柳建坤 張云亮

作為人類社會可持續(xù)發(fā)展的重要前提，消除貧困是世界各國政府共同追求的施政目標(biāo)。改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長和政府的強(qiáng)力推動，中國在減貧工作上取得舉世矚目的成就。2021年2月21日中共中央國務(wù)院出臺《關(guān)于全面推進(jìn)鄉(xiāng)村振興加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化的意見》(即中央一號文件)為新發(fā)展階段農(nóng)村工作開展指明了方向和目標(biāo)；2月25日習(xí)近平總書記在全國脫貧攻堅表彰大會上宣布“我國脫貧攻堅戰(zhàn)取得了全面勝利”(1)習(xí)近平.在全國脫貧攻堅總結(jié)表彰大會上的講話.(2021-03-03)[2021-03-15].新華網(wǎng). http:∥www.xinhuanet.com/world/2021-03/03/c_1211049315.htm。，國家鄉(xiāng)村振興局掛牌成立。貧困是在提升國家治理能力和治理體系現(xiàn)代化的過程中必須攻克的發(fā)展難題，它不僅表現(xiàn)為收入不足和物質(zhì)匱乏，更會引發(fā)一系列健康問題。減貧干預(yù)固然可以快速地解決物質(zhì)貧困問題，但貧困產(chǎn)生的健康風(fēng)險很難在短期內(nèi)消除，甚至?xí)斐伞耙虿≈仑殹薄耙虿》地殹钡葐栴}，致使減貧成效大打折扣。農(nóng)村貧困居民的健康問題引起了中央政府的高度重視，健康扶貧也被納入減貧工作體系。2016年國務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃》首次將健康扶貧列為主要內(nèi)容(2)國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”脫貧攻堅規(guī)劃的通知. (2016-12-02)[2021-03-15]. 新華網(wǎng). http:∥www.xinhuanet.com/politics/2016-12/02/c_1120043511.htm。；2018年國家衛(wèi)健委、國務(wù)院扶貧辦聯(lián)合印發(fā)的《貧困地區(qū)健康促進(jìn)三年攻堅行動方案》提出開展健康教育進(jìn)鄉(xiāng)村、進(jìn)家庭、進(jìn)學(xué)校以及健康教育陣地建設(shè)、基層健康教育骨干培養(yǎng)等行動(3)讓貧困群眾做健康的明白人我國大力推進(jìn)貧困地區(qū)居民健康教育全覆蓋. (2018-11-12)[2021-03-15]. 新華網(wǎng). http:∥www.xinhuanet.com/politics/2018-11/12/c_1123701986.htm。。在“十四五”時期，如何準(zhǔn)確把握貧困對居民健康的影響，不僅有助于深化對貧困與健康關(guān)系的認(rèn)識，還將為政府完善健康扶貧政策體系提供有益參考，這對于鞏固拓展脫貧攻堅成果、預(yù)防化解返貧風(fēng)險、有效銜接鄉(xiāng)村振興和實現(xiàn)2035年遠(yuǎn)景規(guī)劃發(fā)展目標(biāo)都具有重要的現(xiàn)實意義。

農(nóng)村是中國減貧工作的主戰(zhàn)場，因而農(nóng)村貧困問題是中國貧困問題研究的核心。國內(nèi)學(xué)者對貧困問題的討論主要集中在估算貧困人口規(guī)模、描繪貧困人口特征、考察引發(fā)貧困的因素等方面[1]。然而，雖然已有大量研究關(guān)注了健康人力資本與貧困的關(guān)系[2-3]，但這些研究的不足之處是明顯的：一是已有研究主要是針對不同年齡段人群的獨(dú)立研究，未將各個年齡段的成年人納入一個分析框架中；二是所采用的貧困指標(biāo)在測量效度上相對不高；三是在以自評健康為對象的研究中，學(xué)者們雖然考察了主觀自評貧困狀態(tài)、貧困持續(xù)期或經(jīng)濟(jì)指標(biāo)層面的貧困等多維貧困對自評健康的直接影響，卻未對政府認(rèn)定貧困標(biāo)準(zhǔn)的影響以及這一關(guān)系中可能的作用機(jī)制進(jìn)行深入分析。

鑒于此，本文使用2017年中國家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，實證考察貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響。CHFS在2017年收集的數(shù)據(jù)中首次詢問了居民的自評健康情況和由地方政府認(rèn)定的“貧困戶”信息。由此，本文就可以構(gòu)建出能夠真實地反映個體自評健康狀況和家庭貧困狀況的變量。而且，在處理內(nèi)生性問題后，對該數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析所得到的研究發(fā)現(xiàn)能夠較為準(zhǔn)確地識別貧困產(chǎn)生的健康損害效應(yīng)。基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，相比于農(nóng)村非貧困居民，農(nóng)村貧困居民的自評健康水平更差。這一結(jié)論在使用工具變量法、傾向值匹配以及替換因變量、全年齡段進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。本文還從食品消費(fèi)支出和幸福感雙重視角進(jìn)行機(jī)制分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，家庭貧困顯著降低了農(nóng)村居民的食品消費(fèi)支出，并且抑制了主觀幸福感，進(jìn)而降低了個體自評健康水平。此外，針對特困戶的轉(zhuǎn)移支付可以顯著削弱貧困對自評健康的負(fù)面影響。最后，貧困對農(nóng)村居民健康的影響存在異質(zhì)性，具體體現(xiàn)為貧困對缺乏風(fēng)險抵御能力的農(nóng)村老年群體會產(chǎn)生更大的健康風(fēng)險。

本文的研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個方面：第一，在研究對象方面，本文使用具有全國代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，評估了家庭貧困對農(nóng)村18周歲以上居民人口自評健康的影響；第二，在測量效度方面，本文使用經(jīng)地方政府認(rèn)定的“貧困戶”作為家庭貧困的代理變量，提高了貧困的測量效度，從而可以準(zhǔn)確地評估貧困對自評健康的效應(yīng)；第三，在約束條件方面，本文對貧困與自評健康之間的關(guān)系進(jìn)行了機(jī)制分析，并考察了轉(zhuǎn)移支付的調(diào)節(jié)效應(yīng)。上述貢獻(xiàn)有利于深化關(guān)于貧困與健康關(guān)系的認(rèn)識，并且為“十四五”時期健康扶貧工作的頂層設(shè)計提供政策參考。

余文內(nèi)容安排如下：第一部分對貧困與健康關(guān)系的文獻(xiàn)進(jìn)行綜述；第二部分對貧困影響農(nóng)村居民自評健康的邏輯進(jìn)行分析，進(jìn)而提出可供檢驗的研究假設(shè)；第三部分介紹研究設(shè)計工作，包括數(shù)據(jù)來源、變量操作化和模型設(shè)定；第四部分報告實證分析結(jié)果；第五部分總結(jié)研究發(fā)現(xiàn)并對涉及的重要現(xiàn)實問題進(jìn)行討論。

一、文獻(xiàn)綜述

貧困對個體健康影響的研究最早可以追溯到埃爾德(Glen Elder)對美國“大蕭條”影響兒童成長的開創(chuàng)性研究。埃爾德發(fā)現(xiàn)家庭貧困顯著增加了兒童認(rèn)知失調(diào)、行為失范等消極行為的發(fā)生概率[4]。此后，探討貧困對兒童健康影響的實證研究迅速增加，并且為“貧困對兒童身心健康具有破壞性影響”的假說提供了更多的經(jīng)驗證據(jù)[5]。國內(nèi)外學(xué)者將研究對象從兒童拓展到成年人，并逐漸發(fā)展出“收入不均假說”“相對剝奪假說”“絕對收入假說”“貧困假說”“相對位置假說”等理論觀點(diǎn)[6]，且再次證實了貧困對個體的身心健康具有負(fù)面影響。Fagundes和Way發(fā)現(xiàn)，童年時期的貧困經(jīng)歷會損害個體在成年后的免疫系統(tǒng)，造成患心血管疾病、糖尿病和癌癥的可能性大大提高[7]。貧困也會破壞個體的自評健康[8]。任國強(qiáng)等通過2010—2014年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，個體收入降低導(dǎo)致的貧困對自評健康和心理健康都有顯著的消極影響[9]。Haushofer和Fehr的研究則證實了貧困會增加成年人的精神壓力，并且使其容易出現(xiàn)負(fù)面情緒，進(jìn)而做出短視和規(guī)避風(fēng)險的決策[10]。盡管貧困的健康損害效應(yīng)一再得到驗證，但另有研究提供了貧困與自評健康之間并沒有顯著關(guān)聯(lián)的證據(jù)[11]。

學(xué)術(shù)界在貧困與健康關(guān)系的問題上之所以存在爭議，主要是因為這一關(guān)系存在明顯的內(nèi)生性問題。一方面，健康人力資本對個體貧困有顯著影響。程名望等對中國農(nóng)村固定觀察點(diǎn)2003—2010年數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，提高貧困農(nóng)戶的生理健康可以增強(qiáng)農(nóng)戶收入、促進(jìn)農(nóng)戶脫貧[12]。但另一方面，收入減少導(dǎo)致的貧困會損害個體的健康人力資本。賈海彥基于中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)驗證了“健康—貧困”陷阱的自我強(qiáng)化[13]；任國強(qiáng)等基于中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，貧困對城市居民的自評健康和心理健康都有顯著負(fù)向影響[14]；方迎風(fēng)和鄒薇通過構(gòu)建健康沖擊與貧困脆弱性的動態(tài)最優(yōu)框架，發(fā)現(xiàn)健康沖擊顯著增強(qiáng)了個體貧困的可能性[15]?？傊鲜鲅芯堪l(fā)現(xiàn)除了貧困會影響健康外，健康本身也會影響貧困，二者存在雙向因果關(guān)系。對此，國外學(xué)者試圖在研究方法上解決這一問題，因而開展了隨機(jī)控制實驗或利用外生事件的沖擊來準(zhǔn)確識別貧困對個體健康的影響。在馬拉維和肯尼亞兩國進(jìn)行的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移的實驗均表明，獲得無附加條款的現(xiàn)金資助顯著提升了個體的主觀幸福感并降低了個體的抑郁和焦慮情緒[16-17]。Gardner和Oswald利用彩票中獎這一外生事件評估了“意外之財”對中獎?wù)呓】档挠绊懀l(fā)現(xiàn)中巨額彩票對個體心理健康的促進(jìn)效應(yīng)明顯高于中少額彩票與未中獎的效應(yīng)[18]。

中國通過市場化改革的方式取得了舉世矚目的經(jīng)濟(jì)成就，雖然國民收入持續(xù)增長，但城鄉(xiāng)居民的收入差距卻在不斷拉大，農(nóng)村面臨的貧困問題仍然嚴(yán)峻。在農(nóng)村地區(qū)，兒童和老年人在經(jīng)濟(jì)上處于相對弱勢地位，成為貧困發(fā)生率最高的兩類群體。因為在高速城市化的背景下，農(nóng)村成年勞動力主要向城市流動，他們難以向兒童和老年人提供及時、有力的經(jīng)濟(jì)支持[19]。而且，政府在農(nóng)村社會保障體系上的投入相對不足，導(dǎo)致社會保障制度對上述弱勢群體的保障水平極其有限，使得這兩類群體極易陷入貧困狀態(tài)[20]。因此，國內(nèi)學(xué)者對貧困與健康關(guān)系的研究主要是圍繞兒童和老年人這兩類群體展開。李春凱和彭華民對江西省修水縣625名留守兒童的研究發(fā)現(xiàn)，貧困對留守兒童的心理健康具有顯著的削弱作用，并且這一效應(yīng)存在明顯的年級差異，即高年級兒童的心理健康水平更差[21]。黃俊對中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)貧困增加了老年人日常生活自理能力喪失率[22]。

通過梳理已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于貧困與農(nóng)村居民健康關(guān)系的研究仍存在不小的改進(jìn)空間，具體表現(xiàn)在以下三個方面。首先，現(xiàn)有研究主要以兒童和老年人為研究對象，對青年和中年人展開分析的研究較少，這使得貧困對全年齡段人口的健康效應(yīng)仍不得而知。其次，已有文獻(xiàn)對貧困變量的測量方式，要么是使用受訪者對家庭經(jīng)濟(jì)狀況的主觀評價，要么是根據(jù)受訪者家庭收入與國家統(tǒng)一劃定的貧困線進(jìn)行對比。前一種測量方式缺乏客觀性，而后一種測量方式忽視了受訪者所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。因此，此前研究中的貧困指標(biāo)的測量效度不夠理想，這將直接影響研究結(jié)論的可信性。最后，已有文獻(xiàn)僅考察貧困對個體健康的直接效應(yīng)，并未對貧困損害健康的作用機(jī)制展開深入分析，且較少討論政府的貧困干預(yù)措施所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。本文試圖在以上三個方面加以改進(jìn)，以準(zhǔn)確評估貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

健康是人力資本的重要組成部分。健康生產(chǎn)函數(shù)模型假定任何個體都會從上一代繼承一定的健康資本，它會隨著個體年齡的增長而下降，但可以通過投入新的資源來實現(xiàn)健康的增益。根據(jù)該模型，影響個體健康的因素既包括個體既往健康狀況，也包括個體和家庭的社會經(jīng)濟(jì)地位以及外部環(huán)境等。醫(yī)學(xué)實驗表明，物質(zhì)資源對個體生理健康的影響明顯強(qiáng)于對心理健康的影響[23]，由于自評健康和慢性病患病率等客觀健康測量指標(biāo)之間有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此學(xué)界常選用自評健康來表示個體的生理健康[24]?？紤]到社會經(jīng)濟(jì)地位是影響個體獲取資源的重要因素，因而學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為個體自評健康與其社會經(jīng)濟(jì)地位之間存在“健康的社會經(jīng)濟(jì)地位梯度”關(guān)聯(lián)[25]。收入是反映社會經(jīng)濟(jì)地位的一個重要指標(biāo)，因而個體的健康狀態(tài)與收入水平存在非常密切的聯(lián)系[26]。在以中國居民為對象的研究中，國內(nèi)學(xué)者利用中國社會綜合調(diào)查(CGSS)、中國家庭追蹤調(diào)查(CFPS)等全國性調(diào)查數(shù)據(jù)的研究均發(fā)現(xiàn)，無論是個人收入的提高還是家庭收入的增長，都對個體自評健康產(chǎn)生顯著的正向影響[27]。

收入減少是家庭或個人陷入貧困的重要原因。由于收入是消費(fèi)的基礎(chǔ)，收入下降會造成消費(fèi)支出減少，這將會使貧困家庭難以實現(xiàn)發(fā)展型的消費(fèi)升級，尤其是增進(jìn)健康的消費(fèi)投入。一般而言，有助于維持生理健康的消費(fèi)主要包括食物消費(fèi)和健康服務(wù)消費(fèi)兩大類。

一方面，營養(yǎng)攝入是維持生理健康的基本前提，家庭食物消費(fèi)可以提高個體的免疫力、平均身高以及降低死亡率，從而提高個體的自評健康水平[28]?；谵r(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營養(yǎng)改善計劃的研究發(fā)現(xiàn)，營養(yǎng)干預(yù)對農(nóng)村地區(qū)的小學(xué)生和初中生的生理健康具有顯著的積極作用[29]。由于食物是營養(yǎng)獲得的最主要來源，因而食物消費(fèi)量是影響個體生理健康的重要因素。這意味著當(dāng)貧困戶在食物消費(fèi)上的支出減少時，其營養(yǎng)攝入量難以得到保證，因而個體的自評健康及未來的身體健康都有可能受到損害。陸五一和周錚毅對中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，個體在成年時期的健康狀況受到在兒童時期營養(yǎng)狀況的顯著影響[30]。

另一方面，除了可以維持既有的健康狀態(tài)外，以維持健康為目的的醫(yī)療服務(wù)是個體預(yù)防疾病進(jìn)而避免健康狀態(tài)受損的重要途徑。20世紀(jì)90年代以來，中國醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域開始市場化改革，伴隨著醫(yī)療服務(wù)價格的上升，醫(yī)療服務(wù)利用不平等現(xiàn)象也逐漸產(chǎn)生。解堊對中國健康與營養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，中國存在由收入決定的醫(yī)療服務(wù)利用不平等現(xiàn)象，高收入人群可以使用更多的醫(yī)療服務(wù)，因而健康狀況更好[31]。然而由于貧困戶的收入來源處于一個相對較低的水平，因此貧困家庭的消費(fèi)結(jié)構(gòu)依然是以缺乏彈性的生存性消費(fèi)為主，即貧困家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)中食品消費(fèi)支出處于首要位置[32]。

綜上所述，家庭對維持健康需求消費(fèi)支出的降低或者支出的不足是貧困損害個體自評健康的重要機(jī)制，也即處于貧困狀態(tài)的家庭及其成員無法通過獲取足夠的健康營養(yǎng)攝入來進(jìn)行健康投資，進(jìn)而造成自評健康水平的下降。由此，本文提出“健康消費(fèi)”機(jī)制的假設(shè)：

假設(shè)1：貧困會減少家庭的健康消費(fèi)支出，進(jìn)而損害其自評健康水平。

缺少幸福感是貧困損害生理健康的另一項作用機(jī)制。幸福感是個體對自己當(dāng)前處境是否達(dá)到主觀期望的評價。幸福感會受到個體特征、社會環(huán)境甚至是自然環(huán)境等多層次因素的影響[33]。其中，經(jīng)濟(jì)因素對幸福感的影響在國內(nèi)外學(xué)術(shù)界被持續(xù)討論多年。雖然國內(nèi)外學(xué)者對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否是造成不同國家民眾幸福感出現(xiàn)差距的原因存在分歧[34]，但無論是對發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家的研究都表明，個體的收入水平與幸福感之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[35]。在中國情境下的研究發(fā)現(xiàn)，相比于高收入群體，低收入群體的幸福感水平更低[36]。反過來看，當(dāng)生活陷入貧困后，個體承受的經(jīng)濟(jì)壓力迅速增大，往往會產(chǎn)生焦慮、抑郁、認(rèn)知能力下降、社會信任感降低等消極行為，而這些因素都會削弱個體的主觀幸福感[37]。

幸福感不僅是個體經(jīng)濟(jì)狀況的結(jié)果，而且是個體之間出現(xiàn)健康差距的原因之一。雖然學(xué)術(shù)界側(cè)重于考察健康對主觀幸福感的影響，但仍有學(xué)者堅持認(rèn)為幸福感影響個體健康的路徑是客觀存在的，這一點(diǎn)也得到了來自國內(nèi)外經(jīng)驗證據(jù)的支持。Sabatini對意大利特倫托省817位居民樣本的分析發(fā)現(xiàn)，個體的幸福感越高，其自評健康水平越高[38]。Li等使用中國社會綜合調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，幸福感較高的城市居民往往擁有更健康的身體質(zhì)量指數(shù)[39]。綜上，本文認(rèn)為貧困直接降低了個體的幸福感，進(jìn)而對其自評健康產(chǎn)生負(fù)面影響。由此，本文提出“幸福感”機(jī)制的假設(shè)：

假設(shè)2：貧困會使個體的幸福感下降，進(jìn)而損害其自評健康水平。

既有研究發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)福利的降低與個體幸福感之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。孫計領(lǐng)和危薇基于2008年中國居民收入調(diào)查(CHIP)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，個體食物消費(fèi)等基本生存需求的滿足對其幸福感有正向影響[40]。也就是說，在上述對貧困戶食品消費(fèi)支出影響其自評健康的路徑中，還存在幸福感的中介效應(yīng)，即構(gòu)成一個鏈?zhǔn)街薪槁窂剑杭彝ヘ毨魅趿藗€體的食品消費(fèi)支出、降低了幸福感，從而損害了個體的自評健康水平；而食品消費(fèi)支出的不足也會導(dǎo)致個體幸福感受損，進(jìn)一步對個體自評健康產(chǎn)生影響。由此，本文提出鏈?zhǔn)綑C(jī)制假設(shè)：

假設(shè)3：貧困家庭食品消費(fèi)支出不足降低了其幸福感，從而損害其自評健康水平。

貧困治理對減少貧困的負(fù)面影響具有重要作用。1949年新中國成立以來，黨和政府一以貫之地推動反貧困工作，中國共產(chǎn)黨在農(nóng)村工作中發(fā)揮的全面領(lǐng)導(dǎo)作用和政府在反貧困工作中發(fā)揮的主導(dǎo)作用貫穿于改革前后。堅持以政府為主導(dǎo)進(jìn)行資源的投入和調(diào)配是中國反貧困工作的核心策略，在脫貧過程中向農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付是中國政府應(yīng)對貧困治理所采取的有效方案。由中央財政和地方各級財政組成的財政專項扶貧資金是轉(zhuǎn)移支付的最主要來源，因而是脫貧攻堅戰(zhàn)的“保障錢”，也是貧困村民的“保命錢”。黨的十八大以來，中央政府對精準(zhǔn)扶貧、脫貧攻堅的轉(zhuǎn)移支付力度進(jìn)一步加強(qiáng)。2016—2020年，中央財政專項扶貧資金連續(xù)五年每年新增200億元，五年合計超過5 300億元，僅2020年一年就達(dá)到1 400多億元；在同一時期，832個涉農(nóng)資金整合試點(diǎn)貧困縣共整合地方財政資金超過1.5萬億元(4)化零為整 充足糧草加強(qiáng)保障 貧困縣整合涉農(nóng)資金超1.5萬億元.(2020-12-03)[2021-03-15].中國政府網(wǎng).http:∥www.gov.cn/xinwen/2020-12/03/content_5566570.htm。。如此大規(guī)模的轉(zhuǎn)移支付被認(rèn)為是中國消除絕對貧困的關(guān)鍵所在[41]，這一點(diǎn)得到了經(jīng)驗證據(jù)的支持。李丹和李夢瑤對國家扶貧開發(fā)重點(diǎn)縣的研究發(fā)現(xiàn)，中央財政轉(zhuǎn)移支付可以顯著減少貧困人口和降低貧困發(fā)生率，并且能有效提升貧困地區(qū)居民的生活水平[42]。崔景華等利用2010年和2014年的中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，村級財政在教育和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的支出越多，當(dāng)?shù)鼐用竦呢毨Оl(fā)生率越低[43]。根據(jù)轉(zhuǎn)移支付具有減貧效應(yīng)這一特點(diǎn)，本文認(rèn)為：隨著政府投入的轉(zhuǎn)移支付資金增多，貧困戶的轉(zhuǎn)移性收入持續(xù)增加，由貧困引發(fā)的健康問題也可以得到緩解。換言之，針對農(nóng)村貧困居民的轉(zhuǎn)移支付可以減弱貧困對農(nóng)村居民自評健康的負(fù)面影響。據(jù)此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)4：農(nóng)村居民的轉(zhuǎn)移性收入增加，可以有效降低貧困對其生理健康的損害效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)來自西南財經(jīng)大學(xué)2017年進(jìn)行的第四輪中國家庭金融調(diào)查(CHFS2017)數(shù)據(jù)。此次調(diào)查涉及的樣本范圍覆蓋全國29個省(自治區(qū)、直轄市)的40 011戶家庭、127 012個個體，調(diào)查著重詢問了受訪家庭的經(jīng)濟(jì)狀況和受訪者的生理健康狀態(tài)，這為本文考察貧困與健康的關(guān)系提供了數(shù)據(jù)支持。CHFS項目的抽樣過程科學(xué)、規(guī)范，并且對收集數(shù)據(jù)進(jìn)行嚴(yán)格的清理，保證了樣本具有全國代表性。研究表明，CHFS收集的人口統(tǒng)計學(xué)信息與國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)基本一致[44]。本研究的分析對象是農(nóng)村居民，因而剔除城市居民樣本及變量含有異常值的樣本，最終獲得24 388個個體樣本。

(二)變量說明

1.被解釋變量。被解釋變量是個體自評健康狀況，該變量在問卷中的題項是：“與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何？”，答案選項包括“非常好”“好”“一般”“不好”“非常不好”五類，對應(yīng)的分值為1～5分。我們將原始賦值方式進(jìn)行反向調(diào)整，調(diào)整后的變量的數(shù)值越大，表示受訪者自評健康狀況越好。在穩(wěn)健性檢驗部分，將個體自評健康變?yōu)樘摂M變量，“一般”“不好”“非常不好”=0，命名為“自評健康不好”，“非常好”“好”=1，命名為“自評健康好”。

2.解釋變量。解釋變量是受訪者家庭是否貧困。此前的研究通常采用兩種方式對“貧困”變量進(jìn)行測量：一是根據(jù)受訪者對家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評價來判斷是否貧困[3]；二是根據(jù)受訪家庭的人均純年收入是否低于中央政府劃定的絕對貧困線來標(biāo)識家庭貧困狀況[2]。這兩種測量方式的不足之處是非常明顯的：前者易受參照群體的影響，不能真實反映家庭客觀的經(jīng)濟(jì)狀況，后者則忽略了地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展差距的影響。相比之下，CHFS2017對貧困變量的測量方式有了很大改進(jìn)，其對“貧困戶”的界定為：“按照國家規(guī)定，且家庭人均收入低于一定水平，填寫了《貧困手冊》，經(jīng)過村委/社區(qū)民主評議、公示后，由鄉(xiāng)鎮(zhèn)/街道政府審核認(rèn)定的貧困戶?！睋Q言之，CHFS2017的貧困測量是基層政府對受訪者是否貧困的本地化認(rèn)定，由此構(gòu)建的指標(biāo)可以更加準(zhǔn)確地測度貧困狀況。根據(jù)“您家是否是貧困戶？”這一問題，本文構(gòu)建了“貧困戶”的虛擬變量，答案賦值方式為：0=不是，1=是。

3.中介變量。中介變量是家庭食品年支出和主觀幸福感。食品消費(fèi)支出在問卷中的題項是“您家去年平均一個月的伙食費(fèi)是多少錢？(單位：元)”。我們基于該指標(biāo)計算了受訪家庭去年全年的食物消費(fèi)支出(食物消費(fèi)月支出×12)(5)本文后續(xù)中介變量檢驗部分還使用家庭食品消費(fèi)支出占家庭全部消費(fèi)總額的比例進(jìn)行了驗證，得到的研究結(jié)果與使用家庭食品消費(fèi)支出變量對數(shù)形式得到的結(jié)論基本一致，限于文章篇幅，作者未在文中呈現(xiàn)。。我們對這個指標(biāo)雙邊縮尾0.1%，然后取自然對數(shù)納入統(tǒng)計模型，構(gòu)建“食品支出”變量。主觀幸福感在問卷中的題項是“總的來說，您現(xiàn)在覺得幸福嗎？”，答案選項包括“非常幸?！薄靶腋！薄耙话恪薄安恍腋！薄胺浅２恍腋！蔽孱?，對應(yīng)的分值為1～5分。我們將原始賦值方式進(jìn)行反向調(diào)整，調(diào)整后的變量的數(shù)值越大，表示主觀幸福感越高。

4.調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)變量是轉(zhuǎn)移性收入。CHFS2017向受訪家庭詢問了去年是否從政府那里獲得特困戶補(bǔ)助金、救濟(jì)金和賑災(zāi)款補(bǔ)助、退耕還林補(bǔ)助、教育補(bǔ)助以及住房補(bǔ)助五種轉(zhuǎn)移性收入。據(jù)此，我們構(gòu)建了五種轉(zhuǎn)移性收入的虛擬變量，賦值方式為：0=沒有，1=有。

5.控制變量。參考已有文獻(xiàn)[14]的做法，本文引入了可能會影響個體生理健康的其他變量，包括個體特征變量、家庭特征變量和地區(qū)特征變量。變量的編碼方式如下：(1)受訪者年齡為連續(xù)變量；(2)性別，女性=0，男性=1；(3)婚姻，離異、未婚、喪偶=0，已婚有配偶=1；(4)戶籍性質(zhì)，農(nóng)業(yè)戶口=1，非農(nóng)業(yè)戶口=0；(5)受教育年限，未上過學(xué)=0，小學(xué)=6，初中=9，高中/中專/職高=12，大專/高職=15，大學(xué)本科=16，碩士研究生=19，博士研究生=22；(6)政治面貌，群眾、團(tuán)員、民主黨派=0，中共黨員=1；(7)工作狀況，沒有工作=0，有工作(包括在職沒去上班)=1；(8)家庭人口規(guī)模為連續(xù)變量；(9)家庭年收入，本文首先對CHFS項目組計算的家庭年收入變量雙邊縮尾0.1%，然后取自然對數(shù)形式；(10)調(diào)查省份編碼按照國家省級行政單位編碼設(shè)定為虛擬變量。表1列出了變量的描述性統(tǒng)計。

在回歸分析之前，我們對貧困戶與非貧困戶在若干關(guān)鍵變量上的差異進(jìn)行檢驗。表2的結(jié)果顯示，在未控制個體特征、家庭特征和地區(qū)特征的條件下，貧困農(nóng)民的生理健康評分比非貧困農(nóng)民低0.411(=3.322-2.911)，并且這一差距在1%的水平上顯著，這表明貧困農(nóng)民的生理健康狀況更差。此外，貧困農(nóng)民的食品消費(fèi)支出對數(shù)在1%的水平上顯著低于非貧困農(nóng)民。雖然農(nóng)村非貧困居民和貧困居民對幸福感的評價都介于“一般(3分)”和“幸福(4分)”之間，但前者的幸福感評分比后者高0.139，這表明貧困農(nóng)民更缺乏幸福感。從五項轉(zhuǎn)移支付的獲得來看，農(nóng)村貧困居民獲得的轉(zhuǎn)移性收入明顯高于非貧困居民，且在1%水平上顯著。總體而言，均值差異檢驗的結(jié)果雖然表明農(nóng)村非貧困居民和貧困居民存在諸多特征差異，但需要使用回歸模型來考察家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(N=24 388)

表2 均值差異檢驗結(jié)果

(三)模型設(shè)定

本文的因變量是“自評健康”，變量類型是多分類有序變量。本文使用Ordered Probit模型估計家庭貧困對個體自評健康的影響。Ordered Probit模型將自評健康視為排序變量，需要使用潛變量推導(dǎo)出MLE估計量。具體而言，本文估計模型如下：

Healthi=α+β×Povertyi+δ×Χi+εi

(1)

公式(1)中，Healthi表示受訪者i的自評健康水平，Povertyi表示受訪者i的家庭是否為貧困戶，Χi表示一組來自個體、家庭和地區(qū)層面的控制變量。εi是隨機(jī)擾動項，代表不可觀測的因素，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布。β是我們最關(guān)心的系數(shù)：如果β小于0且在統(tǒng)計上顯著，表示家庭貧困對農(nóng)村居民的自評健康產(chǎn)生負(fù)面影響。

Health*是潛變量，設(shè)A1

(2)

在隨機(jī)擾動項εi服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的情況下，用Ψ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正分布的累積分布函數(shù)，X表示所有解釋變量，由此可得到自評健康的條件概率分別是：

(3)

這樣，模型將采用極大似然估計(MLE)對模型的回歸系數(shù)進(jìn)行估計。由于Ordered Probit模型估計的系數(shù)并不直觀，只能從顯著性和參數(shù)符號方面給出有限的信息，故進(jìn)一步對各解釋變量的自評健康影響取邊際效應(yīng)并進(jìn)行匯報,公式如下：

(4)

公式(4)計算當(dāng)模型中其他變量不變或處于均值時，X內(nèi)某一解釋變量的單位變化對被解釋變量Health不同取值概率的邊際影響，即如果解釋變量變動1個單位，自評健康取1～5時的概率將分別如何變化。

四、數(shù)據(jù)分析結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3的前三列報告了使用Ordered Probit模型估計家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響。模型3-1納入家庭是否為貧困戶變量，其回歸系數(shù)為-0.390，在1%的水平上顯著，說明家庭貧困對農(nóng)村居民的自評健康具有負(fù)面影響。模型3-2加入個體和家庭特征變量，模型3-3加入省份地區(qū)虛擬變量，家庭貧困變量在模型中的系數(shù)值分別為-0.290和-0.236，且仍在1%的水平上顯著，這說明貧困戶居民的自評健康水平顯著低于非貧困戶居民。表3的第四列是使用OLS模型估計的結(jié)果?？梢钥吹?，家庭貧困的影響方向、顯著性水平同Ordered Probit模型保持一致。綜上所述，家庭貧困與農(nóng)村居民的自評健康之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

我們以模型3-3為基準(zhǔn)，對控制變量的系數(shù)進(jìn)行解釋。隨著年齡增加，農(nóng)村居民的自評健康水平逐漸下降；與農(nóng)村女性相比，男性的自評健康更高；相比于無配偶的農(nóng)村居民，有配偶的農(nóng)村居民的自評健康反而更差；在農(nóng)村地區(qū)，非農(nóng)戶口居民的自評健康顯著高于農(nóng)業(yè)戶口居民；測量社會經(jīng)濟(jì)地位的一系列指標(biāo)，如受教育年限、中共黨員、工作狀況和家庭年收入，都可以很好地預(yù)測農(nóng)村居民的自評健康，即個體社會經(jīng)濟(jì)地位越高，其自評健康也越高。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

貧困與健康之間存在較強(qiáng)的內(nèi)生性。導(dǎo)致內(nèi)生性問題的原因有兩個：一是遺漏變量問題。盡管在基準(zhǔn)回歸模型中加入了盡可能多的控制變量，但在現(xiàn)實中仍存在一些不可觀測的因素會同時影響個體的自評健康和家庭經(jīng)濟(jì)狀況。二是反向因果問題。一方面，家庭貧困可能會降低個體的自評健康狀態(tài)，這一點(diǎn)在大量的實證研究中得到了驗證[15]；但另一方面，較差的健康自評也會抑制個體人力資本的提升，從而影響其在勞動力市場中的競爭力和收入水平的提高。上述兩個問題都會導(dǎo)致模型估計不準(zhǔn)確，使得基準(zhǔn)回歸的結(jié)論很難反映現(xiàn)實情況。對此，本文采取工具變量法來提高因果識別的準(zhǔn)確性。學(xué)術(shù)界常常使用核心解釋變量的滯后變量作為工具變量，認(rèn)為其滿足工具變量的外生性和相關(guān)性條件[45]。由于中國家庭金融調(diào)查是追蹤調(diào)查，其在2015年和2017年分別向同一受訪者詢問了自評健康情況，所以本文采用受訪者在2015年調(diào)查中回答的自評健康變量作為工具變量。

表3 家庭貧困對農(nóng)村居民生理健康的影響

表4報告了使用工具變量后的兩階段最小二乘法(2SLS)的回歸結(jié)果。第一階段估計的被解釋變量是家庭是否為貧困戶，從模型4-1到模型4-3的結(jié)果可以看出，工具變量“2015年自評健康”的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明它與“家庭是否為貧困戶”這一潛在的內(nèi)生變量高度相關(guān)。第二階段回歸結(jié)果顯示，家庭貧困顯著降低了農(nóng)村居民的自評健康水平，這和表3的估計結(jié)果一致。此外，Wald F統(tǒng)計量大于10，可以認(rèn)為不存在弱工具變量問題。這表明在考慮了模型存在的內(nèi)生性問題之后，從基準(zhǔn)回歸結(jié)果中獲得的研究發(fā)現(xiàn)仍然成立，即家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的負(fù)向影響是真實存在的。

2.傾向值匹配

樣本選擇偏差(sample selection bias)問題也會影響基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。該問題在本研究中體現(xiàn)為農(nóng)村居民是否處于貧困狀態(tài)并不是隨機(jī)的，很可能受到其他因素的影響。因此，如果直接比較貧困農(nóng)村居民和非貧困農(nóng)村居民在自評健康上的差異，估計的結(jié)果很可能存在偏誤。本文使用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。PSM的基本思想是根據(jù)由多個控制變量估計出來的傾向值，來構(gòu)造一個與實驗組在諸多方面類似的對照組，從而達(dá)到兩組可比的效果。在此前的研究中，PSM也被證實是一種有效糾正基準(zhǔn)回歸模型估計偏誤的方法。

表4 工具變量估計結(jié)果

PSM的操作步驟如下：首先，根據(jù)“家庭是否為貧困戶”變量將樣本區(qū)分為“處理組”和“對照組”，分別對應(yīng)農(nóng)村貧困戶居民和農(nóng)村非貧困戶居民兩個子樣本。其次，使用Logit模型估計農(nóng)村居民進(jìn)入處理組的概率，也即傾向值。再將傾向值在同一范圍內(nèi)的農(nóng)村居民進(jìn)行匹配，并根據(jù)自變量將其歸為處理組和對照組。為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取最近鄰匹配(1∶1配比、1∶4配比)、半徑匹配(半徑為0.01)、核匹配和局部線性匹配(二者都使用默認(rèn)的核函數(shù)和帶寬)等多種匹配方法。最后，計算處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)，即處理組和對照組在自評健康上的差異。

在計算ATT之前，需要進(jìn)行平衡性檢驗，其目的是觀察匹配后處理組和對照組的協(xié)變量是否保持平衡。首先，比較實驗組和控制組之間的協(xié)變量偏差分布。由圖1可以看到，實驗組和控制組在匹配前的協(xié)變量分布偏差較大，而在匹配后組間協(xié)變量偏差大幅縮小，基本達(dá)到傾向得分匹配的平衡性要求。其次，檢查樣本匹配前后的核函數(shù)分布。由圖2可以看到，實驗組和控制組在匹配后的核密度曲線基本重合，這表明兩組樣本在控制變量上的差異在匹配后顯著降低，基本達(dá)到組間可比的要求。最后，本文進(jìn)行PSM匹配，估計結(jié)果如表5所示?？傮w來看，不同匹配方法估計的結(jié)果具有一致性，ATT差值均在1%的顯著性水平上通過檢驗。以1∶1最近鄰匹配估計結(jié)果為例，匹配后處理組和對照組的自評健康分別是2.911和3.160，差異是-0.249，即農(nóng)村居民的家庭陷入貧困狀態(tài)，其自評健康下降0.249。由此可見，家庭貧困顯著降低了農(nóng)村居民的自評健康。因此，在處理了樣本選擇偏差后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果仍是穩(wěn)健的，也即家庭貧困對農(nóng)村居民的自評健康具有負(fù)面影響。

圖1 樣本協(xié)變量偏差分布

圖2 實驗組和控制組核密度匹配情況

表5 傾向值匹配結(jié)果

3.調(diào)整被解釋變量

本文使用受訪者自評健康的虛擬變量做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗。表6的模型6-1展示了使用Probit模型估計的結(jié)果。可以看到，家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響仍然在1%的水平上顯著為負(fù)。為克服內(nèi)生性問題，我們?nèi)圆捎檬茉L者“2015年自評健康”作為工具變量，并且使用IV-Probit模型進(jìn)行重新估計，如模型6-2所示，結(jié)果表明家庭貧困變量的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，這充分證明家庭貧困顯著降低了農(nóng)村居民自評健康的結(jié)論是可信且穩(wěn)健的。此外，Wald F值檢驗顯著大于臨界值10，意味著我們可以拒絕Probit模型不存在內(nèi)生偏誤的假定，說明所選取的工具變量是有效的，滿足了使用IV-Probit模型進(jìn)行估計的條件。

表6 家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響

4. 全年齡段的檢驗

由于個體的生命周期包括不同生命階段，每個階段的生理健康都離不開家庭的影響，因此本文進(jìn)一步做樣本全年齡段的穩(wěn)健性檢驗。按照學(xué)界已有研究的操作方法[46]，我們將樣本年齡段按照10歲為一組的方式處理，即18～29歲、30～39歲、40～49歲、50～59歲、60～69歲、70～79歲、80歲及以上。分年齡段的檢驗結(jié)果如表7所示。從表7可以發(fā)現(xiàn)，家庭貧困對80歲以下的所有年齡段樣本的自評健康都具有顯著的消極影響(6)由于每個年齡段的樣本量不同，因此我們無法對不同子樣本的估計系數(shù)進(jìn)行直接對比，不能僅僅依靠估計系數(shù)得出貧困對哪個年齡段居民自評健康的消極影響最大的結(jié)論。。本文認(rèn)為，貧困對80歲及以上農(nóng)村老人的自評健康影響不顯著可能是由于該隊列老人的身體健康本身都是同期出生隊列人口中更為健康的人群，即80歲及以上人群存在生物學(xué)上的樣本死亡選擇效應(yīng)的問題。

表7 分年齡組檢驗結(jié)果

(三)中介機(jī)制分析

在證實了家庭貧困對農(nóng)村居民生理健康具有負(fù)向影響的基礎(chǔ)上，需要進(jìn)一步考察這一關(guān)系形成的作用機(jī)制。在理論分析部分，我們從食品消費(fèi)和主觀幸福感角度闡釋了家庭貧困損害農(nóng)村居民自評健康的邏輯。此部分將對這兩種機(jī)制進(jìn)行實證檢驗。為此，我們采用結(jié)構(gòu)方程模型，以農(nóng)村居民自評健康為被解釋變量，家庭貧困為解釋變量，以食品消費(fèi)對數(shù)和幸福感為鏈?zhǔn)街薪樽兞?，以個體層面、家庭層面、地區(qū)層面的變量為控制變量，構(gòu)建鏈?zhǔn)街薪闄z驗?zāi)Ｐ?，路徑系?shù)估計結(jié)果如圖3所示。從圖3中可以看出，貧困顯著降低了家庭食品消費(fèi)并削弱了個體的幸福感，而家庭食品支出和幸福感的提升均可以有效提升個體的自評健康水平，食品消費(fèi)不足和幸福感的降低是家庭貧困影響個體自評健康的重要中介機(jī)制，此外食品消費(fèi)支出的匱乏也抑制了個體的幸福感。

通過Bootstrap自抽樣方法對中介變量效應(yīng)檢驗的結(jié)果表明：在以食品消費(fèi)支出為中介變量的路徑中，間接效應(yīng)為0.003 7，貢獻(xiàn)率為12.89%(=0.003 7/0.028 7)；在以幸福感為中介變量的路徑中，間接效應(yīng)為0.006 7，貢獻(xiàn)率為7.58%(=0.006 7/0.088 4)；在以食品消費(fèi)支出和幸福感為中介變量的路徑中，所有間接效應(yīng)為0.026 8，貢獻(xiàn)率為10.08%(=0.026 8/0.265 8)。因此，根據(jù)檢驗中介效應(yīng)存在的標(biāo)準(zhǔn)，可以初步判斷家庭食品消費(fèi)支出和幸福感是家庭貧困損害農(nóng)村居民自評健康的作用機(jī)制，兩個機(jī)制變量發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3得到驗證。

圖3 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)估計結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

貧困產(chǎn)生的負(fù)面影響會因個體自身抵抗風(fēng)險能力的大小而發(fā)生變化，對外部沖擊缺乏抵御能力的群體受貧困的影響更大。本文從人口統(tǒng)計學(xué)特征、家庭擁有的資產(chǎn)和公共服務(wù)可及性等三個方面來評估個體的風(fēng)險承受能力，進(jìn)而考察貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響是否存在異質(zhì)性。首先，老年人在身體機(jī)能和提高收入水平的可能性上都要弱于年輕人，已有文獻(xiàn)表明年輕人與老年人在社會態(tài)度等方面存在顯著差異。對此，本文使用兩種方法將農(nóng)村居民進(jìn)行子樣本劃分：第一，按照年齡劃分為“年輕人”(60歲以下)和“老年人”(60歲及以上)兩個子樣本；第二，按照出生年代劃分為“年老一代”(1979年以前出生)和“年輕一代”(1978年之后出生)[47]。其次，家庭資產(chǎn)可以分為工資、租金等流動性資產(chǎn)和土地、住房等非流動性資產(chǎn)。已有文獻(xiàn)證實土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性對緩解農(nóng)戶多維相對貧困具有重要作用[48]，但目前缺乏對住房資產(chǎn)的研究。對此，本文將農(nóng)村居民劃分為擁有1套住房樣本和擁有多套住房樣本。最后，社會保障是公共服務(wù)體系的重要組成部分，它為風(fēng)險抵御能力差的農(nóng)村居民構(gòu)建了“社會安全網(wǎng)”，從而大大降低了陷入貧困的可能性。研究表明，住院統(tǒng)籌保險等新農(nóng)合社會保障可以顯著降低貧困發(fā)生率[49]。基于此，本文將農(nóng)村居民劃分為“有社會保障”(有養(yǎng)老保險或醫(yī)療保險)和“無社會保障”(養(yǎng)老保險和醫(yī)療保險都沒有)兩個子樣本，以考察家庭貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響在社會保障方面呈現(xiàn)的差異性。

表8報告了對以上四組子樣本估計的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑彝ヘ毨ё兞吭谌磕Ｐ椭械南禂?shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明貧困對不同特征的農(nóng)村居民都會產(chǎn)生健康損害效應(yīng)。但通過模型系數(shù)差檢驗比較后發(fā)現(xiàn)，貧困對60歲及以上的農(nóng)村老年人或者1979年以前出生的年老一代農(nóng)村居民自評健康的影響大于對年輕人的影響，但在住房資產(chǎn)、公共服務(wù)方面不同樣本之間不存在統(tǒng)計上的異質(zhì)性。由此可見，貧困對農(nóng)村居民自評健康的損害效應(yīng)主要體現(xiàn)在缺乏風(fēng)險抵御能力的老年群體上。

表8 分樣本檢驗結(jié)果

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)

表9報告了使用Ordered Probit模型估計轉(zhuǎn)移性收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文考察的轉(zhuǎn)移性收入包括特困戶補(bǔ)助、救濟(jì)賑災(zāi)補(bǔ)助、退耕還林補(bǔ)助、教育補(bǔ)助和住房補(bǔ)助。可以看到，在模型9-1—模型9-5中，家庭貧困變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，這說明對于沒有獲得轉(zhuǎn)移性收入的農(nóng)村居民而言，家庭貧困對自評健康具有負(fù)向影響是穩(wěn)健成立的。在交互項方面，以模型9-1為例，特困戶補(bǔ)助交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說明當(dāng)農(nóng)村居民獲得特困戶補(bǔ)助后，家庭貧困對生理健康的損害效應(yīng)大幅下降(-0.361=-0.261-0.424+0.324)。另外，模型9-3和模型9-4中的交互項系數(shù)也顯著大于0，但模型9-2和模型9-5中的交互項系數(shù)不具有統(tǒng)計顯著性。這說明獲得特困戶補(bǔ)助、退耕還林補(bǔ)助和教育補(bǔ)助會削弱家庭貧困對生理健康的負(fù)面影響，但救濟(jì)賑災(zāi)補(bǔ)助和住房補(bǔ)助的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不明顯。因此，假設(shè)4得到部分驗證。

表9 轉(zhuǎn)移性收入的調(diào)節(jié)效應(yīng)

五、結(jié)論與討論

物質(zhì)貧困不僅會使個體對美好生活的向往難以得到有效滿足，還會引發(fā)健康風(fēng)險。農(nóng)村居民的貧困發(fā)生率相對較高，因而也承受著較大的健康風(fēng)險。依托2017年中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)中的生理健康信息和由地方政府認(rèn)定的“貧困戶”信息，本文實證研究了貧困對農(nóng)村居民自評健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，貧困會損害農(nóng)村居民的生理健康，這一結(jié)論在使用工具變量法、傾向值匹配以及替換因變量、全年齡段子樣本檢驗等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗后仍然成立；第二，食品消費(fèi)不足和幸福感缺失是貧困損害農(nóng)村居民健康的作用機(jī)制，具體而言，家庭貧困會顯著降低農(nóng)村居民的食物消費(fèi)支出和主觀幸福感，進(jìn)而使個體自評健康受到損害；第三，針對貧困戶家庭的特困戶補(bǔ)助、教育補(bǔ)助、退耕還林補(bǔ)助等三類轉(zhuǎn)移支付可以顯著削弱貧困對農(nóng)村居民自評健康的負(fù)面影響，救濟(jì)賑災(zāi)補(bǔ)助、住房補(bǔ)助的調(diào)節(jié)效應(yīng)并不成立；第四，貧困對農(nóng)村居民健康的影響存在異質(zhì)性影響，主要體現(xiàn)為相比于年輕人口，貧困對缺乏風(fēng)險抵御能力的老年群體會產(chǎn)生更強(qiáng)的健康風(fēng)險，而在住房資產(chǎn)多少及公共服務(wù)可及性方面沒有得到驗證。

2021年是“十四五”建設(shè)的開局之年，也是脫貧攻堅成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接5年過渡期的開局之年，加強(qiáng)農(nóng)村居民健康人力資本建設(shè)的意義重大。雖然針對貧困群體的“一個收入、兩個不愁、三個保障”的戰(zhàn)略目標(biāo)在2020年已經(jīng)基本實現(xiàn)，但中國的脫貧攻堅戰(zhàn)并未結(jié)束，如何有效鞏固脫貧成果、防止再次返貧是“十四五”發(fā)展階段以及2035年遠(yuǎn)景發(fā)展目標(biāo)實現(xiàn)過程中面臨的重要難題。健康是個體提升社會經(jīng)濟(jì)地位和社會實現(xiàn)科學(xué)發(fā)展的重要保障，增強(qiáng)居民健康是防止“返貧”和“致貧”的重要手段，因而健康扶貧也成為中國減貧工作的重要內(nèi)容。本研究證實了貧困對農(nóng)村居民的生理健康產(chǎn)生損害效應(yīng)，并對其中可能存在的作用機(jī)制、貧困的異質(zhì)性影響以及調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行了分析。

依據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：第一，在農(nóng)村消除絕對貧困之后，應(yīng)繼續(xù)加大農(nóng)村的健康食物補(bǔ)貼，大力實施農(nóng)村地區(qū)的菜籃子安全等鄉(xiāng)村建設(shè)行動，及時做好脫貧人口和新發(fā)生貧困人口的動態(tài)監(jiān)測工作和幫扶工作，提高農(nóng)村人口的幸福感和身體健康水平，防止因病返貧等規(guī)模性返貧人群的出現(xiàn)；第二，在資金支持方面，各級政府需要優(yōu)化教育補(bǔ)助、特困戶補(bǔ)助等轉(zhuǎn)移支付項目結(jié)構(gòu)，對特困戶群體進(jìn)行精準(zhǔn)投放，重點(diǎn)還是要通過全面整合人、財、物等資源力量，擺脫灌水式扶貧治理老路，促進(jìn)農(nóng)村居民多元創(chuàng)收，優(yōu)化農(nóng)村居民的收入結(jié)構(gòu)，幫助農(nóng)民提升內(nèi)生發(fā)展能力、增強(qiáng)新發(fā)展理念；第三，在后脫貧治理時期，要格外關(guān)注農(nóng)村既有的缺乏風(fēng)險抵御能力的群體，主要是老年人群體，優(yōu)化已有的救助政策體系和社會保障體系，做好專項救助、堅持開發(fā)式扶貧，確保在“兩不愁、三保障”的基礎(chǔ)上各項幫扶政策體系具有穩(wěn)定性、有效性和長期性，為農(nóng)村居民富裕富足提供有力支撐。

本研究還存在一些研究局限。首先，在數(shù)據(jù)方面，雖然中國家庭金融調(diào)查是追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，但是由于“貧困戶”變量僅存在于2017年的調(diào)查問卷中，導(dǎo)致本文無法使用多期追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，這可能會對因果關(guān)系的識別產(chǎn)生影響。不過，本文使用工具變量、傾向得分匹配等多種方法對內(nèi)生性問題進(jìn)行了處理，在一定程度上可以提升對貧困與農(nóng)村居民自評健康之間因果關(guān)系的有效識別。其次，在貧困變量測量方面，本文使用了政府層面的貧困戶認(rèn)定變量，然而政府的貧困戶認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)主要是多維絕對貧困標(biāo)準(zhǔn)，因此在“十四五”發(fā)展階段和未來的學(xué)術(shù)研究中，本文還需要結(jié)合多維相對貧困、貧困脆弱性等貧困指標(biāo)，對貧困與健康之間的關(guān)系做更進(jìn)一步的優(yōu)化。最后，在影響機(jī)制方面，本文囿于理論邏輯分析和問卷結(jié)構(gòu)，僅討論了家庭的食品消費(fèi)機(jī)制和居民的幸福感機(jī)制，難免掛一漏萬，然而貧困治理是一項長期性、復(fù)雜性、系統(tǒng)性的工程，因此未來還需要探索其他機(jī)制以補(bǔ)充本文已有的研究發(fā)現(xiàn)。