改水与儿童健康：基于中国农村的实证研究

宋月萍，张婧文

（1.中国人民大学人口与发展研究中心，北京 100872；2.曼彻斯特大学社会科学学院，曼彻斯特M13 9PL）

一、引言

安全饮用水的可及性对儿童健康至关重要。［1］2017年世界卫生组织的报告指出每年有1 700万5岁以下儿童因环境卫生因素，尤其是缺乏安全的水源而丧生，占到全体儿童死亡人数的26%。多国研究表明自来水普及以及水质提升对降低儿童肠道传染病，［2-4］提高儿童营养水平具有积极作用，［5］对婴儿死亡率与新生儿死亡率具有显著影响。［6］世界卫生组织更是将安全饮用水的普及作为提升整体健康水平，缩小人群间健康不平等的重要举措。［7］

我国十分重视农村供水与环境卫生条件的改善并将其作为农村公共卫生领域的工作重点。我国是传统的农业大国，农民世代直接饮用地面水和土井水，饮水卫生条件极差，介水传染病和地方病发病率高。［8］自新中国成立以来，农村改水就依托“爱国卫生运动”在各地广泛实施，［9］然而这一阶段改水的主体以农户自身为主，国家对改水的资金与技术投入较少。在1980年联合国第35届大会上，“人人享有安全饮水与环境卫生”成了国际社会共同的目标。我国也积极响应联合国的倡导，在1986年的第七个五年计划中规定“农村改水是全国卫生运动的首要任务之一”，农村供水与环境卫生工作成为我国扶贫的重大战略要素。各级政府加大了对改水工程的财政资金投入，国家投入金额从1981-1985年的9.10亿元跃升至1996-2000年间的59.93亿元。自来水厂与供水站在农村地区广泛兴建，室内自来水不断普及，各种形式的水质消毒净化及水源防护逐步实施。同时国家成立了改水专门机构，改水工作进入体系化阶段，改水制度与措施日益完善。通过改水项目的开展，我国农村地区饮用水可及性大幅提高，饮用水质量得到显著改善①《2015中国卫生和计划生育年鉴》的数据显示截止到2014年我国累计改水受益人口已达9.15亿，已改水受益人口占农村人口的95.8%，饮用自来水人口占农村人口的79.0%，已修建自来水厂、站55.54万个，手压机井9 053.4万台，雨水收集水窖203.11万个。。尽管我国改水项目已经实施数十年，但鲜有研究量化分析改水项目的长期健康效益，本文将对我国农村改水项目对儿童健康的影响进行评估，进一步丰富水质安全促进人类健康相关研究的中国经验。

同时，随着我国改水项目的普及，如何做到“精准干预”，利用有效投入最大限度提升改水项目的健康效益将成为重要的课题。具体而言，改水项目健康促进作用在不同人群间的异质性以及社会经济因素对健康的调节作用有待更加细致、深入的探究。不同社会经济条件家庭的健康起点不同，健康资本与获取健康资源的机会也存在差异，一些针对发展中国家的研究表明改水等公共卫生项目的健康效益在不同的母亲受教育程度以及不同收入家庭之间存在差别，［3］然而尚未有研究基于我国公共卫生发展现状和人群健康水平进行实证分析。

本文将聚焦于我国近30年来改水工程对儿童健康的影响，利用中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）的纵向追踪数据反映农村改水工程对于改善儿童健康的贡献，基于我国国情探究母亲受教育程度与家庭收入的调节作用，比较改水对于来自不同社会经济条件的儿童健康效益的差异。另外，文章同时利用面板数据与工具变量法控制模型内生性问题，为进一步认识并提升改水项目对儿童健康的效益、缓解农村地区“健康不平等”问题提供更为可靠的证据。

二、改水对儿童健康的影响：文献回顾

随着改水工程在发展中国家尤其是欠发达地区的广泛实施，国内外诸多文献针对改水项目的健康影响进行了评估，在这些文献中，许多学者聚焦儿童，从饮用水水质、可及性与供应方式等多方面探讨了安全饮用水对儿童健康的短期与长期的影响机制，并从儿童发展与减轻贫困等多角度评估改水项目的影响。

在我国针对农村儿童健康的研究中，深入探究安全饮用水影响的研究数量较少，“家中是否改水”或“自来水在当地是否普及”常常作为环境或社区因素以控制变量的方式进行处理且研究结论并不一致。一部分研究发现使用自来水或减少露天水源可以有效降低农村儿童两周患病率。［10］李钟帅等发现改水并未对儿童短期健康状况产生影响，但对儿童的长期健康指标具有显著正效应。［11］但也有研究在控制了其他社区变量后并未发现使用自来水对儿童健康的显著作用。［12-13］以上研究都未将饮用水情况作为主要自变量进行分析，缺少必要的控制变量，遗漏变量情况较为普遍，难以准确衡量改水对健康的影响。除此之外，国内专门针对改水项目进行影响评估的研究大多以小范围流行病学调查的形式为主，［14-17］鲜有从全国层面衡量改水项目对于儿童健康影响的研究。一些经济学领域的文献从宏观层面探究农村改水项目的健康效益，发现改水对降低肠道传染病、氟斑牙和氟骨症的发病率有促进作用且健康效应具有正向空间溢出效应。［18-19］尽管两项研究考虑了经济、地理等遗漏变量的影响，但都属于宏观层面的研究，尚缺乏微观领域考察改水对儿童健康影响的证据。

相比而言，国外在饮用水和儿童健康领域的研究成果较为丰富，注重探讨饮水安全对健康的影响机制且更为关注饮水安全对儿童健康的长期影响。水主要通过五种直接途径影响儿童健康：因缺水而无法顾及个人卫生；水的化学污染导致水质中毒性疾病和癌症；水生带菌媒介导致的传染病（疟疾）；水作为传播媒介的传染病（伤寒、霍乱、腹泻）；水作为传播途径的传染病（血吸虫病）。［4］［20］除了导致儿童肠道传染病和寄生虫病的增加，用水安全对儿童健康还具有长期效应，可以影响儿童整体营养水平。Van der Hoek等发现缺少安全用水设施将增加儿童的腹泻患病率，导致儿童的神经性厌食和营养摄入问题，造成儿童营养不良，主要反映在矮小症在缺乏安全饮用水儿童中发病比例较高。［21］Checkley等应用队列研究对秘鲁儿童进行分析发现安全饮水可以减少粪口途径传播导致的腹泻病发病情况，通过年龄别身高（HAZ）进行衡量，发现安全饮水能提升儿童营养水平。［22］另外，如果家中缺乏自来水设施，往往是家中的女性、儿童外出取水，取水时间长将减少儿童照料和饮食准备的时间，也阻碍卫生习惯的养成，从而更可能导致儿童营养不良。［23］

然而，安全饮用水对儿童健康的影响程度会受到其他社会经济因素的调节，一些研究关注家庭的社会经济条件与饮用水安全、儿童健康的关系，但是不同研究针对社会经济地位对改水健康效益的调节作用得出的结论仍存在差异。其中，母亲的受教育程度被认为不仅是儿童健康的重要影响因素，而且是调节改水的健康促进作用的一个重要渠道，但母亲受教育程度不同，改水对儿童健康的影响将存在何种差异？现有的研究并未得到一致的结论。一种观点认为母亲受教育程度会扩大改水对儿童健康效应的人群差异，即母亲受教育程度越高，改水对儿童健康的促进作用会越大。Jalan和Ravallion利用倾向值分析探讨改水对降低腹泻患病率的作用时发现，母亲受教育程度高、家庭收入高，改水的健康效益更大。［3］Wapenaar基于南非的数据，在多种模型中加入儿童监护人受教育程度的虚拟变量与改水变量的交互项，发现当监护人受教育程度不少于7年时，改水才产生显著的健康效益。［24］一些研究试图解释教育程度的调节作用，Díaz与Andrade认为母亲作为儿童的主要照料人，其受教育程度越高，越能意识到饮用水在处理和保存过程中产生的质量问题，因此更倾向于在饮用前采取必要的净化措施。［25］Schultz系统分析了母亲受教育程度对包括改水在内的公共卫生投入的调节作用，高教育程度的母亲更容易接触正确使用新技术的信息，了解如何合理利用公共卫生项目，从而使其充分发挥健康效益，起到正向调节作用。另外母亲受教育程度越高，在工作中投入的时间越多，用于儿童照料的时间越少。改水项目可减少获取饮用水额外花费的时间，缓解了高教育程度母亲对儿童健康投入时间的不足。［26］

而另一种观点则相反，认为母亲受教育程度低，改水对儿童健康的促进作用更大。由于受教育程度高的母亲在改水之前就知道净水方法等卫生知识，从而保障了子女的饮水安全，因此对拥有高教育程度母亲的儿童而言，改水对其健康的改善作用可能并不明显。同时受教育程度高的家庭往往率先改水，随着改水项目的不断推进，其改水需求接近饱和，改水项目反而会缩小不同受教育程度母亲子女的营养水平。［27-28］由于母亲受教育程度对改水项目健康效益的调节作用受到项目特点本身以及项目实施进程等多因素的影响，因此教育的作用方向并不确定，若探究母亲受教育程度的调节作用仍需要结合我国具体情况进行分析。

同样，现有研究并未就家庭社会经济因素对改水效益的调节作用达成共识。某些地区的研究表明改水项目可能对贫困人口产生更大效益。印度的数据证实对水质更为敏感的群体往往是来自贫困家庭的儿童，因此水质改善将更有助于提升低收入家庭儿童的健康水平。［6］Galiani等利用阿根廷的数据发现自来水供应的私有化可以降低儿童传染病和寄生虫病的死亡率且在贫困地区的效果更为明显。［29］通过分地域的成本效益分析，Haller等发现在人均家庭收入较低的发展中国家，采取提供自来水或修水井等改水措施的投入产出最高。［30］但也有研究得到相反的结论，Jalan和Ravallion发现与高收入家庭相比，改水并未给低收入群体的儿童健康带来积极影响。［3］从家庭收入的调节机制来看，不论家庭经济状况如何，包括改水在内的公共卫生设施的改进与技术的变革可以普遍提升人们的健康水平。［26］由于低收入家庭的供水条件起点较低，因此改水对其的健康效益可能更大。然而考量公共卫生设施的影响不应忽视时间的维度，低收入家庭可能更晚改水且从完成改水到产生健康效益的时间要长于高收入家庭，从项目实施的短期来看，改水可能进一步扩大不同收入家庭间的不平等，但随着时间的推移，差异将逐渐弥合。［2］［31-32］

由于个体、家庭及社区的各类因素都将影响改水项目对健康干预的有效性，且往往是社会经济环境、行为机制、价值观念以及个体经验等不可观测的变量对健康效益产生影响，［33］因此探究改水对儿童健康的效益需要控制相关变量，通过更为严谨的统计方法控制模型内生性。在现有研究中，Ja⁃lan和Ravallion基于多期横截面数据通过倾向值匹配控制样本的自选择问题，但仍然无法解决不能观测的遗漏变量导致的内生性。［3］Díaz和Andrade利用地区层面的固定效应模型分析了自来水对儿童腹泻患病率的关系，［25］Galiani等则将倾向值匹配与双重差分法进行结合控制遗漏变量的影响，但固定效应模型不能完全解决随时间改变的解释变量遗漏的影响。［29］为建立改水与儿童健康的因果关系，也有研究采用工具变量的方法，将自来水源与市中心的距离和地表渗透力作为自来水可及性的工具变量，结果并未发现改水对儿童健康产生积极影响。［34］

综上所述，以往针对中国的研究往往基于截面数据和小范围的追踪调查，较少有研究从微观层面以更长的时间跨度来探究我国近年来改水工程对儿童健康的长期影响。另外，由于缺少面板数据，鲜有研究考虑改水项目对健康效应影响的内生性，因此无法得出令人信服的因果关系。同时，国内外文献并未针对家庭社会经济条件的调节作用得到一致结论，各国对自来水的管理及文化差异使得国外结论不一定适用于中国本土情况。［35］因此，本文基于CHNS 1991年至2011年的数据利用固定效应模型，通过控制个体效应，解决不同地区不随时间改变的解释变量的遗漏变量问题，同时利用工具变量法，控制不可观测的随时间改变的解释变量对模型进行稳健性检验，通过实证分析改水对儿童年龄别身高的影响。同时探究在中国情境下，母亲受教育程度及家庭收入对改水项目健康效应的调节作用。

三、数据、变量与方法

1.数据来源

本文选取的数据来源于中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，CHNS），该调查是由美国北卡罗来纳大学人口研究中心、中国疾病预防与控制中心以及中国营养与食品安全研究所联合进行的抽样调查。CHNS的抽样选取了多阶段随机整群抽样的方法，调查的目标总体为9个省份①2011年CHNS的调查地新增了北京、上海、重庆3个直辖市，但考虑本文仅使用追踪样本进行分析，因此并不包括上述3个调查地的样本。（广西、贵州、黑龙江、河南、湖北、湖南、江苏、辽宁、山东）家庭户内的所有成员，代表了不同地理位置、经济发展水平的样本情况。抽样第一阶段在9个省内各随机抽取4个县，第二阶段从所选的县内抽取约10个村、居委会。最后在每个村居中选取仅20个家庭户进行调查。该数据库在1989年建立并在随后的1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009及2011年分别进行了跟踪调查及数据的收集，具有较好的数据连续性。调查内容涉及住户及家庭成员的人口学背景、社会经济情况、营养与健康信息，包含对身高、体重等人体测量指标的详细记录，为本研究提供了有力的数据支持。

为探究改水项目对儿童健康的影响，本文以0-18岁儿童及青少年为研究对象，包含了除1989年外8个年度中的样本②1989年的问卷中未包含是否参加医保等变量信息，因此本研究并未包含此年度数据。。由于自90年代以来改水项目主要在农村施行，因此本文仅纳入了农村调查点的样本。剔除仅有一期数据的样本以及儿童身高异常值、父母受教育程度、工作情况、家庭收入等重要数据缺失的无效数据后，经整理有效样本为3 342个，其中56.3%的样本追踪两期，29.4%的样本追踪三期，其余样本追踪四期及以上。其中儿童的平均年龄为9.52岁，54.12%为男孩，有35.58%的家庭使用了室内自来水。

2.变量

本文研究儿童健康，使用儿童年龄别身高来反映儿童的长期健康水平。儿童身高是人力资本和个体发展的重要指标，标志着儿童营养与健康的水平，对成年后的劳动生产力与健康有长远影响，［36］常被用作衡量儿童长期健康水平。［37］在操作层面，本文使用国际通用的年龄别身高Z评分（HAZ）并依据世界卫生组织提供的0-18岁儿童及青少年的身高的换算标准进行计算。本文的核心自变量为改水情况，CHNS问卷中涉及改水情况共有两个问题③另还有问题询问“取水时间”，但该问题属于跳答问题，仅询问了饮用水获得方式为非自来水与井水的样本，与其他相关问题没有可比性。，分别为饮用水的获得方式以及饮用水的水源。考虑一些受访者并不知道饮用水的实际水源，由此可能产生测量误差，因此，本文仅选用饮用水获得方式作为自变量。CHNS家庭户问卷中“你家的饮用水是通过什么方式得到的？”共有四个选项：室内自来水、院内自来水、院内井水和其他地方。考虑室内自来水取用更方便，水质污染程度较低，最能体现改水成效，本文将改水情况处理为二分变量，其中“室内自来水”=1，“其他选项”=0，采用室内自来水的家庭户被视为改水家庭。

由于母亲受教育程度可能对改水的健康效益产生调节作用，因此本文将母亲受教育程度变量纳入分析框架。在固定效应模型中，由于本文样本的母亲受教育程度随时间变化较小，直接纳入模型不能得到有效估计，因此考虑将母亲受教育程度作为分类变量进行处理，将受教育程度为小学以上定义为1，小学及以下定义为0，以此作为样本的分类标准，对两组样本分别进行回归。

改水的健康效益可能在处于不同社会、经济背景的家庭间存在差异。家庭收入是衡量家庭健康资源的重要指标，由于公共卫生、基础设施的投入可以带来健康收益，因此对卫生设施的消费随收入而变化。［3］本文将家庭人均收入变量纳入模型，代表家庭收入水平。同时，本文考虑家庭收入对儿童健康的调节效应，纳入了家庭收入与改水情况的交互变量。

此外，借鉴以往对于儿童健康的研究，本文还考虑了影响儿童健康的其他诸多因素包括父母遗传、家庭环境、社区环境，［26］［37-38］纳入了父母身高、父亲受教育程度（同母亲受教育程度处理为二分变量，小学以上定义为1，小学及以下定义为0）、父母是否有工作、家庭成员数量、儿童是否在学、社区是否有公共浴室、社区是否通公路、社区是否通电等控制变量。针对各变量的描述性统计如表1所示。

表1 主要解释变量与控制变量的描述性统计

3.实证模型

由于CHNS为连续性追踪调查，提供了同一个体的多期数据，因此利用面板数据能更有效地评估改水项目的实施效果。利用混合面板OLS回归可能遇到遗漏变量的问题，尤其是否参与改水与儿童个体特征可能存在相关性，例如父母的健康意识更强，更倾向于增加对健康的投资，更有可能在家中安装净水设备，同时保证儿童营养水平。因此，为了更准确衡量改水对儿童的健康效益，本文在混合面板OLS回归的基础上，采取固定效应模型进行分析以排除非观测异质性误差。［39］在因变量为连续变量年龄别身高Z评分的模型中本文选取了传统的个体固定效应模型进行估计。模型设定形式如下：

其中，yit为个体i在年份t的年龄别身高Z评分，Wit为个体i所在家庭在t期是否安装自来水，xit2为影响儿童身高的个人遗传因素与禀赋，xit3为家庭因素，xit4为社区环境因素，ai为个体固定效应，uit为特异误差。

另外，改水的健康效益可能会受到家庭社会经济条件的调节作用，母亲的受教育程度与家庭收入都可能对儿童健康产生影响。对调节变量进行估计通常采用在模型中加入交互项的方法，然而如果在同一个体不同时点上自变量取值的变化不大，那么固定效应估计将很不精准，对于已婚、已就业的女性而言，其受教育程度一般不随时间发生改变，对本研究样本而言，约93%的母亲受教育程度与上一次调查的受教育程度一致，因此利用传统固定效应模型不能将母亲受教育水平作为自变量对其影响进行有效估计。［39-40］为进一步探究母亲受教育水平的调节作用，本文将样本按照母亲受教育程度分为小学以上和小学及以下分别进行回归分析。

为更好衡量家庭收入对改水健康效益的影响，模型还纳入了收入水平与改水变量的交互项。当改水对不同收入家庭的儿童产生同等健康效益时，交互项系数应不显著。若交互项系数显著为正，即当收入水平更高时改水对儿童健康的促进效应更大，此时改水进一步增加了不同收入家庭儿童健康水平的差距。若交互项系数显著为负则说明改水对处于低家庭收入的儿童会产生更大的健康效益，这说明改水有助于缩小不同收入的农村儿童的健康差距，改水不仅可以改善儿童健康，更有助于减缓贫困，促进资源的公平分配。

此外，固定效应模型假定特异误差uit与所有时期的每个解释变量都无关，然而在遗漏变量中很可能存在时变变量，［39］比如家庭成员接受健康教育宣传的次数可能随时间而改变，该因素可能同时影响家庭是否改水与儿童健康水平，但问卷中并未包含此问题，因此仅用固定模型进行控制可能仍然存在内生性。［24］［41］选取与家庭是否改水相关但与儿童健康无关的工具变量进行估计是控制内生性的常用方法。个体层面的内生变量常采用在社区层面寻其工具变量的做法，其有效性已经得到广泛验证。［38］［42］本文选取家庭户所在社区其他家庭的改水比例作为工具变量对内生性进行纠正，原因如下：一方面，通过文献可知，改水对健康的影响路径主要体现在水源水质的提升、可及性增强降低了水体污染、滋生病菌的可能性，而其他家庭改水很难通过这些渠道影响家庭成员的健康水平。此外，社区整体的改水进程与政策紧密相关，政策决策对个体健康水平没有直接影响，因此，可认为社区中其他家庭户是否改水具有较强外生性；另一方面，自来水厂的建立与供水系统的改造作为公共物品往往是社区层面的决策，另外邻里间的互动以及信息在社会关系网络中的传播也可能改变个体行为，因此家庭是否改水与社区中其他家庭是否改水密切相关。由于本研究采用面板数据进行分析，而传统的工具变量回归可能存在时间序列相关问题，因此采用Balestra和Varadharajan-Krishnakumar建议的广义两阶段最小二乘面板数据估计量进行分析，对固定效应模型的估计结果进行稳健性检验。［43］

四、描述分析结果

1.1990-2014年我国农村改水情况

本文结合《中国卫生和计划生育统计年鉴》①在2013年之前为《中国卫生统计年鉴》。及CHNS数据分年份对反映农村改水情况的指标进行统计，分析我国20世纪90年代以来农村改水发展变化趋势。其中“已改水受益人口占农村人口比重”及“饮用自来水人口占农村人口比重”两指标数据来源于1991年至2015年的统计年鉴。“已改水受益人口占农村人口比重”是指各种农村改水类型的受益人口占农村总人口的比重。其中改水方式包括自来水、手压机井、雨水收集和其他农村饮水改善方式。“饮用自来水人口占农村人口比重”中的自来水是指农村逐年建成的能够进行水源处理的农村自来水厂、抽取地下水直供农户的供水站、引山泉水贮存储水池管道供水的水站。“饮用室内自来水人口占调查对象比重”数据来源于CHNS，针对问题“你家的饮用水是通过什么方式得到的？”回答“室内饮用水”的样本占比。

如图1所示，“已改水受益人口占农村人口比重”“饮用自来水人口占农村人口比重”以及“饮用室内自来水人口占调查对象比重”三个指标均随年份呈现增长趋势，其中饮用自来水人口占农村人口比重从1990年的30.7%增长到2014年的79.0%，涨幅约为157.3%。可见随着我国改水项目在农村地区的推行和我国农村地区人口生活水平的提升与健康意识的增强，越来越多农村人口可以使用更为安全、卫生的水源。其中统计年鉴与CHNS关于饮用自来水的指标从水平到趋势基本保持一致，说明CHNS有关改水情况的数据代表性较好。

分年份来看，1990年至2000年是已改水受益人口占农村人口比重增幅最大的阶段，从75.5%跃升至95.4%。由于改水受益人口已达到较高水平，因此自2000年之后该指标增速放缓。相比而言，饮用自来水占农村人口比重的增长趋势较为稳定，但总体上20世纪90年代仍处于增速较快阶段。这一方面印证了1990年到2000年是我国改水的突破性发展时期，随着对饮用水安全的重视以及对农村改水的投入增加，我国农村安全饮水条件得到极大改善。另一方面，进入新千年改水工作的关键已不再为是否改水，而是改水类型的结构性调整。由原来较为基础简陋的饮水设施改为采用更为科学卫生的饮水改善方式，农村人口不仅摆脱了直接饮用地表水、土井水的状态，还使用上了更为方便、安全的自来水。

2.我国农村儿童健康状况

本文使用儿童年龄别身高Z评分（HAZ）来反映我国农村儿童总体健康水平与营养状态的变化趋势。如图2所示，总体来看我国农村儿童的HAZ均值逐年升高，从1991年的-1.35提升至2011年的-0.35，增幅较为明显，说明随着生活水平的提高与卫生条件的改善，我国农村儿童的营养状态逐渐改善，健康水平稳步提升。

为探究改水对于儿童健康的影响，本文还呈现了分改水情况的农村儿童生长迟缓比重变化趋势。可以发现除2011年外，无论儿童家庭是否改水，儿童的HAZ总体上都呈现上升的趋势，但在每个观察年份改水家庭儿童的HAZ都要高于未改水家庭儿童，反映了改水家庭儿童的健康与营养水平要更好。然而，在未控制其他变量的情况下，尚不能说明改水对儿童健康存在促进作用。

图1 1990-2014年我国农村改水受益人口情况

图2 1991-2011年分改水情况我国农村儿童年龄别身高Z评分

五、实证分析结果

1.改水对农村儿童健康的影响

表2呈现了改水情况对儿童健康影响的回归结果。其中，模型（1）采用了混合面板回归模型并纳入随时间改变及不随时间改变的控制变量。模型（2）考虑了遗漏变量对估计结果的影响，采用了个体固定效应模型并在模型中剔除了基本不随时间变化的变量。由于模型因变量为连续变量——儿童的年龄别身高Z评分，因此利用OLS回归估计儿童长期健康水平。

回归结果显示关键解释变量是否改水的效应十分显著，相比于未改水家庭，改水家庭的儿童身高更高，营养状况和长期健康水平更好。然而由于模型未控制与个体相关且不随时间改变的遗漏变量情况（例如家庭的健康观念、健康知识、育儿观念等因素都可能对误差项产生影响），因此模型（1）并不能说明是否改水与儿童健康之间的因果效应，结果仅作为后续回归分析的参照。而模型（2）中通过控制个体固定效应可以较好地解决不随时间改变的遗漏变量问题，通过估计可以发现在消除非观测效应之后，家庭内部是否改水对儿童健康的影响依然显著，相比于家中未改水儿童，家中改水儿童的年龄别身高Z评分将提高0.079。尽管改水家庭儿童可能与未改水家庭儿童有着不同的健康禀赋，在控制了儿童个体遗传、家庭条件等因素之后，家中是否安装自来水设备仍可以较好地解释儿童身高的差异。这与此前来自各国的证据相一致，［3］［5］［21］饮水的安全性和质量的改善可以有效提升儿童健康水平。

除了改水外，其他家庭和社区环境因素也对儿童健康有显著的影响。其中，父母的受教育年限与儿童身高呈现显著正相关，如模型（1）所示，在其他条件不变的情况下，父亲和母亲的受教育程度越高，同年龄儿童的身高也会显著增加。家庭收入也对儿童健康具有较为显著的影响且模型（1）、（2）结果较为一致，控制其他变量后，低收入家庭儿童的年龄别身高Z评分显著低于高收入家庭，可见家庭收入对儿童健康存在直接影响。另外，父母身高、儿童是否参加医保都与儿童身高相关性较强，印证了以往研究的结论。［10］［38］

表2 改水对农村儿童健康的影响

2.母亲受教育程度、家庭收入的调节作用

现有研究表明母亲的受教育程度可能对改水的健康效益产生调节作用，但作用方向尚不确定。各国水质、改水技术和文化的差异可能是作用机制不同的原因，本节将利用中国农村儿童的数据，对母亲受教育程度的调节作用方向及机制进行分析。由于已生育女性的受教育水平随时间的变化程度较小，因此本文并未在固定效应模型中直接纳入母亲教育相关变量，而采用按母亲受教育程度分样本对儿童身高进行回归分析，以探究母亲受教育程度对改水健康效益的影响。表3中模型（3）与模型（4）显示了个体固定效应模型的估计结果。其中，模型（3）中儿童样本的母亲受教育程度为小学以上，模型（4）则为母亲受教育程度为小学及以下的儿童样本。以小学受教育程度为分界点主要考虑小学是基础教育的重要组成部分，通过小学教育可以获得基本的阅读能力以及获取健康相关知识的基本能力；同时也考虑了母亲受教育年限变量的分布情况，分样本进行回归时两样本规模相差较小，更具有可比性。

模型结果显示对于母亲受教育程度为小学以上的儿童，家庭改水对儿童身高影响显著，相比于家中无室内自来水的儿童，家中有室内自来水的儿童年龄别身高Z评分将增加0.131，即改水带来了较为明显的健康效益。而对于母亲受教育程度较低的儿童样本，改水对儿童年龄别身高Z评分仅在10%的水平上显著且家中有室内自来水仅使儿童身高Z评分增长0.065。可见，母亲的受教育程度对改水能否为儿童带来健康效益密切相关，母亲受教育水平在小学以上的儿童更能从改水项目中获得更高的健康效益。

本研究通过加入家庭收入和改水的交互项来验证家庭收入对改水健康效益的调节作用。本文在模型（2）的基础上加入家庭收入水平与家庭户层面改水的交互变量。如表3中模型（5）所示，加入交互变量之后，改水变量与收入水平变量对健康的影响仍然显著，其交互项在0.01的水平显著为负，说明在其他条件一定的情况下，相对于收入较高家庭的儿童，改水更能提升低收入家庭儿童的年龄别身高Z评分，促进弱势儿童的长期健康水平。

表3 不同母亲受教育程度、家庭收入对改水健康效益的影响

3.稳健性检验

由于固定效应模型无法解决随时间改变的遗漏变量带来的内生性问题，为了一致地估计参数，可将面板数据方法与工具变量估计进行结合，［39］以获得更为稳健的结论。本文选择社区层面的自来水普及率作为家庭户室内安装自来水的工具变量。表4中模型（6）至模型（9）是利用工具变量法对模型（2）至模型（5）进行的重新估计。

为验证回归结果是否可靠，需要对回归模型的基本假设进行检验。对模型（2）与模型（6）进行Hausman检验发现P值小于0.01，说明家庭是否安装自来水是内生的，前述使用固定效应模型估计出的结果有偏，因此利用工具变量法可以对模型结果进行修正。为保证所选择工具变量的有效性，本文通过第一阶段工具变量对内生变量的回归分析初步判断弱工具变量问题。估计结果显示家庭户内是否安装自来水与社区中自来水普及率显著相关，由此可以认为弱工具变量问题并不严重。第二阶段的估计结果表明，在控制了家庭是否安装自来水与儿童健康水平可能存在的内生性之后，户内安装自来水对于儿童健康的正向促进作用仍然显著。另外，考虑其他家庭改水比例与家中儿童健康水平无直接影响，工具变量具有较强外生性，选择较为合理。

本文还对模型（3）至模型（5）应用工具变量法进行了稳健性检验，尽管模型（8）显示，应用工具变量法后，在母亲受教育程度为小学及以下的儿童中，改水对儿童健康的提升作用在1%水平上显著，显著性水平相比模型（4）有所提高，但其系数仍然低于母亲受教育程度较高的儿童，因此改水更能促进后者的健康水平。模型（9）则表明无论是改水对健康的直接作用还是收入的交互作用影响仍然显著，因此再次验证了之前得到的研究结论。为进一步验证改水对低收入家庭的作用，本文还对家庭收入最低的25%样本进行分样本回归（模型10），发现室内自来水对儿童的健康影响在0.001的水平上显著，且回归系数大于全样本回归，进一步验证了改水对于提升低收入家庭儿童的健康具有更为重要的意义。

表4 工具变量模型估计结果

六、结论与讨论

农村改水项目是近30年来农村基础设施建设的重要组成部分，是我国提升国民整体健康水平的重要举措，然而改水项目产生的健康效益还未得到清晰、系统、量化的认识。本研究的主要贡献在于填补了此前的研究空白，针对改水项目对儿童健康的影响进行评估，利用CHNS 1991年到2011年的纵向追踪数据，结合工具变量法克服内生偏误。在分析了全人群的基础上，本文还进一步聚焦不同人群中健康效应的差异，深化对改水与人群健康的理解，为接下来提升改水工程投资的社会效益提供了参考。分析结果显示整体而言，农村改水对儿童健康具有正向促进作用，改水的健康效益尤其体现在母亲受教育程度更高、家庭收入较低的儿童中。

本文结论呼应了以往针对发展中国家改水项目的研究，饮用水质量对儿童健康十分重要。［21-22］通过查阅相关文献可知：一方面，安装室内自来水可以有效减少水源污染，从而遏制水性传染病的传播。另一方面，室内自来水增强了饮用水可及性，方便日常清洁行为，有助于儿童养成良好的卫生习惯，从而改善儿童营养水平，促进儿童长期健康。长期以来我国通过建设自来水厂，增加自来水普及率，净化水源等方式不断提升水质，保障饮水安全卫生。本文通过实证研究发现在控制了潜在内生性的基础上，安装室内自来水设备对改善儿童健康具有显著作用。这说明我国农村改水具有广泛的健康效益。

本研究还发现改水项目的健康效益在不同人群中存在异质性，母亲受教育程度更高的儿童更能通过农村改水受益。世界银行针对印度的研究表明由于受教育程度高的家长具备更多的健康知识，能够提高健康投入的生产率，同时也更注重儿童健康，更充分合理利用健康项目，因此，更能有效地促进儿童健康水平。［3］［44］在改水项目中，自来水可及性的提高并不意味着卫生设施一定会得到有效利用，母亲通常是儿童照料的主要提供者，拥有较高受教育程度的女性往往具备更多的健康知识，能给予儿童更为科学有效的照料，帮助儿童养成更好的卫生习惯，从而使自来水设备发挥更大的健康效益。已有研究表明仅通过普及自来水不足以提高儿童健康水平，饮用前的消毒措施才是确保儿童健康的关键。［45］在我国农村地区自来水的水质可能仍然达不到较高的卫生标准，因此对饮用水进行预处理尤为关键。受教育程度较高的母亲往往具有更多的健康知识，会对水源的质量做出更为准确的判断，［24］并通过对自来水进行煮沸等消毒方式保证儿童的饮水安全。因此，提高女性的受教育程度对进一步提升改水项目的健康效益具有辅助作用。

本研究还发现改水项目更能促进低收入家庭儿童的健康水平。收入较高的家庭往往在自来水普及之前已经拥有更有效的净水设备，更洁净的家庭卫生环境，能为儿童提供更好的营养水平以增强儿童的抵抗力。而收入较低的家庭居住环境相对更为恶劣，饮水安全水平更低，因此国家对于改水项目的投入让低收入家庭有能力接触到方便、卫生的水源，对低收入家庭儿童更具有重要意义。可见将农村改水与扶贫项目相结合，将低收入家庭作为改水项目的实施重点，增加对低收入家庭改水的投入，更能提高改水项目的收效，不仅有助于提升重点人群的健康水平，还能缓解不同收入家庭的健康不平等，具有极大的社会效益。

本研究具有较强的政策意义。首先，鉴于改水对儿童健康的积极作用，我国仍需继续加大对农村地区饮水安全设施的投入，推进供水设备升级改造，尤其应继续提高室内自来水的普及率。在此基础上还应继续提高水源水质，减少水源污染，在提升自来水可及性的同时让农村居民能真正饮用安全水、放心水。其次，在加大投入的同时还应让投资更有针对性，关注对改水有更迫切需求的低收入家庭，与各地广泛实施的精准扶贫项目相结合，最大限度地提升改水投资健康效益。此外，在改进供水设备的同时还应进一步提升农村女性受教育水平，尤其应该普及相关健康知识，提高儿童主要照料者的健康知识水平，从小培养儿童的健康习惯，通过提升健康知识水平与增加卫生设施的有机结合充分发挥改水对健康的促进作用。