樊敏杰,張祎萌,楊 蕊

(河南財經(jīng)政法大學 財政稅務(wù)學院,鄭州 450046)

一、引言

隨著長期工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程的推進,中國的經(jīng)濟發(fā)展取得了顯著成就。在這一進程中,大規(guī)模的人口流動成為其中最為顯著的人口現(xiàn)象,在推動經(jīng)濟增長、社會結(jié)構(gòu)變化、社會利益格局調(diào)整過程中起到了關(guān)鍵作用。黨的十九屆五中全會審議通過的《中共中央關(guān)于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和二〇三五年遠景目標的建議》指出,要解決好“三農(nóng)”問題,推動城鄉(xiāng)要素平等交換、雙向流動。這就意味著在新型城鎮(zhèn)化以及農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展過程中,農(nóng)民工城鄉(xiāng)流動仍然是主要的切入點。

根據(jù)目前中國人口流動的特點,流動方向呈現(xiàn)出多向化輻射特征,以外出務(wù)工的農(nóng)村勞動力為主要群體,且有家庭整體遷移的趨勢。農(nóng)民工作為城市經(jīng)濟建設(shè)的生力軍,是中國工業(yè)化、新型城鎮(zhèn)化進程中不可或缺的組成部分,社會對這一流動群體的關(guān)注也逐漸增加,尤其是他們的健康問題、子女教育問題,以及在流入地的社會融入等問題。其中,作為人力資本的主要來源,健康對勞動力個體乃至整個社會的意義不言而喻。在“健康中國”戰(zhàn)略背景下,農(nóng)民工的健康水平無疑是國民健康的短板與堵點。作為中國社會經(jīng)濟建設(shè)的核心力量之一,農(nóng)民工的健康狀況不僅關(guān)系著個人收入和家庭運轉(zhuǎn),還將對宏觀經(jīng)濟發(fā)展和經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接影響。健康與農(nóng)民工流動的關(guān)系比較復雜,在流動的不同階段二者的作用如下:一是在流動的準備階段,個體健康狀況會在很大程度上影響勞動力的流動決策;二是在流動過程中,農(nóng)民工的職業(yè)類型、工作和居住環(huán)境、生活方式等往往處于社會的底端,導致該群體面臨著更為突出的健康風險;三是由于社會經(jīng)濟地位邊緣化、醫(yī)療服務(wù)可及性低下,當健康受損時,為了節(jié)約生活和醫(yī)療開支,尋求家庭支持,外出農(nóng)民工可能會呈現(xiàn)出較強的回流傾向。

健康狀況與流動特征之間存在緊密的雙向聯(lián)系,這就意味著大規(guī)模的農(nóng)民工流動不可避免地會對城鄉(xiāng)居民的健康差異產(chǎn)生深刻影響。因此,在農(nóng)民工流動成為社會常態(tài)而城鄉(xiāng)二元分割和戶籍制度壁壘依然存在的復雜背景下,考察人口流動對城鄉(xiāng)居民健康差異的影響具有重要意義。

二、文獻回顧

國際上關(guān)于人口遷移的研究起源于跨國移民這一群體。中國的農(nóng)村剩余勞動力流動性較強,且數(shù)量眾多,已經(jīng)構(gòu)成了世界人口流動大潮的一個重要組成部分,其群體特征與新興國際移民有諸多相似之處。通常認為,流動性強是農(nóng)村遷移勞動力的一個重要特征,較強的流動性如何影響其自身的健康狀況,本文將從直接影響以及間接影響兩個角度考慮。

關(guān)于人口流動對健康的直接影響。早在1871年,WELTON T A［1］通過英國倫敦及周邊城市的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對人口流動與健康水平進行探究,發(fā)現(xiàn)二者之間具有一定的聯(lián)系。此外,陸續(xù)也有學者得出個人居住的流動性與其健康狀況之間存在著重要的實質(zhì)性關(guān)聯(lián)的結(jié)論［2-3］。人口遷移本身可能會導致健康狀況的惡化,在一定程度上損害個體的健康［4］,我國遷移勞動力的健康情況同樣存在一定程度的惡化［5］,其健康受損的原因可能是人口流動造成生活方式的變化而引發(fā)了部分疾?。?］。國內(nèi)學者在研究中發(fā)現(xiàn)人口流動對個體的心理健康也會造成影響,人口流動時間越長,心理健康水平越低［7］。人口流動過程中的潛在壓力也會導致精神疾病的產(chǎn)生［8］,致使健康水平降低［9］。

現(xiàn)有關(guān)于人口流動對健康的影響多是基于間接影響及其影響渠道展開的。主流觀點認為,流動可能會惡化農(nóng)村勞動力的健康狀況,造成城鄉(xiāng)健康人力資本差異,這主要是通過3個基本渠道實現(xiàn)的:低微的社會經(jīng)濟地位、較差的醫(yī)療服務(wù)可及性以及在輸入地城市的艱難融入過程。為全面考察哪些因素會影響農(nóng)村遷移勞動力的健康水平,進而造成城鄉(xiāng)不同群體之間的健康差異,本文主要從3個方面對相關(guān)研究進行梳理。

一是較低的社會地位增加了外出勞動力的患病風險。流動人口通常在住房、健康、教育、就業(yè)和社會服務(wù)等方面無法與當?shù)厝讼碛型鹊臋?quán)利［10］,導致很多流動人口居住環(huán)境和條件相對較差,對傳染病的預防措施也較為缺乏［11］,會影響流動人口的身心健康［12］。曾有學者利用1987—1993年的美國肺結(jié)核數(shù)據(jù)以及1990年美國人口普查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),較低的社會地位,如擁擠的生活環(huán)境、低工資、貧困、缺乏公共援助、失業(yè)以及教育水平低下等,會導致流動人口之間肺結(jié)核傳染的相對風險(RR)較高［13］。此外,農(nóng)村遷移勞動力在輸入地城市往往處于邊緣地位,輸入地政府和居民的歧視與排斥也可能是導致流動人口的精神健康狀況惡化的主要因素,而精神健康會進一步影響和惡化流動人口的生理健康水平［14-16］。

二是流動人口在流入地獲得正規(guī)醫(yī)療服務(wù)的可及性較差。有學者發(fā)現(xiàn),與美國本土居民相比,來自亞洲和太平洋島的移民更有可能缺乏正規(guī)的醫(yī)療渠道,醫(yī)療服務(wù)可及性更差［17］。有學者以上海地區(qū)為例研究發(fā)現(xiàn),上海本土居民和外來人口的醫(yī)療服務(wù)途徑存在明顯的不平等性［18］。由于社會隔離,流動人口可能無法有效地利用醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)［19］,更不可能享受到雇主提供的醫(yī)療福利［20］。此外,流動人口的醫(yī)療保險覆蓋率也普遍較低。例如,在美國的1 270萬墨西哥移民中,只有45%的人擁有醫(yī)療保險［21］,而在美國的27.3%的兒童移民無任何形式的醫(yī)療保險［22］。中國的情況也不容樂觀。在上海,即使在無需保費的上海農(nóng)民工醫(yī)療保險實施后,也僅有36.5%的上海農(nóng)民工參保,仍然有16.7%的農(nóng)民工無任何醫(yī)療保險［23］。在北京,有94%的外來農(nóng)村勞動力無本地醫(yī)療保險,由此導致的潛在高醫(yī)療成本限制了他們獲取衛(wèi)生服務(wù)［24］。類似地,HESKETH T等［25］發(fā)現(xiàn)在浙江外來勞動力醫(yī)療保險覆蓋率僅有19%,高昂的醫(yī)療成本是造成外來人口醫(yī)療服務(wù)可及性差的主要因素。以上研究表明,在許多城市,外來農(nóng)村勞動力面臨著嚴峻的醫(yī)療服務(wù)壁壘。不僅如此,公共衛(wèi)生服務(wù)的可及性也存在類似的問題。冷晨昕和祝仲坤［26］發(fā)現(xiàn)在輸入地城市對公共衛(wèi)生服務(wù)的知曉率和職業(yè)病、傳染病等防治知識的普及率明顯偏低,該群體的公共衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展不平衡現(xiàn)象仍比較突出。

三是農(nóng)村遷移勞動力在流入地城市的社會融入程度較低。由于“健康移民效應(yīng)”,農(nóng)村遷移勞動力最初進入輸入地城市后,他們的健康水平可能優(yōu)于本地居民,但是隨著時間的推移這些健康優(yōu)勢會逐漸消失［27-28］。在農(nóng)村遷移勞動力融入當?shù)厣鐣倪^程中,導致他們健康狀況惡化的最主要因素:第一,農(nóng)村遷移勞動力在輸入地城市工作、生活方式改變會導致健康狀況惡化［29-30］;第二,醫(yī)療資源匱乏、在當?shù)夭涣嫉慕】敌袨楹洼^差的生活方式,以及社會融入過程中所產(chǎn)生的精神焦慮等因素,也會影響外來人口的健康狀況［31-32］。

與上述文獻相反,有部分研究從死亡率和發(fā)病率的角度入手,表明流動人口的健康水平會優(yōu)于當?shù)厝丝?即流動對健康可能存在積極影響［33-34］。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理,筆者發(fā)現(xiàn)當前的研究也有一定的局限性:第一,現(xiàn)有研究多以國際經(jīng)驗為主,對中國大量農(nóng)村勞動力遷移與健康的潛在聯(lián)系機制缺乏系統(tǒng)的實證研究;第二,國內(nèi)的研究所選的健康指標較為單一,多以自評健康為主,無法對受訪者的健康風險做出系統(tǒng)分析。本文的邊際貢獻在于:一是從自評健康、慢性病、門診就診情況、住院情況4個方面綜合考慮健康指標,彌補單一健康指標的缺陷。二是利用全國不同區(qū)域代表城市的微觀數(shù)據(jù),借助計量模型就人口遷移對城鄉(xiāng)居民健康差異的影響進行實證檢驗,將流動特征、個人特征、家庭特征、健康行為和醫(yī)保參保情況納入分析以得到更為可靠的結(jié)論,從而為改善農(nóng)村遷移勞動力健康狀況、縮小城鄉(xiāng)居民健康差異、早日實現(xiàn)“健康中國”戰(zhàn)略目標提供經(jīng)驗支撐。

三、數(shù)據(jù)與變量

(一)數(shù)據(jù)選取及樣本篩選

本研究使用的數(shù)據(jù)為中國家庭營養(yǎng)與健康調(diào)查統(tǒng)計數(shù)據(jù)(CHNS),調(diào)查問卷內(nèi)容涵蓋了居民的人口學特征基本信息、個人健康狀況、家庭基本情況詳細信息以及醫(yī)療保險等相關(guān)信息,包括性別、年齡、各項健康指標、醫(yī)療開支、醫(yī)療保險參保情況、經(jīng)濟狀況、醫(yī)療服務(wù)利用情況等。根據(jù)本文的研究目的,筆者選取了2000年、2004年、2006年、2009年、2011年和2015年6個時間點的數(shù)據(jù)。為了使數(shù)據(jù)與筆者的研究相契合,把研究對象限定為16～65歲處于勞動年齡段的非學生受訪者。利用符合條件的受訪者提供的個人及家庭等相關(guān)基本信息,最終選出了本研究所需的全部樣本。

(二)變量設(shè)置

在健康經(jīng)濟學領(lǐng)域中,關(guān)于健康指標的選取是研究的難點之一,尚缺乏統(tǒng)一的標準。根據(jù)調(diào)查數(shù)據(jù),本研究將選取自評健康、是否患有慢性病、四周內(nèi)門診就診情況和住院情況作為健康的測度指標。這些指標能夠從不同維度反映受訪者的健康狀況,并且綜合了不同時期的健康特征,能夠較為全面地揭示受訪者的健康水平。自評健康是常用的健康衡量指標［35］,雖然該指標的主觀性較強,但在一定程度上能夠?qū)κ茉L者的健康進行綜合評價。根據(jù)一般的經(jīng)驗理論,當受訪者感知到的身體狀態(tài)與其期望的健康狀態(tài)一致時,即使沒有超出受訪者個體的心理期望,但仍然達到了其基本要求,因此可以認為受訪者對自己的健康狀況評價為“一般”時,仍然達到了較好的狀態(tài),據(jù)此,也可以將樣本的自評健康狀況由上述5個維度調(diào)整為“好”和“差”兩個狀態(tài)。從某種程度上來說,這種做法可以極大地簡化數(shù)據(jù)處理過程,也可以使模型的解釋更為清晰,更有力度。當然,從健康評價的相對意義而言,這一變換并不影響主要結(jié)論［36］。慢性病患病情況的衡量具有較強的客觀性,可以作為對自評健康指標的一個補充。選取四周內(nèi)門診就診情況和住院情況兩個指標,一方面可以反映受訪者的傷病頻率和程度,另一方面可以反映受訪者的醫(yī)療服務(wù)可及性和利用情況。

根據(jù)變量屬性筆者將解釋變量分為4類:第一類是流動特征,這是本文的核心解釋變量,借鑒牛建林［37］的處理方式,根據(jù)被訪者的戶籍性質(zhì)、所在地及常住地構(gòu)建流動特征變量,據(jù)此將受訪者分為農(nóng)村留守人員、農(nóng)村遷移勞動力、城鎮(zhèn)居民3個群體。第二類是個人特征變量,主要包括年齡、性別、受教育程度、工作性質(zhì)以及婚姻狀況。第三類是家庭特征變量,主要包括民族、家庭月人均收入、住房性質(zhì)、是否有汽車等。第四類是健康行為和醫(yī)保參保情況變量,健康行為變量包括抽煙頻率、喝酒頻率、鍛煉頻率、衛(wèi)生保健服務(wù)利用情況。醫(yī)保參保情況是指受訪者擁有何種類型的醫(yī)療保險,對遷移勞動力來說,基本醫(yī)療保險異地報銷存在壁壘,尤其是跨省流動的勞動力,這可能會影響其在流入地的醫(yī)療服務(wù)利用,進而影響健康。各類變量的具體界定如表1所示。

表1 相關(guān)變量界定及說明

四、模型設(shè)定

(一)基準模型:固定效應(yīng)logit模型

農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)之后,其健康狀況可能會發(fā)生變化,這種變化主要是遷移經(jīng)歷對健康的積極效應(yīng)和消極效應(yīng)共同作用的結(jié)果。關(guān)于人口遷移對健康的促進作用,國外已有一些研究進行了驗證［38］,而國內(nèi)關(guān)于農(nóng)村勞動力遷移對健康積極效應(yīng)的研究并不多見。從近些年農(nóng)村剩余勞動力的遷移路徑可以看出,遷移人群往往從經(jīng)濟落后地區(qū)流向經(jīng)濟發(fā)達地區(qū),從農(nóng)業(yè)流向工商業(yè),區(qū)域轉(zhuǎn)移與職業(yè)類型轉(zhuǎn)變使得勞動力的收入水平提升,進而對其健康水平產(chǎn)生積極影響。此外,公共衛(wèi)生服務(wù)作為一種公共物品,具有較強的正外部性,而城鎮(zhèn)的公共衛(wèi)生知識和服務(wù)的提供優(yōu)于農(nóng)村地區(qū),勞動力的遷移將有利于其健康水平的提升。

換一個角度來講,農(nóng)村剩余勞動力的遷移也可能會對其健康產(chǎn)生消極影響。農(nóng)村到城鎮(zhèn)的遷移會使流動人口的生產(chǎn)和生活方式發(fā)生極大變化,一是農(nóng)業(yè)到工業(yè)的生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變,二是農(nóng)村到城鎮(zhèn)的生活方式轉(zhuǎn)變,三是社會經(jīng)濟地位的轉(zhuǎn)變,這些均有可能使遷移人群產(chǎn)生心理和生理上的不適應(yīng),進而對其健康狀況產(chǎn)生消極影響［39］。此外,農(nóng)村外出勞動力的工作性質(zhì)往往為非正式員工,層次較低,勞動時間不固定,體力勞動較為普遍,這也會對其健康產(chǎn)生負面影響［40］。再加上我國長期的城鄉(xiāng)差距和地區(qū)分割,使得跨地區(qū)遷移的農(nóng)村勞動力在輸入地的社會保障覆蓋不夠完善,醫(yī)療服務(wù)可及性較差,這些會導致遷移勞動力對健康風險缺乏有效的化解措施,從而對其健康狀況產(chǎn)生不利影響。

鑒此,可以假定個人的健康狀況由下述方程決定:

yi=α0+M′iα1+X′iα2+εi。

(1)

在式(1)中,yi表示個體i的健康狀況,M′i表示按照流動特征劃分的不同群體,X′i表示影響健康的個體特征和家庭特征等,εi表示影響個人健康狀況的其他未觀測到的因素。若不存在逆向選擇偏誤和反向因果效應(yīng),也不存在能夠同時影響健康和流動決策未觀測到的因素,則可以認為個人的流動決策是外生的,此時直接對方程進行估計即可得到一致性結(jié)果。然而,作為人力資本的主要來源,健康狀況顯然會影響農(nóng)村人口的遷移,人口的流動決策可能是逆向選擇偏誤的結(jié)果。因此,估計結(jié)果可能是有偏和不一致的。這就意味著關(guān)于遷移對健康的影響,既要考慮本文所述積極效應(yīng)和消極效應(yīng),同時還要考慮到可能存在的選擇效應(yīng)。

如何剔除選擇偏誤可能造成的影響,是能否準確估計勞動力遷移對健康影響的關(guān)鍵所在。在實證分析中,通常有3種方法來解決選擇性偏誤問題:(1)采用工具變量法,選取的工具變量必須與因變量不相關(guān)但是與內(nèi)生解釋變量相關(guān),這往往依賴于數(shù)據(jù)本身的結(jié)構(gòu)以及研究者的主觀判斷;(2)采用傾向得分匹配法(PSM),通過傾向得分對處理組和對照組進行匹配來矯正可能存在的樣本偏差;(3)利用Panel 數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗估計,消除可能存在的選擇效應(yīng)［41］。與運用橫截面數(shù)據(jù)進行估計相比,Panel數(shù)據(jù)的優(yōu)點是能夠矯正不可觀測的個體異質(zhì)性造成的估計偏誤。借鑒秦立建等［36］的做法,本研究利用2000—2015年CHNS面板數(shù)據(jù),構(gòu)建如下固定效應(yīng)logit模型:

Healthijt=β0+M′ijtβ1+H′jtβ2+X′itβ3+Z′itβ4+

μi+νit。

(2)

對上述各項健康指標,本研究各擬合4個嵌套模型:(1)模型1僅控制受訪者的流動特征,考察不同群體之間的總體健康差異;(2)模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了受訪者的個體特征變量,用以檢驗不同群體之間的總體健康差異是否完全是由受訪者的個體特征所導致的;(3)模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入了受訪者的家庭特征變量;(4)模型4在模型3的基礎(chǔ)上進一步控制了受訪者的健康行為和醫(yī)保參保情況,從而考察在個體行為與醫(yī)保屬性之外群體健康差異的顯著性。

(二)穩(wěn)健性檢驗:傾向得分匹配(PSM)

在其他條件相同的情況下,健康水平可能是影響農(nóng)村勞動力向外遷移的重要影響因素,這就意味著農(nóng)村勞動力的遷移決策并非是隨機的。此時如果直接采用計量模型來估計遷移行為對健康的影響效應(yīng),可能會由于“自我選擇”問題而導致嚴重的樣本選擇偏誤。因此,本文以農(nóng)村遷移勞動力(處理組)和農(nóng)村留守人員(對照組)為研究對象,根據(jù)個體的特征變量對樣本進行傾向得分匹配(PSM)以平衡數(shù)據(jù),剔除二者之間可觀測的系統(tǒng)性差異,使得匹配后的處理組與控制組的個體特征保持一致。首先利用logit回歸估算個體遷移的傾向得分:

P(Xi)=Pr(Mi=1|Xi)。

(3)

其中,Xi表示農(nóng)村勞動力遷移的影響因素,即匹配變量。根據(jù)傾向得分的共同支撐區(qū)域?qū)μ幚斫M和對照組進行匹配,進而采用相應(yīng)的匹配方法計算平均處理效應(yīng)(ATT):

(4)

五、估計結(jié)果及分析

(一)基準分析:勞動力遷移對個體健康的影響

本文分別利用混合橫截面logit模型①與固定效應(yīng)logit模型進行估計?；旌蠙M截面logit模型的估計結(jié)果顯示,隨著控制變量的增加,與農(nóng)村留守人員相比,農(nóng)村遷移勞動力的各項健康指標逐漸由好變差,而城鎮(zhèn)居民的健康指標剛好呈現(xiàn)相反的趨勢。在這個過程中,流動特征對群體健康差異的影響實際包含了積極效應(yīng)、消極效應(yīng)以及選擇效應(yīng)3個方面,其實只有積極效應(yīng)和消極效應(yīng)才是造成城鄉(xiāng)居民健康差異的根本原因。由于農(nóng)村遷移勞動力的外出目的多為務(wù)工經(jīng)商,需要良好的健康狀態(tài)為依托,導致患有慢性病或其他重大疾病的人往往選擇留在家鄉(xiāng)。因此,除了年齡、受教育程度以及工作性質(zhì)的區(qū)別外,農(nóng)村遷移勞動力在健康方面同樣具有較強的選擇效應(yīng),所以需要剔除選擇效應(yīng)的影響。在本文中,筆者利用4個嵌套固定面板logit模型來估計遷移對健康的真實影響。表2至表5為各項健康指標固定效應(yīng)logit模型的估計結(jié)果。

表2 受訪者流動特征對健康的影響(模型1)

1.不同流動特征群體的總體健康差異

表2的回歸結(jié)果表明,在剔除了選擇效應(yīng)之后,模型反映了不同流動特征群體的各項健康指標總體差異。農(nóng)村遷移勞動力的自評健康回歸系數(shù)顯著為負值,而慢性病和門診就診情況的回歸系數(shù)則為正值,且在一定的統(tǒng)計水平上顯著。這就意味著相對于農(nóng)村留守人員來說,農(nóng)村遷移勞動力所面臨的健康風險更高。與農(nóng)村留守人員相比,城鎮(zhèn)居民的自評健康更好,慢性病患病率、四周內(nèi)門診就診率更低,但住院率卻顯著更高。主要原因有二:第一,城鄉(xiāng)居民的生活方式、工作性質(zhì)等方面存在明顯差異。城市快節(jié)奏的生活方式、飲食習慣以及工作壓力等可能會對健康產(chǎn)生不利影響(如慢性病等);第二,醫(yī)療服務(wù)可及性不同也可能會導致城鄉(xiāng)居民的健康差異。中國的醫(yī)療資源分布城鄉(xiāng)差異顯著,城鎮(zhèn)擁有更好的醫(yī)療機構(gòu),且城鎮(zhèn)居民的健康意識較強,這有可能導致城鎮(zhèn)居民在必要時尋求住院治療的概率更大,但這同時也會使城鎮(zhèn)居民在就醫(yī)過程中感知到健康風險的可能性更高,進而在一定程度上影響其自評健康結(jié)果?？傮w來看,農(nóng)村遷移勞動力的總體健康水平要低于農(nóng)村留守人員。而城鎮(zhèn)居民的總體健康水平則優(yōu)于農(nóng)村留守人員。從回歸結(jié)果對比分析中發(fā)現(xiàn),混合截面logit模型的結(jié)果與面板logit模型存在較大差異,這在一定程度上表明農(nóng)村勞動力遷移存在明顯的健康選擇效應(yīng),而這種選擇效應(yīng)帶來的健康優(yōu)勢會隨著遷移經(jīng)歷逐漸消失。該發(fā)現(xiàn)在一定意義上印證了“健康移民效應(yīng)”和“健康損耗效應(yīng)”的存在,農(nóng)村勞動力遷移多是為了務(wù)工或個體經(jīng)營,這一特性決定了遷移會對年輕健壯的勞動力產(chǎn)生選擇效應(yīng)。

2.人口遷移對城鄉(xiāng)居民健康影響的內(nèi)在機制

人口的流動特征與城鄉(xiāng)居民的健康差異顯著相關(guān),關(guān)于其內(nèi)在的影響機制,可以分為兩種:直接影響機制和間接影響機制。有學者認為,遷移過程中的環(huán)境因素變化可能會對個人的健康狀況產(chǎn)生直接影響［42］,流動經(jīng)歷也可能通過改變個人的行為等特征從而對健康產(chǎn)生間接影響。為了進一步驗證不同流動特征對城鄉(xiāng)居民健康差異的影響機制,模型2、模型3和模型4分別展示了在控制了個人特征變量、家庭特征變量以及個人健康行為和醫(yī)保參保情況之后的擬合結(jié)果。

(1)個體特征對群體健康差異的影響。模型2在模型1的基礎(chǔ)上控制了受訪者的性別、年齡、受教育程度、工作性質(zhì)以及婚姻狀況等個人特征變量,回歸結(jié)果如表3所示,農(nóng)村遷移勞動力的健康劣勢仍然存在,但這種劣勢在控制了個人特征變量之后有所減弱。此外,與農(nóng)村留守人員相比,城鎮(zhèn)居民的健康優(yōu)勢也在縮小,這表明個體特征對受訪者的健康狀況也會產(chǎn)生重要影響。在固定效應(yīng)logit模型中,由于性別不隨時間變化而變化,因此在進行估計時剔除該變量。如表3所示,隨著年齡的增加,受訪者的各項健康指標均有不同程度的變差趨勢。自評健康水平逐漸下降,慢性病患病率以及門診和住院就診率均有所上升,而且隨著年齡差距的拉大,這種惡化趨勢越來越顯著。與此相反,受教育程度對各類健康指標均有不同程度的優(yōu)化作用。隨著受教育水平的提升,受訪者的健康風險總體呈下降趨勢。與正式合同工相比,臨時工、無業(yè)以及退休人員存在各類健康問題的可能性更大。究其原因,臨時工或鐘點工的工作層次較低,相對來說工作環(huán)境、工作安全等可能無法得到保證,而本研究的農(nóng)村遷移勞動力多為臨時工(比例約為45%)。相對于其他城鄉(xiāng)居民來說,農(nóng)村遷移勞動力工作時間更長,同時也更容易出現(xiàn)作息紊亂,且工作環(huán)境中存在化學毒物、煙塵粉塵的比例更高［37］,這是患慢性病和職業(yè)病的重要誘因。這種不同群體之間的就業(yè)差異和職業(yè)分化現(xiàn)象是導致農(nóng)村遷移勞動力健康損耗的客觀因素。此外,臨時工以及其他人員的收入水平也無法與正式合同工匹敵。對于離退休人員而言,其自身的健康劣勢更有可能是通過年齡增加所導致的身體機能退化來傳導的。與未婚受訪者相比,在婚受訪者的自評健康水平顯著較高,患慢性病的可能性較小,且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,住院的概率更低。相比之下,離異/喪偶/分居者的自評健康較好,然而這一結(jié)果并不顯著但其余3項指標——患慢性病、門診和住院的情況均顯著較差。這些效應(yīng)能夠反映婚姻構(gòu)建與變遷過程對個人健康特征的直接或間接影響(如婚姻約束會改善受訪者的不良生活方式,而離婚、分居或喪偶則可能給受訪者的心理和生理健康帶來負面影響)。

表3 控制個體特征變量后的估計結(jié)果(模型2)

(2)家庭特征對群體健康差異的影響。模型3在模型2的基礎(chǔ)上進一步控制了受訪者的民族、家庭月收入、住房性質(zhì)以及是否有汽車等家庭特征,這些特征同時也能在一定程度上反映受訪者的社會經(jīng)濟地位,具體回歸結(jié)果如表4所示。在進一步控制了家庭特征變量之后,不同流動群體的健康差異進一步拉大,這從側(cè)面反映了受訪者的流動特征也可能會通過改變社會經(jīng)濟資源而對個體健康水平產(chǎn)生較大影響。

表4 控制家庭特征變量后的估計結(jié)果(模型3)

首先,隨著收入的增加,受訪者自評健康較差、慢性病患病率以及住院率均呈單調(diào)下降的趨勢,收入層次越高,受訪者的健康風險越低。一方面,較高的收入水平和家庭積蓄能夠帶來更多的健康投資;另一方面,有治療需求時,高收入水平能夠保證受訪者得到及時有效的救治。其次,擁有自有住房會顯著降低受訪者的慢性病患病概率和門診就診率。根據(jù)本文對樣本的描述性分析可以發(fā)現(xiàn),農(nóng)村遷移勞動力在流入地城市多租房或借房居住(比例約為88%),囿于經(jīng)濟能力和同群效應(yīng),該群體多集中租住于城鎮(zhèn)邊緣,生活環(huán)境惡劣。與農(nóng)村留守人員以及城鎮(zhèn)居民相比,農(nóng)村遷移勞動力的生活環(huán)境中存在空氣污染、噪聲污染、垃圾污染以及不潔用水的現(xiàn)象更為常見。可見,農(nóng)村遷移勞動力的流動經(jīng)歷能夠通過改變其生活環(huán)境而使其健康風險顯著增加。擁有汽車也會對各項健康指標產(chǎn)生正向效應(yīng),但這一結(jié)果并不顯著。由此可見,充足的社會經(jīng)濟資源能夠?qū)κ茉L者的健康水平帶來積極的正向影響,這與以往的研究發(fā)現(xiàn)是一致的。

(3)健康行為和醫(yī)保參保情況對群體健康差異的影響。模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入了抽煙、喝酒、鍛煉以及預防保健等各類健康行為,以及受訪者所擁有的醫(yī)療保險種類等變量。表5的回歸結(jié)果表明,農(nóng)村剩余勞動力的遷移經(jīng)歷也可能通過改變個體的健康行為以及醫(yī)療服務(wù)可及性而對其健康產(chǎn)生影響。

表5 控制健康行為以及醫(yī)保參保情況后的估計結(jié)果(模型4)

經(jīng)常抽煙喝酒會對健康會產(chǎn)生顯著的消極影響,而經(jīng)常參加體育鍛煉或健身活動則對個人健康具有重要的保護作用。樣本的描述性分析顯示,農(nóng)村遷移勞動力和城鎮(zhèn)居民鍛煉身體的頻率明顯高于農(nóng)村留守人員,這可能反映了農(nóng)村遷移勞動力在城市的融合過程中,城鎮(zhèn)居民的示范效應(yīng)會促進農(nóng)村遷移勞動力提高鍛煉頻率,改善其健康行為。

隨著衛(wèi)生保健服務(wù)利用的增加,受訪者的自評健康水平呈下降趨勢,慢性病患病率、門診以及住院率均顯著上升。一方面這反映了身體狀況較差者更有可能尋求衛(wèi)生保健服務(wù),另一方面,這些指標差異也暗含了不同的群體對衛(wèi)生資源的利用存在差異,而這種差異會對受訪者能否及時了解自身健康狀況、發(fā)現(xiàn)健康風險產(chǎn)生顯著影響。從醫(yī)保變量來看,與無任何醫(yī)保的受訪者相比,擁有城居保和城職保的受訪者自評健康較好,患慢性病以及門診就診的可能性更低,但住院治療的概率卻顯著更高。這可能是由三方面原因造成的:第一,城鎮(zhèn)擁有更多的醫(yī)療資源,對城鎮(zhèn)居民來說醫(yī)療服務(wù)的可得性更高;第二,在當前的醫(yī)療體制下,醫(yī)生有動機誘導患者進行過度醫(yī)療;第三,根據(jù)當前的醫(yī)保報銷政策,就診報銷資格主要集中于住院治療,同等情況下,如果報銷比例較高,患者有激勵尋求自付費用較低的住院服務(wù)。這些都會導致?lián)碛谢踞t(yī)療保險的城鎮(zhèn)居民過度使用醫(yī)療資源。但對于擁有新農(nóng)合的受訪者來說,各項指標的系數(shù)并不顯著。這是由于基本醫(yī)療保險的統(tǒng)籌層次較低,異地轉(zhuǎn)接困難,對于參加新農(nóng)合的農(nóng)村遷移勞動力而言,跨地區(qū)的流動會導致新農(nóng)合失去其基本保障作用,一旦生病則無法得到及時治療,甚至放棄治療,加速了健康人力資本折舊。這就意味著農(nóng)村遷移勞動力的健康狀態(tài)更為脆弱,需要更多的社會保障支持。

(二)異質(zhì)性分析:基于似不相關(guān)回歸模型(SUR)的檢驗

為了檢驗遷移行為對個體的健康效應(yīng)是否存在群體差異,本文依據(jù)遷移距離、醫(yī)保性質(zhì)、生活環(huán)境②以及日均工作時長③等特征對樣本進行分組。為了驗證關(guān)鍵變量在兩組之間的系數(shù)是否存在顯著差異,本文借鑒連玉君、廖俊平［43］的處理方法,利用似不相關(guān)回歸模型(seemingly unrelated regression, SUR)分別對每個分類的兩組樣本進行聯(lián)合估計,并對組間系數(shù)差異的顯著性進行檢驗,具體結(jié)果如表6所示。

表6 基于似不相關(guān)回歸模型(SUR)的檢驗結(jié)果

接下來,就不同的分組回歸結(jié)果展開討論。

第一,從遷移距離來看,跨省遷移勞動力的自評健康下降幅度和慢性病患病率的上升幅度均顯著高于省內(nèi)遷移勞動力。一方面,遷移距離越遠,生活方式、社會環(huán)境、地理氣候等地域差異越大,生理和心理的不適應(yīng)極易產(chǎn)生顯著的健康弱化效應(yīng);另一方面,當前我國的城鄉(xiāng)分割以及區(qū)域分割局面依然存在,導致跨省遷移的勞動力無法融入流入地并享受當?shù)氐墓卜?wù)和社會保障,生病之后無法有效利用醫(yī)療衛(wèi)生資源。兩組樣本的住院情況指標回歸結(jié)果剛好印證了這一點。

第二,從醫(yī)保性質(zhì)來看,未在城鎮(zhèn)當?shù)貐⒓俞t(yī)保的遷移勞動力慢性病患病風險相對較高,但是對住院服務(wù)的利用卻要顯著低于參加城鎮(zhèn)醫(yī)保的遷移勞動力,這表明由于戶籍和地域差異帶來的醫(yī)療保險報銷壁壘是造成群體之間醫(yī)療衛(wèi)生資源可及性差異的主要原因。

第三,從生活環(huán)境來看,日常生活環(huán)境存在污染會顯著降低遷移勞動力的自評健康,提高慢性病患病率以及住院概率。為了節(jié)約生活成本,農(nóng)村遷移勞動力多居住在工廠集體宿舍或租住在城中村、城鄉(xiāng)接合部等城市邊緣地帶,生活空間狹小,環(huán)境衛(wèi)生較差,生活設(shè)施落后,同時也缺乏安全保障。當前背景下,農(nóng)村遷移者很難通過生活環(huán)境的改善實現(xiàn)與城鎮(zhèn)的融合。

第四,從工作時長來看,日均勞動時間超過9個小時的受訪者健康損失更為顯著,同時尋求門診或住院治療的可能性也更大。雖然法律規(guī)定勞動者每天工作時間一般不超過8小時,但據(jù)多項調(diào)查顯示,相當一部分遷移勞動力的日均工作時長都在9個小時以上,存在嚴重的勞動超時問題。合法的工作權(quán)益和良好的工作條件是促進農(nóng)村遷移勞動力健康人力資本提升的重要渠道。

(三)穩(wěn)健性檢驗:基于傾向得分匹配(PSM)的反事實模擬

圖1展示了匹配前后處理組和對照組的傾向得分分布情況。從圖1可以看出,二者的匹配效果較好,在匹配之后兩組樣本分布形態(tài)更為接近,此時可以將二者近似看作來自同一總體的兩次隨機抽樣。接下來本文將基于匹配后的樣本,探討遷移行為對個體健康水平的影響。

a 匹配前傾向b 匹配后傾向

表7展示了不同匹配方法之下遷移行為對個體的健康凈效應(yīng)。平均處理效應(yīng)(ATT)的結(jié)果進一步表明,在剔除了可觀測個體因素的異質(zhì)性之后,遷移行為對個體的自評健康有顯著的負向效應(yīng),并且顯著提升了慢性病患病的概率。相較于農(nóng)村留守人員,農(nóng)村遷移勞動力的門診就診率并無顯著差異,然而住院率卻顯著降低。這與前面的研究結(jié)論是一致的。

表7 基于不同方法的傾向得分匹配結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

從近年來中國實際的情況看,轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)的農(nóng)村剩余勞動力數(shù)量增長迅速,但是由于現(xiàn)有的戶籍制度壁壘,農(nóng)村外來勞動力無法與城鎮(zhèn)本地居民一樣享受穩(wěn)定的社會保障和健康福利。作為城市經(jīng)濟建設(shè)的中堅力量,他們的健康狀況很大程度上決定了他們對城市經(jīng)濟的貢獻水平,同時也決定了他們對當?shù)蒯t(yī)療服務(wù)提供者和社會福利項目造成的負擔,以及對公共健康和衛(wèi)生設(shè)施的潛在危害。本研究能夠幫助我們更好地理解遷移對城鄉(xiāng)居民健康差異的影響機制,找出造成農(nóng)村遷移勞動力健康損耗的根本原因。

在利用固定效應(yīng)logit模型剔除健康選擇效應(yīng)之后,農(nóng)村剩余勞動力遷移對其健康不僅會產(chǎn)生消極效應(yīng),還有可能產(chǎn)生正向的積極效應(yīng)。遷移對群體健康的消極效應(yīng)反映在以下幾個方面:第一,在流入地城市,農(nóng)村勞動力的工作性質(zhì)、工作時長等會增加其慢性病患病風險;第二,農(nóng)村遷移勞動力居住環(huán)境的“邊緣化”和生活方式等的變化會給其健康帶來顯著的負面效應(yīng);第三,農(nóng)村剩余勞動力在遷入地的融入過程會帶來其心理和生理上的適應(yīng)障礙,容易導致受訪者借助于抽煙、喝酒等不良的健康行為進行消解,不利于健康人力資本積累;第四,社會醫(yī)療保險的異地報銷與轉(zhuǎn)移接續(xù)障礙會降低農(nóng)村遷移勞動力的醫(yī)療服務(wù)可及性,增加其醫(yī)療成本,長期來看,會加速勞動力健康的損耗。遷移經(jīng)歷可能會通過改變農(nóng)村勞動力的社會經(jīng)濟資源等而對其產(chǎn)生積極效應(yīng):第一,相對于農(nóng)村留守人員來說,隨著勞動產(chǎn)業(yè)由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)楣ど虡I(yè),農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)遷移會在一定程度上提高其邊際生產(chǎn)率,進而提高其收入水平,而收入對受訪者的健康會產(chǎn)生顯著的保護作用;第二,隨著從農(nóng)村到城鎮(zhèn)的融入歷程,城鎮(zhèn)居民的示范效應(yīng)會促進農(nóng)村遷移勞動力提高鍛煉頻率,這在一定程度上會促進受訪者健康水平的提升。在剔除了選擇偏誤之后,筆者發(fā)現(xiàn)遷移經(jīng)歷對農(nóng)村勞動力健康的消極影響超過了積極影響。利用傾向得分方法(PSM)的估計結(jié)果再次證實了上述結(jié)論的穩(wěn)健性。

分析結(jié)果表明,農(nóng)村勞動力遷移過程中同時存在健康選擇效應(yīng)與健康損耗效應(yīng),二者共同作用直接對城鄉(xiāng)居民的健康差異產(chǎn)生影響,使處于不同健康狀態(tài)的居民在城鄉(xiāng)之間重新分布,一方面降低了農(nóng)村居民的平均健康狀況,另一方面提高了城鎮(zhèn)居民的平均健康水平。在當前城鄉(xiāng)分割的背景下,大規(guī)模的農(nóng)村勞動力遷移會將一部分健康風險和疾病負擔轉(zhuǎn)移給農(nóng)村地區(qū),這不僅不利于農(nóng)村居民生活質(zhì)量的提高,還會進一步加劇城鄉(xiāng)的衛(wèi)生資源配置不均衡,限制農(nóng)村社會經(jīng)濟的發(fā)展。

黨的二十大報告明確指出“把保障人民健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略位置,完善人民健康促進政策”。基于本文分析,改善農(nóng)村遷移勞動力的健康狀況,縮小城鄉(xiāng)居民的健康差異,可以從以下方面入手:第一,政府應(yīng)全力推進深化戶籍制度改革,降低我國各城市的落戶門檻,降低農(nóng)村勞動力對社會保險購買年限、學歷、年齡等的限制。社會融入度對農(nóng)村遷移勞動力落戶城市具有正面效應(yīng),利用各種社區(qū)活動,促進農(nóng)村遷移勞動力和本地人口加強交流。第二,城鄉(xiāng)資源存在嚴重失衡?？紤]各地方政府財力水平不同,可以根據(jù)各地方具體情況提高對農(nóng)村勞動力的財政補貼,提升其社會保障水平,盡可能縮小區(qū)域差異和城鄉(xiāng)差異,建立城鄉(xiāng)一體化社會保障制度和均等化公共服務(wù)體系,使農(nóng)村勞動力能夠享受公平的、全面的公共服務(wù)和保障,免除其后顧之憂。將更多公共衛(wèi)生資源傾斜給農(nóng)村,為其提供更多質(zhì)量優(yōu)且可持續(xù)的公共服務(wù),保障農(nóng)村剩余勞動力的健康水平。還可以通過開展健康講座等活動重塑農(nóng)村勞動力健康行為、增強居民健康意識。第三,重視農(nóng)村遷移勞動力的工作環(huán)境,加強其工作安全保護,改善居住環(huán)境和條件,提高勞動力就業(yè)質(zhì)量。同時考慮到收入對健康水平的影響,政府應(yīng)盡力保證高收入農(nóng)村遷移勞動力工作的穩(wěn)定性,建立并完善低收入農(nóng)村遷移勞動力保障制度,加強對低收入農(nóng)村遷移勞動力的培訓,確保其有提升自身技能的空間。第四,盡快消除農(nóng)村遷移勞動力的醫(yī)保異地報銷壁壘,或者將其納入城鎮(zhèn)本地的醫(yī)保體系,增強農(nóng)村勞動力與城鎮(zhèn)居民的融合程度,加快農(nóng)村遷移勞動力市民化。盡管目前跨地區(qū)的醫(yī)保結(jié)算平臺已經(jīng)建立,然而,多數(shù)地區(qū)仍存在結(jié)算系統(tǒng)差錯頻繁、報銷手續(xù)煩瑣、定點機構(gòu)較少等問題,不利于患者異地就醫(yī)結(jié)算。

注 釋：

①由于篇幅限制,本文未報告混合橫截面logit模型的具體結(jié)果。

②根據(jù)問卷中的飲用水來源、家庭廁所類型、居室周圍是否有糞便等問題進行確定。若其中一項存在污染,即可確認生活環(huán)境存在污染。

③據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的《2015年農(nóng)民工監(jiān)測調(diào)查報告》顯示,外出農(nóng)民工的日均工作時長為8.7小時。另據(jù)北京統(tǒng)計局發(fā)布的《新生代農(nóng)民工工作生活特征分析——基于 2019 年北京農(nóng)民工市民化監(jiān)測調(diào)查》顯示,新生代農(nóng)民工日均工作時長為8.9小時,老一代農(nóng)民工日均工作時長為9.1小時。綜合來看,本文以日均工作時長9小時為臨界點進行分組。