流動人口的健康選擇性

王伶鑫，周 皓

（1.清華大學(xué)社會學(xué)系，北京100084；2.北京大學(xué)社會學(xué)系，北京100871）

一、引言

自雷文斯坦[1]發(fā)表《遷移規(guī)則》以來，流動人口的選擇性一直是其研究的重要內(nèi)容，重點在于回答“誰在遷移”這一問題。尤其是正處在特殊社會轉(zhuǎn)型時期的中國，人口流動既是一個重要的社會現(xiàn)象，更是社會轉(zhuǎn)型的重要動力來源，對這一問題的回答有著重要的社會意義。眾多研究已說明我國人口遷移與流動在年齡、教育、婚姻狀況等特征方面存在著顯著的選擇性[2-13]。近年來，有關(guān)選擇性的討論擴(kuò)展到了健康問題[14-18]。所謂健康選擇性是指越健康的人更有可能流動。在中國的社會情境下，移民的健康選擇性是否存在及這種選擇性是否會隨著時間、特別是人口遷移與流動的普遍而消亡等問題仍在討論中，并未獲得一致的結(jié)論。如同鈺瑩等[14]認(rèn)為隨著社會發(fā)展，流動人口的健康選擇性逐步隨著時間而消亡；而有些研究則持相反意見，認(rèn)為流動人口仍存在健康選擇性。本文關(guān)心的第一個問題是利用新的調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗流動人口的健康選擇性是否存在。個體健康會受到來自社會經(jīng)濟(jì)地位、行職業(yè)及個人特征等多方面的影響。因此，流動人口的健康選擇性可能與其他選擇性相重合，或被其他各類選擇性所替代，從而使分析結(jié)果表現(xiàn)為不存在健康選擇性，但這并不能說明健康選擇性無作用或者消失。因此，如果想要真正地討論健康與流動之間的關(guān)系，線性回歸或Logistic回歸方法可能會由于內(nèi)生性問題而得到有偏的結(jié)果，需要利用其他方法來討論或解決。因此本文想要討論的第二個問題是內(nèi)生性是否會導(dǎo)致健康選擇性的消失。

本研究將利用“中國家庭追蹤調(diào)查”兩輪跟蹤數(shù)據(jù)，通過對比流動（特別是新增流動人口）與非流動人口，真正檢驗了健康選擇性在人口流動中的作用。首先，從因果的時間順序看，截面數(shù)據(jù)中原因與結(jié)果通常都在一個時間點上，從而無法真正判斷兩者在因果關(guān)系中的時間順序；而本文利用跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以前一期的健康作為原因，探討其對是否流動的影響，才有可能真正討論流動人口的健康選擇性；其次，健康一般具有較強(qiáng)的時點性（即遷移或流動時刻的健康狀況對其流動的影響），本研究利用兩輪調(diào)查之間新增的流動人口，而不是所有流動人口，其優(yōu)點在于：既避免了由于在流入地居住時間不同而產(chǎn)生的子群體差異（及由此帶來的其他選擇性），也避免居留時長帶來的健康損耗問題[19]；再次，本文在討論過程中利用各種方法控制了健康的內(nèi)生性問題，進(jìn)而相對有效地保證了估計的無偏性，有助于更好地理解流動人口的健康選擇性。因此，本研究在因果關(guān)系、樣本選擇等方面都具新穎之處，分析結(jié)果可以檢驗以往某些理論與實證研究結(jié)論，因而具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）研究綜述

國際移民研究中發(fā)現(xiàn)了移民的健康悖論現(xiàn)象（Hispanic Health Paradox或 Epidemiologic Para?dox）[20]，即移民雖然社會經(jīng)濟(jì)地位較低，但其健康狀況要優(yōu)于流入地本地居民。這種悖論現(xiàn)象不僅存在于墨西哥-美國移民群體以及其他國家中[21-25]，而且在人群死亡率、嬰兒死亡率、自評健康、ADL等不同的健康指標(biāo)[20][24][26-30]上亦有所體現(xiàn)。

對這種悖論的理論解釋主要有兩種視角：一是移民的健康選擇性，即健康移民假說（Healthy Migrant Hypothesis），即移民是經(jīng)過正向健康選擇的一批人，能夠克服移民過程中的艱苦環(huán)境、適應(yīng)流入地的工作生活環(huán)境以及高強(qiáng)度高體力的勞動；健康選擇機(jī)制使得只有在流出地更健康的人才有可能進(jìn)入遷移人口的行列。另一種是三文魚偏誤假設(shè)（Salmon Bias Hypothesis），即在人口遷移過程中，那些健康狀況明顯惡化的人往往無法長期滯留在遷入地，出于生活成本、社會保障需求等方面的考慮，這些人更可能返回遷出地[15][17]。

國內(nèi)有關(guān)流動人口健康問題的研究都試圖檢驗健康移民假設(shè)和三文魚偏誤假設(shè)兩種視角對中國流動人口健康選擇的解釋，總體上為中國流動人口的健康選擇機(jī)制研究提供了基礎(chǔ)[14-15][17][31]。研究結(jié)果基本都表明：中國人口流動存在較明顯的“健康移民”和“三文魚偏誤”選擇效應(yīng)[15][17][31]，且城鄉(xiāng)流動對農(nóng)村常住人口的總體健康狀況具有重要影響[16]。

從流動人口的社會背景看，中國流動人口主要是從農(nóng)村流向城市，以務(wù)工性流動為主，在城市中主要從事技術(shù)含量較低的體力勞動，面臨著收入較低、工作風(fēng)險較高、健康保障較差的現(xiàn)狀[32-33]。高強(qiáng)度的體力勞動及較差的生活環(huán)境[32][34]，對勞動者的身體素質(zhì)有較高的要求，身體狀況較差的流動人口將無法適應(yīng)這類勞動，從而無法在城市中獲得穩(wěn)定的勞動收入。已有研究也表明：自評更健康的人，在流動后其自評健康指標(biāo)仍優(yōu)于城鎮(zhèn)居民[14-18]。這些背景與研究結(jié)果都表明健康選擇性的存在。同時，亦有研究指出，隨著流動時間的延長，流動人口的健康存在損耗[35]；健康耗損嚴(yán)重的農(nóng)村外出務(wù)工人員回到農(nóng)村的概率更高，造成了當(dāng)前在城市務(wù)工的農(nóng)村人員與城市本地工作人員相比看上去并未出現(xiàn)更為嚴(yán)重的健康耗損的假象[19]。這從另一方面說明了“三文魚偏誤”效應(yīng)。

但也有研究指出，中國流動人口健康選擇機(jī)制的效應(yīng)會隨時期的變化而逐步消失；這種變化可能與中國經(jīng)濟(jì)改革背景下劇烈的社會經(jīng)濟(jì)、政策變動有關(guān)，因此流動人口健康選擇機(jī)制的研究需要加入社會經(jīng)濟(jì)背景變遷等宏觀維度因素的考察[14]。而且，流動人口與流入地居民之間在長期健康狀況上差異的顯著性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于在近期健康狀況上差異的顯著性；不同健康指標(biāo)的選取對實驗結(jié)果的影響大于控制變量對結(jié)果的影響[18]①易龍飛等[18]與同鈺瑩等[14]的文章雖然使用的都是CHNS數(shù)據(jù)，但差異主要在以下三點：一、調(diào)查時點不同，前者使用了2006、2009和2011三輪數(shù)據(jù)；而后者則使用了1997～2009的五期數(shù)據(jù)；二、研究對象的年齡范圍不同，前者是18～64歲，后者規(guī)定在16～35歲；三、健康的定義不同，前文使用各種客觀指標(biāo)，后者則只使用自評健康。因此從某種意義上，兩篇文章說明的是各自的問題，而結(jié)果無法比較。但本文同意易文中提出的健康選擇性依然存在的結(jié)論。。

（二）研究評述

綜上所述，可見盡管國內(nèi)學(xué)術(shù)界已對健康與人口流動的關(guān)系有了較多的研究，當(dāng)前在討論流動人口的健康選擇性時仍存在以下幾點問題：

第一，數(shù)據(jù)問題。盡管已有很多流動人口（或農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移）的調(diào)查數(shù)據(jù)，但各種來源的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，在抽樣過程（如某些調(diào)查僅針對部分省份展開）與樣本代表性（各種結(jié)構(gòu)性偏差）等都需要予以檢驗與討論，而不能“拿來主義”。且有關(guān)流動人口的調(diào)查不論是在流入地還是在流出地進(jìn)行，由于涉及到研究組與參照組的選擇而未必能正確地探討流動與健康間的關(guān)系。

第二，時間順序問題。盡管已有研究注意到了健康與流動在因果關(guān)系上的時間順序問題而采用滯后一期的健康測量結(jié)果[14][31]，但仍有部分研究是利用截面調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行的分析。截面數(shù)據(jù)的問題就在于：原因與結(jié)果通常都在一個時間點上，從而無法在識別與判斷因果關(guān)系時保證原因與結(jié)果在時間上的先后順序。既無法判斷原因的結(jié)果，也無法考察結(jié)果的真正原因。

第三，研究組與參照組的選擇。這個問題既與調(diào)查數(shù)據(jù)有關(guān)，且也與因果的時間順序相聯(lián)系，從而影響到正確判斷流動與健康間的關(guān)系。首先需要說明，從研究對象看，在討論流動人口健康選擇性時，應(yīng)該以t-1時刻的非流動人口為基礎(chǔ)，將t-1時刻至t時刻間新產(chǎn)生的流動人口作為研究組，相應(yīng)的t時刻仍然是非流動的人口作為參照組，這才有可能檢驗健康對流動的選擇性；而在討論三文魚效應(yīng)時，研究對象應(yīng)是t-1時刻的流動人口，其中參照組是t-1時刻和t時刻均為流動的人口，研究組則是在t-1至t時刻之間返遷的原流動人口。即分析時應(yīng)保證研究組與參照組都來自于同一群研究對象，這對樣本就提出了很高的要求。

相應(yīng)的，從調(diào)查數(shù)據(jù)來看，調(diào)查地點是獲得合適的研究對象的重要基礎(chǔ)。流入地調(diào)查的樣本只包括了當(dāng)前的流動人口和流入地的本地人口，但既沒包括流出地的非流動人口，也沒包括那些返遷的流動人口，因此，從某種意義上它無法說明流動人口的健康選擇性。同樣的，流出地調(diào)查盡管包括了返遷人口，卻無法捕獲已流出的人口（現(xiàn)有的流動人口），亦無法說明三文魚現(xiàn)象。如果想要討論流動與健康的關(guān)系，就必須結(jié)合流出地與流入地的調(diào)查，以保證研究組與參照組來自于同一群體。部分研究將所有的流動人口作為研究對象，將其與城市或農(nóng)村常住人口相比較。這種比較顯然不滿足于上述對研究組與參照組的要求。

其四，健康選擇性的時點性。任何人的健康狀態(tài)都會隨時間而發(fā)生變化，因此，要想真正討論健康選擇性，最理想的應(yīng)該是測量流動人口在流動時刻（或返遷人口在返遷時刻）的健康狀況。顯然這并不現(xiàn)實。因此，在研究中會使用前一期的測量結(jié)果作為流動/返遷時的健康狀態(tài)。這只是一個近似結(jié)果，且仍然會要求前后兩期測量的時間間隔不能太長。

同時，流動人口的健康隨著在流入地居留時長而有所損耗[19][35]，因此，如果選擇當(dāng)前所有的流動人口作為研究對象時，一方面返遷人口存在健康的“三文魚效應(yīng)”，從而使流動人口的健康水平被高估（亦低估了非流動人口健康的平均水平）；另一方面，計算所得的健康是以居留時長為權(quán)重的均值，而并非是真正的流動決策時的健康狀況。也就無法有效準(zhǔn)確地估計健康選擇性。

上述四個問題主要是從樣本與健康作用的時點性來看的，但目前已有的研究在方法（如內(nèi)生性與因果推論間的關(guān)系）和理論（研究結(jié)論的理論概括）等方面仍然需要繼續(xù)深入。

（三）研究假設(shè)

綜上所述，本文將主要討論以下兩個方面：首先，作為流動人口選擇性的重要維度之一，健康選擇性會長期存在并影響到人口的流動。盡管在控制了個體特征以后，健康對于流動的影響作用似乎并不存在，但有可能是因為健康選擇性被其他因素的選擇性所掩蓋，而并不是說健康選擇性不存在。其次，由于自評健康本身可能存在選擇性，從而使分析過程中自評健康的系數(shù)可能產(chǎn)生選擇性偏差（selection bias）。只有解決以上兩個問題，才有可能對流動人口的健康選擇性進(jìn)行系統(tǒng)的檢驗。因此本文的研究假設(shè)是：流動人口存在健康選擇性，即越健康的人越有可能流動。

三、數(shù)據(jù)與方法

本文將使用有全國代表性的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）①有關(guān)該調(diào)查的詳細(xì)情況請參見：http：//www.isss.edu.cn/cfps/。2010年和2012年兩輪數(shù)據(jù)。

（一）變量的操作化定義

因變量：本文的因變量是個體的流動狀態(tài)。我國的相關(guān)研究中，流動人口一般被定義為：在現(xiàn)居住地居住半年以上、且居住地不同于戶口所在地的人。CFPS2010數(shù)據(jù)中只詢問了戶口所在地，但并沒有詢問在本地的居住時間長度。因此，2010年的“流動人口”定義為：現(xiàn)居住地與戶籍登記地不同的人，而未考慮時間因素。在2012年的跟蹤調(diào)查中，增加了流出時間的問題。因此，2012年的“流動人口”定義在2010年的基礎(chǔ)上加入了流出時間限制。在兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)處理中，分別對當(dāng)年的“流動人口”標(biāo)記為1；“非流動人口”標(biāo)記為0；“新增流動”定義為10年調(diào)查時未流動而12年調(diào)查時為流動的人口（具體情況請見表1）。

表1 關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計量

自變量：

自評健康作為一個綜合性的評價指標(biāo)，能代表較為全面的個人健康狀況，因此本文將使用自評健康這一指標(biāo)作為研究自變量①本文在建立模型的過程中曾利用其他指標(biāo)，包括身體健康（BMI、兩周病傷和慢性病等）和心理健康（抑郁指數(shù)）等。但結(jié)果與自評健康基本相同。因此本文最終僅選擇自評健康作為研究變量。。該變量對應(yīng)問卷中的問題“您覺得自己的健康狀況如何”。在10年的數(shù)據(jù)中，將一般、比較不健康、不健康和非常不健康歸為“不健康”（參照組），將“健康”歸為一類；由此構(gòu)造成一個二分變量。在12年的回答中，將非常健康、很健康和比較健康歸類合并為“健康”，將差和一般歸為“不健康”（參照組）。

控制變量的選擇包括個體和家庭兩個層面，設(shè)置基本與同鈺瑩文相同。個體層次的變量包括：人口學(xué)特征（年齡和性別）、受教育水平、職業(yè)類型、居住地點等；家庭層次包括：父母年齡、配偶是否同住、是否有12歲以下孩子需要照顧、家庭規(guī)模、家庭年收入對數(shù)以及家庭人均收入等。同時為了控制地區(qū)間的差異對流動的影響，基于個人所在地省份設(shè)置了地區(qū)變量。

關(guān)鍵變量②由于篇幅所限，這里僅展示關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，完整結(jié)果可聯(lián)系作者。的描述性統(tǒng)計量請見表1。

（二）研究思路

本文將利用全國代表性追蹤數(shù)據(jù)，討論流動人口的健康選擇性問題，并期與以往研究對話。因此，本文將首先從截面數(shù)據(jù)的角度，分別利用CFPS2010和2012兩輪調(diào)查，考察調(diào)查時點的個體健康對其當(dāng)時的流動狀態(tài)的影響。

其次，為了說明健康對流動在時間上的因果順序，建立滯后效應(yīng)（lag effect）模型，從2010年非流動人口的跟蹤樣本中，挑選出在2010年至2012年間新增加的流動人口（標(biāo)記為1），以2010年和2012年均為非流動人口的跟蹤樣本為參照組；并以2010年時的變量為自變量，討論2010年的健康狀況對是否成為新增流動人口的影響作用。

上述兩個步驟過程中，為了能夠與以往結(jié)果對比，本文將首先設(shè)定與同文基本一致的模型；然后在此基礎(chǔ)上加入年齡范圍和年齡與健康的交互項建立模型，并與原模型進(jìn)行比較，以說明兩種模型間在結(jié)果上的差異。再次，將使用不同模型來檢驗流動人口健康選擇性是否被內(nèi)生性問題影響或其他選擇性掩蓋而產(chǎn)生偏差。最后，將自評健康視為實驗變量，在控制自評健康的內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，利用傾向得分匹配方法討論自評健康對流動的影響作用。

（三）分析方法

本文所用的方法主要包括Logistic回歸、對應(yīng)于稀少事件（rare event）的firthlogit回歸、以及傾向得分匹配方法。

所謂稀少事件，是指在一定的樣本規(guī)模下事件發(fā)生的案例數(shù)極少、比例極低的現(xiàn)象。Logistic回歸一般要求事件發(fā)生（因變量=1）的比例至少高于5%。一旦這種比例小于5%，Logistic回歸的合理運用，不僅與事件發(fā)生比例有關(guān)，且也與樣本總規(guī)模有關(guān)：如果樣本總規(guī)模過少（如只有幾十人），就不能用Logistic回歸；如果樣本總規(guī)模較大，則需要看發(fā)生事件數(shù)（絕對規(guī)模）。如果1000個樣本中只有20個發(fā)生案例，那么Logistic回歸就會有問題；如果是10000個樣本中有200個發(fā)生案例（事件發(fā)生比例仍然只有2%），則Logistic回歸是可以接受的；如果100000個案例中有2000個發(fā)生案例（比例仍然沒變），那么Logistic回歸的結(jié)果就沒有任何問題[36]。回應(yīng)本文的樣本情況，在2010年的25025個非流動人口中，只有246個新增流動人口，占比僅為0.98%。這個結(jié)果遠(yuǎn)小于上述經(jīng)驗案例情況。因此，利用Logistic回歸和最大似然估計方法可能會產(chǎn)生一定的偏差，需要利用懲罰性似然估計方法（penalized likelihood）及其對應(yīng)的firthlog?it方法來估計（該方法可詳細(xì)參閱King&Zeng[36]）。

表2 歷次普查中流動人口的年齡結(jié)構(gòu)變動

傾向得分匹配方法已成為基于反事實因果推論、解決內(nèi)生性問題后有效評估實驗效應(yīng)的重要方法之一（可詳細(xì)參閱相關(guān)文獻(xiàn)[37-41]）。

四、分析結(jié)果

（一）流動人口的年齡結(jié)構(gòu)及其變動

同鈺瑩等[14]在討論健康選擇性時，分析對象是16～35歲的人口。本文認(rèn)為，盡管16～35歲組的流動人口占整個流動人口的比重確實較大，但事實上近年來流動人口的內(nèi)部結(jié)構(gòu)正逐步發(fā)生變化。流動人口不僅“流而不動”[42]，在城市中長期居留不再回到農(nóng)村[43]；更重要的是內(nèi)部年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，流動人口的年齡中位數(shù)從1982年的23歲上升到2010年的29歲，且2000至2010年間，35歲及以上流動人口的增長率遠(yuǎn)高于較低年齡組[43]。表2展現(xiàn)了第四、第五和第六次人口普查中流動人口年齡結(jié)構(gòu)及其變動狀況。由表中的數(shù)據(jù)可看到，我國流動人口的平均年齡與年齡中位數(shù)都在不斷提高；同時，35歲以上的流動人口比例也從1990年的20%左右，提高到2010年的35.7%（占16歲及以上人口的40.39%）。這一點也同樣反映在CFPS的數(shù)據(jù)中。因此，從年齡結(jié)構(gòu)來看，將年齡結(jié)構(gòu)限定在16～35歲，絕不是“相對很少的流動人口”，而是可能遺漏了一大批的流動人口①本文同意同鈺瑩等人關(guān)于提高年齡上限可能出現(xiàn)由于人口返遷及三文魚現(xiàn)象的偏誤問題的判斷。。而且，這種年齡結(jié)構(gòu)的變化本身就體現(xiàn)了社會變遷的作用。因此，本文將分析擴(kuò)展到全年齡段，但不同年齡段流動人口的遷移與流動的原因可能完全不同。

（二）截面數(shù)據(jù)與跟蹤數(shù)據(jù)的分析結(jié)果

本部分使用2010年和2012年截面數(shù)據(jù)，以及跟蹤樣本數(shù)據(jù)，討論流動人口的健康選擇性問題。有關(guān)結(jié)果請見表3和表4。

表 3中的模型（1）和模型（3）的設(shè)置（年齡與變量）與同鈺瑩等[14]的文章完全相同；模型（2）和模型（4）將年齡擴(kuò)展到全部年齡，并在變量設(shè)置中加入了年齡的平方項、年齡與自評健康的交互項②注意：2012年截面模型中，由于職業(yè)分類不同于2010年及中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS），因此，在2012年的模型中未加入職業(yè)變量。。表4則是對跟蹤樣本的分析，其中的模型（5）的設(shè)置與同文相同，在后續(xù)模型中逐步擴(kuò)展至全部年齡段，并加入年齡與自評健康的交互項。由于兩期合并后的追蹤樣本中流動人口所占比例過低（共246人，占0.98%），無法使用常規(guī)的Logistic回歸，因此代之以firthlogit回歸方法。

2010年和2012年截面數(shù)據(jù)的分析結(jié)果都表明，在控制了各種其他因素以后，流動人口的自評健康均不顯著。但這一結(jié)果尚未真正說明流動人口的健康選擇性的不存在，因為截面數(shù)據(jù)的原因變量與結(jié)果變量是在同一個時點上的，違背了因果關(guān)系的時間順序。

表3 截面數(shù)據(jù)分析結(jié)果

表4 2010～2012年新增流動人口的firthlogit分析結(jié)果

為了改進(jìn)這一問題，表4中的模型利用2010年的自變量，解釋2010年至2012年間新增流動人口的決策機(jī)制。在表4的模型（5）和模型（6）中自評健康仍然是不顯著的，說明作為原因的2010年健康狀況不會影響2010至2012年間的流動決策，即流動人口的健康選擇性不存在，這一結(jié)果與同鈺瑩等相同。但是模型（7）顯示，在加入年齡與自評健康的交互項以后，不僅自評健康這一變量變成顯著的，而且年齡與自評健康的交互項也是顯著的。在模型（7）中，自評健康是正向的，即自評健康好的人，他們流動的可能性是不健康的人群的2.5128倍，相對高出了1.5倍；而年齡與自評健康的交互項則呈現(xiàn)出負(fù)向顯著，即：在相同的健康狀況下，年齡越大，越不會流動。這一結(jié)論可以說明，健康與年齡可能共同決定了個體的流動決策。因此健康選擇性可能仍然是存在的。

此外，模型（6）和模型（7）中的其他變量也呈現(xiàn)出一定的差異。例如加入交互項后，年齡變量的負(fù)向作用仍然存在但是顯著性消失，這也進(jìn)一步說明年齡與自評健康的共同作用機(jī)制。性別變量一直呈現(xiàn)負(fù)向顯著，即女性比男性更易于流動；婚姻狀況在16～35歲人群中具有的顯著性，在全年齡段中則呈現(xiàn)出不顯著；教育的選擇性呈現(xiàn)出穩(wěn)定的作用，即受教育水平越高，越容易流動；個人職業(yè)、家庭結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)收入等均不顯著。這些結(jié)果，有些與以往的研究結(jié)論相符（如受教育水平等），有些卻是相悖的（如性別、婚姻狀況等）①為節(jié)約篇幅，本文主要關(guān)注自評健康與年齡這兩變量。對模型中的其他變量不再予以特別的解釋。。

這一結(jié)果引發(fā)的思考是②同時可能影響結(jié)果的另一個問題來自于樣本。由于兩次調(diào)查之間的樣本規(guī)模較小，使其對兩年間的新增流動人口的代表性較低。由于CFPS是全國代表性數(shù)據(jù)，因此，本文在此不再討論有關(guān)樣本問題。：流動人口的健康選擇性是否可能被其他因素所替代，還是由于自評健康可能存在內(nèi)生性問題影響結(jié)果呢？因此接下來將討論健康選擇性的替代問題。

（三）健康選擇性的替代問題

表5 2010～2012年新增流動人口影響因素的分步firthlogit回歸結(jié)果（全部流動人口）

為了討論流動人口健康選擇性的替代問題，我們通過逐步回歸的方法重構(gòu)表4中的模型（7）。具體結(jié)果請見表5。僅使用自評健康進(jìn)行單變量回歸時，結(jié)果呈現(xiàn)出高度的正向顯著，即表示自評越健康的人，其成為流動人口的概率是不健康者的1.7倍。如果不考慮其他因素，則健康選擇性是成立的。在此基礎(chǔ)上，加入年齡變量后則自評健康不再顯著，而年齡卻呈現(xiàn)出負(fù)向的作用，即年齡每增加一歲，成為流動人口的概率會下降7%左右（1-exp（-0.0656））①要注意年齡的階段性作用，即不同年齡段，其作用可能是不同的。這里既有代際（如老一代流動人口與新生代流動人口）的關(guān)系問題，也有不同年齡段對應(yīng)不同的流動原因與結(jié)果的可能。因此，年齡的作用尚需要進(jìn)一步的討論。。這兩個模型之間的差異，說明健康對流動的作用可能會被年齡所解釋.如果再考察健康與年齡之間的關(guān)系，則可以發(fā)現(xiàn)，年齡對于自評健康有著顯著的負(fù)向關(guān)系，年齡越大，自評健康狀況越差。這一方面說明自評健康可能會有內(nèi)生性問題，另一方面則說明年齡可能存在著替代健康的選擇性問題。

加入年齡與自評健康的交互項以后，自評健康的作用不僅顯著性發(fā)生變化，而且方向也發(fā)生了變化，由模型（9）中的負(fù)向不顯著，變成了模型（10）中的正向顯著，進(jìn)一步說明了健康選擇性的存在。該交互項在模型（10）呈現(xiàn)出負(fù)向顯著的作用，即在自評健康較好的人群中，年齡越大越不容易流動。但如果要考察在相同年齡之下自評健康的作用時，就需要將該交互項的系數(shù)與自評健康這一變量的系數(shù)相加（即0.8484-0.0264=0.8220），則相對于而言，自評健康越好的人成為流動人口的可能性是自評不健康的人的2.2750倍，即高出將近1.3倍。

此后的幾個模型中，自評健康以及自評健康與年齡的交互項這兩個變量的作用幾乎沒有發(fā)生任何實質(zhì)性的變化，都呈現(xiàn)出顯著的作用，且方向一致。但在模型（12）和（13）中加入家庭層次的變量以后，年齡的作用卻變得不顯著了。這種情況有可能是因為年齡存在著與教育類似的階段性的影響作用[44]。

之所以在模型（11）的基礎(chǔ)上，繼續(xù)加入了自評健康與地帶的交互項，希望考察健康選擇性的地區(qū)差異。結(jié)果表明存在地區(qū)異質(zhì)性作用，在健康的人群中，東部地帶的人更不容易流動（=-0.9306）；而中西部地帶則未呈現(xiàn)出顯著的選擇性。

（四）自評健康對流動的平均實驗效應(yīng)的估計

以上分析結(jié)果對本文提出的研究假設(shè)提供了支持，即在社會的變遷和流動人口群體內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化的背景下，流動人口的健康選擇性依然存在。但自評健康變量內(nèi)生性導(dǎo)致的估計偏誤還沒有被討論。因此，本文將以自評健康為實驗變量，利用傾向得分方法，解決內(nèi)生性偏誤后再考察流動與自評健康間的關(guān)系問題。分析結(jié)果請見表6。該表包括了兩個部分，左側(cè)部分是各種參數(shù)設(shè)置之下的平均實驗效應(yīng)的分析結(jié)果；右側(cè)則是在各種參數(shù)設(shè)置之下Stata按回歸分析方法輸出的結(jié)果（由于在各種設(shè)置之下的結(jié)果基本相同，因此，此處僅給出一個結(jié)果作為代表）。其中，用于構(gòu)建自評健康傾向得分的協(xié)變量包括：年齡、性別、是否已婚、教育、行業(yè)、居住地、個體收入、家庭收入、地帶、BMI指數(shù)、肥胖狀況以及精神健康狀況。

表6 利用傾向得分匹配方法的估計結(jié)果（全部流動人口）

首先看右側(cè)結(jié)果。該結(jié)果表明，不論何種匹配方法，在控制了自評健康的內(nèi)生性問題以后，平均實驗效應(yīng)仍然是顯著的正向作用，即越健康的人越容易流動。而且這一結(jié)果在各種參數(shù)設(shè)置條件下都是相同的。

其次，再來看左側(cè)不同參數(shù)設(shè)置條件下的分析結(jié)果。這些結(jié)果都表明，自評健康對于流動的實驗效應(yīng)都是顯著的正向：在缺省設(shè)置的條件下，估計的平均實驗效應(yīng)為0.004219；而在其后的兩種設(shè)置下，其實驗效應(yīng)則分別為0.003393和0.003628，其中的差異主要來自于匹配案例數(shù)的不同。在半徑匹配中，該實驗效應(yīng)則為0.005980，且顯著性增加。

如果將這些系數(shù)與前兩部分的分析結(jié)果中的系數(shù)對比（盡管Logit回歸分析中各模型間的系數(shù)可能無法對比[45-46]），可以看到，平均實驗效應(yīng)明顯下降，從原來的0.9214下降為現(xiàn)在的0.006。這種較大幅度的下降，其根源還是在于自評健康的選擇性。即如果不考慮logistic回歸中的特殊性問題，那么在上述回歸分析中關(guān)于自評健康對流動的影響作用可能會由于自評健康的內(nèi)生性問題而導(dǎo)致偏差。同時，這一結(jié)果也說明流動人口健康選擇性的存在。

五、結(jié)論與討論

本文利用中國家庭動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用各種方法討論并回答流動人口健康選擇性是否存在這一問題。分析結(jié)果表明：（1）流動人口內(nèi)部年齡結(jié)構(gòu)正在發(fā)生變化，這既是社會變遷的結(jié)果，也是流動人口健康選擇性時需要考慮的問題；（2）在排除了變量的時間因果順序后，跟蹤樣本中的新增流動人口仍存在健康選擇性；（3）健康選擇性可能與年齡選擇性同時存在，從而可能會使年齡選擇性（或其他可能的選擇性）掩蓋了健康選擇性的真實存在；（4）即使剔除了自評健康的內(nèi)生性（或選擇性）問題以后，自評健康對流動決策的實驗效應(yīng)仍然是正向的，這說明健康選擇性仍存在于流動人口的流動決策之中。研究結(jié)果說明流動人口的健康選擇性并未隨著社會環(huán)境與背景的變化而消失，相反，在考慮了社會變遷（如調(diào)查時點的變化和流動人口年齡結(jié)構(gòu)的變化）以及自評健康的內(nèi)生性問題后，健康選擇性依然存在；越健康的個體越有可能進(jìn)行流動。這在某種程度上說明，健康，類似于某些人口學(xué)（如年齡）或社會特征（如婚姻、教育等），總是存在選擇性的。只是這種選擇性可能會與其他選擇性特征或是重合或是替代，從而在實證分析結(jié)果中呈現(xiàn)出不顯著的作用。但這種統(tǒng)計上的不顯著，并不能夠真正地說明健康選擇性的消失。有可能的是，不論在何種社會背景之下，其作用呈現(xiàn)出的強(qiáng)弱之分，或是顯性或隱性之分。因此，重新回到遷移的選擇性理論中，則健康同樣是遷移與流動的選擇性的重要維度之一。

當(dāng)然上述結(jié)果仍是階段性的，其中樣本、分析過程與分析方法等都還有進(jìn)一步商榷的地方。

首先，本文中所考察的樣本是針對所有年齡段的人口，結(jié)果表明流動人口的健康選擇性是存在的。但如果僅對16～35歲的人群，健康選擇性并不存在。這一點與同鈺瑩等的結(jié)果是相同的。這兩個完全不同的結(jié)果告訴我們應(yīng)該用變遷的眼光看待這種健康的選擇性問題。一方面，社會變遷提高了所有年齡段人群的流動強(qiáng)度（即流動人口的年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化），特別是大于35歲年齡組的人群的流動率，從而使原有的年齡分組有所局限；并使健康的選擇性可以擴(kuò)展并適用于所有年齡段。另一方面則是社會變遷使得16～35歲的人群普遍健康與普遍流動，年齡的選擇性從某種意義上掩蓋了健康的選擇性，從而使該年齡段的健康選擇性似乎不存在了；即健康選擇性被年齡選擇性所掩蓋，但并不能說健康選擇性消失了。

其次，從樣本的角度看，本研究盡管利用了跟蹤樣本，且從跟蹤樣本的非流動人口中尋找出兩次調(diào)查期間的新增流動人口。但分析過程并未判斷這些新增流動人口的流出地，而是以2010年的全部非流動人口作為參照組。這時的參照組可能是流出地人群和流入地人群這兩個部分的混合，而并非真正的“潛在流動人口”。當(dāng)然這是從嚴(yán)格意義上說的。在實際操作中，流出地與流動地總是相對的（有部分人流入本地，而有部分人從本地流出），從總體上很難判斷哪個是流出地，哪個是流入地。因此，從某種意義上，這種健康的選擇性又可以被看成是健康悖論的一種，即流動人口在更惡劣的環(huán)境（包括居住環(huán)境、從業(yè)環(huán)境以及家庭環(huán)境等）之下，其健康狀況仍然優(yōu)于本地人口。同時，限于樣本規(guī)模的問題，我們無法真正做到對流出地與流入地的判斷，進(jìn)而更嚴(yán)格地區(qū)分流出地的“潛在流動人口”和流入地的“本地人口”。這將是今后研究中需要十分強(qiáng)調(diào)的問題之一。

再次，本文未討論健康對流動距離的影響。事實上，流動距離的長短必然會與其健康狀況有關(guān)，但本文僅考察了全部跨縣域及以上的流動人口，而未包括縣內(nèi)流動人口；同樣也因篇幅與樣本量問題而未給出省際與省內(nèi)流動之間的差異。這同樣也是將來有關(guān)健康與流動關(guān)系研究中的重要問題之一。本文顯然沒有考慮這些新增流動人口的以往流動歷史。

最后是研究方法問題。本文運用了firthlogit模型，主要是考慮到樣本（特別是新增流動人口的）規(guī)模，且這種方法可以作為今后類似問題的處理方法。但從研究自變量的角度來看，本文選擇自評健康作為健康的代表性測量指標(biāo)，一方面其測量本身可能存在差異性與內(nèi)生性問題（如測量錨點與評價標(biāo)準(zhǔn)等），進(jìn)而使目前的研究結(jié)果仍然存在偏誤（測量的內(nèi)生性問題可能無法剔除）；另一方面，以自評健康作為實驗（treatment），來考察自評健康對流動的實驗效應(yīng)，是否可行仍然可能值得商榷。除了測量問題以外，諸如流動本身的比率較低、難以捕捉真正的實驗效應(yīng)、自評健康的多分類等都是需要進(jìn)一步考慮的。

因此，本文的結(jié)論仍是初步的，還需要今后更深入地討論。?