中国农村儿童健康：家庭及社区影响因素分析*，本文主要内容关键词为：中国农村论文,因素论文,儿童健康论文,家庭论文,社区论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
儿童健康一直是发展中国家健康问题研究的重点，这是因为儿童的健康状况通常被视为反映国民健康状况及生活水平的一个敏感的、重要的指标。发展中国家贫困地区的儿童健康问题普遍存在。De Onis et al.(2000)指出，发展中国家有将近1/3的5岁以下儿童生长迟缓。而儿童时期的健康状况最终会影响个人终身的收入乃至成就(Strauss＆Thomas，1998；Schultz，1999)。
当前，中国大约有3.6亿儿童，其中80％生活在农村，他们代表着中国的未来和无限的发展潜力。随着社会的进步，农村儿童的健康状况得到了明显改善，婴儿死亡率从新中国建立前的约300‰，下降到2002年的33.1‰①。但是，农村地区儿童健康状况与城市地区儿童健康状况相比仍存在较大差距。无论是从死亡率指标(5岁以下儿童死亡率，见图1)还是从儿童生长发育指标(生长发育迟缓率，见图2)来看，农村儿童与城市儿童的健康水平都存在明显差距。
努力提高农村地区儿童健康水平，缩小城乡儿童健康状况的差距，是建设和谐社会的重要内涵。而正确认识中国农村地区儿童健康状况的影响因素，是有效提高农村地区儿童健康水平的前提。本文致力于构建中国农村地区儿童健康状况影响因素模型，通过实证分析农村家庭环境以及社区环境对不同社会经济阶层家庭儿童健康状况的影响，以期能有助于进一步理解目前农村儿童健康状况的影响因素及其存在问题。
图1 1991～2002年中国城乡5岁以下儿童死亡率
资料来源：刘宝等(2005)。
图2 中国城乡5岁以下儿童发育迟缓率
资料来源：刘宝等(2005)。
二、农村儿童健康研究框架：来自家庭和社区的影响
儿童健康不仅是家庭的责任，也是公共卫生领域的重要问题。已有的研究证明，家庭环境和社区环境(包括卫生医疗服务、基础设施等)不但共同影响儿童健康状况，并且相互影响，互为作用。因此，系统理解家庭环境和社区环境对儿童健康的影响以及两者之间的关系，对农村地区儿童健康政策的调整具有重要意义。
对儿童这一特殊群体而言，家庭环境是影响其健康状况的直接因素。大量研究证明，家庭的社会经济特征尤其是家庭收入和母亲受教育程度对儿童健康状况起到明显的促进作用(Edwards＆Grossman，1978)。Behrman(1996)指出，家庭环境对学龄前儿童的健康及营养状况起到最重要的直接影响。一方面，家庭收入的改善会直接增加对儿童营养及生活需求的支付能力。而随着中国城乡二元经济的分化，中国农村地区经济发展迟缓，农民收入增长缓慢，农民人均纯收入自1994年以来增长幅度连续下滑(冉光和等，2005)，这直接影响农户对儿童健康需求的支付能力。并且，农村地区贫富分化严重，农村贫困家庭儿童的健康状况进一步受到经济资源的制约。另一方面，母亲知识水平的提高有助于改进其对儿童的照料行为，能更有效地促进儿童健康。尽管中国农村地区教育事业有了很大发展，但农村妇女的基础教育普及率仍不高，2000年，农村30～49岁女性平均受教育年限为5.52年，58.8％的农村妇女只有小学以下文化程度(宋月萍，2004)。母亲受教育水平的低下将直接影响农村儿童的健康水平。
图3 儿童健康的家庭环境以及社区环境影响机制
儿童对其所处的社区环境非常敏感，尤其是早期阶段的身体发育易受到来自社区环境的影响。Oakley(1989)认为，社区是社会的基本单位，大量的儿童健康投资是通过社区进行的。这里，农村社区环境包括农村社区卫生医疗服务和基础设施两个方面。已有的研究证明，基本卫生医疗服务(孕产服务、基本药物、预防免疫等)的普及极大地提高了儿童的健康状况(Thomas et al.，1996)。同时，农村社区基础设施的改善，例如交通路况、厕所状况、用水状况的改善等，也会对儿童健康状况产生重要影响(Oakley，1989)。一些实证研究也证明，儿童的身高会受到自来水普及的正面影响(Thomas et al.，1996；Thomas & Strauss，1992；Jalan & Ravallion，2003)。
不同社会经济阶层的儿童对社区公共资源具有不同的需求，贫困家庭儿童的健康更需要家庭以外资源的支持；但不同家庭获得社区公共资源的能力存在差异，与富裕家庭以及高文化水平家庭相比，贫困家庭以及低文化水平家庭往往不能主动获取足够的资源以满足儿童健康成长的需要。此时，一个有利于贫困人群的社区环境将对儿童健康水平起到更明显的作用。例如，廉价而广泛的社区公共卫生医疗体系将更有利于儿童成长。从新中国成立到改革开放前，中国农村地区实施的“低水平、广覆盖”合作医疗服务体系，采取技术简单、成本低廉的医疗技术，在经济水平低下的情况下有效地满足了大部分儿童基本生存和发展的需要，被誉为发展中国家基础卫生医疗体系的典范(Halstead，1985)。改革开放以来，农村公共保健网不断萎缩，合作医疗制度迅速衰落，农村医疗服务走向市场化，受经济利益驱动的医疗服务对农村家庭的收入及文化水平提出了更高的要求。尽管农村卫生经费投入和医疗设施建设有所增加，但贫困地区及低文化水平农户难以获取基本的卫生医疗服务和信息，弱势家庭儿童健康的有效需求不足，社区公共资源对儿童健康水平的促进作用遇到瓶颈。中国第三次卫生服务调查发现，农村低收入人群利用公共卫生服务的能力低于高收入人群(卫生部统计信息中心，2004)。在这种情况下，更需要研究目前农村社区基础设施以及卫生医疗服务在促进不同社会经济阶层家庭儿童的健康水平方面是否存在差异，从而增强农村弱势群体对社区公共资源的可获得性。
三、儿童健康实证模型：家庭环境以及社区环境的影响
基于上述讨论，本文构建儿童健康状况影响因素的实证模型。儿童健康状况不仅取决于生物遗传因素，还受到来自家庭、社区等社会经济因素的影响：
H=F(X[，i]，X[，h]，X[，c]，ε)(1)
(1)式表明，儿童健康水平H受到来自个人遗传和禀赋X[，i]，家庭环境X[，h]和社区环境X[，c]的影响。从经济学意义上考量第i个儿童的健康水平H[，i]，可构建如下儿童健康水平影响因素模型：
H[，i]=α+β[，1]X[，i]+β[，2]X[，h]+β[，3]X[，c]+β[，4](X[，h]X[，c])+ε(2)
(2)式中，健康水平H[，i]用儿童按年龄、性别和身高的Z评分(HAZ评分)②代表，以显示儿童的长期健康状况。X[，i]表示儿童个人特征变量(性别虚拟变量，男为1)，并纳入母亲身高变量用以控制生物遗传因素。X[，h]由一组家庭特征变量组成，包括家庭人均收入水平(虚拟变量，1为高于家庭人均收入中位数)、母亲受教育水平(虚拟变量，1为初中以上文化程度)、家庭规模以及是否安装自来水以及卫生厕所等。X[，c]表示社区环境变量，具体包括社区基础设施(以社区交通道路、通讯、用电、文化宣传等基础设施的主成分得分衡量，表1为主成分载荷系数表)③和社区卫生医疗服务(以社区人均医生数量、病床数量代表)。
表1社区基础设施变量的主成分载荷系数表
变量 载荷系数 变量 载荷系数
是否有水泥路 0.46467
是否有电影院 0.53256
是否能接受电报0.62199
是否通电 0.00254
是否有电话0.58401
社区是否有公共汽车站 0.63455
是否有邮局0.45548
附近是否有火车站 0.42838
能否阅读当天报纸 0.55644
是否有公共浴室0.53612
分析社区环境对儿童健康状况的影响，还需要考虑对不同特征人群而言基础设施和卫生医疗服务的可获得性，即考虑不同群体使用公共资源的能力以及公共资源供给的排他性。因此，模型纳入了社区环境与家庭特征的交互项——X[，h]X[，c]，以衡量社区环境对不同收入及受教育水平家庭儿童健康状况影响的程度差异。当
＞0时，社区环境对条件相对优越家庭儿童的健康发展更有效率，说明社区基础设施或卫生医疗服务具有排他性(例如，医疗服务价格过高)；而当＜0时，社区基础设施或卫生医疗服务为弱势家庭所获得，与条件优越的家庭相比，社区资源对弱势家庭儿童的健康状况发挥更大的作用。在交互变量中，X[，h]选取家庭特征中的家庭人均收入水平和母亲受教育水平；X[，c]包括农村社区基础设施主成分得分以及农村社区人均医生数量和人均病床数量。
四、农村儿童健康状况：变量描述
本文所用数据来自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莱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。中国健康与营养调查覆盖了9个省份(广西、贵州、黑龙江、河南、湖北、湖南、江苏、辽宁、山东)，从1989年到2004年一共进行了6次。本文选取2000年调查的农村样本中年龄在0～18周岁的儿童共1710个。依照世界卫生组织的标准，计算中国农村儿童的HAZ评分，发现有55％的农村儿童生长发育迟缓(HAZ评分＜-1)，22.6％的农村儿童发育中度迟缓(HAZ评分＜-2)。图4给出了分年龄、分性别的农村儿童HAZ评分。
图4 2002年中国农村儿童分年龄、分性别HAZ评分情况
资料来源：美国北卡罗莱纳大学人口研究中心、中国疾病预防与控制中心、中国营养与食品安全研究所：《中国健康与营养调查》，2000年。
可见，中国农村儿童在各个年龄段的生长发育状况都低于世界卫生组织推荐的标准人群；分性别来看，男童和女童在3岁之前存在显著差异：女童的健康状况持续恶化，而男童的健康状况持续上升，到4岁之后，两性儿童的健康状况趋于一致。
分析儿童生长的家庭环境因素，只有39.3％的儿童的母亲完成了9年义务教育，有12.2％的母亲从未接受过正规学校教育；另一方面，农村家庭收入偏低，2000年，农村家庭人均年收入只有910元，但分化也十分严重，农村家庭人均收入的基尼系数达到0.4；农村家庭卫生环境也不容乐观，家庭自来水普及率只达到48.6％，只有9％的家庭使用冲水卫生厕所④。
分析农村儿童所在社区的基础设施状况(见表2)，可以看到，虽然农村社区电话接通率很高，但是，社区日常交通以及社区文化建设水平还比较落后，只有52％的社区拥有水泥路，31％的社区能阅读当天日报。从农村社区卫生医疗服务情况来看，农村儿童所在社区的卫生医疗服务资源相对缺乏。2000年，农村平均每千人拥有医生数仅为2.9个，拥有病床2.7张⑤，而且有24.8％的社区没有任何医疗服务机构(包括村诊所、乡医院等)。
表22000年农村社区基础设施建设情况单位：％
能收到 接通附近有 能看当 是否有公共 邻近火 有公共
水泥路
电影院
电报电话 邮局
天报纸 通电汽车站
车站浴室
普及率0.52
0.510.90 0.87
0.31 0350.98 0.650.170.33
资料来源：美国北卡罗莱纳大学人口研究中心、中国疾病预防与控制中心、中国营养与食品安全研究所：《中国健康与营养调查》，2000年。
五、影响儿童健康的家庭和社区环境因素分析
为了系统分析家庭资源以及社区环境对农村儿童健康状况的影响，本文采用聚类回归估计方法(clustered OLS regression)⑥，对农村儿童健康状态(以HAZ评分衡量)的家庭和社区影响因素进行分析，其结果如表3所示。
通过回归结果(模型1)发现，中国农村家庭规模和家庭收入对儿童健康状况具有显著影响，而母亲的受教育水平对儿童健康状况并无明显作用，这可能是因为中国农村妇女受教育水平普遍偏低，无法在整体上明显提高儿童的健康水平。在控制儿童个人和家庭特征后，分析农村社区环境对儿童健康状况的影响，可以发现，农村社区基础设施的完善可以显著促进农村儿童健康成长，但农村社区人均医生拥有量和人均病床数的增加却未能有效提高农村儿童的健康水平。从总体上讲，2000年，农村儿童健康状况的改善主要依靠农村家庭规模的缩小、家庭经济环境的改善以及农村社区基础设施的改进，农村卫生医疗服务投入的增加并未能有效促进农村儿童的健康水平。
为了进一步明确农村弱势家庭对社区基础设施及卫生医疗服务的可获得性，以及基础设施和卫生医疗服务对儿童健康的影响，本文在模型2～7中分别纳入社区环境变量(人均医生数、人均病床数以及基础设施主成分得分)与家庭特征变量(母亲受教育水平及家庭人均收入)的交互项。
考虑农村不同收入水平和文化水平的家庭对社区卫生医疗服务的可获得性，即纳入母亲受教育水平与农村社区人均拥有医生数量(模型2)和人均病床数量(模型3)的交互项，以及家庭人均收入与农村社区人均医生数量(模型5)和人均病床数量(模型6)的交互项，可以发现，社区人均拥有医生数量的增加更有利于母亲受教育水平较高的儿童的健康。在控制其他变量的情况下，社区人均拥有医生数量增加1人，母亲受教育水平较高和母亲受教育水平较低的儿童的HAZ评分差距扩大3.179分；人均病床数量增加1张，该差距扩大2.525分。
同样，富裕家庭和贫困家庭的儿童在获取农村社区卫生医疗服务的能力上也存在明显差异。在其他变量保持不变的情况下，农村人均拥有医生数量增加1个(或人均病床数增加1张)，富裕家庭的儿童的HAZ评分将比贫困家庭的儿童增加2.771分(或2.803分)。可见，农村社区卫生医疗服务在促进高收入以及高文化水平家庭儿童的健康水平上更有效率。随着农村医疗服务的市场化，农村医疗价格上升给农户获取卫生医疗服务的能力设置了更高的门槛，在高价格水平下，卫生医疗服务资源的增加将更有利于改善高收入群体儿童的健康状况；而这种高价格服务的排他性使贫困农户以及低文化水平农户的儿童失去了享受卫生医疗服务的机会和能力，进一步制约了其健康水平的提高，最终会扩大农村内部儿童健康水平的不平等。
与农村社区卫生医疗服务相比，农村社区基础设施则对弱势家庭的儿童的健康水平产生更大的促进作用(模型4以及模型7)。农村基础设施的改善更有利于贫困家庭儿童的HAZ评分的提高。农村社区基础设施的主成分得分提高1分，富裕家庭和贫困家庭儿童的HAZ评分将缩小0.917分。可见，农村基础设施的改善对低收入家庭儿童的健康水平更具促进作用，从而更有利于促进农村儿童健康水平的平等发展。
表3中国农村儿童健康状况影响因素OLS估计结果
模型1
模型2
模型3模型4 模型5
模型6 模型7
家庭(个人)变量
性别 0.092
0.109
0.1040.092 0.095
0.101 0.087
家庭规模 -0.116**-0.12** -0.118** -0.116** -0.117**-0.117** -0.115**
母亲身高 0.068** 0.067** 0.067** 0.068**
0.068** 0.068**
0.068**
母亲教育 0.143
0.085
0.0920.061 0.136
0.135 0.144
家庭收入 0.298** 0.274** 0.280** 0.297**
0.229** 0.231**
0.766**
自来水0.011
0.011
0.0130.013 0.014
0.016 0.015
卫生厕所 0.017
0.029
0.0320.016 0.017
0.017 0.017
社区变量
人均医生数 0.322 -1.432** 0.0510.322-0.033 -0.551 0.351
人均病床数-0.973 -0.710 -1.80** -0.98 -1.061 -0.671-0.984
基础设施建设
0.848** 0.832**.830**0.777 0.843** 0.842**
0.951**
交互变量
教育×人均医生 3.179**
教育×人均病床 2.525**
教育×基础设施 0.168
收入×人均医生2.771**
收入×人均病床2.803**
收入×基础设施 -0.917*
常数项
-11.84**-11.60**-11.66** -11.83** -11.8** -11.81** -11.88**
F统计量
15.11
35.42
13.4613.71 52.32
13.80 14.11
调整的R[2]0.075
0.085
0.0790.075 0.077
0.078 0.076
注：**表示在5％的水平上显著，*表示在10％的水平上显著。
六、结论
本文利用2000年中国健康与营养调查数据分析了影响中国农村儿童健康状况的家庭环境因素和社区环境因素，得出以下结论：总体上讲，2000年，中国农村地区儿童健康状况的改进主要依赖农户家庭经济状况及农村社区基础设施的改进，而农村社区卫生医疗服务资源的投入并没能对儿童的健康水平产生显著影响。
目前，中国农村卫生医疗资源非但未能有效保护农村弱势家庭儿童的健康，甚至存在扩大农村内部儿童健康水平差距的趋势。在原有的乡村公共医疗体系瓦解，新的农村合作医疗体系尚未完全建立起来的情况下，卫生医疗服务对不同社会经济特征的家庭具有不公平的可获得性。要有效促进中国农村儿童的健康水平，就应加强农村社区卫生医疗服务的公平分配，提高弱势家庭儿童享有社区卫生医疗服务的可能性。
*该研究得到日本东北大学社会分层与不平等研究中心21世纪COE项目的部分支持。
注释：
①资料来源：中华人民共和国卫生部编：《中国卫生统计年鉴》，协和医科大学出版社，2004年。
②HAZ评分(height for age z score)是世界卫生组织推荐使用的衡量儿童生长发育迟缓状况的指标，用以反映儿童的长期营养健康状况。该指标计算公式为：
即将所研究的儿童的身高height[，i]与世界卫生组织推荐的标准人群分年龄、分性别平均身高mean[h][，g]进行比较，其值除以世界卫生组织推荐的标准人群分年龄身高的标准差std.dev[h][，g]，从而得出该儿童偏离标准人群的分年龄身高多少个标准差，用以反映儿童长期营养健康状况。HAZ评分为负，表明儿童长期健康状况差于标准人群。如果HAZ评分低于-1，即HAZ评分低于世界卫生组织制定的参照人群中位数的一个标准差以上，该儿童就属于生长发育迟缓；当HAZ评分低于-2，该儿童处于中度生长发育迟缓状态；如果该指标低于-3，该儿童处于重度生长发育迟缓状态。
③本文使用表1中的10个指标，从不同的维度来衡量社区基础设施。但是由于变量数目太多，为简化回归分析，本文使用主成分分析方法，从这10个指标中提取出1个主要变量(社区基础设施主成分得分)，既能反映社区基础设施情况，又能压缩原有数据。
④该部分所使用数据均依据2000年中国健康与营养调查数据计算得出。
⑤按社区居民常去就医的医疗机构医生数量及病床数计算。
⑥由于本研究使用个人、家庭以及社区不同层面的数据，不符合通常回归模型中样本相互独立的假设。因此，本文采纳聚类回归法来控制这种聚类效应(cluster effect)。聚类回归的方法与最小二乘法相似，但是，系数方差的计算依据Huber/White sandwich法，而非OLS传统方法。Huber/White sandwich法允许数据在一个单元(社区)的观察组内相互依存，而在各单元(社区)之间相互独立。