左孝凡,王翊嘉,蘇時鵬

(福建農(nóng)林大學(xué)可持續(xù)發(fā)展研究所,福建 福州 350002)

貧困問題一直是世界范圍內(nèi)的重要議題，貧困和農(nóng)村居民健康聯(lián)系密切。改革開放40年來，中國的反貧困事業(yè)取得了較大進(jìn)展，中國農(nóng)村居民的健康水平也有顯著改善。在國家實行精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略的背景下，精準(zhǔn)識別貧困是扶貧過程中的難題[1]。因此，精準(zhǔn)識別貧困，尤其是進(jìn)一步研究貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響，對提高扶貧效果的可持續(xù)性和農(nóng)村居民的健康水平具有一定的現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

中國農(nóng)村的貧困問題和健康問題一直備受重視。農(nóng)村貧困是制約中國經(jīng)濟發(fā)展和社會穩(wěn)定的重要因素[2]。根據(jù)2017年《中國農(nóng)村貧困檢測報告》顯示，截至2016年底，中國依然有4000多萬貧困人口；且中國農(nóng)村居民的健康水平較低，2013年農(nóng)村居民的健康素養(yǎng)水平僅6.92%[3]。學(xué)界對中國農(nóng)村居民貧困的研究主要從外部環(huán)境和內(nèi)部特征等角度展開。(1)外部環(huán)境角度。該角度以政策和宏觀環(huán)境角度為切入點，研究社會保障、宏觀經(jīng)濟增長、收入分配和經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變等對農(nóng)村居民貧困的影響。李振剛研究農(nóng)村收入保障制度對農(nóng)村老年人貧困的影響，分析指出新型農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的反貧困效果更加顯著，且新型農(nóng)村養(yǎng)老保險中的基礎(chǔ)養(yǎng)老金對減少農(nóng)村老年人貧困發(fā)揮了關(guān)鍵作用[4]；瑪依拉·米吉提等研究新疆農(nóng)村居民貧困與經(jīng)濟增長的關(guān)系，指出經(jīng)濟增長在不同時期對新疆農(nóng)村居民貧困影響不同，經(jīng)濟增長帶來的收入差距會在一定程度上抵消其帶來的減貧效果[5]。(2)內(nèi)部特征角度。該角度以農(nóng)村居民個體特征和家庭特征為切入點，研究社會資本、人力資本、勞動參與對農(nóng)村居民貧困的影響。左孝凡等研究社會資本對農(nóng)村居民長期多維貧困的影響，分析指出社會資本有利于緩解農(nóng)村居民貧困，且社會資本和農(nóng)村居民長期多維貧困之間存在明顯的內(nèi)生性[6]；程名望等研究農(nóng)村居民健康和教育水平對農(nóng)村貧困的影響，分析指出健康與教育所體現(xiàn)的人力資本是影響農(nóng)戶收入水平的顯著因素，對農(nóng)村減貧具有顯著作用，并通過收入增長和差距縮小這一雙重視角的實證分析給出了經(jīng)驗證據(jù)[7]；劉生龍等研究健康、勞動參與對中國農(nóng)村老年人貧困的影響，分析指出隨著健康狀況的改善，農(nóng)村老年人的勞動參與顯著增強，且貧困發(fā)生率顯著下降[8]。

學(xué)界對中國農(nóng)村居民健康的研究側(cè)重于從農(nóng)村居民個人特征、社會家庭支持和政策等角度展開，分析指出人力資本、社會支持、政府衛(wèi)生支出、保險制度等是農(nóng)村居民健康的重要影響因素。(1)人力資本方面。LIU等研究農(nóng)村貧困家庭的成人健康狀況，分析指出農(nóng)村居民健康水平隨著受教育程度的提高而提高，且固定工作人群的健康狀況明顯優(yōu)于無業(yè)人群[9]。(2)社會支持方面。李東方等通過實證研究發(fā)現(xiàn)社會支持對農(nóng)村居民健康具有顯著的正向影響[10]；陶裕春等研究農(nóng)村老年人身心健康，分析指出社會支持，尤其是子女的經(jīng)濟支持和日常照料對農(nóng)村老年人身心健康具有積極影響[11]。(3)政府衛(wèi)生支出方面。李華等研究政府衛(wèi)生支出對農(nóng)村居民健康的影響，分析指出村衛(wèi)生室診療水平對農(nóng)村居民的生理健康影響顯著，但對其心理健康影響不顯著[12]；馬健麇基于中國西部地區(qū)數(shù)據(jù)，分析指出公共衛(wèi)生支出對農(nóng)村居民人力資本積累具有積極影響，西部地區(qū)通過增加公共衛(wèi)生支出提高健康資本還有較大的潛力和空間[13]。(4)保險制度方面。劉威等研究社會保險對農(nóng)村老年人健康的影響，分析指出社會保險中的醫(yī)療保險對農(nóng)村老年人的生理健康和自評健康影響顯著，但對其心理健康影響不顯著[14]。

綜上所述，學(xué)界對貧困和農(nóng)村居民健康的研究已較為充分。但多數(shù)文獻(xiàn)在研究貧困和農(nóng)村居民健康的關(guān)系時局限于單向影響研究，即使少數(shù)研究考慮到貧困和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)效應(yīng)，對貧困的界定也沒有考慮到貧困持續(xù)期，同時較少關(guān)注到貧困和農(nóng)村居民健康之間的內(nèi)生性問題?；诖?，本研究以農(nóng)村居民為研究對象，運用不同的代理變量檢驗貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間的循環(huán)效應(yīng)，進(jìn)一步為貧困和農(nóng)村居民健康關(guān)系的研究提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)理論分析

貧困和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)作用機制，即貧困會對農(nóng)村居民健康產(chǎn)生影響，農(nóng)村居民健康也會對貧困產(chǎn)生影響。(1)貧困對健康的影響。貧困對健康具有反作用，貧困會進(jìn)一步影響農(nóng)村居民的健康。農(nóng)村地區(qū)由于基礎(chǔ)醫(yī)療保險制度不夠完善(如覆蓋面不足、報銷比例較低等)、基礎(chǔ)醫(yī)療設(shè)施建設(shè)相對落后、公共衛(wèi)生服務(wù)相對欠缺等因素影響，導(dǎo)致農(nóng)村居民的醫(yī)療可及性較低，從而影響其健康水平。(2)健康對貧困的影響。就收入方面而言，農(nóng)村居民勞動參與機會的增加有利于其增加收入，從而推進(jìn)其健康的改善，而農(nóng)村居民健康的改善有助于其增強抵御貧困的能力，從而促進(jìn)貧困發(fā)生率顯著降低[8]，農(nóng)村居民健康的惡化則會增加其貧困脆弱性或加深其貧困程度；就醫(yī)療支出方面而言，中國農(nóng)村地區(qū)的醫(yī)療保障制度的實際報銷比例較低，醫(yī)療支出對多數(shù)農(nóng)村居民尤其是貧困農(nóng)村居民而言仍然是較大的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)[15]，會導(dǎo)致農(nóng)村居民陷入貧困的可能性大幅提高?？梢姡r(nóng)村居民健康惡化會降低農(nóng)村居民的人力資本存量，同時會增加農(nóng)村居民的醫(yī)療支出和家庭經(jīng)濟負(fù)擔(dān)，從而造成農(nóng)村居民貧困。

基于上述分析，本研究選取貧困持續(xù)期作為貧困的代理變量，選取自評健康和是否有慢性病作為農(nóng)村居民健康的代理變量。研究步驟具體包括：(1)在貧困持續(xù)期和自評健康之間建立有序Probit模型，檢驗貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響；(2)在貧困持續(xù)期和是否有慢性病之間建立二分類Logit模型，檢驗貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響；(3)考慮到貧困和農(nóng)村居民健康之間存在內(nèi)生性，運用似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法建立聯(lián)立方程模型，并以似不相關(guān)回歸模型作為對照組，比較內(nèi)生性對模型檢驗結(jié)果的影響；(4)基于各模型檢驗結(jié)果對貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間的循環(huán)效應(yīng)進(jìn)行分析。

(二)研究假設(shè)

基于理論分析，本研究提出假設(shè)H1：貧困持續(xù)期越長，則農(nóng)村居民健康越差。假設(shè)H2：農(nóng)村居民健康越差，則其勞動機會越少、醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)越重，導(dǎo)致其貧困持續(xù)期越長。假設(shè)H3：貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)效應(yīng)，即存在“因貧致病、因病返貧”的現(xiàn)象。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選擇與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心的中國家庭追蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies, CFPS)數(shù)據(jù)。該調(diào)查樣本覆蓋中國25個省、市、自治區(qū)，樣本容量為16 000戶家庭中的全部成員。該調(diào)查旨在通過跟蹤收集個體、家庭和社區(qū)三個層面的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經(jīng)濟、人口、教育和健康的發(fā)展變化。該調(diào)查已完成2010、2012、2014和2016年的調(diào)查和數(shù)據(jù)匯集，并以2010年調(diào)查為基線，界定所有基線家庭成員及其今后的血緣或領(lǐng)養(yǎng)子女作為CFPS的基因成員和永久追蹤對象。由于2010—2016年的4期調(diào)查存在新舊樣本的進(jìn)入和退出問題，為了保證樣本數(shù)據(jù)的可靠性，本研究對2010—2016年4期調(diào)查數(shù)據(jù)的家庭編號進(jìn)行匹配，僅保留4期調(diào)查數(shù)據(jù)中同時存在的樣本，剔除數(shù)據(jù)中的缺失值，最后保留7 069個樣本家庭，共計28 276個觀測值，地區(qū)覆蓋中國25個省、市、自治區(qū)。

(二)變量選擇

本研究的變量分為被解釋變量、核心解釋變量和控制變量。各變量的設(shè)置和賦值具體如表1所示。

表1 各變量的設(shè)置和賦值

注：省級層面的區(qū)域控制變量Ar表示第r個省域,r的取值范圍為1～24

1.被解釋變量。本研究選取農(nóng)村居民健康作為被解釋變量，將自評健康和是否有慢性病作為農(nóng)村居民健康的代理變量。自評健康是根據(jù)被調(diào)查者對自己身體健康狀況的主觀認(rèn)知進(jìn)行評分，取值范圍為1到5，數(shù)值越大表示農(nóng)村居民越不健康，具體將健康賦值為1、一般健康賦值為2、比較不健康賦值為3、不健康賦值為4、非常不健康賦值為5?？紤]到自評健康具有一定的主觀性以及數(shù)據(jù)的可獲得性，將是否有慢性病作為農(nóng)村居民健康的第二個代理變量，將沒有慢性病賦值為0、有慢性病賦值為1。

2.核心解釋變量。本研究參照侯亞景對長期多維貧困的界定[16]，將貧困持續(xù)期作為貧困的代理變量，根據(jù)2010、2012、2014和2016年這4年內(nèi)貧困發(fā)生的次數(shù)來定義貧困持續(xù)期。其中，將4年內(nèi)未發(fā)生貧困賦值為0、4年內(nèi)發(fā)生1次貧困賦值為1、4年內(nèi)發(fā)生2次貧困賦值為2、4年內(nèi)發(fā)生3次貧困賦值為3、4年內(nèi)發(fā)生4次貧困賦值為4。各年度的貧困測度以中國的國家貧困線每年2300元(2010年不變價)為標(biāo)準(zhǔn)。

3.控制變量。本研究從個體層面、家庭層面、社區(qū)層面、省級層面等4個方面構(gòu)建了16個子指標(biāo)作為控制變量。(1)個體層面選取年齡、性別、受教育年限、組織成員、醫(yī)療保險、社會地位、是否吸煙、是否酗酒和工作狀況作為控制變量。這些變量的選取涉及到個體的特征和生活習(xí)慣，對貧困和農(nóng)村居民健康具有重要影響，控制這些變量有利于提高模型估計結(jié)果的準(zhǔn)確性。其中，年齡以被調(diào)查者實際年齡為準(zhǔn)；性別將男性賦值為0、女性賦值為1；受教育年限以被調(diào)查者受教育的年限為準(zhǔn)；組織成員表示被調(diào)查者的政治面貌，將非中共黨員賦值為0、中共黨員賦值為1；醫(yī)療保險表示被調(diào)查者是否參加各類醫(yī)療保險，包括城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療等，將沒有參加賦值為0、參加(至少參加一項醫(yī)療保險)賦值為1；社會地位表示被調(diào)查者對自己社會地位的主觀評分，采用李克特五分量表，取值范圍為1到5，數(shù)值越大表示社會地位越高；是否吸煙表示被調(diào)查者是否有吸煙的習(xí)慣，將日常沒有吸煙習(xí)慣賦值為0、日常有吸煙習(xí)慣賦值為1；是否酗酒以一個月內(nèi)飲酒3次作為界限，若被調(diào)查者一個月內(nèi)飲酒未超過3次，則認(rèn)為沒有酗酒，賦值為0，若被調(diào)查者一個月內(nèi)飲酒超過3次，則認(rèn)為有酗酒，賦值為1；工作狀況表示被調(diào)查者是否有工作，將沒有工作賦值為0、有工作賦值為1。(2)家庭層面選取家庭規(guī)模、婚姻狀況、政府補貼和做飯用水作為控制變量。其中，家庭規(guī)模表示被調(diào)查者家庭的人口規(guī)模；婚姻狀況將未婚賦值為0、已婚賦值為1；政府補貼表示被調(diào)查者是否獲得任何形式(包括低保、五保等)的補貼，將未獲得政府補貼賦值為0、獲得政府補貼賦值為1；做飯用水表示被調(diào)查者家庭做飯用水是否清潔，將做飯用水不清潔(未使用自來水或純凈水)賦值為0、做飯用水清潔(使用自來水或純凈水)賦值為1。(3)社區(qū)層面選取縣城距離和人均收入作為控制變量，反映了村莊的經(jīng)濟發(fā)展水平和發(fā)展?jié)摿?，這些變量對地區(qū)的醫(yī)療設(shè)施建設(shè)和反貧困能力具有重要影響。其中，縣城距離表示被調(diào)查者所在村莊與縣城間的距離；人均收入表示村莊人均收入，該數(shù)值作對數(shù)化處理。(4)省級層面選取區(qū)域控制作為控制變量，運用Stata 13.0軟件以內(nèi)蒙古作為參照組設(shè)置24個虛擬變量納入模型中，將不是該區(qū)域賦值為0、是該區(qū)域賦值為1，用于控制由于遺漏變量和地區(qū)差異帶來的估計結(jié)果的偏差。

(三)模型設(shè)定

1.有序Probit模型。本研究選取自評健康作為農(nóng)村居民健康的代理變量，其數(shù)據(jù)分布特征為有序離散變量，適用有序Porbit模型對被解釋變量數(shù)據(jù)分布的要求，模型數(shù)理推導(dǎo)過程在此不做贅述。參照胡月等在農(nóng)村老年人自評健康影響因素研究中對模型的設(shè)定[17]，并結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，設(shè)置自評健康為被解釋變量，貧困持續(xù)期為核心解釋變量，性別、醫(yī)療保險、是否吸煙、是否酗酒和做飯用水為控制變量。模型方程設(shè)置如下：

Y1=α0+α1Z1+α2X2+α3X5+α4X7+α5X8+α6X13+ε

(1)

其中,α0,α1,…,α6表示待估參數(shù);ε表示隨機誤差項。

2.二分類Logit模型。本研究選取是否有慢性病作為農(nóng)村居民健康的代理變量，其數(shù)據(jù)分布特征為二分類變量，適用二分類Logit模型對被解釋變量數(shù)據(jù)分布的要求。因此，將是否有慢性病設(shè)置為二分類變量，以沒有慢性病作為參照組，設(shè)置是否有慢性病為被解釋變量，貧困持續(xù)期為核心解釋變量，性別、醫(yī)療保險、是否吸煙、是否酗酒和做飯用水為控制變量。模型方程設(shè)置如下：

(2)

其中,P表示農(nóng)村居民有慢性病的概率;μ0,μ1,…,μ6表示待估參數(shù);λ表示隨機誤差項。

對公式(2)進(jìn)行線性變化：

(3)

3.聯(lián)立方程模型。本研究采用似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法建立聯(lián)立方程模型，并以似不相關(guān)回歸模型作為對照組，分別建立了健康方程和貧困方程。

健康方程以自評健康為被解釋變量，貧困持續(xù)期為核心解釋變量，性別、醫(yī)療保險、是否吸煙、是否酗酒和做飯用水為控制變量。模型方程設(shè)置如下：

Y1=β0+β1Z1+β2X2+β3X5+β4X7+β5X8+β6X13+η

(4)

其中,β0,β1,…,β6表示待估參數(shù);η表示隨機誤差項。

貧困方程以貧困持續(xù)期為被解釋變量，參考楊龍等研究貧困影響因素時的變量設(shè)置[18]，選取自評健康為核心解釋變量，年齡、性別、受教育年限、組織成員、醫(yī)療保險、社會地位、工作狀況、家庭規(guī)模、婚姻狀況、政府補貼、縣城距離和人均收入為控制變量。模型方程設(shè)置如下：

Z1=δ0+δ1Y1+δ2X1+δ3X2+δ4X3+δ5X4+δ6X5+δ7X6+δ8X9+δ9X10+δ10X11+δ11X12+δ12X14+δ13X15+τ

(5)

其中,δ0,δ1,…,δ13表示待估參數(shù);τ表示隨機誤差項。

四、實證分析

(一)變量描述性統(tǒng)計分析

1.變量描述性統(tǒng)計。由變量描述性統(tǒng)計(表2)可知：農(nóng)村居民健康方面，自評健康的均值為3.29，表明大部分農(nóng)村居民的健康狀況不容樂觀，處于比較不健康的狀態(tài)；是否有慢性病的均值為0.21，表明21%的農(nóng)村居民患有慢性病。結(jié)合農(nóng)村居民健康的2個代理變量的數(shù)值可知，除了慢性病以外還有其他影響農(nóng)村居民健康的因素。貧困持續(xù)期的均值為0.83，表明農(nóng)村居民貧困程度有較大改善，中國反貧困事業(yè)取得了較大進(jìn)展?？刂谱兞糠矫?，年齡的均值為50.84歲，表明隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程的推進(jìn)，農(nóng)村勞動力，尤其是年輕勞動力不斷向城鎮(zhèn)非農(nóng)就業(yè)轉(zhuǎn)移；性別的均值為0.48，表明性別比例分布較為均勻；受教育年限的均值為2.03年，表明農(nóng)村居民的受教育程度較低；組織成員的均值為0.07，表明中國農(nóng)村地區(qū)的中共黨員數(shù)量較少；醫(yī)療保險的均值為0.95，表明中國推行的城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度和新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度的覆蓋已逐步完善；社會地位的均值為3.01，表明農(nóng)村居民對自己的社會地位有較高的認(rèn)同感；是否吸煙、是否酗酒的均值分別為0.29和0.16，表明農(nóng)村地區(qū)居民的生活習(xí)慣較好；工作狀況的均值為0.84，表明農(nóng)村地區(qū)大多數(shù)居民能夠找到工作；家庭規(guī)模的均值為4.46人，表明農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)大家庭正在逐步解體，家庭人口規(guī)模逐步縮?。换橐鰻顩r的均值為0.89，表明農(nóng)村居民以已婚為主；政府補貼的均值為0.67，表明中國政府各類補助的覆蓋面有較大改善，但仍有進(jìn)一步提高的空間和潛力；做飯用水的均值為0.60，表明中國農(nóng)村地區(qū)直接使用地下水(井水)的情況有所改善，自來水工程取得一定進(jìn)展；縣城距離的均值為1.23 km，表明中國城鎮(zhèn)化水平不斷提高；人均收入的均值為8.24，即3 789.54元，表明中國農(nóng)村居民的收入仍然偏低。

表2 變量描述性統(tǒng)計

注：省級層面的區(qū)域控制變量無實際意義，故未在表2中列出

2.貧困持續(xù)期、自評健康與性別的描述性統(tǒng)計。由貧困持續(xù)期、自評健康與性別的描述性統(tǒng)計(表3)可知：貧困持續(xù)期在性別中分布較為均勻，未出現(xiàn)極端情況。自評健康方面，將比較不健康、不健康和非常不健康界定為非健康，則非健康的人數(shù)占比73.94%。其中，女性非健康人數(shù)占女性樣本的76.37%，男性非健康人數(shù)占男性樣本的71.34%，表明中國農(nóng)村居民健康狀況整體處于較低水平，女性非健康人數(shù)占比略高于男性。

表3 貧困持續(xù)期、自評健康與性別的描述性統(tǒng)計

3.貧困持續(xù)期、自評健康與年齡的描述性統(tǒng)計。由貧困持續(xù)期、自評健康與年齡的描述性統(tǒng)計(表4)可知：農(nóng)村居民年齡為41～60歲的在4年內(nèi)未發(fā)生貧困的人數(shù)較多，占總樣本的28.12%，占4年內(nèi)未發(fā)生貧困樣本的57.34%，占該年齡段樣本的54.62%，如果將貧困持續(xù)期大于等于2定義為貧困，該年齡段僅有16.29%處于貧困。這主要是緣于41～60歲群體是農(nóng)村的主要勞動力，該群體具有穩(wěn)定的工作收入，降低了其發(fā)生貧困的概率。如果將比較不健康、不健康和非常不健康界定為非健康，在41～60歲的農(nóng)村居民中，非健康的人數(shù)較多，占該年齡段樣本的75.60%。這主要是緣于農(nóng)村勞動以體力勞動為主，體力勞動容易導(dǎo)致身體損傷，從而降低了這部分農(nóng)村居民的健康水平。從整體上看，年齡和農(nóng)村居民健康呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，各個年齡段非健康的人數(shù)占各年齡段樣本的比例隨著年齡的增長而逐步增長，分別為57.13%、75.60%、82.20%、85.33%、100%。

表4 貧困持續(xù)期、自評健康與年齡的描述性統(tǒng)計

注：本研究調(diào)查樣本年齡區(qū)間為20～114歲，故年齡區(qū)間選取20～120歲，并將其五等分為20～40歲、41～60歲、61～80歲、81～100歲、101～120歲

(二)實證分析

1.貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響。基于上述分析，本研究進(jìn)一步建立計量模型分析貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響(表5)。根據(jù)被解釋變量農(nóng)村居民健康不同代理變量的特征，分別建立有序Probit

模型和二分類Logit模型。有序Probit模型中，模型2是在模型1的基礎(chǔ)上加入?yún)^(qū)域控制變量。模型1中，貧困持續(xù)期在1%的水平上顯著正向影響自評健康，表明貧困持續(xù)期越長，則農(nóng)村居民健康越差，假設(shè)H1成立；性別在1%的水平上顯著負(fù)向影響自評健康，表明農(nóng)村男性居民的健康狀況優(yōu)于女性，這與農(nóng)村女性婦科疾病宣傳普及率較低、女性家庭地位較低等因素有關(guān)，也與前文分析中女性非健康人數(shù)占比略高

表5 貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康影響的模型檢驗結(jié)果Table 5 Model test results of the impact of poverty duration on the health of rural residents

注：*、**、***分別表示估計參數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著

于男性的結(jié)果相一致。模型2的檢驗結(jié)果與模型1的檢驗結(jié)果相近，進(jìn)一步驗證了模型1檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。同時，選取是否有慢性病作為農(nóng)村居民健康的代理變量，既是對農(nóng)村居民健康的進(jìn)一步細(xì)分，也是從客觀層面對自評健康的補充。模型3的檢驗結(jié)果與模型1的檢驗結(jié)果較為一致，進(jìn)一步驗證了貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康具有顯著影響，即貧困持續(xù)期越長，則農(nóng)村居民健康越差，假設(shè)H1成立。模型4加入?yún)^(qū)域控制變量，其檢驗結(jié)果驗證了模型3檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康的循環(huán)效應(yīng)?；趩蜗蜓芯?，貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康具有顯著影響，但二者之間存在明顯的內(nèi)生性，貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)效應(yīng)，即存在“因貧致病、因病返貧”的現(xiàn)象。這主要是緣于農(nóng)村貧困家庭收入水平較低，導(dǎo)致農(nóng)村居民沒有足夠的資金進(jìn)行治療，進(jìn)而對農(nóng)村居民健康產(chǎn)生負(fù)向影響；而農(nóng)村居民健康越差，則其勞動機會越少、醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)越重，導(dǎo)致其貧困持續(xù)期越長。本研究進(jìn)一步構(gòu)建了貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康的聯(lián)立方程模型，選取自評健康作為農(nóng)村居民健康的代理變量，并在健康方程和貧困方程中加入?yún)^(qū)域控制變量。聯(lián)立方程模型采用似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法，并以似不相關(guān)回歸模型作為對照組。其中，用似不相關(guān)回歸法建立的模型充分考慮了變量之間的異方差性和不同方程之間誤差項的相關(guān)性，其假設(shè)前提是方程變量均為外生變量；三階段最小二乘法解決了二階段最小二乘法未考慮殘差之間協(xié)方差的不足，進(jìn)一步采用廣義最小二乘法對參數(shù)進(jìn)行估計，有效解決了貧困和健康之間的內(nèi)生性問題。因此，結(jié)合似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法獲得估計結(jié)果，可以檢驗內(nèi)生性因素帶來的估計結(jié)果的偏差。

聯(lián)立方程模型檢驗結(jié)果分別報告了通過似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法建立聯(lián)立方程模型的檢驗結(jié)果(表6)。運用似不相關(guān)回歸法建立的模型中的健康方程結(jié)果與僅采用最大似然估計法的有序Probit模型和Logit模型的單向研究檢驗結(jié)果相近，貧困持續(xù)期均在1%的水平上顯著正向影響農(nóng)村居民健康，驗證了貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康影響檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性；運用似不相關(guān)回歸法建立的模型中的貧困方程顯示，自評健康在1%的水平上顯著正向影響貧困持續(xù)期，自評健康每增長1%，農(nóng)村居民的貧困程度相應(yīng)地增長0.081%。由此可知，農(nóng)村居民健康越差，則其勞動機會越少、醫(yī)療支出負(fù)擔(dān)越重，導(dǎo)致其貧困持續(xù)期越長，假設(shè)H2成立。運用似不相關(guān)回歸法建立的模型的檢驗結(jié)果雖然顯示貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)效應(yīng)，但這一檢驗結(jié)果分別將健康方程和貧困方程視作外生變量，所以運用似不相關(guān)回歸法建立的模型的估計結(jié)果可能為有偏估計。三階段最小二乘法充分考慮了貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間的內(nèi)生性關(guān)系。比較似不相關(guān)回歸法和三階段最小二乘法所建立的聯(lián)立方程模型的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，健康方程和貧困方程的系數(shù)和顯著性水平整體上都發(fā)生了變化，健康的貧困效應(yīng)和貧困的健康效應(yīng)均發(fā)生較大變化，變化率分別為80.98%和81.38%。其中，健康方程中貧困的健康效應(yīng)從0.209上升到1.099，均在1%的顯著性水平上通過檢驗，貧困方程中健康的貧困效應(yīng)從0.081上升到0.435，顯著性水平由1%下降為5%?？梢?，無論是健康方程中貧困的健康效應(yīng)還是貧困方程中健康的貧困效應(yīng)，在未考慮變量之間的內(nèi)生性關(guān)系時，其影響效應(yīng)均被低估，而其他控制變量的變化程度較健康效應(yīng)和貧困效應(yīng)的變化程度而言較小。因此，運用三階段最小二乘法建立聯(lián)立方程模型是有必要的。由此可知，貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在循環(huán)效應(yīng)，即存在“因貧致病、因病返貧”的現(xiàn)象，假設(shè)H3成立。

表6 貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康的聯(lián)立方程模型檢驗結(jié)果Table 6 Results of the simultaneous equation model for the poverty duration and the health status of rural residents

注：*、**、***分別表示估計參數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著

五、結(jié)論與對策

(一)結(jié)論

本研究基于CFPS 2010、CFPS 2012、CFPS 2014和CFPS 2016的4期數(shù)據(jù)對貧困持續(xù)期進(jìn)行測算，并運用有序Probit模型、二分類Logit模型和聯(lián)立方程模型分析了貧困持續(xù)期對農(nóng)村居民健康的影響，以及二者之間的循環(huán)效應(yīng)，得出以下結(jié)論。

1.貧困持續(xù)期會惡化農(nóng)村居民健康。貧困持續(xù)期不利于農(nóng)村居民健康水平的提高，農(nóng)村居民越貧困且持續(xù)時間越長，會導(dǎo)致農(nóng)村居民生活水平降低，進(jìn)而降低其醫(yī)療可及性，進(jìn)一步惡化其健康狀況。

2.貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在互為因果的循環(huán)效應(yīng)。貧困持續(xù)期和農(nóng)村居民健康之間存在互為因果的循環(huán)效應(yīng)，即農(nóng)村居民越貧困導(dǎo)致其健康狀況越差，農(nóng)村居民健康狀況越差又導(dǎo)致其越貧困。

(二)對策

在“健康中國”“精準(zhǔn)扶貧”政策實施的背景下，應(yīng)將農(nóng)村居民健康作為扶貧的重要任務(wù)，在改善農(nóng)村居民健康水平的同時，進(jìn)一步推進(jìn)扶貧工作的可持續(xù)開展。

1.完善扶貧工作機制，推進(jìn)扶貧效果可持續(xù)化。雖然中國的扶貧事業(yè)經(jīng)過多年努力已取得較大進(jìn)展，但農(nóng)村居民的貧困持續(xù)期和脫貧后返貧等現(xiàn)象仍應(yīng)引起重視。鑒于此，在進(jìn)一步推進(jìn)“精準(zhǔn)扶貧”戰(zhàn)略時，應(yīng)構(gòu)建和完善事前調(diào)查、事中控制和事后跟蹤的扶貧工作機制，以推進(jìn)扶貧效果的可持續(xù)化。具體來說，事前調(diào)查應(yīng)充分了解不同區(qū)域的致貧原因，結(jié)合區(qū)域?qū)嶋H情況制定政策，以進(jìn)一步增強政策的針對性和實效性；事中控制應(yīng)將扶貧過程中的政策執(zhí)行與具體情況的動態(tài)變化相結(jié)合，避免扶貧過程中“生搬硬套”的教條主義行為；事后跟蹤應(yīng)持續(xù)對已經(jīng)脫貧的扶貧對象進(jìn)行定期隨訪，及時發(fā)現(xiàn)扶貧政策執(zhí)行中可能存在的遺留問題，為預(yù)防扶貧對象脫貧后返貧現(xiàn)象的發(fā)生以及下一步扶貧政策的制定和有效實施提供幫助。

2.優(yōu)化農(nóng)村醫(yī)療體系，推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境綜合整治。在扶貧過程中要充分關(guān)注農(nóng)村居民的健康狀況，將提高農(nóng)村居民的健康水平作為扶貧工作的重要任務(wù)。一方面，優(yōu)化農(nóng)村醫(yī)療體系。通過加強農(nóng)村基礎(chǔ)醫(yī)療建設(shè)、提高衛(wèi)生從業(yè)人員數(shù)量和職業(yè)水準(zhǔn)、擴大新型農(nóng)村合作醫(yī)療的覆蓋面、優(yōu)化醫(yī)療保險的報銷比例等，以進(jìn)一步提高農(nóng)村居民的醫(yī)療可及性、降低農(nóng)村居民的就醫(yī)成本，從而保障農(nóng)村居民能夠“小病及時看，大病看得起”。另一方面，推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境綜合整治。地方政府應(yīng)積極推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境綜合整治，從生活垃圾分類處理、生活污水杜絕直接排放、沖水式廁所改造等方面逐步改善農(nóng)村居住環(huán)境，進(jìn)而提高農(nóng)村居民的健康水平。

3.踐行健康扶貧策略，推進(jìn)扶貧資源優(yōu)化整合。通過踐行健康扶貧策略和推進(jìn)扶貧資源優(yōu)化整合，有助于改善農(nóng)村居民的健康水平和提高其人力資本存量，以及不斷整合和協(xié)調(diào)相關(guān)扶貧資源，從而為提高農(nóng)村居民的健康水平和扶貧效果的可持續(xù)性提供源源不斷的內(nèi)生動力。一方面，踐行健康扶貧策略。通過倡導(dǎo)文明的生活方式，提高農(nóng)村居民的健康意識和疾病防范水平；通過加強食品安全監(jiān)管力度和推進(jìn)農(nóng)村地區(qū)自來水工程建設(shè)，提高農(nóng)村居民的飲食健康水平。另一方面，推進(jìn)扶貧資源優(yōu)化整合。通過契合區(qū)域發(fā)展特點的產(chǎn)業(yè)扶貧，提高農(nóng)村地區(qū)的生產(chǎn)經(jīng)營效率和農(nóng)村居民的家庭人均收入[19]；通過農(nóng)村地區(qū)教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、教育貸款和教育補助等教育扶貧方式，不斷提高農(nóng)村地區(qū)的人力資本存量；通過宅基地抵押貸款等金融扶貧方式，提高農(nóng)村居民獲取資金和增加收入的可及性。