張乾

摘要：文章基于2019年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)，用工具變量法和處理效應(yīng)模型對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)的增加，會(huì)顯著減少家庭的教育支出；家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)不同類型家庭的抑制作用存在差異，非農(nóng)業(yè)戶口的戶主家庭受到健康風(fēng)險(xiǎn)增加的影響更加明顯；家庭健康風(fēng)險(xiǎn)增加對(duì)家庭總收入有明顯的抑制作用，該作用對(duì)戶主為農(nóng)業(yè)戶口的家庭的影響更加明顯。

關(guān)鍵詞：健康風(fēng)險(xiǎn)；家庭教育支出；工具變量；處理效應(yīng)

一、引言

防止“因病致貧，因病返貧”是當(dāng)前脫貧攻堅(jiān)和鞏固脫貧成果的重點(diǎn)問(wèn)題。在習(xí)近平主席的《在決戰(zhàn)決勝脫貧攻堅(jiān)座談會(huì)上的講話》里指出，“已脫貧人口中有近200萬(wàn)人存在返貧風(fēng)險(xiǎn)”。而導(dǎo)致返貧的原因中，家庭成員因病無(wú)法工作并占用大量家庭支出是一個(gè)重要原因。家庭成員出現(xiàn)健康問(wèn)題時(shí)，會(huì)面臨家庭勞動(dòng)力減少和家庭醫(yī)療支出的增加的問(wèn)題。對(duì)于家庭成員遭遇重大疾病的家庭來(lái)說(shuō)，需要承擔(dān)不低的醫(yī)療支出費(fèi)用，健康風(fēng)險(xiǎn)增加必然會(huì)對(duì)家庭的消費(fèi)支出造成影響。同時(shí)，健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊也會(huì)對(duì)家庭成員的勞動(dòng)參與率和收入水平產(chǎn)生影響，健康人力資本減少，間接減少家庭收入和擠占家庭其他的消費(fèi)，有可能導(dǎo)致家庭縮減對(duì)子女教育、成人高等教育和職業(yè)技能培訓(xùn)的支出（李昊和張昭， 2020），影響家庭的人力資本積累，使得本就因病陷入貧困的家庭更加難以擺脫貧困，最終導(dǎo)致長(zhǎng)期貧困。

本文將利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2019年數(shù)據(jù)，對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。與現(xiàn)有研究相比，本文存在以下可能的創(chuàng)新之處：參照岳崴等（2021）的家庭健康風(fēng)險(xiǎn)定義，以“家庭自評(píng)不健康人數(shù)”度量健康風(fēng)險(xiǎn)，區(qū)別于李昊和張昭（2020）的以“是否住院”度量的方式。在實(shí)證策略方面，選用工具變量法及處理效應(yīng)模型處理健康風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)存在的內(nèi)生性問(wèn)題。

二、文獻(xiàn)綜述

已有文獻(xiàn)里對(duì)家庭教育消費(fèi)影響因素的研究，主要分為家庭特征、家長(zhǎng)特征和子女特征三類。家庭特征包括家庭收入、家庭人數(shù)、家庭年齡結(jié)構(gòu)等等，李文利（2006）發(fā)現(xiàn)高等收入群體與低收入群體教育必需支出上的差距并不大，而選擇性支出方面有比較明顯的差別，比如課外輔導(dǎo)教育。一般來(lái)說(shuō)，高收入家庭對(duì)未成年子女的教育支出更高。家長(zhǎng)特征目前大部分學(xué)者都主要探究了家長(zhǎng)的受教育程度對(duì)家庭教育消費(fèi)水平的影響，Silova（2010）關(guān)于東歐與中亞家庭教育的研究中指出高學(xué)歷的父母更愿意在孩子的教育上投入更多。子女特征方面，相關(guān)研究一般從兩個(gè)方向上切入，一個(gè)是孩子性別和數(shù)量，另一個(gè)是期望孩子的受教育程度，對(duì)于前者，吳強(qiáng)（2020）的研究中發(fā)現(xiàn)如果家庭收入上升，則家庭教育消費(fèi)水平在孩子性別上的差異會(huì)明顯縮??；對(duì)于后者，李佳麗等（2016）發(fā)現(xiàn)父母對(duì)子女的教育期望會(huì)增加子女的教育支出。

關(guān)于健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系，目前直接探索這兩者關(guān)系的文獻(xiàn)較少。已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響家庭的支出決策。廖宇航（2019）認(rèn)為，健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭影響有兩部分，其一是給家庭帶來(lái)額外經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，這直接作用于家庭經(jīng)濟(jì)決策；其二是健康風(fēng)險(xiǎn)還能影響家庭的勞動(dòng)力數(shù)量，通過(guò)影響家庭可支配收入，最終對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)決策產(chǎn)生影響。岳崴等（2021）發(fā)現(xiàn)健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著增加家庭的財(cái)務(wù)脆弱性，制約家庭的財(cái)務(wù)自由。李昊和張昭（2020）采用傾向得分匹配和雙重差分（PSM-DID）以及三重差分（PSM-DDD）相結(jié)合的方法檢驗(yàn)了健康沖擊會(huì)顯著擠出家庭教育支出。

綜上所述，除了家庭特征、家長(zhǎng)特征和子女特征等以外，還有其他可能的經(jīng)濟(jì)因素影響著家庭教育支出，比如家庭健康風(fēng)險(xiǎn)情況。然而已有文獻(xiàn)關(guān)于健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭教育支出的討論較少，也缺乏對(duì)相關(guān)影響機(jī)制的系統(tǒng)分析。因此本文利用2019年的中國(guó)家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)（CHFS），研究家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭教育支出的影響，并探索可能的影響機(jī)制。

三、研究假說(shuō)

健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭教育支出的影響有兩個(gè)方面。一方面，家庭成員出現(xiàn)健康問(wèn)題時(shí)，會(huì)面臨家庭醫(yī)療支出的增加，除去醫(yī)療保險(xiǎn)等報(bào)銷以外，還有相當(dāng)一部分的醫(yī)療支出由居民自己負(fù)擔(dān)，所以健康風(fēng)險(xiǎn)必然會(huì)影響家庭的經(jīng)濟(jì)決策（李昊和張昭， 2020），健康風(fēng)險(xiǎn)增加導(dǎo)致的醫(yī)療支出增加，可能間接擠出家庭其他方面的消費(fèi)，甚至縮減家庭對(duì)教育的投入，對(duì)家庭教育投資產(chǎn)生不利影響。據(jù)此，提出第一個(gè)假說(shuō)。

假說(shuō)1：家庭健康風(fēng)險(xiǎn)增加會(huì)抑制家庭的教育支出。

另一方面，家庭健康人力資本的減少，也會(huì)進(jìn)一步降低患病者個(gè)人以及家庭成員勞動(dòng)力的參與率，患病個(gè)人無(wú)法正常參與工作，家庭成員需要照顧患病個(gè)體而減少正常工作時(shí)間，最終使得家庭收入水平降低，間接影響家庭的教育投資。因此，提出第二個(gè)假說(shuō)。

假說(shuō)2：家庭健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低家庭的收入，間接影響家庭的教育投資。

四、模型與變量

（一）模型設(shè)定

本文將實(shí)證研究家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭教育支出的影響，設(shè)定如下計(jì)量模型

eduspendingi=β1healthriski+γXi+εi

其中，eduspendingi被解釋變量表示第i個(gè)家庭在2019年的家庭教育支出。核心解釋變量為家庭面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)healthriski。Xi是一系列控制變量，包括戶主和家庭特征變量。εi是誤差項(xiàng)。

（二）變量說(shuō)明

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量是家庭教育支出，它是指過(guò)去12個(gè)月中，家庭在教育培訓(xùn)上支出的總金額，包括小孩上早教班、幼兒園、大中小學(xué)的學(xué)費(fèi)、教材、學(xué)習(xí)用品和器材費(fèi)、出國(guó)留學(xué)費(fèi)用以及成人高等教育、職業(yè)技能培訓(xùn)等。本文選取問(wèn)卷中“去年受訪戶教育培訓(xùn)支出”來(lái)度量家庭的教育支出，并取對(duì)數(shù)。

2. 核心解釋變量

本文的核心解釋變量為健康風(fēng)險(xiǎn)。目前關(guān)于健康風(fēng)險(xiǎn)的度量方式，現(xiàn)有論文一般采用健康狀況變化來(lái)度量，分為客觀狀況和主觀感受兩種，兩者均蘊(yùn)含了健康風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)信息（岳葳等 2021）。客觀狀況方面，李昊（2020）的研究以“是否住院”的指標(biāo)去度量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)，可歸為客觀狀況角度。而岳葳（2021）則以“家庭自評(píng)身體狀態(tài)差的人數(shù)”度量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)，屬于主觀感受方面，本文也將參照此方式去度量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)。健康狀態(tài)越差，健康風(fēng)險(xiǎn)越大，參照岳崴（2021），為度量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)程度，本文以“家庭自評(píng)身體狀態(tài)差”的人數(shù)作為指標(biāo)。身體健康狀態(tài)從“非常好”到“非常不好”共劃分五個(gè)等級(jí)，本文將最后兩個(gè)等級(jí)“不好”和“非常不好”歸類為身體狀態(tài)差。

3. 控制變量

關(guān)于控制變量，本文以家庭特征和家庭戶主特征作為控制變量。本文回歸使用的主要變量的計(jì)算見表1。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源及描述性統(tǒng)計(jì)

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自2019年的 “中國(guó)家庭金融調(diào)查”（CHFS）項(xiàng)目，其數(shù)據(jù)樣本地區(qū)包括全國(guó)29個(gè)省份，具體包含中國(guó)家庭和個(gè)人的金融資產(chǎn)、社會(huì)保障與保險(xiǎn)、收入消費(fèi)、人口特征等方面的數(shù)據(jù)。本文去除“不知道”和少部分缺失樣本，最終獲得31283份樣本。主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述見表2。

五、實(shí)證分析

（一）OLS回歸結(jié)果

通過(guò)OLS模型對(duì)家庭健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，見表3（1）至（2）列。表中healthrisk行的系數(shù)代表了對(duì)假說(shuō)1的驗(yàn)證。結(jié)果顯示，家庭身體狀態(tài)差人數(shù)對(duì)家庭教育支出存在顯著的正向影響，系數(shù)均為負(fù)且顯著，在加入控制變量和地區(qū)效應(yīng)后系數(shù)變小，但仍在1%的水平下顯著。這意味著家庭健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)降低家庭的教育支出。

本文以（2）列的OLS回歸結(jié)果為例，來(lái)說(shuō)明系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義。（2）列中的healthrisk的系數(shù)表示，在其他條件不變的情況下，家庭不健康人數(shù)增加1人，家庭的教育支出會(huì)減少19.63%，并且在1%水平下顯著，驗(yàn)證了假說(shuō)1：家庭健康風(fēng)險(xiǎn)增加會(huì)抑制家庭教育支出。

（二）工具變量法處理反向因果和遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題

核心解釋變量健康風(fēng)險(xiǎn)可能由于反向因果和遺漏變量而產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題。此處參照岳葳等（2021），本文選取家庭平均年齡為工具變量。選取的工具變量必須滿足相關(guān)性和外生性，相關(guān)性是指內(nèi)生變量與工具變量必須具有足夠的相關(guān)性，外生性是指工具變量?jī)H能通過(guò)內(nèi)生變量來(lái)影響被解釋變量。對(duì)于相關(guān)性，家庭平均年齡與健康風(fēng)險(xiǎn)存在明顯的相關(guān)關(guān)系，家庭平均年齡越大，家庭老人的占比越高，家庭所面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)也變得越來(lái)越大。對(duì)于外生性，家庭平均年齡變化是生命自然規(guī)律，具有較強(qiáng)的外生性。因此本文將計(jì)算家庭的平均年齡avage，選擇家庭平均年齡“avage”為工具變量。相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果見表4的（1）列。

如表4的（1）列所示，Wu-Hausman檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了變量healthrisk為外生變量的原假設(shè)。第一階段估計(jì)的F值對(duì)應(yīng)的p值為0.0000，家庭平均年齡對(duì)healthrisk的系數(shù)為0.0067，在1%水平下顯著為正，以上結(jié)果說(shuō)明工具變量和解釋變量的具有強(qiáng)相關(guān)性。而關(guān)于弱工具變量檢驗(yàn)，Cragg-Donald Wald F檢驗(yàn)和Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗(yàn)的值分別為257.725和206.763，由此可以看出不存在弱工具變量問(wèn)題。根據(jù)表4（1）列的結(jié)果可知，核心解釋變量healthrisk的系數(shù)仍然為負(fù)，且至少在1%的水平下顯著。

（三）處理效應(yīng)模型應(yīng)對(duì)樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題

本文模型中也可能存在自選擇問(wèn)題，將進(jìn)一步使用處理效應(yīng)模型。由于處理效應(yīng)模型要求解釋變量為0～1離散變量，因而將解釋變量改為家庭是否有身體不健康成員的0～1離散變量進(jìn)行估計(jì)（有=1，沒(méi)有=0）。處理效應(yīng)模型兩步法的第一步估計(jì)是否有身體不健康成員的影響因素，且要求至少存在一個(gè)外生變量，在此使用前文的工具變量——家庭平均年齡，第二步估計(jì)是否有不健康成員對(duì)家庭教育支出的影響。表5為模型結(jié)果，可見變量healthrisk對(duì)家庭教育支出的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著。綜上，本文使用處理效應(yīng)模型解決潛在的自選擇問(wèn)題后結(jié)論仍然成立。

（四）戶口的異質(zhì)性分析

考慮戶口可能的異質(zhì)性影響，以家庭戶主的戶口類型為基準(zhǔn)，分別對(duì)農(nóng)業(yè)戶口樣本和非農(nóng)業(yè)戶口樣本做回歸分析，結(jié)果見表4（2）和（3）列?？梢钥闯?，無(wú)論農(nóng)業(yè)戶口樣本和非農(nóng)業(yè)戶口樣本，家庭身體狀態(tài)差人數(shù)對(duì)家庭教育支出的影響均顯著為負(fù)，且非農(nóng)業(yè)戶口對(duì)應(yīng)的影響系數(shù)的絕對(duì)值比農(nóng)業(yè)戶口的更高。非農(nóng)業(yè)戶口中大部分為城鎮(zhèn)戶口，這表明城鎮(zhèn)家庭的教育支出對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的敏感性更高。造成這一現(xiàn)象的可能原因是收入水平較低抑制了農(nóng)業(yè)家庭的教育支出，農(nóng)業(yè)家庭的校外支出相較于城鎮(zhèn)家庭的校外支出少，因此家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)業(yè)家庭的教育支出影響相對(duì)較小。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3的（3）至（5）列對(duì)核心解釋變量進(jìn)行了更換，以家庭不健康人數(shù)比例（家庭不健康人數(shù)÷家庭總?cè)藬?shù)）來(lái)度量家庭健康風(fēng)險(xiǎn)，記為“r_unhealth”。表中的估計(jì)結(jié)果顯示，家庭不健康人數(shù)比例對(duì)家庭的教育支出仍存在顯著的負(fù)向關(guān)系，這表明健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系較為穩(wěn)健。

（六）機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論分析，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)可能通過(guò)影響勞動(dòng)參與率，進(jìn)而通過(guò)影響家庭總收入，間接減少家庭收入和擠出家庭在其他方面的消費(fèi)，甚至縮減家庭對(duì)子女教育和成人高等教育、職業(yè)技能培訓(xùn)的支出。表6給出了家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭總收入影響的檢驗(yàn)結(jié)果，針對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭教育支出的影響機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證。表6結(jié)果顯示，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭總收入存在顯著的負(fù)向影響，顯著性水平為1%。這驗(yàn)證了假說(shuō)2：健康風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著降低家庭總收入。

同時(shí)，對(duì)比（4）、（6）列的結(jié)果，可以看出，戶主為農(nóng)業(yè)戶口的家庭，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)家庭收入的影響系數(shù)的絕對(duì)值要大于戶主為非農(nóng)業(yè)戶口的家庭。這說(shuō)明健康風(fēng)險(xiǎn)的增加會(huì)使家庭收入顯著減少，而且對(duì)農(nóng)業(yè)戶口的家庭來(lái)說(shuō)，這種影響會(huì)更加明顯。

六、結(jié)論和建議

本文利用中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）2019年數(shù)據(jù)，對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)與家庭教育支出的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。研究發(fā)現(xiàn)，第一，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)的增加，會(huì)顯著減少家庭的教育支出，考慮模型內(nèi)生性和穩(wěn)健性后，結(jié)果不變。第二，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)增加對(duì)不同類型家庭的教育支出的抑制作用存在差異，非農(nóng)業(yè)戶口的戶主家庭受到健康風(fēng)險(xiǎn)增加的影響更加明顯。造成這一現(xiàn)象的可能原因是收入水平較低抑制了農(nóng)業(yè)家庭的教育支出，農(nóng)業(yè)家庭的教育支出相較于非農(nóng)業(yè)家庭的教育支出少，因此家庭健康風(fēng)險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村家庭的教育支出影響相對(duì)較小。第三，家庭健康風(fēng)險(xiǎn)增加對(duì)家庭總收入有明顯的抑制作用，由于家庭戶口差異，該作用對(duì)戶主為農(nóng)業(yè)戶口的家庭的影響更加明顯。

上述發(fā)現(xiàn)說(shuō)明，家庭的健康風(fēng)險(xiǎn)增加會(huì)抑制其教育支出，影響家庭的受教育水平。一方面，家庭成員出現(xiàn)健康問(wèn)題會(huì)增加醫(yī)療支出，擠出家庭對(duì)教育的投入。另一方面，家庭健康人力資本的減少也使得家庭的勞動(dòng)力參與率降低，最終使得家庭收入水平降低，間接影響了家庭的教育投資。而且，健康風(fēng)險(xiǎn)升高，不僅造成了家庭當(dāng)前的收入水平降低，且由于對(duì)子女及自身的教育投入的減少，不利于家庭人力資本積累，最終形成惡性循環(huán)。這種由健康風(fēng)險(xiǎn)增加引起的家庭教育投入減少現(xiàn)象如果持續(xù)擴(kuò)大，最終會(huì)使家庭陷入長(zhǎng)期的低收入甚至是貧困狀態(tài)，加大了低收入家庭長(zhǎng)期陷入貧困的風(fēng)險(xiǎn)。

基于此，本文提出以下建議：

第一，促進(jìn)教育公平。確保教育資源公平分配以及優(yōu)質(zhì)教育的普及，減少貧富家庭的教育差距，讓低收入家庭的子女也有機(jī)會(huì)獲得足夠的教育，保障家庭人力資本積累。

第二，完善城鄉(xiāng)居民的醫(yī)療保險(xiǎn)制度?，F(xiàn)行的醫(yī)保制度下，居民自己承擔(dān)的醫(yī)療費(fèi)用仍然較高，要積極推進(jìn)醫(yī)療保險(xiǎn)制度的改革，提高醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷比例，盡可能緩解健康問(wèn)題對(duì)家庭教育投入的擠出效應(yīng)。

第三，優(yōu)化勞動(dòng)者的健康保障制度。要負(fù)責(zé)勞動(dòng)者在休假治療期間的收入保障，在特定情況下提供物資和資金幫助，緩解由于勞動(dòng)參與率下降造成的家庭收入減少，保障家庭的教育投入。

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（作者單位：廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院）