改水與兒童健康：基于中國農村的實證研究

宋月萍，張婧文

（1.中國人民大學人口與發展研究中心，北京 100872；2.曼徹斯特大學社會科學學院，曼徹斯特M13 9PL）

一、引言

安全飲用水的可及性對兒童健康至關重要。［1］2017年世界衛生組織的報告指出每年有1 700萬5歲以下兒童因環境衛生因素，尤其是缺乏安全的水源而喪生，占到全體兒童死亡人數的26%。多國研究表明自來水普及以及水質提升對降低兒童腸道傳染病，［2-4］提高兒童營養水平具有積極作用，［5］對嬰兒死亡率與新生兒死亡率具有顯著影響。［6］世界衛生組織更是將安全飲用水的普及作為提升整體健康水平，縮小人群間健康不平等的重要舉措。［7］

我國十分重視農村供水與環境衛生條件的改善并將其作為農村公共衛生領域的工作重點。我國是傳統的農業大國，農民世代直接飲用地面水和土井水，飲水衛生條件極差，介水傳染病和地方病發病率高。［8］自新中國成立以來，農村改水就依托“愛國衛生運動”在各地廣泛實施，［9］然而這一階段改水的主體以農戶自身為主，國家對改水的資金與技術投入較少。在1980年聯合國第35屆大會上，“人人享有安全飲水與環境衛生”成了國際社會共同的目標。我國也積極響應聯合國的倡導，在1986年的第七個五年計劃中規定“農村改水是全國衛生運動的首要任務之一”，農村供水與環境衛生工作成為我國扶貧的重大戰略要素。各級政府加大了對改水工程的財政資金投入，國家投入金額從1981-1985年的9.10億元躍升至1996-2000年間的59.93億元。自來水廠與供水站在農村地區廣泛興建，室內自來水不斷普及，各種形式的水質消毒凈化及水源防護逐步實施。同時國家成立了改水專門機構，改水工作進入體系化階段，改水制度與措施日益完善。通過改水項目的開展，我國農村地區飲用水可及性大幅提高，飲用水質量得到顯著改善①《2015中國衛生和計劃生育年鑒》的數據顯示截止到2014年我國累計改水受益人口已達9.15億，已改水受益人口占農村人口的95.8%，飲用自來水人口占農村人口的79.0%，已修建自來水廠、站55.54萬個，手壓機井9 053.4萬臺，雨水收集水窖203.11萬個。。盡管我國改水項目已經實施數十年，但鮮有研究量化分析改水項目的長期健康效益，本文將對我國農村改水項目對兒童健康的影響進行評估，進一步豐富水質安全促進人類健康相關研究的中國經驗。

同時，隨著我國改水項目的普及，如何做到“精準干預”，利用有效投入最大限度提升改水項目的健康效益將成為重要的課題。具體而言，改水項目健康促進作用在不同人群間的異質性以及社會經濟因素對健康的調節作用有待更加細致、深入的探究。不同社會經濟條件家庭的健康起點不同，健康資本與獲取健康資源的機會也存在差異，一些針對發展中國家的研究表明改水等公共衛生項目的健康效益在不同的母親受教育程度以及不同收入家庭之間存在差別，［3］然而尚未有研究基于我國公共衛生發展現狀和人群健康水平進行實證分析。

本文將聚焦于我國近30年來改水工程對兒童健康的影響，利用中國健康與營養調查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）的縱向追蹤數據反映農村改水工程對于改善兒童健康的貢獻，基于我國國情探究母親受教育程度與家庭收入的調節作用，比較改水對于來自不同社會經濟條件的兒童健康效益的差異。另外，文章同時利用面板數據與工具變量法控制模型內生性問題，為進一步認識并提升改水項目對兒童健康的效益、緩解農村地區“健康不平等”問題提供更為可靠的證據。

二、改水對兒童健康的影響：文獻回顧

隨著改水工程在發展中國家尤其是欠發達地區的廣泛實施，國內外諸多文獻針對改水項目的健康影響進行了評估，在這些文獻中，許多學者聚焦兒童，從飲用水水質、可及性與供應方式等多方面探討了安全飲用水對兒童健康的短期與長期的影響機制，并從兒童發展與減輕貧困等多角度評估改水項目的影響。

在我國針對農村兒童健康的研究中，深入探究安全飲用水影響的研究數量較少，“家中是否改水”或“自來水在當地是否普及”常常作為環境或社區因素以控制變量的方式進行處理且研究結論并不一致。一部分研究發現使用自來水或減少露天水源可以有效降低農村兒童兩周患病率。［10］李鐘帥等發現改水并未對兒童短期健康狀況產生影響，但對兒童的長期健康指標具有顯著正效應。［11］但也有研究在控制了其他社區變量后并未發現使用自來水對兒童健康的顯著作用。［12-13］以上研究都未將飲用水情況作為主要自變量進行分析，缺少必要的控制變量，遺漏變量情況較為普遍，難以準確衡量改水對健康的影響。除此之外，國內專門針對改水項目進行影響評估的研究大多以小范圍流行病學調查的形式為主，［14-17］鮮有從全國層面衡量改水項目對于兒童健康影響的研究。一些經濟學領域的文獻從宏觀層面探究農村改水項目的健康效益，發現改水對降低腸道傳染病、氟斑牙和氟骨癥的發病率有促進作用且健康效應具有正向空間溢出效應。［18-19］盡管兩項研究考慮了經濟、地理等遺漏變量的影響，但都屬于宏觀層面的研究，尚缺乏微觀領域考察改水對兒童健康影響的證據。

相比而言，國外在飲用水和兒童健康領域的研究成果較為豐富，注重探討飲水安全對健康的影響機制且更為關注飲水安全對兒童健康的長期影響。水主要通過五種直接途徑影響兒童健康：因缺水而無法顧及個人衛生；水的化學污染導致水質中毒性疾病和癌癥；水生帶菌媒介導致的傳染病（瘧疾）；水作為傳播媒介的傳染病（傷寒、霍亂、腹瀉）；水作為傳播途徑的傳染病（血吸蟲病）。［4］［20］除了導致兒童腸道傳染病和寄生蟲病的增加，用水安全對兒童健康還具有長期效應，可以影響兒童整體營養水平。Van der Hoek等發現缺少安全用水設施將增加兒童的腹瀉患病率，導致兒童的神經性厭食和營養攝入問題，造成兒童營養不良，主要反映在矮小癥在缺乏安全飲用水兒童中發病比例較高。［21］Checkley等應用隊列研究對秘魯兒童進行分析發現安全飲水可以減少糞口途徑傳播導致的腹瀉病發病情況，通過年齡別身高（HAZ）進行衡量，發現安全飲水能提升兒童營養水平。［22］另外，如果家中缺乏自來水設施，往往是家中的女性、兒童外出取水，取水時間長將減少兒童照料和飲食準備的時間，也阻礙衛生習慣的養成，從而更可能導致兒童營養不良。［23］

然而，安全飲用水對兒童健康的影響程度會受到其他社會經濟因素的調節，一些研究關注家庭的社會經濟條件與飲用水安全、兒童健康的關系，但是不同研究針對社會經濟地位對改水健康效益的調節作用得出的結論仍存在差異。其中，母親的受教育程度被認為不僅是兒童健康的重要影響因素，而且是調節改水的健康促進作用的一個重要渠道，但母親受教育程度不同，改水對兒童健康的影響將存在何種差異？現有的研究并未得到一致的結論。一種觀點認為母親受教育程度會擴大改水對兒童健康效應的人群差異，即母親受教育程度越高，改水對兒童健康的促進作用會越大。Jalan和Ravallion利用傾向值分析探討改水對降低腹瀉患病率的作用時發現，母親受教育程度高、家庭收入高，改水的健康效益更大。［3］Wapenaar基于南非的數據，在多種模型中加入兒童監護人受教育程度的虛擬變量與改水變量的交互項，發現當監護人受教育程度不少于7年時，改水才產生顯著的健康效益。［24］一些研究試圖解釋教育程度的調節作用，Díaz與Andrade認為母親作為兒童的主要照料人，其受教育程度越高，越能意識到飲用水在處理和保存過程中產生的質量問題，因此更傾向于在飲用前采取必要的凈化措施。［25］Schultz系統分析了母親受教育程度對包括改水在內的公共衛生投入的調節作用，高教育程度的母親更容易接觸正確使用新技術的信息，了解如何合理利用公共衛生項目，從而使其充分發揮健康效益，起到正向調節作用。另外母親受教育程度越高，在工作中投入的時間越多，用于兒童照料的時間越少。改水項目可減少獲取飲用水額外花費的時間，緩解了高教育程度母親對兒童健康投入時間的不足。［26］

而另一種觀點則相反，認為母親受教育程度低，改水對兒童健康的促進作用更大。由于受教育程度高的母親在改水之前就知道凈水方法等衛生知識，從而保障了子女的飲水安全，因此對擁有高教育程度母親的兒童而言，改水對其健康的改善作用可能并不明顯。同時受教育程度高的家庭往往率先改水，隨著改水項目的不斷推進，其改水需求接近飽和，改水項目反而會縮小不同受教育程度母親子女的營養水平。［27-28］由于母親受教育程度對改水項目健康效益的調節作用受到項目特點本身以及項目實施進程等多因素的影響，因此教育的作用方向并不確定，若探究母親受教育程度的調節作用仍需要結合我國具體情況進行分析。

同樣，現有研究并未就家庭社會經濟因素對改水效益的調節作用達成共識。某些地區的研究表明改水項目可能對貧困人口產生更大效益。印度的數據證實對水質更為敏感的群體往往是來自貧困家庭的兒童，因此水質改善將更有助于提升低收入家庭兒童的健康水平。［6］Galiani等利用阿根廷的數據發現自來水供應的私有化可以降低兒童傳染病和寄生蟲病的死亡率且在貧困地區的效果更為明顯。［29］通過分地域的成本效益分析，Haller等發現在人均家庭收入較低的發展中國家，采取提供自來水或修水井等改水措施的投入產出最高。［30］但也有研究得到相反的結論，Jalan和Ravallion發現與高收入家庭相比，改水并未給低收入群體的兒童健康帶來積極影響。［3］從家庭收入的調節機制來看，不論家庭經濟狀況如何，包括改水在內的公共衛生設施的改進與技術的變革可以普遍提升人們的健康水平。［26］由于低收入家庭的供水條件起點較低，因此改水對其的健康效益可能更大。然而考量公共衛生設施的影響不應忽視時間的維度，低收入家庭可能更晚改水且從完成改水到產生健康效益的時間要長于高收入家庭，從項目實施的短期來看，改水可能進一步擴大不同收入家庭間的不平等，但隨著時間的推移，差異將逐漸彌合。［2］［31-32］

由于個體、家庭及社區的各類因素都將影響改水項目對健康干預的有效性，且往往是社會經濟環境、行為機制、價值觀念以及個體經驗等不可觀測的變量對健康效益產生影響，［33］因此探究改水對兒童健康的效益需要控制相關變量，通過更為嚴謹的統計方法控制模型內生性。在現有研究中，Ja?lan和Ravallion基于多期橫截面數據通過傾向值匹配控制樣本的自選擇問題，但仍然無法解決不能觀測的遺漏變量導致的內生性。［3］Díaz和Andrade利用地區層面的固定效應模型分析了自來水對兒童腹瀉患病率的關系，［25］Galiani等則將傾向值匹配與雙重差分法進行結合控制遺漏變量的影響，但固定效應模型不能完全解決隨時間改變的解釋變量遺漏的影響。［29］為建立改水與兒童健康的因果關系，也有研究采用工具變量的方法，將自來水源與市中心的距離和地表滲透力作為自來水可及性的工具變量，結果并未發現改水對兒童健康產生積極影響。［34］

綜上所述，以往針對中國的研究往往基于截面數據和小范圍的追蹤調查，較少有研究從微觀層面以更長的時間跨度來探究我國近年來改水工程對兒童健康的長期影響。另外，由于缺少面板數據，鮮有研究考慮改水項目對健康效應影響的內生性，因此無法得出令人信服的因果關系。同時，國內外文獻并未針對家庭社會經濟條件的調節作用得到一致結論，各國對自來水的管理及文化差異使得國外結論不一定適用于中國本土情況。［35］因此，本文基于CHNS 1991年至2011年的數據利用固定效應模型，通過控制個體效應，解決不同地區不隨時間改變的解釋變量的遺漏變量問題，同時利用工具變量法，控制不可觀測的隨時間改變的解釋變量對模型進行穩健性檢驗，通過實證分析改水對兒童年齡別身高的影響。同時探究在中國情境下，母親受教育程度及家庭收入對改水項目健康效應的調節作用。

三、數據、變量與方法

1.數據來源

本文選取的數據來源于中國健康與營養調查（China Health and Nutrition Survey，CHNS），該調查是由美國北卡羅來納大學人口研究中心、中國疾病預防與控制中心以及中國營養與食品安全研究所聯合進行的抽樣調查。CHNS的抽樣選取了多階段隨機整群抽樣的方法，調查的目標總體為9個省份①2011年CHNS的調查地新增了北京、上海、重慶3個直轄市，但考慮本文僅使用追蹤樣本進行分析，因此并不包括上述3個調查地的樣本。（廣西、貴州、黑龍江、河南、湖北、湖南、江蘇、遼寧、山東）家庭戶內的所有成員，代表了不同地理位置、經濟發展水平的樣本情況。抽樣第一階段在9個省內各隨機抽取4個縣，第二階段從所選的縣內抽取約10個村、居委會。最后在每個村居中選取僅20個家庭戶進行調查。該數據庫在1989年建立并在隨后的1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009及2011年分別進行了跟蹤調查及數據的收集，具有較好的數據連續性。調查內容涉及住戶及家庭成員的人口學背景、社會經濟情況、營養與健康信息，包含對身高、體重等人體測量指標的詳細記錄，為本研究提供了有力的數據支持。

為探究改水項目對兒童健康的影響，本文以0-18歲兒童及青少年為研究對象，包含了除1989年外8個年度中的樣本②1989年的問卷中未包含是否參加醫保等變量信息，因此本研究并未包含此年度數據。。由于自90年代以來改水項目主要在農村施行，因此本文僅納入了農村調查點的樣本。剔除僅有一期數據的樣本以及兒童身高異常值、父母受教育程度、工作情況、家庭收入等重要數據缺失的無效數據后，經整理有效樣本為3 342個，其中56.3%的樣本追蹤兩期，29.4%的樣本追蹤三期，其余樣本追蹤四期及以上。其中兒童的平均年齡為9.52歲，54.12%為男孩，有35.58%的家庭使用了室內自來水。

2.變量

本文研究兒童健康，使用兒童年齡別身高來反映兒童的長期健康水平。兒童身高是人力資本和個體發展的重要指標，標志著兒童營養與健康的水平，對成年后的勞動生產力與健康有長遠影響，［36］常被用作衡量兒童長期健康水平。［37］在操作層面，本文使用國際通用的年齡別身高Z評分（HAZ）并依據世界衛生組織提供的0-18歲兒童及青少年的身高的換算標準進行計算。本文的核心自變量為改水情況，CHNS問卷中涉及改水情況共有兩個問題③另還有問題詢問“取水時間”，但該問題屬于跳答問題，僅詢問了飲用水獲得方式為非自來水與井水的樣本，與其他相關問題沒有可比性。，分別為飲用水的獲得方式以及飲用水的水源。考慮一些受訪者并不知道飲用水的實際水源，由此可能產生測量誤差，因此，本文僅選用飲用水獲得方式作為自變量。CHNS家庭戶問卷中“你家的飲用水是通過什么方式得到的？”共有四個選項：室內自來水、院內自來水、院內井水和其他地方。考慮室內自來水取用更方便，水質污染程度較低，最能體現改水成效，本文將改水情況處理為二分變量，其中“室內自來水”=1，“其他選項”=0，采用室內自來水的家庭戶被視為改水家庭。

由于母親受教育程度可能對改水的健康效益產生調節作用，因此本文將母親受教育程度變量納入分析框架。在固定效應模型中，由于本文樣本的母親受教育程度隨時間變化較小，直接納入模型不能得到有效估計，因此考慮將母親受教育程度作為分類變量進行處理，將受教育程度為小學以上定義為1，小學及以下定義為0，以此作為樣本的分類標準，對兩組樣本分別進行回歸。

改水的健康效益可能在處于不同社會、經濟背景的家庭間存在差異。家庭收入是衡量家庭健康資源的重要指標，由于公共衛生、基礎設施的投入可以帶來健康收益，因此對衛生設施的消費隨收入而變化。［3］本文將家庭人均收入變量納入模型，代表家庭收入水平。同時，本文考慮家庭收入對兒童健康的調節效應，納入了家庭收入與改水情況的交互變量。

此外，借鑒以往對于兒童健康的研究，本文還考慮了影響兒童健康的其他諸多因素包括父母遺傳、家庭環境、社區環境，［26］［37-38］納入了父母身高、父親受教育程度（同母親受教育程度處理為二分變量，小學以上定義為1，小學及以下定義為0）、父母是否有工作、家庭成員數量、兒童是否在學、社區是否有公共浴室、社區是否通公路、社區是否通電等控制變量。針對各變量的描述性統計如表1所示。

表1 主要解釋變量與控制變量的描述性統計

3.實證模型

由于CHNS為連續性追蹤調查，提供了同一個體的多期數據，因此利用面板數據能更有效地評估改水項目的實施效果。利用混合面板OLS回歸可能遇到遺漏變量的問題，尤其是否參與改水與兒童個體特征可能存在相關性，例如父母的健康意識更強，更傾向于增加對健康的投資，更有可能在家中安裝凈水設備，同時保證兒童營養水平。因此，為了更準確衡量改水對兒童的健康效益，本文在混合面板OLS回歸的基礎上，采取固定效應模型進行分析以排除非觀測異質性誤差。［39］在因變量為連續變量年齡別身高Z評分的模型中本文選取了傳統的個體固定效應模型進行估計。模型設定形式如下：

其中，yit為個體i在年份t的年齡別身高Z評分，Wit為個體i所在家庭在t期是否安裝自來水，xit2為影響兒童身高的個人遺傳因素與稟賦，xit3為家庭因素，xit4為社區環境因素，ai為個體固定效應，uit為特異誤差。

另外，改水的健康效益可能會受到家庭社會經濟條件的調節作用，母親的受教育程度與家庭收入都可能對兒童健康產生影響。對調節變量進行估計通常采用在模型中加入交互項的方法，然而如果在同一個體不同時點上自變量取值的變化不大，那么固定效應估計將很不精準，對于已婚、已就業的女性而言，其受教育程度一般不隨時間發生改變，對本研究樣本而言，約93%的母親受教育程度與上一次調查的受教育程度一致，因此利用傳統固定效應模型不能將母親受教育水平作為自變量對其影響進行有效估計。［39-40］為進一步探究母親受教育水平的調節作用，本文將樣本按照母親受教育程度分為小學以上和小學及以下分別進行回歸分析。

為更好衡量家庭收入對改水健康效益的影響，模型還納入了收入水平與改水變量的交互項。當改水對不同收入家庭的兒童產生同等健康效益時，交互項系數應不顯著。若交互項系數顯著為正，即當收入水平更高時改水對兒童健康的促進效應更大，此時改水進一步增加了不同收入家庭兒童健康水平的差距。若交互項系數顯著為負則說明改水對處于低家庭收入的兒童會產生更大的健康效益，這說明改水有助于縮小不同收入的農村兒童的健康差距，改水不僅可以改善兒童健康，更有助于減緩貧困，促進資源的公平分配。

此外，固定效應模型假定特異誤差uit與所有時期的每個解釋變量都無關，然而在遺漏變量中很可能存在時變變量，［39］比如家庭成員接受健康教育宣傳的次數可能隨時間而改變，該因素可能同時影響家庭是否改水與兒童健康水平，但問卷中并未包含此問題，因此僅用固定模型進行控制可能仍然存在內生性。［24］［41］選取與家庭是否改水相關但與兒童健康無關的工具變量進行估計是控制內生性的常用方法。個體層面的內生變量常采用在社區層面尋其工具變量的做法，其有效性已經得到廣泛驗證。［38］［42］本文選取家庭戶所在社區其他家庭的改水比例作為工具變量對內生性進行糾正，原因如下：一方面，通過文獻可知，改水對健康的影響路徑主要體現在水源水質的提升、可及性增強降低了水體污染、滋生病菌的可能性，而其他家庭改水很難通過這些渠道影響家庭成員的健康水平。此外，社區整體的改水進程與政策緊密相關，政策決策對個體健康水平沒有直接影響，因此，可認為社區中其他家庭戶是否改水具有較強外生性；另一方面，自來水廠的建立與供水系統的改造作為公共物品往往是社區層面的決策，另外鄰里間的互動以及信息在社會關系網絡中的傳播也可能改變個體行為，因此家庭是否改水與社區中其他家庭是否改水密切相關。由于本研究采用面板數據進行分析，而傳統的工具變量回歸可能存在時間序列相關問題，因此采用Balestra和Varadharajan-Krishnakumar建議的廣義兩階段最小二乘面板數據估計量進行分析，對固定效應模型的估計結果進行穩健性檢驗。［43］

四、描述分析結果

1.1990-2014年我國農村改水情況

本文結合《中國衛生和計劃生育統計年鑒》①在2013年之前為《中國衛生統計年鑒》。及CHNS數據分年份對反映農村改水情況的指標進行統計，分析我國20世紀90年代以來農村改水發展變化趨勢。其中“已改水受益人口占農村人口比重”及“飲用自來水人口占農村人口比重”兩指標數據來源于1991年至2015年的統計年鑒。“已改水受益人口占農村人口比重”是指各種農村改水類型的受益人口占農村總人口的比重。其中改水方式包括自來水、手壓機井、雨水收集和其他農村飲水改善方式。“飲用自來水人口占農村人口比重”中的自來水是指農村逐年建成的能夠進行水源處理的農村自來水廠、抽取地下水直供農戶的供水站、引山泉水貯存儲水池管道供水的水站。“飲用室內自來水人口占調查對象比重”數據來源于CHNS，針對問題“你家的飲用水是通過什么方式得到的？”回答“室內飲用水”的樣本占比。

如圖1所示，“已改水受益人口占農村人口比重”“飲用自來水人口占農村人口比重”以及“飲用室內自來水人口占調查對象比重”三個指標均隨年份呈現增長趨勢，其中飲用自來水人口占農村人口比重從1990年的30.7%增長到2014年的79.0%，漲幅約為157.3%。可見隨著我國改水項目在農村地區的推行和我國農村地區人口生活水平的提升與健康意識的增強，越來越多農村人口可以使用更為安全、衛生的水源。其中統計年鑒與CHNS關于飲用自來水的指標從水平到趨勢基本保持一致，說明CHNS有關改水情況的數據代表性較好。

分年份來看，1990年至2000年是已改水受益人口占農村人口比重增幅最大的階段，從75.5%躍升至95.4%。由于改水受益人口已達到較高水平，因此自2000年之后該指標增速放緩。相比而言，飲用自來水占農村人口比重的增長趨勢較為穩定，但總體上20世紀90年代仍處于增速較快階段。這一方面印證了1990年到2000年是我國改水的突破性發展時期，隨著對飲用水安全的重視以及對農村改水的投入增加，我國農村安全飲水條件得到極大改善。另一方面，進入新千年改水工作的關鍵已不再為是否改水，而是改水類型的結構性調整。由原來較為基礎簡陋的飲水設施改為采用更為科學衛生的飲水改善方式，農村人口不僅擺脫了直接飲用地表水、土井水的狀態，還使用上了更為方便、安全的自來水。

2.我國農村兒童健康狀況

本文使用兒童年齡別身高Z評分（HAZ）來反映我國農村兒童總體健康水平與營養狀態的變化趨勢。如圖2所示，總體來看我國農村兒童的HAZ均值逐年升高，從1991年的-1.35提升至2011年的-0.35，增幅較為明顯，說明隨著生活水平的提高與衛生條件的改善，我國農村兒童的營養狀態逐漸改善，健康水平穩步提升。

為探究改水對于兒童健康的影響，本文還呈現了分改水情況的農村兒童生長遲緩比重變化趨勢。可以發現除2011年外，無論兒童家庭是否改水，兒童的HAZ總體上都呈現上升的趨勢，但在每個觀察年份改水家庭兒童的HAZ都要高于未改水家庭兒童，反映了改水家庭兒童的健康與營養水平要更好。然而，在未控制其他變量的情況下，尚不能說明改水對兒童健康存在促進作用。

圖1 1990-2014年我國農村改水受益人口情況

圖2 1991-2011年分改水情況我國農村兒童年齡別身高Z評分

五、實證分析結果

1.改水對農村兒童健康的影響

表2呈現了改水情況對兒童健康影響的回歸結果。其中，模型（1）采用了混合面板回歸模型并納入隨時間改變及不隨時間改變的控制變量。模型（2）考慮了遺漏變量對估計結果的影響，采用了個體固定效應模型并在模型中剔除了基本不隨時間變化的變量。由于模型因變量為連續變量——兒童的年齡別身高Z評分，因此利用OLS回歸估計兒童長期健康水平。

回歸結果顯示關鍵解釋變量是否改水的效應十分顯著，相比于未改水家庭，改水家庭的兒童身高更高，營養狀況和長期健康水平更好。然而由于模型未控制與個體相關且不隨時間改變的遺漏變量情況（例如家庭的健康觀念、健康知識、育兒觀念等因素都可能對誤差項產生影響），因此模型（1）并不能說明是否改水與兒童健康之間的因果效應，結果僅作為后續回歸分析的參照。而模型（2）中通過控制個體固定效應可以較好地解決不隨時間改變的遺漏變量問題，通過估計可以發現在消除非觀測效應之后，家庭內部是否改水對兒童健康的影響依然顯著，相比于家中未改水兒童，家中改水兒童的年齡別身高Z評分將提高0.079。盡管改水家庭兒童可能與未改水家庭兒童有著不同的健康稟賦，在控制了兒童個體遺傳、家庭條件等因素之后，家中是否安裝自來水設備仍可以較好地解釋兒童身高的差異。這與此前來自各國的證據相一致，［3］［5］［21］飲水的安全性和質量的改善可以有效提升兒童健康水平。

除了改水外，其他家庭和社區環境因素也對兒童健康有顯著的影響。其中，父母的受教育年限與兒童身高呈現顯著正相關，如模型（1）所示，在其他條件不變的情況下，父親和母親的受教育程度越高，同年齡兒童的身高也會顯著增加。家庭收入也對兒童健康具有較為顯著的影響且模型（1）、（2）結果較為一致，控制其他變量后，低收入家庭兒童的年齡別身高Z評分顯著低于高收入家庭，可見家庭收入對兒童健康存在直接影響。另外，父母身高、兒童是否參加醫保都與兒童身高相關性較強，印證了以往研究的結論。［10］［38］

表2 改水對農村兒童健康的影響

2.母親受教育程度、家庭收入的調節作用

現有研究表明母親的受教育程度可能對改水的健康效益產生調節作用，但作用方向尚不確定。各國水質、改水技術和文化的差異可能是作用機制不同的原因，本節將利用中國農村兒童的數據，對母親受教育程度的調節作用方向及機制進行分析。由于已生育女性的受教育水平隨時間的變化程度較小，因此本文并未在固定效應模型中直接納入母親教育相關變量，而采用按母親受教育程度分樣本對兒童身高進行回歸分析，以探究母親受教育程度對改水健康效益的影響。表3中模型（3）與模型（4）顯示了個體固定效應模型的估計結果。其中，模型（3）中兒童樣本的母親受教育程度為小學以上，模型（4）則為母親受教育程度為小學及以下的兒童樣本。以小學受教育程度為分界點主要考慮小學是基礎教育的重要組成部分，通過小學教育可以獲得基本的閱讀能力以及獲取健康相關知識的基本能力；同時也考慮了母親受教育年限變量的分布情況，分樣本進行回歸時兩樣本規模相差較小，更具有可比性。

模型結果顯示對于母親受教育程度為小學以上的兒童，家庭改水對兒童身高影響顯著，相比于家中無室內自來水的兒童，家中有室內自來水的兒童年齡別身高Z評分將增加0.131，即改水帶來了較為明顯的健康效益。而對于母親受教育程度較低的兒童樣本，改水對兒童年齡別身高Z評分僅在10%的水平上顯著且家中有室內自來水僅使兒童身高Z評分增長0.065。可見，母親的受教育程度對改水能否為兒童帶來健康效益密切相關，母親受教育水平在小學以上的兒童更能從改水項目中獲得更高的健康效益。

本研究通過加入家庭收入和改水的交互項來驗證家庭收入對改水健康效益的調節作用。本文在模型（2）的基礎上加入家庭收入水平與家庭戶層面改水的交互變量。如表3中模型（5）所示，加入交互變量之后，改水變量與收入水平變量對健康的影響仍然顯著，其交互項在0.01的水平顯著為負，說明在其他條件一定的情況下，相對于收入較高家庭的兒童，改水更能提升低收入家庭兒童的年齡別身高Z評分，促進弱勢兒童的長期健康水平。

表3 不同母親受教育程度、家庭收入對改水健康效益的影響

3.穩健性檢驗

由于固定效應模型無法解決隨時間改變的遺漏變量帶來的內生性問題，為了一致地估計參數，可將面板數據方法與工具變量估計進行結合，［39］以獲得更為穩健的結論。本文選擇社區層面的自來水普及率作為家庭戶室內安裝自來水的工具變量。表4中模型（6）至模型（9）是利用工具變量法對模型（2）至模型（5）進行的重新估計。

為驗證回歸結果是否可靠，需要對回歸模型的基本假設進行檢驗。對模型（2）與模型（6）進行Hausman檢驗發現P值小于0.01，說明家庭是否安裝自來水是內生的，前述使用固定效應模型估計出的結果有偏，因此利用工具變量法可以對模型結果進行修正。為保證所選擇工具變量的有效性，本文通過第一階段工具變量對內生變量的回歸分析初步判斷弱工具變量問題。估計結果顯示家庭戶內是否安裝自來水與社區中自來水普及率顯著相關，由此可以認為弱工具變量問題并不嚴重。第二階段的估計結果表明，在控制了家庭是否安裝自來水與兒童健康水平可能存在的內生性之后，戶內安裝自來水對于兒童健康的正向促進作用仍然顯著。另外，考慮其他家庭改水比例與家中兒童健康水平無直接影響，工具變量具有較強外生性，選擇較為合理。

本文還對模型（3）至模型（5）應用工具變量法進行了穩健性檢驗，盡管模型（8）顯示，應用工具變量法后，在母親受教育程度為小學及以下的兒童中，改水對兒童健康的提升作用在1%水平上顯著，顯著性水平相比模型（4）有所提高，但其系數仍然低于母親受教育程度較高的兒童，因此改水更能促進后者的健康水平。模型（9）則表明無論是改水對健康的直接作用還是收入的交互作用影響仍然顯著，因此再次驗證了之前得到的研究結論。為進一步驗證改水對低收入家庭的作用，本文還對家庭收入最低的25%樣本進行分樣本回歸（模型10），發現室內自來水對兒童的健康影響在0.001的水平上顯著，且回歸系數大于全樣本回歸，進一步驗證了改水對于提升低收入家庭兒童的健康具有更為重要的意義。

表4 工具變量模型估計結果

六、結論與討論

農村改水項目是近30年來農村基礎設施建設的重要組成部分，是我國提升國民整體健康水平的重要舉措，然而改水項目產生的健康效益還未得到清晰、系統、量化的認識。本研究的主要貢獻在于填補了此前的研究空白，針對改水項目對兒童健康的影響進行評估，利用CHNS 1991年到2011年的縱向追蹤數據，結合工具變量法克服內生偏誤。在分析了全人群的基礎上，本文還進一步聚焦不同人群中健康效應的差異，深化對改水與人群健康的理解，為接下來提升改水工程投資的社會效益提供了參考。分析結果顯示整體而言，農村改水對兒童健康具有正向促進作用，改水的健康效益尤其體現在母親受教育程度更高、家庭收入較低的兒童中。

本文結論呼應了以往針對發展中國家改水項目的研究，飲用水質量對兒童健康十分重要。［21-22］通過查閱相關文獻可知：一方面，安裝室內自來水可以有效減少水源污染，從而遏制水性傳染病的傳播。另一方面，室內自來水增強了飲用水可及性，方便日常清潔行為，有助于兒童養成良好的衛生習慣，從而改善兒童營養水平，促進兒童長期健康。長期以來我國通過建設自來水廠，增加自來水普及率，凈化水源等方式不斷提升水質，保障飲水安全衛生。本文通過實證研究發現在控制了潛在內生性的基礎上，安裝室內自來水設備對改善兒童健康具有顯著作用。這說明我國農村改水具有廣泛的健康效益。

本研究還發現改水項目的健康效益在不同人群中存在異質性，母親受教育程度更高的兒童更能通過農村改水受益。世界銀行針對印度的研究表明由于受教育程度高的家長具備更多的健康知識，能夠提高健康投入的生產率，同時也更注重兒童健康，更充分合理利用健康項目，因此，更能有效地促進兒童健康水平。［3］［44］在改水項目中，自來水可及性的提高并不意味著衛生設施一定會得到有效利用，母親通常是兒童照料的主要提供者，擁有較高受教育程度的女性往往具備更多的健康知識，能給予兒童更為科學有效的照料，幫助兒童養成更好的衛生習慣，從而使自來水設備發揮更大的健康效益。已有研究表明僅通過普及自來水不足以提高兒童健康水平，飲用前的消毒措施才是確保兒童健康的關鍵。［45］在我國農村地區自來水的水質可能仍然達不到較高的衛生標準，因此對飲用水進行預處理尤為關鍵。受教育程度較高的母親往往具有更多的健康知識，會對水源的質量做出更為準確的判斷，［24］并通過對自來水進行煮沸等消毒方式保證兒童的飲水安全。因此，提高女性的受教育程度對進一步提升改水項目的健康效益具有輔助作用。

本研究還發現改水項目更能促進低收入家庭兒童的健康水平。收入較高的家庭往往在自來水普及之前已經擁有更有效的凈水設備，更潔凈的家庭衛生環境，能為兒童提供更好的營養水平以增強兒童的抵抗力。而收入較低的家庭居住環境相對更為惡劣，飲水安全水平更低，因此國家對于改水項目的投入讓低收入家庭有能力接觸到方便、衛生的水源，對低收入家庭兒童更具有重要意義。可見將農村改水與扶貧項目相結合，將低收入家庭作為改水項目的實施重點，增加對低收入家庭改水的投入，更能提高改水項目的收效，不僅有助于提升重點人群的健康水平，還能緩解不同收入家庭的健康不平等，具有極大的社會效益。

本研究具有較強的政策意義。首先，鑒于改水對兒童健康的積極作用，我國仍需繼續加大對農村地區飲水安全設施的投入，推進供水設備升級改造，尤其應繼續提高室內自來水的普及率。在此基礎上還應繼續提高水源水質，減少水源污染，在提升自來水可及性的同時讓農村居民能真正飲用安全水、放心水。其次，在加大投入的同時還應讓投資更有針對性，關注對改水有更迫切需求的低收入家庭，與各地廣泛實施的精準扶貧項目相結合，最大限度地提升改水投資健康效益。此外，在改進供水設備的同時還應進一步提升農村女性受教育水平，尤其應該普及相關健康知識，提高兒童主要照料者的健康知識水平，從小培養兒童的健康習慣，通過提升健康知識水平與增加衛生設施的有機結合充分發揮改水對健康的促進作用。