柳建坤 張?jiān)屏?/p>

作為人類社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要前提，消除貧困是世界各國(guó)政府共同追求的施政目標(biāo)。改革開(kāi)放以來(lái)，隨著經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)和政府的強(qiáng)力推動(dòng)，中國(guó)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(guó)務(wù)院出臺(tái)《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(jiàn)》(即中央一號(hào)文件)為新發(fā)展階段農(nóng)村工作開(kāi)展指明了方向和目標(biāo)；2月25日習(xí)近平總書(shū)記在全國(guó)脫貧攻堅(jiān)表彰大會(huì)上宣布“我國(guó)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得了全面勝利”(1)習(xí)近平.在全國(guó)脫貧攻堅(jiān)總結(jié)表彰大會(huì)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(guó)家鄉(xiāng)村振興局掛牌成立。貧困是在提升國(guó)家治理能力和治理體系現(xiàn)代化的過(guò)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(huì)引發(fā)一系列健康問(wèn)題。減貧干預(yù)固然可以快速地解決物質(zhì)貧困問(wèn)題，但貧困產(chǎn)生的健康風(fēng)險(xiǎn)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?wèn)題，致使減貧成效大打折扣。農(nóng)村貧困居民的健康問(wèn)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(guó)務(wù)院印發(fā)的《“十三五”脫貧攻堅(jiān)規(guī)劃》首次將健康扶貧列為主要內(nèi)容(2)國(guó)務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”脫貧攻堅(jiān)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(guó)家衛(wèi)健委、國(guó)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(jiān)行動(dòng)方案》提出開(kāi)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(dòng)(3)讓貧困群眾做健康的明白人我國(guó)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(shí)期，如何準(zhǔn)確把握貧困對(duì)居民健康的影響，不僅有助于深化對(duì)貧困與健康關(guān)系的認(rèn)識(shí)，還將為政府完善健康扶貧政策體系提供有益參考，這對(duì)于鞏固拓展脫貧攻堅(jiān)成果、預(yù)防化解返貧風(fēng)險(xiǎn)、有效銜接鄉(xiāng)村振興和實(shí)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(shí)意義。

農(nóng)村是中國(guó)減貧工作的主戰(zhàn)場(chǎng)，因而農(nóng)村貧困問(wèn)題是中國(guó)貧困問(wèn)題研究的核心。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)貧困問(wèn)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(duì)不同年齡段人群的獨(dú)立研究，未將各個(gè)年齡段的成年人納入一個(gè)分析框架中；二是所采用的貧困指標(biāo)在測(cè)量效度上相對(duì)不高；三是在以自評(píng)健康為對(duì)象的研究中，學(xué)者們雖然考察了主觀自評(píng)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(duì)自評(píng)健康的直接影響，卻未對(duì)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(guó)家庭金融調(diào)查(China Household Finance Survey，CHFS)數(shù)據(jù)，實(shí)證考察貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的影響。CHFS在2017年收集的數(shù)據(jù)中首次詢問(wèn)了居民的自評(píng)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(shí)地反映個(gè)體自評(píng)健康狀況和家庭貧困狀況的變量。而且，在處理內(nèi)生性問(wèn)題后，對(duì)該數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析所得到的研究發(fā)現(xiàn)能夠較為準(zhǔn)確地識(shí)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(píng)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(yàn)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(gè)體自評(píng)健康水平。此外，針對(duì)特困戶的轉(zhuǎn)移支付可以顯著削弱貧困對(duì)自評(píng)健康的負(fù)面影響。最后，貧困對(duì)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(duì)缺乏風(fēng)險(xiǎn)抵御能力的農(nóng)村老年群體會(huì)產(chǎn)生更大的健康風(fēng)險(xiǎn)。

本文的研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，在研究對(duì)象方面，本文使用具有全國(guó)代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，評(píng)估了家庭貧困對(duì)農(nóng)村18周歲以上居民人口自評(píng)健康的影響；第二，在測(cè)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(cè)量效度，從而可以準(zhǔn)確地評(píng)估貧困對(duì)自評(píng)健康的效應(yīng)；第三，在約束條件方面，本文對(duì)貧困與自評(píng)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(shí)，并且為“十四五”時(shí)期健康扶貧工作的頂層設(shè)計(jì)提供政策參考。

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

一、文獻(xiàn)綜述

貧困對(duì)個(gè)體健康影響的研究最早可以追溯到埃爾德(Glen Elder)對(duì)美國(guó)“大蕭條”影響兒童成長(zhǎng)的開(kāi)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(duì)兒童健康影響的實(shí)證研究迅速增加，并且為“貧困對(duì)兒童身心健康具有破壞性影響”的假說(shuō)提供了更多的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[5]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者將研究對(duì)象從兒童拓展到成年人，并逐漸發(fā)展出“收入不均假說(shuō)”“相對(duì)剝奪假說(shuō)”“絕對(duì)收入假說(shuō)”“貧困假說(shuō)”“相對(duì)位置假說(shuō)”等理論觀點(diǎn)[6]，且再次證實(shí)了貧困對(duì)個(gè)體的身心健康具有負(fù)面影響。Fagundes和Way發(fā)現(xiàn)，童年時(shí)期的貧困經(jīng)歷會(huì)損害個(gè)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(huì)破壞個(gè)體的自評(píng)健康[8]。任國(guó)強(qiáng)等通過(guò)2010—2014年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，個(gè)體收入降低導(dǎo)致的貧困對(duì)自評(píng)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(shí)了貧困會(huì)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(xiǎn)的決策[10]。盡管貧困的健康損害效應(yīng)一再得到驗(yàn)證，但另有研究提供了貧困與自評(píng)健康之間并沒(méi)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(wèn)題上之所以存在爭(zhēng)議，主要是因?yàn)檫@一關(guān)系存在明顯的內(nèi)生性問(wèn)題。一方面，健康人力資本對(duì)個(gè)體貧困有顯著影響。程名望等對(duì)中國(guó)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(huì)損害個(gè)體的健康人力資本。賈海彥基于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)數(shù)據(jù)驗(yàn)證了“健康—貧困”陷阱的自我強(qiáng)化[13]；任國(guó)強(qiáng)等基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，貧困對(duì)城市居民的自評(píng)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(guò)構(gòu)建健康沖擊與貧困脆弱性的動(dòng)態(tài)最優(yōu)框架，發(fā)現(xiàn)健康沖擊顯著增強(qiáng)了個(gè)體貧困的可能性[15]?？傊鲜鲅芯堪l(fā)現(xiàn)除了貧困會(huì)影響健康外，健康本身也會(huì)影響貧困，二者存在雙向因果關(guān)系。對(duì)此，國(guó)外學(xué)者試圖在研究方法上解決這一問(wèn)題，因而開(kāi)展了隨機(jī)控制實(shí)驗(yàn)或利用外生事件的沖擊來(lái)準(zhǔn)確識(shí)別貧困對(duì)個(gè)體健康的影響。在馬拉維和肯尼亞兩國(guó)進(jìn)行的現(xiàn)金轉(zhuǎn)移的實(shí)驗(yàn)均表明，獲得無(wú)附加條款的現(xiàn)金資助顯著提升了個(gè)體的主觀幸福感并降低了個(gè)體的抑郁和焦慮情緒[16-17]。Gardner和Oswald利用彩票中獎(jiǎng)這一外生事件評(píng)估了“意外之財(cái)”對(duì)中獎(jiǎng)?wù)呓】档挠绊?，發(fā)現(xiàn)中巨額彩票對(duì)個(gè)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(jiǎng)的效應(yīng)[18]。

中國(guó)通過(guò)市場(chǎng)化改革的方式取得了舉世矚目的經(jīng)濟(jì)成就，雖然國(guó)民收入持續(xù)增長(zhǎng)，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(wèn)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(duì)弱勢(shì)地位，成為貧困發(fā)生率最高的兩類群體。因?yàn)樵诟咚俪鞘谢谋尘跋?，農(nóng)村成年勞動(dòng)力主要向城市流動(dòng)，他們難以向兒童和老年人提供及時(shí)、有力的經(jīng)濟(jì)支持[19]。而且，政府在農(nóng)村社會(huì)保障體系上的投入相對(duì)不足，導(dǎo)致社會(huì)保障制度對(duì)上述弱勢(shì)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(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)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(kāi)。李春凱和彭華民對(duì)江西省修水縣625名留守兒童的研究發(fā)現(xiàn)，貧困對(duì)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(jí)差異，即高年級(jí)兒童的心理健康水平更差[21]。黃俊對(duì)中國(guó)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(guò)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(gè)方面。首先，現(xiàn)有研究主要以兒童和老年人為研究對(duì)象，對(duì)青年和中年人展開(kāi)分析的研究較少，這使得貧困對(duì)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(duì)貧困變量的測(cè)量方式，要么是使用受訪者對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的主觀評(píng)價(jià)，要么是根據(jù)受訪者家庭收入與國(guó)家統(tǒng)一劃定的貧困線進(jìn)行對(duì)比。前一種測(cè)量方式缺乏客觀性，而后一種測(cè)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(cè)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(duì)個(gè)體健康的直接效應(yīng)，并未對(duì)貧困損害健康的作用機(jī)制展開(kāi)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(gè)方面加以改進(jìn)，以準(zhǔn)確評(píng)估貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(gè)體都會(huì)從上一代繼承一定的健康資本，它會(huì)隨著個(gè)體年齡的增長(zhǎng)而下降，但可以通過(guò)投入新的資源來(lái)實(shí)現(xiàn)健康的增益。根據(jù)該模型，影響個(gè)體健康的因素既包括個(gè)體既往健康狀況，也包括個(gè)體和家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位以及外部環(huán)境等。醫(yī)學(xué)實(shí)驗(yàn)表明，物質(zhì)資源對(duì)個(gè)體生理健康的影響明顯強(qiáng)于對(duì)心理健康的影響[23]，由于自評(píng)健康和慢性病患病率等客觀健康測(cè)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(píng)健康來(lái)表示個(gè)體的生理健康[24]?？紤]到社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是影響個(gè)體獲取資源的重要因素，因而學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為個(gè)體自評(píng)健康與其社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位之間存在“健康的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位梯度”關(guān)聯(lián)[25]。收入是反映社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的一個(gè)重要指標(biāo)，因而個(gè)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(guó)居民為對(duì)象的研究中，國(guó)內(nèi)學(xué)者利用中國(guó)社會(huì)綜合調(diào)查(CGSS)、中國(guó)家庭追蹤調(diào)查(CFPS)等全國(guó)性調(diào)查數(shù)據(jù)的研究均發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是個(gè)人收入的提高還是家庭收入的增長(zhǎng)，都對(duì)個(gè)體自評(píng)健康產(chǎn)生顯著的正向影響[27]。

收入減少是家庭或個(gè)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(huì)造成消費(fèi)支出減少，這將會(huì)使貧困家庭難以實(shí)現(xiàn)發(fā)展型的消費(fèi)升級(jí)，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(yíng)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(gè)體的免疫力、平均身高以及降低死亡率，從而提高個(gè)體的自評(píng)健康水平[28]。基于農(nóng)村義務(wù)教育學(xué)生營(yíng)養(yǎng)改善計(jì)劃的研究發(fā)現(xiàn)，營(yíng)養(yǎng)干預(yù)對(duì)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(yíng)養(yǎng)獲得的最主要來(lái)源，因而食物消費(fèi)量是影響個(gè)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(shí)，其營(yíng)養(yǎng)攝入量難以得到保證，因而個(gè)體的自評(píng)健康及未來(lái)的身體健康都有可能受到損害。陸五一和周錚毅對(duì)中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，個(gè)體在成年時(shí)期的健康狀況受到在兒童時(shí)期營(yíng)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(gè)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(lái)，中國(guó)醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域開(kāi)始市場(chǎng)化改革，伴隨著醫(yī)療服務(wù)價(jià)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(duì)中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(CHNS)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，中國(guó)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(lái)源處于一個(gè)相對(duì)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(duì)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(gè)體自評(píng)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(wú)法通過(guò)獲取足夠的健康營(yíng)養(yǎng)攝入來(lái)進(jìn)行健康投資，進(jìn)而造成自評(píng)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(huì)減少家庭的健康消費(fèi)支出，進(jìn)而損害其自評(píng)健康水平。

缺少幸福感是貧困損害生理健康的另一項(xiàng)作用機(jī)制。幸福感是個(gè)體對(duì)自己當(dāng)前處境是否達(dá)到主觀期望的評(píng)價(jià)。幸福感會(huì)受到個(gè)體特征、社會(huì)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(duì)幸福感的影響在國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界被持續(xù)討論多年。雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是否是造成不同國(guó)家民眾幸福感出現(xiàn)差距的原因存在分歧[34]，但無(wú)論是對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家的研究都表明，個(gè)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(guó)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(guò)來(lái)看，當(dāng)生活陷入貧困后，個(gè)體承受的經(jīng)濟(jì)壓力迅速增大，往往會(huì)產(chǎn)生焦慮、抑郁、認(rèn)知能力下降、社會(huì)信任感降低等消極行為，而這些因素都會(huì)削弱個(gè)體的主觀幸福感[37]。

幸福感不僅是個(gè)體經(jīng)濟(jì)狀況的結(jié)果，而且是個(gè)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(duì)主觀幸福感的影響，但仍有學(xué)者堅(jiān)持認(rèn)為幸福感影響個(gè)體健康的路徑是客觀存在的，這一點(diǎn)也得到了來(lái)自國(guó)內(nèi)外經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。Sabatini對(duì)意大利特倫托省817位居民樣本的分析發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的幸福感越高，其自評(píng)健康水平越高[38]。Li等使用中國(guó)社會(huì)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(gè)體的幸福感，進(jìn)而對(duì)其自評(píng)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(huì)使個(gè)體的幸福感下降，進(jìn)而損害其自評(píng)健康水平。

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

貧困治理對(duì)減少貧困的負(fù)面影響具有重要作用。1949年新中國(guó)成立以來(lái)，黨和政府一以貫之地推動(dòng)反貧困工作，中國(guó)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(jiān)持以政府為主導(dǎo)進(jìn)行資源的投入和調(diào)配是中國(guó)反貧困工作的核心策略，在脫貧過(guò)程中向農(nóng)村地區(qū)進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付是中國(guó)政府應(yīng)對(duì)貧困治理所采取的有效方案。由中央財(cái)政和地方各級(jí)財(cái)政組成的財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金是轉(zhuǎn)移支付的最主要來(lái)源，因而是脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)的“保障錢”，也是貧困村民的“保命錢”。黨的十八大以來(lái)，中央政府對(duì)精準(zhǔn)扶貧、脫貧攻堅(jiān)的轉(zhuǎn)移支付力度進(jìn)一步加強(qiáng)。2016—2020年，中央財(cái)政專項(xiàng)扶貧資金連續(xù)五年每年新增200億元，五年合計(jì)超過(guò)5 300億元，僅2020年一年就達(dá)到1 400多億元；在同一時(shí)期，832個(gè)涉農(nóng)資金整合試點(diǎn)貧困縣共整合地方財(cái)政資金超過(guò)1.5萬(wàn)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(wàn)億元.(2020-12-03)[2021-03-15].中國(guó)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(guó)消除絕對(duì)貧困的關(guān)鍵所在[41]，這一點(diǎn)得到了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。李丹和李夢(mèng)瑤對(duì)國(guó)家扶貧開(kāi)發(fā)重點(diǎn)縣的研究發(fā)現(xiàn)，中央財(cái)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(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，村級(jí)財(cái)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(wèn)題也可以得到緩解。換言之，針對(duì)農(nóng)村貧困居民的轉(zhuǎn)移支付可以減弱貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(duì)其生理健康的損害效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的數(shù)據(jù)來(lái)自西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年進(jìn)行的第四輪中國(guó)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(guó)29個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)的40 011戶家庭、127 012個(gè)個(gè)體，調(diào)查著重詢問(wèn)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(xiàng)目的抽樣過(guò)程科學(xué)、規(guī)范，并且對(duì)收集數(shù)據(jù)進(jìn)行嚴(yán)格的清理，保證了樣本具有全國(guó)代表性。研究表明，CHFS收集的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)基本一致[44]。本研究的分析對(duì)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(gè)個(gè)體樣本。

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量。被解釋變量是個(gè)體自評(píng)健康狀況，該變量在問(wèn)卷中的題項(xiàng)是：“與同齡人相比，現(xiàn)在的身體狀況如何？”，答案選項(xiàng)包括“非常好”“好”“一般”“不好”“非常不好”五類，對(duì)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(píng)健康狀況越好。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，將個(gè)體自評(píng)健康變?yōu)樘摂M變量，“一般”“不好”“非常不好”=0，命名為“自評(píng)健康不好”，“非常好”“好”=1，命名為“自評(píng)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(duì)“貧困”變量進(jìn)行測(cè)量：一是根據(jù)受訪者對(duì)家庭經(jīng)濟(jì)狀況的評(píng)價(jià)來(lái)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(duì)貧困線來(lái)標(biāo)識(shí)家庭貧困狀況[2]。這兩種測(cè)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(shí)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(huì)發(fā)展差距的影響。相比之下，CHFS2017對(duì)貧困變量的測(cè)量方式有了很大改進(jìn)，其對(duì)“貧困戶”的界定為：“按照國(guó)家規(guī)定，且家庭人均收入低于一定水平，填寫了《貧困手冊(cè)》，經(jīng)過(guò)村委/社區(qū)民主評(píng)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(cè)量是基層政府對(duì)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(cè)度貧困狀況。根據(jù)“您家是否是貧困戶？”這一問(wèn)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(wèn)卷中的題項(xiàng)是“您家去年平均一個(gè)月的伙食費(fèi)是多少錢？(單位：元)”。我們基于該指標(biāo)計(jì)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(yàn)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(yàn)證，得到的研究結(jié)果與使用家庭食品消費(fèi)支出變量對(duì)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(duì)這個(gè)指標(biāo)雙邊縮尾0.1%，然后取自然對(duì)數(shù)納入統(tǒng)計(jì)模型，構(gòu)建“食品支出”變量。主觀幸福感在問(wèn)卷中的題項(xiàng)是“總的來(lái)說(shuō)，您現(xiàn)在覺(jué)得幸福嗎？”，答案選項(xiàng)包括“非常幸福”“幸?！薄耙话恪薄安恍腋！薄胺浅２恍腋！蔽孱?，對(duì)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(wèn)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(méi)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(huì)影響個(gè)體生理健康的其他變量，包括個(gè)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(guò)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(méi)有工作=0，有工作(包括在職沒(méi)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(duì)CHFS項(xiàng)目組計(jì)算的家庭年收入變量雙邊縮尾0.1%，然后取自然對(duì)數(shù)形式；(10)調(diào)查省份編碼按照國(guó)家省級(jí)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(jì)。

在回歸分析之前，我們對(duì)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(yàn)。表2的結(jié)果顯示，在未控制個(gè)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(píng)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(duì)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(duì)幸福感的評(píng)價(jià)都介于“一般(3分)”和“幸福(4分)”之間，但前者的幸福感評(píng)分比后者高0.139，這表明貧困農(nóng)民更缺乏幸福感。從五項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的獲得來(lái)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?？傮w而言，均值差異檢驗(yàn)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(lái)考察家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的影響。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=24 388)

表2 均值差異檢驗(yàn)結(jié)果

(三)模型設(shè)定

本文的因變量是“自評(píng)健康”，變量類型是多分類有序變量。本文使用Ordered Probit模型估計(jì)家庭貧困對(duì)個(gè)體自評(píng)健康的影響。Ordered Probit模型將自評(píng)健康視為排序變量，需要使用潛變量推導(dǎo)出MLE估計(jì)量。具體而言，本文估計(jì)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(píng)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(lái)自個(gè)體、家庭和地區(qū)層面的控制變量。εi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，代表不可觀測(cè)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(jì)上顯著，表示家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民的自評(píng)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(dòng)項(xiàng)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(píng)健康的條件概率分別是：

(3)

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

(4)

公式(4)計(jì)算當(dāng)模型中其他變量不變或處于均值時(shí)，X內(nèi)某一解釋變量的單位變化對(duì)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(dòng)1個(gè)單位，自評(píng)健康取1～5時(shí)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(bào)告了使用Ordered Probit模型估計(jì)家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(shuō)明家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民的自評(píng)健康具有負(fù)面影響。模型3-2加入個(gè)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(shuō)明貧困戶居民的自評(píng)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(jì)的結(jié)果?？梢钥吹剑彝ヘ毨У挠绊懛较?、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(píng)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(duì)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(píng)健康水平逐漸下降；與農(nóng)村女性相比，男性的自評(píng)健康更高；相比于無(wú)配偶的農(nóng)村居民，有配偶的農(nóng)村居民的自評(píng)健康反而更差；在農(nóng)村地區(qū)，非農(nóng)戶口居民的自評(píng)健康顯著高于農(nóng)業(yè)戶口居民；測(cè)量社會(huì)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(cè)農(nóng)村居民的自評(píng)健康，即個(gè)體社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，其自評(píng)健康也越高。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

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(wèn)題的原因有兩個(gè)：一是遺漏變量問(wèn)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(shí)中仍存在一些不可觀測(cè)的因素會(huì)同時(shí)影響個(gè)體的自評(píng)健康和家庭經(jīng)濟(jì)狀況。二是反向因果問(wèn)題。一方面，家庭貧困可能會(huì)降低個(gè)體的自評(píng)健康狀態(tài)，這一點(diǎn)在大量的實(shí)證研究中得到了驗(yàn)證[15]；但另一方面，較差的健康自評(píng)也會(huì)抑制個(gè)體人力資本的提升，從而影響其在勞動(dòng)力市場(chǎng)中的競(jìng)爭(zhēng)力和收入水平的提高。上述兩個(gè)問(wèn)題都會(huì)導(dǎo)致模型估計(jì)不準(zhǔn)確，使得基準(zhǔn)回歸的結(jié)論很難反映現(xiàn)實(shí)情況。對(duì)此，本文采取工具變量法來(lái)提高因果識(shí)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(guó)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(wèn)了自評(píng)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(píng)健康變量作為工具變量。

表3 家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民生理健康的影響

表4報(bào)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(jì)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(píng)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(píng)健康水平，這和表3的估計(jì)結(jié)果一致。此外，Wald F統(tǒng)計(jì)量大于10，可以認(rèn)為不存在弱工具變量問(wèn)題。這表明在考慮了模型存在的內(nèi)生性問(wèn)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(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的負(fù)向影響是真實(shí)存在的。

2.傾向值匹配

樣本選擇偏差(sample selection bias)問(wèn)題也會(huì)影響基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。該問(wèn)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(píng)健康上的差異，估計(jì)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(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。PSM的基本思想是根據(jù)由多個(gè)控制變量估計(jì)出來(lái)的傾向值，來(lái)構(gòu)造一個(gè)與實(shí)驗(yàn)組在諸多方面類似的對(duì)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(shí)是一種有效糾正基準(zhǔn)回歸模型估計(jì)偏誤的方法。

表4 工具變量估計(jì)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(duì)照組”，分別對(duì)應(yīng)農(nóng)村貧困戶居民和農(nóng)村非貧困戶居民兩個(gè)子樣本。其次，使用Logit模型估計(jì)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(duì)照組。為保證估計(jì)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(jì)算處理組的平均處理效應(yīng)(ATT)，即處理組和對(duì)照組在自評(píng)健康上的差異。

在計(jì)算ATT之前，需要進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，其目的是觀察匹配后處理組和對(duì)照組的協(xié)變量是否保持平衡。首先，比較實(shí)驗(yàn)組和控制組之間的協(xié)變量偏差分布。由圖1可以看到，實(shí)驗(yàn)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(shí)驗(yàn)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(jì)結(jié)果如表5所示?？傮w來(lái)看，不同匹配方法估計(jì)的結(jié)果具有一致性，ATT差值均在1%的顯著性水平上通過(guò)檢驗(yàn)。以1∶1最近鄰匹配估計(jì)結(jié)果為例，匹配后處理組和對(duì)照組的自評(píng)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(píng)健康下降0.249。由此可見(jiàn)，家庭貧困顯著降低了農(nóng)村居民的自評(píng)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(duì)農(nóng)村居民的自評(píng)健康具有負(fù)面影響。

圖1 樣本協(xié)變量偏差分布

圖2 實(shí)驗(yàn)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(píng)健康的虛擬變量做進(jìn)一步的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表6的模型6-1展示了使用Probit模型估計(jì)的結(jié)果?？梢钥吹剑彝ヘ毨?duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(wèn)題，我們?nèi)圆捎檬茉L者“2015年自評(píng)健康”作為工具變量，并且使用IV-Probit模型進(jìn)行重新估計(jì)，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(píng)健康的結(jié)論是可信且穩(wěn)健的。此外，Wald F值檢驗(yàn)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(shuō)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(jì)的條件。

表6 家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的影響

4. 全年齡段的檢驗(yàn)

由于個(gè)體的生命周期包括不同生命階段，每個(gè)階段的生理健康都離不開(kāi)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(yàn)。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(yàn)結(jié)果如表7所示。從表7可以發(fā)現(xiàn)，家庭貧困對(duì)80歲以下的所有年齡段樣本的自評(píng)健康都具有顯著的消極影響(6)由于每個(gè)年齡段的樣本量不同，因此我們無(wú)法對(duì)不同子樣本的估計(jì)系數(shù)進(jìn)行直接對(duì)比，不能僅僅依靠估計(jì)系數(shù)得出貧困對(duì)哪個(gè)年齡段居民自評(píng)健康的消極影響最大的結(jié)論。。本文認(rèn)為，貧困對(duì)80歲及以上農(nóng)村老人的自評(píng)健康影響不顯著可能是由于該隊(duì)列老人的身體健康本身都是同期出生隊(duì)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(wèn)題。

表7 分年齡組檢驗(yàn)結(jié)果

(三)中介機(jī)制分析

在證實(shí)了家庭貧困對(duì)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(píng)健康的邏輯。此部分將對(duì)這兩種機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。為此，我們采用結(jié)構(gòu)方程模型，以農(nóng)村居民自評(píng)健康為被解釋變量，家庭貧困為解釋變量，以食品消費(fèi)對(duì)數(shù)和幸福感為鏈?zhǔn)街薪樽兞?，以個(gè)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(yàn)?zāi)Ｐ停窂较禂?shù)估計(jì)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(gè)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(gè)體的自評(píng)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(gè)體自評(píng)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(gè)體的幸福感。

通過(guò)Bootstrap自抽樣方法對(duì)中介變量效應(yīng)檢驗(yàn)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(yàn)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(píng)健康的作用機(jī)制，兩個(gè)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(yàn)證。

圖3 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)估計(jì)結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

貧困產(chǎn)生的負(fù)面影響會(huì)因個(gè)體自身抵抗風(fēng)險(xiǎn)能力的大小而發(fā)生變化，對(duì)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(jì)學(xué)特征、家庭擁有的資產(chǎn)和公共服務(wù)可及性等三個(gè)方面來(lái)評(píng)估個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，進(jìn)而考察貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(huì)態(tài)度等方面存在顯著差異。對(duì)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(gè)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(dòng)性資產(chǎn)和土地、住房等非流動(dòng)性資產(chǎn)。已有文獻(xiàn)證實(shí)土地產(chǎn)權(quán)的穩(wěn)定性對(duì)緩解農(nóng)戶多維相對(duì)貧困具有重要作用[48]，但目前缺乏對(duì)住房資產(chǎn)的研究。對(duì)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(huì)保障是公共服務(wù)體系的重要組成部分，它為風(fēng)險(xiǎn)抵御能力差的農(nóng)村居民構(gòu)建了“社會(huì)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(xiǎn)等新農(nóng)合社會(huì)保障可以顯著降低貧困發(fā)生率[49]?；诖?，本文將農(nóng)村居民劃分為“有社會(huì)保障”(有養(yǎng)老保險(xiǎn)或醫(yī)療保險(xiǎn))和“無(wú)社會(huì)保障”(養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)都沒(méi)有)兩個(gè)子樣本，以考察家庭貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的影響在社會(huì)保障方面呈現(xiàn)的差異性。

表8報(bào)告了對(duì)以上四組子樣本估計(jì)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(shuō)明貧困對(duì)不同特征的農(nóng)村居民都會(huì)產(chǎn)生健康損害效應(yīng)。但通過(guò)模型系數(shù)差檢驗(yàn)比較后發(fā)現(xiàn)，貧困對(duì)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(píng)健康的影響大于對(duì)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(jì)上的異質(zhì)性。由此可見(jiàn)，貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的損害效應(yīng)主要體現(xiàn)在缺乏風(fēng)險(xiǎn)抵御能力的老年群體上。

表8 分樣本檢驗(yàn)結(jié)果

(五)調(diào)節(jié)效應(yīng)

表9報(bào)告了使用Ordered Probit模型估計(jì)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?？梢钥吹?，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(shuō)明對(duì)于沒(méi)有獲得轉(zhuǎn)移性收入的農(nóng)村居民而言，家庭貧困對(duì)自評(píng)健康具有負(fù)向影響是穩(wěn)健成立的。在交互項(xiàng)方面，以模型9-1為例，特困戶補(bǔ)助交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這說(shuō)明當(dāng)農(nóng)村居民獲得特困戶補(bǔ)助后，家庭貧困對(duì)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(xiàng)系數(shù)也顯著大于0，但模型9-2和模型9-5中的交互項(xiàng)系數(shù)不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這說(shuō)明獲得特困戶補(bǔ)助、退耕還林補(bǔ)助和教育補(bǔ)助會(huì)削弱家庭貧困對(duì)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(yàn)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(huì)使個(gè)體對(duì)美好生活的向往難以得到有效滿足，還會(huì)引發(fā)健康風(fēng)險(xiǎn)。農(nóng)村居民的貧困發(fā)生率相對(duì)較高，因而也承受著較大的健康風(fēng)險(xiǎn)。依托2017年中國(guó)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(shí)證研究了貧困對(duì)農(nóng)村居民自評(píng)健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，貧困會(huì)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(yàn)等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)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(huì)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(gè)體自評(píng)健康受到損害；第三，針對(duì)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(duì)農(nóng)村居民自評(píng)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(duì)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(duì)缺乏風(fēng)險(xiǎn)抵御能力的老年群體會(huì)產(chǎn)生更強(qiáng)的健康風(fēng)險(xiǎn)，而在住房資產(chǎn)多少及公共服務(wù)可及性方面沒(méi)有得到驗(yàn)證。

2021年是“十四五”建設(shè)的開(kāi)局之年，也是脫貧攻堅(jiān)成果同鄉(xiāng)村振興有效銜接5年過(guò)渡期的開(kāi)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(duì)貧困群體的“一個(gè)收入、兩個(gè)不愁、三個(gè)保障”的戰(zhàn)略目標(biāo)在2020年已經(jīng)基本實(shí)現(xiàn)，但中國(guó)的脫貧攻堅(jiān)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(shí)現(xiàn)過(guò)程中面臨的重要難題。健康是個(gè)體提升社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和社會(huì)實(shí)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(guó)減貧工作的重要內(nèi)容。本研究證實(shí)了貧困對(duì)農(nóng)村居民的生理健康產(chǎn)生損害效應(yīng)，并對(duì)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(duì)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(shí)施農(nóng)村地區(qū)的菜籃子安全等鄉(xiāng)村建設(shè)行動(dòng)，及時(shí)做好脫貧人口和新發(fā)生貧困人口的動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)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(jí)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(xiàng)目結(jié)構(gòu)，對(duì)特困戶群體進(jìn)行精準(zhǔn)投放，重點(diǎn)還是要通過(guò)全面整合人、財(cái)、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?jiǎng)?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(shí)期，要格外關(guān)注農(nóng)村既有的缺乏風(fēng)險(xiǎn)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(huì)保障體系，做好專項(xiàng)救助、堅(jiān)持開(kāi)發(fā)式扶貧，確保在“兩不愁、三保障”的基礎(chǔ)上各項(xiàng)幫扶政策體系具有穩(wěn)定性、有效性和長(zhǎng)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(guó)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?jī)H存在于2017年的調(diào)查問(wèn)卷中，導(dǎo)致本文無(wú)法使用多期追蹤數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，這可能會(huì)對(duì)因果關(guān)系的識(shí)別產(chǎn)生影響。不過(guò)，本文使用工具變量、傾向得分匹配等多種方法對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行了處理，在一定程度上可以提升對(duì)貧困與農(nóng)村居民自評(píng)健康之間因果關(guān)系的有效識(shí)別。其次，在貧困變量測(cè)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(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，因此在“十四五”發(fā)展階段和未來(lái)的學(xué)術(shù)研究中，本文還需要結(jié)合多維相對(duì)貧困、貧困脆弱性等貧困指標(biāo)，對(duì)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(wèn)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(wàn)，然而貧困治理是一項(xiàng)長(zhǎng)期性、復(fù)雜性、系統(tǒng)性的工程，因此未來(lái)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)。