中国农户安全饮用水可及的影响因素——基于CHARLS数据的实证分析

王学渊，刘子媛

(浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州 310018)



中国农户安全饮用水可及的影响因素
——基于CHARLS数据的实证分析

王学渊，刘子媛

(浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州 310018)

基于两期CHARLS 家庭面板数据，利用面板Logit随机效应模型从城乡差异、地区差异、收入差异与国家政策差异四个层面就中国农户安全饮用水可及的影响因素展开实证分析。研究结果表明：较之城镇，中国农户更难获得安全的饮用水；相对于东部地区，中、西部地区农户的安全饮用水可及性较差，中部地区的状况最为糟糕；改水项目显著促进了农户安全饮用水可及性的提升，但其实施效果在地区间差异较大，中部地区的实施效果最好，另外改水项目带给贫困和中等收入农户安全饮用水可及性的正向影响程度也远大于高收入农户；收入水平已不再影响高、中收入农户的安全饮用水可及性，但其仍显著制约着贫困农户能否获得安全的饮用水。

安全饮用水；农户；影响因素；面板Logit模型

安全饮用水可及是人类的基本权利之一。①安全的饮用水不仅是维持生命和健康所不可缺少的，同时对居民生活的改善与贫富差距的缩小至关重要。[1～3]在我国，农村饮用水安全改善工作一直受到党和政府的重视。1986年，改善农村饮用水条件的任务首次被列入国家“七五”计划，之后的每一个五年计划都将其列为重点工作之一。“十一五”计划期间，中国政府实际投资了1053亿元，保障了21 208万农村人口获取到安全的饮用水*数据来源：《全国农村饮水安全工程“十二五”规划(公开稿)》，中华人民共和国国家发展与改革委员会网站，http://www.sdpc.gov.cn/zcfb/zcfbghwb/201402/P020140221360445500781.pdf。。虽然农村饮用水与环境卫生改善工作取得显著进展，但与城市相比，中国农村居民的饮用水安全状况仍不容乐观。截止2011年底，中国城市地区95.00%的人口使用自来水，而在农村只有45.00%的人口能够使用自来水，仍有8572万人无任何供水设施，直接从河、溪、坑塘取水*资料来源：享有安全饮用水和卫生设施的人权问题特别报告员的报告，http://www.ohchr.org/Documents/Issues/Water/eliminatingsheetPost2015.pdf。。

目前有关居民安全饮用水可及影响因素的国内外研究主要聚焦于以下三方面：(1)收入因素。收入水平影响着人们获得安全饮用水的能力。[4,5]世界银行(1993)发现，发展中国家的农村居民对基本供水服务的支付意愿主要受收入水平及供水现状的影响。收入水平从两个层次影响水资源的选择：负担能力与机会成本。比较富裕的家庭有能力支付在家里安装自来水的费用，也经常通过各种方法净化水资源；对于低收入家庭来说，通过公共水源取水的机会成本很高。[6]秦岭、金立坚等(2013)[7]的研究表明在四川农村地区，富裕家庭与贫困家庭相比，更多地使用自来水。(2)区位及设施因素。中国水资源的优劣与经济发展程度和所处地区息息相关，东部地区较西部地区优势明显，中国沿海发达地区农村自来水普及率和安全饮用水覆盖率较高。[8,9]另外，一般家住在城市的居民更容易获得安全饮用水。[10]在比较偏远的农村地区，如果家庭住址离安全饮用水的水源很远，或者由于缺乏方便的交通设施，居民将很难获得安全的饮用水。[5]供水设施越多的地方，人们更容易获得安全饮用水。[11](3)其他家庭特征，如户主性别、年龄、教育水平与家庭人口结构等。在发展中国家，一般是由家中女性负责家务，家庭户主如果是女性，她会倾向于寻找更便利的水源。[12]在中国广西地区，户主越年轻的家庭越愿意选择集中供水模式。[13]Szabo S.(2013)[5]发现安全饮用水的可及性与人力资本有显著的正相关关系。特别是家庭户主的受教育程度对获取安全的饮用水有显著影响，因为接受更高教育水平的人更倾向于选择更健康的行为。[14]家庭人口结构也影响着家庭获取安全饮用水的能力，成员里有小孩或是老人的家庭，更倾向于使用室内自来水。[5,10]此外，家庭成员对健康卫生知识的认知水平也会深刻影响其卫生行为的改变和生活用水的改善。[15,16]

“让所有人都能平等地获取安全饮用水和基本卫生设施”是联合国新千年发展目标之一。与国际研究相比，国内文献更多地关注医疗卫生利用可及的影响因素。[17]少数文献仅是从宏观层面和理论视角探讨省区间的农村安全饮用水可及差异及形成原因[8,9]，或是基于微观数据统计描述某省、市等小区域范围内的农户安全饮用水可及的影响因素[15,16]。基于2011年和2013年覆盖中国28个省级行政单位、449个村级单位的CHARLS数据*数据来源：赵耀辉,John Strauss,杨功焕,2015,“中国健康与养老追踪调查(2011年基线)”,http://dx.doi.org/10.18170/DVN/IZU8OF,北京大学开放研究数据平台,V1；赵耀辉,John Strauss,杨功焕,2015,“中国健康与养老追踪调查(2012试追踪)”,http://dx.doi.org/10.18170/DVN/HDZTWA,北京大学开放研究数据平台,V1。，重点从城乡差异、地区差异、收入差异与国家政策差异四个层面就中国农户安全饮用水可及的影响因素展开计量分析，希冀为政府制定针对性更强和更具可持续性的农村饮水安全改善与治理政策提供理论依据与信息支持。

一、计量模型构建与数据说明

考虑数据的可获得性和样本覆盖范围，本研究选择使用由中国健康与养老追踪调查(CHARLS)的2011年全国基线数据与2013年的全国追访数据构成的二年期面板数据。已有研究表明，相比其他饮用水来源，自来水的质量更有保障。[18]因此，本文以中国健康与养老追踪调查问卷中询问受访者家庭是否有自来水来衡量该农户家庭是否已获取安全饮用水，并作为本文计量模型的因变量。需要特别指出的是，这里所指的自来水并不仅指来自于水厂的水，还包括农村集中式供水。鉴于因变量是二值虚拟变量，“能获得自来水”赋值为1，“不能获得自来水”赋值为0，本文选自构建面板logit回归模型，具体形式参见公式(1)[19]：

(1)

模型可进一步具体化为：

LogitYit=α+βitXit+εit+ui

(2)

其中，Y为因变量，即是否能够获得安全的饮用水；Xit为解释变量，基于前人文献和CHARLS问卷所包含的信息，本研究选择的各解释变量及其定义如表1所示；βit为解释变量的估计参数，其反映的是解释变量的变化对被解释变量概率的对数影响；i为解释变量的个数，t为时间变量；残差项εit～i.i.d(0，σit2)，ui为个体效应。

表1　变量名称和定义

①其他家庭成员是除家庭主要受访者、配偶、父母、岳父母和子女以外的家庭成员。

本研究基于中国国家统计局标准将样本覆盖的28个省级单位划分东、中、西部地区，东部包括北京、天津、上海、江苏、浙江、河北、辽宁、山东、福建、广东等10省(市)；中部地区包括安徽、河南、湖北、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西、山西等8省；西部包括甘肃、广西、贵州、内蒙古、四川、青海、山西、新疆、云南及重庆等10省(市、自治区)。

表2呈现的是分时间、城乡和东中西的样本分布情况。如图1所示，2011年-2013年间，在所调查的样本中，无论是城镇还是农村，自来水普及率都有所上升，其中西部地区的进步程度最大。两年间，西部城市自来水普及率由64.82%上升到80.73%，增长了15.91个百分点；西部农村自来水普及率也由45.89%提高到62.32%，增加了16.44个百分点。从地区层面来看，城镇自来水普及率远高于农村地区，东部自来水普及率优于中部和西部地区，且东部地区的城乡自来水普及率差距最小。东部地区自来水普及率的两年平均城乡差异为9.73个百分点，中部地区为15.21个百分点，西部地区最高，为18.68个百分点。2011年-2013年，东、中、西部三个地区自来水普及率的城乡差距缩小程度都不足1个百分点。另外，三个地区中，不是西部地区，而是中部地区的城镇和农村自来水覆盖率最低。

表2　总样本分城乡和地区分布情况

数据来源：根据CHARLS数据计算整理而得。

数据来源：根据CHARLS数据计算整理而得。图1　2011与2013年各地区自来水普及率比较

二、实证结果分析

从样本分布可以看出，城乡间和地区间居民饮用水可及的差异明显，相对于城市，仍有较大一部分农户没能获得安全的饮用水。哪些因素会显著增加农户获取安全饮用水的可能性？在不同的收入层次、地区之间及政策引导下，这些因素在促进农户获得安全饮用水可能性提升方面的作用又会发生怎样的变化？为此，本部分分别从城乡层面、收入层面、地区层面以及政策实施层面对第二部分所构建的计量模型展开具体运算。

本研究所使用的仅是二期面板数据，但比较模型拟合的LR检验的chibar2(01) 值为511.38，显著拒绝了原假设，表明个体效应ui在每个农户中存在差别，因此选择使用面板Logit随机效应模型进行计量估计。另外，模型所有自变量的VIF均值为1.52，排除了变量间多重共线性的可能。表3给出了总体、分城乡及分东、中、西农村地区样本的面板Logit随机效应模型回归结果。

从总体样本模型估计结果可以看出，户主年龄、户主性别、教育水平、房屋面积、家庭收入都对农户获得自来水的可能性存在显著正向影响，而家庭人口规模却会给农户是否能获得安全的饮用水带来显著负面影响。相比户主年龄在55岁及以下的家庭、户主年龄在55岁～65岁之间的家庭获得自来水的可能性会分别上升22.44%和44.66%； 女性作为户主的家庭比男性作户主的家庭获取安全饮用水的概率增加44.16%；户主受教育程度为大专以上、高中、初中的家庭使用自来水作为饮用水的可能性是户主仅接受小学及以下程度教育家庭的5.02倍、2.60倍和1.47倍；两人家庭与一人家庭相比，获得安全饮用水的概率并没有显著差别，但较之1人家庭，3～4人和4人以上家庭使用自来水的概率却分别低32.86%和53.34%；住房面积每增加10平方米、家庭年均人收入每上升1个百分点，会分别使该家庭获得安全饮用水的可能性增加4.00%和15.00%。另一方面，政策支持、社区或村庄水资源禀赋和基础设施等条件也会显著促进家庭更大可能地获取到安全的饮用水。改水项目会使社区和村庄内的居民获得自来水的概率增加84.49%；村庄到农贸市场的距离每远1%，家庭使用自来水的可能性会下降34.64%；村庄道路为柏油路和砂石路的村庄居民获得自来水的概率是只有土路等较差路况村庄的3.8倍和2.27倍；全年下雨天数的比例每多1个百分点，家庭获得安全饮用水的可能性提高3.41%。此外，较之丘陵地区，盆地平原与山地高原地区的家庭使用自来水的可能性更大；城镇家庭获得安全饮用水的概率比农村居民高出61.02%；相对于东部地区，中西部地区家庭使用自来水的可能性更低，中部地区的情况最为糟糕，西部地区居民获得安全饮用水的可能性不到东部地区的五分之一，而中部地区居民使用自来水的概率仅为东部地区的十分之一。

由表3可知，其它五个模型的各变量估计结果与总体样本模型大体一致，但各变量的具体影响在城乡与地区间仍存在较大差异。与城市相比，农村地区户主性别、户主年龄、村庄或社区改水项目、地形为盆地或平原、地处西部地区对家庭使用自来水的可能性影响都更为显著，但其他的家庭特征变量、收入、基础设施、降雨状况和地理变量的作用却相对较小。中部地区的农户安全饮用水可及状况最堪忧，其使用自来水的概率仅为东部地区的10.84%，西部地区状况稍好，但当地农户获得安全饮用水的可能性仅为东部地区的20.95%。具体来看，在东部农村地区，除户主性别、教育外，其它家庭特征变量对农户获取安全饮用水概率的影响都不显著。在中、西部农村地区，几乎所有变量的估计系数都较显著。除地形变量外，其它全部变量对中部地区农户使用自来水可能性的影响要显著大于其他两个地区。具体说来，中部地区户主受教育为高中和大专以上的家庭得到安全饮用水的概率分别是户主只上过小学或更低教育水平家庭的5.29倍和4.89倍，东部地区为1.49和2.88倍，西部地区的这样指标仅为1.68倍和2.66倍；家庭人均年收入每增加1%，中部地区农户获得安全饮用水的可能性上升16.17%，东部和西部地区农户的这种可能性仅提高约8%；改水项目可以让中部地区农户使用自来水的概率增加2.15倍，明显高于西部地区的1.45倍和东部地区的0.88倍；在中部地区，铺设柏油路的村庄农户使用自来水的概率是道路类型为土路村庄的8倍左右，东、西部地区这一可能性差异都仅略高于2倍。

表3　分城乡和地区的面板Logit随机效应模型回归结果比较

说明: (1)系数已换算为Odds Ratio，括号内为标准误；(2)***p<0.01，**p<0.05， *p<0.1。

在之前的六个模型中，政策特征变量(改水项目是否实施)与收入变量(家庭人均年收入的对数)对家庭安全饮用水可及性的影响都非常显著。那么，与实施改水项目的村庄相比，未得到国家改水政策激励村庄农户获得安全饮用水的概率受其他变量的影响是更大还是更小？这些变量对不同收入层次农户安全饮用水可及性的作用差异又如何？表4呈现的就是分改水项目是否实施村庄样本和收入水平样本的面板Logit回归结果。除全年下雨天数的比例变量在实施过改水项目村庄样本模型中的符号变化外，其它变量在(7)～(11)模型中系数估计结果符号基本与总体样本模型保持一致。这可能说明，在实施过改水项目的村庄，水资源禀赋已不再制约农户安全饮用水可及性的改善，另外，户主年龄也已不再显著影响农户的安全饮用水可及性。进一步，较之未实施过改水项目的村庄，高等程度的户主受教育水平、村庄到农贸市场的距离、全年降雨情况与地区等变量对实施过改水项目村庄农户安全饮用水可及性的影响显著降低，但户主性别、中等程度的户主受教育水平、家庭人均年收入、村庄道路类型、地形等变量的作用却显著增强。

从收入层面看，户主年龄、性别、住房面积等家庭特征变量对高收入农户获取自来水的可能性已无显著影响；但水资源禀赋和地形等因素给高收入农户的安全饮用水可及带来了较大的促进作用；户主受教育程度和道路等村庄基础设施变量仍显著制约着高收入农户能否得到安全的饮用水，户主接受过大专及以上教育的高收入家庭获得安全饮用水的概率比户主受教育程度仅为小学及以下的农户高出3.16倍，村庄道路为柏油路的高收入农户能够使用自来水的概率是那些村庄道路为土路农户的5.37倍。对于贫困农户来说，家庭特征与村庄基础设施变量仍显著影响其获取安全饮用水的可能性，但作用程度却要小于这些变量对中等收入农户的影响水平。家庭人均收入因素已不会显著影响高、中收入农户能够获得安全的饮用水，但收入仍是限制贫困农户安全饮用水可及的主要因素之一，家庭人均年收入每增加1.00%，贫困农户使用自来水的概率会相应提高12.96%。村庄是否实施过改水项目对三个收入层面的农户都有显著影响，实施改水项目会使贫困和中等收入农户获得安全饮用水的概率增加137.00%，高收入农户使用自来水的概率也能提升77.00%左右。在农户安全饮用水可及的地区差异方面，中部地区的状况最为糟糕，无论哪一个收入层次的农户，在中部地区获得安全饮用水的可能性都小于西部和东部地区。具体说来，中、西部地区贫困农户能使用自来水的概率只有东部地区的8.98%和15.41%，西部地区中、高收入农户获得安全饮用水的可能性分别为东部地区的25.46%和29.96%，而中部地区中、高收入这一概率水平仅为东部地区的12.00%左右。

三、研究结论与政策启示

基于2011和2013年CHARLS数据8000多农户样本构成的面板数据，利用面板Logit随机效应模型从城乡差异、地区差异、收入差异与国家政策差异四个层面重点考察家庭特征、农户收入、村庄基础设施、水资源禀赋、政策支持和地理区域等因素对中国农户安全饮用水可及性的具体影响。得出的主要结论如下：

(1)居民安全饮用水的可及性在城乡间差异巨大。较之城镇，中国农村居民更难获得安全的饮用水，城镇居民使用自来水的可能性比农村居民高出61.02%。从影响因素来看，户主为男性、户主年龄较小、户主受教育水平较低、家庭人口较多、村庄未实施过改水项目、水资源禀赋及基础设施较差、住在丘陵地带的中西部农户获得安全饮用水的机会明显更小。

(2)农户安全饮用水可及性的地区间差异也非常明显。中部地区农户的安全饮用水可及状况最为糟糕，其获得安全饮用水的可能性仅为东部地区的10.84%，西部地区农户使用自来水的概率仅为东部地区的五分之一左右。对于东部地区农户来说，户主性别、家庭规模和住房面积等家庭特征变量已不会显著影响其能否获得安全的饮用水，但这些因素还在一定程度上显著制约中、西部农户的安全饮用水可及性提升。户主受教育水平上升、家庭收入增加、基础设施条件改善及国家改水项目实施等因素对中部地区农户安全饮用水可及的促进作用明显大于东、西部地区。

表4　分改水项目是否实施村庄和收入水平*2011年11月末，中央扶贫开发工作会议上确定新的国家扶贫标准为农民人均纯收入2300元，因此，我们将2011年家庭人均年收入2300元及以下的农户设为贫困家庭。CHARLS样本中，3人及以下的家庭占到农村样本的70%左右，根据收入变量统计描述情况，我们将2011年家庭人均年收入在2300～10 000元之间的设定为中等收入家庭，将家庭人均年收入在10 000以上的设定为高收入家庭。农村总样本中，贫困农户所占比重为41.07%，中等收入农户比重为38.93%，高收入农户比重为20%。的面板Logit回归结果比较

说明: (1)系数已换算为Odds Ratio，括号内为标准误；(2)***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。

(3)改水项目显著促进了农户安全饮用水可及性的提升，但该项国家支持政策的实施效果在地区间差异较大。在中部地区，实施过改水项目的村庄居民获得安全饮用水的概率较之没实施过改水项目的村庄提高了2.15倍，而西部地区的概率提升倍数为1.45，东部地区更低，仅为0.88倍。实施过改水项目之后，水资源禀赋和户主年龄等因素不再显著影响农户安全饮用水可及性的改善，中等程度的户主受教育水平、村庄到农贸市场的距离、全年降雨情况与地区等变量对实施过改水项目村庄农户安全饮用水可及性的影响显著降低，但户主受高等程度的教育水平、户主性别、家庭人均年收入、村庄道路类型、地形等变量仍显著影响着农户的安全饮用水可及性。

(4)收入是影响农户安全饮用水可及性的关键因素之一，对贫困农户尤为重要。对于总体农户样本，家庭年均人收入每上升1个百分点，会使该农户获得安全饮用水的可能性增加12%；而比较不同收入层次样本的计量估计结果可知，收入水平已不会显著影响高、中收入农户的安全饮用水可及性，但其仍显著限制着贫困农户获得安全饮用水的概率，家庭人均年收入每增加1%，贫困农户使用自来水的概率会相应提高12.96%。虽然户主年龄、性别、住房面积等家庭特征变量对高收入农户获取自来水的可能性已无显著影响，但户主受教育程度、道路等村庄基础设施、水资源禀赋和地形等变量仍显著制约着高收入农户能否得到安全的饮用水。改水项目带给贫困和中等收入农户安全饮用水可及性的正向影响程度远大于高收入农户。对于任何收入层次的农户来说，在中部地区获得安全饮用水的可能性都会小于西部和东部地区，但贫困农户的状况最差，中、西部地区贫困农户能使用自来水的概率分别只有东部地区的8.98%和15.41%。

相对于城镇来说，农村居民的安全饮用水可及性仍有较大提升空间，实证分析结果进一步表明，家庭特征、农户收入、村庄基础设施、水资源禀赋、政策支持和地理区域等变量都在一定程度上显著影响着中国农户获取安全饮用水的可能性，而且各变量的具体影响程度在地区间、不同收入层次间呈现出较为明显的差异。因此，为了更有效、持续地提升中国农民居民的安全饮用水可及性，政府及有关部门在制定农村饮水安全改善与治理政策是更应因地制宜、因人制宜地开展好以下三方面工作：第一，继续加大改水项目的中央政府与地方财政支持力度，但应针对不同地区、不同类型村庄、不同收入水平人群选择更为适合的补贴筹集渠道、补贴方式和补贴额度。目前中央财政投资可能更应向状况最差的中部地区倾斜，但西部地区的改水项目支持也仍不能放松，这两个地区改水项目不仅应支持供水设施与条件的改善，还应提升农户选择使用更安全饮用水源的自主性。而在东部地区，可以鼓励发展PPP模式大力推进村庄供水、道路等基础设施的建设。第二，教育水平是制约农户安全饮用水可及性的重要因素，应以村庄中小学为依托，积极面向村民定期开展饮用水安全健康教育宣传活动，增强广大农村居民的健康卫生意识和环保意识，引导他们自发地保护身边的水源，提升他们的安全饮用水投资意愿。第三，制定和实施统一的城镇和农村饮用水卫生标准，严格监管与执法。在条件适宜的地区，加大力度发展城乡供水一体化模式，最大可能地发挥城镇自来水管网的规模效应，让更多的农户能够真正享用到保质保量、经济方便的饮用水。

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(编辑：武云侠)

Factors affecting safe drinking water accessibility of peasant households in China——an empirical analysis based on data CHARLS

Wang Xueyuan，Liu Ziyuan

(CollegeofEconomics,ZhejiangGongshangUniversity,Hangzhou310018,China)

Based on two-stage CHARLS panel data, we establish a Panel Logit model to analyze how family income, location and other factors affect household availability of safe drinking water in rural, areas, as well as how the various factors affect the availability of safe drinking water in different income levels, regions and nation policies. The research result shows that: Firstly, it is more difficult for farmers to get safe drinking water than urban residents. Secondly, safe drinking water accessibility of peasant households living in Western or Middle China is smaller than the farmers living in Eastern China, and the situation of Peasant Households living in Middle China is worst among three different regions. Thirdly, participation in water policy reform can improve the availability of safe drinking water significantly. Moreover, income no longer impacts the availability of safe drinking water for peasant households with high-level or middle-level income, but it still significantly restricts the poor peasant households' access to safe drinking water.

Safe drinking water; Peasant household；Affecting factors; Panel Logit model

2016-06-05

王学渊(1981-)，女(汉)，河北承德人，副教授，博士，主要从事农业经济和资源环境经济方面的研究。

教育部人文社会科学研究青年基金项目(14YJC790124)

F205

A

1671-816X(2016)10-0685-08