有位學者痛心關注今年55-58歲同學的身體健康！

“毛澤東時代的中國沒有三大權力的分立和制衡，卻有三大人禍：1957年

反右，打了三百多萬右派；1958-1960年高舉三面紅旗打了三百多萬右傾

機會主義分子，餓死四千多萬人；1966-1976年文革整了1億多人，其中死

了兩千多萬人。”

     ——  引自馬克思列寧毛潤之鄧小平主義發展的巔峰 —— 三個代表偉大理論原創作者、

   黨和國家三代領導人、堅定的共產主義戰士、當代中國最偉大馬克思主義理論家王滬寧同志

    http://www.chinainperspective.com/ArtShow.aspx?AID=15840

                            狗日的骨氣 

 http://blog.creaders.net/u/10647/201701/279197.html#

    中國大饑荒對健康的長期影響:

出生後12個月內經歷的饑荒越嚴重, 其50歲時的健康越差, 並且越有可能肥

胖。與此相比, 出生後第13～36個月經歷饑荒者並沒有這樣的影響。這說明

只有早期嬰兒階段經歷的饑荒才對成年時期的健康有長期影響。

               來自CHARLS和縣級死亡率歷史數據的證據      馬光榮

內容提要　本文使用CHARLS數據考察了中國1959～1961年大饑荒對饑荒經歷者健康的長期影響,並且利用更精細的縣級死亡率數據,分別構造了人在胎兒和幼兒時期經歷饑荒嚴重程度的指標,考察了“胎兒起源假說”和幼兒健康影響成年健康兩種理論。研究發現,在胎兒時期被饑荒打擊程度嚴重的人,其成年時健康並沒有更差,這可能是由樣本選擇問題所導致的。與此對應,在出生後12個月內的嬰兒期經歷的饑荒越嚴重,其成年時的健康狀況會越差,並且肥胖的概率會越高。出生後第13～36個月經歷饑荒對健康沒有長期影響。

一　引言

20世紀儘管農業技術在世界範圍內有非常顯著的進步,但饑荒並沒有離人類遠去。據統計,20世紀因饑荒死亡的人數比在兩次世界大戰中喪生的總人數還要多(Sen,1981)。中國在20世紀50年代末到60年代初也發生過極為嚴重的饑荒。從

①關於導致中國大饑荒的原因,1959～1961年,估計有1650～3000萬的人死於饑荒。

已有比較豐富的研究成果(LinandYang,2000;LiandYang,2005;范子英和孟令傑,

＊馬光榮:北京大學中國經濟研究中心　北京大學暢春新園二號樓532室　100871　電子信箱:pingqi55@tom.com。

感謝北京大學趙耀輝在數據上給予的支持,感謝黃煒對本文的評論和幫助。當然文責自負。

①關於中國大饑荒中死亡人數的確切數字,現有的研究並沒有一致的結論,但幾乎所有的估計數都在1650～3000萬這個區間之內

(Ashtonetal.,1984;Peng,1987;Riskin,1990;Yao,1999)

期·

馬光榮

2007;Mengetal.,2009)。這些研究大都認為,1958年開始的大躍進運動和計劃經濟時期的糧食徵購制度是導致饑荒發生的關鍵原因。

近年來,在流行病學和健康經濟學領域,越來越多的研究開始關注人在胎兒和幼兒時期健康和發育狀況對成年時期健康的影響。受這些文獻的啟發,Chen和Zhou(2007)、Almond等(2007)以及Meng和Qian(2009)等學者開始關注中國大饑荒對饑荒經歷者健康的長期影響。但是,既有的研究並沒有得出完全一致的結論,除了數據來源不同之外,重要的原因在於如何衡量各個地區饑荒的嚴重程度,如何區分從胎兒到幼兒不同時期所經歷的饑荒嚴重程度,以及樣本選擇偏誤問題。

本文首次利用縣一級饑荒時期的人口死亡率數據,構造了更為細緻的反映人在不同時期經歷饑荒嚴重程度的指標,利用中國健康與養老追蹤調查(CHARLS)數據詳細考察了饑荒對人的健康造成的長期影響。本文的研究發現,在胎兒時期經歷嚴重饑荒的人,其成年時的健康並沒有更差,這可能是由死亡選擇和生育選擇所導致的,因為饑荒中出生的人群其母親生育年齡更低,父母健康狀況相對更好。與此對比,在出生12個月之內的嬰兒期經歷的饑荒越嚴重,其成年健康狀況會越差,並且肥胖的概率會越高。而出生後第13～36個月經歷饑荒的人對長期健康沒有顯著的影響。

本文餘下部分的結構安排為:第二部分是背景介紹,包括中國大饑荒的歷史事實,流行病學和健康經濟學中胎兒和幼兒時期營養不良對健康長期影響的機制,以及中國大饑荒對健康影響的研究綜述;第三部分介紹本文所使用的數據和變量;第四部分是計量模型和經驗分析結果;第五部分討論經驗分析結果的穩健性,並考察可能的樣本選擇機制;第六部分總結全文。

二　背景介紹

(一)中國的大饑荒

中國這次大饑荒波及範圍廣,持續時間長。一般認為大饑荒始於1959年,

①糧食

產量在1959年下降了15%,1960年又下降了15%,直到1962年饑荒才基本結束(LiandYang,2005)。中國所有省市都沒有倖免於這次饑荒。但是各個省之間的饑荒嚴重程度差別很大,其中安徽、甘肅和河南等省份最為嚴重,而上海、內蒙古和浙江等省份則相對較輕。在同省之內,不同縣之間的饑荒嚴重程度也差別巨大。本文選取的甘

①部分地區其實在1958年秋冬季就開始發生饑荒,只是到1959年才被上級政府認識到問題的嚴重性。下文將以甘肅省為例,對此再做說明。

中國大饑荒對健康的長期影響

肅省16個樣本縣中,1960年人口死亡率最高的縣為95.43‰,而最低的縣僅有12.04‰。另外,這次饑荒主要發生在農村地區,城市地區由於國家確保口糧的配給而幾乎沒有受到影響。在農村人民公社內,農業生產由集體共同勞動完成,生產的糧食有很大部分要上交給國家。公社自己留下的糧食,實施的是極為公平的分配製度,因此在一個公社內饑荒對人的衝擊也是相對較為均等的。

除了天氣等自然方面的原因外,很多研究中國大饑荒的文獻將饑荒歸因於1958年開始的大躍進運動。大躍進掀起了農村地區的“大煉鋼鐵”運動,人民公社普遍荒廢了糧食生產,而公社內部集體勞動所導致的激勵不足也是糧食生產滑坡的重要原因(Lin,1990),集體食堂的嚴重浪費加劇了糧食危機。近年來,根據森的“食物獲取權”理論(Sen,1981),很多文獻開始關注計劃經濟時期糧食徵購和分配製度對饑荒的影響。Lin和Yang(2000)以及Li和Yang(2005)發現,除了糧食本身產量下降之外,城市偏向的糧食分配體制導致農村地區的饑荒更為嚴重。Meng等(2009)的研究發現1959～1961年食物產量的下降數量並不會必然導致饑荒,她們發現那些傳統上的產糧大縣反而更容易產生饑荒,因為這些產糧大縣的糧食被徵購的比例更大,留成的比例更小,當糧食產量下降時,為了確保上交徵購額,縣內留存的糧食就會嚴重不足。范子英和孟令傑(2007)的結論也較類似,他們發現那些傳統上人均產糧較少的“缺糧區”和經濟作物主產區饑荒程度會比較輕。

(二)胎兒和幼兒時期營養不良對健康的長期影響機制

饑荒對人類健康的長期影響可能存在兩種機制:一個機制是“胎兒起源假說”(fe-taloriginhypothesis),強調胎兒時期母親營養不良會影響人出生後的健康(Barker,1997);另一個機制則強調出生之後,在幼兒時期①因饑荒造成的營養不良會對健康和發育產生不利影響,並繼而影響到成年時的健康和收入(Currie,2009)。

“胎兒起源假說”最早是在流行病學文獻中由Barke提出,是指人在胎兒時期,母親子宮內不利的營養或者環境條件會對出生後的健康產生永久的影響。Barker(1997)指出了“胎兒起源假說”的可能機制,當子宮內不利條件出現時,會導致營養優先供給頭部,而心臟、血管等其他器官或組織就會發育不良。這種不利影響將是持久性的,會使人成年後的健康狀況在胎兒時期就“被編程(beprogrammed)”確定。人類後天的心臟病、糖尿病和高血壓等疾病都可能歸因於胎兒時期的發育不良。利用荷蘭1944～1945年大饑荒的數據,Ravelli等(1998)發現饑荒會導致人類成年之後更容易

①本文幼兒時期是指從出生後到3周歲這段時期。兒童期是一個更廣的概念,一般指出生後到14周歲。

患糖尿病,Roseboom等(2001)發現在胎兒時期經歷饑荒的人,其自報健康會更差,且患冠心病的概率更高。Stanner等(1997)利用1941～1944年二戰時期前蘇聯聖彼得堡饑荒的數據做了類似的研究,結果卻不支持“胎兒起源假說”。這裡,很大的爭論來自於如何衡量每個人經歷的饑荒嚴重程度以及選擇哪些健康指標。在利用中國大饑荒數據的研究中,Chen和Zhou(2007)以及Meng和Qian(2006)都沒有發現支持“胎兒起源假說”的顯著證據,而Almond等(2007)的結論則相反。

“胎兒起源假說”認為人類成年後的健康在胎兒時期就被“編程”確定了,而另一些文獻則關注人出生之後幾年裡,即幼兒時期的營養與健康對成年後健康和收入的影響(HerzmanandPower,2003;Currie,2009)。Victora等(2008)發現,從出生後到兩周歲之間的營養不良會對人力資本形成有很大影響,繼而會對成年後的身高、智力發育、工作和收入等產生不利影響。很多經濟學家利用在發展中國家的隨機實驗,也發現幼兒期營養不良會對成年後健康和收入有不利影響,其中一個很重要的影響是營養不良不利於兒童認知能力的發展(Granthametal.,1991;Pollitt,1993;Maluccioetal,2007)。其中Pollitt(1993)利用在危地馬拉所做的營養干預試驗,發現營養不良與兒童的學習成績和受教育水平有因果關係。此外,經濟學家發現身高和成人後的社會經濟地位有很穩健的關係(Fogel,1994),而身高本身又在很大程度上與幼兒期的營養攝入有關。Case和Paxson(2006)利用英國的微觀數據,發現身高跟兒童時期認知能力的發展有很大關係。

(三)中國大饑荒對健康的長期影響:

文獻回顧

Chen和Zhou(2007)使用“中國健康與營養調查(CHNS)”數據,用1960年各省的死亡率作為饑荒嚴重程度的指標,使用倍差(DID)估計的方法,發現1959、1960和1962年出生的人,身高要顯著低於其他年份出生的人。同時,他們還考察了幼兒時期經歷饑荒對成年時期勞動供給、收入和財富的影響,發現1959和1960年出生的人群要顯著差於相鄰年份出生的人群。但是,對1961年出生的人來說,不論是對身高還是對勞動供給,都沒有發現饑荒的顯著負效應。他們認為,這可能是因為死亡選擇(mor-talityselection)的問題,因為1960年是饑荒最嚴重的一年,而一些在1961年出生的人群當時也恰好處在胎兒時期,饑荒可能使僅僅先天身體條件較好的人能在胎兒期存活並出生,而先天身體條件較差的胎兒則更容易流產或死亡。但他們使用省一級死亡率數據,來計算每個人所經歷的饑荒程度,是較為粗糙的指標。因為在同一個省份之內,不同縣之間的饑荒嚴重程度相差巨大。另外,不同地區饑荒開始時間和持續時間差別也較大。僅僅通過比較不同出生年份的人群,這篇文章並沒有區分饑荒對人長期健康的影響是通過胎兒時期母親營養不良還是幼兒時期自身營養不良造成的。

Meng和Qian(2009)使用的也是CHNS數據,他們將人群按出生年份分為1952～1954,1955～1958,1959～1961和1962～1966四組,前三組視為處理組,第四組視為控制組。他們使用每個縣饑荒時出生人群的數量作為饑荒嚴重程度的代理變量,

OLS的估計結果並沒有發現饑荒對各組人的健康有顯著不利影響。在使用工具變量估計之後,饑荒會顯著地降低1952～1954和1955～1958兩組的身高、教育和勞動供給,而對出生在1959～1961年的人則沒有顯著影響。因為饑荒發生的時候,1952～1954和1955～1958兩組人群都處在幼兒或兒童期,而1959～1961年出生的人則基本處在胎兒期,因此Meng和Qian認為饑荒對處於幼兒或兒童期的人有不利的健康衝擊,但是“胎兒起源假說”並不成立,當然這背後可能也是因為樣本選擇問題,饑荒使得只有先天身體較好的胎兒能夠出生。

與前面研究不同,Almond等(2007)使用2000年的中國人口普查數據,且關注的問題是“胎兒起源假說”是否成立。他們根據各省饑荒年份的人口死亡率作為饑荒嚴重程度,計算了每個人在胎兒時期9個月中所經歷的饑荒程度。他們發現胎兒期經歷的饑荒越嚴重,對識字率、勞動供給、財富和婚姻市場所產生的負面衝擊越大。但他們也是用省一級的死亡率數據來計算饑荒嚴重程度,同樣是較為粗糙的。而且人口普查數據中僅有少數幾個變量,並沒有健康指標,所以不能直接考察胎兒期經歷饑荒對成年後健康的影響,只能考察其對教育和勞動供給等間接變量的影響。

與以往研究相比,本文的不同之處在於:第一,以往的研究大都採用省級死亡率數據來表徵饑荒嚴重程度,本文則採用縣級人口死亡率數據,②從而更為精確地度量了饑荒嚴重程度;第二,本文基於縣級死亡率數據和個人出生年月,分別構造了反映饑荒經歷者在胎兒和幼兒時期經歷饑荒的嚴重程度。通過這兩個更為細緻的衡量指標,區分不同時期所經歷的饑荒程度對健康的影響;第三,Chen和Zhou(2007)以及Meng和Qian(2006)分別使用了1989年和1991年的CHNS調查數據,在這兩個年份,經歷饑荒的人僅30歲上下,而胎兒和嬰兒時期營養不良對人長期健康的影響,可能隨着年齡的增大才逐漸顯現。本文使用的2008年CHARLS數據中,經歷饑荒的人已經接近50歲,這樣可以考察這些饑荒經歷者在步入中老年之際的健康狀況。

①

Meng和Qian(2009)認為,饑荒越嚴重,1959～1961年出生人群的數量就越少。因此她們的指標僅考慮了這3年總的饑荒程度,但沒有考慮不同地方饑荒開始和持續時間並不一樣,因此不能區分每個人出生前後不同時期經歷的饑荒嚴重程度。

②作為穩健性檢驗,本文還使用了人口出生率數據來衡量饑荒嚴重程度,詳見下文。

三　數據說明

本文個人層面的數據來自2008年CHARLS的統計,該調查是由北京大學中國經濟中心組織實施,旨在收集中國健康和老齡化的微觀數據(Zhaoetal.,2009)。它在浙江省和甘肅省利用PPS(概率比例規模抽樣)方法抽取了32個縣,在每個縣再用PPS方法隨機抽取3個村或社區,然後再在其中隨機抽取45周歲及以上的人作為受訪者。樣本總共包括1570個家戶、2685個個人,數據涵蓋人口、家庭、健康、醫療、工作、收入和養老等方面。

①本文關注的是大饑荒以及前後一段時期內出生的人群,因此僅選取了出生於1955～1967年的樣本。由於饑荒在城市地區影響是非常微弱的,本文刪除了15歲以下生活地點在城市的樣本。出於本文研究目的,刪去了那些現生活在本縣但出生地不在本縣的受訪者數據。經過這些篩選,最後選取的樣本總量為873個。

如何更為精確地衡量每個人在不同時期經歷饑荒的嚴重程度,是現有中國大饑荒研究中的一個重要問題。既有研究使用了省一級人口死亡率來衡量饑荒嚴重程度,但其實同省之內不同縣市之間饑荒程度相差很大。本文使用的是1955～1967年各年的縣級人口死亡率數據,來表徵當年饑荒的嚴重程度。這些數據分別來自《甘肅省人口統計資料匯編:1949～1987》和《浙江省人口統計資料匯編:1949～1985》。由於部分縣的名稱或行政區劃有所變動,作者查閱了相關歷史資料把1955～1967年的縣域匹配到了現在的縣域。

首先,由圖1可知,從時間維度上看,各縣平均的歷年人口死亡率數據有很大波動,1958～1961年的死亡率要顯著高於非饑荒年份,在1960年則達到頂峰。平均來看,1960年的人口死亡率要比1957年高出10‰。值得注意的是,1958年甘肅省的死亡率就大幅高於1957和1956年,說明甘肅省的饑荒在1958年就已經非常嚴重,這不同於以往的研究,僅僅將1959～1961年作為饑荒年份來看待。另外,甘肅省的饑荒到

1964年還十分嚴重,1964年甘肅省的死亡率仍然高於饑荒前的1957年。

②浙江省的饑荒則主要集中在1959～1961年。

從地域比較來看,甘肅省的饑荒要比浙江省更為嚴重。以饑荒最嚴重的1960年來說,浙江省各縣的平均死亡率為11.989‰,甘肅省各縣的平均死亡率則高達

①關於該調查數據的詳細情況,可以訪問CHARLS的網站http://charls.ccer.edu.cn/charls/index.asp。②關於甘肅省大饑荒的程度之重和時間跨度之長,楊繼繩(2008)的記載也有相關的印證。

中國大饑荒對健康的長期影響

32.78‰。同一省內不同縣比較來看,死亡率的差異也非常大。以1960年甘肅省為例,死亡率最高的縣為95.43‰,最低的縣僅有12.04‰。縣和縣之間以及同一個縣在不同年份上饑荒程度的差異,為識別饑荒對健康的長期影響創造了條件。

圖1　甘肅和浙江樣本縣的歷年平均人口死亡率(1955～1967年)

基於縣級歷年的死亡率數據,本文構造了每個人在出生前後不同時期經歷饑荒嚴重程度的指標,具體如下:

(1)PreFam:該指標表示胎兒時期經歷饑荒的嚴重程度,用個人出生之前9個月該縣的加權人口死亡率來代表。假如一個人出生於t年第m個月,MRt是t年該縣的人口死亡率,則若m≤9,PreFamtm=m/12·MRt+(9-m)/12·MRt-1;若m>9,PreFamtm=m/12·MRt。回答出生月份為陰曆的受訪者,本文根據日曆將其換算成了公曆月份。

(2)PostFam1:該指標是從出生到出生後12個月經歷饑荒的嚴重程度,即:

PostFam1tm=(12-m)/12·MRt+m/12·MRt+1

(3)PostFam2:該指標是從出生後第13個月到第36個月經歷饑荒的嚴重程度,即:

PostFam2tm=(12-m)/12·MRt+1+m/12·MRt+3

對於剛好饑荒之前出生的人來說,他們在胎兒期經歷的饑荒指標PreFam會較小,而後兩個指標PostFam1和PostFam2則會較大。饑荒時期出生的人可能所有指標都較大,因為他們既會在胎兒期經歷母親的營養不良,也會經歷幼兒時期自身的營養不良。而對於饑荒後出生的人來說,則3個指標都會較小。

四　計量模型

(一)估計方法

本文使用的基本回歸方程如下:

Yβ1PreFamostFam1tβ3PostFam2tXγλitm=α+tm+β2Pm+m+itm+t+County+εitm　　被解釋變量Y代表出生年份,m是出生月份。itm是一系列健康和勞動供給指標,t其中健康指標包括自報健康Health,是否患有高血壓HBP,身高的對數lnHeight和身體重量指數BMI。自報健康的數值是從1～5五個等級,數值越大,代表健康狀況越差。根據高血壓的判別標準,如果收縮壓大於等於140毫米汞柱或者舒張壓大於等於90毫米汞柱,則患有高血壓(HBP=1)。身體重量指數BMI則等於身高與體重的平方之比,它是表徵肥胖程度的指標。勞動供給指標包括是否在工作BeWork和每周工作時間的對數lnWohour。其中每周工作時間包括干農活、自我僱傭和受僱三種工作類型的總時間。

解釋變量中,除了反映胎兒期和幼兒期經歷饑荒程度的指標PreFam、PostFam1和PostFam2之外,還控制了各縣的虛擬變量λcounty以及各出生年份的虛擬變量γt。控制縣的固定效應可以消除縣的一些不隨時間改變但是會影響因變量的因素,控制出生年份的固定效應可以消除每個年份的出生人群所受到的不隨地域改變的特定影響。Xitm是父母的受教育水平,以控制家庭經濟背景對因變量的可能影響。此外,作為穩健性檢驗,本文還考慮控制家庭人均收入,因為收入本身可能會影響健康狀況,但如果收入本身也可能是饑荒的一個的結果,這樣控制收入就有可能產生過度控制(over-control)的問題。由於CHARLS數據當中的收入變量存在較多的缺失值,本文使用除醫療支出以外的人均消費支出來作為收入的代理變量。

既有的研究饑荒對健康影響的文獻,還面臨着重要的樣本選擇問題。饑荒導致的樣本選擇有兩類:死亡選擇(mortalityselection)和生育選擇(fertilityselection)。

死亡選擇亦可稱為生存選擇(survivalselection),它既可以是在胎兒時期,也可以是在幼兒時期。當饑荒發生時,在母親腹中的胎兒可能因母體營養不良而容易流產或者死產,已經出生的嬰兒也可能因營養不良而容易在饑荒中死去。不論是哪一種死亡選擇,都會導致先天比較強壯的胎兒或者嬰兒存活,而先天體質差的則不容易存活。這樣,死亡選擇會對饑荒經歷人群的健康有正效應(當然這只是表面的正效應)。饑荒對經歷者的長期健康同時有負面的“創傷效應”(scarringeffect)和正面的選擇效應。

若饑荒的負面效應大於死亡選擇的正效應的話,估計係數β仍然為負,但此時會低估饑荒對健康的長期影響。而當饑荒非常嚴重,死亡選擇效應會大於饑荒本身對健康的負面效應,這時候我們甚至可以看到經歷過饑荒的人群,反而有更好的健康,因為先天身體弱者都沒能存活下來,這時候估計出的β就會為正。

生育選擇則來源於哪些父母更容易在饑荒時期生小孩。身體狀況較佳或者家庭條件較好的父母更容易選擇在饑荒時生小孩,那麼會使得饑荒出生的小孩長大後的健康狀況有更好的趨勢。另外,在饑荒發生時,高齡母親比年輕母親更不容易生育,①因此饑荒時期出生的小孩先天身體狀況可能會更好。如果存在這些類型的生育選擇,就會低估饑荒對長期健康的負面影響,甚至可能會導致估計出的β正負號恰恰相反。

(二)經驗分析結果

表1饑荒對自報健康的影響

被解釋變量:自報健康(Health)

解釋變量(1)

(2)(3)(4)

(5)

PreFam-0.0268＊＊

-0.0247＊＊-0.0231＊＊-0.0250＊＊

(-2.344)(-2.382)(-2.212)(-2.459)PostFam10.00515＊0.00663＊0.00607＊-0.001941

(1.705)(1.822)(1.659)(-0.115)PostFam20.0002860.0009470.0007920.00390(0.0565)(0.191)(0.152)(0.808)Gender0.1170.1130.08390.08550.109(1.271)

(1.070)(0.864)(0.906)(1.237)

FathEduc0.0543-0.0119(0.373)(-0.219)MothEduc-0.0820.00541(-0.940)(0.0348)

Expend-0.102(-0.965)

YearFE是是是是是CountyFE是是是是是R20.05580.05830.05800.05970.0579觀察值

657625603677

745

說明:所有模型都是OrderProbit回歸。括號內是回歸係數的t統計量,所有回歸都控制了縣的固定效應和出生年份的固定效應。YearFE是出生年份的固定效應,“是”代表有控制,“否”代表沒有控制。

＊＊＊、＊＊和＊

分別代表在1%、5%和10%水平下顯著。下表同。

①高齡母親更不容易在饑荒時期生育,除了生育選擇外,也可能是由於死亡選擇,因為高齡母親懷孕後,由於營養嚴重不良更容易流產或者死胎。

1.自報健康。由於自報健康分為5個等級,需使用OrderedProbit模型進行估計。結果見表1,其中所有列都控制了縣的固定效應;第2列控制了父親和母親是否是文盲;第3列是在第2列的基礎上,控制了家庭人均消費支出;第4列只放入胎兒時期的饑荒經受程度PreFam,而不考慮PostFam1和PostFam2。第5列則只放入嬰兒時期的饑荒經受程度PostFam1和PostFam2。

第1～4列中β1的估計值都顯著為負,這說明,在胎兒時期經受饑荒程度越重的人,其50歲左右時身體健康狀況越好,這與“胎兒起源假說”恰恰相反,說明死亡選擇或生育選擇對健康的“正效應”超過了饑荒本身的“創傷效應”。先天體質差的人更容易在饑荒中死亡,而剩下的倖存者先天體質較好。另外,也可能存在生育選擇,先天體質較好的父母更容易在饑荒的時期生小孩。

β2的估計值為正,而且從第1～3列中都是顯著的,說明嬰兒出生後的12個月裡所經歷的饑荒越重,其到50歲時的健康會越差。這意味着,對於出生後一年內經歷饑荒的人來說,饑荒帶來的“創傷效應”大於樣本選擇帶來的正效應。1960年饑荒最嚴重地區和最不嚴重地區的超額死亡率之差是50‰,這樣考慮嬰兒出生後一年之內經歷饑荒的影響,前者比後者的健康要差0.3個單位,與平均健康指標3.87相比,差了7.75%。β3的估計值都為正,但不顯著,說明從嬰兒出生第13～36個月經歷饑荒對長期健康的負面效應並不顯著。

2.高血壓。高血壓是中老年的常見慢性病之一,它本身又是引發心腦血管疾病的關鍵因素之一。因此,是否患有高血壓是表徵個人健康的重要指標之一。在本文的樣本中,有24.21%的人患有高血壓。“胎兒起源假說”強調了後天的高血壓可能是由胎兒時期在子宮內的不利環境所導致。饑荒對於高血壓影響的回歸結果見表2。

與自報健康的回歸結果相似,β1的估計值都顯著為負,說明在胎兒時期經歷饑荒越嚴重的人群,其後天更不容易患有高血壓。這也與“胎兒起源假說”相反,同樣說明樣本中存在顯著的樣本選擇,先天身體條件好的人更容易在饑荒中倖存。我們還可以計算β1代表的邊際效應。以1960年比1957年人口死亡率平均高出10‰來計算,胎兒時期9個月經歷饑荒的人比沒有經歷饑荒的人PreFam要高出7.5‰,那麼前者比後者患高血壓的概率要低7.9%。

β2的估計值為正,但是只有第3列才顯著,因此僅有較弱的證據說明出生後12個月內經歷饑荒會使得成年時期更可能患高血壓。β3則均不顯著,說明出生後第13～36個月經歷饑荒並不會使成年時期患高血壓的概率增加。

表2

饑荒對高血壓的影響

解釋變量:是高血壓(HBP=1)

解釋變量PreFamPostFam1PostFam2GenderFathEducMothEducYearFECountyFE

2R觀察值

(1)-0.0361＊(-1.839)0.0223(1.206)-0.0116(-1.500)0.145(1.064)

(2)-0.0353＊(-1.745)0.0279(1.246)-0.0168(-1.148)0.156(1.085)-0.0204(-0.0892)-0.169(-1.139)

(3)-0.0285(-1.478)0.0167＊

(1.736)

(4)

-0.0232(-0.217)-0.0139(-1.359)

0.190(1.346)

0.174(1.331)

否是0.1020604

是是0.1126539

是是0.1037545

是是0.1076611

說明:所有模型都是Probit回歸,所有回歸都控制了縣的固定效應。

3.身高和身體重量指數。對身高和BMI的回歸見表3。對身高來說,β1、β2和β3均不顯著。這裡可能是因為樣本選擇效應近似等於饑荒的“創傷效應”,兩種相反的效應有相互抵消的趨勢,從而使得饑荒對身高的作用的不顯著。對BMI來說,β1不顯著,但β2則顯著為正。這說明,出生之後12個月內經歷饑荒會提高成年時的BMI,從而使肥胖的概率增加。β3不顯著,說明出生後第13～36個月經歷饑荒對成年時肥胖沒有很大的影響。

4.工作時間和勞動參與的影響。因為一部分人的工作時間為0,對每周工作時間的回歸使用的是Tobit模型,結果列於表4的第1列和第2列。第1列是沒有控制出生年份固定效應,第2列控制了出生年份固定效應。我們可以發現,β1的估計值都顯著為正,這與上面對自報健康的回歸結果類似,說明胎兒時期經歷的饑荒程度越高,後天的工作時間會越長。β1估計值均在0.03左右,由此可以計算出,胎兒時期經歷饑荒的人比沒有經歷饑荒的人工作時間要長22%。β2和β3的估計值均為負,但都不顯著,出生後經歷的饑荒沒有很大程度地減少工作時間。

表3

饑荒對身高和體重的影響

被解釋變量

身高lnHeight

解釋變量PreFamPostFam1PostFam2GenderYearFECountyFE

2

R

身高lnHeight(2)-0.000436(-1.086)0.000203(0.752)-0.000197(-1.169)

＊＊-0.0699＊(-21.41)

身體重量指數

BMI

(3)-0.00925(-0.239)-0.0309＊(-1.769)0.0190(1.161)

＊＊1.404＊(4.253)

身體重量指數

BMI

(4)0.00337(0.0823)-0.0285＊(-1.803)0.0157(0.914)

＊＊1.373＊(4.123)

(1)-0.000660(-1.433)0.000220(0.845)-0.000106(-0.655)

＊＊

-0.0699＊(-21.46)

否是0.548564

是是0.558564

否是0.134564

是是0.143564

觀察值

說明:所有模型都是OLS回歸,所有回歸都控制了縣的固定效應。

表4

饑荒對勞動供給的影響

被解釋變量

周工作時間在工作lnWohourBeWork=1(2)(4)

＊0.0337＊

解釋變量PreFamPostFam1PostFam2GenderYearFECountyFE

2

R觀察值

周工作時間lnWohour(1)0.0293＊(1.660)-0.0101(-0.758)-0.00141(-0.166)

＊＊-0.509＊

在工作

BeWork=1(5)0.0290＊(1.886)-0.00161(-0.118)-0.00199(-0.230)

＊＊-0.404＊

0.0346(1.202)-0.00641(-0.459)-0.00319(-0.349)

＊＊

-0.393＊

(1.988)-0.00714(-0.555)-0.000789(-0.0979)

＊＊

-0.524＊

(-3.244)

否是0.0921723

(-3.349)

是是0.0948723

(-2.835)

否是0.1473723

(-2.942)

是是0.1622723

說明:前兩列是Tobit回歸,後兩列是Probit回歸。括號內是回歸係數的t統計量。所有回歸都控制了縣的固定效應。

中國大饑荒對健康的長期影響

本文還對“是否在工作”這一變量進行了回歸,使用的是Probit模型,結果為表4的第3列和第4列。與對工作時間的回歸相似,β1為正,而且在第4列顯著,表明存在顯著的樣本選擇,使得在胎兒時期經歷嚴重饑荒的人群,其工作參與率更高。β2和β3的估計值依然為負,但顯著性不高。

表5

穩健性檢驗:使用PreFam2指標的回歸結果

被解釋變量

身高lnHeight(3)-0.000436(-1.086)0.000203(0.752)-0.000197(-1.169)

＊＊-0.0699＊

解釋變量PreFam2PostFam1PostFam2GenderYearFECountyFER2

觀察值

自報健康Health(1)

＊-0.0286＊

高血壓

HBP=1(2)-0.0304＊(-1.662)7.16e-05(0.00667)-0.0103(-1.466)0.155(1.137)是是0.0961564

身體重量

指數BMI(4)0.0300(0.594)-0.0328＊(-1.887)0.0169(0.990)

＊＊1.373＊

周工作時間

lnWohour(5)0.00602(0.253)-0.00491(-0.369)-0.000546(-0.0647)

＊＊-0.515＊

(-1.954)0.00402＊(1.771)0.00101(0.201)0.120(1.307)是是0.0544657

(-21.41)

是是0.5567564

(4.123)是是0.1428564

(-3.281)

是是0.0942723

說明:第1列是OderedProbit回歸,第2列是Probit回歸,第3列和第4列都是OLS回歸,第5列式Tobit回歸。所有回歸都控制了縣的固定效應。

上述經驗分析結果表明,在胎兒時期經歷饑荒越嚴重的人,有更好的自報健康、更低比例的高血壓、更多的工作時間以及更高的工作參與率。這與“胎兒起源假說”相反,說明對這些群體而言,樣本選擇效應要遠遠大於饑荒帶來的“創傷效應”。對比起來,在出生後12個月內經歷的饑荒對後天的健康則有負面的效應,而且成年時期肥胖的概率顯著增加,但對工作時間則沒有顯著影響。對於出生後第13～36個月經歷饑荒的人,饑荒對各項健康指標和工作參與都沒有顯著影響。

五　對經驗分析結果穩健性的討論

(一)度量胎兒時期經受饑荒程度的另一個指標

根據相關資料,饑荒往往從冬季開始,到春天則尤為嚴重,民間稱之為“春荒”或者“青黃不接”(楊繼繩,2008)。直到夏糧收割之後,饑荒才會得到緩解。最嚴重的饑荒月份一般出現在上半年的1～5月份。因此,為了反映每個人胎兒期中在1～5月份這段嚴重饑荒期所經歷的時間長短,本文構造了另外一個饑荒指標PreFam2。這個指標計算的是每個人在胎兒期的9個月中,所經歷的1～5月份的加權饑荒程度。下文以MRt代表第t年的該縣的人口死亡率,對於t年第m個月出生的人來說,如果m<5,則經歷了m個月的饑荒,PreFam2t/12·MR如果5≤m≤9,則經歷了m=mt;5個月的饑荒,PreFam2tR同理,如果m≥10,則經歷了5-(m-9)個m=5/12·Mt;月的饑荒,PreFam2t14-m)/12·MRostFam1m=(t。對於嬰兒期的兩個饑荒指標P和PostFam2來說,仍然使用原指標。使用PreFam2、PostFam1和PostFam2後的回歸結果見表5,結論與前面的基本相同。胎兒時期經歷饑荒越嚴重的人,其後天的自報健康越好,患高血壓的概率越低。而嬰兒期經歷的饑荒嚴重的人,則自報健康更差,肥胖的概率也顯著增加。

表6

穩健性檢驗:使用1955～1962年出生群體的樣本

被解釋變量

身高lnHeight

(3)-0.000505(-1.199)0.000109(0.389)-0.000249(-1.387)

＊＊-0.0720＊

自報健康

Health

解釋變量PreFam2PostFam1PostFam2GenderYearFECountyFE

R2觀察值

(1)

＊-0.0252＊

高血壓

HBP=1(2)-0.0291＊(-1.746)-0.00143(-0.124)-0.00967(-1.243)0.206(1.355)是是0.1038437

身體重量指數

BMI

(4)0.0222(0.491)-0.0292(-0.968)0.0316(1.636)

＊＊1.349＊

周工作時間

lnWohour

(5)0.0345＊(1.727)-0.0105(-0.744)0.00471(0.512)

＊＊-0.540＊

(-2.260)

＊

0.00724＊(2.064)

-0.00280(-0.514)0.0603(0.579)是是0.0616502

(-19.87)

是是0.270437

(3.467)是是0.1045437

(-2.989)

是是0.0986554

說明:第1列是OderedProbit回歸,第2列是Probit回歸,第3列和第4列都是OLS回歸,第5列式Tobit回歸。所有回歸都控制了縣的固定效應。

中國大饑荒對健康的長期影響

(二)去掉1963年之後的出生人群

饑荒過後,由於很多生育期父母的補償性生育,新中國出現了第一個“嬰兒潮”,這些大量的新增嬰兒中很有可能是在饑荒中被推遲的人,從而與饑荒中和饑荒前出生的嬰兒存在先天差異。考慮到這一點,本文刪掉1963年之後出生的觀察值,重複了上述回歸,結果見表6。其中第1、2、5列的係數均與前一部分的回歸結果類似。胎兒時期經歷饑荒越嚴重的人,後天的自報健康更好,患高血壓的概率更低,工作參與率更高。

(三)使用出生率數據來表徵饑荒的嚴重程度

上文都是使用縣的死亡率數據作為衡量饑荒嚴重程度的指標,但是仍存在一些問題,饑荒嚴重的縣可能為了隱匿事實,刻意低報了死亡率數據。如果真是這樣的話,使用死亡率來做饑荒的代理變量就會存在一定的測量誤差。其實大饑荒不僅帶來死亡率的急劇上升,還帶來出生率的急劇下降。1957年中國的人口出生率是34‰,隨後急劇下降,到1961年達到最低點18‰(李若建,2000)。根據Ashton等(1984)和Yao(1999)的計算,1959～1961年,全國少出生了3000萬的兒童,其中部分是因為流產和

圖2　甘肅和浙江樣本縣的歷年平均人口出生率

死胎,部分則是因為饑荒中父母推遲生育造成的。圖2是浙江和甘肅樣本中32個縣的歷年平均人口出生率,從中可見饑荒之前的出生率高達30‰～40‰,但饑荒時期人口出生率平均僅有10‰。在饑荒之後出生率又恢復到了饑荒前的水平,甚至1962年的出生率要大幅高於饑荒之前,這是由饑荒過後的補償性生育導致的。與死亡率相比,出生率數據更不可能造假,因此本文利用出生率表徵胎兒和幼兒時期經歷饑荒的嚴重程度,重複了上述估計,結果見表7。其中PreFr表示胎兒時期經歷的饑荒程度,PostFr表示出生12個月內的嬰兒期經歷的饑荒程度。這時候,對自報健康、高血壓以及BMI的回歸結果顯示,胎兒時期的經歷饑荒越嚴重的人,其健康狀況相對要好,而在12個月內嬰兒期經歷饑荒的人健康狀況更差。

表7

穩健性檢驗:使用出生率數據的回歸

被解釋變量

自報健康

Health

解釋變量PreFrPostFrGenderYearFECountyFER2

觀察值

(1)0.00731＊(1.742)

＊-0.0210＊(-2.090)

高血壓

HBP=1(2)

＊0.0374＊

身體重量指數

BMI

(3)0.0638＊(1.766)-0.0514＊(-1.854)

＊＊1.395＊

身高

lnHeight(4)0.000292(0.850)-3.05e-05(-0.0905)

＊＊-0.0706＊

周工作時間

lnWohour

(5)0.00625(0.370)-0.0196(-1.169)

＊＊-0.504＊

(2.404)-0.0191(-1.321)0.179(1.282)是是0.1080529

0.104(1.105)是是0.0570609

(4.077)是是0.5827521

(-21.71)

是是0.1470521

(-3.126)

是是0.0956669

說明:第1列是OderedProbit回歸,第2列是Probit回歸,第3列和第4列都是OLS回歸,第5列式Tobit回歸。所有回歸都控制了縣的固定效應。

(四)對樣本選擇問題的討論

Meng和Qian(2006)為考察饑荒可能造成的死亡選擇,比較了饑荒時期出生人群的孩子與非饑荒時期出生人群的孩子的身高,發現前者要高於後者。這說明饑荒使得先天體質較差的人更容易死去,因此倖存下來的人體質較高,而且這些好的基因會傳遞到第二代身上。CHARLS數據中並沒有第二代的身高信息,因此無法用這種方法考察樣本選擇。但是數據中有饑荒時期出生人的父母信息,從中可以考察饑荒經歷者上一代的健康狀況是否更好。

首先,通過比較饑荒時期生育孩子的父母跟非饑荒時期生育孩子的父母的年齡,我們會發現饑荒時期生育孩子的母親平均生育年齡更低。1959～1961年出生的人中,其母親生育時的平均年齡是27.82歲;而1962～1964年出生的人中,其母親平均的生育年齡是30.38歲。由此可見,大饑荒時期年輕的母親更容易生小孩,而饑荒過後母親的生育年齡則要高出很多。高齡母親生育本身對胎兒健康有不利影響,因此母親生育年齡導致的樣本選擇,會使得饑荒時期出生人的健康有更好的趨勢。其次,我比較了饑荒時期以及饑荒之後出生人群的父母現仍在世的比例,發現前者父母在世的比例要高,這在某種程度上說明了饑荒時期出生人群的父母先天健康狀況更好,這樣好的基因就更容易由父母遺傳給孩子。以父親為例,1959～1961年出生人群的父親現在平均年齡是80.3歲,①現還在世的比例是37.9%,1962～1964年出生人群的父親平均年齡是78.5歲,但現在還在世的比例只有35.3%。由此可見,饑荒時期比饑荒之後出生人群的父親要年長1.8歲,但是現在在世的比例卻是前者大於後者。

這裡,由母親生育年齡和父母健康而導致的樣本選擇,不僅表現為生育選擇,也表現為死亡選擇。生育選擇體現在年輕或健康的父母更可能在饑荒中生育,死亡選擇體現在較年輕或者較健康的母親生育小孩更不容易流產或死產,而高齡母親則相反。

關於饑荒時期父母的生育推遲與生育失敗,在社會學領域已經有一些研究。李若建(2000)發現,在困難時期,許多婦女因營養不良而暫時閉經,暫時失去了生育能力,影響了生育水平。在饑荒越嚴重的縣,婦女病的比例越高,且懷孕比率越低。趙繼士(2008)記載了甘肅省西禮縣(現西和縣和禮縣)在大饑荒時期的景象,該縣是甘肅乃至全國饑荒最嚴重的縣之一。很多公社在饑荒時期幾乎沒有嬰兒出生,過半數的婦女患有各類婦科病,而且年齡越大的婦女越容易在饑荒中喪失生育能力。Cai和Wang(2005)也發現,1958年全國的流產率是3.4%,到饑荒嚴重的1961年則高達4.9%。死產率也從1958年的1.6%增高到1960年的1.9%。

另外,如果饑荒會導致死亡選擇或者生育選擇,由於饑荒越嚴重,樣本選擇會越嚴重,那麼在饑荒越嚴重的縣出生的人群,倖存者的先天體質狀況可能會越好。於是按照饑荒的嚴重程度可以將所有縣分為兩組,一組是1960年死亡率高於14‰的縣,另一組是1960年死亡率低於14‰的縣。回歸方程與式(1)相同,結果見表8。可以發現,在饑荒嚴重的縣,胎兒時期經歷饑荒的人有較好的自報健康,較低比例的高血壓,較多的工作時間。而在饑荒較輕的縣中,β1的估計值都恰恰相反,饑荒對自報健康還有顯著的負面效應。這說明在饑荒嚴重的縣,饑荒對健康的創傷效應要大於樣本選擇效應,而在饑荒較輕的縣,兩種效應的大小更接近或者饑荒的創傷效應更大。

①父母已經去世的,其年齡也是用2008減去父母的出生年份。

表8

穩健性檢驗:分饑荒輕重的縣分別回歸

被解釋變量自報健康自報健康高血壓高血壓周工作時間周工作時間HealthHealthHBP=1HBP=1lnWohourlnWohour(1)(2)(3)(4)(5)(6)MR60≥14MR60<14MR60≥14MR60<14MR60≥14MR60<14

＊＊＊

0.0259-0.0938-0.0319＊0.0585＊-0.0385＊0.0511＊(-2.385)

PostFam1PostFam2GenderYearFECountyFER2

觀察值

0.0169＊(1.737)0.00174(0.280)0.0653(0.478)是是0.0814304

(1.821)-0.0131(-0.202)-0.04230.135(1.064)是是0.0780353

(-1.697)(0.207)0.00164(0.136)-0.00748-0.0815是是0.1053289

-0.0379(-0.327)0.003730.394＊

是是0.1139315

(2.777)0.00659(0.511)0.0127(1.428)-0.292是是0.0989352

(0.681)-0.105(-0.863)0.0126(0.183)

＊＊

-0.755＊

解釋變量PreFam

(-1.175)(-0.857)(0.0589)

(-0.433)(1.857)(-1.526)(-2.987)

是是0.0878371

說明:第1列和第2列是OderedProbit回歸,第3列和第4列是Probit回歸,第5列和第6列都是Tobit回歸。MR60≥14是對指對1960年人口死亡率大於等於14‰的縣進行的回歸,MR60<14是對指對1960年人口死亡率低於14‰的縣進行的回歸。所有回歸都控制了縣的固定效應。

六　結論

本文使用CHARLS數據考察了中國1958～1961年大饑荒對經歷者健康的長期影響。與以往研究相比,本文使用了更為精細的縣級死亡率數據,構造了人從胎兒到幼兒不同階段經歷饑荒嚴重程度的指標,並且考察了可能的樣本選擇機制。本文沒有發現胎兒時期經歷饑荒對長期健康有不利影響,但可能是樣本選擇導致的“選擇效應”大於“創傷效應”干擾了這一因果關係的識別。出生後12個月內經歷的饑荒越嚴重,其50歲時的健康越差,並且越有可能肥胖。與此相比,出生後第13～36個月經歷饑荒者並沒有這樣的影響。這說明只有早期嬰兒階段經歷的饑荒才對成年時期的健康有長期影響。

中國這次大饑荒已經過去了半個世紀,大饑荒經歷的倖存者已經步入“知天命”的年齡,但是饑荒帶給他們健康的影響可能還長期存在,甚至隨着年齡的增長,這種影響會越來越顯現出來。與此同時,中國基於家戶調查的微觀數據也會越來越豐富。使用更新的微觀數據去繼續追蹤這些饑荒經歷者的健康和經濟狀況,將會有更多新的發現。

參考文獻:

范子英、孟令傑(2007):《經濟作物、食物獲取權與饑荒:對森理論的檢驗》,《經濟學(季刊)》。李若建(2000):《大躍進與困難時期的家庭,婚姻與生育研究》,《開放時代》第5期。楊繼繩(2008):《墓碑———中國六十年代大饑荒紀實》,天地圖書公司。

趙繼士(2008):《一九六〇年前後西禮縣大饑荒》,甘肅省隴南市禮縣政府網站:http://www.lxzc.gov.cn/Ar-ticle/Print.asp?ArticleID=1927＆Page=4。

Almond,D.;Edlund,L.;Li,H.andZhang,J.“Long-termEffectsofthe1959-1961ChinaFamine:MainlandChinaandHongKong.”NBERWorkingPaper,13384,2007.

Ashton,B.;Kenneth,H.;Piazza,A.andZeitz,R.“FamineinChina,1958–1961.”PopulationandDe-velopmentReview,1998,10(4),pp.613–645.

Barker,D.J.P.“MaternalNutrition,FetalNutritionandDiseasesinLaterLife.”Nutrition,1997,13(9),pp.807-813.

Cai,YandWang,F.“Famine,SocialDisruption,andInvoluntaryFetalLoss:EvidencefromChineseSurveyData.”Demography,2005,42(2),pp.301–322.

Case,A.andPaxson,C.“StatureandStatus:Height,Ability,andLaborMarketOutcomes.”JournalofPoliticalEconomy,2008,116(3),pp.499–532.

Chen,Y.andZhou,L-A.“TheLong-TermHealthandEconomicConsequencesofthe1959-1961Fam-ineinChina.”JournalofHealthEconomics,2007,

26(4),pp.659-681.

Currie,J.“Healthy,Wealthy,andWise:SocioeconomicStatus,PoorHealthinChildhood,andHumanCap-italDevelopment.”JournalofEconomicLiterature,2009,

47(1),pp.87–122.

Fogel,R.W.“Economicgrowth,Populationtheory,andPhysiology:TheBearingofLong-termProcessesontheMakingofEconomicPolicy.”AmericanEconomicReview,1994,84(3),pp.369-95.

Gorgens,T;Meng,X.andVaithianathan,R.“Stuntingandselectioneffectsoffamine:AcasestudyofthegreatChinesefamine.”AustraliaNationalUniversityworkingpaper,2005.

Grantham,M.S.;Powell,C.;Walker,S.andHimes,J.“NutritionalSupplementation,PsychosocialStimu-lation,andMentalDevelopmentofStuntedChildren:TheJamaicanStudy.”Lancet,1991,pp.1-5.

Hertzman,C.andPower,C.“HealthandHumanDevelopment:UnderstandingfromLife-courseResearch.”DevelopmentalNeuropsychology,2003,24(2–3),pp.719–744.

Li,W.andYang,D.T.“TheGreatLeapForward:AnatomyofaCentralPlanningDisaster.”JournalofPoliticalEconomy,2005,113(4),pp.840-77.

Lin,J.Y.“CollectivizationandChina'sAgriculturalCrisisin1959-1961.”JournalofPoliticalEconomy,1990,98,pp.1228-1252.

Lin,J.Y.andYang,D.T.“FoodAvailability,EntitlementsandtheChineseFamineof1959-1961.”Eco-

期·

馬光榮

nomicJournal,2000,110(460),pp.136-158.

Maluccio,J.;Hoddinott,J.;Behrman,J.;Martorell,R.;Quisumbing,A.andStein.A.“TheImpactofNu-tritionDuringEarlyChildhoodonEducationAmongGuatemalanAdults.”UniversityofPennsylvaniaPopulationStudiesCenterworkingpaper06-04,2006.

Meng,X.andQian,N.“TheLongRunImpactofChildhoodMalnutrition:EvidencefromChina'sGreatFamine.”BrownUniversityandAustralianNationalUniversityworkingpaper,2006.

Meng,X.;Qian,N.andYared,P.“TheInstitutionalCausesofFamine:EvidencefromtheGreatLeapFor-wardinChina.”YaleUniversityworkingpaper,2009.

Peng,X.“DemographicConsequencesoftheGreatLeapForwardinChina'sProvinces.”PopulationandDe-velopmentReview,1987,13(4),pp.639–670.

Pollitt,E.;Gorman,K.;Engle,P.;Martorell,R.andRivera,J.“EarlySupplementaryFeedingandCog-nition:EffectsOverTwoDecades.”MonographsoftheSocietyforResearchinChildDevelopment,1993.

Ravelli,A.C.J.;VanderMeulen,J.H.P.;Michels,R.P.J.;Osmond,C.;Barker,D.;Hales,C.N.andBleker,O.P.“GlucoseToleranceinAdultsafterPrenatalExposuretoFamine.”Lancet,1998,-177.

Riskin,C.“FeedingChina:theExperienceSince1949,”inJeanDrezeandAmartyaSeneds.,ThePoliti-calEconomyofHunger,Oxford:OxfordUniversityPress,1990.

RoseboomT.J.;VanderMeulen,J.H.;Osmond,C.;Barker,D.J.;Ravelli,A.C.;Schroeder-Tanka,J.M.;VanMontfrans,GA.;Michels,RP.andBleker,OP.“CoronaryHeartDiseaseafterPrenatalExposuretotheDutchFamine,1944-1945.”Heart,2000,84(6),pp.595-598.

Sen,AmartyaK.PovertyandFamine,Oxford:ClarendonPress,1981.

Smith,J.P.“TheImpactofChildhoodHealthonAdultLaborMarketOutcomes.”TheReviewofEconomicsandStatistics,2009,

91(3),pp.478-489.

351,pp.173

Stanner,S.A.;Bulmer,K.;Andres,C.;Lantseva,O.E.;Borodina,V.;Poteen,V.V.andYudkin,J.S.“DoesMalnutritioninUteroDetermineDiabetesandCoronaryHeartDiseaseinAdulthood?ResultsfromtheLeningradStudy,aCross-SectionalStudy.”BritishMedicalJournal,1997,315,pp.1342–1348.

Victoria,C.G.;Adair,L.;Fall,C.;Hallal,P.C.;Martorell,R.;Richter,L.andSachdev,H.S.“Ma-ternalandChildUndernutrition:ConsequencesforAdultHealthandHumanCapital.”TheLancet,2008,17,pp.23-40.

Yao,S.“AnoteontheCausalFactorsofChina'sFaminein1959–1961.”JournalofPoliticalEconomy,1999,107(6),pp.1365–1369.

Zhao,Y.;Strauss,J.;Park,A.andSun,Y.ChinaHealthandRetirementLongitudinalStudy,Pilot,User'sGuide,NationalSchoolofDevelopment,PekingUniversity,2009.

The Long-Term Health and Economic Consequences of the 1959-61 Famine in China

Citation: 

Chen, Yuyu; & Zhou, Li-An. (2007). The Long-Term Health and Economic Consequences of the 1959-61 Famine in China. Journal of Health Economics, 26(4), 659-81.

Citation Export File (RIS Format): 

 Octet Stream icon 451.ris — Octet Stream, 949 bytes

Abstract: 

This paper, using a difference-in-differences method, tries to quantify the long-term effects of China's 1959–1961 famine on the health and economic status of the survivors. We find that the great famine caused serious health and economic consequences for the survivors, especially for those in early childhood during the famine. Our estimates show that on average, in the absence of the famine, individuals of the 1959 birth cohort would have otherwise grown 3.03 cm taller in adulthood. The famine also greatly impacted the labor supply and earnings of the survivors with famine exposure during their early childhood.

                紅歌快閃--虹橋機場篇

       我們走在大路上　銅管樂版

               合唱   祖國頌 

直播：外資中國大撤退，李克強緊急出招（《明鏡編輯部》第82期）

    思想界對話：2017是中國的臨界點嗎？