宋月萍，張婧文

（1.中國(guó)人民大學(xué)人口與發(fā)展研究中心，北京 100872；2.曼徹斯特大學(xué)社會(huì)科學(xué)學(xué)院，曼徹斯特M13 9PL）

一、引言

安全飲用水的可及性對(duì)兒童健康至關(guān)重要。［1］2017年世界衛(wèi)生組織的報(bào)告指出每年有1 700萬5歲以下兒童因環(huán)境衛(wèi)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(shù)的26%。多國(guó)研究表明自來水普及以及水質(zhì)提升對(duì)降低兒童腸道傳染病，［2-4］提高兒童營(yíng)養(yǎng)水平具有積極作用，［5］對(duì)嬰兒死亡率與新生兒死亡率具有顯著影響。［6］世界衛(wèi)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(guó)十分重視農(nóng)村供水與環(huán)境衛(wèi)生條件的改善并將其作為農(nóng)村公共衛(wèi)生領(lǐng)域的工作重點(diǎn)。我國(guó)是傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)民世代直接飲用地面水和土井水，飲水衛(wèi)生條件極差，介水傳染病和地方病發(fā)病率高。［8］自新中國(guó)成立以來，農(nóng)村改水就依托“愛國(guó)衛(wèi)生運(yùn)動(dòng)”在各地廣泛實(shí)施，［9］然而這一階段改水的主體以農(nóng)戶自身為主，國(guó)家對(duì)改水的資金與技術(shù)投入較少。在1980年聯(lián)合國(guó)第35屆大會(huì)上，“人人享有安全飲水與環(huán)境衛(wèi)生”成了國(guó)際社會(huì)共同的目標(biāo)。我國(guó)也積極響應(yīng)聯(lián)合國(guó)的倡導(dǎo)，在1986年的第七個(gè)五年計(jì)劃中規(guī)定“農(nóng)村改水是全國(guó)衛(wèi)生運(yùn)動(dòng)的首要任務(wù)之一”，農(nóng)村供水與環(huán)境衛(wèi)生工作成為我國(guó)扶貧的重大戰(zhàn)略要素。各級(jí)政府加大了對(duì)改水工程的財(cái)政資金投入，國(guó)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(nóng)村地區(qū)廣泛興建，室內(nèi)自來水不斷普及，各種形式的水質(zhì)消毒凈化及水源防護(hù)逐步實(shí)施。同時(shí)國(guó)家成立了改水專門機(jī)構(gòu)，改水工作進(jìn)入體系化階段，改水制度與措施日益完善。通過改水項(xiàng)目的開展，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)飲用水可及性大幅提高，飲用水質(zhì)量得到顯著改善①《2015中國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育年鑒》的數(shù)據(jù)顯示截止到2014年我國(guó)累計(jì)改水受益人口已達(dá)9.15億，已改水受益人口占農(nóng)村人口的95.8%，飲用自來水人口占農(nóng)村人口的79.0%，已修建自來水廠、站55.54萬個(gè)，手壓機(jī)井9 053.4萬臺(tái)，雨水收集水窖203.11萬個(gè)。。盡管我國(guó)改水項(xiàng)目已經(jīng)實(shí)施數(shù)十年，但鮮有研究量化分析改水項(xiàng)目的長(zhǎng)期健康效益，本文將對(duì)我國(guó)農(nóng)村改水項(xiàng)目對(duì)兒童健康的影響進(jìn)行評(píng)估，進(jìn)一步豐富水質(zhì)安全促進(jìn)人類健康相關(guān)研究的中國(guó)經(jīng)驗(yàn)。

同時(shí)，隨著我國(guó)改水項(xiàng)目的普及，如何做到“精準(zhǔn)干預(yù)”，利用有效投入最大限度提升改水項(xiàng)目的健康效益將成為重要的課題。具體而言，改水項(xiàng)目健康促進(jìn)作用在不同人群間的異質(zhì)性以及社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)健康的調(diào)節(jié)作用有待更加細(xì)致、深入的探究。不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件家庭的健康起點(diǎn)不同，健康資本與獲取健康資源的機(jī)會(huì)也存在差異，一些針對(duì)發(fā)展中國(guó)家的研究表明改水等公共衛(wèi)生項(xiàng)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(guó)公共衛(wèi)生發(fā)展現(xiàn)狀和人群健康水平進(jìn)行實(shí)證分析。

本文將聚焦于我國(guó)近30年來改水工程對(duì)兒童健康的影響，利用中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）的縱向追蹤數(shù)據(jù)反映農(nóng)村改水工程對(duì)于改善兒童健康的貢獻(xiàn)，基于我國(guó)國(guó)情探究母親受教育程度與家庭收入的調(diào)節(jié)作用，比較改水對(duì)于來自不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的兒童健康效益的差異。另外，文章同時(shí)利用面板數(shù)據(jù)與工具變量法控制模型內(nèi)生性問題，為進(jìn)一步認(rèn)識(shí)并提升改水項(xiàng)目對(duì)兒童健康的效益、緩解農(nóng)村地區(qū)“健康不平等”問題提供更為可靠的證據(jù)。

二、改水對(duì)兒童健康的影響：文獻(xiàn)回顧

隨著改水工程在發(fā)展中國(guó)家尤其是欠發(fā)達(dá)地區(qū)的廣泛實(shí)施，國(guó)內(nèi)外諸多文獻(xiàn)針對(duì)改水項(xiàng)目的健康影響進(jìn)行了評(píng)估，在這些文獻(xiàn)中，許多學(xué)者聚焦兒童，從飲用水水質(zhì)、可及性與供應(yīng)方式等多方面探討了安全飲用水對(duì)兒童健康的短期與長(zhǎng)期的影響機(jī)制，并從兒童發(fā)展與減輕貧困等多角度評(píng)估改水項(xiàng)目的影響。

在我國(guó)針對(duì)農(nóng)村兒童健康的研究中，深入探究安全飲用水影響的研究數(shù)量較少，“家中是否改水”或“自來水在當(dāng)?shù)厥欠衿占啊背３Ｗ鳛榄h(huán)境或社區(qū)因素以控制變量的方式進(jìn)行處理且研究結(jié)論并不一致。一部分研究發(fā)現(xiàn)使用自來水或減少露天水源可以有效降低農(nóng)村兒童兩周患病率。［10］李鐘帥等發(fā)現(xiàn)改水并未對(duì)兒童短期健康狀況產(chǎn)生影響，但對(duì)兒童的長(zhǎng)期健康指標(biāo)具有顯著正效應(yīng)。［11］但也有研究在控制了其他社區(qū)變量后并未發(fā)現(xiàn)使用自來水對(duì)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(jìn)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(zhǔn)確衡量改水對(duì)健康的影響。除此之外，國(guó)內(nèi)專門針對(duì)改水項(xiàng)目進(jìn)行影響評(píng)估的研究大多以小范圍流行病學(xué)調(diào)查的形式為主，［14-17］鮮有從全國(guó)層面衡量改水項(xiàng)目對(duì)于兒童健康影響的研究。一些經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的文獻(xiàn)從宏觀層面探究農(nóng)村改水項(xiàng)目的健康效益，發(fā)現(xiàn)改水對(duì)降低腸道傳染病、氟斑牙和氟骨癥的發(fā)病率有促進(jìn)作用且健康效應(yīng)具有正向空間溢出效應(yīng)。［18-19］盡管兩項(xiàng)研究考慮了經(jīng)濟(jì)、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(lǐng)域考察改水對(duì)兒童健康影響的證據(jù)。

相比而言，國(guó)外在飲用水和兒童健康領(lǐng)域的研究成果較為豐富，注重探討飲水安全對(duì)健康的影響機(jī)制且更為關(guān)注飲水安全對(duì)兒童健康的長(zhǎng)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(gè)人衛(wèi)生；水的化學(xué)污染導(dǎo)致水質(zhì)中毒性疾病和癌癥；水生帶菌媒介導(dǎo)致的傳染?。ǒ懠玻凰鳛閭鞑ッ浇榈膫魅静。▊?、霍亂、腹瀉）；水作為傳播途徑的傳染?。ㄑx?。?。［4］［20］除了導(dǎo)致兒童腸道傳染病和寄生蟲病的增加，用水安全對(duì)兒童健康還具有長(zhǎng)期效應(yīng)，可以影響兒童整體營(yíng)養(yǎng)水平。Van der Hoek等發(fā)現(xiàn)缺少安全用水設(shè)施將增加兒童的腹瀉患病率，導(dǎo)致兒童的神經(jīng)性厭食和營(yíng)養(yǎng)攝入問題，造成兒童營(yíng)養(yǎng)不良，主要反映在矮小癥在缺乏安全飲用水兒童中發(fā)病比例較高。［21］Checkley等應(yīng)用隊(duì)列研究對(duì)秘魯兒童進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)安全飲水可以減少糞口途徑傳播導(dǎo)致的腹瀉病發(fā)病情況，通過年齡別身高（HAZ）進(jìn)行衡量，發(fā)現(xiàn)安全飲水能提升兒童營(yíng)養(yǎng)水平。［22］另外，如果家中缺乏自來水設(shè)施，往往是家中的女性、兒童外出取水，取水時(shí)間長(zhǎng)將減少兒童照料和飲食準(zhǔn)備的時(shí)間，也阻礙衛(wèi)生習(xí)慣的養(yǎng)成，從而更可能導(dǎo)致兒童營(yíng)養(yǎng)不良。［23］

然而，安全飲用水對(duì)兒童健康的影響程度會(huì)受到其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素的調(diào)節(jié)，一些研究關(guān)注家庭的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件與飲用水安全、兒童健康的關(guān)系，但是不同研究針對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)改水健康效益的調(diào)節(jié)作用得出的結(jié)論仍存在差異。其中，母親的受教育程度被認(rèn)為不僅是兒童健康的重要影響因素，而且是調(diào)節(jié)改水的健康促進(jìn)作用的一個(gè)重要渠道，但母親受教育程度不同，改水對(duì)兒童健康的影響將存在何種差異？現(xiàn)有的研究并未得到一致的結(jié)論。一種觀點(diǎn)認(rèn)為母親受教育程度會(huì)擴(kuò)大改水對(duì)兒童健康效應(yīng)的人群差異，即母親受教育程度越高，改水對(duì)兒童健康的促進(jìn)作用會(huì)越大。Jalan和Ravallion利用傾向值分析探討改水對(duì)降低腹瀉患病率的作用時(shí)發(fā)現(xiàn)，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(shù)據(jù)，在多種模型中加入兒童監(jiān)護(hù)人受教育程度的虛擬變量與改水變量的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)監(jiān)護(hù)人受教育程度不少于7年時(shí)，改水才產(chǎn)生顯著的健康效益。［24］一些研究試圖解釋教育程度的調(diào)節(jié)作用，Díaz與Andrade認(rèn)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(shí)到飲用水在處理和保存過程中產(chǎn)生的質(zhì)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(tǒng)分析了母親受教育程度對(duì)包括改水在內(nèi)的公共衛(wèi)生投入的調(diào)節(jié)作用，高教育程度的母親更容易接觸正確使用新技術(shù)的信息，了解如何合理利用公共衛(wèi)生項(xiàng)目，從而使其充分發(fā)揮健康效益，起到正向調(diào)節(jié)作用。另外母親受教育程度越高，在工作中投入的時(shí)間越多，用于兒童照料的時(shí)間越少。改水項(xiàng)目可減少獲取飲用水額外花費(fèi)的時(shí)間，緩解了高教育程度母親對(duì)兒童健康投入時(shí)間的不足。［26］

而另一種觀點(diǎn)則相反，認(rèn)為母親受教育程度低，改水對(duì)兒童健康的促進(jìn)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(wèi)生知識(shí)，從而保障了子女的飲水安全，因此對(duì)擁有高教育程度母親的兒童而言，改水對(duì)其健康的改善作用可能并不明顯。同時(shí)受教育程度高的家庭往往率先改水，隨著改水項(xiàng)目的不斷推進(jìn)，其改水需求接近飽和，改水項(xiàng)目反而會(huì)縮小不同受教育程度母親子女的營(yíng)養(yǎng)水平。［27-28］由于母親受教育程度對(duì)改水項(xiàng)目健康效益的調(diào)節(jié)作用受到項(xiàng)目特點(diǎn)本身以及項(xiàng)目實(shí)施進(jìn)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(diào)節(jié)作用仍需要結(jié)合我國(guó)具體情況進(jìn)行分析。

同樣，現(xiàn)有研究并未就家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)因素對(duì)改水效益的調(diào)節(jié)作用達(dá)成共識(shí)。某些地區(qū)的研究表明改水項(xiàng)目可能對(duì)貧困人口產(chǎn)生更大效益。印度的數(shù)據(jù)證實(shí)對(duì)水質(zhì)更為敏感的群體往往是來自貧困家庭的兒童，因此水質(zhì)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(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)自來水供應(yīng)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(qū)的效果更為明顯。［29］通過分地域的成本效益分析，Haller等發(fā)現(xiàn)在人均家庭收入較低的發(fā)展中國(guó)家，采取提供自來水或修水井等改水措施的投入產(chǎn)出最高。［30］但也有研究得到相反的結(jié)論，Jalan和Ravallion發(fā)現(xiàn)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(diào)節(jié)機(jī)制來看，不論家庭經(jīng)濟(jì)狀況如何，包括改水在內(nèi)的公共衛(wèi)生設(shè)施的改進(jìn)與技術(shù)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(diǎn)較低，因此改水對(duì)其的健康效益可能更大。然而考量公共衛(wèi)生設(shè)施的影響不應(yīng)忽視時(shí)間的維度，低收入家庭可能更晚改水且從完成改水到產(chǎn)生健康效益的時(shí)間要長(zhǎng)于高收入家庭，從項(xiàng)目實(shí)施的短期來看，改水可能進(jìn)一步擴(kuò)大不同收入家庭間的不平等，但隨著時(shí)間的推移，差異將逐漸彌合。［2］［31-32］

由于個(gè)體、家庭及社區(qū)的各類因素都將影響改水項(xiàng)目對(duì)健康干預(yù)的有效性，且往往是社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、行為機(jī)制、價(jià)值觀念以及個(gè)體經(jīng)驗(yàn)等不可觀測(cè)的變量對(duì)健康效益產(chǎn)生影響，［33］因此探究改水對(duì)兒童健康的效益需要控制相關(guān)變量，通過更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)慕y(tǒng)計(jì)方法控制模型內(nèi)生性。在現(xiàn)有研究中，Ja?lan和Ravallion基于多期橫截面數(shù)據(jù)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(cè)的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性。［3］Díaz和Andrade利用地區(qū)層面的固定效應(yīng)模型分析了自來水對(duì)兒童腹瀉患病率的關(guān)系，［25］Galiani等則將傾向值匹配與雙重差分法進(jìn)行結(jié)合控制遺漏變量的影響，但固定效應(yīng)模型不能完全解決隨時(shí)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(guān)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(jié)果并未發(fā)現(xiàn)改水對(duì)兒童健康產(chǎn)生積極影響。［34］

綜上所述，以往針對(duì)中國(guó)的研究往往基于截面數(shù)據(jù)和小范圍的追蹤調(diào)查，較少有研究從微觀層面以更長(zhǎng)的時(shí)間跨度來探究我國(guó)近年來改水工程對(duì)兒童健康的長(zhǎng)期影響。另外，由于缺少面板數(shù)據(jù)，鮮有研究考慮改水項(xiàng)目對(duì)健康效應(yīng)影響的內(nèi)生性，因此無法得出令人信服的因果關(guān)系。同時(shí)，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)并未針對(duì)家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)節(jié)作用得到一致結(jié)論，各國(guó)對(duì)自來水的管理及文化差異使得國(guó)外結(jié)論不一定適用于中國(guó)本土情況。［35］因此，本文基于CHNS 1991年至2011年的數(shù)據(jù)利用固定效應(yīng)模型，通過控制個(gè)體效應(yīng)，解決不同地區(qū)不隨時(shí)間改變的解釋變量的遺漏變量問題，同時(shí)利用工具變量法，控制不可觀測(cè)的隨時(shí)間改變的解釋變量對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，通過實(shí)證分析改水對(duì)兒童年齡別身高的影響。同時(shí)探究在中國(guó)情境下，母親受教育程度及家庭收入對(duì)改水項(xiàng)目健康效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)、變量與方法

1.數(shù)據(jù)來源

本文選取的數(shù)據(jù)來源于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS），該調(diào)查是由美國(guó)北卡羅來納大學(xué)人口研究中心、中國(guó)疾病預(yù)防與控制中心以及中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與食品安全研究所聯(lián)合進(jìn)行的抽樣調(diào)查。CHNS的抽樣選取了多階段隨機(jī)整群抽樣的方法，調(diào)查的目標(biāo)總體為9個(gè)省份①2011年CHNS的調(diào)查地新增了北京、上海、重慶3個(gè)直轄市，但考慮本文僅使用追蹤樣本進(jìn)行分析，因此并不包括上述3個(gè)調(diào)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(nèi)的所有成員，代表了不同地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的樣本情況。抽樣第一階段在9個(gè)省內(nèi)各隨機(jī)抽取4個(gè)縣，第二階段從所選的縣內(nèi)抽取約10個(gè)村、居委會(huì)。最后在每個(gè)村居中選取僅20個(gè)家庭戶進(jìn)行調(diào)查。該數(shù)據(jù)庫在1989年建立并在隨后的1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009及2011年分別進(jìn)行了跟蹤調(diào)查及數(shù)據(jù)的收集，具有較好的數(shù)據(jù)連續(xù)性。調(diào)查內(nèi)容涉及住戶及家庭成員的人口學(xué)背景、社會(huì)經(jīng)濟(jì)情況、營(yíng)養(yǎng)與健康信息，包含對(duì)身高、體重等人體測(cè)量指標(biāo)的詳細(xì)記錄，為本研究提供了有力的數(shù)據(jù)支持。

為探究改水項(xiàng)目對(duì)兒童健康的影響，本文以0-18歲兒童及青少年為研究對(duì)象，包含了除1989年外8個(gè)年度中的樣本②1989年的問卷中未包含是否參加醫(yī)保等變量信息，因此本研究并未包含此年度數(shù)據(jù)。。由于自90年代以來改水項(xiàng)目主要在農(nóng)村施行，因此本文僅納入了農(nóng)村調(diào)查點(diǎn)的樣本。剔除僅有一期數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)缺失的無效數(shù)據(jù)后，經(jīng)整理有效樣本為3 342個(gè)，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(nèi)自來水。

2.變量

本文研究?jī)和】?，使用兒童年齡別身高來反映兒童的長(zhǎng)期健康水平。兒童身高是人力資本和個(gè)體發(fā)展的重要指標(biāo)，標(biāo)志著兒童營(yíng)養(yǎng)與健康的水平，對(duì)成年后的勞動(dòng)生產(chǎn)力與健康有長(zhǎng)遠(yuǎn)影響，［36］常被用作衡量?jī)和L(zhǎng)期健康水平。［37］在操作層面，本文使用國(guó)際通用的年齡別身高Z評(píng)分（HAZ）并依據(jù)世界衛(wèi)生組織提供的0-18歲兒童及青少年的身高的換算標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行計(jì)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(gè)問題③另還有問題詢問“取水時(shí)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(guān)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?？紤]一些受訪者并不知道飲用水的實(shí)際水源，由此可能產(chǎn)生測(cè)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(gè)選項(xiàng)：室內(nèi)自來水、院內(nèi)自來水、院內(nèi)井水和其他地方?？紤]室內(nèi)自來水取用更方便，水質(zhì)污染程度較低，最能體現(xiàn)改水成效，本文將改水情況處理為二分變量，其中“室內(nèi)自來水”=1，“其他選項(xiàng)”=0，采用室內(nèi)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(duì)改水的健康效益產(chǎn)生調(diào)節(jié)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(yīng)模型中，由于本文樣本的母親受教育程度隨時(shí)間變化較小，直接納入模型不能得到有效估計(jì)，因此考慮將母親受教育程度作為分類變量進(jìn)行處理，將受教育程度為小學(xué)以上定義為1，小學(xué)及以下定義為0，以此作為樣本的分類標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)兩組樣本分別進(jìn)行回歸。

改水的健康效益可能在處于不同社會(huì)、經(jīng)濟(jì)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(biāo)，由于公共衛(wèi)生、基礎(chǔ)設(shè)施的投入可以帶來健康收益，因此對(duì)衛(wèi)生設(shè)施的消費(fèi)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(shí)，本文考慮家庭收入對(duì)兒童健康的調(diào)節(jié)效應(yīng)，納入了家庭收入與改水情況的交互變量。

此外，借鑒以往對(duì)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(huán)境、社區(qū)環(huán)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(xué)以上定義為1，小學(xué)及以下定義為0）、父母是否有工作、家庭成員數(shù)量、兒童是否在學(xué)、社區(qū)是否有公共浴室、社區(qū)是否通公路、社區(qū)是否通電等控制變量。針對(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要解釋變量與控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.實(shí)證模型

由于CHNS為連續(xù)性追蹤調(diào)查，提供了同一個(gè)體的多期數(shù)據(jù)，因此利用面板數(shù)據(jù)能更有效地評(píng)估改水項(xiàng)目的實(shí)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(gè)體特征可能存在相關(guān)性，例如父母的健康意識(shí)更強(qiáng)，更傾向于增加對(duì)健康的投資，更有可能在家中安裝凈水設(shè)備，同時(shí)保證兒童營(yíng)養(yǎng)水平。因此，為了更準(zhǔn)確衡量改水對(duì)兒童的健康效益，本文在混合面板OLS回歸的基礎(chǔ)上，采取固定效應(yīng)模型進(jìn)行分析以排除非觀測(cè)異質(zhì)性誤差。［39］在因變量為連續(xù)變量年齡別身高Z評(píng)分的模型中本文選取了傳統(tǒng)的個(gè)體固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。模型設(shè)定形式如下：

其中，yit為個(gè)體i在年份t的年齡別身高Z評(píng)分，Wit為個(gè)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(gè)人遺傳因素與稟賦，xit3為家庭因素，xit4為社區(qū)環(huán)境因素，ai為個(gè)體固定效應(yīng)，uit為特異誤差。

另外，改水的健康效益可能會(huì)受到家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的調(diào)節(jié)作用，母親的受教育程度與家庭收入都可能對(duì)兒童健康產(chǎn)生影響。對(duì)調(diào)節(jié)變量進(jìn)行估計(jì)通常采用在模型中加入交互項(xiàng)的方法，然而如果在同一個(gè)體不同時(shí)點(diǎn)上自變量取值的變化不大，那么固定效應(yīng)估計(jì)將很不精準(zhǔn)，對(duì)于已婚、已就業(yè)的女性而言，其受教育程度一般不隨時(shí)間發(fā)生改變，對(duì)本研究樣本而言，約93%的母親受教育程度與上一次調(diào)查的受教育程度一致，因此利用傳統(tǒng)固定效應(yīng)模型不能將母親受教育水平作為自變量對(duì)其影響進(jìn)行有效估計(jì)。［39-40］為進(jìn)一步探究母親受教育水平的調(diào)節(jié)作用，本文將樣本按照母親受教育程度分為小學(xué)以上和小學(xué)及以下分別進(jìn)行回歸分析。

為更好衡量家庭收入對(duì)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(xiàng)。當(dāng)改水對(duì)不同收入家庭的兒童產(chǎn)生同等健康效益時(shí)，交互項(xiàng)系數(shù)應(yīng)不顯著。若交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，即當(dāng)收入水平更高時(shí)改水對(duì)兒童健康的促進(jìn)效應(yīng)更大，此時(shí)改水進(jìn)一步增加了不同收入家庭兒童健康水平的差距。若交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)則說明改水對(duì)處于低家庭收入的兒童會(huì)產(chǎn)生更大的健康效益，這說明改水有助于縮小不同收入的農(nóng)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(jìn)資源的公平分配。

此外，固定效應(yīng)模型假定特異誤差uit與所有時(shí)期的每個(gè)解釋變量都無關(guān)，然而在遺漏變量中很可能存在時(shí)變變量，［39］比如家庭成員接受健康教育宣傳的次數(shù)可能隨時(shí)間而改變，該因素可能同時(shí)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(jìn)行控制可能仍然存在內(nèi)生性。［24］［41］選取與家庭是否改水相關(guān)但與兒童健康無關(guān)的工具變量進(jìn)行估計(jì)是控制內(nèi)生性的常用方法。個(gè)體層面的內(nèi)生變量常采用在社區(qū)層面尋其工具變量的做法，其有效性已經(jīng)得到廣泛驗(yàn)證。［38］［42］本文選取家庭戶所在社區(qū)其他家庭的改水比例作為工具變量對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行糾正，原因如下：一方面，通過文獻(xiàn)可知，改水對(duì)健康的影響路徑主要體現(xiàn)在水源水質(zhì)的提升、可及性增強(qiáng)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(qū)整體的改水進(jìn)程與政策緊密相關(guān)，政策決策對(duì)個(gè)體健康水平?jīng)]有直接影響，因此，可認(rèn)為社區(qū)中其他家庭戶是否改水具有較強(qiáng)外生性；另一方面，自來水廠的建立與供水系統(tǒng)的改造作為公共物品往往是社區(qū)層面的決策，另外鄰里間的互動(dòng)以及信息在社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中的傳播也可能改變個(gè)體行為，因此家庭是否改水與社區(qū)中其他家庭是否改水密切相關(guān)。由于本研究采用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，而傳統(tǒng)的工具變量回歸可能存在時(shí)間序列相關(guān)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(shù)據(jù)估計(jì)量進(jìn)行分析，對(duì)固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。［43］

四、描述分析結(jié)果

1.1990-2014年我國(guó)農(nóng)村改水情況

本文結(jié)合《中國(guó)衛(wèi)生和計(jì)劃生育統(tǒng)計(jì)年鑒》①在2013年之前為《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》。及CHNS數(shù)據(jù)分年份對(duì)反映農(nóng)村改水情況的指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，分析我國(guó)20世紀(jì)90年代以來農(nóng)村改水發(fā)展變化趨勢(shì)。其中“已改水受益人口占農(nóng)村人口比重”及“飲用自來水人口占農(nóng)村人口比重”兩指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于1991年至2015年的統(tǒng)計(jì)年鑒?！耙迅乃芤嫒丝谡嫁r(nóng)村人口比重”是指各種農(nóng)村改水類型的受益人口占農(nóng)村總?cè)丝诘谋戎亍Ｆ渲懈乃绞桨ㄗ詠硭?、手壓機(jī)井、雨水收集和其他農(nóng)村飲水改善方式。“飲用自來水人口占農(nóng)村人口比重”中的自來水是指農(nóng)村逐年建成的能夠進(jìn)行水源處理的農(nóng)村自來水廠、抽取地下水直供農(nóng)戶的供水站、引山泉水貯存儲(chǔ)水池管道供水的水站?！帮嬘檬覂?nèi)自來水人口占調(diào)查對(duì)象比重”數(shù)據(jù)來源于CHNS，針對(duì)問題“你家的飲用水是通過什么方式得到的？”回答“室內(nèi)飲用水”的樣本占比。

如圖1所示，“已改水受益人口占農(nóng)村人口比重”“飲用自來水人口占農(nóng)村人口比重”以及“飲用室內(nèi)自來水人口占調(diào)查對(duì)象比重”三個(gè)指標(biāo)均隨年份呈現(xiàn)增長(zhǎng)趨勢(shì)，其中飲用自來水人口占農(nóng)村人口比重從1990年的30.7%增長(zhǎng)到2014年的79.0%，漲幅約為157.3%?？梢婋S著我國(guó)改水項(xiàng)目在農(nóng)村地區(qū)的推行和我國(guó)農(nóng)村地區(qū)人口生活水平的提升與健康意識(shí)的增強(qiáng)，越來越多農(nóng)村人口可以使用更為安全、衛(wèi)生的水源。其中統(tǒng)計(jì)年鑒與CHNS關(guān)于飲用自來水的指標(biāo)從水平到趨勢(shì)基本保持一致，說明CHNS有關(guān)改水情況的數(shù)據(jù)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(nóng)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(dá)到較高水平，因此自2000年之后該指標(biāo)增速放緩。相比而言，飲用自來水占農(nóng)村人口比重的增長(zhǎng)趨勢(shì)較為穩(wěn)定，但總體上20世紀(jì)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(guó)改水的突破性發(fā)展時(shí)期，隨著對(duì)飲用水安全的重視以及對(duì)農(nóng)村改水的投入增加，我國(guó)農(nóng)村安全飲水條件得到極大改善。另一方面，進(jìn)入新千年改水工作的關(guān)鍵已不再為是否改水，而是改水類型的結(jié)構(gòu)性調(diào)整。由原來較為基礎(chǔ)簡(jiǎn)陋的飲水設(shè)施改為采用更為科學(xué)衛(wèi)生的飲水改善方式，農(nóng)村人口不僅擺脫了直接飲用地表水、土井水的狀態(tài)，還使用上了更為方便、安全的自來水。

2.我國(guó)農(nóng)村兒童健康狀況

本文使用兒童年齡別身高Z評(píng)分（HAZ）來反映我國(guó)農(nóng)村兒童總體健康水平與營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)的變化趨勢(shì)。如圖2所示，總體來看我國(guó)農(nóng)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(wèi)生條件的改善，我國(guó)農(nóng)村兒童的營(yíng)養(yǎng)狀態(tài)逐漸改善，健康水平穩(wěn)步提升。

為探究改水對(duì)于兒童健康的影響，本文還呈現(xiàn)了分改水情況的農(nóng)村兒童生長(zhǎng)遲緩比重變化趨勢(shì)?？梢园l(fā)現(xiàn)除2011年外，無論兒童家庭是否改水，兒童的HAZ總體上都呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，但在每個(gè)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(yíng)養(yǎng)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(duì)兒童健康存在促進(jìn)作用。

圖1 1990-2014年我國(guó)農(nóng)村改水受益人口情況

圖2 1991-2011年分改水情況我國(guó)農(nóng)村兒童年齡別身高Z評(píng)分

五、實(shí)證分析結(jié)果

1.改水對(duì)農(nóng)村兒童健康的影響

表2呈現(xiàn)了改水情況對(duì)兒童健康影響的回歸結(jié)果。其中，模型（1）采用了混合面板回歸模型并納入隨時(shí)間改變及不隨時(shí)間改變的控制變量。模型（2）考慮了遺漏變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，采用了個(gè)體固定效應(yīng)模型并在模型中剔除了基本不隨時(shí)間變化的變量。由于模型因變量為連續(xù)變量——兒童的年齡別身高Z評(píng)分，因此利用OLS回歸估計(jì)兒童長(zhǎng)期健康水平。

回歸結(jié)果顯示關(guān)鍵解釋變量是否改水的效應(yīng)十分顯著，相比于未改水家庭，改水家庭的兒童身高更高，營(yíng)養(yǎng)狀況和長(zhǎng)期健康水平更好。然而由于模型未控制與個(gè)體相關(guān)且不隨時(shí)間改變的遺漏變量情況（例如家庭的健康觀念、健康知識(shí)、育兒觀念等因素都可能對(duì)誤差項(xiàng)產(chǎn)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(yīng)，結(jié)果僅作為后續(xù)回歸分析的參照。而模型（2）中通過控制個(gè)體固定效應(yīng)可以較好地解決不隨時(shí)間改變的遺漏變量問題，通過估計(jì)可以發(fā)現(xiàn)在消除非觀測(cè)效應(yīng)之后，家庭內(nèi)部是否改水對(duì)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(píng)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(gè)體遺傳、家庭條件等因素之后，家中是否安裝自來水設(shè)備仍可以較好地解釋兒童身高的差異。這與此前來自各國(guó)的證據(jù)相一致，［3］［5］［21］飲水的安全性和質(zhì)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(qū)環(huán)境因素也對(duì)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(xiàn)顯著正相關(guān)，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(huì)顯著增加。家庭收入也對(duì)兒童健康具有較為顯著的影響且模型（1）、（2）結(jié)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(píng)分顯著低于高收入家庭，可見家庭收入對(duì)兒童健康存在直接影響。另外，父母身高、兒童是否參加醫(yī)保都與兒童身高相關(guān)性較強(qiáng)，印證了以往研究的結(jié)論。［10］［38］

表2 改水對(duì)農(nóng)村兒童健康的影響

2.母親受教育程度、家庭收入的調(diào)節(jié)作用

現(xiàn)有研究表明母親的受教育程度可能對(duì)改水的健康效益產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，但作用方向尚不確定。各國(guó)水質(zhì)、改水技術(shù)和文化的差異可能是作用機(jī)制不同的原因，本節(jié)將利用中國(guó)農(nóng)村兒童的數(shù)據(jù)，對(duì)母親受教育程度的調(diào)節(jié)作用方向及機(jī)制進(jìn)行分析。由于已生育女性的受教育水平隨時(shí)間的變化程度較小，因此本文并未在固定效應(yīng)模型中直接納入母親教育相關(guān)變量，而采用按母親受教育程度分樣本對(duì)兒童身高進(jìn)行回歸分析，以探究母親受教育程度對(duì)改水健康效益的影響。表3中模型（3）與模型（4）顯示了個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。其中，模型（3）中兒童樣本的母親受教育程度為小學(xué)以上，模型（4）則為母親受教育程度為小學(xué)及以下的兒童樣本。以小學(xué)受教育程度為分界點(diǎn)主要考慮小學(xué)是基礎(chǔ)教育的重要組成部分，通過小學(xué)教育可以獲得基本的閱讀能力以及獲取健康相關(guān)知識(shí)的基本能力；同時(shí)也考慮了母親受教育年限變量的分布情況，分樣本進(jìn)行回歸時(shí)兩樣本規(guī)模相差較小，更具有可比性。

模型結(jié)果顯示對(duì)于母親受教育程度為小學(xué)以上的兒童，家庭改水對(duì)兒童身高影響顯著，相比于家中無室內(nèi)自來水的兒童，家中有室內(nèi)自來水的兒童年齡別身高Z評(píng)分將增加0.131，即改水帶來了較為明顯的健康效益。而對(duì)于母親受教育程度較低的兒童樣本，改水對(duì)兒童年齡別身高Z評(píng)分僅在10%的水平上顯著且家中有室內(nèi)自來水僅使兒童身高Z評(píng)分增長(zhǎng)0.065?？梢?，母親的受教育程度對(duì)改水能否為兒童帶來健康效益密切相關(guān)，母親受教育水平在小學(xué)以上的兒童更能從改水項(xiàng)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(xiàng)來驗(yàn)證家庭收入對(duì)改水健康效益的調(diào)節(jié)作用。本文在模型（2）的基礎(chǔ)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(duì)健康的影響仍然顯著，其交互項(xiàng)在0.01的水平顯著為負(fù)，說明在其他條件一定的情況下，相對(duì)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(píng)分，促進(jìn)弱勢(shì)兒童的長(zhǎng)期健康水平。

表3 不同母親受教育程度、家庭收入對(duì)改水健康效益的影響

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于固定效應(yīng)模型無法解決隨時(shí)間改變的遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題，為了一致地估計(jì)參數(shù)，可將面板數(shù)據(jù)方法與工具變量估計(jì)進(jìn)行結(jié)合，［39］以獲得更為穩(wěn)健的結(jié)論。本文選擇社區(qū)層面的自來水普及率作為家庭戶室內(nèi)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(duì)模型（2）至模型（5）進(jìn)行的重新估計(jì)。

為驗(yàn)證回歸結(jié)果是否可靠，需要對(duì)回歸模型的基本假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)模型（2）與模型（6）進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)P值小于0.01，說明家庭是否安裝自來水是內(nèi)生的，前述使用固定效應(yīng)模型估計(jì)出的結(jié)果有偏，因此利用工具變量法可以對(duì)模型結(jié)果進(jìn)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(duì)內(nèi)生變量的回歸分析初步判斷弱工具變量問題。估計(jì)結(jié)果顯示家庭戶內(nèi)是否安裝自來水與社區(qū)中自來水普及率顯著相關(guān)，由此可以認(rèn)為弱工具變量問題并不嚴(yán)重。第二階段的估計(jì)結(jié)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(nèi)生性之后，戶內(nèi)安裝自來水對(duì)于兒童健康的正向促進(jìn)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(qiáng)外生性，選擇較為合理。

本文還對(duì)模型（3）至模型（5）應(yīng)用工具變量法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，盡管模型（8）顯示，應(yīng)用工具變量法后，在母親受教育程度為小學(xué)及以下的兒童中，改水對(duì)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(shù)仍然低于母親受教育程度較高的兒童，因此改水更能促進(jìn)后者的健康水平。模型（9）則表明無論是改水對(duì)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(yàn)證了之前得到的研究結(jié)論。為進(jìn)一步驗(yàn)證改水對(duì)低收入家庭的作用，本文還對(duì)家庭收入最低的25%樣本進(jìn)行分樣本回歸（模型10），發(fā)現(xiàn)室內(nèi)自來水對(duì)兒童的健康影響在0.001的水平上顯著，且回歸系數(shù)大于全樣本回歸，進(jìn)一步驗(yàn)證了改水對(duì)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(jì)結(jié)果

六、結(jié)論與討論

農(nóng)村改水項(xiàng)目是近30年來農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重要組成部分，是我國(guó)提升國(guó)民整體健康水平的重要舉措，然而改水項(xiàng)目產(chǎn)生的健康效益還未得到清晰、系統(tǒng)、量化的認(rèn)識(shí)。本研究的主要貢獻(xiàn)在于填補(bǔ)了此前的研究空白，針對(duì)改水項(xiàng)目對(duì)兒童健康的影響進(jìn)行評(píng)估，利用CHNS 1991年到2011年的縱向追蹤數(shù)據(jù)，結(jié)合工具變量法克服內(nèi)生偏誤。在分析了全人群的基礎(chǔ)上，本文還進(jìn)一步聚焦不同人群中健康效應(yīng)的差異，深化對(duì)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(huì)效益提供了參考。分析結(jié)果顯示整體而言，農(nóng)村改水對(duì)兒童健康具有正向促進(jìn)作用，改水的健康效益尤其體現(xiàn)在母親受教育程度更高、家庭收入較低的兒童中。

本文結(jié)論呼應(yīng)了以往針對(duì)發(fā)展中國(guó)家改水項(xiàng)目的研究，飲用水質(zhì)量對(duì)兒童健康十分重要。［21-22］通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)可知：一方面，安裝室內(nèi)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(nèi)自來水增強(qiáng)了飲用水可及性，方便日常清潔行為，有助于兒童養(yǎng)成良好的衛(wèi)生習(xí)慣，從而改善兒童營(yíng)養(yǎng)水平，促進(jìn)兒童長(zhǎng)期健康。長(zhǎng)期以來我國(guó)通過建設(shè)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(zhì)，保障飲水安全衛(wèi)生。本文通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)在控制了潛在內(nèi)生性的基礎(chǔ)上，安裝室內(nèi)自來水設(shè)備對(duì)改善兒童健康具有顯著作用。這說明我國(guó)農(nóng)村改水具有廣泛的健康效益。

本研究還發(fā)現(xiàn)改水項(xiàng)目的健康效益在不同人群中存在異質(zhì)性，母親受教育程度更高的兒童更能通過農(nóng)村改水受益。世界銀行針對(duì)印度的研究表明由于受教育程度高的家長(zhǎng)具備更多的健康知識(shí)，能夠提高健康投入的生產(chǎn)率，同時(shí)也更注重兒童健康，更充分合理利用健康項(xiàng)目，因此，更能有效地促進(jìn)兒童健康水平。［3］［44］在改水項(xiàng)目中，自來水可及性的提高并不意味著衛(wèi)生設(shè)施一定會(huì)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(shí)，能給予兒童更為科學(xué)有效的照料，幫助兒童養(yǎng)成更好的衛(wèi)生習(xí)慣，從而使自來水設(shè)備發(fā)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(guān)鍵。［45］在我國(guó)農(nóng)村地區(qū)自來水的水質(zhì)可能仍然達(dá)不到較高的衛(wèi)生標(biāo)準(zhǔn)，因此對(duì)飲用水進(jìn)行預(yù)處理尤為關(guān)鍵。受教育程度較高的母親往往具有更多的健康知識(shí)，會(huì)對(duì)水源的質(zhì)量做出更為準(zhǔn)確的判斷，［24］并通過對(duì)自來水進(jìn)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(duì)進(jìn)一步提升改水項(xiàng)目的健康效益具有輔助作用。

本研究還發(fā)現(xiàn)改水項(xiàng)目更能促進(jìn)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(jīng)擁有更有效的凈水設(shè)備，更潔凈的家庭衛(wèi)生環(huán)境，能為兒童提供更好的營(yíng)養(yǎng)水平以增強(qiáng)兒童的抵抗力。而收入較低的家庭居住環(huán)境相對(duì)更為惡劣，飲水安全水平更低，因此國(guó)家對(duì)于改水項(xiàng)目的投入讓低收入家庭有能力接觸到方便、衛(wèi)生的水源，對(duì)低收入家庭兒童更具有重要意義。可見將農(nóng)村改水與扶貧項(xiàng)目相結(jié)合，將低收入家庭作為改水項(xiàng)目的實(shí)施重點(diǎn)，增加對(duì)低收入家庭改水的投入，更能提高改水項(xiàng)目的收效，不僅有助于提升重點(diǎn)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(huì)效益。

本研究具有較強(qiáng)的政策意義。首先，鑒于改水對(duì)兒童健康的積極作用，我國(guó)仍需繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)村地區(qū)飲水安全設(shè)施的投入，推進(jìn)供水設(shè)備升級(jí)改造，尤其應(yīng)繼續(xù)提高室內(nèi)自來水的普及率。在此基礎(chǔ)上還應(yīng)繼續(xù)提高水源水質(zhì)，減少水源污染，在提升自來水可及性的同時(shí)讓農(nóng)村居民能真正飲用安全水、放心水。其次，在加大投入的同時(shí)還應(yīng)讓投資更有針對(duì)性，關(guān)注對(duì)改水有更迫切需求的低收入家庭，與各地廣泛實(shí)施的精準(zhǔn)扶貧項(xiàng)目相結(jié)合，最大限度地提升改水投資健康效益。此外，在改進(jìn)供水設(shè)備的同時(shí)還應(yīng)進(jìn)一步提升農(nóng)村女性受教育水平，尤其應(yīng)該普及相關(guān)健康知識(shí)，提高兒童主要照料者的健康知識(shí)水平，從小培養(yǎng)兒童的健康習(xí)慣，通過提升健康知識(shí)水平與增加衛(wèi)生設(shè)施的有機(jī)結(jié)合充分發(fā)揮改水對(duì)健康的促進(jìn)作用。