健康對(duì)農(nóng)村貧困的影響研究健康、勞動(dòng)參與及中國(guó)農(nóng)村老年貧困

健康對(duì)農(nóng)村貧困的影響研究健康、勞動(dòng)參與及中國(guó)農(nóng)村老年貧困

一、中國(guó)農(nóng)村老年貧困問(wèn)題自改革以來(lái)，中國(guó)已經(jīng)經(jīng)歷了近30年的快速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。與此同時(shí)，中國(guó)在減貧和減貧方面也取得了顯著成效。據(jù)世界銀行公布的數(shù)據(jù),1981~2005年,按照日均生活費(fèi)低于1.25美元的新國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn)來(lái)測(cè)算,中國(guó)的貧困人口從1981年的8.35億下降到2005年的2.08億(1),絕對(duì)數(shù)量下降了6.27億。雖然中國(guó)在減少貧困人口方面取得了舉世公認(rèn)的成就,但是,由于人口基數(shù)龐大,中國(guó)貧困人口的數(shù)量仍然很高,僅次于印度,居世界第二位?？梢哉f(shuō),在今后相當(dāng)長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi),貧困問(wèn)題仍將是中國(guó)政府必須高度重視的一個(gè)問(wèn)題,因?yàn)樗P(guān)系到眾多貧困人口的民生以及整個(gè)社會(huì)的和諧與穩(wěn)定。與大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家一樣,中國(guó)正面臨著人口結(jié)構(gòu)老化的問(wèn)題。2000年,中國(guó)65歲及以上人口占總?cè)丝诘?%,標(biāo)志著中國(guó)正式進(jìn)入老齡化社會(huì)。與發(fā)達(dá)國(guó)家不同的是,中國(guó)人口的老齡化速度將是前所未有的。比如,法國(guó)65歲及以上人口占總?cè)丝诘谋戎貜?%上升至14%花了115年時(shí)間,中國(guó)經(jīng)歷同樣的人口轉(zhuǎn)型只需要27年時(shí)間(2)。由于身體素質(zhì)下降和精力不足,老年人口相對(duì)于青壯年人口而言更容易陷入貧困(Barrietos,2002;Barrietosetal.,2003)。此外,中國(guó)的貧困人口主要分布在農(nóng)村地區(qū)(RavallionandChen,2007)。因此,要想妥善解決中國(guó)的貧困問(wèn)題,解決中國(guó)農(nóng)村老年貧困問(wèn)題至關(guān)重要。國(guó)際上已有一些研究者對(duì)老年貧困問(wèn)題進(jìn)行了探討。Lloyd-Sherlock(2000)研究了老年貧困人口的生活模式,他發(fā)現(xiàn),代際關(guān)系對(duì)老年貧困有重要影響。Barrietosetal.(2003)對(duì)發(fā)展中國(guó)家的老年貧困問(wèn)題進(jìn)行了研究。研究結(jié)果表明,老年貧困問(wèn)題在發(fā)展中國(guó)家尤為嚴(yán)重,而要想真正了解老年貧困和推行合適的老年人口政策,準(zhǔn)確把握老年人口對(duì)家庭、社區(qū)的貢獻(xiàn)是必要的。Barrietos(2002)的研究結(jié)果表明,標(biāo)準(zhǔn)的測(cè)量方法低估了老年貧困發(fā)生率,在對(duì)扶貧計(jì)劃進(jìn)行評(píng)估時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮老年人口的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn),并資助老年人口所產(chǎn)生的正外部性。國(guó)內(nèi)有關(guān)老年貧困問(wèn)題的研究文獻(xiàn)還較少。王德文、張凱悌(2005)對(duì)中國(guó)老年人口貧困發(fā)生率進(jìn)行了估計(jì)。研究結(jié)果表明,2000年,中國(guó)老年貧困人口數(shù)量為921萬(wàn)~1169萬(wàn),貧困發(fā)生率為7.1%~9.0%。其中,城市老年人口貧困發(fā)生率為4.2%~5.5%,農(nóng)村老年人口貧困發(fā)生率為8.6%~10.8%,農(nóng)村老年人口貧困發(fā)生率明顯高于城鎮(zhèn)。王琳(2006)研究了中國(guó)未來(lái)老年貧困的風(fēng)險(xiǎn),發(fā)現(xiàn)未來(lái)老年人口的收入來(lái)源呈現(xiàn)多元化的趨勢(shì),老年人的經(jīng)濟(jì)自立能力逐漸增強(qiáng)。但是,由于中國(guó)即將經(jīng)歷老齡化和高齡化最快的時(shí)期,未來(lái)老年人口中相當(dāng)一部分人將會(huì)處于貧困或貧困邊緣。劉生龍(2008)研究了健康對(duì)中國(guó)農(nóng)村居民勞動(dòng)參與率的影響。結(jié)果表明,健康狀況越好,則農(nóng)村居民參與勞動(dòng)的可能性越高,而且健康對(duì)農(nóng)村老年人口的勞動(dòng)參與率影響更大。羅遐、于立繁(2009)研究了中國(guó)農(nóng)村老年貧困的原因,發(fā)現(xiàn)農(nóng)村老年貧困的產(chǎn)生既有結(jié)構(gòu)的原因,也有文化的原因,還有老年人自身的原因。從現(xiàn)有文獻(xiàn)的收集情況來(lái)看,定量分析健康和勞動(dòng)參與對(duì)老年人口貧困發(fā)生影響的文獻(xiàn)較為罕見(jiàn)。身體狀況對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年人口尤為重要,這是因?yàn)橹袊?guó)農(nóng)村人口主要從事體力勞動(dòng),只要身體狀況允許,即使進(jìn)入高齡群體,許多農(nóng)民仍然參加勞動(dòng)。對(duì)于那些身體狀況較好的老年人來(lái)說(shuō),參加勞動(dòng)可以在一定程度上緩解他們的經(jīng)濟(jì)壓力,獲取一部分經(jīng)濟(jì)來(lái)源,這對(duì)降低老年人口貧困發(fā)生率具有積極作用。此外,由于中國(guó)農(nóng)村居民的社會(huì)保障程度較低,疾病是導(dǎo)致老年貧困的重要因素之一(SmithandKington,1997)。本文的目的在于定量分析健康這一重要的人力資本因素對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年人口勞動(dòng)參與和貧困發(fā)生的影響。為了達(dá)到這個(gè)目的,本文研究將完成以下四個(gè)目標(biāo)。首先,對(duì)中國(guó)的貧困發(fā)生率進(jìn)行測(cè)算,檢驗(yàn)健康、勞動(dòng)參與和老年貧困之間的相關(guān)關(guān)系。其次,運(yùn)用二元選擇模型驗(yàn)證健康狀況對(duì)勞動(dòng)參與和貧困發(fā)生的影響。再次,識(shí)別農(nóng)村老年人口貧困發(fā)生的決定因素,最為重要的就是檢驗(yàn)當(dāng)其他因素不變時(shí),健康是否對(duì)農(nóng)村老年貧困產(chǎn)生顯著影響。最后,試圖了解哪些與健康相關(guān)的政策能夠有效克服中國(guó)農(nóng)村老年貧困。為了達(dá)到上述目的和目標(biāo),本文全文結(jié)構(gòu)安排如下:第一部分是引言;第二部分介紹本文研究所使用的數(shù)據(jù),同時(shí)還將對(duì)貧困發(fā)生率進(jìn)行測(cè)算;第三部分驗(yàn)證健康對(duì)勞動(dòng)參與和貧困發(fā)生的影響;第四部分構(gòu)造貧困決定因素模型,驗(yàn)證當(dāng)其他條件保持不變時(shí),健康是否對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年貧困產(chǎn)生重要影響;第五部分是全文結(jié)論、政策含義及全文不足。本文研究將分析集中在中國(guó)農(nóng)村老年貧困,主要是基于如下幾個(gè)方面的原因:首先,中國(guó)的貧困主要發(fā)生在農(nóng)村地區(qū),這與世界上其他發(fā)展中國(guó)家的情形是相類(lèi)似的;其次,中國(guó)農(nóng)村人口老齡化狀況要比城鎮(zhèn)人口老齡化狀況更為嚴(yán)重;最后,相對(duì)于城鎮(zhèn)居民而言,中國(guó)農(nóng)村居民的社會(huì)保障體系遠(yuǎn)不如城鎮(zhèn)的完善,因此,擁有良好的健康狀況對(duì)于農(nóng)村居民來(lái)說(shuō)更為重要。二、數(shù)據(jù)和貧困的測(cè)量(一)樣本選取及構(gòu)成本文研究所用數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)(CHNS)(1),該項(xiàng)調(diào)查是由美國(guó)北卡羅萊納州人口中心、北卡羅萊納大學(xué)、國(guó)際營(yíng)養(yǎng)與食品安全機(jī)構(gòu)和中國(guó)疾病控制與預(yù)防中心聯(lián)合實(shí)施的,調(diào)查對(duì)象包括9個(gè)省份(2)4400個(gè)家庭19000多個(gè)個(gè)體。該項(xiàng)調(diào)查到目前為止一共進(jìn)行了8次,分別是1989年、1991年、1993年、1997年、2000年、2004年、2006年和2009年,本文研究主要使用2009年的調(diào)查結(jié)果進(jìn)行分析。該數(shù)據(jù)庫(kù)所調(diào)查的樣本信息包括人口學(xué)背景資料、工作及收入情況、消費(fèi)及飲食習(xí)慣、衛(wèi)生服務(wù)及健康狀況、教育及婚姻狀況等,這些對(duì)于本文研究來(lái)說(shuō)是較為合適的。本文研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了細(xì)致的清理,具體做法是將18歲以下的未成年人和所有在校生排除在樣本之外,這樣做是因?yàn)槲闯赡耆撕驮谛Ｉ鷰缀鯖](méi)有收入,將這部分人都?xì)w結(jié)為貧困人口很顯然是非常不合適的,它會(huì)嚴(yán)重高估貧困發(fā)生率。此外,本文刪除了那些重要信息不全的樣本。這樣,本文最終收集到的有效樣本共計(jì)15332個(gè)。表1給出了本文的樣本構(gòu)成,可以看到,本文研究樣本主要由農(nóng)村人口構(gòu)成,農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎剡_(dá)到了81.5%。此外,樣本里,老年人口的比重達(dá)到了40%。在樣本里,農(nóng)村人口和老年人口的比重比較高,這為本文研究農(nóng)村老年貧困問(wèn)題提供了方便。(二)貧困指數(shù)從理論上說(shuō),從不同的角度對(duì)貧困的劃分是不一樣的。比如,經(jīng)濟(jì)學(xué)中將貧困劃分為收入貧困、消費(fèi)貧困、能力貧困等;社會(huì)學(xué)中將貧困劃分為知識(shí)貧困、生態(tài)貧困等(王德文、張凱悌,2005;胡鞍鋼、李春波,2003)。從不同的觀點(diǎn)出發(fā)對(duì)貧困發(fā)生率進(jìn)行估計(jì)容易導(dǎo)致較大的差異。本文中貧困主要指收入貧困,每個(gè)國(guó)家都設(shè)立了自己的貧困線,它反映了維持最低生活標(biāo)準(zhǔn)所需的食品及非食品成本。對(duì)于不同國(guó)家來(lái)說(shuō),維持最低生活標(biāo)準(zhǔn)所需要的成本是不一樣的。相對(duì)來(lái)說(shuō),發(fā)達(dá)國(guó)家維持最低生活標(biāo)準(zhǔn)所需要的成本要高于發(fā)展中國(guó)家,因此,發(fā)達(dá)國(guó)家的貧困標(biāo)準(zhǔn)普遍高于發(fā)展中國(guó)家?；诿總€(gè)國(guó)家情況制定的貧困線對(duì)于本國(guó)貧困測(cè)試來(lái)說(shuō)具有重要的指導(dǎo)意義,其測(cè)試結(jié)果卻不能進(jìn)行國(guó)際比較。鑒于此,本文研究中對(duì)于收入貧困主要采用國(guó)際貧困線,即收入低于2美元(2005年購(gòu)買(mǎi)力平價(jià))/天者為貧困(1)。根據(jù)Fosteretal.(1984)的研究,貧困可以通過(guò)如下公式進(jìn)行測(cè)度:(1)式中,z代表貧困線,sj代表第j個(gè)個(gè)體的收入,第j個(gè)個(gè)體的貧困差距用z-sj表示,總?cè)丝谝?guī)模為n,q表示貧困人口(即sj<z)的數(shù)量。當(dāng)參數(shù)a取值為0時(shí),0P是簡(jiǎn)單的人頭指數(shù)(headcountindex);當(dāng)a取值為1時(shí),1P表示貧困差距指數(shù)(povertygapindex);當(dāng)a取值為2時(shí),2P表示貧困嚴(yán)重指數(shù)(povertyseverityindex)。根據(jù)(1)式對(duì)樣本各類(lèi)貧困指數(shù)的計(jì)算結(jié)果如表2所示。從表2可以看出,根據(jù)樣本數(shù)據(jù),中國(guó)的貧困發(fā)生率達(dá)到了12.76%(參見(jiàn)表2中最后一行),這一數(shù)值大大高于中國(guó)政府公布的貧困發(fā)生率,主要原因在于本文研究采用了國(guó)際貧困標(biāo)準(zhǔn),這一標(biāo)準(zhǔn)要高于中國(guó)政府制定的貧困標(biāo)準(zhǔn)。此外,本文研究還發(fā)現(xiàn),不同地區(qū)的貧困發(fā)生率表現(xiàn)出很大的差異性,貧困發(fā)生率最低的省份是江蘇,貧困發(fā)生率為6.74%,而貧困發(fā)生率最高的兩個(gè)省份是河南和貴州,其貧困發(fā)生率分別為16.79%和15.95%,后者的貧困發(fā)生率是前者的近2.5倍。由于在本文研究樣本里貴州和廣西人口最多(分別占總?cè)丝诘?8.3%和16.2%),這兩個(gè)省份貧困發(fā)生率對(duì)總體的貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)度也是最高的,分別達(dá)到了20.20%和21.36%。貧困差距指數(shù)和貧困嚴(yán)重指數(shù)最高的兩個(gè)省份同樣是河南和貴州。表2(第12~15行)還給出了分城鎮(zhèn)和農(nóng)村、青壯年人口和老年人口的各類(lèi)貧困指數(shù)的計(jì)算結(jié)果?？梢钥吹?中國(guó)農(nóng)村的貧困發(fā)生率為14.55%,遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)的貧困發(fā)生率,后者僅為4.84%。樣本中農(nóng)村人口占81.5%,對(duì)貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)度達(dá)到了92.98%。這再次說(shuō)明,中國(guó)的貧困主要還是發(fā)生在農(nóng)村地區(qū)。青壯年人口的貧困發(fā)生率要比老年人口的貧困發(fā)生率稍高一些,由于樣本中青壯年人口占60%,因此,青壯年人口對(duì)貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)度要高于老年人口。表2(第16~19行)也給出了城鎮(zhèn)青壯年人口、城鎮(zhèn)老年人口、農(nóng)村青壯年人口和農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率?？梢钥吹?城鎮(zhèn)老年人口的貧困發(fā)生率高于城鎮(zhèn)青壯年人口的貧困發(fā)生率,但是,由于城鎮(zhèn)老年人口占總?cè)丝诘谋戎剌^小,城鎮(zhèn)老年人口對(duì)貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)度要低于城鎮(zhèn)青壯年人口對(duì)貧困發(fā)生率的貢獻(xiàn)度。農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率略低于農(nóng)村青壯年人口的貧困發(fā)生率,但是,不論是農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率還是青壯年人口的貧困發(fā)生率,都是相當(dāng)高的。可以看到,不論是農(nóng)村青壯年人口還是農(nóng)村老年人口,其貧困發(fā)生率均高于樣本平均水平。此外,中國(guó)農(nóng)村人口的老齡化程度本身就高于城鎮(zhèn)人口,加上隨著城鎮(zhèn)化的進(jìn)一步發(fā)展,中國(guó)出現(xiàn)了農(nóng)村青壯年人口向城鎮(zhèn)移民的浪潮,這會(huì)進(jìn)一步加速農(nóng)村人口老齡化,使得農(nóng)村的老年貧困問(wèn)題變得更加復(fù)雜。三、健康狀況對(duì)居民貧困發(fā)生率的影響本文這一部分主要驗(yàn)證健康對(duì)本文研究樣本勞動(dòng)參與和貧困發(fā)生的影響。CHNS數(shù)據(jù)庫(kù)中與健康狀況相關(guān)的數(shù)據(jù)的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)為是否有疾病和疾病的嚴(yán)重程度,具體而言,“沒(méi)有疾病的”取數(shù)值0,“有疾病但不嚴(yán)重的”取數(shù)值1,“有疾病且一般嚴(yán)重的”取數(shù)值2,“有疾病而且很?chē)?yán)重的”取數(shù)值3。因此,本文將樣本的健康狀況分為4個(gè)等級(jí),即當(dāng)數(shù)值為0時(shí)健康狀況為“很好”,當(dāng)數(shù)值為1時(shí)健康狀況為“良好”,當(dāng)數(shù)值為2時(shí)健康狀況為“一般”,當(dāng)數(shù)值為3時(shí)健康狀況為“很差”。CHNS還提供了個(gè)體目前是否正在工作的數(shù)據(jù),即“正在工作的”取數(shù)值1,“沒(méi)有工作的”取數(shù)值0。本文將正在參與工作的個(gè)體定義為勞動(dòng)參與者。圖1給出了健康狀況、勞動(dòng)參與率和貧困發(fā)生率三者之間的關(guān)系。從圖1可以看出,隨著健康狀況的下降,居民的勞動(dòng)參與率逐漸下降,健康狀況“很好”的居民的勞動(dòng)參與率為57.6%,健康狀況“良好”的居民的勞動(dòng)參與率下降到55.1%,健康狀況“一般”的居民的勞動(dòng)參與率為48.7%,健康狀況“很差”的居民的勞動(dòng)參與率僅為30.3%。從圖1還可以看出,隨著健康狀況的下降,居民的貧困發(fā)生率基本上處于上升的趨勢(shì),健康狀況“很好”的居民的貧困發(fā)生率為11.6%,而健康狀況“很差”的居民的貧困發(fā)生率則上升至61.4%。由此可以初步看出,健康對(duì)居民的勞動(dòng)參與率和貧困發(fā)生率之間可能存在一定的相關(guān)關(guān)系。雖然圖1在一定程度上說(shuō)明了健康狀況對(duì)勞動(dòng)參率與及貧困發(fā)生率的影響,但仍然無(wú)法從數(shù)量上直觀地反映出健康狀況的影響。為了定量分析健康狀況對(duì)勞動(dòng)參與和貧困發(fā)生的影響,通常的做法是建立一個(gè)多元回歸模型來(lái)進(jìn)行分析(Ravallion,1998)。對(duì)于勞動(dòng)參與或貧困發(fā)生這種只有0和1的被解釋變量而言,最常用的實(shí)證分析模型是概率模型,其形式如下:(2)式中,對(duì)于勞動(dòng)參與方程,如果第i個(gè)個(gè)體參與勞動(dòng),則ip=1;對(duì)于貧困發(fā)生方程,如果第i個(gè)個(gè)體的收入低于貧困線,則ip=1。(37)是標(biāo)準(zhǔn)的累積正態(tài)分布函數(shù),Xi是解釋變量矩陣。在解釋變量矩陣中,最主要的解釋變量是健康狀況,其他一些解釋變量在這里作為控制變量。這些變量包括:受教育狀況,用平均受教育年限來(lái)衡量;年齡及其平方項(xiàng);性別,男性取值為1,女性取值為0;地區(qū)固定效應(yīng)。表3和表4分別是勞動(dòng)參與模型和貧困發(fā)生模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。表3中模型(1)反映的是健康狀況對(duì)全部居民勞動(dòng)參與的影響,模型(2)反映的是健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民勞動(dòng)參與的影響,模型(3)反映的是健康狀況對(duì)農(nóng)村居民勞動(dòng)參與的影響;模型(4)反映的是健康狀況對(duì)青壯年居民勞動(dòng)參與的影響,模型(5)反映的是健康狀況對(duì)老年居民勞動(dòng)參與的影響,模型(6)反映的是健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)老年居民勞動(dòng)參與的影響,模型(7)反映的是健康狀況對(duì)農(nóng)村老年居民勞動(dòng)參與的影響。從模型(1)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)全部樣本的勞動(dòng)參與有著顯著的影響,隨著個(gè)體健康狀況下降,勞動(dòng)參與逐漸降低。根據(jù)簡(jiǎn)單的概率計(jì)算可以得出,平均來(lái)說(shuō),健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),個(gè)體的勞動(dòng)參與的概率就會(huì)下降5.29%(1)。受教育狀況對(duì)全部樣本的勞動(dòng)參與有顯著的負(fù)向影響,這一點(diǎn)多少讓人覺(jué)得意外:更多的受教育年限意味著更高的人力資本,人力資本越高,其就業(yè)機(jī)會(huì)應(yīng)該越大。當(dāng)然,也可以從這樣幾個(gè)方面給出可能的解釋:首先,對(duì)于青壯年人口而言(見(jiàn)模型(4)),人力資本越高,其專業(yè)性越強(qiáng),在勞動(dòng)力市場(chǎng)上找到能夠與其專業(yè)相匹配的崗位越難,因此,這一點(diǎn)可能是受教育年限較多的個(gè)體勞動(dòng)參與的概率低的原因之一。其次,在本文研究的樣本數(shù)據(jù)中,城鎮(zhèn)居民的平均受教育年限是7.4年,農(nóng)村居民為3.2年。對(duì)于一些城鎮(zhèn)老年居民而言(見(jiàn)模型(6)),高的人力資本意味著他們年輕時(shí)獲得的報(bào)酬高,因而有能力在年輕時(shí)積攢下足夠的養(yǎng)老金,而且城鎮(zhèn)居民有著較完善的社會(huì)保障和退休金制度,因此,許多城鎮(zhèn)老年居民退休后選擇不再參與勞動(dòng)。從模型(2)和模型(3)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民勞動(dòng)參與的影響是相當(dāng)不同的。可以看到,健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民的勞動(dòng)參與影響并不顯著,而對(duì)農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與則有著顯著的影響,對(duì)于農(nóng)村居民而言,健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),勞動(dòng)參與概率下降6.01%。這是因?yàn)榇蠖鄶?shù)城鎮(zhèn)居民所從事的工作是腦力勞動(dòng),對(duì)身體素質(zhì)要求并不是很高;而農(nóng)村居民所從事的工作大多是體力勞動(dòng),體力勞動(dòng)要求勞動(dòng)者必須有良好的身體條件。從模型(4)和模型(5)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)青壯年人口和老年人口的勞動(dòng)參與均有著顯著的影響。對(duì)于青壯年人口而言,健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),勞動(dòng)參與的概率下降6.04%;對(duì)于老年人口而言,健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),勞動(dòng)參與的概率下降3.98%。從模型(6)和模型(7)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)老年人口的勞動(dòng)參與率影響不顯著,而對(duì)農(nóng)村老年人口的勞動(dòng)參與率則有顯著的影響。健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),農(nóng)村老年人口的勞動(dòng)參與的概率下降3.68%?？傊?表3中的估計(jì)結(jié)果表明,健康狀況對(duì)中國(guó)居民的勞動(dòng)參與有著顯著的影響,健康狀況越好,居民的勞動(dòng)參與越高。健康狀況對(duì)農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與尤為重要,這是因?yàn)橹袊?guó)農(nóng)村居民大多從事體力勞動(dòng),對(duì)身體素質(zhì)要求較高。此外,中國(guó)農(nóng)村居民的養(yǎng)老保障和退休金制度很不完善,這使得中國(guó)農(nóng)村居民即使在步入老年后只要身體條件允許仍要參與勞動(dòng),可以看到,在本文研究樣本里,農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)參與的概率是44.9%,城鎮(zhèn)老年居民的勞動(dòng)參與的概率是37.1%,農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)參與的概率明顯高于城鎮(zhèn)老年居民。健康狀況對(duì)農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)參與有著顯著的影響,意味著擁有健康的身體對(duì)于自食其力的農(nóng)村老年人口來(lái)說(shuō)是十分重要的。本文的研究結(jié)果與劉生龍(2008)的研究結(jié)果是一致的。表4給出了健康狀況對(duì)貧困發(fā)生影響模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。與表3中的估計(jì)結(jié)果相對(duì)應(yīng),模型(8)反映的是健康狀況對(duì)全部居民貧困發(fā)生的影響,模型(9)反映的是健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民貧困發(fā)生的影響,模型(10)反映的是健康狀況對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生的影響;模型(11)反映的是健康狀況對(duì)青壯年居民貧困發(fā)生的影響,模型(12)反映的是健康狀況對(duì)老年居民貧困發(fā)生的影響,模型(13)反映的是健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)老年居民貧困發(fā)生的影響,模型(14)反映的是健康狀況對(duì)農(nóng)村老年居民貧困發(fā)生的影響。從表4中的估計(jì)結(jié)果可以看出,隨著健康狀況的下降,居民的貧困發(fā)生顯著上升;受教育年限對(duì)貧困發(fā)生有著顯著的負(fù)向影響;有趣的是,年齡對(duì)貧困發(fā)生的影響在不同的模型中是不一樣的,這種區(qū)別既反映在農(nóng)村居民與城鎮(zhèn)居民之間,也反映在青壯年居民與老年居民之間(1);男性居民的貧困發(fā)生顯著低于女性居民,意味著在其他條件相同的情況下,女性居民更容易陷入貧困。由模型(8)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況每下降一個(gè)等級(jí),全部樣本的貧困發(fā)生的概率將會(huì)增加5.61%。受教育年限的提高能夠顯著地降低居民的貧困發(fā)生的概率,受教育年限每上升1%,全部樣本的貧困發(fā)生的概率會(huì)降低1.17%。由模型(9)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)居民貧困發(fā)生的影響僅僅在10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn),健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),城鎮(zhèn)居民的貧困發(fā)生的概率增加0.96%。由模型(10)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生的影響在1%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn),健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),農(nóng)村居民的貧困發(fā)生的概率增加6.40%。由模型(9)和模型(10)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生的影響更大。從模型(11)和模型(12)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)青壯年和老年居民的貧困發(fā)生均有顯著影響。其中,對(duì)于青壯年居民來(lái)說(shuō),健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),其貧困發(fā)生的概率增加6.93%;對(duì)于老年居民來(lái)說(shuō),健康狀況每下降1個(gè)等級(jí),其貧困發(fā)生的概率增加2.20%。從模型(13)的估計(jì)結(jié)果可以看出,健康狀況對(duì)城鎮(zhèn)老年居民貧困發(fā)生的影響僅僅在10%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn),而對(duì)農(nóng)村老年居民貧困發(fā)生的影響則在1%的顯著性水平上通過(guò)了檢驗(yàn)。綜上,表4中的估計(jì)結(jié)果表明,健康狀況對(duì)中國(guó)居民的貧困發(fā)生有著顯著的影響,隨著健康狀況的改善,居民的貧困發(fā)生顯著下降。與對(duì)勞動(dòng)參與的估計(jì)結(jié)果相類(lèi)似,相對(duì)于城鎮(zhèn)居民而言,健康狀況對(duì)農(nóng)村居民貧困發(fā)生的影響更加大。這在一定程度上說(shuō)明,要想降低農(nóng)村居民的貧困發(fā)生率,政府加大對(duì)農(nóng)村居民的健康投入是必要的。四、社區(qū)的年齡和性別分布從表2可以看出,按照國(guó)際標(biāo)準(zhǔn),樣本中中國(guó)農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率為13.83%,即每7個(gè)農(nóng)村老年居民中就有1個(gè)收入水平低于國(guó)際貧困線。而在本文研究樣本中,農(nóng)村老年居民平均的健康等級(jí)是最低的,為0.26,這一數(shù)值既高于農(nóng)村青壯年居民的平均值0.19,也高于城鎮(zhèn)老年居民的平均值0.20,更是遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于城鎮(zhèn)青壯年居民的平均值0.07。健康狀況與農(nóng)村老年人口貧困發(fā)生之間是否存在一定的因果關(guān)系呢?或者換句話說(shuō),當(dāng)其他影響貧困發(fā)生的因素被控制后,健康狀況是否會(huì)對(duì)農(nóng)村老年人口貧困發(fā)生產(chǎn)生顯著影響呢?從前面的分析可以看出,健康狀況對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年居民的勞動(dòng)參與產(chǎn)生了顯著的影響,參與勞動(dòng)無(wú)疑是降低貧困的有效措施之一。由于中國(guó)廣大農(nóng)村居民沒(méi)有退休金和養(yǎng)老保障,只要身體條件允許,許多農(nóng)村居民即使步入老年之后仍然參與勞動(dòng),這在一定程度上能夠緩解老年貧困。此外,由于大多數(shù)農(nóng)村居民醫(yī)療保障水平較低,農(nóng)村老年居民一旦生病,尤其是一旦生重病,龐大的醫(yī)療費(fèi)用也會(huì)反過(guò)來(lái)造成老年貧困。這就意味著健康狀況可以從兩個(gè)方面影響農(nóng)村老年貧困:一個(gè)是收入方面,即影響勞動(dòng)參與;另一個(gè)是支出方面,比如影響醫(yī)療費(fèi)用。因此,從理論上講,健康狀況對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年貧困應(yīng)當(dāng)具有顯著的影響。本文研究樣本中包含了共計(jì)5146個(gè)農(nóng)村老年居民樣本,這為研究農(nóng)村老年貧困的決定因素提供了一定的數(shù)據(jù)支持。(一)福利比率模型雖然采用二元選擇模型能夠反映健康狀況對(duì)貧困發(fā)生的影響,但是,表征貧困發(fā)生與否的二元變量無(wú)法反映貧困的深度和嚴(yán)重性。因此,在研究農(nóng)村老年貧困的決定因素時(shí),與通常使用二元反應(yīng)模型的文獻(xiàn)不同,本文沿用BlackorbyandDonaldson(1987)的“福利比率”(welfareratio)模型,其形式如下:當(dāng)居民的收入水平低于貧困線標(biāo)準(zhǔn)時(shí)、Ln(si/z)<0,而通過(guò)代入變量系數(shù)的估計(jì)值及其回歸標(biāo)準(zhǔn)誤差的估計(jì)值,就可以得到居民的福利比率為負(fù)值的概率:居民收入低于貧困線的平均值即為貧困發(fā)生率。通過(guò)同樣的方法還能夠模擬貧困深度和貧困嚴(yán)重性水平(Datt,1998)。(二)教育變量和參與變量健康狀況無(wú)疑是本文中最主要的解釋變量。為了準(zhǔn)確地估計(jì)健康狀況對(duì)農(nóng)村老年貧困的影響,本文在實(shí)證分析中還引入了一系列潛在的決定貧困的控制變量,這些變量在CHNS數(shù)據(jù)中均能找到。這些變量包括:人口統(tǒng)計(jì)變量、教育變量、勞動(dòng)參與狀況變量、區(qū)域虛擬變量。人口統(tǒng)計(jì)變量包括年齡和年齡的平方項(xiàng)。一般情況下,隨著年齡的增長(zhǎng),個(gè)人的經(jīng)驗(yàn)會(huì)逐漸豐富,這對(duì)居民個(gè)人的福利比率應(yīng)當(dāng)產(chǎn)生正向影響。而隨著年齡的進(jìn)一步增長(zhǎng),個(gè)人的身體素質(zhì)和精力會(huì)由于逐漸老齡化而下降,此時(shí),年齡對(duì)福利比率將會(huì)產(chǎn)生負(fù)向影響。因此,年齡對(duì)福利比率的影響應(yīng)當(dāng)是“倒U型”的。教育變量包括平均受教育年限和最高學(xué)歷。在CHNS數(shù)據(jù)中,最高學(xué)歷包含6個(gè)等級(jí),分別是:“小學(xué)畢業(yè)”取值為1,“初中畢業(yè)”取值2,“高中畢業(yè)”取值3,“中等技?；蚵毿．厴I(yè)”取值為4,“大?；虼髮W(xué)畢業(yè)”取值為5,“研究生及以上”取值為6。一般而言,受教育年限越高或者最高學(xué)歷越高,意味著人力資本越多,個(gè)人陷入貧困的可能性就會(huì)越低。因此,受教育水平對(duì)福利比率應(yīng)當(dāng)有著正向影響。勞動(dòng)參與用當(dāng)前是否參與工作來(lái)衡量。一般情況下,參與勞動(dòng)能夠獲得勞動(dòng)報(bào)酬,這在一定程度上,尤其是在農(nóng)村地區(qū),能夠降低貧困發(fā)生率,提高福利比率。此外,本文用區(qū)域虛擬變量來(lái)控制空間效應(yīng)的影響。由于影響福利比率的因素很多,引入?yún)^(qū)域固定效應(yīng)能夠在一定程度上克服遺漏變量所導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)偏差。(三)教育對(duì)農(nóng)村老年居民福利比率的影響表5給出了健康狀況對(duì)農(nóng)村老年居民福利比率影響的模型估計(jì)結(jié)果。模型(15)中的解釋變量?jī)H包含健康狀況變量,模型(16)進(jìn)而引入人口統(tǒng)計(jì)變量,模型(17)進(jìn)一步引入教育變量,模型(18)在模型(17)的基礎(chǔ)上引入勞動(dòng)參與變量,模型(19)則引入?yún)^(qū)域固定效應(yīng)。從表5可以看到,健康狀況對(duì)農(nóng)村老年貧困有著顯著的影響,隨著農(nóng)村老年居民健康等級(jí)的逐漸下降,其福利比率也會(huì)下降,這同時(shí)意味著農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率和貧困深度上升。模型中其他控制變量的影響基本上符合本文研究先前的預(yù)期。年齡對(duì)農(nóng)村老年居民福利比率的影響呈“倒U型”。當(dāng)將年齡的平方項(xiàng)去掉之后再進(jìn)行回歸時(shí)發(fā)現(xiàn),年齡對(duì)農(nóng)村老年居民福利比率影響顯著且系數(shù)為負(fù),意味著對(duì)于農(nóng)村老年居民而言,年齡對(duì)福利比率的總體影響是負(fù)向的。這就意味著隨著年齡的進(jìn)一步增加,農(nóng)村老年人口的貧困發(fā)生率或貧困深度將會(huì)進(jìn)一步增加。教育對(duì)農(nóng)村老年居民的福利比率產(chǎn)生了顯著的正向影響,說(shuō)明提高農(nóng)村居民的受教育年限是降低農(nóng)村老年貧困的一項(xiàng)重要手段。勞動(dòng)參與對(duì)農(nóng)村老年居民福利比率的影響是正向的,但在模型(19)中沒(méi)能通過(guò)顯著性檢驗(yàn),其中一個(gè)重要原因是中國(guó)農(nóng)村居民的勞動(dòng)參與往往由身體健康狀況所決定,勞動(dòng)參與健康狀況之間存在較為嚴(yán)重的多重共線性。(四)可檢驗(yàn)的內(nèi)生性檢驗(yàn)雖然實(shí)證分析結(jié)果表明,健康狀況對(duì)中國(guó)農(nóng)村老年貧困有著顯著的影響,然而,這并不能保證表5中模型(15)~(19)的實(shí)證分析結(jié)果是無(wú)偏的。這是因?yàn)閺睦碚撋现v,健康狀況的確會(huì)對(duì)農(nóng)村老年貧困產(chǎn)生影響,然而,貧困反過(guò)來(lái)也有可能對(duì)農(nóng)村老年居民的健康狀況產(chǎn)生影響。對(duì)于那些富裕的農(nóng)村老年居民而言,他們有可能在其青壯年時(shí)代就開(kāi)始對(duì)健康進(jìn)行投資,這種健康投資使得其在步入老年后有可能擁有更健康的身體。這就是經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)中常見(jiàn)的逆向因果關(guān)系問(wèn)題,一旦這種逆向因果關(guān)系