公共衛(wèi)生與長期人力資本
——基于中國農(nóng)村“改水改廁”事件的研究

梁 超，王素素，孫 濤

（1.上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟與管理學(xué)院/中國發(fā)展研究院，上海 200030；2.上海海關(guān)學(xué)院 海關(guān)與公共經(jīng)濟學(xué)院，上海 201204；3.山東大學(xué) 經(jīng)濟研究院，山東 濟南 250100）

一、引言

健康是影響國民福利和經(jīng)濟發(fā)展的重要因素，消除國家之間的居民健康水平差別可以大幅縮小國別之間的勞動人口平均GDP差異（Weil，2007）。居民健康狀況的改善不僅可以促進人口增長（Acemoglu 和Johnson，2007），還可帶來人均收入水平的提高（Bloom 等，2014）。作為改善居民健康的重要手段，各國政府及社會組織都曾大力推進公共衛(wèi)生建設(shè)，比如自來水的普及、氯氣消毒技術(shù)的使用、城市修建下水道以及針對流行病的衛(wèi)生運動等。研究表明公共衛(wèi)生建設(shè)對降低兒童死亡率，促進兒童健康發(fā)育和提高兒童識字率等都產(chǎn)生了積極正面的影響（Cutler 和Miller，2005；Bleakley，2007；Alsan 和Goldin，2019）。然而，關(guān)于發(fā)展中國家的農(nóng)村地區(qū)推廣自來水和衛(wèi)生廁所的長期影響，現(xiàn)有研究關(guān)注較少。

中國政府高度重視農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生建設(shè)和防疫工作，有效遏制了各類地方病和傳染病的發(fā)生（顧昕，2019）。研究發(fā)現(xiàn)，改革開放前消滅血吸蟲病、瘧疾、碘缺乏等疾病的公共衛(wèi)生事件對女性妊娠成功率、嬰兒存活率、人口增長、個體教育和成年人的收入都有顯著的正面影響（李楠和衛(wèi)辛，2017；林友宏，2018）。改革開放后中國農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生建設(shè)主要是自來水和衛(wèi)生廁所的推廣，1986 年和1996 年國家分別將農(nóng)村飲用水改善和衛(wèi)生廁所建設(shè)（簡稱“改水改廁”）受益人口數(shù)量目標(biāo)列入“七五”計劃和“九五”計劃，此后農(nóng)村地區(qū)的飲用水和廁所衛(wèi)生狀況得到較大改善。作為鄉(xiāng)村建設(shè)的重要內(nèi)容，“改水改廁”為農(nóng)村居民的生活提供了極大便利，有研究關(guān)注其短期健康效應(yīng)并評估其經(jīng)濟社會收益（王瓊和苗艷青，2014；韋慶明等，2017）。但是，當(dāng)前農(nóng)村的公共衛(wèi)生建設(shè)仍然存在一定的問題。以“改廁”為例，由于居民對“改廁”的支付意愿低于“改廁”的成本支出（苗艷青等，2012），可能造成農(nóng)村“改廁”的財政投入效果較差（Trémolet 等,2010）。在鄉(xiāng)村振興的大背景下，本文從長期的視角考察農(nóng)村地區(qū)“改水改廁”事件的影響，準(zhǔn)確評估其長期效益，這對于進一步推動農(nóng)村地區(qū)的飲用水改善和衛(wèi)生廁所建設(shè)有著重要的借鑒價值和參考意義。

關(guān)于發(fā)展中國家的公共衛(wèi)生建設(shè)，既有文獻主要關(guān)注消滅瘧疾以及蛔蟲病等疾病的影響。Lucas（2010）發(fā)現(xiàn)斯里蘭卡和巴拉圭的瘧疾消除事件顯著提高了女孩的識字率和受教育程度。但是，印度的瘧疾消除事件并未帶來長期教育水平的改善（Culter 等，2010）。在肯尼亞以學(xué)校為單位實施的消滅腸道蠕蟲病試驗，使得學(xué)校曠課人數(shù)顯著減少，但未帶來學(xué)生成績的明顯提高（Miguel 和Kremer，2004）。關(guān)于自來水的普及和下水道的修建，文獻主要關(guān)注發(fā)達國家的城市地區(qū)，研究視角也大部分集中在兒童死亡率等方面（Cutler 和Miller,2005;Alsan 和Goldin,2019）。而中國農(nóng)村地區(qū)的飲用水改善計劃和衛(wèi)生廁所建設(shè)極大地影響了農(nóng)村居民的生活環(huán)境。Zhang 和Xu（2016）發(fā)現(xiàn)自來水對農(nóng)村兒童的受教育水平有明顯的促進效應(yīng)。但他們基于家庭使用自來水的時間來推斷改水時間，存在樣本自選擇問題。而且，研究顯示自來水的普及和下水道建設(shè)的互補效應(yīng)非常重要，二者共同導(dǎo)致了兒童死亡率大幅下降（Alsan 和Goldin,2019），因此本文將中國農(nóng)村的“改水改廁”事件作為整體展開考察。

本文考察了中國農(nóng)村地區(qū)的“改水改廁”事件對兒童長期人力資本的影響。研究發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件可以顯著促進農(nóng)村兒童的長期人力資本積累。16 歲以下的青少年如果經(jīng)歷“改水改廁”事件，其人均教育年限會增加1.28 年，接受高中和大學(xué)教育的概率分別上升23%和10%。本文還發(fā)現(xiàn)青少年若是越早經(jīng)歷“改水改廁”事件，其人力資本改善越明顯。機制考察顯示，對于歷史上發(fā)生過傳染病的地區(qū)，“改水改廁”事件對此地區(qū)居民的人力資本的改善效應(yīng)更大?；贑HNS數(shù)據(jù)的研究則顯示“改水改廁”事件有助于減少兒童的日?；疾。⒔档图彝サ尼t(yī)療支出。成本收益分析顯示該政策的年回報率超過230%，說明農(nóng)村地區(qū)的“改水改廁”事件有著良好的經(jīng)濟效益和社會效益。

本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下方面：（1）從發(fā)展經(jīng)濟學(xué)的視角看，本文考察發(fā)展中國家農(nóng)村地區(qū)“改水改廁”事件的影響，豐富了公共衛(wèi)生建設(shè)長期效應(yīng)的相關(guān)研究；（2）從研究設(shè)計看，以“改水改廁”事件作為準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)造截面雙重差分模型，本文的識別策略更為可靠；（3）研究顯示“改水改廁”事件的收益不僅體現(xiàn)在當(dāng)下生活便利度的提高，同時促進了長期人力資本積累，這為進一步推進農(nóng)村地區(qū)的飲用水改善和衛(wèi)生廁所建設(shè)提供了研究支撐，為相關(guān)政策的制定提供了參考依據(jù)。

本文余下部分結(jié)構(gòu)如下：第二部分介紹政策背景并提出理論假說，第三部分是數(shù)據(jù)來源和實證識別策略，第四部分是實證結(jié)果，最后是本文的結(jié)論和政策啟示。

二、制度背景和理論假說

中國政府一直高度重視農(nóng)村飲用水和環(huán)境衛(wèi)生問題。改革開放后全國農(nóng)村地區(qū)推廣“改水改廁”建設(shè)。此時的“改水”仍采用多種方式，其中以建立集中供水的自來水體系為主，集中供水的好處是可以較大程度上保證水源的質(zhì)量，并采用氯氣消毒等方式殺滅水中的有害病菌?！案膸眲t以糞便無害化為主要目標(biāo)。通過將農(nóng)村的“改水改廁”建設(shè)作為地方政府的責(zé)任目標(biāo)，政府建立起跨部門的合作協(xié)調(diào)機制，增加政府財政資金投入，并依靠地方政府和村委會組織實施建設(shè)與管理。在各級政府、社會各界和人民群眾的積極參與下，尤其是在近些年鄉(xiāng)村振興和精準(zhǔn)扶貧政策的支持下，我國農(nóng)村供水與環(huán)境衛(wèi)生工作取得了極大的成就。根據(jù)水利部公告，截至2018 年，全國農(nóng)村自來水普及率達到81%。根據(jù)衛(wèi)健委統(tǒng)計，2017 年農(nóng)村衛(wèi)生廁所普及率達到81.7%，其中無害化衛(wèi)生廁所普及率達到62.7%。

那么“改水改廁”事件如何影響兒童的長期人力資本呢？事實上，推廣自來水和衛(wèi)生廁所可以改善兒童的成長環(huán)境，其通過兩個渠道促進兒童的長期人力資本發(fā)展。一方面，“改水改廁”事件可以減少日常生活環(huán)境中的寄生蟲和傳染病，從而降低兒童的日常患病率，提高他們的健康水平。早期的健康沖擊會影響個體的人力資本積累（Almond，2006；林友宏，2021），而在兒童時期就進行健康干預(yù)有助于他們在將來獲得更多的教育機會（Bleakley,2007；林友宏，2018）。自來水的普及可以提高飲用水的安全性，而家庭飲用水的污染則會增加居民使用門診服務(wù)和住院服務(wù)的概率，并帶來相關(guān)醫(yī)療支出的上漲（方黎明等，2019）。

此外，農(nóng)村地區(qū)傳統(tǒng)的坑式廁所不能隔絕糞便尿液與空氣的接觸，也無法防止糞便尿液滲入地下水，這會增加病毒細菌通過空氣傳播和水傳播的概率。來自印度、柬埔寨和尼泊爾等國家的研究顯示，即使普通廁所的使用都可以顯著改善兒童的發(fā)育狀況，并且提高他們的健康水平（Spears,2012;Hammer 和Spears,2016;Vyas 等,2016;Coffey 等,2018）。因此，農(nóng)村地區(qū)的集中供水可以減少水傳播疾病的發(fā)生（Zhang,2012），衛(wèi)生廁所則能有效隔絕糞便尿液與空氣的接觸以及其向地下水的滲漏。從這方面來說，“改水改廁”事件可以改善兒童成長的環(huán)境并提高兒童的健康水平。

另一方面，“改水改廁”事件可以改善兒童的認知能力，從而增加他們獲取更高教育水平的機會。關(guān)于自來水對認知能力的改善，在文獻中已經(jīng)得到證實?；贑FPS數(shù)據(jù)的研究顯示，兒童時期接觸使用自來水可以顯著提高他們的認知能力（Chen 等,2020）。而且，相比沒有廁所而言，普通廁所的使用也可以帶來兒童認知能力的顯著改善（Spears 和Lamba,2016）。國內(nèi)可以獲取衛(wèi)生廁所信息的數(shù)據(jù)主要有兩個，一個是中國健康與營養(yǎng)追蹤調(diào)查（CHNS），但該調(diào)查未進行認知能力測試。另一個是中國養(yǎng)老與健康追蹤調(diào)查（CHARLS），但該調(diào)查只針對45 歲以上人群，無法研究青少年或者兒童的認知能力變化。其他如中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）有著較好的兒童認知能力測試，但沒有家庭以及村居層面衛(wèi)生廁所的相關(guān)信息。因此，由于數(shù)據(jù)限制，關(guān)于衛(wèi)生廁所如何影響兒童認知水平，本文可能無法給出很好的回答?；谏鲜鲇懻摚疚奶岢鲆韵麓龣z驗假說：

假說1：“改水改廁”事件可以改善兒童的長期人力資本發(fā)展，并且提高其受教育水平。

假說2：由于累積效應(yīng)和兒童早期發(fā)育會比較敏感，兒童越早經(jīng)歷“改水改廁”事件，其人力資本改善效果越明顯。

假說3：“改水改廁”事件可以改善兒童的日常健康狀況。

三、數(shù)據(jù)和識別策略

（一）數(shù)據(jù)介紹與描述

本文所用數(shù)據(jù)來自中國健康與養(yǎng)老追蹤（CHARLS）2011 年、2013 年、2014 年和2015 年四個批次的調(diào)查。村居層面（即村委會）數(shù)據(jù)來自2011 年村居問卷，其中問到“你們村是否經(jīng)歷過‘改水改廁’？如果經(jīng)歷過，請問具體是在哪一年？”。在CHARLS數(shù)據(jù)中有效的村居樣本有305 個，其中166 個村居未經(jīng)歷過“改水改廁”事件，139 個曾發(fā)生過“改水改廁”事件。CHARLS村居樣本中改革比較集中的年份在1995 年之后，這與1996 年國家將農(nóng)村環(huán)境衛(wèi)生列入國民經(jīng)濟發(fā)展五年計劃的事實相一致。①在CHARLS 村居樣本中，回答在1980 年之前經(jīng)歷“改水改廁”事件的僅有一個村居，該村居改革年份為1970 年，考慮到離異程度較高，可能存在受訪者或調(diào)查員誤報的問題，后文實證中剔除了該村居樣本，由此帶來個體樣本減少68 個。事實上，若保留該樣本，文章結(jié)果也沒有明顯的變化。CHARLS調(diào)查的受訪者為45 歲以上人群，在1980 年時基本都已超過15 歲，由于本文關(guān)注未成年時期經(jīng)歷“改水改廁”的長期影響，CHARLS受訪者樣本并不適用。但是，CHARLS歷次調(diào)查中受訪者都回答了其子女及兄弟姐妹的相關(guān)信息，包括性別、出生年份、受教育信息等，因此可以從受訪者的兄弟姐妹和子女樣本中篩選年輕的群組展開研究。此外，使用受訪者的子女和兄弟姐妹樣本還可以根據(jù)受訪者的出生地、常住地和戶口所在地信息準(zhǔn)確識別出子女和兄弟姐妹是否成長在本村，即使離開本村的樣本也會被覆蓋到，從而保證識別的準(zhǔn)確性，避免樣本選擇偏誤。

關(guān)于樣本篩選，本文做如下處理：（1）提取出2011?2015 年四次調(diào)查中的子女和兄弟姐妹樣本，剔除重復(fù)或缺失關(guān)鍵信息的樣本；（2）只保留1970 年到1994 年之間出生的樣本，從而保證在2015 年時可以觀察到其大學(xué)入學(xué)狀況；（3）根據(jù)受訪者的出生地和常住地信息剔除未成年時期不在本村的樣本，得到29 244 個有效樣本。根據(jù)村居的“改水改廁”歷史，將樣本劃分為發(fā)生過“改水改廁”村居組和未發(fā)生“改水改廁”村居組，樣本描述性統(tǒng)計見表1，可以發(fā)現(xiàn)平均而言“改水改廁”村居的樣本相比未“改水改廁”村居的樣本有著更高的受教育水平、更少的兄弟姐妹數(shù)量以及更高的父母教育水平，這些差異都說明使用雙重差分識別策略的必要性。

表1 樣本描述性統(tǒng)計

（二）識別策略

根據(jù)村居“改水改廁”的時間差異，結(jié)合個體的出生信息，本文構(gòu)造雙重差分模型。由于CHARLS樣本中出生前所在村居已完成“改水改廁”的比例較低，為利用政策逐步推進帶來的變異信息，參考Chen 等（2020）的研究設(shè)定，本文構(gòu)造變量來測度個體16 歲以下經(jīng)歷“改水改廁”事件的時間長度比例。選擇16 歲以前作為個體受到“改水改廁”事件影響的范圍是出于以下考量：首先，16 歲及以下兒童恰好處于義務(wù)教育階段，健康狀況對生活環(huán)境比較敏感（Galiani 等,2005），此階段內(nèi)健康狀況變化會進一步影響他們獲取高中和大學(xué)教育的概率。其次，16 歲以上青少年更容易遷移，從而不受家鄉(xiāng)“改水改廁”事件的影響。最后，選擇16 歲與Bleakley（2007）和Baird 等（2016）的研究設(shè)定相一致。本文構(gòu)造的暴露時間指標(biāo)如式（1）所示。

公式（1）中Gyearjt表示改革年份，Byearijt表示出生年份。如果個體的出生年份晚于當(dāng)?shù)亍案乃膸笔录哪攴?，那么其就被認為16 歲以下完整經(jīng)歷“改水改廁”事件。如果個體出生年份早于當(dāng)?shù)亍案乃膸笔录臅r間，則可以計算出個體16 歲以下經(jīng)歷“改水改廁”事件的時長占比。如果個體16 歲時當(dāng)?shù)厝晕磳嵤案乃膸?，則這些樣本在16 歲以下經(jīng)歷“改水改廁”事件的時間長度為0。樣本中在16 歲以下經(jīng)歷過“改水改廁”事件的樣本接近5%，從出生就經(jīng)歷“改水改廁”事件的個體樣本占總樣本比例為0.6%。

以連續(xù)處理變量測度個體在16 歲以下經(jīng)歷“改水改廁”事件的時長比例，樣本之間的處理差異來自個體出生時間的不同和村居層面推廣“改水改廁”的時間差異。實證中使用該連續(xù)處理變量的好處是可以充分利用樣本變異，從而提高實證識別效率。后文也采用個體在16 歲以下是否經(jīng)歷過“改水改廁”的啞變量來構(gòu)造DID估計?；谏鲜鲎兞繕?gòu)造的DID模型如下所示：

本文關(guān)注“改水改廁”對長期人力資本的影響，選取的被解釋變量包括：個體的受教育年限，個體是否高中畢業(yè)（含中專）以及是否讀大學(xué)（含大專、研究生階段）。X表示個體層面控制變量，包括性別、兄弟姐妹數(shù)量以及父母的教育水平。村居固定效應(yīng)可以控制村居層面不隨時間變化的遺漏變量干擾，比如村居的地理環(huán)境等自然條件。個體的出生年份固定效應(yīng)則可以控制經(jīng)濟發(fā)展等因素的影響?？刂谱〈寰雍蜁r間固定效應(yīng)后，本文DID識別的是相比未經(jīng)歷“改水改廁”村居的人群，經(jīng)歷“改水改廁”村居的人群受教育水平變化的差異?？紤]到村居內(nèi)居民受教育水平的相關(guān)性，回歸標(biāo)準(zhǔn)誤都聚類到村居層面。

村居初始條件以及村居層面變化的因素也可能影響青少年教育的獲取，使得DID系數(shù)受到影響。本文參考Duflo（2001）做法，控制可能的影響因素。首先，根據(jù)微觀數(shù)據(jù)構(gòu)造出村居層面1980 年時期16?40 歲人群的人均教育年限，度量“改水改廁”事件前的村莊人均教育水平，回歸中控制該指標(biāo)與個體出生年份啞變量的交叉項，以控制可能存在的“改水改廁”事件與村居本身人力資本水平的相關(guān)性。其次，本文排除了學(xué)校供給因素，并控制村居歷史上發(fā)生過的“撤點并校”和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革。最后，還排除了義務(wù)教育擴張和高考擴招等各類政策的影響。本模型的識別有效性建立在如下條件成立的基礎(chǔ)上：

在控制可觀測的個體和家庭因素X、村居固定效應(yīng) αj以及出生年份固定效應(yīng) γt后，只要保證處理變量Expose_gsgcijt外生性，Expose_gsgcijt的 系數(shù) β1反映“改水改廁”事件對個體人力資本影響的因果效應(yīng)。16 歲以下暴露于“改水改廁”事件的時長比例Expose_gsgcijt由個體的出生年份以及村居的“改水改廁”的時間兩方面因素共同決定，因此只要“改水改廁”事件不直接影響個體的出生時間，對個體而言暴露于“改水改廁”事件的時長比例就是外生的。①由于篇幅所限，針對公式（3）的識別有效性假設(shè)的考察結(jié)果省略，讀者若是感興趣，可向作者索取。

四、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)考察

根據(jù)公式（2）考察農(nóng)村“改水改廁”對兒童長期教育水平的影響，結(jié)果如表2 所示。列（1）至列（3）以個體經(jīng)歷的“改水改廁”事件的時間長度比例作為主要解釋變量，發(fā)現(xiàn)經(jīng)歷“改水改廁”事件的時間長度對個體受教育水平有顯著的促進效應(yīng)。如果16 歲以下完整經(jīng)歷“改水改廁”事件，個體受教育年限增加1.28 年，獲得高中學(xué)歷的概率提高23.1%，并在1%的顯著性水平下顯著，而接受大學(xué)教育的概率提高10.2%，在5%的顯著性水平下顯著。列（4）至列（6）以是否經(jīng)歷過“改水改廁”事件的啞變量進行考察，可以發(fā)現(xiàn)16 歲之前所在村居發(fā)生過“改水改廁”的話，個體受教育年限平均增加0.55 年，獲取高中和大學(xué)教育的概率分別提高7.8%和4.4%，均在1%的顯著性水平下顯著。因此，假說1 得到驗證。

表2 “改水改廁”事件的影響——基準(zhǔn)結(jié)果

（二）不同年齡經(jīng)歷“改水改廁”事件的效應(yīng)

根據(jù)前文設(shè)定，16 歲以下經(jīng)歷“改水改廁”事件的時間長度是本文關(guān)注的主要處理變量，其假設(shè)前提是經(jīng)歷“改水改廁”事件的時間越長，個體受影響越大。這里參考Zhang 和Xu（2016）和Chen 等（2020）的方法，考察不同年齡段經(jīng)歷“改水改廁”事件的異質(zhì)性影響。具體而言，構(gòu)造出4 歲以下、5?8 歲、9?13 歲、14?16 歲、17 歲及以上是否經(jīng)歷“改水改廁”事件的變量，其中17 歲及以上經(jīng)歷“改水改廁”事件作為對照組，控制村居固定效應(yīng)和出生年份固定效應(yīng)進行回歸。結(jié)果如表3 所示，可以發(fā)現(xiàn)在“改水改廁”時，兒童年齡越小，其將來獲得的教育水平越高，完成高中學(xué)業(yè)和大學(xué)學(xué)業(yè)的概率都越高。②對于在4 歲以下年齡段經(jīng)歷“改水改廁”事件的人群，其大學(xué)畢業(yè)率低于在5?8 歲年齡段經(jīng)歷“改水改廁”事件的人群，這與最低年齡段人群仍有部分處于大學(xué)在讀階段有關(guān)。村居發(fā)生“改水改廁”時，兒童年齡越小，其人力資本改善效應(yīng)越大，假說2 得到驗證。

表3 不同年齡經(jīng)歷“改水改廁”事件的效應(yīng)

（三）機制考察

根據(jù)前文分析，“改水改廁”事件主要通過兩個渠道影響兒童的長期人力資本積累。①感謝兩位審稿人關(guān)于機制部分的建設(shè)性意見。一方面，“改水改廁”事件改善了兒童的健康水平。另一方面，“改水改廁”事件提高了兒童的認知能力。關(guān)于飲用水改善對兒童認知能力的影響，文獻中已經(jīng)得到驗證（Chen 等,2020）。關(guān)于衛(wèi)生廁所對兒童認知能力的影響，由于數(shù)據(jù)限制無法進行檢驗。本部分主要通過兩方面來驗證對兒童健康的影響機制。

1.基于村居傳染病歷史的考察

首先基于村居的傳染病歷史來驗證“改水改廁”通過健康影響兒童教育的邏輯。文獻中通常根據(jù)公共衛(wèi)生運動開始前的傳染病暴發(fā)情況作為受處理強度來構(gòu)造雙重差分模型（Cutler 和Miller，2005；Bleakley，2007），如果“改水改廁”事件對爆發(fā)過傳染病村居的青少年長期教育的促進效應(yīng)更大，一定程度上可以說明“改水改廁”事件是通過減少傳染病和改善健康來促進兒童的長期人力資本積累。根據(jù)2011 年村居問卷，有34 個村莊曾經(jīng)爆發(fā)過血吸蟲、甲肝等各類傳染病，271 個村莊沒有爆發(fā)過傳染病。按照是否發(fā)生過傳染病將村莊進行分類考察，結(jié)果如表4 所示，對于未發(fā)生過傳染病的村居，“改水改廁”事件對個體教育依然有正面效應(yīng)，但是對于爆發(fā)過傳染病的村居，“改水改廁”事件對兒童受教育的正面效應(yīng)達到2.62 年，使得他們獲取高中和大學(xué)教育的概率分別增加59.6%和27%，均在1%的顯著性水平下顯著。這說明“改水改廁”事件通過抑制傳染病的負面沖擊改善了居民健康，從而促進兒童的長期人力資本積累。

表4 基于村居傳染病歷史的異質(zhì)性考察

續(xù)表4 基于村居傳染病歷史的異質(zhì)性考察

2.“改水改廁”事件對兒童健康的影響

我們查找各類包含兒童健康水平以及“改水改廁”信息的微觀數(shù)據(jù)，①感謝匿名審稿人的建議。在中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS）數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)有家庭層面的飲用水改善以及衛(wèi)生廁所的信息。參考Zhang（2012）和Zhang 和Xu（2016）的做法，推斷得到村居層面“改水改廁”的信息。②根據(jù)村居層面家庭使用自來水或衛(wèi)生廁所的比例進行計算，如果兩次調(diào)查之間改用自來水或衛(wèi)生廁所的比例增長超過10%或者使用自來水或衛(wèi)生廁所的比例超過75%，則認為該村居實施了“改水改廁”?；诖寰拥摹案乃膸笔录臅r間來構(gòu)造雙重差分模型，考察“改水改廁”事件對16 歲以下兒童的日?；疾『歪t(yī)療支出影響?？刂谱兞堪▊€體年齡及平方項、性別、是否少數(shù)民族、教育年限、醫(yī)療保險參與、父親和母親教育年限、家庭成員數(shù)量、log 家庭人均收入以及省份乘以年份固定效應(yīng)，回歸結(jié)果如表5 所示。可以發(fā)現(xiàn)，“改水改廁”事件使得兒童日?；疾÷氏陆?.4%，看門診或去醫(yī)院的概率下降了3.7%，家庭花費的醫(yī)療支出下降超過20%，均在1%的顯著性水平下顯著。因此，假說3 得到驗證。兒童健康水平的改善以及家庭醫(yī)療支出減少都可能增加兒童的人力資本投資，從而提高其長期教育水平。而本文不以CHNS數(shù)據(jù)做基準(zhǔn)考察，是因為相比CHARLS調(diào)查直接訪問村居的變化時間，CHNS推斷的村居變化時間可能存在較大測量誤差。

表5 “改水改廁”事件對兒童日常健康的影響

（四）“改水”的效應(yīng)還是“改廁”的效應(yīng)？

本文發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件可以增加農(nóng)村兒童的長期教育機會。但是與“改水”受到居民的普遍歡迎不同，一些地區(qū)因資金投入較高等原因造成“改廁”的效果較差，這里嘗試評估二者各自對兒童教育的長期影響。CHARLS2014 年生命歷程調(diào)查問到受訪者使用自來水及衛(wèi)生廁所的經(jīng)歷，據(jù)此構(gòu)造出個體使用自來水和衛(wèi)生廁所的時間長度變量。③樣本家庭使用自來水或衛(wèi)生廁所并不代表家庭中所有成員都受到同樣影響，比如妻子嫁入丈夫家之前可能也使用過自來水或衛(wèi)生廁所，但是這里以受訪者的兄弟姐妹和子女樣本展開考察，可以一定程度上部分規(guī)避該問題的影響。將兩個變量納入回歸進行考察，結(jié)果如表6 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，家庭“改水”和“改廁”帶來的個體教育增加分別為0.34 年和0.65 年，加總效應(yīng)為0.99 年，①自來水往往是衛(wèi)生廁所的前提條件，因此“改廁”效應(yīng)可能部分受到了“改水”效應(yīng)的影響，因此“改水改廁”的總效應(yīng)可能不是二者簡單的加總，而是小于二者之和。小于基準(zhǔn)考察中得到的村居改革的平均效應(yīng)，這可能反映出村居層面“改水改廁”事件帶來的村居內(nèi)部的正向外溢效應(yīng)（Hammer 和Spears,2016;Vyas 等,2016）。比如，村居“改水改廁”可以帶來整體環(huán)境衛(wèi)生的改善，即使未使用過自來水和衛(wèi)生廁所的家庭也可以享受到正外部性的溢出效應(yīng)，從而造成基于家庭的考察低估“改水改廁”事件的效應(yīng)。此外，比較“改水”和“改廁”的系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)家庭使用衛(wèi)生廁所帶來的受教育年限增加和獲取高中、大學(xué)教育的概率提高都明顯大于家庭使用自來水的效應(yīng)大小，說明推進農(nóng)村衛(wèi)生廁所可以帶來較大的人力資本收益。

表6 “改水”與“改廁”?基于家庭數(shù)據(jù)的考察

本研究沒有將基于家庭“改水改廁”歷史信息的考察作為基準(zhǔn)，是出于以下考慮：（1）個體層面的健康干預(yù)即便是隨機分配也會因為外溢性造成處理效應(yīng)的低估（Miguel 和Kremer,2004）；（2）家庭改用自來水或衛(wèi)生廁所顯然不是隨機分配的，比村居層面的改革更容易受到不可觀測的家庭背景等因素干擾，帶來較強的選擇偏誤?；诖寰拥目疾炜梢耘懦庖缧?yīng)和自選擇效應(yīng)造成的內(nèi)生性干擾，同時得以評估“改水改廁”事件的整體影響。

（五）樣本選擇性考察

村居的“改水改廁”事件顯然不是隨機發(fā)生的，改革村居與其他未改革的村居可能存在系統(tǒng)性的差異，從而帶來DID估計中處理組選擇的非隨機性，這里采用兩種方式來加強村居樣本和個體樣本的可比性。

首先，參考汪德華等（2019）以及梁超和王素素（2020）的研究，先根據(jù)村居特征進行傾向得分匹配，篩選出處理組和控制組村居再進行DID估計，②經(jīng)典估計是采用PSM 方法篩選出匹配的個體樣本進行估計，本文是根據(jù)PSM 提取出村居樣本，再采用PSM 提取出的村居中個體樣本構(gòu)造DID 估計。緩解可觀測的經(jīng)濟發(fā)展、地理環(huán)境等因素造成的村居選擇性偏誤。具體如下：第一步，基于logit模型估計村居“改水改廁”事件的傾向得分，由于無法獲得改革前村居特征，這里只能根據(jù)2011 年觀測的村居特征進行考察，包括村居人口規(guī)模、初中以上學(xué)歷人口占比、地形地貌、是否曾發(fā)生重大自然災(zāi)害、到公交車站的距離、是否有大姓宗族、富裕程度和是否有下水道等，這些因素不僅與村居的富裕程度有關(guān)，也與村莊的集體行動能力相關(guān)。農(nóng)村的“改水改廁”工作由基層政府和村委會組織建設(shè)與管理，這涉及到村莊集體行動的能力，擁有較強的集體行動能力的村莊更有可能增加村級公共品的供給（王丹利和陸銘，2020）。第二步，根據(jù)logit回歸計算出每個村莊改革的傾向得分，根據(jù)帶寬為0.05 的核密度函數(shù)進行樣本匹配，①采用其他0.01 等帶寬進行kernel 核密度函數(shù)的匹配，結(jié)果基本一致。僅保留共同支撐區(qū)域內(nèi)的260 個村居樣本，其中119 個處理組樣本，141 個控制組樣本。第三步，在PSM選擇的村居樣本基礎(chǔ)上進行DID估計?？疾旖Y(jié)果如表7 中第（1）行所示，可以發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件對居民的受教育水平的促進效應(yīng)依然顯著，且系數(shù)與基準(zhǔn)結(jié)果相差很小，體現(xiàn)出結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 關(guān)于村居和個體樣本選擇性的討論

其次，針對受處理樣本比例過低的情況，這里也嘗試基于個體的匹配考察。②感謝審稿人的建設(shè)性意見。具體操作如下：第一步，根據(jù)個體的出生年份、性別、兄弟姐妹數(shù)量、父母教育水平、村居代碼等信息進行匹配，僅保留1∶1 匹配成功的樣本，得到2 288 個匹配成功的有效樣本，其中1 144 個樣本在青少年時期經(jīng)歷過“改水改廁”事件，1 144 個樣本在青少年時期未經(jīng)歷過“改水改廁”事件。第二步，在第一步中1 比1 匹配成功的基礎(chǔ)上進行DID回歸，控制變量與基準(zhǔn)回歸相同。可以發(fā)現(xiàn)，即使采用1∶1 配對的樣本，青少年時期經(jīng)歷“改水改廁”對其長期人力資本的促進效應(yīng)依然顯著，系數(shù)大小與基準(zhǔn)回歸基本相同。此外，針對樣本選擇性問題，文中還采用以下方式進行穩(wěn)健性檢驗，包括剔除戶口已經(jīng)流出本村居的樣本，剔除流出人口和流入人口比例過高的村居以及縮小樣本出生年份范圍等，結(jié)果依然穩(wěn)健。

（六）排除混淆因素干擾

在中國農(nóng)村地區(qū)的轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中，推進“改水改廁”的同時也伴隨著很多其他重大的政策變革。一方面，這些改革可能與“改水改廁”事件存在相關(guān)性，另一方面，這些改革也會影響居民的人力資本積累，從而對“改水改廁”的效果帶來干擾，這里分別展開討論。

1.教育供給因素影響

首先排除教育資源供給端因素的影響。我國一直大力推進基礎(chǔ)教育和農(nóng)村義務(wù)教育，這里以村莊到學(xué)校的距離來衡量當(dāng)?shù)氐慕逃Y源供給狀況。理想的情形是控制住每一年村居到學(xué)校的距離，但是CHARLS數(shù)據(jù)中僅調(diào)查到2011 年村莊到各類學(xué)校的距離，無法獲知歷史上的村莊學(xué)校距離信息。這里參考Zhang 和Xu（2016）的研究，將本村到最近小學(xué)、初中、高中的距離分別與個體出生年份啞變量的交叉項納入回歸，③本村若有學(xué)校的話，則該距離為0。允許截面上每個村面臨的教育資源供給對不同年份出生人群的教育獲取存在異質(zhì)性影響。結(jié)果如表8 所示，控制住教育供給因素后，“改水改廁”事件對農(nóng)村兒童受教育水平的正面效應(yīng)依然顯著，且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果差異很小。

2.“撤點并?！钡挠绊?/p>

2001 年我國開始推進農(nóng)村地區(qū)的“撤點并?！?，研究發(fā)現(xiàn)“撤點并?！睂r(nóng)村居民的長期人力資本有顯著的促進效應(yīng)（梁超和王素素，2020），因此有必要進一步排除村居歷史上“撤點并?！钡挠绊憽Ｎ闹袠?gòu)造個體是否受到“撤點并?！庇绊懙膯∽兞浚刂谱≡撟兞坎⑦M行考察。結(jié)果如表8 所示，發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件對個體受教育的正面影響依然存在。

表8 排除各類混淆因素影響

3.家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革的影響

研究發(fā)現(xiàn)家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制顯著推動了農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加（Lin,1988）,因此其也可能通過家庭收入水平提高，從而促進兒童的長期教育?；诖藰?gòu)造出個體16 歲以下受到家庭聯(lián)產(chǎn)承包改革影響的啞變量，控制該因素的回歸結(jié)果如表8 所示。可以發(fā)現(xiàn)，“改水改廁”事件對個體受教育水平的正向效應(yīng)依然穩(wěn)健。

4.教育擴張的影響

基準(zhǔn)考察采用的是1970 至1994 年間出生樣本，這些人恰好經(jīng)歷了大規(guī)模的教育擴張時代。1980 年代以來教育機會的擴大主要在于大學(xué)擴招和義務(wù)教育的推廣普及。首先，大學(xué)擴招會增加人們獲取高中和大學(xué)教育的概率（張翕和陸銘，2019），如果擴招更多的地區(qū)恰好是“改水改廁”較多的地區(qū)，那么基準(zhǔn)結(jié)果可能受到了大學(xué)擴招的影響。考慮到高中升大學(xué)是基于省內(nèi)競爭的升學(xué)體制，這里控制住省份啞變量乘以出生年份啞變量以控制大學(xué)擴招的干擾。結(jié)果如表9 所示，可以發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件對個體教育的促進效應(yīng)依然穩(wěn)健。其次，1986 年開始的義務(wù)教育普及對青少年完成義務(wù)教育有著深遠的影響。這里構(gòu)造出個體“是否完成義務(wù)教育”的指標(biāo)，直接考察“改水改廁”事件對青少年義務(wù)教育的影響。

DID回歸的結(jié)果如表9 列（4）所示，可以發(fā)現(xiàn)青少年的義務(wù)教育完成與否和“改水改廁”事件并沒有顯著的關(guān)系。這說明本文“改水改廁”事件并未受到義務(wù)教育政策的影響，“改水改廁”事件沒有帶來義務(wù)教育完成率的提高，卻提高了青少年讀高中和大學(xué)概率，這恰好說明經(jīng)歷“改水改廁”事件的青少年在中考以及高考中獲得了優(yōu)勢。這與Chen 等（2020）的結(jié)論相一致。

表9 排除教育擴張的影響

（七）成本收益分析

本部分從長期的視角考察“改水改廁”事件的成本和收益。由于不同地區(qū)原材料和人工成本差異，難以獲取當(dāng)前農(nóng)村“改水改廁”所需的直接成本，這里根據(jù)《中國農(nóng)村供水與環(huán)境衛(wèi)生報告》中給出的2000 年時農(nóng)村“改水改廁”成本，結(jié)合CPI數(shù)據(jù)估算當(dāng)前成本，得到2017 年農(nóng)村“改水”成本約為374 元，“改廁”成本約為1 494 元，整體成本約為1868 元。根據(jù)2010 年原衛(wèi)生部衛(wèi)生發(fā)展研究中心在江蘇、山西和陜西三省的“農(nóng)村供水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施改善調(diào)查”，部分地區(qū)的“改廁”成本為1 200 至1 600 元（苗艷青等，2012），經(jīng)過CPI調(diào)整后與《中國農(nóng)村供水與環(huán)境衛(wèi)生報告》中經(jīng)CPI調(diào)整的成本基本一致。本文以上述CPI調(diào)整估算的數(shù)據(jù)展開成本收益核算，過程如表10 所示。

表10 成本收益分析

根據(jù)邢春冰等（2013）的估計，2005 和2011 年我國農(nóng)民工的教育回報率在0.047 到0.075 之間，這里取中間值0.06。根據(jù)《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，2017 年我國城鎮(zhèn)非私營部門的就業(yè)人數(shù)約為6 470 萬，私營部門的就業(yè)人數(shù)約為11 174 萬。根據(jù)國家統(tǒng)計局公告，全國非私營部門的人均工資為74 318 元，私營部門人均工資為45 761 元。通過就業(yè)人數(shù)和人員工資可以計算2017 年我國就業(yè)人員的加權(quán)平均工資為56 234 元。根據(jù)本文估計，社區(qū)和家庭受到“改水改廁”事件影響，其教育時間分別增加1.28 年、0.34 年和0.65 年，結(jié)合邢春冰等（2013）估計的教育回報率，計算得到2017 年“改水改廁”事件帶來的工資增加分別達到4 319 元、1 147 元和2 193 元，相比“改水改廁”的投入成本，年收益率分別達到231%、306%和147%。考慮到教育人力資本的正外部性特征（Glaeser 和Lu,2018）以及“改水改廁”的長期收益遠大于其建設(shè)成本和每年的運營成本，即使政府在農(nóng)村的“改水改廁”上加大補貼力度，“改水改廁”對全社會而言依然收益巨大。

（八）基于家庭階層和性別的異質(zhì)性考察①限于篇幅，分析表格省略，讀者若是感興趣，可向作者索取。

Coffey 等（2018）基于尼泊爾的研究發(fā)現(xiàn)，露天廁所會造成兒童貧血，而貧血會影響認知能力從而阻礙兒童的人力資本積累(Bobonis 等,2006)。基于此，不同階層家庭的兒童受到“改水改廁”事件的影響可能存在差異，預(yù)期較高階層家庭因為本身較好的生活條件受到“改水改廁”事件的正面效應(yīng)較小。這里依據(jù)父母受教育水平將兒童分為低階層家庭組和高階層家庭組，即將父母小學(xué)及以下教育水平定義為低階層，父母初中及以上教育水平定義為高階層。根據(jù)分析結(jié)果，對于低階層家庭兒童，“改水改廁”事件使其受教育年限增加超過2 年，并在1%的顯著性水平下顯著，而對于高階層家庭兒童則沒有顯著的影響。低階層家庭兒童是“改水改廁”帶來的教育改善效應(yīng)的主要受益者，說明推進農(nóng)村地區(qū)的飲用水和環(huán)境衛(wèi)生建設(shè)可以促進代際流動，說明“改水改廁”事件有著良好的扶貧效應(yīng)。

進一步根據(jù)性別考察“改水改廁”的異質(zhì)性影響。根據(jù)分析結(jié)果，我國農(nóng)村地區(qū)的“改水改廁”事件對男性和女性的受教育情況均有顯著的正面效應(yīng)。但是相比男性，女性受教育水平增加更多。16 歲以下女性經(jīng)歷“改水改廁”事件，其教育時間平均增加1.85 年，而男性的教育年限平均增加0.88 年，相差超過一倍。這與Adukia（2017）基于印度的研究結(jié)論相一致。

五、結(jié)論和啟示

公共衛(wèi)生對于現(xiàn)代社會的經(jīng)濟發(fā)展有著重要的作用。本文以20 世紀80 年代我國農(nóng)村地區(qū)開始的“改水改廁”事件為例，研究農(nóng)村公共衛(wèi)生基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對人力資本的長期影響?；陔p重差分的識別策略，研究發(fā)現(xiàn)“改水改廁”事件對農(nóng)村兒童的長期教育有顯著的促進效應(yīng)。具體而言，16 歲之前若完整經(jīng)歷“改水改廁”事件，個體受教育年限平均增加1.28 年，接受高中和大學(xué)教育的概率分別提高23.1%和10.2%?！案乃膸笔录淼娜肆Y本改善效應(yīng)相當(dāng)于父母教育水平增加5 年，這遠大于“撤點并?！钡绕渌舱叩挠绊懀@示出以改進健康為目標(biāo)的“改水改廁”事件對教育人力資本有著較大的正面影響。

飲用水改善和衛(wèi)生廁所建設(shè)是改善農(nóng)村環(huán)境，建設(shè)美麗宜居鄉(xiāng)村，實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的一項重要任務(wù)。因此，要加強對農(nóng)村地區(qū)的宣傳，引導(dǎo)居民更多地建設(shè)和使用衛(wèi)生廁所。本研究顯示，推進農(nóng)村的“改水改廁”可以提高兒童健康水平，減少日?；疾『歪t(yī)療支出?？紤]到健康人力資本和教育人力資本有著巨大的外溢效應(yīng)，這意味著“改水改廁”事件會產(chǎn)生跨時期、跨區(qū)域的正外部性。因此，政府應(yīng)加大補貼力度，積極推進農(nóng)村的飲用水改善工程和衛(wèi)生廁所建設(shè)，這會帶來巨大的社會收益，比如減少兒童日?；疾亩?jié)約醫(yī)療相關(guān)支出等。此外，“改水改廁”事件對于低階層家庭的兒童人力資本改善效應(yīng)更強，意味著加強農(nóng)村地區(qū)的公共衛(wèi)生建設(shè)有助于提高代際流動，促進共同富裕。而公共衛(wèi)生設(shè)施的建設(shè)和使用往往存在規(guī)模效應(yīng)，農(nóng)村地區(qū)較低的人口密度對布局下水道等管網(wǎng)設(shè)施帶來較大的挑戰(zhàn)，如何在農(nóng)村地區(qū)建設(shè)和利用衛(wèi)生廁所仍然是一個值得探討的問題。