空氣污染風(fēng)險感知對勞動力流遷的影響
——健康人力資本投資視角

張義

(江蘇師范大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 徐州 221116)

1 研究背景

健康中國2030的提出，是我國社會經(jīng)濟發(fā)展由人口紅利向健康紅利的戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)變(楊利春,2018)。然而此發(fā)展目標(biāo)的實現(xiàn)離不開勞動力的合理流動，勞動力流動是推動國家社會經(jīng)濟發(fā)展的重要力量(Lewis,1954;林毅夫,1999)。自1982 年至2010年，我國勞動力的流動規(guī)模，無論是跨縣還是跨省，一直處于上升態(tài)勢，2010年后出現(xiàn)下降，但規(guī)模仍空前龐大，跨縣人口總遷移量在1982、2010和2015年分別為2863萬、1.46 億和1.32億(馬忠東,2019)。2007年之后，學(xué)界從工資與需求互動關(guān)系視角，利用劉易斯拐點理論，質(zhì)疑了中國以民工為主的勞動力流動具備無限供給的可能(蔡昉,2008)，隨后，“民工荒”和“用工荒”現(xiàn)象也在部分城市顯現(xiàn)，但從流動人口規(guī)?？?，“劉易斯拐點”下的剩余勞動力耗盡觀點尚不能定論。

從另一個方面看，我國長期以來的粗放發(fā)展嚴(yán)重破壞了環(huán)境，尤其在2010年，空氣污染加劇，民眾的生命健康受到影響，國家的疾病負(fù)擔(dān)年均增長1.65%。由此，學(xué)界給出了環(huán)境污染對勞動力流動存在影響的經(jīng)驗證據(jù)(李曉春,2005;楚永生等,2015;肖挺,2016;Li et al.,2017;劉君等,2018)，這一發(fā)現(xiàn)也在一定程度上從環(huán)境健康經(jīng)濟學(xué)視角，沖擊了“劉易斯拐點”的剩余勞動力耗盡的觀點。然而，環(huán)境污染對勞動力流動的影響途徑較多，如環(huán)境作為一種生產(chǎn)要素，其副產(chǎn)品“污染”會持續(xù)加劇(Grimaud and Rouge,2005；黃茂興，林壽富,2013)，可能反向制約地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，導(dǎo)致出現(xiàn)經(jīng)濟萎縮，從而導(dǎo)致勞動力發(fā)生流動；環(huán)境污染的加劇還進(jìn)一步強化了環(huán)境規(guī)制力度，影響了就業(yè)環(huán)境(王勇等,2013;秦楠等,2018;馬驥濤，郭文,2018)，可能導(dǎo)致勞動力發(fā)生流動；環(huán)境污染還損害健康(涂正革等,2018)，進(jìn)一步影響勞動力的健康人力資本投資方式，從而使其發(fā)生流遷，等等。遺憾的是，目前鮮有從健康人力資本投資視角探討空氣污染風(fēng)險與勞動力流遷影響的關(guān)系與機制的成果。

另還須注意到，學(xué)界關(guān)于勞動力流遷后出現(xiàn)的健康差異原因研究也存在爭議(尚越等,2019)，認(rèn)為這種健康差異可能來自勞動力流遷后發(fā)生的健康損耗(周小剛，陸銘,2016;和紅等,2018)，也可能來自健康移民效應(yīng)和三文魚偏誤效應(yīng)(齊亞強等,2012;易龍飛，亓迪,2014)。在環(huán)境污染影響遷移的背景下，勞動力遷移后的健康差異很可能取決于為規(guī)避污染健康損害或健康人力資本投資而發(fā)生的流動性決策。如勞動力理性選擇環(huán)境質(zhì)量好的地區(qū)遷入可部分抵消或避免遷移后發(fā)生的健康損耗，同時也沖擊了健康移民效應(yīng)和三文魚偏誤效應(yīng)的論斷。

綜上所述，從健康人力資本投資視角，研究空氣污染感知對勞動力流遷的影響具有重要意義。(1)勞動力流動和勞動力遷移存在戶籍是否變動的重要區(qū)別，但本文不具體區(qū)別勞動力流動和遷移內(nèi)涵，均將其視為健康人力資本投資的一種方式，遂統(tǒng)稱為流遷。利用中國知網(wǎng)的主題詞搜索“流遷”一詞，涉及勞動力流遷和人口流遷等相關(guān)核心文章達(dá)80多篇，所有相關(guān)文章達(dá)170多篇，因此，“流遷”一詞在學(xué)界早已被多次使用。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：(1)從健康人力資本投資視角，利用微觀樣本，證實了當(dāng)勞動力面臨空氣污染風(fēng)險時，其可通過流遷來改善健康狀況，提升自身健康人力資本；(2)進(jìn)一步基于勞動力異質(zhì)視角，分析了不同特征勞動力在空氣污染風(fēng)險感知下的流遷行為，從而證實了文中的相關(guān)假設(shè)；(3)基于前文結(jié)論，從微觀視角，為劉易斯拐點論是否到來的爭議和個體流遷前后健康水平差異原因的爭議找到了額外的證據(jù)。

2 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

2.1 文獻(xiàn)回顧

目前環(huán)境污染對勞動力流動或遷移的影響研究仍相對較少。這可追溯到環(huán)境人口遷移理論研究。19世紀(jì)末到20世紀(jì)初，歐美工業(yè)發(fā)達(dá)國家環(huán)境問題日益嚴(yán)重，直至50年代以后，世界經(jīng)濟由戰(zhàn)后恢復(fù)轉(zhuǎn)入發(fā)展期，西方大國粗放的工業(yè)化和城市化進(jìn)程加快，進(jìn)一步導(dǎo)致了環(huán)境污染大爆發(fā)，如1952的年倫敦?zé)熿F事件和洛杉磯光化學(xué)煙霧事件、1953—1965年日本水俁病事件和1960—70年代英美核電工程迅速成長導(dǎo)致的核輻射及廢料污染等(梅雪芹,2000)，由此，人口環(huán)境遷移現(xiàn)象愈演愈烈，如美國的“陽光地帶”遷移等。隨后，以Wolpert(1966)提出的壓力閾值模型將環(huán)境等非經(jīng)濟因素納入遷移分析框架為標(biāo)志，環(huán)境問題與人口遷移的關(guān)系研究萌芽出現(xiàn)。20 世紀(jì)70-90年代，以哈里斯—托達(dá)羅模式分析框架(Harris and Todaro,1970)、壓力閾值-居住流動模型(Speare,1974)和居住滿意度-遷移關(guān)系模型(Hsieh and Liu,1983)等提出為標(biāo)志，進(jìn)一步研究了非經(jīng)濟因素，尤其是環(huán)境因素對人口遷移有著重要影響(DeJong and Sell,1977;Slovic,1987)，使得環(huán)境遷移研究開始進(jìn)入緩慢發(fā)展階段。直至20世紀(jì)90年代以后，環(huán)境人口遷移進(jìn)入快速發(fā)展期，尤其是環(huán)境污染與勞動力流動或遷移的關(guān)系問題受到學(xué)界熱捧。主要集中于哈里斯—托達(dá)羅模式(簡稱“H-T模式”)模式下的行業(yè)部門間的流動或遷移研究和人口遷移理論下的一般空間流動或遷移研究兩個方面。

1970年，哈里斯和托達(dá)羅以二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析框架，探討了勞動力轉(zhuǎn)移、環(huán)境污染、失業(yè)、國民經(jīng)濟產(chǎn)值及其收入分配的關(guān)系(Harris and Todaro,1970)。在該模式下，盡管有城鄉(xiāng)間的流動實質(zhì)，但其本質(zhì)仍是工業(yè)與農(nóng)業(yè)部門間的區(qū)別。由此，部分學(xué)者便基于H-T模式，從行業(yè)部門視角，分析認(rèn)為污染顯著影響著勞動力在行業(yè)部門間的流動(Beladi and Frasca,1999;Raghbendra and John,2001)。如當(dāng)工業(yè)部門和農(nóng)業(yè)部門間的資本不流通時，工業(yè)污染將影響勞動力轉(zhuǎn)移的邊際收益，這將進(jìn)一步影響勞動力于城鄉(xiāng)間的流動規(guī)模(Raghbendra and John,2001)。但行業(yè)部門間的環(huán)境污染對勞動力流動研究大多停留于理論分析層面，也不具普遍性。因此，部分學(xué)者基于人口遷移理論(Lee,1966)，從一般空間流動或遷移視角，分析污染顯著影響著勞動力跨區(qū)流動或遷移(Bayer et al.,2009;Xu and Sylwester,2016;Germani et al.,2018)。如Xu和Sylwester(2016)則從國際遷移視角分析認(rèn)為，霧霾影響人們的遷移意愿，收入高和教育程度高的群體更難忍受霧霾，更愿意遷移。

近年，國內(nèi)也開始掀起研究熱潮。少數(shù)學(xué)者同樣基于“H-T”模式分析框架，從一般污染視角，研究了勞動力在行業(yè)部門間的流動。李曉春(2005)基于“H-T模式”的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析認(rèn)為，環(huán)保技術(shù)的進(jìn)步改善了自然環(huán)境，將減小農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移規(guī)模；關(guān)稅等的增加會加重工業(yè)污染,增加勞動力轉(zhuǎn)移的規(guī)模，減少農(nóng)業(yè)部門的雇傭量。而眾多學(xué)者則基于宏觀和微觀視角，探討環(huán)境對勞動力在一般空間(區(qū)域)流動或遷移的影響。他們分析表明，自然環(huán)境逐漸成為移民考慮的吸引因素(Cao et al.,2018)，環(huán)境污染尤其是空氣污染對勞動力流動有著重要影響(Chen et al.,2017;孫中偉，孫承琳,2018;孫偉增,2019)，尤其對男性、年輕群體(Li et al.,2017)、高教育或高技能群體(崔穎,2017;Lu et al.,2018;楚永生等,2015)、高收入、工業(yè)、生活服務(wù)業(yè)群體(肖挺,2016)影響更大。但以上研究大都利用霧霾、廢氣排放等實際的空氣污染或環(huán)境污染變量作為主要解釋變量，忽略了污染風(fēng)險感知的機制考察。如肖挺(2016)證實了廢氣排放(氣體排放)對各城市不同群體勞動人口流動造成了驅(qū)趕效應(yīng)。楚永生等(2015)利用2003-2012年中國31個省級面板數(shù)據(jù)，基于工業(yè)三廢構(gòu)建實際的環(huán)境污染指數(shù)，運用空間計量方法實證表明，當(dāng)環(huán)境污染超過一定值時，環(huán)境污染會導(dǎo)致高異質(zhì)性勞動力向外擴散，即人力資本積累較多的專業(yè)化人才流失。但Lu et al.(2018)考察了京津冀地區(qū)霧霾風(fēng)險感知微觀樣本，找到了霧霾污染健康風(fēng)險導(dǎo)致了京津冀地區(qū)技術(shù)人才的流失的經(jīng)驗證據(jù)。這也意味著勞動力面臨空氣污染感知風(fēng)險時，會選擇流遷進(jìn)行健康人力資本投資。

綜上，現(xiàn)有研究主要更側(cè)重于實際污染與勞動力流遷二者關(guān)系間的探討。但鮮有研究聚焦空氣污染感知風(fēng)險和從健康人力資本投資決策視角，探討勞動力流遷的深層原因。這也可能是劉易斯拐點現(xiàn)象和不同群體之間健康水平差異的部分原因。為此，從健康人力資本投資視角，研究空氣污染感知風(fēng)險對勞動力流遷的影響，十分重要。

2.2 研究假設(shè)

由此，依據(jù)Cropper(1981)將空氣污染引入健康人力資本量的折舊函數(shù)之中，所構(gòu)建的健康人力資本投資模型。研究認(rèn)為，人們會為了降低空氣污染而產(chǎn)生支付意愿和支付一定的金額。再結(jié)合Tiebout模型提出的公共品供給與人口遷移效應(yīng)關(guān)系的“用腳投票”機制觀點(Tiebout,1956)，即人們付出一定成本而發(fā)生的遷移可以視為一種公共品的消費行為，而所產(chǎn)生的邊際成本則可視為“遷移”這一公共品消費行為的價格。據(jù)此，提出如下研究假設(shè)：

H1：在一定條件下，當(dāng)勞動力感知到空氣污染風(fēng)險時，其可采取流遷的方式，進(jìn)行健康人力資本投資，從而改善自身健康狀況。(2)這假設(shè)排除了污染加劇，導(dǎo)致環(huán)境規(guī)制加強，進(jìn)而影響就業(yè)環(huán)境，由此對勞動力流動產(chǎn)生影響；也排除了污染加劇，導(dǎo)致地區(qū)生產(chǎn)要素條件惡化，阻礙經(jīng)濟發(fā)展，進(jìn)而影響勞動力流動等作用途徑。

H2：進(jìn)一步地，異質(zhì)勞動力面臨空氣污染感知風(fēng)險時，其流遷行為的差異取決于個體和家庭的決策特征。

特別地，勞動力發(fā)生流遷無非是追求更好的生活，得到更多的社會福利，對居住地不同的綜合滿意度會影響勞動力的環(huán)境凈遷移率(Hsieh and Liu,1983)。而這綜合滿意度則與不同的政策需求評價緊密相關(guān)，政策需求強烈的勞動力，意味著當(dāng)前生活滿意度低，盡管面臨的污染健康損害風(fēng)險可能大，感知強，但其收入水平等可能較低，導(dǎo)致其無力發(fā)生流遷；而政策需求不強烈的勞動力，盡管有能力負(fù)擔(dān)流遷成本，但生活滿意度較高，其面臨的污染健康損害風(fēng)險可能低，也不易發(fā)生流遷；只有處在政策需求中等水平群體，不僅處在較高的污染健康風(fēng)險之下，且還有能力負(fù)擔(dān)流遷，這會增強健康人力資本投資動機，進(jìn)而更容易發(fā)生流遷。由此，提出假設(shè)H3：

H3：在一定空氣污染感知風(fēng)險水平下，不同政策需求水平會影響勞動力流遷的健康人力資本投資動機。一般地，多數(shù)情況下，處在政策需求中等水平的勞動力群體面臨空氣污染感知風(fēng)險時更容易發(fā)生流遷。

綜上，本文主要檢驗了以上三個假設(shè)。剩余內(nèi)容安排如下：第二部分，理論分析與研究假設(shè)的提出；第三部分，實證模型和指標(biāo)變量的研究設(shè)計與數(shù)據(jù)等相關(guān)說明；第四部分，實證檢驗的結(jié)果分析；最后部分為結(jié)論與政策含義。

3 研究設(shè)計與說明

3.1 實證模型設(shè)計與變量說明

流遷價格成本數(shù)據(jù)難以獲得，現(xiàn)實中也難以用貨幣衡量，為此，本文結(jié)合可得數(shù)據(jù)將勞動力遷入到某一地區(qū)的機率比作為價格成本代理變量，即遷入的機率比越高，表示該遷入決策產(chǎn)生的相對價格成本越低。設(shè)p=P(y=1|x)=F(X,β)符合“邏輯分布”，則有：

(1)

由此采取logit估計實證方程可轉(zhuǎn)變?yōu)橄挛姆匠?3)，基于此，進(jìn)一步檢驗：當(dāng)勞動力面臨空氣污染感知風(fēng)險時，其是否會選擇“流遷性公共品”消費進(jìn)行健康人力資本投資，從而改善自身健康狀況。參照溫忠璘等(2004)中介效應(yīng)模型，可將logit中介模型設(shè)計如下：

healthit=α0+α1airit+B1*contr+ωi+δt+εit

(2)

magriit=γ0+γ1airit+B2*contr1+ωi+δt+εit

(3)

healthit=λ0+λ1airit+λ2healthit+B3*contr+ωi+δt+εit

(4)

主要因變量與解釋變量包括：流遷相對價格成本利用遷移機率比表示，因此定義流遷狀態(tài)magri，而空氣污染數(shù)據(jù)因遷移單元區(qū)域不定，難以匹配到具體單元區(qū)域，利用所得樣本中的空氣污染感知風(fēng)險air表示，健康人力資本狀況直接用健康狀況health表示，各指標(biāo)具體設(shè)計與定義處理，詳見下文數(shù)據(jù)說明部分。

主要控制變量為contr和contr1元素集合，其中對流遷方程(3)而言，從已有研究梳理來看，男性、年齡大、教育程度高、收入高、未參加醫(yī)保等群體更易因環(huán)境污染而發(fā)生流動，同時，地區(qū)房價(Chay et al.,2005;張莉等,2017;李勇剛，秦新龍,2019)和公共服務(wù)質(zhì)量(Tiebout,1956;夏怡然，陸銘,2015)也是勞動力流動的重要因素，因此，結(jié)合可得數(shù)據(jù)，方程中contr則主要包括：性別(gender)、年齡(age)、家庭規(guī)模(a63)、戶口性質(zhì)(rual)、是否參加醫(yī)保(yibao)、房價感知(houseprice1)、家庭真實人均收入(hp)、公共服務(wù)便利性(psf)。

對健康方程(2)、(4)而言，控制變量主要包括：性別(gender)、年齡(age1)、家庭真實人均收入(hp)、鍛煉(workout)、醫(yī)療水平(medical)、是否參加醫(yī)保(yibao)。以上各變量含義及預(yù)期作用結(jié)果見下文表1。ω、δ、ε則分別表示個體效應(yīng)、時間效應(yīng)和隨機效應(yīng)。B1和B2分別為各對應(yīng)模型中控制量的系數(shù)向量；α0、γ0、λ0分別為各模型常數(shù)項，α1、γ1、λ1、λ2分別對應(yīng)各模型中解釋變量系數(shù)。

圖1 基于probit探索結(jié)果預(yù)測概率累積分布的正態(tài)檢驗Q-Q圖

對模型中的方程(2)、(3)、(4)進(jìn)行檢驗。當(dāng)方程(2)中系數(shù)α1顯著，則表明空氣污染總體上對勞動力流動有影響；繼而進(jìn)行方程(3)、(4)的檢驗，若系數(shù)γ1、λ1、λ2檢驗顯著，則說明空氣污染影響勞動力流動過程中有一部分是通過產(chǎn)生健康損害效應(yīng)風(fēng)險實現(xiàn)的;若γ1、λ2系數(shù)檢驗顯著，而λ1不顯著，則說明空氣污染影響勞動力流動過程完全是因為產(chǎn)生健康損害效應(yīng)或風(fēng)險來實現(xiàn)的；最后，若系數(shù)γ1、λ2中檢驗只有一個或全都不顯著，則需進(jìn)行Sobel或bootstrap檢驗，通過該檢驗進(jìn)一步判斷是否存在中介效應(yīng)。特別地，本文若采用probit回歸和檢驗其預(yù)測概率累積分布并不符合正態(tài)分布(如圖1)，也不能簡單利用線性回歸模式，因此，可假設(shè)勞動力做出是否遷移決策的概率服從邏輯分布，結(jié)合本文樣本特征，因變量為二值選擇名義變量，繼而采取logit方法進(jìn)行分析更為合理、可靠。

3.2 指標(biāo)設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于2013年中國社會綜合調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)(3)因需要滿足研究涉及的多項指標(biāo)，如空氣污染、健康、遷移等，CGSS調(diào)查是非跟蹤調(diào)查，且只有2010年和2013年包含了空氣污染等指標(biāo)，但2010年不包含房價等指標(biāo)信息，同時其只公布調(diào)查戶的省級地址信息，因此，為保證研究的準(zhǔn)確科學(xué)性，本文只選擇了2013年調(diào)查樣本進(jìn)行分析。。這一項全國性的社會調(diào)查由中國人民大學(xué)中國調(diào)查與數(shù)據(jù)中心負(fù)責(zé)執(zhí)行。初級抽樣單元覆蓋全國100個縣，加上北京、上海、天津、廣州、深圳5個大城市，共涉及480個村/居委會，共獲樣本量約為12000。(4)詳細(xì)介紹內(nèi)容參見：中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫,http://www.cnsda.org/index.php?r=site/article&id=42.本文基于研究涉及指標(biāo)共獲得3279份有效樣本，其中流遷樣本占比約為11.50%，而我國2003-2013期間每年實際勞動力流動數(shù)量的平均比例約為13.37%。(5)該數(shù)值利用2003、2005和2010-2013年流動人口數(shù)占總?cè)丝跀?shù)比例的幾何均值估算14.86%，同時按照段忠平(2013)流動人口中90%為勞動力，因此將14.86%乘以0.9所得。其中歷年人口數(shù)來自國家統(tǒng)計局鑒，2005和2010-2013年流動人口數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒2018,2003年流動人口數(shù)據(jù)來自網(wǎng)絡(luò)搜集，網(wǎng)址為:http://www.mofangge.com/html/qDetail/06/g2/201408/p2ipg206168050.html.二者相差不大，即若按照每年調(diào)查一次，連續(xù)十年調(diào)查，其年均比例也大致如此，這表明本文定義的流遷狀態(tài)的樣本提取比例基本符合實際情況，且未超過該數(shù)值。這也避免了研究空氣污染對流遷影響的高估偏誤。

(1)流遷狀態(tài)(magri1)的識別:結(jié)合其調(diào)查卷的設(shè)計特性，即空氣污染在十年回顧部分，且為保證樣本容量，圈定近十年個體戶口與自身所在地差異，以及狀態(tài)為待定時何時離開的所在地等信息，識別出個體流遷狀態(tài)，樣本的流遷個體判定流程見圖2。(6)圖2從左向右依次判定。幾點說明：(1)圈定前10年流遷狀態(tài)是因為CGSS調(diào)研空氣污染問題在十年回顧部分，回答相關(guān)問題的儲備印象或意識默認(rèn)為調(diào)研年的近十年，且空氣污染在2000年以后愈加嚴(yán)重也符合實際。(2)為獲得充足樣本，主要以戶口信息變動為基準(zhǔn)判定的流遷也應(yīng)當(dāng)為近10年，若為更早以前，可能受到其他因素的影響更大，空氣污染影響則可能相對過小。(3)勞動力年齡選取截至調(diào)查年在28-64歲之間樣本，保證了前10年樣本均為勞動力范疇，綜上，此處研究判定所有跨區(qū)流遷樣本發(fā)生在近10年，其他則未發(fā)生，即研究空氣污染對近十年流遷狀態(tài)是否有著顯著影響。孫三百等(2012)、許和連等(2019)運用2010年識別遷移默認(rèn)為2009年發(fā)生的遷移行為存在定義的表述性偏誤。因為大多數(shù)遷移行為可能并非是在2009年發(fā)生的，樣本選取值得商榷。圈定2013年調(diào)研樣本的前十年流遷狀態(tài)的原因為：2010-至今可視為勞動力健康型流遷早期階段，但這一階段劃分至少具備兩個特點，一是收入型流動影響較健康型流動影響之間相對大小有明顯縮小，二是健康型流遷的影響在統(tǒng)計上顯著。(7)孫偉增等(2019)研究表明。2010年以后勞動力流動受空氣污染影響更為顯著。與此同時，筆者基于中國統(tǒng)計年鑒、衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒等相關(guān)宏觀面板樣本，構(gòu)建空氣污染綜合指數(shù)和健康綜合指數(shù)，并據(jù)段忠平(2013)，構(gòu)建勞動力流動指數(shù)，利用中介模型和門檻模型也證實了這一結(jié)論。而2013年前十年，收入型流動影響仍遠(yuǎn)大于健康型流動影響，即將此階段劃為收入型流動階段，但這不妨礙考察健康型流動影響在統(tǒng)計上是否具有顯著性。同時，蔡昉(2005)研究認(rèn)為2004年沿海地區(qū)出現(xiàn)民工荒，這表明2003年及以后影響勞動力流動的其他因素正逐漸增強。另據(jù)國家衛(wèi)生健康委員會《中國流動人口發(fā)展報告2018》指出，我國流動人口政策調(diào)整經(jīng)歷了三個階段，分別為：1984～2002年，逐步放開階段；2003～2012年，公平理念的提出及貫徹階段；2012年以來，全面推進(jìn)市民化階段。(8)林小昭等.這份由官方公布的有關(guān)中國流動人口的數(shù)據(jù)報告信息量太大了[J/OL].大風(fēng)號,http://wemedia.ifeng.com/94542730/wemedia.shtml,2018-12-23.由此本文將2013年調(diào)研樣本圈定前十年遷移狀態(tài)，研究空氣污染對其影響也盡可能地降低了政策的外生性影響。因此，綜合看來，將2013年調(diào)研樣本選擇前十年遷移狀態(tài)，研究空氣污染對其影響較為合理。

圖2 勞動力發(fā)生遷移決策的判定流程(9)依據(jù)可得樣本信息和十年內(nèi)流遷判定含義，為嚴(yán)格保證研究期為勞動力群體，因此依據(jù)2013年調(diào)查年的實際年齡，剔除未滿28歲和達(dá)到65歲及以上樣本，以及教育狀態(tài)為學(xué)業(yè)在讀樣本。

(2)空氣污染風(fēng)險感知狀態(tài)(air)的識別：鑒于2000年以后，我國空氣污染已從煤煙型逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)闄C動車尾氣等新型混合型(中國工程院、環(huán)境保護(hù)部,2011)，為此，定義混合型空氣污染感知樣本。首先，機車尾氣型的污染感知：是否知道空氣污染，回答為“是”；汽車尾氣對人體危害不會造成威脅？答題結(jié)論正確；環(huán)境保護(hù)知識-空氣質(zhì)量報告中,三級空氣質(zhì)量意味著比一級空氣質(zhì)量好？答題結(jié)論正確，將其綜合判斷為機車尾氣型空氣污染感知樣本；其次，工業(yè)煤煙型空氣污染感知同上構(gòu)建思路：將知道空氣污染且關(guān)于“空調(diào)氟與臭氧”、“酸雨與煤的關(guān)系”、“三級空氣質(zhì)量意味著比一級空氣質(zhì)量好？”等問題回答結(jié)果進(jìn)行綜合判斷，以答題結(jié)論均正確樣本構(gòu)建工業(yè)煤煙型空氣污染感知樣本；最后是混合型污染感知：將機車尾氣型感知或工業(yè)煤煙型污染感知的樣本定義混合污染感知變量，作為研究模型中體現(xiàn)空氣污染感知的重要解釋變量。

(3)健康狀態(tài)(health)的識別：空氣污染嚴(yán)重影響著勞動力工作效率(Zivin and Neidell,2012;Chang et al.,2014)，而自評健康的參照系則相對模糊，回答的狀態(tài)偏誤較大，甚至對估計造成影響，因此，鑒于前四周健康對工作的影響能夠更加準(zhǔn)確反映出勞動力的健康狀況，本文受限于可得樣本，首先將健康對工作從偶爾和從沒有影響的勞動力視為健康狀態(tài)。又學(xué)界認(rèn)為，針對調(diào)研樣本中盡可能使用多的客觀工具度量主觀健康可能更為穩(wěn)健(Blundell et al.,2017)，如利用個體健康損害的事件種類個數(shù)表示健康狀態(tài)，進(jìn)行估計可能更為穩(wěn)健。因此，將前四周健康狀況與自評健康回答狀況進(jìn)一步共同判定健康樣本(見表1)，構(gòu)建健康代理變量進(jìn)行穩(wěn)健分析。

特別地，借鑒肖挺(2016)將房價因素納入勞動力收入調(diào)節(jié)范疇構(gòu)建真實收入變量思想，本文基于所得數(shù)據(jù)指標(biāo)，將家庭年人均真實收入變量(hp)用家庭年人均貨幣收入與房價滿意度得分(houseprice1)乘積作為代理變量。其他控制變量指標(biāo)定義提取和轉(zhuǎn)換見表1。

表2 中介效應(yīng)估計結(jié)果

4 結(jié)果分析

4.1 中介效應(yīng)分析

從中介效應(yīng)估計結(jié)果來看(表2)，model1顯示，當(dāng)勞動力感知到空氣污染時，健康狀況會顯著改善，感知到空氣污染風(fēng)險的樣本中為健康的樣本比例為83.7%，明顯高于未感知到空氣污染風(fēng)險為健康樣本的75.3%比例。這表明空氣污染感知意識強的勞動力更易采取健康損害規(guī)避行為或者健康人力資本投資行為，由此，model2則進(jìn)一步表明，空氣污染感知意識強的勞動力更易發(fā)生流遷，當(dāng)感知勞動力比沒有感知的勞動力流遷機率顯著高出。(10)下文分析將logit模型本質(zhì)如此處同等表述，計算過程不再展示。空氣污染感知風(fēng)險意識增強將顯著誘發(fā)流遷，這被視為一種健康人力資本投資行為，感知到空氣污染風(fēng)險的樣本中發(fā)生流遷的比例為15%，高于未感知到空氣污染風(fēng)險而發(fā)生流遷的9.6%比例。由model3則進(jìn)一步證實，空氣污染感知風(fēng)險意識增強，改善了健康狀況的部分作用則來自勞動力發(fā)生流遷的中介作用，即污染感知風(fēng)險意識和流遷行為變量對健康水平的作用系數(shù)分別在1%和10%水平下均顯著為正。所以，從健康人力資本投資視角出發(fā)，當(dāng)勞動力面臨嚴(yán)重的空氣污染時，其因空氣污染而發(fā)生流遷的初始行為目的就是為了規(guī)避健康損害或進(jìn)行健康人力資本投資。

從控制變量作用來看，mode1和mode3中在其他一定條件下，勞動力年齡越大，其健康水平越差；男性勞動力的健康水平明顯高于女性健康水平，不僅與以往研究結(jié)論一致(Zhang et al.,2018)，也符合現(xiàn)實，樣本中男性健康80.5%高于女性健康75.9%的比例；真實收入越高、醫(yī)療資源容易獲得以及經(jīng)常鍛煉的勞動力的健康水平將得到顯著提高，其中真實收入每提高一個單位，勞動力健康改善的機率比將提升約11%。但參加醫(yī)療保險則出現(xiàn)負(fù)向作用勢頭，但不顯著，這也符合經(jīng)驗邏輯，一般是健康越差的勞動力越可能參加醫(yī)療保險，所以呈現(xiàn)出此負(fù)向結(jié)果。健康的樣本中參保的比例為91.9%，低于不健康樣本中參保的92.8%比例。

而mode12中，在其他一定條件下，年齡越大勞動力越不會發(fā)生流遷，年齡每上升一歲，發(fā)生流遷的機率比將下降；原本參與醫(yī)保和認(rèn)為公共服務(wù)獲得便利的勞動力，越不可能發(fā)生流遷，其中參與醫(yī)保而未發(fā)生流遷的比例高達(dá)89.0%，認(rèn)為公共服務(wù)便利未發(fā)現(xiàn)流遷的比例達(dá)90.4%。另，對房價中等滿意度的群體越不可能發(fā)生流遷，因為房價高低和地區(qū)空氣環(huán)境息息相關(guān)(席鵬輝，梁若冰,2015)，對房價太滿意勞動力群體，家庭人均貨幣年收入為2.069萬元，低于對房價很不滿意群體的家庭人均貨幣年收入2.532萬元，這意味著對房價太滿意的群體居住的房價普遍偏低，其當(dāng)前的綜合生活環(huán)境可能較差，而對房價很不滿意的勞動力群體，則意味著其當(dāng)前生活壓力更大，盡管收入較高，但還是難以負(fù)擔(dān)奇高的房價，同時對房價中等滿意群體的家庭人均年貨幣收入更低，均值為1.748萬元，其對所處居住環(huán)境的房價不僅較為滿意，而且對其來說，自身發(fā)生流遷的相對成本較高，也難以負(fù)擔(dān)。因此，前兩個群體都比中等滿意群體更可能發(fā)生流遷，從而在模型中表現(xiàn)為對房價中等滿意的群體對是否流遷的影響顯著為負(fù)，其他群體則影響不顯著。

此外，真實收入會顯著提高流遷概率，一是真實收入提高，流遷的相對成本降低，從而提高流遷概率；二是真實收入提高，作為流入地本身就是一種引力要素，吸引著勞動力流入。性別對勞動力流遷概率作用不明顯，但有負(fù)向作用傾向，表明空氣污染感知風(fēng)險意識等其他條件一定情況下，男性流遷意愿有低于女性流遷意愿傾向，即女性勞動力群體產(chǎn)生流遷的健康人力資本投資動機要強些。這與女性關(guān)注環(huán)境風(fēng)險意識高于男性觀點基本相符(Xiao and McCright,2012)。同時非城市戶口流遷與城市戶口流遷差異不大，這也主要因本文流遷的判定流程更多地傾向于遷移概念內(nèi)涵，遷移需要高昂的成本代價，非城市戶口收入偏低，難以負(fù)擔(dān)，但為了生存還是發(fā)生了一部分流遷，樣本中非城市戶口流遷的比例為9.9%，同時城市收入較高，但空氣環(huán)境污染嚴(yán)重等，其也發(fā)生了一定的流遷，城市戶口群體流遷的比例為13.4%，因此，在空氣污染感知等其他一定條件下，最終導(dǎo)致戶口性質(zhì)對流遷的影響差異并不明顯。綜上，模型估計結(jié)果總體較為合理。

4.2 穩(wěn)健檢驗

本文的穩(wěn)健性檢驗主要采取了三種方式：一是利用工業(yè)煤煙型空氣污染感知作為代理變量進(jìn)行穩(wěn)健檢驗；二是利用近四周健康狀況和自評健康狀況構(gòu)建綜合的健康代理變量進(jìn)行穩(wěn)健檢驗；(11)考慮自評健康后的健康的穩(wěn)健代理變量與原健康自變量重合率高達(dá)97.896%，因此，表明以前四周健康影響工作信息判定健康狀態(tài)較為可靠。三是將空氣污染感知和健康新的代理變量同時納入模型，進(jìn)一步進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。(12)空氣污染感知和健康代理變量具體構(gòu)建見前文數(shù)據(jù)說明部分。結(jié)果如表2，model4—model6空氣污染代理變量檢驗結(jié)果較為穩(wěn)健，流遷在空氣污染感知對健康的影響仍呈顯著的部分中介作用。而model7—model9和model10—model12分別為健康代理變量穩(wěn)健檢驗和兩個代理變量共同的穩(wěn)健檢驗，其只有空氣污染感知對健康提升作用顯著，而遷移的估計結(jié)果均不顯著，進(jìn)一步利用Sobel檢驗，分別計算這兩個中介模型Sobel值其均為1.00684，95%置信區(qū)間為[0.92791,1.11007]，相差無幾，均大于0.97，表明存在顯著的部分中介作用。且從這三種穩(wěn)健檢驗結(jié)果來看，各變量系數(shù)估計結(jié)果與上文中介模型估計結(jié)果相差甚小，從影響大小方面也呈現(xiàn)出較為穩(wěn)健的一面。綜上所述，上文所得結(jié)論基本可靠，即當(dāng)感知到空氣污染風(fēng)險時，勞動力可以采取“遷移或流遷”方式，進(jìn)行健康人力資本投資，從而改善健康狀況。驗證了前文的假設(shè)H1。

表3 穩(wěn)健估計結(jié)果

4.3 勞動力異質(zhì)分析

4.3.1 個體或家庭基本特征異質(zhì)分析

見表4，從教育特征差異來看，若其他教育劃分均不顯著，這表明正規(guī)大專以下教育群體對空氣污染感知偏低，導(dǎo)致其對流遷的影響不顯著，而正規(guī)大專高等教育及以上群體對空氣污染感知敏感，其更易發(fā)生流遷。這主要因滿足了兩個條件：一是這一群體更加容易感知到空氣污染，高等教育群體中感知到空氣污染風(fēng)險占比為70.0%，而非高等教育群體中感知風(fēng)險比例僅為32.9%；二是這一群體收入普遍升高，高等教育群體家庭真實人均收入均值6.929，遠(yuǎn)高于非高等教育家庭真實人均收入2.956，當(dāng)其感知到空氣污染風(fēng)險時，其流遷的相對成本較低，更易發(fā)生流遷。因此，當(dāng)高等教育群體的空氣污染風(fēng)險的流遷效應(yīng)更為顯著。從養(yǎng)老觀念差異來看，不負(fù)責(zé)撫養(yǎng)父母的子女流遷效應(yīng)顯著，這一群體來說，流遷的相對隱性成本較低，其更愿意發(fā)生流遷，而負(fù)責(zé)撫養(yǎng)父母子女流遷效應(yīng)不顯著，父母在不遠(yuǎn)游的傳統(tǒng)美德在在這一群體中體現(xiàn)明顯，這一現(xiàn)象表明，若要順利推進(jìn)健康中國2030戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)，對于污染嚴(yán)重和勞動力充足的地區(qū)，政府可加大子女撫養(yǎng)父母的幫扶力度，在進(jìn)行孝道美德教育深入宣傳和實踐的同時，加快養(yǎng)老服務(wù)機構(gòu)建設(shè)，降低苦難家庭生活成本，為其進(jìn)行健康人力資本投資的限制性負(fù)擔(dān)松綁，促使勞動力合理流動；對于污染不嚴(yán)重的地區(qū)，必須強化孝道教育，增加家庭撫養(yǎng)責(zé)任感、歸屬感，防止人才流失。這將有利于健康中國戰(zhàn)略目標(biāo)的推進(jìn)。從近十年階層差異來看，高階層群體對空氣污染感知更為敏感，占比為43.2%，遠(yuǎn)高于中等(32.4%)、低等(31.7%)階層兩個群體的空氣污染風(fēng)險感知比例，同時高階層群體的家庭真實人均收入水平為4.602，也高于中低群體均值(中低分別為3.018和2.183)，即高階層流遷的相對成本小，因此，當(dāng)高階層群體面臨空氣污染感知風(fēng)險時，其更容易發(fā)生流遷。

從不同家庭規(guī)模來看，人數(shù)在5口人或以上的大規(guī)模家庭流遷的概率更高。即當(dāng)某個勞動力家庭人數(shù)過多，意味著小孩和老人更多，當(dāng)勞動力感知空氣污染風(fēng)險時，其對于健康人力資本損耗估值將很大，這時盡管其家庭真實人均收入偏低，但其更愿意發(fā)生流遷。進(jìn)一步地，從有18歲以下未成年子女?dāng)?shù)來看，有18周歲以下子女的勞動力空氣污染感知風(fēng)險下的流遷概率要高于沒有18周歲以下子女的勞動力，這表明有未成年子女的家庭在面臨環(huán)境污染風(fēng)險時，其流遷意愿更高。這不僅反映了孟母三遷的良苦用心，更是賦予了孟母三遷新時代的內(nèi)涵，即為子女的健康人力資本發(fā)展而更愿意發(fā)生流遷。

表4 個體或家庭基本特征異質(zhì)估計結(jié)果

綜上所述，當(dāng)勞動力面臨空氣污染感知風(fēng)險時，其選擇是否以流遷方式，進(jìn)行健康人力資本投資，不僅是個人決策，更是家庭決策的結(jié)果。即當(dāng)勞動力感知空氣污染風(fēng)險時，其將在綜合性的相對成本與收益之間權(quán)衡是否發(fā)生流遷。一般地教育程度高、階層越高、無強的孝悌觀、家庭規(guī)模大、有未成年子女等的群體選擇流遷方式，進(jìn)行健康人力資本投資動機更為強烈。從而假設(shè)H2得以驗證。

4.3.2 政策需求異質(zhì)性分析

從就業(yè)滿意度差異來看，當(dāng)空氣污染感知群體對就業(yè)環(huán)境中等滿意時，會誘發(fā)勞動力發(fā)生流遷，中等滿意家庭人均真實收入均值為3.405，滿意低水平的群體收入低，家庭人均真實收入均值為2.6215，流遷的成本高，其不易發(fā)生流遷，但收入提升會顯著提升其流遷概率，高滿意群體則會因就業(yè)環(huán)境好而不易發(fā)生流遷，收入因素對流遷的作用已顯得不重要了。從慢性病管理滿意差異來看，慢性病管理滿意度一般及以下會誘發(fā)流遷，而較滿意及以上流遷效應(yīng)不顯著。究其原因，這兩個群體家庭人均真實收入差異不顯著，均值分別為3.227和3.255，方差齊性檢驗p=0.879,不拒絕方差齊性原假設(shè)，因此，其流遷的相對成本來說均可負(fù)擔(dān)，從列聯(lián)表分布來看，發(fā)生流遷樣本中不滿意群體占比68.1%，滿意度占比31.9%，由此當(dāng)慢性病管理滿意度低的群體面臨空氣污染感知風(fēng)險時，自然更易發(fā)生流遷。從公共教育服務(wù)滿意差異來看，公共教育滿意中等水平的群體空氣污染感知流遷效應(yīng)顯著，盡管不同滿意水平群體間的家庭真實人均收入和貨幣人均收入均不存在顯著差異，方差齊性檢驗p值分別為：0.877、0.274，但這中等群體的家庭真實人均收入高(均值為3.3061大于低、高滿意群體的3.184、3.305)，即其流遷的相對成本小，同時中等滿意群體的空氣污染感知比例也高且為40%，高于低、高滿意群體36%和30.2%比例，又中等群體的家庭規(guī)模居中，相對而言預(yù)期的污染健康損害較大。因此，在其權(quán)衡流遷的成本和期望收益之后，發(fā)生流遷式健康人力資本投資的動機更為強烈，而對公共教育滿意度低和滿意高兩個群體的空氣污染感知風(fēng)險的流遷效應(yīng)則不顯著，即體現(xiàn)了中間流動效應(yīng)。

進(jìn)一步地，從整體公平感知差異來看，不公平感知強烈的群體的真實收入、社會地位偏低，因此盡管其空氣污染感知強烈，也無能力發(fā)生流遷；而公平感知強烈的群體，盡管其經(jīng)濟、社會地位等偏高，流遷的相對成本偏低，但當(dāng)面對空氣污染時，其當(dāng)下所處在公平的生活環(huán)境里，相對剝奪感較小(Berger et al.,1972;孫薇薇，朱曉宇,2018)，歸屬感可能較高，也會降低其流遷意愿；對于公平與不公平感知模糊的群體，其經(jīng)濟社會地位處于中間層，以中產(chǎn)階級為主，生活在一般化或者無歸屬感的環(huán)境里，當(dāng)其面對空氣污染時，其更容易發(fā)生流遷。從幸福感知差異來看，幸福感中等的群體，其經(jīng)濟社會地位處于中間層，生活在一般化或者無歸屬感的環(huán)境里，當(dāng)其面對空氣污染時，更可能將不幸福部分歸咎于此，或進(jìn)一步激發(fā)其追求更加幸福的動機，使其更容易發(fā)生流遷。具體地，如不同幸福感知水平的群體間收入水平差異顯著(方差齊性檢驗p=0.000)，感到不幸福的群體的家庭真實人均收入水平過低(2.775)，因此，盡管當(dāng)其空氣污染感知風(fēng)險，也無能力或者無暇發(fā)生流遷，而幸福感知強烈的群體，盡管其家庭真實人均收入水平(均值4.350)等偏高，流遷的相對成本偏低，但當(dāng)面對空氣污染時，其正處于幸福的生活環(huán)境里，導(dǎo)致其相對的預(yù)期收益過低，也會降低其流遷意愿。因此，幸福感知中等水平群體的勞動力在面臨空氣污染感知風(fēng)險時，其更愿意以流遷的方式進(jìn)行健康人力資本投資。

綜上所述，當(dāng)面臨空氣污染感知風(fēng)險時，除了慢性病管理滿意低水平的群體，更易發(fā)生流遷之外，其他政策需求處于中等水平的群體，采取流遷方式，進(jìn)行健康人力資本投資的動機強烈。即勞動力面臨空氣污染感知風(fēng)險時會在流遷的成本和期望收益間權(quán)衡，將產(chǎn)生污染流遷的健康人力資本投資替代行為，主要表現(xiàn)在中間群體，這一群體對當(dāng)前生活各方面保持著中等水平評價或認(rèn)知，其流遷的健康人力資本投資替代效應(yīng)的期望收益高，流遷的相對成本低。因此，他們更易發(fā)生流遷；而對于政策需求高水平的群體，盡管其流遷，發(fā)生健康人力資本投資替代效應(yīng)的期望收益高，但其流遷的成本負(fù)擔(dān)不起，不易發(fā)生流遷；對于政策需求低水平的群體，盡管其流遷的相對成本小，但其流遷的健康人力資本投資替代效應(yīng)的期望收益也小，且一般情況下小于等于前者，因此這一群體也不易發(fā)生流遷。這表明勞動力自身和外界的因素嚴(yán)重影響著其空氣污染感知的健康人力資本投資動機，從而不同程度地影響其流遷行為。具體地，階層中等水平、公平中等和幸福中等以及就業(yè)環(huán)境滿意中等、公共教育服務(wù)滿意中等水平的群體發(fā)生流遷的概率更高。因此，從而驗證了假說H3。這也進(jìn)一步表明了當(dāng)今人們做出流遷的決策早已跳出了家貧親老的傳統(tǒng)思維模式，更多地以“理性經(jīng)濟人”思維來權(quán)衡流遷成本與收益，做出最優(yōu)決策，同時從不同的政策需求視角，展現(xiàn)出了人們在空氣污染感知風(fēng)險下進(jìn)行健康人力資本投資由“不平而鳴”到“人平不語”的社會轉(zhuǎn)變。

表5 個體或家庭政策需求異質(zhì)估計結(jié)果

5 結(jié)論與政策含義

本文主要探討了當(dāng)感知空氣污染風(fēng)險時，勞動力是否會選擇“流遷”方式進(jìn)行健康人力資本投資，這主要包括兩種效應(yīng)，一是其他健康投資商品消費的間接替代效應(yīng)；二是健康人力資本損害的規(guī)避效應(yīng)。主要結(jié)論有：(1)當(dāng)勞動力感知到空氣污染風(fēng)險時，其愿意選擇流遷進(jìn)行健康人力資本投資，能夠切實改善健康狀況。(2)從基本特征異質(zhì)來看，勞動力面臨空氣污染風(fēng)險時，其是否發(fā)生流遷，不僅是個人決策，也是一種家庭決策。教育程度高，養(yǎng)老觀點淡薄，社會階層高，家庭規(guī)模大，家庭未成年子女多，即流遷后家庭人均期望收益高的群體發(fā)生流遷的概率更高。(3)從政策需求異質(zhì)來看，在一定條件下，不同政策需求水平會影響勞動力流遷動機。一般地，多數(shù)情況下，處在政策需求中等水平的勞動力群體面臨空氣污染感知風(fēng)險時更容易發(fā)生流遷。具體地，公平中等和幸福中等以及就業(yè)環(huán)境滿意中等、公共教育服務(wù)滿意中等水平的群體發(fā)生流遷的概率更高。由此，這也從微觀視角，為劉易斯拐點論是否到來的爭議和個體流遷前后健康水平差異原因的爭議找到了額外的證據(jù)。因此，為順利實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)和健康中國2030戰(zhàn)略目標(biāo)，給出以下政策含義：

(1)持續(xù)強化空氣污染治理，消除勞動力流遷的負(fù)面影響。必須大力破除治理分權(quán)障礙，強化協(xié)同治理，用“協(xié)同”換“力道”，增強空氣污染治理力度，提高治理效率。(2)提高勞動力的空氣污染風(fēng)險感知水平，增強健康人力資本投資意識。積極加大勞動力的環(huán)境健康知識教育培訓(xùn)力度，拓寬勞動力對空氣污染感知維度，以發(fā)展新經(jīng)濟為契機，研發(fā)空氣污染感知的生活裝備或用具(如智能手環(huán)等)，增大勞動力感知強度，從而提高勞動力的空氣污染風(fēng)險感知水平。由此，順勢強化勞動力健康人力資本投資意識，這有利于健康個人發(fā)展和健康家庭建設(shè)。(3)消除“污染逃離”的偏見，創(chuàng)新勞動力合理流動的發(fā)展與管理思維。勞動力在面臨空氣污染感知風(fēng)險時，選擇“流遷”進(jìn)行健康人力資本投資，這是一種合理且正當(dāng)?shù)纳鐣l(fā)展權(quán)利，應(yīng)得到充分尊重。不能因勞動力為規(guī)避污染的健康損害而逃離北上廣，就盲目頒布經(jīng)濟等市場引力要素補貼條件，吸引勞動力再次回流，這即便尊重了自由的市場經(jīng)濟精神，也沒有尊重勞動力市場的健康發(fā)展規(guī)律。因此，有必要消除對勞動力因污染逃離“北上廣”所造成用工荒的偏見，圍繞污染健康損害風(fēng)險治理，從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整入手，兼用環(huán)境規(guī)制手段，加快區(qū)域醫(yī)療健康水平發(fā)展，創(chuàng)新勞動力合理流動的發(fā)展與管理思維，優(yōu)化勞動力供給。(4)錨定中間訴求群體，強化流動人口健康的發(fā)展與管理。面臨空氣污染風(fēng)險，中等政策需求的勞動力更易發(fā)生流遷的健康人力資本投資行為，同時流動人口對流入地和流出地的經(jīng)濟也有著重要的影響，因此，錨定中間政策訴求群體的健康發(fā)展與管理，能夠強化流動人口的健康發(fā)展與管理，實現(xiàn)健康中國2030戰(zhàn)略目標(biāo)和高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)的深度銜接。