng)村居民保持醫(yī)療保健支出，從而使自己保持健康狀態(tài)，那么人們就可以通過增加用于工作的時(shí)間、提高工作效率、獲得新的工作機(jī)會(huì)等方式增加自身的人力資本積累，這種投資的收益就是疾病損失的避免、收入的增加和個(gè)人福利的改進(jìn)。收入的增加又能反過來促進(jìn)健康水平的提高和健康投入的增加，從而使健康與福利之間形成良性循環(huán)關(guān)系。相反，健康水平低下使人們喪失了人力資本投資的能力和改善自身境遇的機(jī)會(huì)，造成了收入的減少和貧困的發(fā)生，會(huì)進(jìn)一步制約人們健康水平的提高。

(二)從政府角度促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)和提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平

1.通過多途徑增加農(nóng)民收入提高農(nóng)村家庭健康支出的能力。只有在足夠收入的前提下，農(nóng)民才會(huì)在疾病之外進(jìn)行其他健康支出。因此，提高農(nóng)民收入，對(duì)于促進(jìn)農(nóng)民健康支出水平的提高具有重大意義。國家可通過減輕農(nóng)民負(fù)擔(dān)，進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整，逐步發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)村居民收入水平。而多渠道分流引導(dǎo)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力外出打工，不僅能夠較快提升農(nóng)民的人力資本含量，還能增加收入，提高其家庭人力資本投資的能力中的健康支出的能力。

2.加大健康投資，進(jìn)一步改善農(nóng)村的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，通過政府的作用，為農(nóng)民健康支出提供更加便利的條件。要建立適合我國農(nóng)村的醫(yī)療保健體系。首先政府要增加對(duì)農(nóng)村公共衛(wèi)生服務(wù)的投入，切實(shí)解決政府預(yù)算支出在城鄉(xiāng)之間分配不合理的問題。投入的不足影響了計(jì)劃免疫、婦幼保健等農(nóng)村公共衛(wèi)生服務(wù)項(xiàng)目的開展，傳染病的發(fā)病率提高，農(nóng)村地區(qū)職業(yè)病和環(huán)境污染所致疾病明顯上升，對(duì)農(nóng)民的健康造成威脅，增加了農(nóng)民的醫(yī)療支出。其次，要加強(qiáng)政府對(duì)農(nóng)村藥品和醫(yī)療機(jī)構(gòu)的監(jiān)管。第三，增加對(duì)農(nóng)村防疫防病、健康教育的投資及衛(wèi)生知識(shí)的普及，倡導(dǎo)良好的衛(wèi)生習(xí)慣，提高農(nóng)民的健康水平。

(三)從農(nóng)村居民角度增加人均健康支出

眾所周知，在中國的廣大農(nóng)村，健康支出一直是農(nóng)民所有支出中較為謹(jǐn)慎的支出，除非是在遭受到重大疾病的情況下，農(nóng)民日常的健康少得可憐。因此，要在觀念上破除農(nóng)民的舊思想，即健康支出不僅僅包括日常的疾病支出，還包括日常保健支出、例行體檢、衛(wèi)生防疫等等，這些都可以為身體的健康做出貢獻(xiàn)，也能為收入帶來成倍的增長(zhǎng)。農(nóng)民自身要學(xué)會(huì)在日常生活學(xué)會(huì)進(jìn)行健康支出，使健康支出正?；?、常態(tài)化，而不是只有在有疾病的情況下才大筆的進(jìn)行健康支出。否則，不僅造成農(nóng)民家庭的貧困，而且進(jìn)一步壓縮了在一個(gè)周期內(nèi)農(nóng)民家庭健康支出的能力，從而進(jìn)一步影響到農(nóng)民是收入。

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