社区事务：卫生干预的不同影响

2022-6-11 09:46:07

社区事务：卫生干预的不同影响*Laura Abramovsky Britta Augsburg Melanie Lührmann Francisco OteizaJuan Pablo RudWe在尼日利亚社区使用一项群集随机对照试验（RCT），研究旨在改善卫生条件的参与性社区级信息干预的有效性。社区主导的全面卫生干预（CLTS）目前是25多个国家国家卫生政策的一部分。虽然在大规模实施近三年后，平均影响微乎其微，但结果隐藏了重要的异质性：干预措施对较贫穷社区的卫生实践产生了强烈而持久的影响。这些都是通过增加管理投资来实现的。我们表明，二手数据中广泛存在的社区财富是有效干预目标的关键统计数据。利用其他五个类似的随机干预数据，我们发现社区层面的财富异质性可以使文献中广泛的影响估计合理化。这一实践为我们的发现提供了合理的外部有效性，并对干预规模的扩大产生了影响。JEL代码：O12、I12、I15、I18。*这项研究是英国水援助组织项目“可持续总体卫生尼日利亚——实施、学习、研究以及对实践和政策的影响”（STS尼日利亚）正式研究部分的一部分，由比尔和梅琳达·盖茨基金会资助。Abramovsky、Augsburg和Oteiza也感谢ESRC资助的公共政策微观经济分析中心（CPP）在IFS的资助，grant References/M010147/1。评估在ISRCTN注册表（ISRCTN74165567）中注册。

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2022-6-11 09:46:10

作者感谢EDePo发展研讨会、3ie研讨会、ESPE、皇家经济学会会议和伦敦卫生与热带医学院的与会者提出有益的意见和建议。通讯作者Britta Augsburg，财政研究所，7 Ridgmount Street，London WC1E 7AE；电话：0044（0）20 72914800，传真：0044（0）20 7323 4780，电子邮件：britta_a@ifs.org.uk.1引言公共卫生干预措施通常作为行为改变和健康产品采用的工具性驱动因素而得到推广。但这些项目在发展中国家的效果如何，尤其是在大规模实施时？我们在参与社区一级干预的背景下调查这一问题，该干预已被世界各国政府广泛引入，以改善获得安全卫生设施的机会。20世纪初，发达国家的综合水和卫生方案被称为上世纪最有效的公共卫生干预措施（Alsan和Goldin，2019），因为它们对婴儿生存和减少传染病有着重大影响。到目前为止，人们已经很好地理解了不良卫生条件及其造成的疾病环境的代价，包括儿童健康、死亡率、人力资本积累和经济增长（Adukia，2017年，Alzua等人，2018年，Augsburg和Rodriguez-Lesmes，2018年，Baird等人，2016年，Spears和Lamba，2016年）。然而，全世界仍有45亿人无法获得安全管理的卫生设施（世界卫生组织/联合国儿童基金会/联合管理规划署，2017年）。因此，改善卫生条件已被联合国确认为可持续发展的目标。

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2022-6-11 09:46:13

要实现这一目标，关键是确定在低收入国家行之有效的政策。在本文中，我们展示了我们实施的一项群集随机对照试验（RCT）的结果，该试验旨在评估尼日利亚政府的“国家卫生战略”。我们评估了政府战略的主要支柱，即社区主导的全面卫生干预（CLTS）。CLTS需要召开社区会议和提供信息，目的是通过激发集体行为改变的愿望和鼓励社区建造和使用厕所来根除开放式排便（OD）。作为实验的一部分，在鲁拉洛247个研究集群中的125个随机样本中实施了CLTS，中等收入国家对腹泻等传染病的负担不成比例（Prüss-"Ustün和Corvalán，2006）。例如，更好的卫生条件可以预防每年36.1万名5岁以下儿童的腹泻相关死亡（Prüss-Ustun等人，2014年），并可以降低学龄儿童蠕虫感染的流行率，从而影响教育程度和劳动力市场的结果（Baird等人，2016年）。关于概述，另请参见联合国（2016年），《水和卫生计划》（2012年）。尼日利亚提供了一个合适的环境来研究卫生问题，因为其34%的人口实行开放式排便，厕所拥有率停滞不前（世界卫生组织/联合国儿童基金会，2015年），该国在全球人口中占很大比例，没有足够的卫生设施（世界卫生组织/联合国儿童基金会/联合管理计划，2017年）。位于尼日利亚埃基蒂州和埃努古州的社区。在每个集群中，我们随机选择了20户家庭在2014年进行基线访谈，并在实施后的8个月、24个月和32个月进行了三次随访调查。

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2022-6-11 09:46:16

由此产生的平衡小组包含4500多个家庭。我们的结果表明，平均而言，CLT导致接受治疗社区的家庭OD暂时性小幅度下降，即在24个月内下降3个百分点（pp）。然而，这些估计隐藏了人口亚组之间有意义的影响异质性：我们发现，干预影响在研究社区中的资产最贫困的一半中相当强，并且仅限于这一半。在这些社区，OD下降了平均水平的三倍，即短期内（实施后8个月）下降了9个百分点，而且随着时间的推移，这种卫生改善是持续的。OD的减少主要通过家庭卫生投资实现，即建造新厕所。这种影响不能归因于社区间厕所所有权的预处理差异。我们也没有发现社区在社会资本或社会互动、公共物品结构或领导者特征方面的差异可以解释我们的结果。然而，社区的社会经济地位显然对干预效果很重要。沿社区的三个可选社会经济维度（地理隔离、低人口密度和低平均夜光强度（通过卫星测量获得））进行的社区特定影响估计得出的估计值与社区财富的估计值相当。此外，我们使用尼日利亚RCT的结果和最近在其他国家进行的五项CLTS试验（Briceno等人，2017年，Cameron等人，2019年，Guiteras等人，2015年，Patil等人，2014年，Pickering等人，2015年）的数据来证明，在其他环境中也可以发现这种异质性影响，以及ii）显示尼日利亚背景之外的地区级财富与项目效率之间的反比关系。

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2022-6-11 09:46:19

这为我们的发现提供了外部有效性，并使跨研究的CLTS影响估计合理化。我们的结果有四个重要意义。首先，我们表明，公共卫生信息干预（如CLT）确实可以引发（某些）人群的行为改变，这与Dupas（2011）的调查结果一致。其次，根据CLTS从业者的经验和经验，干预应该在哪里最有效（Kar和Chambers，2008），我们指出社区财富是这种参与性社区层面信息干预有效性的关键因素。我们表明，社区社会经济特征的异质性影响主导了家庭层面的影响异质性。第三，我们的结果对CLT的扩大具有重要意义。为了能够得出关于更广泛推广的政策相关结论（Muralidharan和Niehaus，2017），我们大规模实施了CLT。在清洗单位（水、卫生和个人卫生）工作的ZF官员接受了实施干预的培训。根据我们的发现，我们认为，有针对性地实施CLT可能会比一揽子方法产生更大的政策回报。财富的衡量标准可以在标准的家庭调查中获得，也可以从开放获取的卫星数据中获得夜光强度指数。ZF可以很容易地将这些数据与RCT的结果结合起来，为这一广受欢迎的卫生项目制定更有效的目标战略，目前已有25多个拉丁美洲、亚洲和非洲国家实施了该项目。

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2022-6-11 09:46:22

例如，我们使用2013年尼日利亚人口和健康调查（DHS）证明了这一点，并表明数据可以将地理区域划分为较贫穷和（适度）较富裕的区域，其精度与从我们的主要研究数据中获得的测量值相似。最后，我们展示了异质干预影响如何有助于解决广泛公认的问题，即RCT的高内部有效性在外部有效性方面具有重要的不足（Basu，2014，Deaton and Cartwright，2018，Peters et al.，2018）。Wang et al.（2006）和Meager（2019）强调上下文或位置特定因素是阻碍外部有效性的因素。我们介绍了当地的社会经济状况，尤其是社区财富，这是我们的RCT尼日利亚背景之外的CLT有效性的共同基础因素，事实上，在各种不同的背景下。最近公布的五项CLTS试验（Bricenoet al.，2017，Cameron et al.，2019，Guiteras et al.，2015，Patil et al.，2014，Pickering et al.，2015）的结果在马里的一项试验（Pickering et al.，2015）中产生了非常大的影响，即厕所拥有量增加了30个百分点，排便次数减少了23个百分点，tono对孟加拉国厕所所有权的可检测影响（Guiteras等人，2015年）。我们估计，最近的研究试图确定导致干预措施产生异质影响的潜在因素，例如Bandiera et al.（2018），Cunha et al.（2018），Meager（2019）。使用协调方法和配对影响估计，对这些评估中的每一项进行异质性影响评估，并将其与所有研究中可用的当地社会经济特征进行对比，即基线平均夜间光照强度。

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2022-6-11 09:46:25

我们在本研究中发现的地区级财富与项目有效性之间的反比关系，使研究中现有的CLTS影响估计范围合理化。本着Banerjee等人（2017b）的精神，我们得出结论，我们来自尼日利亚的结果在各种背景下都具有合理的外部有效性。本文其余部分的结构如下。在下一节中，我们将描述干预和实验设计。在第3节中，我们介绍了实证方法，第4节介绍了我们的影响估计。第5节将我们的研究结果与其他CLT干预的结果进行了比较。第6节结束。2干预和研究设计2.1社区主导的全面卫生尼日利亚政府在2007年启动的“扩大卫生和个人卫生”战略中，将社区主导的全面卫生作为发展农村卫生的主要途径。这项决定是在国家卫生工作组与州和地方政府以及水援助和儿童基金会等地方和国际非政府组织合作进行了三年试点之后作出的。从2008年开始，向全国推广CLT。我们通过在埃努古州和埃基蒂州的九个地方政府地区（LGA）进行的一项群集随机对照试验，研究了尼日利亚国家战略背景下CLT的有效性，这些地区最近没有任何CLT或类似CLT的干预经验。CLTS是一项社区层面的信息和动员干预措施，旨在减少露天排便和提高厕所覆盖率。它通常分三个步骤实现。

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2022-6-11 09:46:28

FIRSTS步骤侧重于动员：与社区领导人接触并讨论OD对健康的负面影响，以及CLTS在实现卫生外部性的重要性方面的潜在益处，即，如果一些居民进行露天排便，所有社区成员（尤其是儿童）都有感染卫生相关疾病的风险。社区内的行为改变。会议的目的是说服社区领导者安排一次社区会议。这次会议，即所谓的“触发会议”，标志着第二步，也是CLT的主要组成部分。只有在确定日期当天有大量社区成员聚集在预定的公共空间时，会议才开始一次。该活动通常是一项社区地图绘制活动，每个参加活动的社区成员都会在地面的样式化地图上标记其家庭位置和厕所所有权状态。社区成员接下来确定常规OD站点并标记这些站点。在许多情况下，促进者使用此练习来跟踪显示社区生活在被粪便污染的环境中的图形图像。会议主持人进一步利用该地图追踪社区人类粪便进入供水和食品的污染路径。作为结束任务，与会者被要求起草一份社区行动计划，以实现社区级开放式无排便（ODF）状态。CLTS的这一方面旨在促进集体行动和协作。它包括讨论如何支持贫困或弱势家庭实现ODF地位。行动计划张贴在公共场所。志愿者（所谓的“自然领导者”）被挑选出来，定期跟进每位与会者对实施该计划的承诺，这是CLTS的第三步。

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2022-6-11 09:46:31

安排主持人进行后续访问。最终，国家农村供水和卫生局（RWASSA）和国家卫生工作组（NTGS）可能会对社区的成就进行认证。CLTS不提供任何货币激励、补贴或信贷来资助厕所建设或奖励OD减少或ODF成就，也不提供技术援助或硬件。它也没有推广特定的厕所技术。其目的是纯粹通过改变不安全卫生设施的感知成本和使用厕所的感知效益来推动卫生实践的改变。随后可能会有许多其他活动，由主持人自行决定。例如，在社区内进行横断面步行（通常称为“羞耻步行”），指出环境中可见的粪便，以引起进一步的厌恶和羞耻；与OD实践可能导致的疾病相关的医疗费用计算；或图形练习，在这些练习中，促进者可能会将粪便添加到饮用水中，说明这些粪便不一定是肉眼可见的。在我们的研究背景下，只有大约20%的触发会议包括至少一个这样的额外练习，图解是最流行的一个（在14%的触发会议中实施），然后是费用计算（7%）。2.2实验设计和干预实施我们通过与国际非政府组织（NGO）水援助合作开展的RCT，在尼日利亚国家战略背景下研究CLT的有效性。水援助组织与地方政府地区（LGA）和两个地方资源机构（Ekiti和Enugu的非政府组织）密切合作，在尼日利亚36个州中的两个州Ekiti和Enugu实施CLT。具体而言，尼日利亚水援助组织（WaterAid Nigeria）和两个当地非政府组织在每个州举办了一次CLTS培训课程。

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2022-6-11 09:46:34

这些会议培训了LGA水、卫生和个人卫生（WASH）单位，这些单位是尼日利亚公共服务的一部分，然后由这些单位进行CLTS动员、触发会议和后续活动。在埃努古选择了四个近期没有CLTS经验或类似CLTS干预的LGA，在埃基蒂选择了5个LGA。其位置如图1所示。图1尼日利亚Ekiti州和EnuguNote州研究区域地图：Ekiti（左）和Enugu（右）九个选定LGA（阴影）中的研究集群。该研究方案经以下IRB批准：尼日利亚联邦卫生部国家健康研究伦理委员会（NHREC/01/01/2007-20-20/11/2014）、伦敦大学学院伦理委员会（2168/009）。该试验在ISRCTN注册中心（ISRCTN74165567）注册。我们注意到，该研究项目还旨在评估一项供应干预措施，即卫生营销（SanMark）。然而，SanMark开发和试点的时间比计划的要长，在进行终点线调查时，实施的时间还不足以进行全面的影响分析。项目最终报告概述了详细信息（Abramovsky et al.，2018）。LGA是尼日利亚继各州之后的第二个分部。LGA是由地方ZF委员会领导的行政区划。由于预算限制和安全问题，第三个州Jigawa被撤销。埃努古的研究LGA包括伊博-埃兹北部、伊博-埃兹南部、恩卡努东部和乌德努。在Ekiti，Ido Osi、Ikole、Moba、Irepodun Ifelodun和Ekiti South West是研究的一部分。由于CLTS是一种社区层面的干预，我们使用了我们称之为“可触发集群”的随机单元。可触发集群是指地理位置相近的村庄、街区或居住区组成的群体。这些集群由研究人员和实施者共同定义。

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2022-6-11 09:46:37

因此，它们与尼日利亚的任何行政单位都不匹配。选择集群的目的是减少信息溢出，例如成为独立的单元，以便有关触发活动的信息不会传播到下一个集群。例如，这意味着可触发集群不会共享市场或大型公共区域。为了进一步减少实验治疗组和对照组之间的潜在污染，在可触发组周围引入了“缓冲”区域，以确保没有两个组位于地理位置相近的位置。未施加特定距离。“可触发集群”及其功能区的定义是由实施者之前在这些领域的工作经验推动的。在这两个研究州，一个集群平均由1.7个村庄或宿舍组成，所有这些村庄或宿舍都是同时实施的。动员和触发活动的治疗期大约持续了六个月，即2015年1月至6月。我们总共确定了247个“可触发集群”。其中246人在研究过程中被随机分为接受CLT（治疗）或不接受CLT（对照组），概率相同。LGA对随机化进行分层。处理和控制集群的分布如表1所示。表1每个研究组和状态对照组的可触发集群总数百分比频率%频率%Ekiti 63 51.6 66 52.8 129 52.2 Nugu 59 48.4 59 47.2 118 47.8总计122 100.0 125 100.0 247 100.0集群内村庄或小区的中位数和模式数为1。

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2022-6-11 09:46:40

一个集群最多有7个村民，只发生一次。由于社区内乱，无法在任何治疗后调查波中收集数据，因此从原始抽样中删除了一组数据。2.3受访者抽样、数据收集和损耗我们在近三年半的时间内收集了五轮数据。2014年10月，通过第一轮数据收集，在Ekiti和Enugu的九个参与LGA进行户主普查，建立了抽样框架。人口普查收集了50333户家庭的基本户主信息（Enugu 27888户，Ekiti 22445户）。基于此次人口普查，我们从每个集群中随机抽取20户家庭进行访谈。我们的样本是九个LGA中thusa代表性家庭小组。这与其他研究形成对比，这些研究将样本局限于有孩子的家庭（Briceno et al.（2015），Cameron et al.（2019），Pickering et al.（2015））。我们的最终样本包括246个集群中的4671户家庭，分布在Ekiti和Enugu，覆盖了研究区域约9%的人口。Abaseline调查于2014年12月和2015年1月进行。第一次后续调查（FU1）于2015年12月至2016年2月期间进行，平均时间为实施后八个月。FU2发生在实施后24个月（2017年3月至4月），FU3发生在实施后32个月（2017年11月至2018年1月）。三次后续调查使我们能够研究CLTS影响随时间的动态，深入了解项目影响的可持续性。

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2022-6-11 09:46:44

图2总结了干预和数据收集的时间安排。图2项目时间表：实施和数据收集wavestime2014 2015 2016 2017年BaselineCLTSFU 1 FU 2 FU3数据收集由独立的数据收集公司进行，不了解治疗状态。初步估计，实施计划中触发集群的规模约为150户。在该领域，集群规模更大。由于预算限制，上市人数最多为180名家庭成员。为了获得具有代表性的家庭样本，我们采用了以下方法：对于每个triggerablecluster，我们随机对村庄/宿舍进行排序，并在列表的顶部开始列出。Firstvillage/季度完全列出，与规模无关（即，如果需要，超过180户阈值）。如果列出的家庭少于150户，则将继续在列表中的第二个村庄/季度收集数据，再次列出该村庄/季度的每户家庭。这一过程一直持续到将所有村庄/居住区列入每个集群，或直到接触到大约180户家庭。这种方法确保我们拥有每个研究集群的列表数据，确保我们的总体样本仍然代表研究区域（因为村庄/季度列表的顺序是随机确定的），并且确保在预算范围内列出整个村庄和季度。我们的研究在三次后续调查中的流失率较低：FU1为2.53%，FU2为8.81%，FU3为11.58%，如附录表13所示。一个可能的担忧是，治疗村和对照村之间的无反应不是随机的，这可能会使估计的治疗效果产生偏差。

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2022-6-11 09:46:47

表2的下面板显示，在终点调查FU3时，控制组和干预组的营养水平之间没有显著差异，控制组家庭的自然减员率为11.14，治疗区为12.05。同样的结论适用于FU1和FU2期间治疗状态的不同磨损（附录表13）。为了更正式地调查这一点，我们测试了治疗状态是否可以预测地区固定效应和家庭水平基线特征的磨蚀条件（附录表14）。总的来说，治疗假人的系数接近于零，并且在三次随访调查或估计规格中均无统计学意义。这表明选择性磨损并不令人担忧。因此，我们将分析重点放在由4540户家庭组成的平衡小组上，这些家庭在每一轮数据收集中都进行了成功的访谈。2.4研究人群和治疗对照平衡由于治疗组和对照组的集群分配是随机的，我们预计在基线调查时两组之间没有系统性差异。我们检查了表2中的平衡性，给出了基线时测量的家庭主要特征、我们考虑的结果和研究社区特征的汇总统计数据。我们给出了对照组的基线平均值（在磨损后样本中），治疗组和对照组之间的平均值差异，并在最后一列中报告了这些平均值相等性的t检验的p值。正如预期的那样，除了家庭成员数量的微小差异（0.27），两组在上述维度上没有统计学上的显著差异。

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2022-6-11 09:46:50

在所有特征的联合显著性的F检验中，我们在5%水平上拒绝了无效假设（p值=0.038），因此在整个分析过程中将该变量作为协变量。然而，一旦我们剔除家庭规模，其余变量的解释力显著下降（pvalue=0.27），这支持了我们随机化策略的有效性（除了户主之外项目的基线报告支持在广泛的附加变量上的平衡性（Abramovsky et al.，2015）。尺寸）。表2的第一个面板报告了家庭特征。研究社区的户主主要是男性（64%），平均年龄为55岁。大多数完成小学教育（68%）和就业（77%）。平均家庭规模为4人，其中30%的人与6岁以下的孩子生活在一起。45%的人以务农为主要活动。我们还提出了家庭资产负债指标，作为基于一系列资产所有权问题的主成分分析的第一个因素进行衡量。虽然这个变量的数值本身没有意义，但它在各个实验臂之间是平衡的。第二个小组介绍了主要成果，所有成果都是在家庭一级衡量的。我们的首要利益在于家庭的卫生行为，特别是开放式排便实践，为此我们采用两种措施。第一个是主要调查对象（通常为女性）是否表示至少有一名四岁以上的家庭成员进行OD调查。

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2022-6-11 09:46:53

如果响应者自己声明执行OD，则第二个变量取值1。表2显示，在我们的研究人群中，62.8%的家庭至少有一名成员在露天排便，并且有非常相似的百分比（62.4%）的女性报告说她们自己也遵循这种做法。我们发现，在露天排便的习惯与缺乏厕所所有权密切相关。私人厕所的所有权和使用是减少OD的最常讨论的渠道，包括社区会议（Kar，2003）。然而，只有36.9%的家庭拥有厕所，36.1%的家庭拥有任何类型的功能性厕所，32.4%的家庭拥有功能完善的厕所。我们将这三个指标都作为结果纳入分析，因为它们反映了不同的兴趣维度。第一个记录所有权，但忽略功能。第二个额外的资本是对现有厕所存量的维护投资，或由于缺乏维护而取消厕所投资。第三个是质量，符合世界卫生组织/联合国教科文组织联合监测方案关于改善卫生条件的更严格标准。为了验证住户关于厕所拥有情况的报告，采访者询问受访者是否可以在结束采访时检查报告的厕所。如果附录A.1中的表11提供了其组件及其因子载荷的系统测量详情。两者都依赖于“你去哪里排便？”，结合可能的地点展示卡。排尿习惯在基线检查时单独询问，但此处不使用。表2基线所有对照治疗对照组治疗组和对照组之间的平衡。Obs公司。平均SD系数。

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2022-6-11 09:46:56

p-valuePanel A-评估后家庭样本家庭特征户主男性（%）4014 2027 64.53 47.85-1.92 0.307HH户主年龄（岁）4014 2027 55.82 17.23-0.66 0.364HH户主就业（%）4014 2027 78.10 41.37-0.79 0.677HH完成小学（%）4014 2027 67.54 46.83 0.40 0.851家庭规模4014 2027 4.33 2.50-0.27 0.022家庭至少有一名6岁以下儿童4014 2027 30.64 46.11-0.49 0.792HH主要活动是农业（%）4014 2027 47.11 49.93 3.06 0.414资产财富指数得分4014 2027 0.05 2.04-0.02 0.879开放式排便和厕所所有权至少1名成员（>4 y/o）执行OD（%）4014 2027 62.80 48.35 0.66 0.838主要受访者执行OD（%）3974 2008 62.40 48.45 0.47 0.884拥有厕所（任何条件，任何类型）4014 202736.90 48.27-0.31 0.922拥有一个功能齐全的厕所（任何类型）（%）4014 2027 36.11 48.04-0.18 0.955拥有一个功能完善的厕所（%）4014 2027 32.36 46.80 0.40 0.896所有HH成员使用一个厕所（%）4014 2027 37.20 48.35-0.66 0.838所有HH成员使用一个厕所（根据所有权情况）（）1446 732 97.95 14.18-0.89 0.35社区特征距离最近的LGA总部，245 121 6.60 4.14 0.56 0.295 km范围内的家庭数量，5km半径245 121 1590 997-90 0.476社区财富245 121-0.21 0.95-0.13 0.353光强，5km半径，2013年（最小值=0，最大值=25）245 121 2.07 3.01-0.06 0.870平均邻居信任度（0-None，2-High）245 121 0.88 0.49 0.01 0.847社会资本245 121-0.09 1.10 0.16 0.252宗教分裂（0-Low，1-High）245 121 0.61 0.16 0.02 0.465平均厕所拥有率（%）245 121 36.24 24 24.51-1.32 0.674面板B-未在终点线调查的损耗（%）4540 2281 11.14 31.46 0.91 0.341注：数据来自基线家庭调查。观察单位：家庭。面板A：样本仅包括在终点线进行调查的住户。

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2022-6-11 09:47:00

B组：样本包括基线调查的所有家庭。改良厕所是指使用世界卫生组织/联合国儿童基金会（2015）中的分类确定的质量厕所。有关家庭和社区层面协变量的详细描述，请参见附录a。由于CLT，治疗组中存在ror，特别是由于过度报告了“理想”结果，因此我们预计相对于终点控制区，治疗组的同意率和纠正率较低。然而，我们发现情况并非如此：24%的家庭拒绝接受检查，治疗组和对照组之间没有差异（对照组24.86%；治疗组23.85%，p值=0.693）。检查未发现报告所有权与实际所有权之间存在显著差异，如果有任何差异，治疗组的纠正率（7.98%）低于对照组（9.56%）。治疗组之间的这些指标在统计上没有显著差异。我们的结论是，没有证据表明治疗组和对照组在两个维度上存在选择性报告差异——检查同意率和同意住户对所有权的真实报告。在其他敏感性分析中，我们排除了拒绝验证厕所的家庭，并重新估计了平均和异质影响估计；所有参数估计在限制样本中几乎没有变化。CLTS对所报告的干预后开放式排便实践的影响（采访者无法直接监测）与厕所所有权（部分可验证）的反向变化密切相关（见第4.2节的结果）。这与基线时观察到的所有权与OD行为之间的密切关系一致：98%（正常）厕所所有者报告其家庭不实行OD（见表2）。

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2022-6-11 09:47:03

这一比例在干预后仍然非常相似（95%），治疗组和对照组的家庭之间没有差异（p值=0.345）。表2的第三个面板最终显示了一组社区特征的统计数据。这些社区距离LGA总部（HQ）平均约7公里，半径5公里内有1616户家庭。第4.2节详细描述了我们的部分分析，重点是社区社会经济地位（SES）对CLTS效果的异质性。到LGA总部的距离和5kradius范围内的家庭数量通常被用作SES状态的代表：到城市或半城市中心的距离通常不同于印度的OD习惯，例如，在印度，厕所的所有权和使用不一定要齐头并进（例如，见Gupta et al.（2019）），这是大约一个小时的步行。用于衡量偏远或孤立程度，以及5公里半径内的家庭数量，作为人口密度的衡量标准。我们在这里展示并在稍后使用两个SES代表的汇总统计数据，即基于社区家庭财富中值的社区财富指数和5公里半径范围内的干预前夜光强度指数，这是当地经济财富和收入的代表。我们发现，我们研究区域的平均夜光强度非常低，相对于0到61的总夜光范围，平均值为2。我们提出的下一组社区特征与社区内的社会互动有关，这一维度也被认为是加速CLT有效性的一个维度（参见Cameron等人（2019））。我们通过三种方式捕捉社会互动：一是社区的信任水平，二是社会资本，三是宗教分裂。

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2022-6-11 09:47:06

信任是衡量家庭对邻居信任程度的平均社区得分。社会资本家以家庭参与社区活动为基础，构建了类似的社会资本。我们采用了民族语言分裂（ELF）研究中使用的测量方法来捕捉宗教分裂，因为我们的研究样本在种族上是同质的，但在宗教上却非常不同。这些措施的详细定义及其分布见附录A.2。我们发现，60%的宗教分裂率高于阿莱西纳2003年分馏数据集中记录的70%的国家，人们在某种程度上信任他们的邻居（即0到2的等级约为0.9）。最后，与家庭平均水平一致，我们学生组的平均厕所拥有率为36.2%。所有社区特征在治疗和控制方面都是平衡的。3评估方法我们使用基于分组随机分配的ITT设计，评估CLTS对我们的主要结果开放式排便实践的影响。我们比较了发展中国家家庭调查中经常得出的家庭资产项目的详细清单，因为它们往往比家庭收入的衡量更精确。聚合指数的平均值为零，标准偏差为1。Michalopoulos（2013）提出的证据表明，财富和夜光强度有着强烈的相关性。平均社会资本和社区财富在结构上接近于零。意向治疗设计提供了有关重要参数的信息，通常比基于治疗接受度的估计更具外部有效性，因为完美的干预措施很少。

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nandehutu2022

2022-6-11 09:47:10

正如Abramovsky等人所述，在t期居住在社区（集群）c的家庭i中，通过治疗分配，开放式排便实践：yict=α+γTc+Xic0β+θyic0+ωg+δt+ict（1），社区层面的CLTS治疗状态由Tc确定。包括住户及其户主的基线特征Xic0，以最大限度地提高精度，并解释基线时观察到的住宅区规模不平衡。为了过滤未观察到的区域效应和同期冲击，我们包括LGA和测量波浪固定效应ω和δt。感兴趣的参数γ捕获了CLT的平均影响。我们对结果变量yic0基线值的首选规格条件。当预处理信息可用且结果随着时间的推移具有很强的相关性时，在实验环境中，ANCOVA的结果估计比差异和简单差异估计更有效（McKenzie（2012））。此外，我们还提供了传统的差异估计。为了研究异质影响，我们扩展了方程（1）中的规格：yict=α+γrTc+γd（Tc×CCc）+φCCc+Xic0β+θyic0+ωg+δt+ict（2）我们引入了一个描述社区特征的二元变量CCc，如社区财富，将我们的社区样本沿其中值分割，并包括交互项Tc×CCc。γRis是较富裕的一半社区（即CCc=0的社区）的平均CLTS治疗效果，γdis是富裕社区和贫穷社区（即CCc=1的社区）之间的治疗效果差异。我们样本中的社区通常位于尼日利亚社区财富分布的中间位置（第四到第七个十分位）（见附录D），而不是在塔里。因此，与尼日利亚的分布相比，社区既不富裕也不贫穷。

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2022-6-11 09:47:13

我们（2016年）讨论，虽然接触了所有社区的领导人，但由于参加计划活动的社区成员数量不足，18个社区（占所有治疗社区的14%）没有举行触发会议。在一个成功的随机方案中，正如我们的研究（见表2），ITT设计对指定给治疗的样本的干预平均影响产生无偏估计。出于稳健性目的，附录B显示，我们的研究中没有选择性触发的证据。此外，我们遵循Imbens和Angrist（1994）和Angrist和Imbens（1995）以及仪器触发治疗和治疗分配。结果与ITT估计值非常相似（见附录B）。为了便于描述，只需在正文的其余部分将我们研究社区的上（下）一半表示为“富裕”（贫穷）社区，因为我们在异质影响分析中同时测试了多个假设，所以我们在括号中报告了根据家庭误差率调整的p值。我们使用Romano和Wolf（2005）提出的方法计算这些数据。括号中显示了从每个点估计的单个显著性测试中获得的原始或未经调整的p值，通过抽取1000个集群自举样本进行计算。4结果4.1平均影响我们在表3中显示了对OD实践的平均影响估计。如果至少有一名四岁以上的家庭成员执行OD（第1-3列），则第一个因变量adummy等于1；如果主要受访者执行OD（第4-6列），则第二个a虚拟变量等于1。第1-2（4-5）列显示了无（有）家庭特征的差异估计的差异。第3列和第6列显示了方程式1中描述的ANCOVA规范，包括家庭特征。A组汇集了三次后续调查的观察结果。

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2022-6-11 09:47:16

我们发现，在所有规格和两种OD测量中，CLTS持续降低ODS。然而，行为改变的幅度很小（约3pp）。正如预期的那样，各规格的估计系数相同，但考虑滞后因变量时，精度最高。这是我们的首选规范，我们拒绝了两种OD测量在10%水平上零影响的无效假设：暴露于CLT导致OD减少3个百分点。如第2.4节所述，由于厕所维护中可能存在撤资，或OD的短期行为变化，CLTS影响可能不会随着时间的推移而持续。因此，考虑到CLTS实施后大约8（FU1）、24（FU2）和32（FU3）个月的影响估计，我们调查了影响的时间动态。表3的B组显示，值得注意的是，第一次后续调查中没有提出这个问题，表示为FU1。表3CLTS对开放性排便的影响结果=1如果：任何成员的OD主要受试者的OD（1）（2）（3）（4）（5）（6）面板A-混合冲击SCLTS（γ）-0.03-0.03-0.03-0.04-0.03p-值（0.26）（0.16）（0.06）（0.22）（0.13）（0.04）面板B-动态冲击SCLTS x FU 1（γ）-0.04-0.04-0.04p-值（0.16）（0.11）（0.04）CLTS x FU 2（γ）-0.04-0.04-0.04-0.03-0.04-0.03p-值（0.18）（0.11）（0.06）（0.23）（0.14）（0.09）CLTS x FU 3（γ）-0.03-0.03-0.02-0.03-0.03p-值（0.41）（0.31）（0.15）（0.42）（0.34）（0.22）ANCOVA否否否否否YesHousehold控制否是否YesDV控制均值（EL）0.49 0.49 0.48 0.48否。社区246 246 246 246 246 246 246否。观察结果8786 8518 8518 13233 12830 12697注：任何家庭成员的OD患病率（第1-3列）仅包括四岁以上的成员，未在第一次后续调查波中进行测量。

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能者818

2022-6-11 09:47:19

户主控制：户主的年龄、年龄平方、性别、受教育程度和就业状况；如果农业是家庭的主要经济活动，那么家庭规模、财富资产得分和虚拟变量等于1。标准错误在社区级别聚集。p值显示在括号中。在整个研究期间，震级相似，并且对第一次和第二次后续波具有统计意义。这些估计表明，在CLTS之后的八个月内，短期内OD会减少。这种减少在实施干预措施后的两年内持续，但随后逐渐消失。4.2社区间的异质影响CLTS是作为社区层面的参与性干预措施设计和实施的，旨在带来集体变革。这就提出了一个问题，即社区特征是否会阻碍或促进干预效果。尽管CLT目前很受欢迎，但仍缺乏实验证据表明CLT在何处以及在何种条件下工作。如果CLT在某些情况下更有效（或仅有效），成功的目标定位需要了解最能预测其效果的特征。CLTS手册是一本从业人员指南，借鉴了16个国家的现场经验，表明CLTS对卫生结果的影响可能取决于治疗社区的社会经济地位（SES）（Kar和Chambers，2008）。它认为，成功实施CLT的可能性更大，因为农村社区规模较小，文化和社会同质，位于偏远地区，OD患病率较高。此外，Cameron等人（2019年）强调社区的社会资本是CLTS影响的关键促进者。

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2022-6-11 09:47:22

实验经济学领域的研究得出了类似的结论，强调了在公平和利他主义等概念差异的决定因素中，社区参与者比个人层面差异的重要性（Henrich et al.，2001，2006），这一结论也是在尼日利亚的背景下得出的（Gowdyet al.，2003）。根据这些假设，我们确定了四个广泛的当地社会经济状况指标，这些指标可能会调解CLTS的影响。在第2.4节中，我们介绍了社区财富作为当地社会经济地位（SES）的一个广泛可用的综合代表。我们探讨了CLTS是否会受到SES替代指标的影响，并使用了三个额外的替代指标：i）夜间光照强度，ii）种群密度，以及iii）隔离。这四个特征之间的成对相关性表明，贫困社区，即财富中值以下的社区，实际上往往偏远、人口密度较低，且光照活动较低（见表4）。然而，一些成对的相关性相对较低，这表明每一项指标都可能反映社会经济状况的不同方面。例如，虽然人口密度和隔离度似乎高度相关（rho=-0.58），但社区资产财富与平均夜光强度之间的相关性较低（rho=0.16）。此外，我们还测试了基线厕所覆盖率较低的社区的调整幅度是否较高，从而使他们更容易受到CLT的影响。

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