摘 要：利用中国流动人口数据，通过构建流动人口健康投资及其收入反馈效应联合考察模型，联合考察流动人口健康投资的收入效应及其对健康投资的反馈效应，以验证流动人口健康投资与其收入之间的互动关系。研究表明，联合考察结果与单独考察的实证结果在总体上保持了一致性，流动人口健康投资的收入效应及其收入对健康投资的反馈效应具有稳健性；单独考察与联合考察表现出某些细节上的差异性，主要体现为：一方面，流动人口健康投资对其收入的作用力度上存在差异，即联合考察结果中流动人口健康投资对其收入的负面冲击比单独考察的更大；另一方面，流动人口收入对其健康投资的反馈效应存在差异，即流动人口收入对其自家支付费用和非住院医疗费用影响更加显著；联合考察比单独考察拥有更多的信息，对于变量之间的相互作用机制反映的也更加充分，联合考察具有更加可靠的现实效应。为提高流动人口健康投资水平，促进流动人口收入增长，需要在统筹城乡医疗保障制度体系、实现医疗服务均等化、通过健康宣传提高流动人口健康投资意识等方面做出持续努力。
关键词：流动人口；健康投资；收入效应；互动关系
一、引言
健康是人类发展追求的基本目标之一，更高的健康水平不只是个人的追求亦是一国经济发展的必须条件。流动人口作为我国人口的重要组成部分，为中国经济的崛起提供了强有力的支撑。但是大多数农民工以健康换收入、带病返乡的现状不容忽视，城市的发展不应该由农村来买单。因此，流动人口的健康状况引人关注：一方面，由于中国福利制度安排的属地性质，流动人口的户籍所在地多与工作所在地存在差异，流动人口往往被排斥于很多城市的公共卫生服务体系之外，这在一定程度上增加了流动人口的健康投资成本和降低了流动人口的健康投资意愿(江胜名、吴石英，2016)[1]；另一方面，流动人口的流动机制使得农村输出“健康”的人力资源，而接收“不健康”的人口群体。考虑到农村与城市在健康投资之间的巨大差距，流动人口的健康投资问题理应引起研究者的足够重视。健康固然可以增加收入，但是只是注重收入的增长而不重视健康投资，健康作为一种存量迟早会被消耗殆尽，届时生存都存在问题，何谈收入呢？由此，不论是从个人层面简单追求收入上升还是国家层面片面追求GDP增长都是行不通的，要注重健康投资，提高健康水平以达到“健康增加收入、收入促进健康”的良性循环，这才是可持续发展的道路，同时也是践行“健康中国”的具体行动。健康作为流动人口人力资本的重要组成部分，既对其收入增长具有重要作用，同时流动人口收入也对其健康投资具有显著反馈效应。换句话说，健康状况的改善会使流动人口具有更高的生产效率和更有利的就业状况，而良好的就业状况以及制度保障能有效的促进流动人口的居留意愿[1]，进一步提高收入，进而用于改善健康状况——两者相互关联、互为因果。Grossman(1972)的研究成果证实了这一点——收入与健康之间呈现出一种相互影响、相互作用的正向关系，两者之间形成一种互动关系和互动机制[2]。目前社会保障投入力度仍然不够，农村居民消费更多依赖的是家庭存量资产(即储蓄) 和收入(陈冲、杨华秀，2017)[3]，健康投资作为农村居民消费的一种表现形式更多依赖于个人收入。因此，彰显收入和健康之间的作用关系显得尤为重要。
由于健康投资与收入增长之间存在相互关系，所以，健康的内生性问题不可回避[注]健康在收入方程中存在明显的内生性问题已被诸多研究者所证实。例如：王一兵和张东辉(2007)发现有的国内学者在分析中国城镇居民的健康需求问题时没有考虑收入的内生性问题，导致模型估计结果可能有偏。李力行和吴晓瑜(2011)利用国与国之间在实施大范围免疫计划的不同时间作为健康的外生冲击，将解决健康内生性的工具变量设定为三剂次的“白喉—破伤风—百日咳”免疫接种率，之后通过进行两阶段最小二乘估计解决内生性的问题。李树森(2010)将健康内生性的工具变量设定为2002年农民的生病总天数和医疗费用总支出，以解决健康内生性问题。，否则将会影响模型估计结果的准确性。例如，Haveman等(1994)利用美国PSID数据发现，健康状况不良对工资有负面影响，并且在考虑内生性问题后负面影响会更大[4]。内生性往往导致拟合的参数存在偏差或者显著性水平低而难以通过各类检验，依据原始数据难以最终得出确切的结论。实证研究中内生性问题主要来源于三种情况——变量测量误差、遗漏变量、联立内生性——而本文研究的内生性问题主要侧重于联立内生性。一方面，由于本文核心变量收入水平与健康投资的测量，采用的都是现有文献较为成熟的指标体系，测量误差问题在一定程度上可以忽略；另一方面，依据现有文献研究的结果，本文加入了较多的控制变量，以尽可能控制与健康投资有可能相关的遗漏变量的影响。然而，本研究中，收入水平与健康投资两者之间存在相互影响，这必然造成联立内生性问题。本文利用联立方程模型来解决这一内生性问题，以消除模型估计偏差，得到可靠的研究结果。一般情况下，工具变量法、联合估计这两种方法都可以解决上述实证问题，但相比较而言，运用工具变量法虽然在一定程度上可以减少这一偏误对计量结果的影响，但是从实证方法角度而言，联合估计方法是更加可靠的解决办法。因此，为了准确的估计流动人口(本研究所指的流动人口主要是由乡村进入城市务工的农民工群体)健康投资与收入增长之间的相互关系，本研究拟采用联合估计模型，即将流动人口健康投资的收入效应与其收入对健康投资的反馈效应纳入同一模型之中，展开系统性联合估计，这样可能会比工具变量法估计效果更好。为此，这就需要联合考察流动人口的健康投资及其收入反馈这两个问题，这也是联合考察的实证意义所在。
AI-2在细菌对数生长早期及中晚期升高均未超过0.8，无调节细菌形成生物膜作用，AI-2变化趋势与细菌生长曲线无直接相关性，见图4。
二、模型构建与估计方法
(一)计量模型构建
依据上述分析，在此需要构建两个系统子模型：一是流动人口健康投资的收入效应模型；二是流动人口收入对其健康投资的反馈模型。
在屋里做饭的媳妇听见孩子的哭声，急忙从屋里出来，边走边在围裙上擦着手，嘴里吆呼着：“狗蛋咋啦？狗蛋咋啦？”看见哥们儿朝洛蒙背着双肩包在黑地里高粱杆似的戳着。媳妇把狗蛋从地上抱起来，颠着哄：“奥奥奥，狗蛋别哭，狗蛋别哭，我们的狗蛋不哭。”
首先，流动人口健康投资的收入效应模型。本研究是利用Mincer工资方程的基准模型，在此模型中加入健康投资变量，构建流动人口健康投资的收入效应模型，其模型的基本形式为：
income=α0+β1edu+β2exp+β3exp2+β4helthinvest+δ0iΣX0i+μ0
(1)
其中，income、edu、exp、helthinvest、X0i分别表示收入、受教育年限、工作经验、健康投资和其它影响收入的控制变量。
其次，流动人口收入对其健康投资的反馈效应模型，其联立方程的基本形式为：
3.服务举措上主动。东辛物业站在创新服务方式、严格工作标准的基础上，做到主动服务，方便居民。在辛兴车棚内增设了一个便民修车点，放置了部分雨伞、雨衣，修车项目比市场价略低，物业站不盈利，既方便了居民的修车和存车，又使居民经济上得到了实惠；为倡导文明居住的良好风尚，春节前后在小区设置了鞭炮燃放点，为缴费居民赠送“栓狗链”引导居民文明饲养，在每个楼宇门张贴“小区是我家，治安靠大家”关闭楼宇门及“出门四问”的温馨提示，并进行文明宣演和道德模范展，进一步拉近了与居民的距离，营造了亲情和谐的小区氛围。
其中，exp ense_self、exp ense_all、exp ense_notinhospital、exp ense_others分别表示流动人口自家支付费用、住院总费用、非住院者医疗费用和非住院者的其它费用。
在两个系统子模型构建的基础上，为了更好的考察健康投资与收入增长之间的相互关系，将两个子系统模型进行联合，因此，本研究所构建的流动人口健康投资及其收入反馈联合考察模型为：
财务管理是企业管理的核心，应用软件应以“优化资源，提升管理”为核心理念，以快速实施为特点，普遍运用于企业管理基础和业务，实现业务过程的全面管理，突出对关键流程的控制，能够明晰事前计划、事中控制、事后分析的系统管理思想。企业管理人员和企业财务管理人员应当高度重视，运用先进的管理软件可以使财务部门对企业做出更加合理的计划，促进企业经济的发展。
其中，每个变量与两个子系统模型中的变量的涵义保持一致。
一般情况下，水利工程项目涵盖了水利水电枢纽建设、基于水工结构的加工、生产的液压金属结构及安装、水电安装机电设备、水利工程、水利堤坝工程及河道整治工程等方面。因此它也是一个长期的、大规模的、具有很强技术性的工程。若是在偏远山区等地，还要综合考虑其地形、地质、施工难度等等因素。
(二)估计方法选择与说明
统计数据结果显示，从个性特征来看，抽样的流动人口中女性比例(43%)低于男性比例；年龄以中年为主，平均年龄为40.52岁；受教育程度主要以初中和高中为主；78%的流动人口均已婚。从经济特征来看，抽样的流动人口年均总收入为29 018.32元(这个收入水平并不理想)。从工作时长来看，流动人口每周的工作时间约为47.7小时，工作年限平均为2.55年，可见，流动人口每周的工作天数为六天(每天按8小时计算)。从健康状况看，流动人口的健康状况相对良好；与上一年相比较，健康状况稍微变差了一点，幅度很小；每周平均锻炼次数为4.54次。从医疗支出情况来看，在过去一年中，自家支付的人均医疗费用为1 905.54元，年人均住院总费用为980.19元，年人均非住院医疗费用为601.64元，年人均非住院其它费用为192.02元。
汉诺威工业博览会是世界领先的工业技术展会，它以“产业集成——工业智能”为主题，是生产和能源系统数字化转型的全球平台。除六大主题展览外还将设立创业和职业发展特别展区。
但比较幸运的是，该问题已经得到较好的理论与实证的解释与处理，其解决办法主要依赖于经济学中的生命周期消费理论及其实践的方案和社会学中的生命历程理论。生命周期消费理论由Modigliani、Brumberg和Ando于1954年提出，该理论的核心是，消费者的当期消费不仅取决于目前收入，同时还受到消费者未来收入预期、资产总量和年龄的影响。消费者在不同的阶段收入不同，其与年龄大致呈倒U型关系，消费者会根据不同的年龄段做出不同的消费选择集。在预算约束下，消费者总希望将自己一生的全部收入在消费支出中进行最优分配。而实际的难题是：一方面消费者既不知道自己一生之中究竟能挣多少钱；另一方面，研究者也无法跟踪每一个消费者一生去统计他们的收入之和。实践研究为了克服这个难题，采用的方法是在同一个时点去观察不同年龄阶段人的收入情况——因为按照社会学中的生命历程理论，一定的生命事件在个人意愿与环境约束下必须在恰当的时间发生，这也是社会和家庭对个人的角色期待：如3周岁时一般都会选择上幼儿园；如果大学前辍学，一般农村孩子会选择20岁左右结婚等。也就是说，不同的个体在同一个生命节点有特定的安排，虽然个体不同，但在相同年龄段所做的事情大体相似。按照这种思路，研究者不用劳心费力去追踪某一个研究对象的一生，可以采用观察不同年龄段人的收入情况来获知一个人(尤其是具有相同背景的人)一生能获取多少收入，再根据这个收入约束来优化一个人一生不同时期的消费。这种处理问题的方式也得到诸多实践检验结果的支撑。如，李蕾和吴斌珍(2014)基于生命周期理论研究家庭结构与储蓄率关系时发现，以个人为研究对象时个人年龄与个人储蓄率呈现倒U型关系[5]。该处理方式也为本研究克服流动人口收入对其健康投资的反馈效应的多阶段问题带来了有益启发。
根据生命历程理论，研究中假设每一个外出的流动人口具有相似的务工轨迹，然后再结合生命周期消费理论，可以把观察同一个流动人口在不同务工阶段的收入对其健康投资的情况，转化为观察不同务工阶段流动人口收入对其健康投资的情况。
本研究拟采用似不相关估计法SUR(Seemingly Unrelated Regression Estimation)，似不相关估计的基本原理是：
假设共有n个方程，每个方程其有T个观测值，T>n。y=Xβ+ε，考察扰动项ε的协方差矩阵：Ω=Var(ε1…εn)T。记第i个方程的方差为σii，则有：
⊗IT
(4)
假设第i个方程的OLS残差向量为ei，则σii的一致估计量为因此，
考虑到已有研究认为健康投资对收入的影响存在内生性问题，本研究进一步为“自家支付医疗费用”这一健康投资指标寻找工具变量以期削弱其内生性对回归模型的影响。考虑到工具变量的特殊性质，拟选用“周均锻炼频繁”作为“自家支付医疗费用”的工具变量。其理由是：一方面“周均锻炼频繁”与“自家支付医疗费用”存在高度负相关性，因为每周锻炼频率越高，流动人口健康状况将越好，那么每年自家支付的医疗费用也将越少；另一方面，“周均锻炼频繁”与收入没有直接相关性。刘林平和张春泥(2007)的研究表明收入内生取决于流动人口的人力资本存量[8]，而每周锻炼次数并不属于流动人口的人力资本存量范畴。因此，本研究认为“周均锻炼频繁”是流动人口健康投资替代指标“自家支付医疗费用”的一个较好的工具变量。
(5)
可得似不相关估计量：
如果各方程随机扰动项不相关(包括不同时期自相关或同期相关)，那么似不相关估计与单一方程估计并无差别，所以使用Breusch-Pagan卡方检验来验证SUR估计的适用性。
装配路径反映了零组件在安装过程中的运动路径，在虚拟装配过程中依据装配技术要求，考虑装配工艺性、可装配性分层逐级生成零组件的装配顺序和装配路径，依据设计好的工艺流程、装配顺序和装配路径对零组件、资源在装配过程中与其他零组件、资源的干涉等进行仿真。当存在干涉情况时，给出干涉报警同时给出干涉量和干涉区域[3]。装配路径规划和干涉分析如图5和图6所示。
该案件[注]参见湖北省咸宁市中级人民法院(2001)咸民终字第76号民事判决书。的案型与前述齐玉苓案略有不同，不是直接冒用受害人的姓名而侵犯其受教育权，而是冒用受害人的考号和考分，这是一种不同于前述齐玉苓案的案型，是由于教育管理部门未按招生文件规定履行公布自费分数线的义务职责，致使受害人在不知分数线情况下未申请自费中专，具有审查考生报名资格之责的其他侵权人，疏于监督、审查，在冒用者考分不够分数线情况下，签署同意录取意见，使冒用者得以冒用他人考分上学，使得受害人丧失接受自费中专教育的机会。
三、指标选择与数据来源
(一)指标选择及说明
由于本研究考察的是流动人口健康投资与其收入增长之间的相互关系，其应由两个子系统构成，即流动人口健康投资的收入效应和流动人口收入对其健康投资的反馈效应，因此，相关变量的选择也围绕这两个子系统展开。
“5·12”十周年，一不留神，时间被甩在身后，废墟之上，早已是新的家园。地震发生后，山东人用了两年多时间，3万援川大军援建各类项目369个，形成实物工作量估值123亿元，再造了一个新北川。十年后，北川实现了从“站起来”到“富起来”再到“幸福起来”的蝶变。
在国内外最近关于健康投资领域的研究中，学者都对健康投资的范畴给出了不同的界定。Schultz等(2002)认为医疗保健是人力资本投资的体现，医疗保健方面用于增加健康存量的投资是健康投资[6]。王煜等(2009)认为健康投资是为了预防治疗疾病、恢复健康和发展人们最普通、最基本的劳动生产能力、社会活动能力而消耗的经济资源，即健康是投资的结果[7]。本文中对于健康投资的的范畴是基于流动人口这一特殊群体和中国家庭收入项目(CHIP)调查数据而给出的狭义的和单一性的健康投资范畴。本文认为流动人口的健康投资是为了保证其现有的基本健康状况需要和预防未来可能存在的健康风险，无论在其户籍所在地或是暂居地，个人所支出的医疗卫生费用，既包括应对临时生病或长期疾病所支出的门诊费、医疗费等，也包含能够在未来降低风险、提供保障的医疗保险金支出。但是，往往由于流动人口中青壮年劳动力占绝大部分比例，身体素质好不易患长期疾病，且患感冒、发烧等临时性疾病的概率较低，导致支付医药费等支出具有金额小、间隔时间长的特点，使得研究人员难以进行精确的统计工作，因而流动人口所支付的门诊费、医疗费这一部分暂不纳入到数据的统计范畴中去。至于因工作原因所导致的职业病或因工负伤，都会在个人所缴纳的医疗保险金数额和种类中有所体现。在之前国内外诸多学者的研究基础上，并且基于本文针对流动人口健康投资这一侧重点，同时兼顾到涉及的流动人口关于健康投资的可得数据相对较少的问题，选取流动人口医疗费用支出作为流动人口健康投资的衡量指标。
本文并未采用常用的2SLS估计方法的原因在于，2SLS估计方法相对于SUR估计方法，其估计功效较低，而且不能较好地反映各个方程之间的系统联系，该估计方法不利于本文的实证模型分析。整体来看，本文采用SUR估计方法原因在于：一是考虑到联立方程估计的特殊性。对于一个多方程的系统，如果对每个方程进行普通最小二乘法估计则并不是最有效率的。单一方程最小二乘法由于忽略不同方程之间随机扰动项可能存在的相关性，此时采用似不相关估计对整个方程进行系统估计时是有效率的。二是基于流动人口收入对其健康投资的反馈效应。由于无法观测到每一个流动人口在不同阶段的收入回报对其健康投资的反馈效应，经过问题转化后，在考察不同个体不同阶段的收入对其健康投资的反馈效应时，可以通过构造联立方程中不同单方程的随机干扰项之间的联系来反映这一情况，而似不相关估计恰是对联立方程中不同单方程的随机干扰项之间联系展开有效估计的方法。
本文的核心变量即流动人口的“健康投资”，一般用流动人口的医疗费用支出表示。因我国目前针对流动人口的医疗政策尚存在区域差异——这里主要包含两层意思，一是指目前医疗政策具有强烈的属地色彩，即只解决当地户籍人口的医疗报销问题，二是指国内不同省市的医疗政策具体实施时又存在一定的差别，如某些省份可以实现省内跨市级层面费用报销，而另一些省份可能只能就地就近报销——为此，很多流动人口在选择就医时，存在住院(病情严重时)与非住院(病情轻微或者自己并不知道病情严重时)两种情形。结合CFPS(2014)成人调查问卷情形，为更好地呈现流动人口的健康投资情况，本研究流动人口健康投资主要分为以下四种情况：一是住院总费用，包括过去12个月内用于医疗方面的费用，如医药费、治疗费、病房费，也包括用于住宿、吃饭、请看护等方面花的钱；二是非住院医疗费用，即没有住院但因伤病所支出的医疗费用；三是未住院者其它伤病费用，即没有住院但因伤病所产生的其它非医疗费用；四是自家支付的伤病费用，即流动人口因病自付的费用，区别于国家医疗政策报销的费用。由于流动人口医疗费用支出=自家支付医疗费用+医疗报销，但考虑到流动人口并非居住在出生地，一般难以享受到生活地政府的医疗报销或补贴政策，因此，本研究拟选用“自家支付医疗费用”作为流动人口健康投资的替代指标，对其加以分析以判断流动人口健康投资与收入之间的互动作用。
相似模拟实验采用自制的小型平面相似模拟实验台，模型架尺寸长×宽×高分别为1600mm×200mm×1220mm，实验模型两侧及顶部设置有液压千斤顶提供压力，压力数据可以在手动液压泵的压力表上进行读取，实现顶部和两边同时加载，手动液压泵加载压力范围0～60MPa，油缸内径100mm。应力可分别施加垂直方向和水平方向，均布载荷设计为0～3.02MPa。相似模型尺寸设计长×宽×高分别为840mm×200mm×780mm，岩层倾角可根据实验要求调节。实验原理如图1所示。
⊗IT
1.流动人口健康投资的收入效应子系统
也许是这种跨语言的学习影响了拉加德的母语，她在法国南部的艾斯克普罗旺斯政治学院获得学士学位后，一心从政，到有“政治家摇篮”之称的巴黎政治学院的国立行政学院进行预备学习，但两次硕士考试都没能通过。这个挫折改变了拉加德的人生走向，她转而在巴黎第十大学攻读法律，并考取了英语和商业法双硕士学位。“当时我确实想进巴黎政治学院，但现在我丝毫不遗憾学了法律。失败使我转向，使我有了其后25年的独立生活，给了我非凡的运气。”拉加德后来回忆说。后来她的发展，也证明她改在商场上扬名立万后杀回来，相比一步步在政坛上惨烈打拼，可谓捷径。
2.流动人口收入对其健康投资的反馈效应子系统
选择流动人口健康投资(主要选用自家支付费用、住院总费用、非住院医疗费用和非住院其它费用四个指标衡量)作为被解释变量，选择人均年收入作为解释变量。同时，可能还有如流动人口的性别、年龄、健康状况等会对其健康投资产生影响，因此，选择性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、工作时间、工作经验、健康状况等作为影响流动人口健康投资的控制性变量。
关于以上所选变量的定义如下：对于人均年收入、自家支付费用、住院总费用、非住院医疗费用、非住院其它费用、周均锻炼频率、年龄、工作时间、工作经验用实际值表示；性别以女性作为参照性别，即男性赋值为1，女性赋值为0；对于受教育程度，文盲赋值为1，小学赋值为2，初中赋值为3，高中赋值为4，大专赋值为5，大学赋值为6；对于婚姻状况，以未婚作为参照系，已婚赋值为1，其他(包括未婚、同居、离婚、丧偶)赋值为0；对于健康状况，评价结果为“非常健康”赋值为1，“很健康”赋值为2，“比较健康”赋值为3，“一般”赋值为4，“不健康”赋值为5；对于健康比较(主要是与上一年相比)，比较结果为“更好”赋值为1，“没有变化”赋值为3，“更差”赋值为5。
(二)数据来源及说明
实证研究结果(如表1和表2中联立方程模型所示)表明：一方面，性别和受教育程度在1%的显著性水平对流动人口的收入状况产生正向影响。男性比女性具有更高的收入水平，流动人口的收入水平也会随着其受教育程度的提高而大幅度提升。当流动人口健康投资的替代指标用“自家支付医疗费用”表示时，实证结果观测到1%以内的显著性，即当流动人口出现患病情况，其医疗费用将对其收入增长平均产生2.49的负向冲击作用。诸多研究已证实健康投资对收入的影响存在内生性问题。比如，王一兵和张东辉(2007)发现有的国内学者在分析中国城镇居民的健康需求问题时没有考虑收入的内生性问题，导致模型估计结果可能有偏[9]。李力行和吴晓瑜(2011)利用国与国之间其在实施大范围免疫计划的不同时间作为健康的外生冲击，将解决健康内生性的工具变量设定为三剂次的“白喉—破伤风—百日咳”免疫接种率，之后通过进行两阶段最小二乘估计解决内生性的问题[10]。李树森(2010)将健康内生性的工具变量设定为2002年农民的生病总天数和医疗费用总支出，以解决健康内生性问题[11]。根据已有的研究及上述的研究结论，在此需要寻找工具变量以解决内生性问题，避免模型估计结果的有偏性。考虑到工具变量的特殊性质，本研究以“周均锻炼频繁”作为“自家支付医疗费用”的工具变量。如此选择主要是基于以下两点：一是“周均锻炼频繁”与“自家支付医疗费用”两指标之间呈现高度负相关关系；二是流动人口的人力资本存量近乎唯一决定于收入[5]，而收入与周均锻炼频繁并无直接相关性。因此，选用“周均锻炼频繁”是一个较好的工具变量。将“周均锻炼频繁”作为流动人口健康投资替代指标的工具变量后，其回归结果表明，流动人口周均锻炼频繁对其收入水平产生了显著的负向影响。这与上述分析结果一致(“自家支付医疗费用”对流动人口收入水平具有显著的负效应)，表明，流动人口健康投资确实与其收入水平之间具有显著的相关关系——即健康作为人力资本的重要构成部分，是决定流动人口收入的显著性变量。
联立方程较好地反映了流动人口收入对其健康投资的反馈效应这一相互作用机理，而恰是这一机理为本研究带来另一研究难题，即流动人口收入对其健康投资的反馈效应是一多阶段序列作用的复杂过程。也就是说流动人口当期收入影响的是下一期的健康投资，而下一期健康投资带来的收入回报是再下一期的收入，以此类推。该作用机理要求所研究的数据最好是一个面板数据，其现实表现是需要研究者对同一批流动人口(截面数据)进行多期跟踪调查(时序数据)。但现实中，依靠个人或小团队完成这样的追踪调研显然存在巨大困难。本研究所用的数据便是一典型的截面数据，难以满足流动人口收入对其健康投资的反馈效应机理对数据的验证要求。
四、流动人口健康投资及其收入反馈拟合结果分析与比较
(一)拟合结果分析
表1和表2中的Breusch-Pagan卡方检验结果显示，各方程之间的残差项存在较强的相关性，因此，本文实证分析所采用的SUR估计方法是科学的、合适的。另外，两个表中对应的F检验及卡方检验，都表示本文所用实证模型的整体拟合程度较好。
被解释变量选择流动人口的人均年收入，选择健康投资(主要选用自家支付医疗费用、周均锻炼频率两个指标衡量)作为解释变量。另外，选择流动人口的性别、年龄、受教育程度、婚姻状况、工作时间、工作经验等作为影响流动人口健康投资收入效应的控制性变量。
表1 流动人口健康投资的收入回报单方程与联立方程结果比较
指标模型1(单方程)模型1(联立方程)模型2(单方程)模型2(联立方程)年龄96.32(172.36)153.41(168.55)127.38(172.27)129.20(168.50)性别10351.12(3312.12)9807.15(3239.45)11472.53(3279.68)11480.71(3207.94)受教育程度5281.52(1356.75)5076.43(1326.98)5666.13(1342.76)5670.94(1313.40)婚姻4897.34(4044.41)4176.57(3955.33)6289.71(4002.06)6282.64(3914.51)工作时间47.74(96.84)44.60(94.73)61.83(96.44)62.06(94.34)工作经验70.98(778.14)14.39(757.66)184.11(770.41)209.81(753.41)工作经验平方-7.16(24.68)-6.93(24.02)-9.68(24.51)-10.57(23.98)健康投资(自家支付医疗费用)-1.31(0.87)-2.49(0.86)----健康投资(周均锻炼频率)-----1345.83(646.17)-1370.26(631.90)F值2.52-2.59-卡方值-21.34-24.39BP卡方-24.81-24.81
注：*、**、*** 分别表示显著性水平为10%、5%、1%；受教育程度按照问卷的有序分类标记为准，其估计系数只表示随着受教育程度升高，流动人口的收入变化方向，而无具体的大小意义；括号内为标准误；常数项省略。
表2 流动人口收入对健康投资的反馈效应单方程与联立方程结果比较
指标单方程联立方程单方程联立方程单方程联立方程单方程联立方程自家支付费用住院总费用非住院医疗费用非住院其它费用年龄32.18(12.99)32.74(12.99)1.48(14.53)1.67(14.53)21.50(11.91)21.90(11.91)7.78(5.92)7.88(5.93)性别-293.72(253.01)-212.08(252.94)-112.99(282.94)-84.98(282.94)-56.32(231.84)2.08(231.80)-269.75(115.39)-256.13(115.39)受教育程度-51.11(106.04)-10.97(105.98)-179.61(118.58)-165.83(118.58)102.13(97.16)130.85(97.13)-86.26(48.36)-79.57(48.36)婚姻-466.56(299.79)-424.12(299.77)-134.16(335.27)-119. 60(335.27)-407.24(274.71)-376.89(274.71)2.41(136.73)9.50(136.74)工作时间-0.14(7.25)-0.21(7.26)-0.95(8.11)-0.83(8.12)-1.01(6.65)-0.76(6.65)-0.61(3.31)-0.55(3.31)工作经验-22.42(20.49)-23.46(20.49)19.96(22.92)19.61(22.92)-10.41(18.78)-11.16(18.78)-3.58(9.34)-3.76(9.35)健康状况537.16(116.59)526.25(116.04)296.45(130.38)292.85(130.32)427.18(106.83)419.66(106.53)118.09(53.17)116.34(53.14)人均年收入-0.0081(0.0053)-0.016(0.0052)0.0093(0.0058)0.0067(0.0059)-0.0074(0.0048)-0.013(0.0048)0.00085(0.0024)-0.00041(0.0024)F值2.54-2.09-2.53-2.04-卡方值-22.41-16.64-21. 52-16.98BP卡方-24.81-24.81-24.81-24.81
注：健康状况是按照从非常健康到不健康的降低排序，其估计系数同受教育程度相似，表示随着流动人口健康状况的恶化，其健康投资的变化方向，而无具体的大小意义；其余的同表1。
本文使用的数据是CFPS[注]CFPS(China Family Panel Studies)：中国家庭追踪调查，是一项全国性、综合性的社会跟踪调查项目，旨在通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础。(2014)成人问卷部分，根据本文的研究目的，同时排除一些不符合条件，比如非流动人口、年龄偏大或偏小，以及遗漏部分重要变量的样本，共获有效样本2 619 个。
另一方面，流动人口人均年收入对其自家支付费用和非住院医疗费用在1%的显著性水平上具有负向反馈效应，对住院总费用和非住院其它费用分别具有正向或负向的反馈效应，但影响不显著。这说明，随着收入水平的提高，流动人口会显著性的减少其自家支付费用和非住院医疗费用的投资；流动人口虽然会增加其住院总费用的投资，减少非住院其它费用的投资，但增加或减少力度都不大。该结论具有明确的现实意义。流动人口由于医疗政策的限制，当其患病住院时愿意付出较多的医疗费用；但是由于医疗费用的高昂，其支付意愿并不是很高，他们只愿意付出医治其自身疾病以获得工作所需要的基本健康状况的医疗费用，所以，呈现出流动人口收入水平对其住院总费用的影响不显著。当流动人口患病，但不需要住院时，为了节约成本，他们不愿意支付较大的医疗成本。显而易见，很容易理解为什么流动人口收入水平与其非住院其它费用之间的相关关系并不显著。
(二)联合方程与单方程拟合结果的比较
将流动人口健康投资的收入效应和其收入对其健康投资的反馈效应联合考察，笔者发现其回归结果总体呈现一致性，但细节具有一定的差异性。结合表1和表2中的回归结果，其表现主要是：
一方面，单独考察与联合考察的总体一致性。主要体现有两点：一是就对流动人口健康投资的收入效应的单独考察或联合考察，其健康投资指标对其收入的作用方向始终保持一致，即患病将对其收入产生负面冲击作用。二是就对流动人口收入对其健康投资的反馈效应的单独考察还是联合考察，其拟合结果无论是作用方向还是显著性均保持一致。以上比较结果表明，流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应的实证结果具有稳健性。
另一方面，单独考察与联合考察的细节差异性。主要体现也有两点：一是就考察流动人口健康投资的收入效应而言，单独考察与联合考察的拟合结果表明，流动人口健康投资对其收入的作用在力度上存在差异。联合考察的拟合结果表明流动人口健康投资对其收入的负面冲击更大。二是就考察流动人口收入对其健康投资的反馈效应而言，单独考察与联合考察的拟合结果表明，流动人口健康投资对其收入的影响在显著性上存在差异。联合考察的拟合结果表明，流动人口收入对其自家支付费用影响更加显著，作用力度也加强，但对其住院总费用的影响变得并不显著；对其非住院医疗费用影响更加显著，作用力度也加强；对其非住院其它费用的影响依然不显著，但作用方向却由正反馈转为负反馈。考虑到联合考察是从系统视角来分析流动人口健康投资与其收入反馈效应之间的相互作用，联合考察将比单独考察拥有更多的信息，对于变量之间的相互作用机制反映的也更加充分，因此笔者认为联合考察具有更加可靠的现实效应。
综上所述，对流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应的系统性分析结果，既在总体上支持了单方程实证分析的结果，又从细节上进一步完善了单方程存在的不足。流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应的联合考察具有丰富的现实意义。一方面，流动人口离开生活地，即失去了国家医疗政策在户籍地给予补贴的机会，其自身的健康投资及其收入的反馈事实上是一个自我救助的事情。也就是说，在分析流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应时，应该将其当作一个整体来处理而不是片面的分裂开来。这也恰是联合考察的现实依据。另一方面，流动人口健康投资包括两个板块，即疾病预防与疾病治疗，但本研究在处理过程中一直关注的是疾病治疗这一板块，所以回归结果一直表现出流动人口健康投资对其收入的负向冲击。相比较单方程或收入对流动人口健康投资反馈效应的整体考察(联立方程)，流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应的联合考察同时关注两种效应在流动人口身上的反应，其现实含义同样是强调流动人口在自身收入与其健康之间的一种自主均衡，这对于进一步认识流动人口的经济行为具有重要的启发意义。
五、研究结论及政策建议
本研究利用中国流动人口数据，在构建流动人口健康投资收入效应与流动人口收入对其健康投资反馈效应两个子系统的基础上，通过构建流动人口健康投资及其收入反馈效应联合考察模型，联合考察了流动人口健康投资的收入效应与其收入对其健康投资的反馈效应，以验证流动人口健康投资与其收入之间的互动关系。通过实证研究，主要得到以下三点结论：
第一，联合考察结果与单独考察的实证结果在总体上保持了一致性。不管是单独考察还是联合考察，流动人口健康投资对其收入及其收入对健康投资的反馈效应的作用方向始终保持一致，表明流动人口健康投资的收入效应及其收入对其健康投资的反馈效应的实证结果均具有稳健性。
第二，单独考察与联合考察表现出某些细节上的差异性。流动人口健康投资对其收入的作用在力度上存在差异。联合考察结果中流动人口健康投资对其收入的负面冲击比单独考察的更大；流动人口收入对其健康投资的反馈效应存在差异，联合考察结果显示，流动人口收入对其自家支付费用和其非住院医疗费用影响更加显著，作用力度也加强；对其住院总费用的影响变得并不显著；对其非住院其它费用的影响依然不显著，但作用方向却由正反馈转为负反馈。
应用型课程教学模式是基于现代高等教育思想特别是同应用型人才培养要求相适应的一种崭新的教学模式，其实质是对传统课程教学模式的扬弃。我们认为，目前高等教育正从精英教育走向大众化教育以及高校分类体系的出现，高校课程教学模式的改革，应在服从人才培养目标定位，适应社会时代对人才需求的前提下，自始至终坚持由于教学目的不同，教学内容与方法因而有所不同，教学质量衡量标准与尺度亦当有不同的定位的原则，要克服以往无视应用型人才培养还是理论型人才培养的特点，往往不对性质加以分析，不以特征为支点作不同的教学模式的状况，努力建构应用型课程教学模式是新形势下我国高等教育的一个崭新的课题。
第三，考虑到联合考察是从系统视角来分析流动人口健康投资与其收入反馈效应之间的相互作用，联合考察将比单独考察拥有更多的信息，对于变量之间的相互作用机制反映的也更加充分，因此本研究认为联合考察具有更加可靠的现实效应。
健康作为流动人口人力资本的重要组成部分，既对其收入增长具有重要作用，反之，流动人口的收入也会对其健康投资具有显著的反馈效应。结合上述研究结论，为提高流动人口健康投资水平，促进流动人口收入增长，有必要完善以下政策措施：
首先，统筹城乡医疗保障制度体系，实现城乡医疗保障体系并轨，逐步消除户籍限制，实现医疗服务均等化。推进流动人口基本公共卫生计生服务均等化，促进流动人口社会融合。继续推进基本公共卫生计生服务均等化和流动人口社会融合示范试点工作，推动更多人口融入城镇，提高流动人口家庭发展能力，率先在卫生计生领域推动社会融合。进一步加强信息化应用，推进信息共享，完善信息采集机制。充分发挥计划生育协会等社会组织的作用，加强信息平台的共建共享。支持社会组织和研究机构建立流动人口社会融合状况评估机制。
我发现，学生总体素质的高低，与是都市学校还是乡村学校并不绝对相关，很大程度上，一所学校的阅读氛围，决定了学生的整体素质。具体来说，凡是“书香校园”的孩子，无论是都市还是乡村的，他们给我的感觉：一是性格开朗，富有幽默感，很容易互动；二是他们具备很强的理解力，对于讲座内容，能十分准确地把握住要点；三是表达精确流畅；四是想象力丰富；五是思维开阔，当他们向我提问时，其思维角度和视野都令我吃惊。
其次，通过健康宣传等途径提高流动人口的健康投资意识。强化流动人口健康教育和促进，提升其健康意识和健康素养水平。进一步大力推进和实施流动人口健康教育和促进行动计划，开展新市民健康城市行——全国流动人口健康促进宣传活动。
最后，推进新农合跨省就医费用核查和结报等工作，提升流动人口医疗保障服务水平。同时，会同有关部门，逐步建立统一的城乡居民基本医疗保险，全面实施城乡居民大病保险，加快推进基本医保全国联网和异地就医结算。大力实施健康扶贫工程，为流动人口多做“雪中送炭”的工作。
参 考 文 献
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StudyontheInteractionBetweenHealthInvestmentandIncomeofFloatingPopulation
HUANGZeng-jian
(School of Management，Zhejiang University，Hangzhou，310058，China)
Abstract：By using the data of China's floating population，this study constructed a joint investigation model of floating population's health investment and feedback effect of income to study the income effect of health investment and the feedback effect of income on the health investment so as to examine interaction between the floating population's health investment and their income. The research shows that the results of the joint investigation are consistent with the empirical results of separate investigations on the whole，indicating that the income effect of the floating population's health investment and feedback effect of income on the health investment are both robust. The separate investigation and joint investigation showed some differences in certain details，such as a difference in the effect of health investment on income of floating population. The joint investigation model demonstrated a greater negative impact of health investment on income of floating population than a separate investigation. Moreover，there is a difference in the feedback effects of floating population's income on their health investment，namely the income has a more significant impact on their own expenses and non-hospitalization medical cost. Joint investigation model provides more information and reflect the interaction mechanism between variables further than separate investigations and having a more reliable practical effect accordingly. In order to improve the level of health investment of the floating population and increase their income，it is necessary to make constant efforts to coordinate the urban and rural medical security system，realize the equalization of medical services and raise the floating population's awareness of health investment through health promotion.
Keywords：floating population；health investment；income effect；interaction
中图分类号：F126.1；G924.2
文献标识码：A
文章编号：1004-5465(2019)02-063-10
*收稿日期：2018-11-10
基金项目：国家社会科学基金项目(13CJY115)。
作者简介：黄增健(1983—)，男，河南周口人，博士研究生，研究方向：劳动经济与农业经济。
(责任编辑：郑俊义)
标签：流动人口论文; 健康论文; 收入论文; 对其论文; 效应论文; 《兰州财经大学学报》2019年第2期论文; 国家社会科学基金项目(13CJY115)论文; 浙江大学管理学院论文;