长期贫困、发展干扰与城乡居民健康

吴华安 胡 静 石智雷

(1.重庆工商大学 长江上游经济研究中心，重庆 400067；2.湖北经济学院 经济与环境资源学院，湖北 武汉430205；3.中南财经政法大学 人口与健康研究中心，湖北 武汉 430073)

一、引言

一般来说，与富人相比，穷人的寿命更短，相同年龄的健康状况会更差。来自不同国家的调查结果也显示，贫困人口更容易表现为预期寿命缩短[1]、与健康相关的死亡率增加[2]、心情抑郁[3]以及疾病和残疾发生率上升[4]等等；而健康的恶化又会带来新的贫困，使得贫困长期持续或者代际传递下去[5]。过去几十年我国经历过长期贫困、不发达以及饥饿状态，通过改革开放实现了社会经济的巨大变迁，很多人的收入和贫困状态曾在生命历程中起伏波动。目前很多成年人，尤其是50岁以上的人口，在早年经历了挨饿或者处于较差的营养环境，随后在成年期家庭经济状况得到根本性改善，营养环境发生巨大变化，部分家庭还实现了社会经济地位的向上流动。但是，早年贫困经历对健康状况是否有着持续的影响？如果有，又是通过怎样的途径发挥作用？目前国内还没有严格意义上的贫困对健康影响效应的研究，更不清楚早年贫困经历以及不同时间长度的贫困如何导致成年后的健康不平等。基于此，本文尝试探寻这种影响及其作用机制。

在健康中国战略和脱贫攻坚的现实背景下，本文可能有三个方面的边际贡献：一是从时间维度刻画经历贫困的长度，考察0～17岁(童年和青少年期)不同长度的贫困经历对成年后健康的影响，侧重考察了长期贫困对健康的影响效应以及贫困对健康的长期影响效应；二是在控制初始健康禀赋、生命历程因素和原生家庭特征等变量的基础上构建长期贫困影响健康模型，并尽可能地控制了贫困因素的内生性问题；三是提出长期贫困的发展干扰假说并进行经验论证，发现了在生命历程中的早年贫困经历会通过教育和职业地位获得等渠道变量影响成年后的健康状况。

二、贫困对健康的影响：文献评述与研究假说

(一)贫困与健康：走出单纯相关分析

早期研究贫困对健康的影响效应是从绝对收入开始的。自Leibenstein发现绝对收入对健康的正向显著影响后，收入是个人健康的决定因素也被来自不同国家不同时期的数据和文献所证实[6]，但收入对健康的影响会随着收入的提高出现递减趋势[7]。而收入差距、相对收入和相对剥夺也逐渐成为研究贫困对健康影响的关键假说。与绝对收入几乎一致的结论不同，收入差距对健康的影响有着不同的结论。一些学者发现，收入差距与健康显著负相关[8]，其对健康的影响存在明显的城乡差异[9]。另外有研究发现，在印度尼西亚一个人的消费支出减半，其患精神疾病的概率会提高6%[10]。随着对贫困的认识和测度不再局限于单一的收入和消费维度，社会经济地位(包括收入、财富、教育和职业等)这一多维度的综合指标出现在对健康梯度的影响研究中，社会经济地位低的人有更差的身体功能、更多的抑郁症状[11]；社会经济地位大幅度向下流动能显著降低人们的健康水平，但将缩小不同社会阶层之间的健康梯度[12]。

为排除健康对贫困的反向因果关系，研究者开始关注家庭收入和父母的社会经济地位对儿童及其成年后的健康状况的影响[13]。而挨饿作为贫困的极端表现，也备受关注[14]。我国1959年的饥荒对经历者产生了严重的健康与经济的影响，特别是早期经历了饥荒的人群在身高、劳动时间供给和收入上均明显低于没有经历饥荒的个体[15]。也有研究发现，早期的儿童营养不良的负面影响可以通过快速的“赶上”得到缓解[16]，但用挨饿测度的贫困对健康的影响效应还需要进行经验验证。

(二)贫困影响健康的内在机制：发展干扰假说

目前贫困影响健康的途径，主要有不良生活习惯、健康资源可获得性和社会资本三种假说。不良生活习惯假说认为，处于贫困状态下的人更容易形成各种不利于健康的生活习惯，如抽烟[17]、酗酒[18]以及喜欢食用高脂肪食物[19]等。健康资源可获得性假说认为，贫困会影响到健康资源利用的不可及和不公平①，如获得医疗保健服务的机会不足[20]、无力支付具有高健康回报率的医疗保健投资[21]等。社会资本假说认为，贫困会导致生活圈固化、社交质量下降与社会资本衰减[22]，而社会资本积累对健康有显著的正向影响[23]，如社会参与度低[24]、贫富分群居住、居住环境脏乱差[25]等这些情况也会导致其健康水平恶化。

来自发展中国家的调查发现，贫困是导致儿童在基础教育阶段辍学的重要因素[26]，较低的受教育程度使其在职业获得和社会竞争中处于不利地位[27](P112—135)，进一步导致不好的生活习惯、劣质的社会网络以及阻碍医疗卫生资源的可获得性。考虑到研究对象(调查时点在50～96岁，其0～17岁正处于1917～1980年)经历贫困的年龄段以及当时我国尚处于社会经济发展水平较低的前工业化社会的特殊性，本文提出长期贫困影响健康的“发展干扰假说”：在生命历程早年经历贫困对个人教育和职业获得带来干扰，进而影响到人们的健康状况，这是长期贫困影响老年健康的重要渠道。

从动态角度看，贫困可分为长期贫困和暂时贫困。虽然经济学界对长期贫困与暂时贫困的界定和度量方法存在一些争议，但用时间维度来考量贫困已成共识。长期贫困的重要特征是关注贫困所持续的时间[28]。目前对贫困的动态变化多为描述性研究[29]，研究长期贫困和暂时贫困对健康影响差异的相对较少。因经历贫困冲击的时间不同，这两类贫困可能会对家庭和个人在资源分配、教育投资和职业发展等决策上产生不同的影响，进而可能导致不同的健康结果。尤其是经历短期贫困还可能出现“赶上”效应使得健康状况下降得以很快缓解，而长期贫困会影响人力资本投资，干扰个人发展路径，对健康可能形成持续累积的负向冲击。

三、研究设计与数据处理

(一)研究设计与模型构建

贫困影响健康的因果识别的关键是解决贫困变量的内生性问题。本文借鉴生命历程理论以及Montez和ayward(2014)的方法[30]，将研究对象设定为50～96岁的中年和老年人，通过识别其年轻时的贫困经历，研究不同时间长度的贫困对健康状况的影响。考虑到中国人的智力和身体发育情况，重点考察被访者0～17岁时的贫困经历。由于贫困经历发生在很多年前，被解释变量是现在的健康状况，当前的健康不会影响几十年前的贫困状况，儿童和青少年对家庭收入一般也没有贡献，因此可以排除反向因果问题。

变量测度误差主要源于对贫困状态的衡量，已有研究主要使用当年家庭收入水平或社会经济地位来衡量。本文的研究对象是中年和老年人，其很难准确记忆当年的收入状况和社会经济地位，且时间跨度较长，难有横向可比性。因此用“早年生命历程的某一时期有无挨饿经历”来测度其当时是否经历了贫困，以减少测量误差。

遗漏变量是要重点解决的问题。贫困与健康的回归模型会经常受到一些难以观测的因素干扰，如基因遗传、个人性格、风险偏好和家庭教养等。这些因素也会同时影响人们的贫困和健康状况[31]。2014年中国健康与养老追踪调查数据(CHARLS)进行的生命历程调查，详细追溯了被访者的工作史、健康史、童年及青少年期的社会经济状况等信息，为本文控制这些干扰因素提供了可能。另外，通过代理变量法来控制被已有文献所证实的影响贫困和健康的潜在遗漏变量，以降低可能存在的估计偏差。

早年贫困经历主要反映了原生家庭的收入水平和社会经济地位，其主要受父母职业、父母受教育程度和家庭内部资源分配策略的影响[32]。这些变量不仅会影响到被访者早年的健康状况，也会影响其子女的教育获得和职业地位，以及被访者当前的经济水平[30]。

在实证中重点控制被访者的初始健康禀赋、生命历程因素和原生家庭特征3组变量。初始健康禀赋包括性别、17岁之前是否生过大病和其母亲是否长寿。生命历程因素包括出生地为农村与城市、受教育程度、就业情况、婚姻情况、当前年龄和当前家庭规模等。因中国传统社会存在严重的重男轻女文化，原生家庭特征引入父亲是否识字、父亲的职业地位和兄弟姐妹数量变量。

在控制上述变量后，本文构建了长期贫困影响健康状况的计量模型②，基本模型设计如下：

Hi=α0+α1Ρi+α2Di+α3Li+α4Gi+μi

(1)

在式(1)中，Hi是被访者的健康状况，Pi是核心变量，即被访者0～17岁时的贫困状况，Di是初始健康禀赋，Li是生命历程因素，Hi是原生家庭特征，μi是随机扰动项。

由于被访者从17岁到调查时点50岁时长33年，这为考察长期贫困对健康状况的影响机制提供了可能。借鉴Tubeuf等(2012)和Ferraro 等(2016)的方法[33][34]，本文构建了4组渠道变量，在式(1)的基础上逐步添加相应的渠道变量。渠道变量的相关模型如下：

Μi=β0+β1Pi+β2Di+β3Li+β4Gi+μi

(2)

Hi=β0+β1Pi+β2Di+β3Li+β4Gi+β5Mi+μi

(3)

(二)主要变量测度方法

1.健康的测度。本文从身体健康和精神健康两个维度来测度人们的健康状况。身体健康用日常生活活动能力损失来衡量，参照国际通用的Barthel指数(简称BI，下同)，并结合中国社会文化习惯改良设计而成，包括洗澡、穿衣、如厕、转移、大小便控制、进食、做饭、整理家务、购物和管理家庭财务等10项评定内容。涉及“没有困难”“有困难但仍可以完成”“有困难需要帮助”“无法完成”4个备选项，分别赋值1、2、3、4③；将这10项评定得分相加，得分越高，表明BI越差④。精神健康用抑郁指数(简称DS，下同)来衡量，借用国际广泛使用的简版流调中心抑郁量表(CES-D-10)。该量表有10道题目，每道题评定一个症状，能分别调查10项症状，可用过去一周内出现相应情况或感觉的频度来评定。按回答结果“不足1天”“1～2天”“3～4天”“5～7天”分别赋值0、1、2、3；可将各项得分相加，总分30分，得分越高者，精神健康状况越差⑤。

2.长期贫困的测度。1995年联合国首次提出了极端贫困(extreme poverty)的概念，将其定义为一种极度缺乏基本生存所需物资的状况，包括缺乏食物、饮用水、卫生设施、住所、医疗、教育和信息。Rowntree(1901)和森(2009)等将“是否能够获得足够的食物(饥饿)”作为绝对贫困的界定指标[36](P30—45)[37](P78—91)。本文的目的是研究经历贫困时间的不同会带来怎样的影响，故用“挨饿”指标衡量贫困。本文将分别考察被访者0～5岁、6～12岁和13～17岁这3个年龄段是否有挨饿经历。根据被访者对这3个年龄段的回答“都没有”“仅有1个”“有2个”“3个都有”，分别赋值为0、1、2、3。这样，随着该指标数值的增大，说明被访者处于贫困的时间越长。

(三)数据和描述性分析

本文的数据来自北京大学国家发展研究院开展的中国健康与养老追踪调查(China Health and Retirement Longitudinal Study,CHARLS)。调查内容包含了个人及家庭成员的基本信息、社会经济活动、健康状况、医疗保险、就业、收入、消费和追溯调查的被访者生命历程信息等。全国基线调查数据于2011年6月到2012年3月份完成，2013年进行了第二期追踪调查，2014年进行了被访对象的生命历程追溯调查。由于本文主要研究早年的贫困经历对当前健康状况的影响，不需考察2011年和2013年追踪调查中核心变量的变化，所以数据分析主要基于2013年中国健康与养老追踪调查(CHARLS)数据，并结合2014年生命历程追溯调查数据。

数据筛选规则如下：剔除掉小于50岁和大于100岁的样本；剔除掉因变量和核心自变量回答不完整的样本；由于使用的变量较多，不同模型中有不同类型的变量缺失，本文将进入核心模型的有效样本量作为数据分析的基础样本。最终获得有效样本15338个，其描述统计结果见表1。

四、经验分析结果

(一)长期贫困对健康的影响效应

本文把控制被访者初始健康禀赋作为模型分析的起点，然后逐步控制被访者的生命历程因素、原生家庭特征等变量，表2是模型(1)～(8)的估计结果。整体来看，早年经历长期贫困对成年后健康状况有着显著的负向影响。在0～17岁，经历挨饿的时间越长，成年后的健康状况就越差。相对于BI，早年经历长期贫困对被访者DS的影响更为明显。

模型(1)显示，当控制了初始健康禀赋后，在0～17岁无论是经历1个阶段还是经历3个阶段挨饿，对被访者成年后BI损失都有显著的正向影响。相对于没有挨饿经历，在0～17岁整个阶段都有挨饿经历使得BI损失指数上升了3.77%(1.508÷40×100%)，且在0.001统计水平上显著。但相对于2个阶段经历挨饿，其中1个阶段经历挨饿对BI的影响更为显著。当进一步在模型(2)中控制了生命历程因素，模型结果发生了较大的变化，有1个阶段和2个阶段经历挨饿的影响系数不再显著，有3个阶段经历挨饿的影响系数减小为0.519(p<0.01)。然后逐步控制原生家庭特征(模型(3))和省域哑变量(模型(4))，模型结果都没有再发生明显的变化。可见，在童年期健康状况相当的群体，早年挨饿经历使他们的BI有了较大幅度的下降，但随后不同的生命历程会对健康产生不同的影响，且早年贫困经历有可能通过以后的生命历程间接影响到中年和老年时的健康。

表1 变量说明与描述统计

注：家庭人均收入为负值表示该家庭有欠债。

和BI的影响稍有不同，不同长度的贫困经历对DS都有正向影响，且都在0.001统计水平上显著。整体来看，长期贫困对DS的影响呈现梯度特征，贫困持续时间越长，DS越严重。模型(5)～(8)(变量控制如模型(1)～(4))皆显示，随着0～17岁经历挨饿时间的增加，被访者的DS指数呈现阶梯状持续上升。具体来看，当控制住初始健康禀赋、生命历程因素和原生家庭特征等变量，在0～17岁有1个、2个和3个阶段经历挨饿的DS指数依次会升高1.73%(0.52÷30×100%，另两个类同)、2.43%、4.22%，且都在0.001统计水平上显著。可见，贫困对健康影响存在纵向的暴露时间累积效应，即经历贫困的时间越长，人们的健康状况越差。分城乡来看，0～17岁经历挨饿对农村居民健康的影响更为明显，而对城市居民健康的影响则相对较弱。

表2 不同长度贫困影响居民健康的回归结果

注： *、**和***分别代表在5%、1%和0.1%的水平上显著；括号中为稳健标准误，下表同。

(二)长期贫困对健康影响的年龄模式

为进一步考察长期贫困对健康影响效应的年龄模式，在表2模型(4)和模型(8)的基础上计算了不同年龄段时经历不同贫困时间长度的身心健康得分(模型预测值)发现，在不同年龄阶段，经历的贫困时期越长，被访者的健康状况越差。随着年龄的增长，被访者的BI损失在快速增加，而DS则呈现缓慢上升趋势。从BI来看，在50～69年龄段，0～17岁有挨饿经历被访者的BI指数都要高于没有挨饿经历的被访者，并伴随着有挨饿经历时间段的延长，和无挨饿经历被访者的BI指数差距在逐步扩大。而在70～79岁年龄段，经历1个和2个阶段挨饿的人群的BI指数和没有挨饿经历人群交汇，随后在80岁以上人群中，经历1个和2个阶段挨饿的人群的BI指数开始低于没有挨饿经历的人群。但3个阶段都经历挨饿人群的BI指数却一直高于其他群体。

随着年龄的增长，经历不同贫困时间长度的被访者的BI和DS都没有明显的收敛特征。图1和图2分别描绘了不同年龄组的贫困与BI、DS指数的关系，从图1和图2中可以看到，随着年龄的增长，尤其是在老年阶段，人们的BI会逐渐衰退，DS也会有所上升，但这些健康因素的生理性衰老并未干扰到早年贫困对健康的影响效应。可见，早年经历贫困对人们成年期及老年期健康状况都有着稳定的负面影响，或者说长期贫困经历可以在整个生命历程形成结构性健康不平等。

图1 不同年龄组的贫困与BI指数

图2 不同年龄组的贫困与DS指数

(三)稳健性检验

首先，借鉴以往常用方法调整因变量的统计口径，将BI指数改用Katz指数(基本日常生活活动能力，简写为ADL)进行衡量⑥，将DS指数改用生活满意度进行衡量，一般认为生活满意度与DS显著负相关，可以换个角度审视DS状况。表3的第(1)、(2)列给出的结果显示，3个阶段都经历挨饿对ADL有显著的正向影响(p<0.01)，1个和2个阶段挨饿的影响系数不显著。不同时期的挨饿经历对被访者生活满意度都有显著的负向影响(p<0.001)，且经历贫困的时间越长，生活满意度越低。这说明模型结果对因变量赋值方式不敏感。

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其次，改变数据的区间，即在模型中把被访者年龄界定的50～96岁调整到40岁～80岁，因为有部分人群衰老和疾病发生会较早。同样可以发现，长期贫困的健康效应依然显著，并且1个和2个阶段挨饿对BI的影响系数变得显著(p<0.05)，且对BI和DS的影响系数都有所增加，说明长期贫困在年龄较早的阶段已开始显现，但伴随着年龄的增长该负面影响有所缓解。

另外，通过随机抽样⑦和选择部分区域的方法，对模型重新进行回归。我国地域广阔，不同区域之间的社会经济水平差异较大，本文选取西部地区作为子样本进行了稳健性分析。结果显示，无论是随机抽取还是选择西部地区作为子样本，贫困时期对BI和DS的影响都有着与主模型基本相同的回归结果。可见，早年经历长期贫困对成年后健康有稳健的负向影响。

表3 贫困影响健康模型的稳健性检验

五、长期贫困影响健康的内在机制：贫困的发展干扰效应

引入的生活方式、社会交际、社会参与、个人发展和社会经济地位等五组变量在解释长期贫困对健康状况的影响中都发挥了作用。已有的国外文献研究发现，生活方式、社会交际和社会参与在解释贫困和健康关系中发挥着重要作用。但本文发现，个人发展和社会经济地位的提升在解释长期贫困对健康影响中却发挥了更为重要的作用。具体来看，在生活方式模块中引入抽烟和酗酒两个变量，总共解释了长期贫困对BI损失作用的2.62%，解释了长期贫困对DS作用的1.28%⑧。医学研究证明，抽烟是导致可预防性死亡的主要原因，而过度饮酒会导致心血管、肝脏等多种疾病[38]。但在本文中抽烟和酗酒等渠道解释作用并不明显，并且酗酒对BI损失和DS都有着显著的负向影响，也就是说酗酒有利于健康状况的改善。为进一步研究，本文将过去一年每天至少喝一次酒界定为酗酒行为，该变量中排除了那些以前喝酒现在已经戒酒的群体，而现在能够每天喝酒的往往是健康状况较好的，并且还有一定的经济能力。而那些因喝酒导致身体健康状况恶化的人，则通过戒酒退出了目前喝酒的队列。同时将是否戒酒引入模型的结果显示，相比没有酗酒行为的人，已经戒酒的人BI损失指数提高4.18%，DS指数提高1.9%。进一步以是否酗酒和抽烟为因变量的实证结果显示，早年挨饿经历对成年后是否喝酒和酗酒都没有显著的影响，但3个时期都有挨饿经历会使抽烟的概率上升了22.35%⑨。也就是说，经历长期贫困的不一定会酗酒，但很可能会抽烟，而抽烟对BI损失和DS的作用相对较小，因此抽烟和酗酒的渠道作用相对较小。

引入社会交际模块的3个变量，均对BI损失和DS有着显著的负向影响，该模块总共解释了长期贫困对BI损失作用的2.92%，解释了长期贫困对DS作用的1.78%。可见，人们增加日常的社会交际能够显著改善健康状况，但对长期贫困影响健康的渠道贡献作用并不大。社会资本理论认为社会网络和社会交际是影响贫困与健康的关键因素[39]，但在我国该因素的作用并不明显。进一步将社会交际的三个变量作为因变量进行logistic回归显示，早年挨饿经历对被访者交友、打牌下棋和帮助他人都没有显著影响。可见，早年经历贫困并未导致成年后在社会交际方面的分化。

引入社会参与模块的3个变量，均对BI损失和DS有着显著的负向影响，该模块总共解释了长期贫困对BI损失作用的7.43%，解释了长期贫困对DS作用的3.35%。相对于社会交往模块，社会参与模块对长期贫困影响健康的渠道解释力要强一些。其中健身运动对健康状况的作用力最大，过去一个月如果有跳舞、健身或练气功等活动可以使得BI损失指数降低3.86%，DS指数下降4.83%，且都在0.001统计水平上显著。另外，被访者平时多参加社团组织、社区活动以及上网都有利于缓解BI损失和DS。但在中国，尤其是中老年人参加健身、上网或社团组织的概率非常低。被访者过去一个月有跳舞或健身的占2.79%，过去一个月参加过社团组织的仅占0.8%，过去一个月有上网经历的占0.9%，在区分是否经历长期贫困的各分组之间也没有明显的差异。

在个人发展模块引入受教育年限和职业两个变量，均对BI损失和DS有着显著的负向影响，该模块总共解释了长期贫困对BI损失作用的23.91%，解释了长期贫困对DS作用的9.83%。分因素来看，受教育年限每增加一年，被访者BI损失指数就会下降0.26%，DS指数就会下降0.28%。相比于务农，从事非农就业的BI损失指数会下降2.1%，DS指数会下降2.39%。进一步分析显示，在0～17岁没有挨饿经历的平均受教育年限为5.88年，随着经历挨饿时间的延长受教育年限逐渐缩短，在3个阶段都经历挨饿的平均受教育年限仅为4.02年。另外，随着经历挨饿时间的延长，被访者以后从事非农就业机会也在降低，没有挨饿经历且从事非农就业的概率达60%，而3个阶段都经历挨饿且从事非农就业的概率只有43.16%。可见，在人生的早年阶段经历长期贫困会剥夺人们教育获得的权利和机会，进而之也会阻碍其以后的职业地位获得，由此导致中年、老年时期健康状况下降。这也验证了本文提出的“长期贫困的发展干扰假说”。

健康资源可获得性模块总共解释了长期贫困对BI损失作用的17.2%，对DS作用的5.27%，也是长期贫困影响健康的重要渠道变量。和个人发展模块指标不同，该模块实质上反映了子女的社会经济地位，同时体现了50岁以上人群当前的健康资源可获得性的能力。子女收入水平较低，老年人能获得的医疗资源就会较少，生病时也很有可能不去医院或者不能获得及时医治。而结果显示，家庭人均收入每增加1%，被访者BI损失会降低0.48%，DS指数会降低0.4%。相对经济地位每提高1个单位，被访者BI损失会降低2.15%，DS指数会降低4.72%。有趣的是，以发达国家为对象的研究中，往往将是否获得国家的福利作为改善健康状况的指标，但在本文中，如果该被访者是被政府认定的低保户，其BI损失反而会提高4.87%，DS也会提高4.94%。原因在于，贫困并不是认定低保户的唯一指标，往往那些家境贫困且健康状况不佳的居民更容易获得低保指标。

六、结论与讨论

本文基于2013年和2014年中国健康与养老追踪调查数据，以0～17岁的挨饿经历来衡量不同时间长度的贫困，进而考察长期贫困对身体健康和精神健康的影响效应。研究结果表明，有挨饿经历会显著降低50岁以上成年人的健康状况，伴随着贫困时间的延长，被访者抑郁情绪将明显上升，但只有超过12年处于贫困状态才会对日常生活活动能力产生负面影响。在控制了初始健康禀赋、生命历程因素和原生家庭特征等变量后，可以判断长期贫困对健康的影响存在显著的因果属性。为了保证计量结果的稳健性，本文还分别使用调整因变量的统计口径、改变数据区间、改变地区区域和随机筛选部分子样本等方式重新对模型进行回归，结果表明，长期贫困对成年人身体健康和精神健康的影响效果都是较为稳健的。

本文在利用渠道变量法分析长期贫困影响健康的作用机制时发现，生活方式、社会交际和社会参与对长期贫困影响健康的渠道作用相对较小，而个人发展和子女的社会经济地位是解释长期贫困影响健康的重要渠道变量。早年经历长期贫困首先降低被访者的受教育机会和能力，然后进一步阻碍成年后的职业地位获得，并且这种贫困还会代际传递下去，影响子女的职业和社会经济地位。被访者不能获得很好的教育和职业地位，进而降低收入和福利水平，也难以保证成年时期摄取充足的营养和医疗服务资源；而子女的社会经济地位较低，会影响父母晚年的卫生环境和医疗服务资源的可获得性，也会降低其父母老年健康水平。这便是本文提出的早年经历长期贫困带来的持续累积，进而影响成年后健康状况的发展干扰效应。

改革开放之后，我们党对我国社会主义现代化建设做出战略安排，提出“三步走”战略目标。解决人民温饱问题、人民生活总体上达到小康水平这两个目标已提前实现。但目前我国仍存在一定数量的贫困人口，为确保到2020年我国现行标准下农村贫困人口实现脱贫，贫困县全部摘帽，解决区域性整体贫困，坚决打赢脱贫攻坚战，仍有许多工作要做。在国家扶贫脱贫的攻坚时期，本文提出的研究假说的政策含义是，精准扶贫和精准脱贫的关键，不单单是提高社会经济地位较低群体的收入，更为重要的是要增加教育和医疗卫生资源的公平可及性，把贫困人口全部纳入医疗保障安全网，尽可能防止因贫致病以及贫困的代际传递。

注释：

①在贫困影响健康的研究中，该假说一般作为理论机制，在具体测量中，健康资源可获得性主要由当前收入水平和社会经济地位来做代理变量。可以理解为，贫困人口没有足够的金钱去购买必要的或优质的健康服务。

②也有可能存在死亡选择效应，长期贫困导致健康水平的下降，而随着年龄的增长,健康状况不好的人会率先进入死亡队列。那么式(1)所估计的就是早年长期贫困健康影响效应的下限，因果关系依然得以证实。

③在调查中，如受访者自我评价健康状况良好、没有残疾、慢性病和身体疼痛，并且能够慢跑一公里、爬几层楼和负重10公斤，日常生活活动能力部分就跳过不问。在数据处理中将这部分样本赋值为0，即完全能够生活自理。

④日常生活活动能力等级划分标准：0分为完全能自理；1～16分为自理能力轻度损害；17～24分为自理能力中度损害；25～40分为自理能力重度损害。

⑤将CES-D-10量表中的10项得分相加，总分30分。抑郁等级划分标准：小于7分无抑郁症状；8～9分可能有抑郁症状；10分及以上肯定有抑郁症状。

⑥Katz日常生活活动能力指数是由Katz等人设计并制定的语义评定量表。Katz认为功能活动的丧失是根据特定顺序进行的，复杂的功能首先丧失，简单的动作丧失较迟(Katz，1963)。Katz指数可评定96%的ADL能力，是目前应用最广泛的基本日常活动能力评价指数。

⑦在问卷调查过程中，健康自我评价的问题是以随机的形式出现，本文选取随机出现的第二组，作为本文再抽样的样本。

⑨以抽烟、酗酒、社会参与、教育和职业等渠道变量为因变量的回归模型，以贫困经历为核心自变量，控制初始健康禀赋、生命历程变量和原生家庭特征等因素，限于篇幅，机制分析回归结果没有列出，有兴趣的读者可以和作者联系获得。