健康在多大程度上引致貧困脆弱性——基于CHNS農(nóng)村數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

黃 瀟

（重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 400067）

健康在多大程度上引致貧困脆弱性
——基于CHNS農(nóng)村數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析

黃 瀟

（重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 400067）

貧困脆弱性的產(chǎn)生，很大程度上歸因于居民健康水平的下降。在闡述健康引致貧困理論機(jī)制的基礎(chǔ)上，基于CHNS在2000—2009年間追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，對(duì)貧困脆弱性和健康效用指數(shù)HUI進(jìn)行測(cè)度，估計(jì)并分析健康對(duì)貧困脆弱性的影響與內(nèi)在機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：居民健康水平的惡化會(huì)使其面臨更高的貧困脆弱性，居民健康水平每下降10%，貧困脆弱性大約會(huì)上升6%；健康影響貧困脆弱性的作用機(jī)制中，物質(zhì)資本和社會(huì)資本渠道被證明是相對(duì)有效的，而人力資本渠道盡管體現(xiàn)出微弱效應(yīng)，但尚未在統(tǒng)計(jì)上得到顯著性驗(yàn)證。因此，制訂前瞻性的反貧政策應(yīng)著眼于建立健康風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制，包括提高農(nóng)村醫(yī)療保障水平和重大疾病救助力度，并增加農(nóng)村公共服務(wù)的投入，以促進(jìn)其均衡化發(fā)展。

健康；貧困脆弱性；機(jī)制分析

一、引 言

近年來，中國(guó)扶貧開發(fā)取得了較大進(jìn)展，農(nóng)村貧困人口占農(nóng)村人口的比重，從2000年的10．2%下降到2010年的2．8%（數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)農(nóng)村扶貧開發(fā)的新進(jìn)展》）。按照世界銀行的統(tǒng)計(jì)，中國(guó)的貧困發(fā)生率也下降到了5．2%（世界銀行和中國(guó)官方在貧困線定義上的差異，是導(dǎo)致貧困發(fā)生率不同的主要原因。世界銀行采用每天1．25美元作為貧困線，而中國(guó)官方采用2011年公布的2 300（元／年）作為貧困線）。今后扶貧工作的重心，既在于消除剩余2 600萬的貧困人口，又在于防止返貧、持續(xù)貧困的發(fā)生。世界銀行于2000年提出了貧困脆弱性的概念，將考慮家庭未來福利或與未來福利相關(guān)聯(lián)的風(fēng)險(xiǎn)，使貧困的定義動(dòng)態(tài)化，貧困脆弱性越高則意味著未來陷入貧困的概率越大。基于預(yù)期角度研究如何降低貧困脆弱性，已成為減貧研究的新熱點(diǎn)，對(duì)于制定前瞻性的反貧困政策具有重要參考價(jià)值。

影響貧困脆弱性的因素中，居民健康狀況值得關(guān)注。健康既是人們正常生活的必要條件，又是形成人力資本的重要渠道。近年來，由于健康惡化所造成的“因貧致病”、“因病致貧”惡性循環(huán)現(xiàn)象日益增多，根據(jù)2008年衛(wèi)生部公布的《第四次國(guó)家衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查分析報(bào)告》：農(nóng)村地區(qū)貧困的發(fā)生在很大程度上可追溯到疾病，由疾病引致的貧困占總體貧困的比例，從2003年的33．4%上升到2008 年 的 37．8%［1］30－31。雖 然 健 康 不 是 導(dǎo) 致貧困的唯一原因，卻是重要因素?，F(xiàn)有研究大都關(guān)注健康與貧困存量間的關(guān)系，這只是在一個(gè)特定的時(shí)間點(diǎn)靜態(tài)地度量了家庭或個(gè)人的福利水平，而未將研究視角擴(kuò)展到貧困脆弱性，即考慮未來風(fēng)險(xiǎn)的貧困分析。那么，健康對(duì)貧困脆弱性有何影響？其內(nèi)在作用機(jī)制是什么？上述問題非常重要，而相關(guān)研究還有待進(jìn)一步深化。

二、文獻(xiàn)回顧

早期研究只從理論上明晰了健康影響貧困脆弱性的作用機(jī)制，如Strauss等人的研究認(rèn)為，由于健康風(fēng)險(xiǎn)所造成的勞動(dòng)能力喪失（或者家庭成員勞動(dòng)時(shí)間的損失）以及由此引致的對(duì)家庭投資不足，是健康風(fēng)險(xiǎn)引致貧困脆弱性的一個(gè)重要因素［2］。

近年來，隨著微觀數(shù)據(jù)的豐富和完善，越來越多的文獻(xiàn)開始利用微觀調(diào)查數(shù)據(jù)為上述理論機(jī)制尋找實(shí)證支撐。Oshio等人以自評(píng)健康數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，考察了地區(qū)收入不平等、貧困與健康的關(guān)系，認(rèn)為居民健康水平的高低與地區(qū)貧困、地區(qū)收入差距呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系［3］；Aue，等人利用來自德國(guó)的面板數(shù)據(jù)和Logit方法估計(jì)，認(rèn)為因貧困所導(dǎo)致的健康行為差異，是引致“健康惡化—貧困”惡性循環(huán)的重要原因［4］。后續(xù)研究表明，該結(jié)論的穩(wěn)健性對(duì)貧困線的設(shè)定較為敏感，因?yàn)樨毨Ь€設(shè)定越高二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系越顯著［5］。

國(guó)內(nèi)的研究，如張車偉基于明瑟爾（Mincer）的人力資本理論，構(gòu)建了營(yíng)養(yǎng)、健康與效率模型，采用三種調(diào)查數(shù)據(jù)和工具變量法進(jìn)行了穩(wěn)健性估計(jì)，研究認(rèn)為幾乎所有的營(yíng)養(yǎng)和健康方面都影響到農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率，健康投資對(duì)農(nóng)民脫貧至關(guān)重要［6］；高夢(mèng)滔等人分析了1 354個(gè)農(nóng)戶和跨度15年的面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為大病沖擊對(duì)農(nóng)戶人均純收入有顯著的負(fù)面影響，沖擊效應(yīng)可持續(xù)15年左右［7］；后續(xù)研究進(jìn)一步指出，健康風(fēng)險(xiǎn)還會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力退出，特別是貧困階層更易遭受負(fù)向的健康沖擊［8］；針對(duì)日益嚴(yán)重的老齡人口貧困問題，劉生龍等人認(rèn)為健康狀況的改善能夠提高農(nóng)村老年居民的福利比率［9］；洪秋妹等人綜合考慮了”因病致貧“與”因貧致病“的作用路徑，并基于CHNS數(shù)據(jù)進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析，認(rèn)為家庭健康沖擊容易使其陷入暫時(shí)性貧困，特別是貧困戶更易受到健康沖擊［10］。上述分析大都認(rèn)為健康沖擊不利于貧困緩解，甚至深化貧困。那么，現(xiàn)有的醫(yī)療衛(wèi)生保障體系能夠減緩這種負(fù)效應(yīng)嗎？解堊以醫(yī)療衛(wèi)生資源利用為視角，并基于TIP貧困曲線和多元回歸分析，表明醫(yī)療保險(xiǎn)在減少城市或農(nóng)村貧困上的作用很?。S著醫(yī)療衛(wèi)生保障體制改革的逐步推進(jìn)，其效應(yīng)將有待更深入研究，并得出更具時(shí)效性的結(jié)論）［11］。

已有文獻(xiàn)雖對(duì)健康與貧困的關(guān)系進(jìn)行了大量有益的探討，并認(rèn)為健康惡化易導(dǎo)致貧困，但卻較少將研究視角拓展到貧困脆弱性，而本文的特點(diǎn)在于貧困脆弱性，恰好體現(xiàn)出預(yù)期的動(dòng)態(tài)化特征，從健康視角考察引致貧困脆弱性的因素，有助于前瞻性地預(yù)防貧困的發(fā)生；基于追蹤調(diào)查樣本的經(jīng)驗(yàn)分析，有助于揭示健康影響貧困脆弱性的內(nèi)在機(jī)制，為貧困的事前干預(yù)提供實(shí)證支撐，以期減少減貧政策的成本。

三、指標(biāo)測(cè)度和數(shù)據(jù)說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文采用中國(guó)營(yíng)養(yǎng)健康調(diào)查數(shù)據(jù)（CHNS）。根據(jù)研究需要，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下整理：樣本建立在2000年、2004年、2006年、2009年都參與調(diào)查的追蹤調(diào)查個(gè)體；樣本包含了收入、健康、人口學(xué)特征、家戶特征等重要變量，存在遺漏變量的樣本都被剔除；樣本的年齡區(qū)間控制在18歲以上，未包含處于就學(xué)狀態(tài)的個(gè)體；樣本主要來源于個(gè)體調(diào)查，但也需要部分家戶調(diào)查數(shù)據(jù)，因此在樣本合并時(shí)剔除了來自于同一戶的個(gè)體，以避免出現(xiàn)選擇性偏差。通過篩選，最終得到1 331個(gè)有效樣本。

（二）貧困脆弱性測(cè)度

貧困發(fā)生率只是在一個(gè)特定的時(shí)點(diǎn)靜態(tài)地度量了家庭或個(gè)人的福利水平，為了預(yù)防可能發(fā)生的貧困，不僅要了解現(xiàn)在誰貧困（貧困人口存量），還要了解引致貧困的風(fēng)險(xiǎn)（貧困脆弱性）。貧困脆弱性將風(fēng)險(xiǎn)或沖擊與家庭（個(gè)體）的福利水平聯(lián)系起來，從而構(gòu)成對(duì)未來貧困的預(yù)期。貧困脆弱性定義為：一個(gè)家庭在未來的若干年內(nèi)至少有一年會(huì)陷入貧困的概率，或者一個(gè)家庭因遭受重大沖擊而導(dǎo)致其福利水平降低到貧困線以下的可能性。當(dāng)然，也有文獻(xiàn)從期望貧困和實(shí)際貧困之間的差額出發(fā)，定義貧困脆弱性，如采用期望消費(fèi)與貧困線之間的差來度量貧困脆弱性。

雖然目前貧困脆弱性的定義和度量方法尚未達(dá)成一致，但大部分研究實(shí)際上是用家庭或個(gè)人未來陷入貧困的概率來定義和度量貧困脆弱性［12］，并采用這一定義進(jìn)行計(jì)算。貧困脆弱性V可用下式進(jìn)行測(cè)度：

其中f為密度函數(shù)，i和t分別為個(gè)體和時(shí)間的標(biāo)識(shí)，Y為福利水平（一般用收入或消費(fèi)作為代理指標(biāo)），Z為貧困線。貧困脆弱性Vi，t表示個(gè)體（家庭）在t時(shí)期陷入貧困線Z以下的概率。參照多數(shù)文獻(xiàn)的做法，將0．5作為脆弱線，即如果未來陷入貧困的概率高于50%，則認(rèn)為是貧困脆弱的。

Yi，t的密度函數(shù)形式是計(jì)算貧困脆弱性的關(guān)鍵。一種方法是通過自抽樣獲得未來收入或消費(fèi)分布的密度函數(shù)；另一種方法是直接假設(shè)未來收入或消費(fèi)服從某種分布，再對(duì)其進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

對(duì)兩種方法進(jìn)行對(duì)比，發(fā)現(xiàn)基于統(tǒng)計(jì)分布假設(shè)進(jìn)行計(jì)算同樣能夠獲得較高的精度［13］，因此本文采用該方式估算密度函數(shù)。

在假設(shè)了家庭未來收入為對(duì)數(shù)正態(tài)分布之后，需進(jìn)一步解決的問題是估計(jì)該分布的均值和標(biāo)準(zhǔn)差。參照已有文獻(xiàn)的做法［13］，本文采用“對(duì)過去收入進(jìn)行加權(quán)平均”的方法進(jìn)行估算。加權(quán)平均法對(duì)過去收入所賦權(quán)重為：

其中α是永久性收入的趨勢(shì)增長(zhǎng)率，可采用觀察到的樣本收入增長(zhǎng)速度來預(yù)測(cè)，基于本文的樣本，收入年平均增長(zhǎng)率為10．1%①根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2012》，可計(jì)算出2000－2006年間農(nóng)村居民人均純收入名義增長(zhǎng)率為9．7%。本文樣本的平均收入增長(zhǎng)率為10．1%，與其相差不大，說明所選樣本較符合我國(guó)農(nóng)村居民收入水平變化的特征。；δ是折舊率的估計(jì)值，可以用家庭或個(gè)人過去三年的收入來預(yù)期未來收入，折舊率設(shè)定為33%［13］。

貧困線的設(shè)定不僅對(duì)貧困存量指標(biāo)具有較大影響［14］，更直接關(guān)系到貧困脆弱性測(cè)度的精確性。2011年中央扶貧開發(fā)工作會(huì)議，將中國(guó)貧困線設(shè)定為2 300元／年，而世界銀行一般采用人均每天1美元、1．5美元、2美元作為貧困線。因每天1美元被許多學(xué)者認(rèn)為設(shè)定標(biāo)準(zhǔn)過低，故采用每天1．5美元、2美元作為貧困線②需要根據(jù)世行提供的PPP平價(jià)指數(shù)進(jìn)行換算。世行在World development Indicator 2011中的PPP為3．64，本文采用這一指數(shù)進(jìn)行換算。，同時(shí)也采用官方公布的2 300元作為貧困線?？紤]到價(jià)格因素的影響，貧困線需折算到2009年價(jià)格表示的收入。本文的貧困線分別為2 132元（2 300元／年）、2 704元（1．5美元／天）、3 606元（2美元／天）。

于是，可用2000年、2004年、2006年的數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)2009年的貧困脆弱性，預(yù)測(cè)的精確性關(guān)系到實(shí)證結(jié)果的有效性。從表1看出，如果未做任何調(diào)整，即使采用最高的貧困線（3 606元），精確性也只有61．22%③由于采用2000年、2004年、2006年的收入數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)2009年的貧困狀況，時(shí)間跨度較大，預(yù)測(cè)精確性不高也在所難免。。因此，借鑒徐偉的辦法進(jìn)行調(diào)整［15］，盡可能地降低預(yù)測(cè)誤差④即根據(jù)2009年個(gè)體是否陷入貧困的真實(shí)情況來校正預(yù)測(cè)結(jié)果，凡是預(yù)測(cè)結(jié)果與2009年實(shí)際結(jié)果不一致的，都以2009年的實(shí)際發(fā)生情況為準(zhǔn)。。不難發(fā)現(xiàn)，調(diào)整后預(yù)測(cè)的精確性有較大程度提高，本文采用已調(diào)整的貧困脆弱性數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

表1 貧困脆弱性的預(yù)測(cè)情況表 單位：%

（三）健康水平測(cè)度

早期研究主要采用自評(píng)健康指標(biāo)，即被訪者對(duì)自己的健康狀況作出“好”、“較好”、“一般”、“不好”、“差”的評(píng)價(jià)，這種數(shù)據(jù)較易獲取，缺點(diǎn)在于主觀性較強(qiáng)。之后的許多文獻(xiàn)采用主觀健康標(biāo)準(zhǔn)和客觀健康標(biāo)準(zhǔn)相結(jié)合的健康指數(shù)來測(cè)度健康水平，比較常用的有QWB指數(shù)和HUI指數(shù)。本文根據(jù)所得數(shù)據(jù)特點(diǎn)，采用HUI指數(shù)測(cè)度健康水平。

采用probit或order probit模型，可將序數(shù)的自評(píng)健康數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為基數(shù)性質(zhì)的HUI指數(shù)。但是，probit和order probit屬于二元限制因變量模型，需要將自評(píng)健康指標(biāo)轉(zhuǎn)化為僅包含“健康狀況良好”和“健康狀況欠佳”的二元變量，人為地降低了健康變量的信息量。一種更充分利用信息的方式是Van Doorslaer等人提出的區(qū)間回歸法［16］，它能夠?qū)⑿驍?shù)性質(zhì)的自評(píng)健康狀況轉(zhuǎn)化為基數(shù)性質(zhì)的健康變量，從而便于對(duì)健康的分布進(jìn)行考察。

具體步驟為：第一，將自評(píng)健康狀況與實(shí)際測(cè)算的健康變量的閾值一一對(duì)應(yīng)。借鑒鄧曲恒的做法［17］，使用 McMaster HUI來區(qū)分閾值⑤McMaster HUI是根據(jù)加拿大居民樣本估算的閾值劃分。使用該指數(shù)隱含地假設(shè)了健康效用指數(shù)與自評(píng)健康指標(biāo)的潛變量的映射，適用于其他國(guó)家的居民。當(dāng)然這一假定或許較強(qiáng)。本文也曾嘗試尋找適用中國(guó)居民的健康閥值，但估計(jì)該閥值需要大量樣本（CHNS數(shù)據(jù)并不具備），目前也缺乏相關(guān)研究，而國(guó)外類似文獻(xiàn)在測(cè)算居民健康效用指數(shù)時(shí)，也借鑒了McMaster HUI，這在數(shù)據(jù)有限時(shí)不失為一個(gè)可以嘗試的方式。，調(diào)查自評(píng)健康狀況的分類為：“差”、“一般”、“較好”、“很好”、“極佳”，對(duì)應(yīng)的閾值為0、0．428、0．756、0．897、0．947、1，而 CHNS的自評(píng)健康分為“差”、“一般”、“好”、“非常好”，需對(duì)閾值的劃分進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整（見表2）；第二，將劃分好的健康閾值作為因變量，再加入相關(guān)控制變量，進(jìn)行區(qū)間回歸；第三，基于區(qū)間回歸的結(jié)果得出預(yù)測(cè)值，作為健康變量。

表2 閾值劃分表

表3 區(qū)間回歸估計(jì)結(jié)果表

從表3的區(qū)間估計(jì)結(jié)果看出：人均收入水平的高低對(duì)健康水平有顯著影響；健康狀況隨年齡的增長(zhǎng)而降低，但30歲以下的男性和40歲以下的女性并未表現(xiàn)出明顯的健康差異；受教育程度與健康水平正相關(guān)；吸煙、患有慢性疾病會(huì)降低健康水平；就業(yè)狀態(tài)也顯著影響健康水平。

表4給出了不同自評(píng)健康水平所對(duì)應(yīng)的健康效用指數(shù)預(yù)測(cè)值均值，在自評(píng)健康狀況的不同類別之間，顯示出較為明顯的差異①雖然計(jì)算出的HUI預(yù)測(cè)值并不嚴(yán)格地位于閾值區(qū)間內(nèi)，但總體上體現(xiàn)出了不同自評(píng)健康水平下的差異。原因可能在于：樣本量需進(jìn)一步豐富；缺乏針對(duì)中國(guó)居民的更精確的閾值劃分。。

表4 健康變量的統(tǒng)計(jì)描述表

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）模型設(shè)定

研究健康對(duì)貧困脆弱性的影響，應(yīng)明確“因病致貧”的路徑，由于健康惡化所引致的勞動(dòng)生產(chǎn)率下降以及支出增加，使長(zhǎng)期收入能力降低，進(jìn)而導(dǎo)致貧困脆弱性升高。貧困程度越高的大病農(nóng)戶籌資約束問題越嚴(yán)重，而貧困農(nóng)戶“因貧致病”、“因病致貧”和“因病致病”的風(fēng)險(xiǎn)則更大［18］。如果把收入看作是各類資本投入的產(chǎn)出，那么個(gè)體擁有的資本包括物質(zhì)資本、人力資本和社會(huì)資本，任何資本的缺失都可能帶來貧困脆弱性。它們之間并不是孤立的，在多數(shù)情況下不同類型的資本之間會(huì)發(fā)生傳導(dǎo)和相互作用［10］。為分離出健康影響貧困脆弱性的凈效應(yīng)，需要在模型中控制物質(zhì)資本、人力資本、社會(huì)資本這三個(gè)重要因素。模型設(shè)定如下：

其中i為個(gè)體i，06為2006年，09為2009年；PV是個(gè)體在2009年被預(yù)測(cè)為陷入貧困的概率，即貧困脆弱性；Marriage（婚姻狀況）和gender（性別）是控制的兩個(gè)人口學(xué)變量。

land為物質(zhì)資本變量，可用CHNS中的“家庭可供耕種土地面積”作為其代理指標(biāo)。對(duì)農(nóng)村居民而言，土地是賴以生存的生產(chǎn)資料，屬于典型的物質(zhì)資本范疇。健康狀況的惡化，會(huì)擠占對(duì)物質(zhì)資本的投資水平（如耕種土地時(shí)間的減少或耕種數(shù)量的減少），進(jìn)而影響長(zhǎng)期創(chuàng)收能力。

人力資本變量采用個(gè)體的受教育年限表示。健康是人力資本的重要組成部分，個(gè)體健康狀況的惡化會(huì)降低人力資本的生產(chǎn)效率，進(jìn)而使居民的收入狀況受到?jīng)_擊，甚至陷入貧困；健康惡化還會(huì)影響消費(fèi)支出，對(duì)家庭的人力投資決策行為產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響，從而對(duì)長(zhǎng)期收入水平和生存狀態(tài)產(chǎn)生影響。

職業(yè)變量（profession）用以表示社會(huì)資本。盡管中國(guó)已廣泛建立了農(nóng)村居民合作醫(yī)療保險(xiǎn)制度，但在遭遇大病沖擊時(shí)，傳統(tǒng)的社會(huì)關(guān)系仍構(gòu)成重要的健康風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)倷C(jī)制（向親友借錢、親友照料等）。一個(gè)人社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的多寡，又與其所從事的職業(yè)密切相關(guān)。為此，可把個(gè)體職業(yè)分為“農(nóng)民”、“非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的一般技能工作者”、“非農(nóng)部門的管理者”三類，處于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)的個(gè)體，相對(duì)農(nóng)民往往掌握較多的社會(huì)資源①這個(gè)是一個(gè)很強(qiáng)的假定。三者對(duì)貧困脆弱性的影響到底有何差異，將在后文進(jìn)行檢驗(yàn)。農(nóng)民：指主要職業(yè)為務(wù)農(nóng)；非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的一般技能工作者：指從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的一般工作人員；非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的管理者：指包括從事管理崗位和在政府部門任職的人員。。

HUI表示健康水平。在控制上述主要影響因素后，健康在多大程度上會(huì)影響貧困脆弱性，則是本文要考察的重點(diǎn)內(nèi)容。

為進(jìn)一步考察健康影響貧困脆弱性的渠道，可進(jìn)一步在模型（3）中加入交互項(xiàng)。健康與物質(zhì)資本的交互項(xiàng)（land＿HUI），有助于考察健康狀況的變化，并會(huì)通過影響物質(zhì)資本進(jìn)而導(dǎo)致貧困脆弱性的改變；健康與人力資本的交互項(xiàng)（edu＿HUI），有助于考察健康水平通過人力資本渠道對(duì)貧困脆弱性有何影響；健康與社會(huì)資本變量的交互項(xiàng)（professon1＿HUI和profession2＿HUI），旨在分析健康如何通過社會(huì)資本變量影響貧困脆弱性。相關(guān)估計(jì)如下：

上述變量的含義及簡(jiǎn)要描述性統(tǒng)計(jì)見表5。

表5 變量含義及簡(jiǎn)要描述性統(tǒng)計(jì)表

注：第3列中，P＝2 132、P＝2 704、P＝3 606分別表示用2 132元、2 704元、3 606元作為貧困線，所計(jì)算的貧困脆弱性。

（二）估計(jì)方法

OLS是傳統(tǒng)的估計(jì)方法，但截面數(shù)據(jù)往往存在異方差性，雖然估計(jì)系數(shù)仍是無偏且一致的，但有效性會(huì)降低?？朔惙讲钚缘某Ｓ棉k法是FGLS（因?yàn)闅埐畹臋?quán)重往往未知）：首先，采用OLS法估計(jì)方程并得到殘差的估計(jì)值，再用殘差項(xiàng)對(duì)所有解釋變量進(jìn)行回歸，以得到被解釋變量的擬合值；其次，以此擬合值計(jì)算權(quán)重；最后，采用加權(quán)最小二乘法估計(jì)方程，得到FGLS的估計(jì)結(jié)果。為使FGLS的估計(jì)結(jié)果更加穩(wěn)健，可采用自抽樣法獲得估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，以提高統(tǒng)計(jì)推斷的估計(jì)有效性。當(dāng)分別采取300、500、1 000次進(jìn)行自抽樣時(shí)，發(fā)現(xiàn)自抽樣循環(huán)次數(shù)設(shè)定為300次時(shí)，估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤已較為穩(wěn)健。因此，可采用300次自抽樣的結(jié)果。

（三）結(jié)果分析

采用Stata10軟件對(duì)模型（3）～（6）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見表6～7。

健康對(duì)貧困脆弱性有何影響及其作用機(jī)制，是本文需回答的主要問題。模型（3）為不考慮交叉項(xiàng)的估計(jì)，無論基于何種貧困線來測(cè)度貧困脆弱性，HUI的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。平均而言，居民健康水平每下降10%，貧困脆弱性大約會(huì)上升6%，農(nóng)村居民健康的惡化會(huì)導(dǎo)致其面臨更高的貧困脆弱性。

表6 估計(jì)結(jié)果Ⅰ表

表7 估計(jì)結(jié)果Ⅱ表

造成上述結(jié)果的內(nèi)在機(jī)制是什么？理論上看，健康水平惡化會(huì)通過影響居民的長(zhǎng)期創(chuàng)收能力而造成貧困脆弱性的上升，其中物質(zhì)資本、人力資本和社會(huì)資本是三個(gè)主要渠道，因?yàn)榫用窠】邓降慕档蜁?huì)阻礙上述資本的積累，最終使居民面臨更高的貧困脆弱性。為從實(shí)證上檢驗(yàn)健康影響貧困脆弱性的渠道，可在模型（3）的基礎(chǔ)上引入交互項(xiàng)，形成式（4）、（5）、（6），從 HUI變量的估計(jì)系數(shù)看，仍在1%的水平上顯著為負(fù)；不同模型中HUI的估計(jì)系數(shù)存在差異，表明在不同渠道的約束下，健康對(duì)貧困脆弱性的影響程度不同?？偨】蹬c貧困脆弱性負(fù)相關(guān)的結(jié)論較為穩(wěn)健，結(jié)合模型（4）、（5）、（6）中交互項(xiàng)的估計(jì)結(jié)果，分析健康影響貧困脆弱性的作用機(jī)制。

1．物質(zhì)資本渠道。物資資本積累對(duì)于緩解貧困具有重要影響，通常健康水平較低的個(gè)體，擁有物質(zhì)資本和利用物質(zhì)資本生產(chǎn)的能力都較低，造成貧困脆弱性的上升。本文用可耕種土地面積作為物質(zhì)資本的代理變量，與健康水平的交互項(xiàng)（land＿HUI）在1%的水平上顯著為負(fù)，說明健康惡化通過作用于物質(zhì)資本積累，造成貧困脆弱性上升。原因在于健康惡化可能導(dǎo)致勞動(dòng)力退出或勞動(dòng)時(shí)間損失，間接地降低了居民的生產(chǎn)效率，最終帶來經(jīng)濟(jì)損失的增加和貧困脆弱性的上升。盡管本文的樣本未能提供健康水平惡化導(dǎo)致勞動(dòng)力退出的直接證據(jù)，但相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)健康是引致農(nóng)村勞動(dòng)力退出的一個(gè)重要因素，特別是對(duì)男性勞動(dòng)力退出的影響顯著［8］。因此，物質(zhì)資本在健康與貧困脆弱性的關(guān)系中起著重要作用，模型的估計(jì)結(jié)果為該渠道提供了實(shí)證支撐。

2．人力資本渠道。貧困人口之所以持續(xù)貧困，往往在于能力的缺乏，核心是人力資本積累不足。通常居民健康水平的降低會(huì)導(dǎo)致在疾病和保健等方面支出的增加，并限制了人力資本的投資，最終降低了收入能力并提高了貧困脆弱性。模型（5）中教育和健康交互項(xiàng)（edu＿HUI）的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著，說明健康和教育的共同效應(yīng)雖使貧困脆弱性下降，但這種渠道在統(tǒng)計(jì)上并未取得足夠的顯著性支撐，原因是健康與教育水平可能不存在明顯的一一對(duì)應(yīng)關(guān)系，特別是對(duì)教育水平偏低的農(nóng)村地區(qū)而言。

從本文的樣本來看（見表8的上半部分），只有最不健康的25%群體（HUI≤25%）的教育投資比例相對(duì)較低，而其他健康水平個(gè)體的教育投資比例則基本接近。原因是樣本中個(gè)體的受教育程度主要集中在小學(xué)和初中（大約占85%），教育水平相近的個(gè)體投資教育的意愿基本接近（或者說個(gè)體（家庭）對(duì)教育的投入存在著受教育水平越高、投入越高的正相關(guān)關(guān)系）。所以，健康水平與教育投入之間并未體現(xiàn)出強(qiáng)烈的正相關(guān)關(guān)系，這有助于理解為何估計(jì)系數(shù)不顯著。

然而，這并不意味著人力資本渠道是完全不適用的。首先，最不健康25%群體的教育投入比例與其他組相比差異有限，說明健康還是會(huì)在一定程度上與教育投資比例相關(guān)；其次，健康對(duì)教育投資的影響在脆弱和非脆弱的群體間存在一定程度的差異。根據(jù)表8下半部分中給定的健康水平范圍，非脆弱群體的教育投資比例大都高于脆弱群體；在給定的貧困脆弱性區(qū)域，健康狀況更好的個(gè)體教育投資比例更高。因此，上述分析有助于解釋教育和健康交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)。同時(shí)，在健康影響貧困脆弱性的機(jī)理中，人力資本渠道盡管體現(xiàn)出微弱效應(yīng)，但尚未在統(tǒng)計(jì)上得到顯著性驗(yàn)證。

表8 不同群體投資教育的比例表 單位：%

3．社會(huì)資本渠道。通常健康惡化會(huì)導(dǎo)致個(gè)體的社會(huì)支持率減弱，進(jìn)而限制收入能力的增長(zhǎng)，使貧困脆弱性上升。模型（6）中職業(yè)和健康交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)（profession1＿HUI和profession2＿HUI）都至少在5%的水平上顯著為負(fù)，意味著健康水平較高并在非農(nóng)部門工作的個(gè)體，貧困脆弱性相對(duì)較低。對(duì)社會(huì)資本渠道的檢驗(yàn)表明，是否在非農(nóng)部門就業(yè)對(duì)于貧困脆弱性的高低有顯著影響。

為更深入明晰這種機(jī)理，從樣本中選取了“是否擁有第二職業(yè)”和“擁有其他收入”①其他收入指除務(wù)農(nóng)和勞務(wù)收入外，投資收益、接受他人贈(zèng)送的財(cái)物等，包括現(xiàn)金和物資的變現(xiàn)。作為社會(huì)支持的代理指標(biāo)進(jìn)行分析（見表9）②可能存在更合適的指標(biāo)，但受數(shù)據(jù)獲得的限制，采用這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析也能在一定程度上反映出社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持的特征。?？傮w來看，健康水平越低的個(gè)體，擁有第二職業(yè)的比例也較低，同時(shí)從他處獲得非勞務(wù)收入的比例也相對(duì)較低，而這類其他收入，一旦占當(dāng)年總收入的比例較高，就意味著較為健康的群體獲得可變收益（與工資、務(wù)農(nóng)的固定收益相比）的能力相對(duì)更強(qiáng)。由于收入來源的多樣性往往與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的廣泛性相關(guān)，在非農(nóng)部門就業(yè)的個(gè)體獲取了更多的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)支持，成為相對(duì)優(yōu)勢(shì)群體，所以居民健康惡化進(jìn)而導(dǎo)致了社會(huì)支持率的減弱，直接表現(xiàn)為收入來源的萎縮。一個(gè)專門的分析表明，家庭的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)不僅能夠直接降低貧困脆弱性，還能通過抵消家庭成員所承受的負(fù)向沖擊的影響，間接地降低貧困脆弱性［17］。

表9 不同健康群體收入來源表 單位：%

綜上所述，居民健康水平的惡化會(huì)導(dǎo)致貧困脆弱性上升，居民健康水平每下降10%，貧困脆弱性大約會(huì)上升6%。就影響渠道而言，健康影響貧困脆弱性的機(jī)制僅在物質(zhì)資本和社會(huì)資本層面得到了證實(shí)，而在人力資本層面還有待進(jìn)一步考察。

同時(shí)，模型中還控制了婚姻狀況和性別兩個(gè)人口學(xué)變量。模型（3）～（6）中性別變量（gender）和婚姻變量（marriage）的估計(jì)系數(shù)都不顯著，說明與貧困脆弱性不存在明顯聯(lián)系，至少基于本文樣本的實(shí)證檢驗(yàn)，并未證實(shí)存在顯著性關(guān)系。

五、結(jié)論與政策建議

利用CHNS數(shù)據(jù)中的農(nóng)村追蹤調(diào)查樣本（2000—2009），對(duì)貧困脆弱性和健康水平進(jìn)行測(cè)度，在此基礎(chǔ)上探討實(shí)證了健康對(duì)貧困脆弱性的影響及其內(nèi)在機(jī)制。經(jīng)驗(yàn)分析表明：第一，居民健康水平的惡化會(huì)導(dǎo)致貧困脆弱性上升，居民健康水平每下降10%，貧困脆弱性大約會(huì)上升6%；第二，健康的惡化，會(huì)通過降低物質(zhì)資本、人力資本和社會(huì)資本的積累程度，進(jìn)而限制居民長(zhǎng)期收入能力的提升，造成貧困脆弱性的上升。通過引入交互項(xiàng)檢驗(yàn)上述三種作用渠道，發(fā)現(xiàn)物質(zhì)資本和社會(huì)資本渠道是相對(duì)有效的，人力資本渠道盡管體現(xiàn)出微弱效應(yīng)，但尚未在統(tǒng)計(jì)上得到顯著性驗(yàn)證。

本文的研究具有明顯的政策含義，有助于提高防貧政策的前瞻性和降低減貧成本：第一，應(yīng)不斷完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度和醫(yī)療救助制度，提高農(nóng)村醫(yī)療保障水平，特別是加大對(duì)重大疾病的醫(yī)療救助力度；第二，促進(jìn)農(nóng)村勞務(wù)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)村社區(qū)建設(shè)，形成良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境，以提高農(nóng)民自身抗風(fēng)險(xiǎn)的能力；第三，注重農(nóng)村人力資本的建設(shè)。農(nóng)村居民的受教育程度越高，所面臨的貧困脆弱性越低［19］。教育投入產(chǎn)出是一個(gè)相對(duì)長(zhǎng)期過程，對(duì)于貧困緩解效應(yīng)的體現(xiàn)存在滯后效應(yīng)。通過上述政策的推進(jìn)實(shí)施，有助于形成系統(tǒng)的貧困預(yù)防和救助政策，以此切斷健康因素引致貧困的鏈條。

本文雖就健康對(duì)貧困脆弱性的影響及作用機(jī)制進(jìn)行了初步地探討，因受限于數(shù)據(jù)的獲得性，實(shí)證研究所得結(jié)論的精確度和穩(wěn)健性還有待提升，可作為這方面研究的一種努力和嘗試。隨著更高質(zhì)量數(shù)據(jù)的出現(xiàn)，無論是貧困脆弱性還是居民健康測(cè)度以及相關(guān)內(nèi)在作用機(jī)制的探討，都可將得到進(jìn)一步改進(jìn)。

［1］ 衛(wèi)生部統(tǒng)計(jì)信息中心．第四次全國(guó)衛(wèi)生服務(wù)調(diào)查專題研究報(bào)告（一）［M］．北京：中國(guó)協(xié)和醫(yī)科大學(xué)出版社，2008．

［2］ Strauss J，Thomas D．Health，Nutrition and Economic Development［J］．Journal of Economic Literature，1998（2）．

［3］ Oshio T，Kobayashi M．Income Inequality，Aarea－level Poverty，Perceived Aversion to Inequality，and Self－rated Health in Japan［J］．Social science ＆ Medicine，2009（3）．

［4］ Aue K，Roosen J．Poverty and Health Behabiour：Comparing Socioeconomic Status and a Combined Poverty Indicator as a Determinant of Health Behabiour［C］．The EAAE Conference of“The Economics of Food，F(xiàn)ood Choice and Health”，F(xiàn)reising，Germany，September，2010．

［5］ Pfoertner T，Andress H J．Income or Living Standard and Health in Germany：Different Ways of Measurement of Relative Poverty With Regard to Self－rated Health［J］．Journal of Public Health，2011（4）．

［6］ 張車偉．營(yíng)養(yǎng)、健康與效率——來自中國(guó)貧困農(nóng)村的證據(jù)［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2003（1）．

［7］ 高夢(mèng)滔，姚洋．健康風(fēng)險(xiǎn)沖擊對(duì)農(nóng)戶收入的影響［J］．經(jīng)濟(jì)研究，2005（12）．

［8］ 解堊．健康對(duì)勞動(dòng)力退出的影響［J］．世界經(jīng)濟(jì)文匯，2011（1）．

［9］ 劉生龍，李軍．健康、勞動(dòng)參與及中國(guó)農(nóng)村老年貧困［J］．中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2012（1）．

［10］洪秋妹，常向陽．我國(guó)農(nóng)村居民疾病與貧困的相互作用分析［J］．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2010（4）．

［11］解堊．醫(yī)療保險(xiǎn)與城鄉(xiāng)反貧困：1989－2006［J］．財(cái)經(jīng)研究，2008（12）．

［12］萬廣華，章元．我們能在多大程度上準(zhǔn)確預(yù)測(cè)貧困脆弱性［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（6）．

［13］萬廣華，章元，史清華．如何更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)貧困脆弱性：基于中國(guó)農(nóng)戶面板數(shù)據(jù)的比較研究［J］．農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2011（9）．

［14］阮敬，紀(jì)宏．親貧困增長(zhǎng)分析的理論基礎(chǔ)及其改進(jìn)框架［J］．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2009（11）．

［15］徐偉，章元，萬廣華．社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與貧困脆弱性——基于中國(guó)農(nóng)村數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］．學(xué)海，2011（4）．

［16］Van Doorslaer E，Jones A M．Inequalities in Self－Reported Health：Validation of a New Approach to Measurement［J］．Journal of Health Economics，2003（1）．

［17］鄧曲恒．中國(guó)城鎮(zhèn)地區(qū)的健康不平等及其分解［J］．中國(guó)社會(huì)科學(xué)院研究生院學(xué)報(bào)，2010（5）．

［18］馬志雄，丁士軍，張銀銀，等．大病沖擊、經(jīng)濟(jì)狀況與農(nóng)戶籌資約束相互影響機(jī)制研究［J］．統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2013（5）．

［19］李麗，白雪梅．我國(guó)城鄉(xiāng)居民家庭貧困脆弱性的測(cè)度與分解［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010（8）．

To What Extent the Health Cause of Poverty Vulnerability：An Empirical Study Based on CHNS Rural Data

HUANG Xiao
（School of Economics，Chongqing Technology and Business University，Chongqing 400067，China）

The emergence of poverty vulnerability mainly dues to the falling of household＇s health level．Based on discussing the theoretical mechanism between poverty vulnerability and health，this paper calculates the poverty vulnerability index and the health utility index，then estimates the effect from health to poverty vulnerability and analyzes its mechanism．The results show that household＇s health deteriorated would make it to face higher poverty vulnerability；once the average health status reduces 10%so that the poverty vulnerability would go up 6%．Among the three main mechanisms between health and poverty vulnerability，physical capital channel and social capital channel have been proved to be effective．However，the human capital channel presents a little effect but it has insufficient significant test statistically．In fact，the key points of designing prospective policies against poverty may lie in establish a risk prevention mechanism in health．It includes that enhances medical care level in rural，builds major health disaster relief system，or improves the investment in equalization of public services in rural areas．

health；poverty vulnerability；mechanism analysis

F224．0

A

1007－3116（2013）09－0054－09

2013－03－14；修復(fù)日期：2013－06－18

重慶工商大學(xué)青年博士基金項(xiàng)目《轉(zhuǎn)型期我國(guó)居民健康不平等的影響因素及對(duì)策研究》（1151016）

黃 瀟，男，重慶人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，講師，研究方向：收入分配，貧困治理。

（責(zé)任編輯：郭詩(shī)夢(mèng)）