自雇就業(yè)對(duì)居民健康的影響
——來自中國(guó)健康和營(yíng)養(yǎng)調(diào)查的證據(jù)

程名望，張?jiān)匪?/p>

引言

改革開放以來，隨著人們物質(zhì)生活和文化水平的不斷提高，提升健康水平已成為居民的重要訴求和心愿。聯(lián)合國(guó)《變革我們的世界》（2015）指出：“可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)專注于人類健康和福祉，健康可以促進(jìn)并實(shí)現(xiàn)其他目標(biāo)。”《健康中國(guó)2030 規(guī)劃綱要》提出：“全民健康是建設(shè)健康中國(guó)的根本目的。立足全人群和全生命周期兩個(gè)著力點(diǎn)，針對(duì)生活方式、生產(chǎn)生活環(huán)境以及醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)等健康影響因素，提供公平可及、系統(tǒng)連續(xù)的健康服務(wù)，實(shí)現(xiàn)更高水平的全民健康。”而反觀現(xiàn)實(shí)狀況，由于中國(guó)工業(yè)化進(jìn)程的不斷加深，居民的生活環(huán)境及生活方式等發(fā)生了顯著變化，其健康水平的維護(hù)和提升面臨著一系列新的挑戰(zhàn)。從中國(guó)勞動(dòng)者的就業(yè)狀態(tài)看，勞動(dòng)者可分為自雇就業(yè)、受雇就業(yè)（工資性就業(yè)）和失業(yè)三種。①Tervo H,“Self-employment transitions and alternation in finnish rural and urban labor markets”, Papers in Regional Science,vol.87,no.1,2008,pp.55-76.近年來隨著互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)經(jīng)濟(jì)的出現(xiàn)，被稱為“個(gè)體戶”的自雇就業(yè)成為較普遍的一種就業(yè)形式，自雇勞動(dòng)者群體明顯擴(kuò)大。②Koellinger,P.D.and Thurik.A.R,“Entrepreneurship and the business cycle”, The Review of Economics and Statistics, vol.94,no.4,2012,pp.1143-1156.但由于不受現(xiàn)行《勞動(dòng)法》的保護(hù)，自雇就業(yè)者往往被認(rèn)為是處在體制之外的弱勢(shì)群體，會(huì)引發(fā)諸多經(jīng)濟(jì)和社會(huì)問題。①丁述磊、劉翠花：《非正規(guī)就業(yè)對(duì)居民健康的影響——來自中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析》，《中國(guó)勞動(dòng)關(guān)系學(xué)院學(xué)報(bào)》2016 年第6 期。因此，從自雇就業(yè)視角出發(fā)，研究中國(guó)居民健康問題不僅關(guān)系到它的內(nèi)在價(jià)值和工具性價(jià)值，也將有助于中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)和諧穩(wěn)定發(fā)展。

而實(shí)際上，健康是人類最基本的需求和社會(huì)發(fā)展的基礎(chǔ)。關(guān)于健康的概念主要分為單維定義和多維定義兩種。單維的健康即為疾病之消除，即沒有生理疾病的人是健康的。對(duì)健康的多維定義起源于19 世紀(jì)50 年代，世界衛(wèi)生組織（WHO）定義健康并非單指沒有疾病或身體強(qiáng)壯，而是包括身體健康、心理健康和社會(huì)幸福三方面。但到目前為止，“健康”仍然沒有統(tǒng)一的確切定義。而在學(xué)術(shù)界，人們通常使用自評(píng)健康來度量個(gè)體的健康狀況，認(rèn)為自評(píng)健康測(cè)度的是多維健康，被測(cè)者根據(jù)自己生理、心理、社會(huì)功能、角色功能等多方面的情況，對(duì)自身健康狀況進(jìn)行總體評(píng)價(jià)。②Walker J D,Maxwell C J,Hogan D B and Ebly E M,“Does self-rated health predict survival in older persons with cogni?tive impairment？”，Journal of the American Geriatrics Society,vol.52,no 11,2004,pp.1895 -1900.事實(shí)上，最初對(duì)健康問題的研究主要集中在醫(yī)學(xué)領(lǐng)域，但在人力資本和醫(yī)療保障發(fā)展的大環(huán)境下，特別是19 世紀(jì)60 年代以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中關(guān)于健康的研究快速涌現(xiàn)，越來越多的經(jīng)濟(jì)學(xué)家和社會(huì)學(xué)家關(guān)注到這個(gè)問題，極大地推動(dòng)了學(xué)術(shù)界對(duì)健康問題的研究。

就健康的影響因素看，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了諸多研究，主要可以歸納為兩類：一類是宏觀因素，另一類是微觀因素。從宏觀層面來看，國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、宏觀政策及衛(wèi)生保健系統(tǒng)等對(duì)居民健康水平均有十分重要的影響。③潘杰、雷曉燕、劉國(guó)恩：《醫(yī)療保險(xiǎn)促進(jìn)健康嗎？——基于中國(guó)城鎮(zhèn)居民基本醫(yī)療保險(xiǎn)的實(shí)證分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2013 年第4 期；王玉澤、羅能生、周桂鳳：《高鐵開通是否有利于改善居民健康水平？》，《財(cái)經(jīng)研究》2020 年第9 期。從微觀層面來看，影響個(gè)體健康最重要的因素是收入等經(jīng)濟(jì)因素和社會(huì)資本、生活方式等非經(jīng)濟(jì)因素。盡管不同學(xué)者在絕對(duì)收入、相對(duì)收入對(duì)居民健康狀況影響的問題上持有不同觀點(diǎn)，④封進(jìn)、余央央：《中國(guó)農(nóng)村的收入差距與健康》，《經(jīng)濟(jì)研究》2007 年第1 期；劉靖：《非農(nóng)就業(yè)、母親照料與兒童健康——來自中國(guó)鄉(xiāng)村的證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2008 年第9 期；劉暢、易福金、徐志剛：《父母健康:金錢和時(shí)間孰輕孰重？——農(nóng)村子女外出務(wù)工影響的再審視》，《管理世界》2017 年第7 期。社會(huì)資本與居民健康水平的關(guān)系目前也沒有一致的研究結(jié)論，⑤Mohnen S M,et al.,“The influence of social capital on individual health:is it the neighborhood or the network？”，Social Indicators Research,vol.121,no.1,2015,pp.195-214;Tyler W.Myroniuk and Philip Anglewicz,“Does social participation pre?dict better health？A longitudinal study in rural malawi”, Journal of Health and Social Behavior,vol.56,no.4,2015,pp.552-573.但可以肯定的是收入和社會(huì)資本確實(shí)對(duì)個(gè)體的健康狀況有重要的影響。住房條件、互聯(lián)網(wǎng)的使用、個(gè)人良好的生活習(xí)慣對(duì)居民健康狀況有正向作用。⑥楊克文、何歡：《互聯(lián)網(wǎng)使用對(duì)居民健康的影響——基于2016 年中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)的研究》，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2020 年第3 期；孫斌棟等：《通勤時(shí)耗對(duì)居民健康的影響——來自中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的證據(jù)》，《城市發(fā)展研究》2019 年第3 期。同時(shí)，性別、年齡、受教育程度等個(gè)體特征也會(huì)影響健康狀況。⑦鄭超、王新軍：《退休對(duì)居民健康的影響——基于斷點(diǎn)回歸方法的研究》，《經(jīng)濟(jì)與管理研究》2020 年第9 期。

同時(shí)，一些學(xué)者已經(jīng)發(fā)現(xiàn)就業(yè)形式對(duì)勞動(dòng)者健康的影響，并進(jìn)行了系列理論分析和實(shí)證研究。首先，學(xué)者們研究了自雇就業(yè)對(duì)居民健康狀況的影響效果，形成了兩種截然不同的觀點(diǎn)。在身體健康方面，已有研究發(fā)現(xiàn)德國(guó)企業(yè)家的身體健康狀況更好。⑧Stephan,U.and Roesler,U.,“Health of entrepreneurs versus employees in a national representative sample”，Journal of Oc?cupational and Organizational Psychology,vol.83,no.3,2010,pp.717-738.在葡萄牙，自雇就業(yè)者住院的可能性約為工資工人的一半。這一發(fā)現(xiàn)甚至也適用于健康人群主動(dòng)選擇自雇就業(yè)時(shí)的情況，且當(dāng)衡量健康的指標(biāo)為死亡率時(shí)，結(jié)果與住院率類似。①Judite Gon?alves and Pedro S Martins,“The effect of self-employment on health:evidence from longitudinal social security data”, Small Business Economics,vol.57,no.3,2021,pp.1527-1543.朱志勝：《中國(guó)農(nóng)民工進(jìn)城自雇傭行為研究》，北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2017 年博士學(xué)位論文，第8 頁。另一方面，研究發(fā)現(xiàn)歐盟國(guó)家個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的健康狀況更差。與此一致，韓國(guó)個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的主觀健康狀況比雇員更差。②Benavides,F.G.,et al.,“How do types of employment relate to health indicators? Findings from the second european survey on working conditions”, Journal of Epidemiology &Community Health,vol.54,no.7,2000,pp.494-501;Lee,J.and Kim,M.H.,“The effect of employment transitions on physical health among the elderly in South Korea:a longitudinal analysis of the Korean Re?tirement and Income Study”, Social Science &Medicine,vol.181,2017,pp.122-130.丁述磊和劉翠花研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的非正規(guī)就業(yè)對(duì)居民健康有負(fù)向影響。③丁述磊、劉翠花：《非正規(guī)就業(yè)對(duì)居民健康的影響——來自中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析》。在心理健康方面，已有研究發(fā)現(xiàn)，在加拿大，自雇就業(yè)者和受雇就業(yè)者的心理健康狀況沒有顯著差異。④Jamal M,“Job stress,satisfaction,and mental health:an empirical examination of self-employed and non-self-employed Ca?nadians”, Journal of Small Business Economics,vol.35,no.4,1997,pp.48-57.通過對(duì)美國(guó)13435 名個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和雇員的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)雇員心理健康與個(gè)體經(jīng)營(yíng)者沒有顯著相關(guān)性。⑤Yoon,J.and Bernell,S.L.,“The effect of self-employment on health,access to care,and health behavior”, Health,vol.5,no.12,2013,pp.2116-2127.但在以色列，自雇就業(yè)者的心理健康問題比受雇就業(yè)者多。⑥Lewin-epstein N and Yuchtman-yaar E,“Health risks of self-employment”, Work and Occupations,vol.18,no.3,1991,pp.291–312.在瑞典和荷蘭也發(fā)現(xiàn)，與雇員相比，自雇就業(yè)者有更多的心理健康問題。⑦Anderson,P,“Happiness and health:well-being among the self-employed”, Journal of Socio-Economics,vol 37,no.1,2008,pp.213-216;Taris,T.W.,et al.,“All day and all of the night:the relative contribution of two dimensions of workaholism to well-being in self-employed workers”, Work &Stress,vol.22,no.2,2008，pp.153-165.而在德國(guó)和澳大利亞，自雇就業(yè)者的心理健康問題較少。⑧Hessels,J.,Rietveld,C.A.and van der Zwan,P.,“Self-employment and work-related stress:the mediating role of job con?trol and job demand”, Journal of Business Venturing,vol.32,no.2,2017,pp.178-196;Nikolova,M.,“Switching to self-employ?ment can be good for your health”, Journal of Business Venturing,vol.34,no.4,2019,pp.664–691.其次，學(xué)者們研究了自雇就業(yè)對(duì)居民健康狀況的影響機(jī)制。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，與受雇就業(yè)者相比，雖然受雇就業(yè)者有持續(xù)收入的好處，但自雇就業(yè)范圍較寬泛，可以給個(gè)體更大的工作自主權(quán)、工作決策權(quán)和更多的工作靈活性，這些工作特征使得自雇就業(yè)者工作壓力較小，對(duì)工作和生活滿意度高于受雇就業(yè)者，從而自雇就業(yè)者健康狀況會(huì)更好。⑨Taylor,M.,“Self-employment in Britain:when,who and why？”, Swedish Economic Policy Review,vol.11,no.2,2004,pp.139-173;Binder,M.,&Coad,A.,“An examination of the dynamics of well-being and life events using vector autoregressions”,Journal of Economic Behavior &Organization,vol.76,no.2,2010,pp.352-371.另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，自雇就業(yè)者面對(duì)更繁重的工作要求，工作時(shí)間更長(zhǎng)，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的不確定性及未知的沖擊使得他們面臨不穩(wěn)定的工作量及收入，這些潛在的壓力不利于其身心健康。⑩Jamal,M.,&Badawi,J.A.,“Job stress and quality of working life of self-employed immigrants:a study in workforce diversi?ty”, Journal of Small Business and Entrepreneurship,vol.12,no.1,1995,pp.55-63.

從上述文獻(xiàn)梳理中發(fā)現(xiàn)，已有研究的一些局限性使我們很難得出結(jié)論，即自雇就業(yè)是否與當(dāng)代中國(guó)居民健康差異有關(guān)。首先，由于跨國(guó)差異，有關(guān)自雇就業(yè)者和受雇就業(yè)者之間的健康差異，不同國(guó)家數(shù)據(jù)得出不同的結(jié)論。其次，從健康狀況到就業(yè)選擇的潛在遺漏變量偏差和反向因果關(guān)系沒有得到較充分的處理，且其中的作用機(jī)制與異質(zhì)性影響尚不夠明確?；诖?，本文采用中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查2015 年的數(shù)據(jù)，探討自雇就業(yè)對(duì)健康的影響，并區(qū)分了有雇員的自雇就業(yè)和無雇員的自雇就業(yè)對(duì)健康的不同影響。需要說明的是，本文所說的自雇就業(yè)與上述文獻(xiàn)中的“非正規(guī)就業(yè)”有所不同。根據(jù)朱志勝梳理的國(guó)際勞動(dòng)組織（ILO）關(guān)于非正規(guī)就業(yè)的基本概念框架，?Judite Gon?alves and Pedro S Martins,“The effect of self-employment on health:evidence from longitudinal social security data”, Small Business Economics,vol.57,no.3,2021,pp.1527-1543.朱志勝：《中國(guó)農(nóng)民工進(jìn)城自雇傭行為研究》，北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2017 年博士學(xué)位論文，第8 頁。本文的自雇就業(yè)相當(dāng)于非正規(guī)就業(yè)中的雇主和自有賬戶工人。由于不同自雇就業(yè)者的工作特征存在異質(zhì)性，不同類型的自雇就業(yè)對(duì)個(gè)體本身健康狀況的影響也有所不同。具體而言，自雇就業(yè)者中有一部分由于本身工作經(jīng)驗(yàn)不足，在市場(chǎng)中競(jìng)爭(zhēng)力較差，受到了就業(yè)歧視，將自雇就業(yè)變成了一種低水平的就業(yè)形式，同時(shí)這部分勞動(dòng)者本身健康維護(hù)意識(shí)不足，又迫于生活壓力，健康狀況得不到改善。而另一部分自雇就業(yè)者則基于個(gè)人技能和資金優(yōu)勢(shì)，把自雇就業(yè)視為一個(gè)創(chuàng)業(yè)機(jī)會(huì)或?yàn)閯?chuàng)業(yè)進(jìn)行資本積累的過程，有助于收入的提高和生活品質(zhì)的提升，健康維護(hù)意識(shí)增強(qiáng)，從而他們的健康水平得到提升?；谠撘暯?，本文的主要貢獻(xiàn)和創(chuàng)新在于：第一，已有研究大多將自雇就業(yè)看作非正規(guī)就業(yè)的組成部分，無法真實(shí)地觀察這兩者之間的關(guān)系和理解關(guān)系背后的邏輯，本文則從自雇就業(yè)的視角研究居民健康問題。第二，基于主動(dòng)選擇和被動(dòng)選擇自雇就業(yè)，區(qū)分了不同自雇就業(yè)者對(duì)健康的影響，避免掩蓋一些結(jié)構(gòu)性的重要問題。第三，本文不僅檢驗(yàn)了自雇就業(yè)對(duì)居民健康的直接影響，還引入工具變量驗(yàn)證了自雇就業(yè)對(duì)居民健康的重要影響，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)中內(nèi)生性討論不足的缺憾。

一、數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文數(shù)據(jù)采用中國(guó)健康營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）2015 年的數(shù)據(jù)。該調(diào)查采用多階段隨機(jī)整群抽樣方法，在中國(guó)具有代表性的部分省市進(jìn)行家庭入戶問卷調(diào)查和社區(qū)情況調(diào)查，主要包括教育、就業(yè)、健康、醫(yī)療保障等。在研究對(duì)象的年齡限定上，參考已有文獻(xiàn)，選取18—65 歲的居民。通過對(duì)原數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配和篩選，剔除異常值和缺失值，得到5287 個(gè)有效樣本。

就被解釋變量看，對(duì)于健康的測(cè)量，目前實(shí)證研究采用的最普遍的測(cè)量指標(biāo)是主觀健康指標(biāo)，即個(gè)人健康狀況自評(píng)。①Chen，J.,“Internal migration and health:re-examining the healthy migrant phenomenon in China”, Social Science&Medi?cine,vol.72,no.8,2011,pp.1294-1301；米松華、李寶值、朱奇彪：《農(nóng)民工社會(huì)資本對(duì)其健康狀況的影響研究——兼論維度差異與城鄉(xiāng)差異》，《農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題》2016 年第9 期。使用這一指標(biāo)最大的優(yōu)勢(shì)是能夠較好地評(píng)價(jià)居民健康狀況，同時(shí)包括心理健康和生理健康兩部分，在綜合性和穩(wěn)健性上具有顯著優(yōu)勢(shì)。②張文娟、王東京：《中國(guó)老年人口的健康狀況及變化趨勢(shì)》，《人口與經(jīng)濟(jì)》2018 年第4 期。基于此，本文采用健康自評(píng)指標(biāo)，并根據(jù)Likert 五分量表，把健康狀況“很差”“比較差”“中等”“好”“很好”分別賦值為“1”至“5”。

就核心解釋變量看，經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）將在職勞動(dòng)者中做出個(gè)體經(jīng)營(yíng)決策并對(duì)企業(yè)盈虧負(fù)責(zé)，其薪資來自自營(yíng)賬戶收入的人歸類為自我雇傭者。本文借鑒摩爾和穆勒（Moore and Mueller）、解堊的劃分依據(jù)，③Moore C S and Mueller R E.,“The transition from paid to self-employment in Canada:the importance of push factors”, Ap?plied Economics,vol.34,no.6,2002,pp.791-801；解堊：《中國(guó)非農(nóng)自雇活動(dòng)的轉(zhuǎn)換進(jìn)入分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2012 年第2 期。參照是否雇傭了付薪雇工進(jìn)行自我雇傭活動(dòng)，將自我雇傭者劃分為有付薪雇工的自我雇傭和無付薪雇工的自我雇傭。在CHNS 調(diào)查問卷中，被調(diào)查者的就業(yè)身份被分為9 類，本文將“有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者”以及“無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者”定義為自雇就業(yè)者，賦值為1；將“為他人或單位工作的長(zhǎng)期工”“為他人或單位工作的合同工”“小時(shí)工”及“領(lǐng)取工資的家庭工人”歸為非自雇就業(yè)者，賦值為0。同時(shí)，為了更加準(zhǔn)確地度量自雇就業(yè)對(duì)居民健康的影響，避免發(fā)生遺漏變量的問題，根據(jù)已有研究，本文設(shè)置了系列控制變量，包括個(gè)人特征、區(qū)域特征、經(jīng)濟(jì)特征和醫(yī)療保健特征，具體如表1 所示。

（二）描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.樣本特征及分布

樣本的特征及其分布見表1。首先，從個(gè)人特征看，男性占比57.4%，女性占比42.6%。樣本主要集中在46—55 歲，平均年齡為43.5 歲。自雇就業(yè)者中，男性的自雇就業(yè)比例略高于女性，男性自我雇傭的比例為59.5%，而女性自我雇傭的比例為40.5%。自雇就業(yè)者的平均年齡為45.4 歲，非自雇就業(yè)者的平均年齡為42.3 歲，自雇就業(yè)者比非自雇就業(yè)者的平均年齡高7.3%。在45 歲之前，非自雇就業(yè)者要多于從事自雇就業(yè)活動(dòng)的勞動(dòng)者，而到45 歲之后，尤其是56—65 歲這一階段，這種狀況發(fā)生了轉(zhuǎn)變，自雇就業(yè)者的比例逐漸超過了非自雇就業(yè)者。事實(shí)上，這種分布特征與我們的主觀認(rèn)識(shí)是一致的：一方面，勞動(dòng)者往往在年輕的時(shí)候選擇受雇就業(yè)，積累自己的人力資本和貨幣資本，待到中年階段再選擇自雇就業(yè)。另一方面，在中年階段的勞動(dòng)者面臨著“上有老下有小”的生活壓力，這種壓力會(huì)激勵(lì)或迫使就業(yè)者選擇從事自雇就業(yè)活動(dòng)。樣本的平均受教育年限為11.07 年，其中自雇就業(yè)者平均受教育年限為9.24 年，非自雇就業(yè)者平均受教育年限為12.24 年，非自雇就業(yè)者平均受教育年限是自雇就業(yè)者的1.32 倍。自雇就業(yè)者初中文化程度所占比重最高，為49.52%；非自雇就業(yè)者占比最多的是大專及以上的文化程度，為34.71%。一般而言，自雇就業(yè)者需要更高的專業(yè)知識(shí)，但由于本樣本中有80%以上的自雇就業(yè)者來自農(nóng)村，他們選擇自雇就業(yè)的門檻較低，擁有基礎(chǔ)的文化知識(shí)即可。從醫(yī)療保健來看，98%的受訪者參加了醫(yī)療保險(xiǎn)，但僅有2.7%的受訪者接受過保健服務(wù)。其次，從區(qū)域特征看，自雇就業(yè)者中有81.7%來自農(nóng)村，是來自城市的4.5 倍。而非自雇就業(yè)者來自農(nóng)村或城市的比例較為平均，49.3%來自城市，50.7%來自農(nóng)村。自雇就業(yè)者多來自西部地區(qū)，占比32.8%，而非自雇就業(yè)者多來自東部地區(qū)，占比29.9%。最后，從經(jīng)濟(jì)特征看，自雇就業(yè)者的月平均工資比非自雇就業(yè)者的月平均工資高204 元，而非自雇就業(yè)者的周工作時(shí)間比自雇就業(yè)者多2.22 小時(shí)。由此可見，勞動(dòng)者選擇自雇就業(yè)是出于經(jīng)濟(jì)理性的一種選擇，高收入的同時(shí)付出的勞動(dòng)時(shí)間較少。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，有雇工的自雇就業(yè)者的平均年齡為41.9 歲，而無雇工的自雇就業(yè)者的平均年齡為46.5 歲，可見有雇工的就業(yè)者比無雇工的就業(yè)者要年輕。受教育方面，有雇工的自雇就業(yè)者的受教育年限比無雇工的自雇就業(yè)者長(zhǎng)1.61 年，且高中以上文化程度所占比重均高于無雇工的自雇就業(yè)者。在來源地上，來自東部地區(qū)和中部地區(qū)有雇工的自雇就業(yè)者比例大于無雇工的自雇就業(yè)者比例。

表1 樣本描述性統(tǒng)計(jì)分析

2.健康狀況及分布

從表2 可以看出，全體樣本自評(píng)健康的均值為3.71，表明居民自評(píng)健康狀況總體介于“一般”和“好”之間。自雇就業(yè)者的自評(píng)健康均值為3.64，小于非自雇就業(yè)者的均值，說明非自雇就業(yè)者的自評(píng)健康狀況略好于自雇就業(yè)者，且通過顯著檢驗(yàn)。從客觀指標(biāo)來看，除“過去四周是否有發(fā)燒、咽喉痛、咳嗽”和“過去四周是否有腹瀉”自雇就業(yè)者的均值小于非自雇就業(yè)者外，自雇就業(yè)者在“過去四周是否有胃痛”“過去四周是否有頭痛、眩暈”及“過去四周是否有關(guān)節(jié)、肌肉酸痛”上的均值均比非自雇就業(yè)者的均值大?？傮w來看，自雇就業(yè)者的健康狀況沒有非自雇就業(yè)者好。和無雇工的自雇就業(yè)者相比，有雇工的自雇就業(yè)者自評(píng)健康均值略高，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)。

表2 居民健康情況

二、模型設(shè)定與回歸分析

（一）模型設(shè)定

被解釋變量“個(gè)人自評(píng)健康狀況”為有序數(shù)據(jù)，因此采用Oprobit 模型：

其中，i表示第i個(gè)樣本，被解釋變量H表示個(gè)體i在調(diào)查時(shí)點(diǎn)的健康狀況，健康狀況從“很差”到“很好”分別賦值為1—5。核心解釋變量SE表示是否是自雇就業(yè)，“自雇就業(yè)者”賦值為1，否則值為0。同時(shí)設(shè)置一系列控制變量Xi，主要包括：IC 是個(gè)人特征，包括性別、年齡、受教育年限等；DC 代表區(qū)域特征，包括戶籍及省市；EC 表示經(jīng)濟(jì)特征，包括月平均工資和周工作時(shí)間；MC 表示醫(yī)療保健特征，包括是否參加醫(yī)療保險(xiǎn)、是否接受過保健服務(wù)。εi為誤差項(xiàng)。具體的變量設(shè)置與統(tǒng)計(jì)性描述分析見表1。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果及分析

采用Stata/MP16.0 的估計(jì)結(jié)果見表3。其中，模型1 和模型2 是以全樣本為研究對(duì)象，模型3、模型4 及模型5、模型6 分別是以有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者為研究對(duì)象。

首先，模型1 中僅自評(píng)健康狀況作為解釋變量，在只加入?yún)^(qū)域控制變量的情況下，模型1 的回歸結(jié)果顯示系數(shù)均為負(fù)，通過1%水平下顯著性檢驗(yàn)。而模型2 除了將自評(píng)健康狀況作為核心解釋變量，又加入了其他控制變量。其回歸結(jié)果系數(shù)依然為負(fù)，通過了10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，PseudoR2顯著增加。這說明引入控制變量使模型的擬合效果得到提高，模型有較好的穩(wěn)健性。因此，從全體樣本看，自雇就業(yè)者對(duì)居民健康狀況有顯著的負(fù)向影響?？赡艿慕忉屖牵赫鐒P勞塞克（Karasek）提出的JDC 模型一樣，作為自雇就業(yè)者，決策自主權(quán)較大，有更多的工作負(fù)荷，工作需求和工作控制協(xié)同導(dǎo)致了更多的工作壓力，影響了自雇就業(yè)者的身心健康。①Karasek Jr R A.,“Job demands,job decision latitude,and mental strain:Implications for job redesign”, Administrative science quarterly,vol.24,no.2,1979,pp.285-308.第一，因?yàn)樗麄兊墓ぷ鞔蠖鄶?shù)是由自己的創(chuàng)業(yè)資本進(jìn)行自我雇傭的，承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)的壓力會(huì)更大。同時(shí)基于理性“經(jīng)濟(jì)人”的假設(shè)和實(shí)現(xiàn)效用最大化的考量，他們需要投入更高的勞動(dòng)強(qiáng)度，對(duì)自己的工作更加負(fù)責(zé)。第二，一般來說，由于自雇就業(yè)活動(dòng)具有經(jīng)營(yíng)規(guī)模小、入門門檻低等特征，在完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的條件下他們便成了市場(chǎng)價(jià)格的接受者。面對(duì)此種環(huán)境，從事自雇活動(dòng)的人需要認(rèn)真謹(jǐn)慎地分析相關(guān)市場(chǎng)信息，發(fā)現(xiàn)被他人忽視的市場(chǎng)商機(jī)，為自己的產(chǎn)品和服務(wù)提供發(fā)展新方向。

其次，從模型3 至模型6 的分樣本回歸結(jié)果看，有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者有利于改善自身健康狀況，無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者則不利于改善自身的健康狀況，且都在5%的統(tǒng)計(jì)水平上通過顯著性檢驗(yàn)。由此可見，有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者和無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者，兩種不同的自雇就業(yè)者對(duì)健康的影響存在異質(zhì)性。這與已有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)自我雇傭的勞動(dòng)者群體內(nèi)部存在異質(zhì)性的研究結(jié)果相一致。②萬向東：《農(nóng)民工非正式就業(yè)的進(jìn)入條件與效果》，《管理世界》2008 年第1 期；曹永福、楊夢(mèng)婕、宋月萍：《農(nóng)民工自我雇傭與收入:基于傾向得分的實(shí)證分析》，《中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》2013 年第10 期。這種異質(zhì)性出現(xiàn)的原因大致可歸為兩類。有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者一般是基于自身或家庭效用最大化考慮，主動(dòng)選擇自雇就業(yè)活動(dòng)的。這種具有現(xiàn)代企業(yè)家精神的創(chuàng)業(yè)活動(dòng)有較好的工作條件和工資收入，從而他們的健康狀況較好。而無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者則是被迫選擇自雇就業(yè)的，即由于人力資本較低，一些勞動(dòng)者在勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)機(jī)會(huì)受限，因此為維持生計(jì)選擇了自雇就業(yè)。這種生存型的自雇就業(yè)相較于自主選擇的自雇就業(yè)，工資收入低，工作環(huán)境較差，從而健康狀況較差。

（三）邊際效應(yīng)分析

由于表3 中的結(jié)果僅能從Oprobit 模型參數(shù)的顯著性和參數(shù)前的符號(hào)得出有限信息，還需進(jìn)一步估計(jì)自雇就業(yè)對(duì)居民健康狀況的邊際效應(yīng)，即計(jì)算當(dāng)所有解釋變量在均值時(shí)，解釋變量的單位變化如何影響被解釋變量各個(gè)值的概率，測(cè)算公式如下：

表3 自雇就業(yè)對(duì)居民自評(píng)健康的Oprobit 模型估計(jì)結(jié)果

表4 匯報(bào)了自雇就業(yè)對(duì)居民自評(píng)健康的邊際效應(yīng)。當(dāng)所有解釋變量處于均值時(shí)，如果居民是自雇就業(yè)者，居民認(rèn)為自己身體健康狀況“差”的概率將提高0.4%，“一般”的概率將提高1.78%，同時(shí)讓居民認(rèn)為自己身體健康狀況“好”的概率下降0.1%，“很好”的概率下降1.36%。因此，如果居民是自雇就業(yè)者，其健康狀況會(huì)顯著變差。進(jìn)一步分析可見，若居民是有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者，則認(rèn)為自己健康狀況“很差”“差”和“一般”的概率分別下降0.07%、0.84%、3.35%，居民認(rèn)為健康狀況“好”“很好”的概率分別上升1.69%和2.57%。若居民是無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者，則認(rèn)為自己健康狀況“很差”“差”和“一般”的概率分別提高0.08%、0.92%、3.67%，居民認(rèn)為健康狀況“好”“很好”的概率分別下降1.86%和2.81%。兩組的邊際效應(yīng)進(jìn)一步驗(yàn)證了自雇就業(yè)者對(duì)健康狀況影響的異質(zhì)性。

表4 自雇就業(yè)對(duì)居民自評(píng)健康的邊際效應(yīng)

三、內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）內(nèi)生性討論

居民的健康狀況也會(huì)對(duì)他們自雇就業(yè)的決策產(chǎn)生影響，即自雇就業(yè)和居民健康之間可能存在“反向因果”的問題，或存在遺漏變量的問題，從而導(dǎo)致上述模型的設(shè)定存在內(nèi)生性問題。在當(dāng)前社會(huì)背景下，自雇就業(yè)有可能吸引健康狀況差的人，這表明健康狀況差的人選擇自雇就業(yè)是消極的自我選擇。當(dāng)然自雇就業(yè)也可能會(huì)吸引健康水平更高的人，因?yàn)榻】档娜送軐Ｗ⒂谏虡I(yè)機(jī)會(huì)或者更容易融資。①Gielnik,M.,Zacher,H.,Frese,M.“Focus on opportunities as a mediator of the relationship between business owners’age and venture growth”, Journal of Business Venturing,vol.27,no.1,2012,pp.127-142.因此，為了解決該問題，要尋找自雇就業(yè)的工具變量來進(jìn)行分析，以檢驗(yàn)表3 中結(jié)果的穩(wěn)健性。

以往研究中的預(yù)期工作變量有家庭成員中自雇就業(yè)者的數(shù)量、移民身份變量以及子女是否有保險(xiǎn)等。②Yoon,J.and Bernell,S.L.,“The effect of self-employment on health,access to care,and health behavior”, Health,vol.5,no.12,2013,pp.2116-2127.本文則選取城鎮(zhèn)失業(yè)率作為自雇就業(yè)的工具變量，基于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分地區(qū)城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來衡量這一變量。選擇這一變量是因?yàn)樵谑I(yè)率高的省市，失業(yè)人員往往會(huì)因資源的約束轉(zhuǎn)而選擇自雇就業(yè)。同時(shí)，對(duì)于農(nóng)村地區(qū)來說，城鎮(zhèn)失業(yè)率高的地區(qū)也很難讓農(nóng)民工在當(dāng)?shù)卣业焦ぷ?，但為?shí)現(xiàn)家庭效用最大化，他們便也選擇了自雇就業(yè)。因此，城鎮(zhèn)失業(yè)率與內(nèi)生解釋變量自雇就業(yè)正相關(guān)。同時(shí)，該變量不會(huì)對(duì)居民的健康產(chǎn)生直接影響，較好地保證了工具變量的外生性。本文采用赫克曼（Heckman）提出的IV Ordered Probit 模型的兩階段估計(jì)法思路進(jìn)行分析。③Heckman J.J.,“Dummy endogenous variables in a simultaneous equation system”, Econometrica,vol.46,no.4,1978,pp.931－959.

表5 報(bào)告了IV Ordered Probit 的第一階段回歸結(jié)果。本文雖然采用了逐步放入控制變量的方法進(jìn)行回歸，但工具變量即城鎮(zhèn)失業(yè)率對(duì)居民是否是自雇就業(yè)者的影響在顯著性水平和方向上沒有發(fā)生明顯變化，表明工具變量城鎮(zhèn)失業(yè)率與自雇就業(yè)在1%的顯著性水平上為正，即失業(yè)率的增加提升了居民從事自雇行業(yè)的概率，同時(shí)也說明了所選擇的工具變量的合理性和穩(wěn)健性。

表5 IV ordered Probit 第一階段估計(jì)

第二階段的估計(jì)結(jié)果如表6 所示。表6 顯示自雇就業(yè)擬合值的系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)意義上顯著為負(fù)，這與前文Oprobit 回歸的結(jié)果相一致。表3 和表6 的回歸結(jié)果表明，自雇就業(yè)與居民健康之間存在負(fù)向的關(guān)系。同時(shí)，本文還計(jì)算出IV Ordered Probit 模型中自雇就業(yè)對(duì)居民健康的邊際效應(yīng)。在表6 的第（4）列中，如果居民是自雇就業(yè)者，其認(rèn)為自己身體健康狀況“很差”的概率將提高0.7%，認(rèn)為“差”的概率將提高7.5%，認(rèn)為自己身體健康狀況“好”和“很好”的概率將分別下降15.2%和23%。

表6 IV ordered Probit 第二階段估計(jì)

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變更估計(jì)方法

在前文的基準(zhǔn)模型中，運(yùn)用了Oprobit 的估計(jì)方法。采用OLS 回歸以及IV-2SLS 回歸的回歸結(jié)果見表7。分析表7 可見，在OLS 和2SLS 模型中，自雇就業(yè)的系數(shù)在10%的顯著性水平下為負(fù)，說明自雇就業(yè)對(duì)居民健康有負(fù)向影響，表明了上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)一：變更估計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.更換被解釋變量

上文的基準(zhǔn)回歸采用的是健康自評(píng)這一主觀指標(biāo)。而實(shí)際上，健康狀況的度量是十分困難的。首先，健康狀態(tài)是多維度的，在不同的維度上，健康的差別非常大。其次，在很多情況下，度量誤差可能同觀測(cè)者所關(guān)心的結(jié)果有關(guān)，因此，健康自評(píng)的方式受到一些學(xué)者的質(zhì)疑。④Strauss J and Thomas D,“Health,nutrition and economic development”, Journal of Economic Literature,vol.36,no.2,1998,pp.766-817.表8 采取客觀指標(biāo)，即“過去四周的患病率”，進(jìn)一步采用二值Probit 模型對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。（1）-（5）列被解釋變量分別是“過去四周是否有發(fā)燒、咽喉痛、咳嗽”“過去四周是否有腹瀉”“過去四周是否有胃痛”“過去四周是否有頭痛、眩暈”和“過去四周是否有關(guān)節(jié)、肌肉酸痛”（0=無）。第（6）列的被解釋變量是月患病率（0=完全沒有）。分析可見，（1）-（6）列中五個(gè)短期健康指標(biāo)系數(shù)大部分為正，但“過去四周是否有發(fā)燒、咽喉痛、咳嗽”“過去四周是否有腹瀉”和“過去四周是否有頭痛、眩暈”這三個(gè)指標(biāo)在統(tǒng)計(jì)學(xué)上并不顯著。自雇就業(yè)盡管對(duì)不同癥狀的發(fā)生率有顯著和不顯著的，但總體是正向的影響，且明顯看出，居民是自雇就業(yè)者顯著提高了過去四周的患病率，第（6）列解釋變量的系數(shù)在5%的顯著水平下為正。這進(jìn)一步驗(yàn)證了自雇就業(yè)對(duì)居民健康造成負(fù)向影響的結(jié)論。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)二：居民自雇就業(yè)與短期健康的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)語

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，自雇就業(yè)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新的活力。然而，相比于工薪就業(yè)群體，自雇就業(yè)群體在勞動(dòng)力市場(chǎng)中仍是弱勢(shì)群體。本文利用CHNS（2015）數(shù)據(jù)，定量檢驗(yàn)了自雇就業(yè)對(duì)居民健康的影響，研究發(fā)現(xiàn)：首先，自雇就業(yè)者的健康狀況比非自雇就業(yè)者差，且這種關(guān)系在引入工具變量城鎮(zhèn)失業(yè)率后更為明顯，表明自雇就業(yè)給勞動(dòng)者的健康狀況帶來負(fù)面沖擊。其次，相對(duì)于無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者，有雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者更易處于健康狀態(tài)。該結(jié)果表明，無雇工的個(gè)體經(jīng)營(yíng)者的健康狀況問題尤其突出。

基于本文的結(jié)論，對(duì)應(yīng)的政策性建議有：首先，不斷完善社會(huì)保障體系，給予自雇就業(yè)者以社會(huì)保障。相關(guān)部門應(yīng)做好自雇就業(yè)者的健康保護(hù)工作，讓他們的合法權(quán)益受到保護(hù)，減少自雇就業(yè)給他們帶來的健康損耗。其次，完善就業(yè)政策和制度保障，禁止就業(yè)歧視。自雇就業(yè)者健康狀況差，一方面可能由于自雇就業(yè)者本身就有健康問題。若這些健康問題對(duì)雇主來說是可見的，相比自身健康狀況好的人來說，找?guī)焦ぷ骺赡軙?huì)有更大的困難，因此會(huì)促使他們自雇就業(yè)。另一方面，自雇就業(yè)者有更多的決策責(zé)任，且由于市場(chǎng)不確定性引起的潛在身心壓力可能會(huì)導(dǎo)致更多的身心健康問題。政府應(yīng)該促進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)規(guī)范化發(fā)展，使自雇就業(yè)者能夠平等地享受本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果，切實(shí)地為自雇就業(yè)者提供平等良好的工作及生活環(huán)境。