許多的健康經濟學文獻都指出: 乾淨用水對短期個人健康,如死亡率下降 有正面效果。 此外, 一個人在嬰幼兒時期所受到負面健康衝擊, 會藉由改 變人力資本累積的速度,對日後的教育成就、 所得與老年時的健康與壽命 等長期變數產生影響。 本文結合此兩方面的文獻, 以日治時期台灣水道建
設為例,連結1909–1933年日治時期總督府詳盡的疾病、 人口、 水道建設、
公共支出等資料,與1980年的人口普查和1989年的中老年人身心健康調 查,以了解出生時期乾淨用水取得機會的增加,是否會對各類長期變數造 成影響。
本文發現,出生時期水栓供水戶數(每千人),確會對未來長期教育、 健 康、 婚姻等狀況有正面影響。 OLS的結果顯示,每增加一個水栓供水戶數 (每千人),可增加0.056年(0.7個月)的教育年數(總平均為3.7年),也可使 識字、 小學、 國中、 高中、 大學畢業的機率上升0.4%、0.4%、0.5%、0.4%
與0.1%,而這些變數的平均機率依次是56%、52%、11%、5.6%與1.6%。 而在長期健康與婚姻的影響上,每增加一個水栓供水戶數(每千人),老年 時罹患循環不良的機率將下降2.6% (樣本平均為14.7%),消化道潰瘍、 駝 背、 氣喘、 白內障等其他疾病,也有類似的結果。 另外,是否仍維持良好婚
姻狀態(相對於分居、 離婚、 喪偶或從未結婚)的機率也會上升3.1%。而在 水栓戶數對於嬰兒死亡率跟傷寒死亡率此種短期健康影響的迴歸中,雖然 無法得出顯著的效果,但係數的方向仍符合預期。
再者,在OLS估計中,由於遺漏變數與測量誤差所產生的內生性偏誤 問題甚為重要, 因此本文從地方政府預算編列分配的角度出發,以前一年 的營業稅與雜種稅作為水栓供水戶數(每千人)的工具變數,發現前一年平 均每人稅收每增加一圓,會增加隔年水栓供水戶數(每千人)約2.7個, 且 此第一階段迴歸也通過Weak IV測試。 在2SLS的結果上,我們仍發現每 增加一個水栓供水戶數(每千人),則可增加0.081年的教育年數,也可使識 字、 小學、 國中、高中、 大學畢業、 擁有良好婚姻狀況,與無循環不良的機 率上升0.9%、0.8%、0.6%、0.4%、0.08%、9.4%與6.2%,至於在消化道 潰瘍、 駝背、 氣喘、 白內障等其他疾病與嬰兒死亡率跟傷寒死亡率此種短 期健康影響的迴歸中,雖無法得出顯著的效果,但係數的方向仍符合預期。
這些估計也都通過過度認定測試。 另外,我們也從Troesken (2008)所言:
「公共衛生問題越嚴重的地區越有提供乾淨飲水動機」 的低估效果支配了
「某些遺漏變數同時增加乾淨用水與教育和健康程度」 的高估效果, 以及 Angrist (2004)的local treatment effect兩個角度,解釋為何以2SLS法估 計出生時期水栓供水戶數(每千人)的長期效果會比OLS來得大的原因。
最後, 我們也對本文幾個在資料及解釋變數的選取、 係數的詮釋與其 他假設 (alternative hypotheses) 存在的可能性等各個面向的問題,在此說 明討論。
首先,由於我們分析的是1980年的普查資料,在該年之前死亡的人並 不會出現在資料中。 如果嬰幼兒時期的健康衝擊會對壽命有負面效果, 則
出生於1909–1933年,但在1980年前死亡的樣本,可能大都是嬰幼兒時期
面對較差環境(以本文來說, 乾淨用水的比例較少), 教育程度較低者。 此 即Almond (2006)所謂的正向選擇效果(positive selection effect)。 他也提 到,正向選擇會使OLS低估正效果。 即當影響力的下限(lower bound)顯 著為正時,如果我們可以把1980年前死亡的人再加回樣本中,實際的估計 結果應該會更大才是。
另外,由於當時並無平均國民所得概念,本文採只好採用其他學者推估
的平均農業所得作為人均所得的代理變數。 由於此變數無法完全代表實際 所得,也可能造成偏誤。 為求慎重,我們將工具變數中的平均每人營業稅移 為所得的控制變數以代替原先的農業所得,並重新進行分析,以表4最後一 個模型的結果為例,水栓供水戶數(每千人)的係數變為0.043,與原結果無 太大差異, 且仍符合99%的信心水準。 再者,由於須有兩個以上的工具變 數才能進行過度認定的測試,因此權衡得失,仍舊以原有的平均農業所得 當作所得的控制變項。
再者,水栓戶數也可能在新生兒以外的時期造成影響。 因此,我們試著 同時放入出生前一年、 出生當年、 出生後一年的水栓供水戶數(每千人),以 教育年數作為被解釋變數進行分析,結果發現雖然出生前一年的水栓供水 戶數(每千人)的係數變小,但仍然顯著,至於其他兩變數效果則不但不顯 著,估計值也很小(此乃教育年數的OLS分析所得到的結果)。 可見胚胎時 期之水栓戶數的影響力仍最為深遠。
另外, 除了對健康的影響外, 水栓戶數對也有可能透過其他途徑影響 來教育成就。 舉例來說,水栓供水戶數(每千人)高的地區可能會吸引日本 人或是社經地位較高的台灣人遷入,這些家庭背景較好的遷入者可能會對 此區的原本居民帶來正向的同儕效果 (peer effect), 進而提升原本居民的 教育水準。 為了檢測這樣的假說, 我們加入各區的日本人比例當作控制變 數, 以表4最後一個模型為例,水栓供水戶數 (每千人)的係數由0.056降
為0.045,二階段迴歸的結果則由0.081變為0.069。 這可說明即使考慮了
各區移入者所帶來的同儕效果, 乾淨用水之長期效果仍舊存在。 除了上述 的區間遷移外,也有可能出現區內居民由鄉村往市鎮水栓戶數較多地區移 動同時增加此種移入者教育程度的後果。 不過,無論是區間遷移者的同儕 效果,或是區內遷移者所得到的市鎮效果,雖非水道直接改善健康的效果, 但這些遷移乃是因水道建設而來,故應仍可視其為水道的間接效果。
此外,我們亦無法分辨水栓的建設是基於財政收支的增加或是傳染病 的流行。 不過後者會抵消水栓建設所帶來的正向效果,造成估計結果的低 估。 但是此或許亦能用來說明為何二階段迴歸的結果會變大的現象。
另外,有讀者或許也會質疑,是不是還有另一個無法觀察到的變數,同 時影響每人平均稅額、 水栓供水戶數(每千人)與未來的教育、 婚姻、 疾病
等變數, 的確, 依 Murray (2006) 所言, 所有的工具變數很有可能都不是 完全外生性的,我們只能 「將在他們頭上的烏雲盡力趕走」(all instruments arrive on the scene with a dark cloud of invalidity hanging overhead, but researchers should chase away as much of the cloud as they can)。 在本文中 我們依其建議,首先將兩個工具變數當作解釋變數加入原來OLS中,發現 其和被解釋變數間並無顯著相關,再者,結果也通過過度認定測試,最後我 們也參照日治時期的地方財政收支狀況,在迴歸中控制了最有可能影響人 民健康和教育的平均每人衛生及教育費用,這些做法應可以加強我們對工 具變數外生性的信心。
整體來說,本文的結論仍顯示,出生時期乾淨用水取得機會的增加, 除 改善健康資本外,也會透過人力資本累積,對更長期的教育、 健康與婚姻狀 況造成影響。 此一長期的正向影響,不但與眾多文獻的結論一致,也突顯乾 淨用水的效益遠超過以往的想像。 而出生時期的負向健康衝擊影響深遠, 也對目前健康經濟學界對早期幼兒干預政策(early childhood intervention
policy),提供了實證的討論基礎。