健康对农村居民外出打工收入的影响研究

[摘 要]本文使用世界银行的调查数据，检验健康对中国农村居民外出打工收入的影响。采用Heckman 两步法对工资方程进行估计，避免了由于调查样本自选择而造成的有偏估计问题。结果表明，健康状况较差不仅阻碍了中国农村居民外出打工，而且显著降低了中国农村居民的外出打工收入。健康状况较差农村居民的外出打工年度收入，仅达到健康状况较好农村居民的79.76%。因此，应该加强农村居民的健康投资，改善农村居民的健康状况，从而提高农村居民的外出打工收入。

[关键词]健康 农村居民 外出打工收入

中图分类号：G479 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2014）40-0091-03

一、引言

中国已经成为世界第二大经济体。然而，城乡居民的收入差距较大。2012年度，城镇居民人均可支配收入为24565元，而农村居民人均纯收入为7917元，农村居民人均纯收入仅达到城镇居民人均可支配收入的32%（中国国家统计局，2013）。外出打工是提高农村居民收入、缩小城乡收入差距的有效途径。作为人力资本的重要组成部分，良好的健康状况能够提高劳动力生产率。当农村居民在劳动市场遭遇健康冲击时，则可能由于生产率下降而被迫离开劳动市场，从而降低打工收入。因此，研究健康对中国农村居民外出务工收入的影响，对于提高农村居民打工收入和建设和谐社会具有重要意义。

国际上关于健康对劳动力市场表现影响的研究比较丰富，这些研究多是针对发达国家劳动力市场的研究（Riphahn， 1999； Jones et al.， 2008； Pilar， 2010）。大多数研究结果比较一致，即健康促进了劳动收入。较好的健康状况能够提高劳动生产率，增强了劳动者的工资谈判能力，从而提高劳动者的工资水平。健康冲击存在年龄和性别差异，健康冲击对年青劳动力的负向产出影响比较大。然而，针对中国健康对劳动力市场影响的研究结果，还存在争议。刘国恩等（2004）、苑会娜（2009）和Tong and Piotrowski（2012）发现健康水平的提高能够提高收入水平，而魏众（2004）和曹乾等（2010）发现健康与收入虽然呈现正相关关系，但是在统计上并不显著。刘生龙（2008）、张川川（2011）、秦立建等（2012）研究了健康对劳动力市场参与的影响，发现较高的健康水平与劳动力市场参与概率之间呈现正相关关系，并且较低的健康水平对男性劳动力退出的正向影响较为显著。而魏众（2004）发现健康状况对中国农村居民的非农劳动参与并没有影响；解垩（2011）进一步发现，健康虽然对中国农村居民劳动参与有显著影响，但是对城镇居民的劳动参与没有影响。

尽管已有文献检验了健康对中国农村居民劳动力市场表现的影响，但是仍然有几个相关的问题亟待解决。第一，已有文献大多检验健康对小时工资的影响，没有检验健康对年度收入的影响。如果健康状况较差农村居民的小时工资率较低，则为了获得更多的收入，外出打工的农民工需要延长劳动供给时间，这样反而更加损害健康。第二，大多数文献将农村居民的非农劳动参与和打工收入分开进行检验，没有解决调查样本的自选择问题，产生计量回归结果的有偏估计。第三，这些文献大多使用中国营养和健康调查（CHNS）的数据，缺失实证研究结果的可对比性。第四，尤其缺乏健康对中国农村居民外出打工影响的实证研究。

二、数据来源及说明

本文研究使用的数据来源于世界银行在中国四川省的调查。该调查采用与规模成比例的概率抽样（PPS）的方法进行样本选择，最终调查了3个县的1314个家庭、共计4758个农村居民。所有调查员都经过正式培训后，进行入户面对面访谈调查。由调查员记录受访者个人和家庭详细的生产生活和就业情况。根据本文的研究目的，本文选取16～65岁处于劳动力年龄阶段、非在校学生作为研究样本，最终得到2975个观测值。健康是本文关注的主要变量，遵循以往文献，健康的测度采用受访者自评健康状况的方式。受访者自评健康状况为很差、较差、一般，则赋值为1；自评健康状况为很好、较好，则赋值为0。

本研究健康状况较差者的比例是32.6%，健康状况较好者的比例为67.4%，总体上健康状况较差者的比例，低于健康状况较好者的比例。样本中男女性别比例基本一致，男性为49.3%。农村居民外出打工的年度平均收入为13 849元。受访者的平均年龄为39.82岁，小学及以下教育程度的农村居民达到41.7%，整体文化水平较低。样本中47.20%的农村居民外出打工，高于第二次全国农业普查中农村居民外出就业25%的比例（国家统计局，2008）。本文主要变量的描述性统计见表1。

三、理论框架和计量模型

本文研究的理论基础是人力资本理论。人力资本由健康、教育和迁移等部分组成，但是健康与其他人力资本形式存在不同之处，健康不仅能够提高劳动生产率，在劳动力市场上获得较高的工资率。更重要的是，健康还能够减少生病的时间，生产“劳动时间”，增加劳动总供给时间，从而提高农民工在劳动市场上的总收入。然而，健康又极易受到外生冲击，不利于提高农村居民的非农收入。基于此，健康成为本文关注的主要变量。

研究样本应该包括已经外出打工的农村居民和没有打工的农村居民。但是，调查时只有已经外出打工的农村居民才能够提供他们的有关收入水平的资料。如果将研究样本仅仅限定于已经外出打工的农村居民，则将出现由于样本自选择而导致计量回归结果的有偏估计。Heckman（1979）提出使用两步法来解决此类问题，并得到广泛运用。第一步，以农村居民是否参与外出打工作为第一阶段模型估计的被解释变量，使用Probit模型估计农村居民参与外出打工活动的概率。第二步，根据农村居民外出打工的概率计算得到逆米尔斯比率（Inverse Mills Ratio， IMR）作为工资方程最终计量模型估计的修正参数。本将作为新变量纳入到经典的明瑟尔工资方程（Mincer， 1974）进行计量回归估计，将得到本研究最终使用的计量模型，如式（1）所示。

上式中为第个农村居民的外出打工全年总收入，为该农村居民的健康状况。为影响该农村居民外出打工收入的其他特征变量向量。至是各待估参数，是随机误差项。为了消除数据的非正态性，将外出打工年度收入、家庭住房价值和全村人均住房价值变量，均采用对数的形式。

四、实证分析

表2健康对中国农村居民外出打工收入影响的计量回归结果。表2中的系数值在统计上均呈现出较强的显著性，说明调查样本存在严重的自选择问题。如果使用普通最小二乘法（OLS）进行模型的估计，将导致估计结果出现偏误。本文使用Heckman two-step方法进行模型的估计，有效解决了计量模型估计结果的选择性偏误问题，提高了计量回归结果的可靠性。本文的实证研究发现，健康状况较差不仅显著降低了中国农村居民外出打工的概率，而且显著降低了农村居民的外出打工年度收入。

注：（1）***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平上显著；（2）收入方程的因变量是外出务工年度收入的对数，参与方程的因变量为是否外出务工二分变量。

（一）外出务工参与方程的估计结果

表2外出打工决策方程中健康变量的计量结果表明，健康状况较差显著阻碍了农村居民外出打工。农村居民外出务工决策存在健康自选择行为，健康状况较好的农村居民，预期自身的健康能够适应劳动力市场上高强度的体力工作，所以更加倾向于外出打工；而健康状况较差的农村居民，由于预期自身健康状况难以适应劳动力市场上高强度的体力工作，所以更加倾向于留守在家乡。性别变量的回归结果表明，外出打工决策存在显著的性别差异，男性农村居民比女性农村居民更倾向于外出打工。中国农民工从事的大多是工作环境较差、劳动强度较高的职业，工作特征对从业者的身体健康程度要求较高，男性比女性能够更好的适应高强度的体力工作，所以，男性比女性更加倾向于外出就业。

医疗保险变量的结果表明，劳务输入地如果向外来务工人员提供医疗保险，则极大增加农村居民外出打工的概率。由农民工输入地或者雇主提供的医疗保险，对于农民工来说，是一种工资之外的福利，对农村居民外出打工决策是一种“拉力”，促进农村居民外出打工。家庭老人数量越多则增加农村劳动力外出打工的概率，这一结果虽然不符合常规的逻辑，但是与近年来我国农村地区出现大量空巢家庭的事实是一致的，也说明解决我国农村养老问题的迫切性。全村外出打工人数占全村总劳动力数量的比例，与农村劳动力参与外出打工呈现较强的正相关关系。中国劳动力市场刚开始发育，劳动力市场就业信息传递很不充分。村民之间互相传递外出就业信息，极大地提高了农村居民外出打工参与决策，说明社区关系对农村居民外出打工起着重要作用。

（二）工资方程的估计结果

表2收入方程的回归结果表明，健康状况较差显著降低了农民工的外出打工年度收入。年度收入方程中，健康变量的系数值是负的0.157，经过计算，健康状况较差农民工比健康状况较好农民工的年度外出打工收入降低了2012元，健康状况较差农民工的外出打工年度收入，仅达到健康状况较好农民工的79.76%。健康状况对中国农村居民外出打工的收入存在两方面的影响。一方面，从劳动力需求角度来看，健康状况本来就是用工单位筛选员工的重要标准，企业倾向录用健康状况较好的农民工，健康状况较差的农民工很难找到工作（朱玲，2009）。健康状况较好的农民工，能够适应高强度的体力劳动，生产效率比较高，可以降低企业的生产成本，有助于提高企业的市场竞争力。然而，当农民工在外出打工期间遭受健康的外生冲击时，例如突然生病，则将降低农民工的劳动生产率。在用工自由的现代劳动力市场条件下，企业或者解雇身体健康状况恶化的农民工；或者继续留用该农民工，但是将降低其工资，企业的这两种用工行为都将减少健康状况较差农民工的务工收入。

另一方面，从劳动力供给视角来看，农村居民外出打工的过程本来就具有健康的自选择机制。中国农民工的流动，大多是从经济落后地区迁移到经济发达地区。农民工大都是从事工作环境较差、流动性较强、劳动强度较大的职业，工作岗位性质本身要求从业者具有较好的身体素质。当农民工进入劳动市场后，健康状况较好的农民工能够适应这类工作，所以能够较快的找到就业机会。但是一旦遭遇健康状况恶化的情况，农民工的身体素质不能满足高强度的工作需要，则将被迫调整工作状态以适应下降了的健康状况（Pilar， 2010）。调整的方式包括减少工资率、甚至退出劳动力市场，将大大降低农民工的外出打工收入。

其他的一些变量也值得关注。性别变量表明，农村居民外出打工收入存在显著的性别差异，男性农民工的年度收入高于女性。相对于16～25岁年龄段的农民工，26～35岁年龄段和36～45岁年龄段的农民工，其外出打工年度收入相对较高；而46～55岁年龄段和56～65岁年龄段的农民工，其年度收入较低。相对于青壮年农民工，年龄较大农民工的身体健康状况不佳，劳动生产率较低，所以，收入也较低。教育虚拟变量的结果表明，农村居民的年度打工收入随着教育程度的提高而增长。农民工输入地提供的医疗保险，提高了农民工的收入，但并没有出现“工资-福利折中”效应。农民工输入地提供医疗保险，没有导致企业降低工资的情况发生，这可能与我国目前提供医疗保险的企业，整体实力较强有关系。

五、结论与建议

本文利用世界银行的调查数据，基于经典的明瑟尔工资方程，考察了健康对中国农村居民外出打工收入的影响。本研究采用 Heckman two-step方法对模型进行估计，解决了由于调查样本自选择而产生的计量估计结果的选择性偏误问题，提高了估计结果的可靠性。实证结果表明，健康状况较差，不仅显著降低了农村居民的外出打工收入，而且还显著降低了中国农村居民参与外出打工的概率。健康状况较差农村居民比健康状况较好农村居民的外出打工年度收入降低了2012元，健康状况较差农村居民的外出打工收入，仅达到健康状况较好农村居民的79.76%。

本文的研究结果具有重要的政策含义。首先，政府应该加强对中国农村地区卫生资源的投资。长期以来，中国的医疗资源主要投向城市地区，而占人口多数比例的农村地区，医疗资源比较匮乏。农村居民的医疗服务可及性较差，不利于健康维护。其次，应该采取措施促使用工企业为雇佣农民工购买医疗保险。我国参加输入地医疗保险的农民工数量较少，而且，已经参加输入地当地医疗保险的农民工，基本上是正式就业的农民工。绝大多数非正式就业的农民工，其雇主并没有为他们购买医疗保险。然而非正式就业农民工基本从事体力劳动较为繁重的工作，对健康的损害较大，更需要医疗保险的防护。再次，企业应该采取措施改善生产环境。这样不仅可以加强农民工的劳动保护，促进农民工的健康水平，而且还可以提高农民工的劳动生产率，从而为企业创造更多的价值。

参考文献

[1] 苑会娜.进城农民工的健康与收入[J].管理世界，2009（9） .

[2] 张川川.健康变化对劳动供给和收入影响的实证分析[J].经济评论，2011（4） .

[3] 朱玲.农村迁移工人的劳动时间和职业健康[J].中国社会科学，2009（1）.

[4] Tong Y. and M. Piotrowski， 2012， “Migration and Health Selectivity in the context of Internal Migration in China” [J]， Population Research and Policy Review， Vol. 31， pp. 497-543.

注：基金项目：本文是世界银行“城乡一体化调查研究”（324241）、国家自然科学基金“养老医疗保障对农村中老年人的劳动供给效应”（71103198）国家社科基金“农民工基本医疗保险的异地转接研究”（13CGL102）、教育部人文社科基金“新型农村合作医疗与城镇居民基本医疗保险两制衔接研究”（12YJC790152）、中国博士后科学基金“新医改背景下城乡医疗保障一体化研究”（2012M510316）和中国博士后科学基金特别资助项目“农村劳动力转移的健康选择机制研究”（2013T60058）的阶段性成果。