吸煙會(huì)加劇貧困嗎？

鄭榕 王洋

一、引言

貧困問題在世界范圍內(nèi)廣泛存在。在科技日新月異的今天，貧困成為人類社會(huì)通往和平與繁榮道路上難以擺脫的頑疾。為了克服這一頑疾，2015年9月聯(lián)合國(guó)峰會(huì)通過了2030年可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)（Sustainable Development Goals，SDGs），“在全世界消除一切形式的貧困”成為17個(gè)可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)中的首要目標(biāo)①參見聯(lián)合國(guó)，2015，《變革我們的世界：2030年可持續(xù)發(fā)展議程》, 詳見https://www.un.org/sustainabledevelopment/poverty/。。貧困是一個(gè)多維度問題，消除貧困也并非簡(jiǎn)單地充實(shí)窮人的“錢袋子”，它涉及到教育、衛(wèi)生、生活條件等多方面問題。如何從多維角度消除貧困，是世界各國(guó)尤其是中低收入發(fā)展中國(guó)家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程中面臨的最為艱巨的挑戰(zhàn)。

中國(guó)高度重視落實(shí)可持續(xù)發(fā)展議程，將落實(shí)工作同執(zhí)行《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃》等中長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略有機(jī)結(jié)合。2015年10月，習(xí)近平主席在2015減貧與發(fā)展高層論壇上宣布，中國(guó)未來5年將使現(xiàn)有標(biāo)準(zhǔn)下7000多萬貧困人口全部脫貧。這是中國(guó)落實(shí)可持續(xù)發(fā)展議程的重要步驟②參見習(xí)近平：《攜手消除貧困 促進(jìn)共同發(fā)展——在2015減貧與發(fā)展高層論壇的主旨演講》，2015年10月16日，http://politics.people.com.cn/n/2015/1017/c1024-27708352.html。

從全球來看，疾病是重要的貧困誘因，據(jù)統(tǒng)計(jì)，每年約有1億人因醫(yī)療支出陷入貧困，約有1.5億人因支付醫(yī)療費(fèi)用而遭受災(zāi)難性的經(jīng)濟(jì)沖擊③參見世界衛(wèi)生組織衛(wèi)生系統(tǒng)籌資報(bào)告：https://www.who.int/whr/2010/whr10_ch.pdf。在我國(guó)，疾病沖擊同樣是當(dāng)前最主要的貧困誘因，也是導(dǎo)致貧富差距、社會(huì)福利差距的主要誘因（劉彥隨等，2016）。習(xí)近平總書記指出，因病致貧和因病返貧是脫貧攻堅(jiān)“硬骨頭”的主攻方向，而且不會(huì)因2020年總體消除貧困、實(shí)現(xiàn)脫貧攻堅(jiān)的任務(wù)以后這個(gè)現(xiàn)象就不存在了，這個(gè)現(xiàn)象、這個(gè)問題還會(huì)長(zhǎng)期存在④參見國(guó)新辦網(wǎng)站：http://www.scio.gov.cn/xwfbh/xwbfbh/wqfbh/35861/36544/zy36548/Document/1549211/1549211.htm。根據(jù)國(guó)家衛(wèi)生健康委員會(huì)開展的專項(xiàng)調(diào)查核實(shí)，在因病致貧、因病返貧的家庭中，患大病、重病的約有330萬人，患長(zhǎng)期慢性病的約有400萬人，其中15-59歲勞動(dòng)年齡段的患者占41%⑤參見國(guó)務(wù)院新聞辦公室網(wǎng)站：http://www.scio.gov.cn/xwfbh/xwbfbh/wqfbh/35861/36544/zy36548/Document/1549211/1549211.htm。

在因病致貧的“病”中，慢性病因其病因復(fù)雜、病程時(shí)間長(zhǎng)、遷延不愈、易引發(fā)并發(fā)癥等特點(diǎn)，成為拖累家庭“因病陷貧”的主要因素（孫彥等，2018）。近年來，慢性病也是影響我國(guó)居民生活和健康的重要疾病，是城鄉(xiāng)居民死亡的主要原因。醫(yī)學(xué)證據(jù)表明，吸煙是腫瘤、慢性呼吸系統(tǒng)疾病和心血管病等眾多慢性病的重要風(fēng)險(xiǎn)歸因因素（Jha等，2013；Thun等，2013；World Health Organization，2011）。高血壓、吸煙、高鈉飲食則是造成我國(guó)人群疾病負(fù)擔(dān)的前三位危險(xiǎn)因素，其中煙草在我國(guó)16 個(gè)省級(jí)行政區(qū)中是威脅健康的第一位危險(xiǎn)因素（殷鵬等，2019）。

煙草消費(fèi)每年導(dǎo)致全球約800萬人失去生命，其中有700多萬人源于直接使用煙草，120多萬源于接觸二手煙霧①參見世界衛(wèi)生組織網(wǎng)站：https://www.who.int/zh/news-room/fact-sheets/detail/tobacco。中國(guó)是全球煙草流行的重災(zāi)區(qū)，是世界最大的煙草產(chǎn)品生產(chǎn)國(guó)和消費(fèi)國(guó)。中國(guó)有超過3億吸煙者，消費(fèi)了約全球1/3的卷煙。2018年的《中國(guó)成人煙草調(diào)查報(bào)告》顯示，我國(guó)城市吸煙率為25.1%，農(nóng)村吸煙率為28.9%，其中城市男性吸煙率為47.4%，農(nóng)村男性吸煙率高達(dá)55.1%。煙草使用給中國(guó)公共衛(wèi)生帶來巨大威脅，每年中國(guó)有140萬人因煙草使用而死亡，其中10萬人源于接觸二手煙霧。如果當(dāng)前的吸煙率保持不變，到2050年，每年因煙草而死亡的人數(shù)預(yù)計(jì)將會(huì)超過300萬（Yang等，2015）。

吸煙這一行為在不同收入水平的人群中呈現(xiàn)出差異性，低收入人群的吸煙率普遍高于高收入人群。在世界13億煙草使用者中，80%以上生活在低收入和中等收入國(guó)家②參見世界衛(wèi)生組織網(wǎng)站：https://www.who.int/zh/news-room/fact-sheets/detail/tobacco。2010年“中國(guó)成人煙草調(diào)查”數(shù)據(jù)顯示，在按受訪者（15歲及以上成年人）收入五等份分組的五組人群中，較低20%收入組以及最低20%收入組人群吸煙率最高，分別為30.6%和29.0%，高于2010年的全體成人平均吸煙率28.1%，而最高20%收入組人群吸煙率最低，為25.2%③關(guān)于我國(guó)按收入組人群的吸煙率數(shù)據(jù)，目前可獲得的數(shù)據(jù)取自Palipudi等（2012）研究中整理的2010年“中國(guó)成人煙草調(diào)查”數(shù)據(jù)，盡管我國(guó)有陸續(xù)發(fā)布的2015、2018年《中國(guó)成人煙草調(diào)查報(bào)告》，但報(bào)告中均未公布按收入組人群統(tǒng)計(jì)的吸煙率數(shù)據(jù)。。低收入人群擁有較高的吸煙率意味著低收入人群面臨著相對(duì)較高的健康風(fēng)險(xiǎn)，以及由此帶來的較高的“因病致貧”的風(fēng)險(xiǎn)，從而陷入“越窮越抽煙，越抽越生病，越生病越窮”的困境，這也是本文想要檢驗(yàn)的命題。

健康能夠影響個(gè)人生產(chǎn)能力和產(chǎn)出水平并進(jìn)而影響其收入水平，這一結(jié)論已經(jīng)被大量宏觀以及微觀研究所證實(shí)（Bloom等，2004；Strauss和Thomas，1998）。然而關(guān)于煙草消費(fèi)對(duì)健康人力資本的損害能夠在多大程度上導(dǎo)致個(gè)體的收入水平跌入貧困狀態(tài)卻鮮有研究。2020年是我國(guó)決勝全面建成小康社會(huì)、決戰(zhàn)脫貧攻堅(jiān)之年，是“十三五”規(guī)劃收官之年。在我國(guó)扶貧攻堅(jiān)的關(guān)鍵時(shí)期，因病致貧、因病返貧的群體逐漸成為貧困隊(duì)伍中的“硬骨頭”，在我國(guó)全面消除絕對(duì)貧困，全民溫飽問題得以解決的大背景下，由不健康行為導(dǎo)致的個(gè)人生產(chǎn)能力降低會(huì)逐漸成為誘發(fā)收入貧困的主要因素。在健康扶貧的大背景下，個(gè)人不健康行為給政府貧困治理能力帶來巨大挑戰(zhàn)，如果不從源頭上思考并解決這一難題，扶貧工作的成效將會(huì)大打折扣，扶貧工作的可持續(xù)性也將面臨挑戰(zhàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

國(guó)際上研究煙草消費(fèi)對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)的影響起步較晚，二十世紀(jì)九十年代，鮮有文獻(xiàn)研究煙草消費(fèi)對(duì)勞動(dòng)力供給和工資收入的影響，僅有部分學(xué)者研究類似于卷煙的成癮性消費(fèi)品（大麻、咖啡因等）對(duì)勞動(dòng)力供給和收入的影響（Gill和Michaels，1992；Kaestner，1991，1992，1994），這些研究的結(jié)論因研究對(duì)象和群體的不同而呈現(xiàn)出不一致性。Auld（2005）基于加拿大的數(shù)據(jù)研究表明，每日都吸煙的人工資收入比非吸煙者低30%，主要的傳導(dǎo)機(jī)制為煙草消費(fèi)擠占家庭教育支出，導(dǎo)致家庭成員受教育程度降低，進(jìn)而導(dǎo)致工資收入降低。近年來的一些研究在逐步控制住其他的因素對(duì)受教育程度的影響之后，研究結(jié)果表明這一差距在縮小但仍舊存在，且計(jì)量結(jié)果顯著（B?ckerman等，2015；Grafova和 Stafford，2009；Hotchkiss和 Pitts，2013）。

基于中國(guó)數(shù)據(jù)的有關(guān)煙草消費(fèi)對(duì)收入影響的研究十分有限。Wang 等（2006）采用 Flogit 模型研究發(fā)現(xiàn)煙草支出對(duì)農(nóng)村家庭的人力資本投資（如教育和衛(wèi)生）、未來農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率（如農(nóng)業(yè)設(shè)備和種子）和財(cái)務(wù)安全（如儲(chǔ)蓄和保險(xiǎn)）均有明顯的負(fù)面影響。尹志超和甘犁（2010）基于CHNS 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)吸煙對(duì)收入沒有顯著的影響，而飲酒由于具有一定的社交功能從而可以增加飲酒者的收入。黎嬌龍和楊繼生（2017）通過構(gòu)建交互效應(yīng)非線性面板SVAR 系統(tǒng)結(jié)果表明，煙的消費(fèi)主要表現(xiàn)為個(gè)體成癮行為，交際性消費(fèi)的比例為 6%（相比而言，酒的交際性消費(fèi)比例較高，在 30%～60% 之間），且具有正向的顯性收入效應(yīng)，但扣除隱性經(jīng)濟(jì)損失后（包括健康損失的隱性成本和生理傷害），煙草消費(fèi)的純經(jīng)濟(jì)效應(yīng)近似為0，表明煙草消費(fèi)帶來的健康經(jīng)濟(jì)損失與收入效應(yīng)相互抵消。

健康作為一種重要的人力資本，是其他形式人力資本的載體和前提。Grossman（1972）首次將健康資本引入人力資本模型，構(gòu)建了健康需求模型，從理論模型的角度揭示了健康人力資本在決定勞動(dòng)力產(chǎn)出中的重要性。基于煙草消費(fèi)對(duì)健康人力資本的損害事實(shí)，結(jié)合 Grossman 的健康人力資本需求模型以及已有文獻(xiàn)研究結(jié)論，我們提出本文的研究假說，即煙草消費(fèi)會(huì)損害健康人力資本，并進(jìn)而影響勞動(dòng)力的市場(chǎng)表現(xiàn)，導(dǎo)致吸煙者個(gè)體的收入下降以及群體的收入貧困發(fā)生率增加。為此，本文基于FGT 指數(shù)①FGT指數(shù)由James Foster, Joel Greer和Erik Thorbecke提出，該指數(shù)被廣泛應(yīng)用于綜合評(píng)估貧困的廣度和深度，指數(shù)以三位學(xué)者的姓的首字母命名。，探討煙草消費(fèi)對(duì)收入貧困的影響及中間傳導(dǎo)機(jī)制，并試圖回答“吸煙是否會(huì)加劇貧困”這一命題。

三、實(shí)證策略、模型與變量

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2010年、2012年、2014年、2016年和2018年五期面板數(shù)據(jù)。CFPS由北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心發(fā)布，是一項(xiàng)全國(guó)性、綜合性的社會(huì)追蹤調(diào)查項(xiàng)目，旨在通過追蹤收集個(gè)體、家庭、社區(qū)三個(gè)層次的數(shù)據(jù)，反映中國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、人口、教育和健康的變遷，為學(xué)術(shù)研究和公共政策分析提供數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。CFPS重點(diǎn)關(guān)注中國(guó)居民的經(jīng)濟(jì)與非經(jīng)濟(jì)福利，以及包括經(jīng)濟(jì)活動(dòng)、教育獲得、家庭關(guān)系與家庭動(dòng)態(tài)、人口遷移、身心健康等在內(nèi)的諸多研究主題①參見北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心網(wǎng)站：http://www.isss.pku.edu.cn/cfps/index.htm。

我們首先估計(jì)吸煙對(duì)收入貧困的影響。對(duì)于衡量收入貧困的指標(biāo)，我們選取FGT指數(shù)（Foster等，1984），計(jì)算公式如式（1）所示。

其中，y=（y1，y2，…，yn）表示以個(gè)人全部收入升序排列的收入向量，我們?cè)诒疚牡姆治鲋羞x取能夠全面反映勞動(dòng)產(chǎn)出的個(gè)人全部年收入指標(biāo)，CFPS數(shù)據(jù)的個(gè)人收入包括：工資性收入、經(jīng)營(yíng)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、財(cái)產(chǎn)性收入和其他收入。盡管2012年之后的問卷收入口徑略有變動(dòng)，但我們均將2012年之后的收入調(diào)整為與2010年可比收入，所有收入均采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的每年各個(gè)省份城鄉(xiāng)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（Consumer Price Index，CPI），調(diào)整為以2018年不變價(jià)衡量的個(gè)人收入。z（z＞ 0）表示貧困線，在收入貧困線的選取上，由于世界銀行的絕對(duì)貧困線主要基于低收入國(guó)家的生活水平界定，且偏向于消費(fèi)線，因此在以個(gè)人收入水平衡量絕對(duì)貧困時(shí)，世界銀行的絕對(duì)貧困線并不適用于我們國(guó)家。我們從相對(duì)貧困線設(shè)定原理出發(fā)，借鑒歐盟在對(duì)其成員國(guó)的相對(duì)貧困水平測(cè)度時(shí)采用的收入中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)，即將中位數(shù)收入的50%定義為貧困線②參見歐盟網(wǎng)站：https://ec.europa.eu/eurostat/statistics-explained/index.php/Income_poverty_statistics，分農(nóng)村和城市樣本，分別按照個(gè)人收入的升序排列，取各自中位數(shù)的50%定義為城鄉(xiāng)各自的貧困線。gi=z-yi表示貧困家庭i的收入水平與貧困線的差距；q=q（y；z）表示貧困家庭（yi≤z）的數(shù)量；n=n（y）為家庭總數(shù)；α表示給貧困家庭的權(quán)重，α越大表明越關(guān)注最貧困的家庭。隨著α取值的不同，pα（y；z）表示的含義不同：當(dāng)α=0時(shí)，p0=q/n為以貧困人頭數(shù)衡量的貧困發(fā)生率，即貧困人口占全部人口的比例，貧困發(fā)生率度量了貧困的廣度；當(dāng)α=1時(shí)，為一階貧困距指數(shù)，一階貧困距衡量了貧困的深度；當(dāng)α=2時(shí)，為二階貧困距指數(shù)，二階貧困距衡量了貧困的強(qiáng)度。

基于FGT貧困度量指標(biāo)，我們進(jìn)一步探究吸煙對(duì)貧困發(fā)生率，貧困深度以及貧困強(qiáng)度的影響。由于我們衡量的是收入貧困，因此在方程形式的選取上，主要基于經(jīng)典的Mincer（1974）收入方程，如式（2）所示。

其中，povit為貧困發(fā)生率、一階貧困距以及二階貧困距；Smokingit為衡量個(gè)人是否現(xiàn)在吸煙的二值變量，我們采用CFPS問卷中用于識(shí)別受訪者吸煙狀態(tài)的問題“過去一個(gè)月，您是否吸煙”和“您是否曾經(jīng)吸煙”兩個(gè)問題來識(shí)別個(gè)人的現(xiàn)在吸煙狀態(tài)，對(duì)于回答過去一個(gè)月吸煙的，Smokingit取值為1，即屬于現(xiàn)在吸煙者；對(duì)于回答過去一個(gè)月不吸煙且曾經(jīng)也未吸過煙的，Smokingit取值為0，即屬于非吸煙者；回答過去一個(gè)月不吸煙但曾經(jīng)吸過煙的受訪者，屬于曾經(jīng)吸煙者，即戒煙者。本文主要探討現(xiàn)在吸煙者和非吸煙者之間的差異，對(duì)于戒煙者不予考慮。Xit為控制變量，主要包括個(gè)人特征變量、區(qū)域特征變量；year為控制時(shí)間趨勢(shì)的變量。

在估計(jì)方程（2）時(shí)，我們面臨的主要問題是內(nèi)生性問題，即Smokingit和殘差項(xiàng)εit相關(guān)，即個(gè)人收入貧困的狀態(tài)可能對(duì)吸煙的決策產(chǎn)生影響。首先，遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題：由于自控能力差的人更容易吸煙，但這種能力往往無法觀測(cè)而被包含在誤差項(xiàng)中進(jìn)而帶來遺漏變量問題。Levine等（1997）選取面板數(shù)據(jù)，用差分模型消除這些不可觀測(cè)因素的影響，進(jìn)而一致地估計(jì)吸煙對(duì)收入的影響。其次，反向因果帶來的內(nèi)生性問題：由于收入水平會(huì)對(duì)吸煙決策產(chǎn)生影響，因此會(huì)帶來被解釋變量和解釋變量之間相互影響的反向因果問題。在對(duì)這一類內(nèi)生性問題的處理上，多選取合適的工具變量來代替?zhèn)€人是否吸煙，進(jìn)而采用兩階段最小二乘估計(jì)得出吸煙對(duì)收入的影響。

在工具變量的選取上，Levine等（1997）用受訪者14歲時(shí)所居住的州的卷煙消費(fèi)稅率和州固定效應(yīng)（即受訪者居住的州）作為吸煙的工具變量，但是這兩個(gè)工具變量都是弱工具變量。Auld（2005）采用地區(qū)的卷煙價(jià)格作為工具變量，采用完全信息極大擬合似然法估計(jì)吸煙對(duì)工資收入的影響。Lokshin和Beegle（2006）用受訪者父母是否吸煙作為工具變量，在估計(jì)方法上選取兩階段最小二乘法和轉(zhuǎn)換模型估計(jì)吸煙對(duì)工資收入的影響。Heineck和Schwarze（2003）在研究德國(guó)的吸煙對(duì)收入的影響時(shí)用宗教信仰和婚姻狀況作為工具變量，采用兩階段最小二乘估計(jì)。Van Ours（2004）分別用受訪者是否在16歲之前開始吸煙/飲酒、是否有伴侶、是否有孩子和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為工具變量。除了用工具變量，Van Ours采用吸煙和飲酒的發(fā)生（開始）率來識(shí)別不可觀測(cè)的異質(zhì)性因素，并與工資方程中的不可觀測(cè)的異質(zhì)性聯(lián)系起來。尹志超和甘犁（2010）用家庭其他成員吸煙的比例作為本人是否吸煙的工具變量，研究吸煙和飲酒對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入的影響。

在本文的基準(zhǔn)回歸中，我們借鑒尹志超和甘犁（2010）的做法，將家庭中除了研究對(duì)象以外的家庭成員中吸煙人數(shù)的占比，作為研究對(duì)象周圍吸煙環(huán)境的衡量指標(biāo)。由于吸煙行為受周圍環(huán)境因素影響較大，長(zhǎng)期暴露于吸煙環(huán)境中的個(gè)體成為煙民的可能性也較大，因此家庭成員的吸煙比例能夠作為預(yù)測(cè)個(gè)人吸煙行為的一個(gè)環(huán)境因素。除此之外，我們同時(shí)選取了受訪者所生活的社區(qū)吸煙率作為工具變量，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中會(huì)予以具體說明。除了工具變量之外，我們還采用了固定效應(yīng)模型來剔除不可觀測(cè)的個(gè)體異質(zhì)性因素的影響。工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果如表 1所示。

表 1 工具變量的描述性統(tǒng)計(jì)和檢驗(yàn)

從表 1可以看出：樣本中除研究對(duì)象以外的其他家庭成員吸煙比例平均為13.35%；第一階段弱工具變量的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量的值為1519.562，遠(yuǎn)大于10%偏誤下的臨界值16.38，表明強(qiáng)烈拒絕弱工具變量的假設(shè)；內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果的Chi-sq值為17.153，拒絕吸煙為外生變量的假設(shè)，表明吸煙變量是內(nèi)生變量，需要用工具變量加以估計(jì)。以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，吸煙變量確實(shí)存在內(nèi)生性，并且我們選取的其他家庭成員吸煙比例不存在弱工具變量問題，能夠較好地解決內(nèi)生性問題，保證估計(jì)結(jié)果的一致性。其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表 2所示。

表 2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

從表 2的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以看出，樣本中男女比例分布較為均勻，婚姻狀況中在婚樣本占比較高，維持在77%左右。從受教育程度角度來看，小學(xué)及以下樣本占比較高，大學(xué)畢業(yè)及以上樣本占比最小。工作性質(zhì)中從事農(nóng)業(yè)工作和受雇工作樣本占比較高。從樣本區(qū)域分布來看，東部地區(qū)樣本占比最高，中部和西部地區(qū)樣本分布較為一致，東北地區(qū)占比最低。從個(gè)人收入水平來看，值得注意的是，2010年個(gè)人收入水平高于2012和2014年，我們查看原始數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)2010年收入相關(guān)變量缺失值較多，導(dǎo)致收入統(tǒng)計(jì)水平與后面年份不一致，為了保證回歸結(jié)果的完整，我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸中保留2010年樣本，但在后面的穩(wěn)健性分析中剔除2010年樣本，對(duì)比前后的估計(jì)結(jié)果以保證回歸結(jié)果不會(huì)受樣本選擇的影響。由2010年收入水平導(dǎo)致的貧困發(fā)生率也呈現(xiàn)2010年較低，2012年及之后水平較為一致，值得注意的是這個(gè)貧困率與以國(guó)家貧困線定義的貧困率不具備可比性，在本文的分析中，我們選取分城鄉(xiāng)樣本中位數(shù)收入的50%作為貧困線，主要是基于探討相對(duì)收入差距的角度出發(fā)，而不是探討一種“赤貧”的生活狀態(tài)。從現(xiàn)在吸煙者的占比來看，隨著時(shí)間的推移，除了在2016年有小幅度的上漲之外，其他年份吸煙率逐漸下降。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響

我們首先考察吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響。由于被解釋變量為代表是否貧困的二值變量，線性面板方法不再適用，因此我們選取面板二值選擇模型對(duì)方程（2）進(jìn)行估計(jì)。對(duì)于吸煙變量的內(nèi)生性問題，我們選擇適用于含內(nèi)生變量的二值選擇模型的估計(jì)方法，工具變量Probit（即IV Probit）。IV Probit采用極大似然估計(jì)，但在數(shù)值計(jì)算上可能不易收斂，我們進(jìn)一步選取Newey（1987）、Rivers和Vuong（1988）提出的“兩步法”（Two-step Method），該方法第一階段的殘差項(xiàng)估計(jì)值在第二階段被用作控制變量。作為對(duì)比，我們同時(shí)也提供了混合Logit（Pooled Logit）和兩階段最小二乘法（2SLS）的估計(jì)結(jié)果（如表 3所示）。

表 3 吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響

表 3第（1）（2）（3）（4）列是分別為混合Logit、2SLS、IV Probit和兩步法的估計(jì)結(jié)果。第（1）列沒有解決內(nèi)生性問題的情況下，吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響顯著為負(fù)。這可能是由于上文提到的反向因果問題所導(dǎo)致，由于生活在貧困線以上的人有更多的收入可以買煙，因此表現(xiàn)出來的關(guān)系其實(shí)是當(dāng)收入水平高于貧困線，吸煙的可能性更大，即吸煙和是否貧困均受收入水平的影響，因此呈現(xiàn)出吸煙與貧困發(fā)生率負(fù)相關(guān)。第（2）列在用家庭其他成員吸煙比例作為工具變量的情況下，吸煙對(duì)貧困發(fā)生率呈現(xiàn)顯著的正向影響，同時(shí)第（3）和第（4）列的估計(jì)結(jié)果顯示，吸煙會(huì)顯著增加收入貧困發(fā)生率，影響系數(shù)為0.52左右，并且在1%的置信水平下顯著，弱工具變量檢驗(yàn)值為821.397，大于10%水平的Stock-Yogo值（16.38），表明不存在弱工具變量問題。三組工具變量回歸的內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果均強(qiáng)烈拒絕吸煙為外生變量，即吸煙為內(nèi)生變量，表明我們用工具變量法得出的系數(shù)值為合理的。

為了考察吸煙對(duì)不同人群貧困發(fā)生率的影響，我們進(jìn)一步根據(jù)城鄉(xiāng)和性別劃分四個(gè)子樣本，采用IV Probit分別估計(jì)吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響，我們同樣匯報(bào)Logit回歸的結(jié)果作為對(duì)照，如表 4所示。

表 4 不同子樣本中吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響

表 4的（1）和（2）部分為分性別的估計(jì)結(jié)果，當(dāng)采取不控制內(nèi)生性問題的混合Logit回歸時(shí)，吸煙對(duì)男性貧困發(fā)生率有顯著的負(fù)向影響，而對(duì)女性的貧困發(fā)生率有顯著的正向影響；弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果男性樣本為757.352，女性樣本為979.176，均大于10%水平的Stock-Yogo值，表明以其他家庭成員吸煙比例作為男性和女性吸煙行為的工具變量，不存在弱工具變量問題；分男性和女性樣本的回歸結(jié)果表明吸煙會(huì)增加貧困發(fā)生率，但是控制了內(nèi)生性的工具變量回歸結(jié)果未呈現(xiàn)顯著性，雖然如此，仍能觀測(cè)到吸煙對(duì)男性和女性貧困發(fā)生率的正向影響。

表 4的（3）和（4）部分為分城鄉(xiāng)的估計(jì)結(jié)果，未控制內(nèi)生性問題的混合Logit回歸結(jié)果顯示，吸煙對(duì)城市居民的貧困發(fā)生率有顯著的負(fù)向影響，IV Probit的回歸結(jié)果顯示，吸煙會(huì)導(dǎo)致城市居民貧困發(fā)生率增加，系數(shù)為0.67且在1%水平下顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為350.104，表明不存在弱工具變量問題；吸煙對(duì)農(nóng)村居民的貧困發(fā)生率在控制了內(nèi)生性問題之后，存在正向影響，但影響結(jié)果不顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在弱工具變量問題。綜上，吸煙對(duì)城鄉(xiāng)貧困發(fā)生率呈正向影響，對(duì)城市影響較為顯著，而對(duì)農(nóng)村影響未呈現(xiàn)顯著性。

（二）吸煙對(duì)一階貧困距的影響

我們進(jìn)一步探究吸煙對(duì)貧困深度的影響，由于貧困深度為連續(xù)變量，因此我們?cè)谑褂霉ぞ咦兞炕貧w時(shí)不再需要IV Probit方法，改用2SLS以及對(duì)弱工具變量敏感的有限信息極大似然估計(jì)法（LIML），同時(shí)也匯報(bào)了混合OLS和面板固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，如表 5所示。

表 5 吸煙對(duì)一階貧困距的影響

表 5第（1）和（2）列分別為混合OLS和固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，二者系數(shù)均為負(fù)且沒有顯著性。第（3）和（4）列為采用工具變量后的回歸結(jié)果，2SLS和LIML方法的回歸結(jié)果完全相同。吸煙會(huì)加深貧困人群的貧困深度，影響系數(shù)為0.08且在5%顯著性水平下顯著。弱工具變量檢驗(yàn)的結(jié)果為315.365，表明不存在弱工具變量問題。內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果在5%水平下拒絕吸煙為外生變量的假設(shè)，表明吸煙為內(nèi)生變量。以上結(jié)果表明我們選取的工具變量是有效的，吸煙會(huì)導(dǎo)致貧困人群的貧困深度增加8%。

我們進(jìn)一步將總體樣本分為男性和女性，城市和農(nóng)村子樣本分別探究吸煙對(duì)子樣本貧困深度的影響。在子樣本分析中，我們提供了固定效應(yīng)模型和2SLS的估計(jì)結(jié)果，如表 6所示。

表 6中（1）和（2）部分為分性別子樣本的估計(jì)結(jié)果，對(duì)于男性樣本，固定效應(yīng)模型結(jié)果為負(fù)，且在10%水平下顯著；2SLS估計(jì)結(jié)果表明吸煙會(huì)顯著增加男性的貧困深度，吸煙會(huì)導(dǎo)致男性貧困深度增加10.4%，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為185.482，表明不存在弱工具變量問題；吸煙對(duì)女性貧困深度的影響無論是在固定效應(yīng)模型下還是2SLS模型下，結(jié)果均不顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在弱工具變量問題。

表 6 不同子樣本中吸煙對(duì)一階貧困距的影響

表 6中（3）和（4）部分為分城鄉(xiāng)子樣本的估計(jì)結(jié)果，對(duì)于城市樣本，固定效應(yīng)模型結(jié)果為負(fù)，但不顯著，2SLS結(jié)果表明，吸煙會(huì)增加城市樣本的貧困發(fā)生率，影響結(jié)果同樣不顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在弱工具變量問題。對(duì)于農(nóng)村樣本，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果為負(fù)，但沒有顯著性；2SLS的回歸結(jié)果表明吸煙會(huì)顯著增加農(nóng)村貧困群體的貧困深度，系數(shù)值為0.093且在5%顯著性水平下顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為161.323，表明不存在弱工具變量問題。

（三）吸煙對(duì)二階貧困距的影響

我們進(jìn)一步衡量吸煙對(duì)貧困強(qiáng)度的影響，即利用FGT指數(shù)的二階貧困矩作為被解釋變量，二階貧困距本身的意義在于給予更貧困的群體更大的權(quán)重，即更加關(guān)注深度貧困群體的福利狀況。與一階貧困距的結(jié)果類似，我們同樣匯報(bào)混合OLS、固定效應(yīng)模型、2SLS以及LIML的估計(jì)結(jié)果，如表 7所示。

表 7 吸煙對(duì)二階貧困距的影響

表 7中（1）和（2）列為混合OLS和固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，系數(shù)均為負(fù)數(shù)且不顯著。（3）列為2SLS的估計(jì)結(jié)果，表明吸煙會(huì)導(dǎo)致總體貧困強(qiáng)度增加9.89%，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為315.365，表明不存在弱工具變量問題；內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果在5%顯著性水平下拒絕吸煙為外生變量的假設(shè)，表明我們使用工具變量估計(jì)結(jié)果的有效性。LIML的估計(jì)結(jié)果與2SLS的估計(jì)結(jié)果完全一致。

同樣，我們進(jìn)一步將樣本分為男女和城鄉(xiāng)子樣本，探究吸煙對(duì)貧困強(qiáng)度影響在不同群體之間的異質(zhì)性。

表 8 不同子樣本中吸煙對(duì)二階貧困距的影響

表 8中（1）和（2）部分為分性別子樣本的估計(jì)結(jié)果，對(duì)于男性樣本，固定效應(yīng)模型結(jié)果為負(fù)，但不顯著；2SLS估計(jì)結(jié)果表明吸煙會(huì)顯著增加男性的貧困強(qiáng)度，吸煙會(huì)導(dǎo)致男性貧困強(qiáng)度增加10.38%，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為185.482，表明不存在弱工具變量問題。吸煙對(duì)女性貧困強(qiáng)度的影響無論是在固定效應(yīng)模型下還是2SLS模型下，結(jié)果均不顯著。

表 8中（3）和（4）部分為分城鄉(xiāng)子樣本的估計(jì)結(jié)果，對(duì)于城市樣本，吸煙對(duì)貧困強(qiáng)度的影響無論是在固定效應(yīng)模型下還是2SLS模型下均不顯著。對(duì)于農(nóng)村樣本，固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果為負(fù)，但沒有顯著性；2SLS的回歸結(jié)果表明吸煙會(huì)顯著增加農(nóng)村貧困群體的貧困強(qiáng)度，系數(shù)值為0.1036且在5%顯著性水平下顯著，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在弱工具變量問題。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們進(jìn)一步做以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果不受工具變量選取的影響，我們選取受訪者所在社區(qū)的吸煙率作為工具變量。選取這一工具變量的理由同樣基于吸煙行為受周圍環(huán)境影響的原理，吸煙率反應(yīng)的是一個(gè)區(qū)域特定時(shí)間的吸煙人數(shù)占比，即反映了一個(gè)區(qū)域的吸煙密度。我們認(rèn)為，當(dāng)受訪者生活的周遭區(qū)域吸煙密度較高時(shí)，受訪者暴露在吸煙環(huán)境的可能性較大，這會(huì)對(duì)受訪者的吸煙決策產(chǎn)生影響，如同廣告一般起到宣傳的效果。我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了所選貧困線變動(dòng)和樣本變動(dòng)對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的影響。基準(zhǔn)回歸中的貧困線選取為中位數(shù)收入的50%，我們?cè)诜€(wěn)健性分析中選取世行提出的2美元/人天的貧困線。在樣本方面，從樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中我們可以看出2010年的收入水平明顯較高，且收入缺失值較為嚴(yán)重，為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)定，且樣本量允許的情況下，我們將2010年的數(shù)據(jù)剔除，僅保留2012-2018年的樣本。

更換工具變量的回歸結(jié)果表明吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響為正，盡管不顯著，但影響方向與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致；吸煙會(huì)顯著導(dǎo)致一階和二階貧困距增加，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果不受工具變量選擇的影響。更換貧困線的結(jié)果表明吸煙對(duì)貧困發(fā)生率的影響顯著為正，對(duì)一階貧困距和二階貧困距也有顯著的正向影響，更換貧困線后的估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果不受貧困線選取標(biāo)準(zhǔn)的影響。剔除 2010年樣本的回歸結(jié)果表明，吸煙對(duì)貧困發(fā)生率、一階貧困距和二階貧困距均存在顯著的正向影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，表明 2010 年的收入異常情況并未對(duì)我們的基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，即吸煙會(huì)顯著導(dǎo)致收入貧困發(fā)生率增加，并且會(huì)進(jìn)一步加重貧困的深度（一階貧困距）和貧困的強(qiáng)度（二階貧困距），即對(duì)更為貧困的群體影響程度更深。

六、機(jī)制分析

上述研究結(jié)果表明，吸煙會(huì)增加個(gè)人收入貧困的發(fā)生率，同時(shí)也會(huì)增加貧困群體的貧困深度和貧困強(qiáng)度。就此首先我們需要驗(yàn)證一個(gè)直接導(dǎo)致收入貧困的傳導(dǎo)機(jī)制，即收入水平，探究吸煙是否會(huì)導(dǎo)致收入水平的下降。考慮到分析吸煙對(duì)收入的影響依舊會(huì)存在內(nèi)生性問題，我們繼續(xù)以基準(zhǔn)回歸中的其他家庭成員吸煙占比作為工具變量，采用2SLS估計(jì)方法。總體回歸結(jié)果可以看出，吸煙會(huì)顯著導(dǎo)致個(gè)人總收入下降47.6%，弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果為821.397，遠(yuǎn)大于Stock-Yogo weak ID test10%的臨界值16.38，表明依舊不存在弱工具變量問題；內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果強(qiáng)烈拒絕吸煙為外生變量的原假設(shè)，表明工具變量選取的有效性。分性別子樣本的回歸結(jié)果表明，吸煙對(duì)男性收入存在負(fù)向影響，但影響水平低于對(duì)總體樣本的影響水平，且結(jié)果不顯著；對(duì)女性收入存在5%水平顯著的負(fù)向影響，且影響程度大于男性，吸煙會(huì)導(dǎo)致女性收入下降56%，同時(shí)對(duì)性別子樣本的工具變量檢驗(yàn)結(jié)果均通過，表明了回歸結(jié)果的可靠性。分城鄉(xiāng)子樣本的回歸結(jié)果表明，吸煙對(duì)城市居民收入水平的負(fù)向影響較大且在1%水平下顯著，吸煙會(huì)導(dǎo)致城市居民收入下降61%；吸煙對(duì)農(nóng)村居民收入的影響方向也為負(fù)，但不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，且數(shù)值上遠(yuǎn)低于對(duì)城市居民的影響結(jié)果。

吸煙對(duì)個(gè)人收入顯著的負(fù)向影響結(jié)果表明，吸煙會(huì)通過降低個(gè)人收入而導(dǎo)致個(gè)人更容易陷入貧困狀態(tài)，本文的研究假說提到吸煙可能會(huì)損害健康人力資本，而健康人力資本又會(huì)影響勞動(dòng)力的市場(chǎng)表現(xiàn)，勞動(dòng)力的市場(chǎng)表現(xiàn)則與收入水平掛鉤，基于此，我們驗(yàn)證這一機(jī)制是否存在。如果吸煙會(huì)通過惡化健康狀況進(jìn)而引起收入降低，那么當(dāng)控制健康變量后吸煙對(duì)收入的影響系數(shù)會(huì)傾向于減小。對(duì)此，我們進(jìn)一步控制健康變量，并對(duì)比控制健康變量前后的估計(jì)結(jié)果。在控制了代表健康水平的變量之后，吸煙對(duì)收入的影響系數(shù)絕對(duì)值縮小了，在總體以及分性別、分城鄉(xiāng)的子樣本中均有所縮小，表明吸煙會(huì)通過惡化健康水平進(jìn)而影響個(gè)人收入。吸煙對(duì)個(gè)人健康的損害，可能會(huì)導(dǎo)致個(gè)人工作效率低下，由于我們測(cè)度的收入為個(gè)人總收入，里面包含可衡量單位時(shí)間收入的績(jī)效類工資以及其他兼職等收入，仍舊無法判別吸煙對(duì)哪一類收入有負(fù)向的影響作用。CFPS 問卷詢問了個(gè)人主要工作的工資收入，我們進(jìn)一步以此為被解釋變量，衡量吸煙對(duì)工資收入會(huì)帶來怎樣的影響。

由于職業(yè)性質(zhì)的不同，工資的形式會(huì)存在差異，比如政府部門更傾向于采取較為固定的崗位工資形式，國(guó)有企業(yè)或事業(yè)單位等仍以崗位工資為主，但私營(yíng)企業(yè)或是外企等更傾向于以少量基本工資為輔，以基于績(jī)效考評(píng)的獎(jiǎng)勵(lì)性工資為主，因此我們進(jìn)一步將樣本按照職業(yè)性質(zhì)細(xì)分，主要分為三類：（1）政府部門/黨政機(jī)關(guān)/人民團(tuán)體/民辦非企業(yè)組；（2）事業(yè)單位/國(guó)有企業(yè)；（3）私企/外企/個(gè)體工商戶。我們進(jìn)一步將退休人群排除在外，即將樣本年齡縮小至18-60歲。同時(shí)對(duì)于職業(yè)性質(zhì)的分類，2010年和2012年的分類與2014年及之后存在差別，為了不影響測(cè)算結(jié)果同時(shí)樣本量充足的情況下，我們將2010年和2012年樣本剔除，僅選取2014、2016和2018年樣本。

從測(cè)量方法角度上來看，個(gè)人層面存在諸多可觀測(cè)的以及不可觀測(cè)的與吸煙行為和勞動(dòng)力市場(chǎng)報(bào)酬相關(guān)的因素，而吸煙對(duì)工資收入的影響必然以上述部分或全部因素作為傳導(dǎo)機(jī)制，我們要做的是將這一傳導(dǎo)機(jī)制剝離出來。我們?cè)诖巳耘f考慮吸煙行為的內(nèi)生性問題，以基準(zhǔn)回歸結(jié)果中的家庭其他成員吸煙占比為工具變量，運(yùn)用 2SLS 估計(jì)方法，估計(jì)得出無論是控制健康前還是控制健康后，吸煙對(duì)個(gè)人工資收入都存在負(fù)向影響。總體來看，吸煙會(huì)導(dǎo)致個(gè)人工資收入下降48%，且在 1% 水平顯著，當(dāng)進(jìn)一步控制健康水平后，吸煙對(duì)個(gè)人工資收入的影響變小，降為 43.9%，但仍在 1% 水平下顯著，其中生病會(huì)導(dǎo)致個(gè)人工資收入下降3.15%，表明吸煙對(duì)工資收入的影響部分是通過健康水平傳導(dǎo)的，即吸煙有害健康，導(dǎo)致個(gè)體更容易患病，而患病會(huì)帶來工資收入的降低。

進(jìn)一步觀察分職業(yè)性質(zhì)的回歸結(jié)果，吸煙對(duì)政府部門員工的工資有負(fù)向影響，但不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著，在控制健康變量后，吸煙系數(shù)有所縮小，健康變量對(duì)工資收入的影響也為負(fù)，但均不存在顯著性結(jié)果。吸煙對(duì)國(guó)有企業(yè)員工的工資有顯著的負(fù)向影響，但在控制了健康變量后，顯著性消失，健康變量也呈現(xiàn)負(fù)向影響，但同樣沒有顯著性，弱工具變量檢驗(yàn)和內(nèi)生性檢驗(yàn)均通過，表明我們估計(jì)結(jié)果具有合理性。吸煙對(duì)私營(yíng)企業(yè)員工存在5% 顯著的負(fù)向影響，系數(shù)表明吸煙會(huì)導(dǎo)致私營(yíng)企業(yè)員工工資收入下降44.3%，在控制了健康因素后，影響系數(shù)下降為41.31%，顯著性水平?jīng)]有發(fā)生改變，健康因素對(duì)私營(yíng)企業(yè)員工工資收入有5% 顯著的負(fù)向影響，系數(shù)表明生病會(huì)導(dǎo)致工資收入下降3%。弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在弱工具變量問題，內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果也同時(shí)表明了我們估計(jì)結(jié)果的合理有效。綜合以上結(jié)果，吸煙確實(shí)會(huì)導(dǎo)致工資收入下降，且這一負(fù)向影響一部分是由于吸煙有害健康，而健康水平下降會(huì)傳導(dǎo)至勞動(dòng)收入報(bào)酬的降低。這一影響機(jī)制在不同的職業(yè)類別間存在差異，在政府部門未能發(fā)現(xiàn)這一機(jī)制，在國(guó)有企業(yè)和事業(yè)類單位這一機(jī)制也不明顯，在私營(yíng)企業(yè)以及外資企業(yè)等單位，這一機(jī)制則十分明顯，表明當(dāng)工資收入主要基于績(jī)效的考評(píng)工資時(shí)，吸煙對(duì)健康人力資本的損害帶來的勞動(dòng)報(bào)酬降低就會(huì)十分明顯。

七、結(jié)論

本文驗(yàn)證了由吸煙導(dǎo)致健康狀況惡化進(jìn)而引發(fā)的相對(duì)貧困（收入下降）和多維貧困（因病返貧）的機(jī)制，對(duì)于扶貧政策制定具有積極意義。 精準(zhǔn)扶貧需更加注重因健康問題而處于貧困邊緣的人群，更加注重貧困人口自身發(fā)展能力與抵御風(fēng)險(xiǎn)能力的提升。為此，扶貧政策在事前預(yù)防和事后幫扶的視角選取上，應(yīng)著重加強(qiáng)事前預(yù)防的扶貧政策視角，提前發(fā)現(xiàn)并識(shí)別存在因健康問題而陷貧、返貧風(fēng)險(xiǎn)的人群，采取有針對(duì)性的預(yù)防和幫扶措施。

吸煙所產(chǎn)生的健康危害存在一定時(shí)滯性，煙草制品中的尼古丁會(huì)使吸煙者產(chǎn)生精神依賴，短視性和成癮性的雙重疊加會(huì)導(dǎo)致吸煙者很難自覺發(fā)現(xiàn)并承認(rèn)煙草制品的潛在健康及經(jīng)濟(jì)危害，尤其是貧困邊緣的低收入群體，由于其受限于認(rèn)知水平而對(duì)煙草危害認(rèn)識(shí)不足、可獲取的戒煙方式有限、以及可替代吸煙的放松娛樂項(xiàng)目有限等原因，很容易成為頑固的長(zhǎng)期吸煙者，會(huì)導(dǎo)致其陷入因煙致病、因病致貧或返貧的惡性循環(huán)鏈條中。由于吸煙行為存在上述特性，因此政府及時(shí)的介入干預(yù)尤為重要。同時(shí)，吸煙行為便于識(shí)別，適合成為預(yù)防性扶貧政策的抓手實(shí)施精準(zhǔn)干預(yù)。因此在構(gòu)建預(yù)防性扶貧政策時(shí)應(yīng)將控?zé)熣呒{入考量，例如提高煙草稅收與價(jià)格以減少低收入人群的煙草消費(fèi)，防止青少年吸煙，加大對(duì)低收入人群吸煙行為的監(jiān)測(cè)，加大對(duì)貧困及貧困邊緣地區(qū)的控?zé)熣咝麄髁Χ龋瑒?chuàng)建公共場(chǎng)所無煙環(huán)境，依托村居衛(wèi)生所提供免費(fèi)戒煙服務(wù)幫助吸煙者戒煙等措施，從源頭上阻斷“因煙致病、因病致貧”的惡性循環(huán)鏈條，建立陷貧、返貧阻斷機(jī)制。

本文的結(jié)論為我國(guó)的扶貧政策制定提供了一個(gè)新視角，即從“因病致貧，因病返貧”的多維貧困出發(fā)（王盈怡和涂罡，2018），將扶貧關(guān)口前移，以慢性病的疾病預(yù)防為切入口，加大對(duì)低收入人群不健康消費(fèi)行為和生活習(xí)慣的政策干預(yù)，例如通過干預(yù)使吸煙者戒煙，鼓勵(lì)其養(yǎng)成健康的生活習(xí)慣，提高身體素質(zhì)并進(jìn)而提高勞動(dòng)收入，則可以減少其因吸煙致病而陷貧、返貧的風(fēng)險(xiǎn)。

從另一個(gè)角度來看，吸煙是慢性非傳染性疾病的主要致病因素之一，慢性病的高額醫(yī)療支出給家庭和國(guó)家均帶來沉重的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。通過加強(qiáng)控?zé)煷胧┑牧Χ葘?duì)吸煙者進(jìn)行戒煙干預(yù)，避免產(chǎn)生新的吸煙者，將會(huì)減少潛在的因煙致病的患者，從而緩解政府醫(yī)療補(bǔ)貼負(fù)擔(dān)，節(jié)約政府財(cái)政衛(wèi)生支出。此外，如果能將提高煙草稅增加的財(cái)政衛(wèi)生支出再分配于低收入人群，提高對(duì)低收入人群的醫(yī)保覆蓋，那么這部分人群因病致貧，因病返貧的風(fēng)險(xiǎn)將會(huì)降低，有利于促成良性的政策循環(huán)。