長(zhǎng)期貧困、發(fā)展干擾與城鄉(xiāng)居民健康

吳華安 胡 靜 石智雷

(1.重慶工商大學(xué) 長(zhǎng)江上游經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 400067；2.湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與環(huán)境資源學(xué)院，湖北 武漢430205；3.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 人口與健康研究中心，湖北 武漢 430073)

一、引言

一般來(lái)說，與富人相比，窮人的壽命更短，相同年齡的健康狀況會(huì)更差。來(lái)自不同國(guó)家的調(diào)查結(jié)果也顯示，貧困人口更容易表現(xiàn)為預(yù)期壽命縮短[1]、與健康相關(guān)的死亡率增加[2]、心情抑郁[3]以及疾病和殘疾發(fā)生率上升[4]等等；而健康的惡化又會(huì)帶來(lái)新的貧困，使得貧困長(zhǎng)期持續(xù)或者代際傳遞下去[5]。過去幾十年我國(guó)經(jīng)歷過長(zhǎng)期貧困、不發(fā)達(dá)以及饑餓狀態(tài)，通過改革開放實(shí)現(xiàn)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)的巨大變遷，很多人的收入和貧困狀態(tài)曾在生命歷程中起伏波動(dòng)。目前很多成年人，尤其是50歲以上的人口，在早年經(jīng)歷了挨餓或者處于較差的營(yíng)養(yǎng)環(huán)境，隨后在成年期家庭經(jīng)濟(jì)狀況得到根本性改善，營(yíng)養(yǎng)環(huán)境發(fā)生巨大變化，部分家庭還實(shí)現(xiàn)了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的向上流動(dòng)。但是，早年貧困經(jīng)歷對(duì)健康狀況是否有著持續(xù)的影響？如果有，又是通過怎樣的途徑發(fā)揮作用？目前國(guó)內(nèi)還沒有嚴(yán)格意義上的貧困對(duì)健康影響效應(yīng)的研究，更不清楚早年貧困經(jīng)歷以及不同時(shí)間長(zhǎng)度的貧困如何導(dǎo)致成年后的健康不平等?；诖?，本文嘗試探尋這種影響及其作用機(jī)制。

在健康中國(guó)戰(zhàn)略和脫貧攻堅(jiān)的現(xiàn)實(shí)背景下，本文可能有三個(gè)方面的邊際貢獻(xiàn)：一是從時(shí)間維度刻畫經(jīng)歷貧困的長(zhǎng)度，考察0～17歲(童年和青少年期)不同長(zhǎng)度的貧困經(jīng)歷對(duì)成年后健康的影響，側(cè)重考察了長(zhǎng)期貧困對(duì)健康的影響效應(yīng)以及貧困對(duì)健康的長(zhǎng)期影響效應(yīng)；二是在控制初始健康稟賦、生命歷程因素和原生家庭特征等變量的基礎(chǔ)上構(gòu)建長(zhǎng)期貧困影響健康模型，并盡可能地控制了貧困因素的內(nèi)生性問題；三是提出長(zhǎng)期貧困的發(fā)展干擾假說并進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)論證，發(fā)現(xiàn)了在生命歷程中的早年貧困經(jīng)歷會(huì)通過教育和職業(yè)地位獲得等渠道變量影響成年后的健康狀況。

二、貧困對(duì)健康的影響：文獻(xiàn)評(píng)述與研究假說

(一)貧困與健康：走出單純相關(guān)分析

早期研究貧困對(duì)健康的影響效應(yīng)是從絕對(duì)收入開始的。自Leibenstein發(fā)現(xiàn)絕對(duì)收入對(duì)健康的正向顯著影響后，收入是個(gè)人健康的決定因素也被來(lái)自不同國(guó)家不同時(shí)期的數(shù)據(jù)和文獻(xiàn)所證實(shí)[6]，但收入對(duì)健康的影響會(huì)隨著收入的提高出現(xiàn)遞減趨勢(shì)[7]。而收入差距、相對(duì)收入和相對(duì)剝奪也逐漸成為研究貧困對(duì)健康影響的關(guān)鍵假說。與絕對(duì)收入幾乎一致的結(jié)論不同，收入差距對(duì)健康的影響有著不同的結(jié)論。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)，收入差距與健康顯著負(fù)相關(guān)[8]，其對(duì)健康的影響存在明顯的城鄉(xiāng)差異[9]。另外有研究發(fā)現(xiàn)，在印度尼西亞一個(gè)人的消費(fèi)支出減半，其患精神疾病的概率會(huì)提高6%[10]。隨著對(duì)貧困的認(rèn)識(shí)和測(cè)度不再局限于單一的收入和消費(fèi)維度，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(包括收入、財(cái)富、教育和職業(yè)等)這一多維度的綜合指標(biāo)出現(xiàn)在對(duì)健康梯度的影響研究中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的人有更差的身體功能、更多的抑郁癥狀[11]；社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位大幅度向下流動(dòng)能顯著降低人們的健康水平，但將縮小不同社會(huì)階層之間的健康梯度[12]。

為排除健康對(duì)貧困的反向因果關(guān)系，研究者開始關(guān)注家庭收入和父母的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)兒童及其成年后的健康狀況的影響[13]。而挨餓作為貧困的極端表現(xiàn)，也備受關(guān)注[14]。我國(guó)1959年的饑荒對(duì)經(jīng)歷者產(chǎn)生了嚴(yán)重的健康與經(jīng)濟(jì)的影響，特別是早期經(jīng)歷了饑荒的人群在身高、勞動(dòng)時(shí)間供給和收入上均明顯低于沒有經(jīng)歷饑荒的個(gè)體[15]。也有研究發(fā)現(xiàn)，早期的兒童營(yíng)養(yǎng)不良的負(fù)面影響可以通過快速的“趕上”得到緩解[16]，但用挨餓測(cè)度的貧困對(duì)健康的影響效應(yīng)還需要進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證。

(二)貧困影響健康的內(nèi)在機(jī)制：發(fā)展干擾假說

目前貧困影響健康的途徑，主要有不良生活習(xí)慣、健康資源可獲得性和社會(huì)資本三種假說。不良生活習(xí)慣假說認(rèn)為，處于貧困狀態(tài)下的人更容易形成各種不利于健康的生活習(xí)慣，如抽煙[17]、酗酒[18]以及喜歡食用高脂肪食物[19]等。健康資源可獲得性假說認(rèn)為，貧困會(huì)影響到健康資源利用的不可及和不公平①，如獲得醫(yī)療保健服務(wù)的機(jī)會(huì)不足[20]、無(wú)力支付具有高健康回報(bào)率的醫(yī)療保健投資[21]等。社會(huì)資本假說認(rèn)為，貧困會(huì)導(dǎo)致生活圈固化、社交質(zhì)量下降與社會(huì)資本衰減[22]，而社會(huì)資本積累對(duì)健康有顯著的正向影響[23]，如社會(huì)參與度低[24]、貧富分群居住、居住環(huán)境臟亂差[25]等這些情況也會(huì)導(dǎo)致其健康水平惡化。

來(lái)自發(fā)展中國(guó)家的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，貧困是導(dǎo)致兒童在基礎(chǔ)教育階段輟學(xué)的重要因素[26]，較低的受教育程度使其在職業(yè)獲得和社會(huì)競(jìng)爭(zhēng)中處于不利地位[27](P112—135)，進(jìn)一步導(dǎo)致不好的生活習(xí)慣、劣質(zhì)的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)以及阻礙醫(yī)療衛(wèi)生資源的可獲得性?？紤]到研究對(duì)象(調(diào)查時(shí)點(diǎn)在50～96歲，其0～17歲正處于1917～1980年)經(jīng)歷貧困的年齡段以及當(dāng)時(shí)我國(guó)尚處于社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的前工業(yè)化社會(huì)的特殊性，本文提出長(zhǎng)期貧困影響健康的“發(fā)展干擾假說”：在生命歷程早年經(jīng)歷貧困對(duì)個(gè)人教育和職業(yè)獲得帶來(lái)干擾，進(jìn)而影響到人們的健康狀況，這是長(zhǎng)期貧困影響老年健康的重要渠道。

從動(dòng)態(tài)角度看，貧困可分為長(zhǎng)期貧困和暫時(shí)貧困。雖然經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)長(zhǎng)期貧困與暫時(shí)貧困的界定和度量方法存在一些爭(zhēng)議，但用時(shí)間維度來(lái)考量貧困已成共識(shí)。長(zhǎng)期貧困的重要特征是關(guān)注貧困所持續(xù)的時(shí)間[28]。目前對(duì)貧困的動(dòng)態(tài)變化多為描述性研究[29]，研究長(zhǎng)期貧困和暫時(shí)貧困對(duì)健康影響差異的相對(duì)較少。因經(jīng)歷貧困沖擊的時(shí)間不同，這兩類貧困可能會(huì)對(duì)家庭和個(gè)人在資源分配、教育投資和職業(yè)發(fā)展等決策上產(chǎn)生不同的影響，進(jìn)而可能導(dǎo)致不同的健康結(jié)果。尤其是經(jīng)歷短期貧困還可能出現(xiàn)“趕上”效應(yīng)使得健康狀況下降得以很快緩解，而長(zhǎng)期貧困會(huì)影響人力資本投資，干擾個(gè)人發(fā)展路徑，對(duì)健康可能形成持續(xù)累積的負(fù)向沖擊。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)處理

(一)研究設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

貧困影響健康的因果識(shí)別的關(guān)鍵是解決貧困變量的內(nèi)生性問題。本文借鑒生命歷程理論以及Montez和ayward(2014)的方法[30]，將研究對(duì)象設(shè)定為50～96歲的中年和老年人，通過識(shí)別其年輕時(shí)的貧困經(jīng)歷，研究不同時(shí)間長(zhǎng)度的貧困對(duì)健康狀況的影響?？紤]到中國(guó)人的智力和身體發(fā)育情況，重點(diǎn)考察被訪者0～17歲時(shí)的貧困經(jīng)歷。由于貧困經(jīng)歷發(fā)生在很多年前，被解釋變量是現(xiàn)在的健康狀況，當(dāng)前的健康不會(huì)影響幾十年前的貧困狀況，兒童和青少年對(duì)家庭收入一般也沒有貢獻(xiàn)，因此可以排除反向因果問題。

變量測(cè)度誤差主要源于對(duì)貧困狀態(tài)的衡量，已有研究主要使用當(dāng)年家庭收入水平或社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位來(lái)衡量。本文的研究對(duì)象是中年和老年人，其很難準(zhǔn)確記憶當(dāng)年的收入狀況和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，且時(shí)間跨度較長(zhǎng)，難有橫向可比性。因此用“早年生命歷程的某一時(shí)期有無(wú)挨餓經(jīng)歷”來(lái)測(cè)度其當(dāng)時(shí)是否經(jīng)歷了貧困，以減少測(cè)量誤差。

遺漏變量是要重點(diǎn)解決的問題。貧困與健康的回歸模型會(huì)經(jīng)常受到一些難以觀測(cè)的因素干擾，如基因遺傳、個(gè)人性格、風(fēng)險(xiǎn)偏好和家庭教養(yǎng)等。這些因素也會(huì)同時(shí)影響人們的貧困和健康狀況[31]。2014年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)(CHARLS)進(jìn)行的生命歷程調(diào)查，詳細(xì)追溯了被訪者的工作史、健康史、童年及青少年期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)狀況等信息，為本文控制這些干擾因素提供了可能。另外，通過代理變量法來(lái)控制被已有文獻(xiàn)所證實(shí)的影響貧困和健康的潛在遺漏變量，以降低可能存在的估計(jì)偏差。

早年貧困經(jīng)歷主要反映了原生家庭的收入水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，其主要受父母職業(yè)、父母受教育程度和家庭內(nèi)部資源分配策略的影響[32]。這些變量不僅會(huì)影響到被訪者早年的健康狀況，也會(huì)影響其子女的教育獲得和職業(yè)地位，以及被訪者當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)水平[30]。

在實(shí)證中重點(diǎn)控制被訪者的初始健康稟賦、生命歷程因素和原生家庭特征3組變量。初始健康稟賦包括性別、17歲之前是否生過大病和其母親是否長(zhǎng)壽。生命歷程因素包括出生地為農(nóng)村與城市、受教育程度、就業(yè)情況、婚姻情況、當(dāng)前年齡和當(dāng)前家庭規(guī)模等。因中國(guó)傳統(tǒng)社會(huì)存在嚴(yán)重的重男輕女文化，原生家庭特征引入父親是否識(shí)字、父親的職業(yè)地位和兄弟姐妹數(shù)量變量。

在控制上述變量后，本文構(gòu)建了長(zhǎng)期貧困影響健康狀況的計(jì)量模型②，基本模型設(shè)計(jì)如下：

Hi=α0+α1Ρi+α2Di+α3Li+α4Gi+μi

(1)

在式(1)中，Hi是被訪者的健康狀況，Pi是核心變量，即被訪者0～17歲時(shí)的貧困狀況，Di是初始健康稟賦，Li是生命歷程因素，Hi是原生家庭特征，μi是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由于被訪者從17歲到調(diào)查時(shí)點(diǎn)50歲時(shí)長(zhǎng)33年，這為考察長(zhǎng)期貧困對(duì)健康狀況的影響機(jī)制提供了可能。借鑒Tubeuf等(2012)和Ferraro 等(2016)的方法[33][34]，本文構(gòu)建了4組渠道變量，在式(1)的基礎(chǔ)上逐步添加相應(yīng)的渠道變量。渠道變量的相關(guān)模型如下：

Μi=β0+β1Pi+β2Di+β3Li+β4Gi+μi

(2)

Hi=β0+β1Pi+β2Di+β3Li+β4Gi+β5Mi+μi

(3)

(二)主要變量測(cè)度方法

1.健康的測(cè)度。本文從身體健康和精神健康兩個(gè)維度來(lái)測(cè)度人們的健康狀況。身體健康用日常生活活動(dòng)能力損失來(lái)衡量，參照國(guó)際通用的Barthel指數(shù)(簡(jiǎn)稱BI，下同)，并結(jié)合中國(guó)社會(huì)文化習(xí)慣改良設(shè)計(jì)而成，包括洗澡、穿衣、如廁、轉(zhuǎn)移、大小便控制、進(jìn)食、做飯、整理家務(wù)、購(gòu)物和管理家庭財(cái)務(wù)等10項(xiàng)評(píng)定內(nèi)容。涉及“沒有困難”“有困難但仍可以完成”“有困難需要幫助”“無(wú)法完成”4個(gè)備選項(xiàng)，分別賦值1、2、3、4③；將這10項(xiàng)評(píng)定得分相加，得分越高，表明BI越差④。精神健康用抑郁指數(shù)(簡(jiǎn)稱DS，下同)來(lái)衡量，借用國(guó)際廣泛使用的簡(jiǎn)版流調(diào)中心抑郁量表(CES-D-10)。該量表有10道題目，每道題評(píng)定一個(gè)癥狀，能分別調(diào)查10項(xiàng)癥狀，可用過去一周內(nèi)出現(xiàn)相應(yīng)情況或感覺的頻度來(lái)評(píng)定。按回答結(jié)果“不足1天”“1～2天”“3～4天”“5～7天”分別賦值0、1、2、3；可將各項(xiàng)得分相加，總分30分，得分越高者，精神健康狀況越差⑤。

2.長(zhǎng)期貧困的測(cè)度。1995年聯(lián)合國(guó)首次提出了極端貧困(extreme poverty)的概念，將其定義為一種極度缺乏基本生存所需物資的狀況，包括缺乏食物、飲用水、衛(wèi)生設(shè)施、住所、醫(yī)療、教育和信息。Rowntree(1901)和森(2009)等將“是否能夠獲得足夠的食物(饑餓)”作為絕對(duì)貧困的界定指標(biāo)[36](P30—45)[37](P78—91)。本文的目的是研究經(jīng)歷貧困時(shí)間的不同會(huì)帶來(lái)怎樣的影響，故用“挨餓”指標(biāo)衡量貧困。本文將分別考察被訪者0～5歲、6～12歲和13～17歲這3個(gè)年齡段是否有挨餓經(jīng)歷。根據(jù)被訪者對(duì)這3個(gè)年齡段的回答“都沒有”“僅有1個(gè)”“有2個(gè)”“3個(gè)都有”，分別賦值為0、1、2、3。這樣，隨著該指標(biāo)數(shù)值的增大，說明被訪者處于貧困的時(shí)間越長(zhǎng)。

(三)數(shù)據(jù)和描述性分析

本文的數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)國(guó)家發(fā)展研究院開展的中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)。調(diào)查內(nèi)容包含了個(gè)人及家庭成員的基本信息、社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、健康狀況、醫(yī)療保險(xiǎn)、就業(yè)、收入、消費(fèi)和追溯調(diào)查的被訪者生命歷程信息等。全國(guó)基線調(diào)查數(shù)據(jù)于2011年6月到2012年3月份完成，2013年進(jìn)行了第二期追蹤調(diào)查，2014年進(jìn)行了被訪對(duì)象的生命歷程追溯調(diào)查。由于本文主要研究早年的貧困經(jīng)歷對(duì)當(dāng)前健康狀況的影響，不需考察2011年和2013年追蹤調(diào)查中核心變量的變化，所以數(shù)據(jù)分析主要基于2013年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查(CHARLS)數(shù)據(jù)，并結(jié)合2014年生命歷程追溯調(diào)查數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)篩選規(guī)則如下：剔除掉小于50歲和大于100歲的樣本；剔除掉因變量和核心自變量回答不完整的樣本；由于使用的變量較多，不同模型中有不同類型的變量缺失，本文將進(jìn)入核心模型的有效樣本量作為數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)樣本。最終獲得有效樣本15338個(gè)，其描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

四、經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果

(一)長(zhǎng)期貧困對(duì)健康的影響效應(yīng)

本文把控制被訪者初始健康稟賦作為模型分析的起點(diǎn)，然后逐步控制被訪者的生命歷程因素、原生家庭特征等變量，表2是模型(1)～(8)的估計(jì)結(jié)果。整體來(lái)看，早年經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困對(duì)成年后健康狀況有著顯著的負(fù)向影響。在0～17歲，經(jīng)歷挨餓的時(shí)間越長(zhǎng)，成年后的健康狀況就越差。相對(duì)于BI，早年經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困對(duì)被訪者DS的影響更為明顯。

模型(1)顯示，當(dāng)控制了初始健康稟賦后，在0～17歲無(wú)論是經(jīng)歷1個(gè)階段還是經(jīng)歷3個(gè)階段挨餓，對(duì)被訪者成年后BI損失都有顯著的正向影響。相對(duì)于沒有挨餓經(jīng)歷，在0～17歲整個(gè)階段都有挨餓經(jīng)歷使得BI損失指數(shù)上升了3.77%(1.508÷40×100%)，且在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著。但相對(duì)于2個(gè)階段經(jīng)歷挨餓，其中1個(gè)階段經(jīng)歷挨餓對(duì)BI的影響更為顯著。當(dāng)進(jìn)一步在模型(2)中控制了生命歷程因素，模型結(jié)果發(fā)生了較大的變化，有1個(gè)階段和2個(gè)階段經(jīng)歷挨餓的影響系數(shù)不再顯著，有3個(gè)階段經(jīng)歷挨餓的影響系數(shù)減小為0.519(p<0.01)。然后逐步控制原生家庭特征(模型(3))和省域啞變量(模型(4))，模型結(jié)果都沒有再發(fā)生明顯的變化?？梢姡谕昶诮】禒顩r相當(dāng)?shù)娜后w，早年挨餓經(jīng)歷使他們的BI有了較大幅度的下降，但隨后不同的生命歷程會(huì)對(duì)健康產(chǎn)生不同的影響，且早年貧困經(jīng)歷有可能通過以后的生命歷程間接影響到中年和老年時(shí)的健康。

表1 變量說明與描述統(tǒng)計(jì)

注：家庭人均收入為負(fù)值表示該家庭有欠債。

和BI的影響稍有不同，不同長(zhǎng)度的貧困經(jīng)歷對(duì)DS都有正向影響，且都在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著。整體來(lái)看，長(zhǎng)期貧困對(duì)DS的影響呈現(xiàn)梯度特征，貧困持續(xù)時(shí)間越長(zhǎng)，DS越嚴(yán)重。模型(5)～(8)(變量控制如模型(1)～(4))皆顯示，隨著0～17歲經(jīng)歷挨餓時(shí)間的增加，被訪者的DS指數(shù)呈現(xiàn)階梯狀持續(xù)上升。具體來(lái)看，當(dāng)控制住初始健康稟賦、生命歷程因素和原生家庭特征等變量，在0～17歲有1個(gè)、2個(gè)和3個(gè)階段經(jīng)歷挨餓的DS指數(shù)依次會(huì)升高1.73%(0.52÷30×100%，另兩個(gè)類同)、2.43%、4.22%，且都在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著。可見，貧困對(duì)健康影響存在縱向的暴露時(shí)間累積效應(yīng)，即經(jīng)歷貧困的時(shí)間越長(zhǎng)，人們的健康狀況越差。分城鄉(xiāng)來(lái)看，0～17歲經(jīng)歷挨餓對(duì)農(nóng)村居民健康的影響更為明顯，而對(duì)城市居民健康的影響則相對(duì)較弱。

表2 不同長(zhǎng)度貧困影響居民健康的回歸結(jié)果

注： *、**和***分別代表在5%、1%和0.1%的水平上顯著；括號(hào)中為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，下表同。

(二)長(zhǎng)期貧困對(duì)健康影響的年齡模式

為進(jìn)一步考察長(zhǎng)期貧困對(duì)健康影響效應(yīng)的年齡模式，在表2模型(4)和模型(8)的基礎(chǔ)上計(jì)算了不同年齡段時(shí)經(jīng)歷不同貧困時(shí)間長(zhǎng)度的身心健康得分(模型預(yù)測(cè)值)發(fā)現(xiàn)，在不同年齡階段，經(jīng)歷的貧困時(shí)期越長(zhǎng)，被訪者的健康狀況越差。隨著年齡的增長(zhǎng)，被訪者的BI損失在快速增加，而DS則呈現(xiàn)緩慢上升趨勢(shì)。從BI來(lái)看，在50～69年齡段，0～17歲有挨餓經(jīng)歷被訪者的BI指數(shù)都要高于沒有挨餓經(jīng)歷的被訪者，并伴隨著有挨餓經(jīng)歷時(shí)間段的延長(zhǎng)，和無(wú)挨餓經(jīng)歷被訪者的BI指數(shù)差距在逐步擴(kuò)大。而在70～79歲年齡段，經(jīng)歷1個(gè)和2個(gè)階段挨餓的人群的BI指數(shù)和沒有挨餓經(jīng)歷人群交匯，隨后在80歲以上人群中，經(jīng)歷1個(gè)和2個(gè)階段挨餓的人群的BI指數(shù)開始低于沒有挨餓經(jīng)歷的人群。但3個(gè)階段都經(jīng)歷挨餓人群的BI指數(shù)卻一直高于其他群體。

隨著年齡的增長(zhǎng)，經(jīng)歷不同貧困時(shí)間長(zhǎng)度的被訪者的BI和DS都沒有明顯的收斂特征。圖1和圖2分別描繪了不同年齡組的貧困與BI、DS指數(shù)的關(guān)系，從圖1和圖2中可以看到，隨著年齡的增長(zhǎng)，尤其是在老年階段，人們的BI會(huì)逐漸衰退，DS也會(huì)有所上升，但這些健康因素的生理性衰老并未干擾到早年貧困對(duì)健康的影響效應(yīng)?？梢?，早年經(jīng)歷貧困對(duì)人們成年期及老年期健康狀況都有著穩(wěn)定的負(fù)面影響，或者說長(zhǎng)期貧困經(jīng)歷可以在整個(gè)生命歷程形成結(jié)構(gòu)性健康不平等。

圖1 不同年齡組的貧困與BI指數(shù)

圖2 不同年齡組的貧困與DS指數(shù)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，借鑒以往常用方法調(diào)整因變量的統(tǒng)計(jì)口徑，將BI指數(shù)改用Katz指數(shù)(基本日常生活活動(dòng)能力，簡(jiǎn)寫為ADL)進(jìn)行衡量⑥，將DS指數(shù)改用生活滿意度進(jìn)行衡量，一般認(rèn)為生活滿意度與DS顯著負(fù)相關(guān)，可以換個(gè)角度審視DS狀況。表3的第(1)、(2)列給出的結(jié)果顯示，3個(gè)階段都經(jīng)歷挨餓對(duì)ADL有顯著的正向影響(p<0.01)，1個(gè)和2個(gè)階段挨餓的影響系數(shù)不顯著。不同時(shí)期的挨餓經(jīng)歷對(duì)被訪者生活滿意度都有顯著的負(fù)向影響(p<0.001)，且經(jīng)歷貧困的時(shí)間越長(zhǎng)，生活滿意度越低。這說明模型結(jié)果對(duì)因變量賦值方式不敏感。

目前，教育部門新課標(biāo)中對(duì)初中英語(yǔ)閱讀各項(xiàng)訓(xùn)練技能進(jìn)行了明確的規(guī)定，要求英語(yǔ)教師首先從宏觀層面把握作者的主觀態(tài)度，然后結(jié)合文中特定的情景來(lái)對(duì)文章整體脈絡(luò)進(jìn)行預(yù)測(cè)。英語(yǔ)教師首先要自行搜索相關(guān)的參考資料來(lái)解決閱讀中所遇到的諸多問題，在此基礎(chǔ)之上，來(lái)完成初中英語(yǔ)教學(xué)，傳授相關(guān)的閱讀技巧和方法，并實(shí)現(xiàn)寓教于樂，提升學(xué)生的閱讀積極性。

其次，改變數(shù)據(jù)的區(qū)間，即在模型中把被訪者年齡界定的50～96歲調(diào)整到40歲～80歲，因?yàn)橛胁糠秩巳核ダ虾图膊“l(fā)生會(huì)較早。同樣可以發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)期貧困的健康效應(yīng)依然顯著，并且1個(gè)和2個(gè)階段挨餓對(duì)BI的影響系數(shù)變得顯著(p<0.05)，且對(duì)BI和DS的影響系數(shù)都有所增加，說明長(zhǎng)期貧困在年齡較早的階段已開始顯現(xiàn)，但伴隨著年齡的增長(zhǎng)該負(fù)面影響有所緩解。

另外，通過隨機(jī)抽樣⑦和選擇部分區(qū)域的方法，對(duì)模型重新進(jìn)行回歸。我國(guó)地域廣闊，不同區(qū)域之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)水平差異較大，本文選取西部地區(qū)作為子樣本進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。結(jié)果顯示，無(wú)論是隨機(jī)抽取還是選擇西部地區(qū)作為子樣本，貧困時(shí)期對(duì)BI和DS的影響都有著與主模型基本相同的回歸結(jié)果?？梢?，早年經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困對(duì)成年后健康有穩(wěn)健的負(fù)向影響。

表3 貧困影響健康模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、長(zhǎng)期貧困影響健康的內(nèi)在機(jī)制：貧困的發(fā)展干擾效應(yīng)

引入的生活方式、社會(huì)交際、社會(huì)參與、個(gè)人發(fā)展和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等五組變量在解釋長(zhǎng)期貧困對(duì)健康狀況的影響中都發(fā)揮了作用。已有的國(guó)外文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，生活方式、社會(huì)交際和社會(huì)參與在解釋貧困和健康關(guān)系中發(fā)揮著重要作用。但本文發(fā)現(xiàn)，個(gè)人發(fā)展和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的提升在解釋長(zhǎng)期貧困對(duì)健康影響中卻發(fā)揮了更為重要的作用。具體來(lái)看，在生活方式模塊中引入抽煙和酗酒兩個(gè)變量，總共解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)BI損失作用的2.62%，解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)DS作用的1.28%⑧。醫(yī)學(xué)研究證明，抽煙是導(dǎo)致可預(yù)防性死亡的主要原因，而過度飲酒會(huì)導(dǎo)致心血管、肝臟等多種疾病[38]。但在本文中抽煙和酗酒等渠道解釋作用并不明顯，并且酗酒對(duì)BI損失和DS都有著顯著的負(fù)向影響，也就是說酗酒有利于健康狀況的改善。為進(jìn)一步研究，本文將過去一年每天至少喝一次酒界定為酗酒行為，該變量中排除了那些以前喝酒現(xiàn)在已經(jīng)戒酒的群體，而現(xiàn)在能夠每天喝酒的往往是健康狀況較好的，并且還有一定的經(jīng)濟(jì)能力。而那些因喝酒導(dǎo)致身體健康狀況惡化的人，則通過戒酒退出了目前喝酒的隊(duì)列。同時(shí)將是否戒酒引入模型的結(jié)果顯示，相比沒有酗酒行為的人，已經(jīng)戒酒的人BI損失指數(shù)提高4.18%，DS指數(shù)提高1.9%。進(jìn)一步以是否酗酒和抽煙為因變量的實(shí)證結(jié)果顯示，早年挨餓經(jīng)歷對(duì)成年后是否喝酒和酗酒都沒有顯著的影響，但3個(gè)時(shí)期都有挨餓經(jīng)歷會(huì)使抽煙的概率上升了22.35%⑨。也就是說，經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困的不一定會(huì)酗酒，但很可能會(huì)抽煙，而抽煙對(duì)BI損失和DS的作用相對(duì)較小，因此抽煙和酗酒的渠道作用相對(duì)較小。

引入社會(huì)交際模塊的3個(gè)變量，均對(duì)BI損失和DS有著顯著的負(fù)向影響，該模塊總共解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)BI損失作用的2.92%，解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)DS作用的1.78%?？梢姡藗?cè)黾尤粘５纳鐣?huì)交際能夠顯著改善健康狀況，但對(duì)長(zhǎng)期貧困影響健康的渠道貢獻(xiàn)作用并不大。社會(huì)資本理論認(rèn)為社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)交際是影響貧困與健康的關(guān)鍵因素[39]，但在我國(guó)該因素的作用并不明顯。進(jìn)一步將社會(huì)交際的三個(gè)變量作為因變量進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸顯示，早年挨餓經(jīng)歷對(duì)被訪者交友、打牌下棋和幫助他人都沒有顯著影響?？梢?，早年經(jīng)歷貧困并未導(dǎo)致成年后在社會(huì)交際方面的分化。

引入社會(huì)參與模塊的3個(gè)變量，均對(duì)BI損失和DS有著顯著的負(fù)向影響，該模塊總共解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)BI損失作用的7.43%，解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)DS作用的3.35%。相對(duì)于社會(huì)交往模塊，社會(huì)參與模塊對(duì)長(zhǎng)期貧困影響健康的渠道解釋力要強(qiáng)一些。其中健身運(yùn)動(dòng)對(duì)健康狀況的作用力最大，過去一個(gè)月如果有跳舞、健身或練氣功等活動(dòng)可以使得BI損失指數(shù)降低3.86%，DS指數(shù)下降4.83%，且都在0.001統(tǒng)計(jì)水平上顯著。另外，被訪者平時(shí)多參加社團(tuán)組織、社區(qū)活動(dòng)以及上網(wǎng)都有利于緩解BI損失和DS。但在中國(guó)，尤其是中老年人參加健身、上網(wǎng)或社團(tuán)組織的概率非常低。被訪者過去一個(gè)月有跳舞或健身的占2.79%，過去一個(gè)月參加過社團(tuán)組織的僅占0.8%，過去一個(gè)月有上網(wǎng)經(jīng)歷的占0.9%，在區(qū)分是否經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困的各分組之間也沒有明顯的差異。

在個(gè)人發(fā)展模塊引入受教育年限和職業(yè)兩個(gè)變量，均對(duì)BI損失和DS有著顯著的負(fù)向影響，該模塊總共解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)BI損失作用的23.91%，解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)DS作用的9.83%。分因素來(lái)看，受教育年限每增加一年，被訪者BI損失指數(shù)就會(huì)下降0.26%，DS指數(shù)就會(huì)下降0.28%。相比于務(wù)農(nóng)，從事非農(nóng)就業(yè)的BI損失指數(shù)會(huì)下降2.1%，DS指數(shù)會(huì)下降2.39%。進(jìn)一步分析顯示，在0～17歲沒有挨餓經(jīng)歷的平均受教育年限為5.88年，隨著經(jīng)歷挨餓時(shí)間的延長(zhǎng)受教育年限逐漸縮短，在3個(gè)階段都經(jīng)歷挨餓的平均受教育年限僅為4.02年。另外，隨著經(jīng)歷挨餓時(shí)間的延長(zhǎng)，被訪者以后從事非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)也在降低，沒有挨餓經(jīng)歷且從事非農(nóng)就業(yè)的概率達(dá)60%，而3個(gè)階段都經(jīng)歷挨餓且從事非農(nóng)就業(yè)的概率只有43.16%。可見，在人生的早年階段經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困會(huì)剝奪人們教育獲得的權(quán)利和機(jī)會(huì)，進(jìn)而之也會(huì)阻礙其以后的職業(yè)地位獲得，由此導(dǎo)致中年、老年時(shí)期健康狀況下降。這也驗(yàn)證了本文提出的“長(zhǎng)期貧困的發(fā)展干擾假說”。

健康資源可獲得性模塊總共解釋了長(zhǎng)期貧困對(duì)BI損失作用的17.2%，對(duì)DS作用的5.27%，也是長(zhǎng)期貧困影響健康的重要渠道變量。和個(gè)人發(fā)展模塊指標(biāo)不同，該模塊實(shí)質(zhì)上反映了子女的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，同時(shí)體現(xiàn)了50歲以上人群當(dāng)前的健康資源可獲得性的能力。子女收入水平較低，老年人能獲得的醫(yī)療資源就會(huì)較少，生病時(shí)也很有可能不去醫(yī)院或者不能獲得及時(shí)醫(yī)治。而結(jié)果顯示，家庭人均收入每增加1%，被訪者BI損失會(huì)降低0.48%，DS指數(shù)會(huì)降低0.4%。相對(duì)經(jīng)濟(jì)地位每提高1個(gè)單位，被訪者BI損失會(huì)降低2.15%，DS指數(shù)會(huì)降低4.72%。有趣的是，以發(fā)達(dá)國(guó)家為對(duì)象的研究中，往往將是否獲得國(guó)家的福利作為改善健康狀況的指標(biāo)，但在本文中，如果該被訪者是被政府認(rèn)定的低保戶，其BI損失反而會(huì)提高4.87%，DS也會(huì)提高4.94%。原因在于，貧困并不是認(rèn)定低保戶的唯一指標(biāo)，往往那些家境貧困且健康狀況不佳的居民更容易獲得低保指標(biāo)。

六、結(jié)論與討論

本文基于2013年和2014年中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以0～17歲的挨餓經(jīng)歷來(lái)衡量不同時(shí)間長(zhǎng)度的貧困，進(jìn)而考察長(zhǎng)期貧困對(duì)身體健康和精神健康的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明，有挨餓經(jīng)歷會(huì)顯著降低50歲以上成年人的健康狀況，伴隨著貧困時(shí)間的延長(zhǎng)，被訪者抑郁情緒將明顯上升，但只有超過12年處于貧困狀態(tài)才會(huì)對(duì)日常生活活動(dòng)能力產(chǎn)生負(fù)面影響。在控制了初始健康稟賦、生命歷程因素和原生家庭特征等變量后，可以判斷長(zhǎng)期貧困對(duì)健康的影響存在顯著的因果屬性。為了保證計(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還分別使用調(diào)整因變量的統(tǒng)計(jì)口徑、改變數(shù)據(jù)區(qū)間、改變地區(qū)區(qū)域和隨機(jī)篩選部分子樣本等方式重新對(duì)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，長(zhǎng)期貧困對(duì)成年人身體健康和精神健康的影響效果都是較為穩(wěn)健的。

本文在利用渠道變量法分析長(zhǎng)期貧困影響健康的作用機(jī)制時(shí)發(fā)現(xiàn)，生活方式、社會(huì)交際和社會(huì)參與對(duì)長(zhǎng)期貧困影響健康的渠道作用相對(duì)較小，而個(gè)人發(fā)展和子女的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是解釋長(zhǎng)期貧困影響健康的重要渠道變量。早年經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困首先降低被訪者的受教育機(jī)會(huì)和能力，然后進(jìn)一步阻礙成年后的職業(yè)地位獲得，并且這種貧困還會(huì)代際傳遞下去，影響子女的職業(yè)和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。被訪者不能獲得很好的教育和職業(yè)地位，進(jìn)而降低收入和福利水平，也難以保證成年時(shí)期攝取充足的營(yíng)養(yǎng)和醫(yī)療服務(wù)資源；而子女的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低，會(huì)影響父母晚年的衛(wèi)生環(huán)境和醫(yī)療服務(wù)資源的可獲得性，也會(huì)降低其父母老年健康水平。這便是本文提出的早年經(jīng)歷長(zhǎng)期貧困帶來(lái)的持續(xù)累積，進(jìn)而影響成年后健康狀況的發(fā)展干擾效應(yīng)。

改革開放之后，我們黨對(duì)我國(guó)社會(huì)主義現(xiàn)代化建設(shè)做出戰(zhàn)略安排，提出“三步走”戰(zhàn)略目標(biāo)。解決人民溫飽問題、人民生活總體上達(dá)到小康水平這兩個(gè)目標(biāo)已提前實(shí)現(xiàn)。但目前我國(guó)仍存在一定數(shù)量的貧困人口，為確保到2020年我國(guó)現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)下農(nóng)村貧困人口實(shí)現(xiàn)脫貧，貧困縣全部摘帽，解決區(qū)域性整體貧困，堅(jiān)決打贏脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，仍有許多工作要做。在國(guó)家扶貧脫貧的攻堅(jiān)時(shí)期，本文提出的研究假說的政策含義是，精準(zhǔn)扶貧和精準(zhǔn)脫貧的關(guān)鍵，不單單是提高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低群體的收入，更為重要的是要增加教育和醫(yī)療衛(wèi)生資源的公平可及性，把貧困人口全部納入醫(yī)療保障安全網(wǎng)，盡可能防止因貧致病以及貧困的代際傳遞。

注釋：

①在貧困影響健康的研究中，該假說一般作為理論機(jī)制，在具體測(cè)量中，健康資源可獲得性主要由當(dāng)前收入水平和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位來(lái)做代理變量?？梢岳斫鉃?，貧困人口沒有足夠的金錢去購(gòu)買必要的或優(yōu)質(zhì)的健康服務(wù)。

②也有可能存在死亡選擇效應(yīng)，長(zhǎng)期貧困導(dǎo)致健康水平的下降，而隨著年齡的增長(zhǎng),健康狀況不好的人會(huì)率先進(jìn)入死亡隊(duì)列。那么式(1)所估計(jì)的就是早年長(zhǎng)期貧困健康影響效應(yīng)的下限，因果關(guān)系依然得以證實(shí)。

③在調(diào)查中，如受訪者自我評(píng)價(jià)健康狀況良好、沒有殘疾、慢性病和身體疼痛，并且能夠慢跑一公里、爬幾層樓和負(fù)重10公斤，日常生活活動(dòng)能力部分就跳過不問。在數(shù)據(jù)處理中將這部分樣本賦值為0，即完全能夠生活自理。

④日常生活活動(dòng)能力等級(jí)劃分標(biāo)準(zhǔn)：0分為完全能自理；1～16分為自理能力輕度損害；17～24分為自理能力中度損害；25～40分為自理能力重度損害。

⑤將CES-D-10量表中的10項(xiàng)得分相加，總分30分。抑郁等級(jí)劃分標(biāo)準(zhǔn)：小于7分無(wú)抑郁癥狀；8～9分可能有抑郁癥狀；10分及以上肯定有抑郁癥狀。

⑥Katz日常生活活動(dòng)能力指數(shù)是由Katz等人設(shè)計(jì)并制定的語(yǔ)義評(píng)定量表。Katz認(rèn)為功能活動(dòng)的喪失是根據(jù)特定順序進(jìn)行的，復(fù)雜的功能首先喪失，簡(jiǎn)單的動(dòng)作喪失較遲(Katz，1963)。Katz指數(shù)可評(píng)定96%的ADL能力，是目前應(yīng)用最廣泛的基本日常活動(dòng)能力評(píng)價(jià)指數(shù)。

⑦在問卷調(diào)查過程中，健康自我評(píng)價(jià)的問題是以隨機(jī)的形式出現(xiàn)，本文選取隨機(jī)出現(xiàn)的第二組，作為本文再抽樣的樣本。

⑨以抽煙、酗酒、社會(huì)參與、教育和職業(yè)等渠道變量為因變量的回歸模型，以貧困經(jīng)歷為核心自變量，控制初始健康稟賦、生命歷程變量和原生家庭特征等因素，限于篇幅，機(jī)制分析回歸結(jié)果沒有列出，有興趣的讀者可以和作者聯(lián)系獲得。