流動(dòng)時(shí)代的中國(guó)：族際通婚與健康結(jié)果

郭 未，馬炬申

（南京大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，江蘇 南京 210023）

一、引言

隨著改革開(kāi)放的逐步深入，勞動(dòng)者依據(jù)市場(chǎng)和相對(duì)價(jià)格信號(hào)在空間與行業(yè)間自由流動(dòng)，形成了當(dāng)下人口的城市空間集聚與行業(yè)分化格局。［1］截至2022 年末，中國(guó)常住人口城鎮(zhèn)化率高達(dá)65.22%。中國(guó)已經(jīng)在整體意義上完成由費(fèi)孝通筆下安土重遷的“鄉(xiāng)土中國(guó)”向由生存理性、經(jīng)濟(jì)理性和社會(huì)理性驅(qū)動(dòng)下的“流動(dòng)中國(guó)”的轉(zhuǎn)變，［2］“流動(dòng)”已然成為當(dāng)下中國(guó)社會(huì)的“底色”。

2010年至2020年中國(guó)少數(shù)民族人口年均增速達(dá)10.06%，遠(yuǎn)高于全國(guó)同期人口增長(zhǎng)水平。［3］伴隨著人口規(guī)?？焖僭鲩L(zhǎng)，少數(shù)民族流動(dòng)人口規(guī)模也在快速增加。［4］國(guó)家民族事務(wù)委員會(huì)發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示中國(guó)少數(shù)民族流動(dòng)人口超過(guò)3 700 萬(wàn)，占流動(dòng)人口總數(shù)的比重超過(guò)1/10。在少數(shù)民族人口逐步向沿海和中部漢族聚居城鎮(zhèn)流動(dòng)的“東漸”過(guò)程中，［5］其在語(yǔ)言、文化、生活習(xí)俗等方面的差異可能使其在城市的融合與發(fā)展過(guò)程中面臨挑戰(zhàn)。［6］民族視野下的中國(guó)人口流動(dòng)正呈現(xiàn)社會(huì)學(xué)家鮑曼所說(shuō)的液態(tài)化的“流動(dòng)現(xiàn)代性”特征，即現(xiàn)代社會(huì)是高度流動(dòng)的，各民族流動(dòng)范圍的擴(kuò)大、流動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)使得民族間的交流融合日漸頻繁。［7］同時(shí)，在費(fèi)孝通提出的中華民族多元一體格局理論視野下的社會(huì)空間的有機(jī)化、折疊化使得當(dāng)下社會(huì)的“民族互嵌”格局成為中國(guó)“流動(dòng)現(xiàn)代性”的重要特征。［8-9］在“民族互嵌”格局下，族際通婚日益受到學(xué)者的廣泛關(guān)注。［10］近年來(lái)，族際婚姻在中國(guó)呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)，并且流動(dòng)人口的“族際通婚率”明顯高于戶(hù)籍人口，2015 年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)就顯示中國(guó)流動(dòng)人口的“族際通婚率”高達(dá)25.94%。［11］本文基于2017 年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（CMDS2017）數(shù)據(jù)計(jì)算的結(jié)果，顯示少數(shù)民族族際通婚整體呈現(xiàn)以與漢族通婚為主體的復(fù)雜族際通婚模式（篇幅所限，本文不在文中呈現(xiàn)“少數(shù)民族流動(dòng)人口族際通婚關(guān)系網(wǎng)絡(luò)圖”）。少數(shù)民族“族際通婚率”普遍較高，部分少數(shù)民族（如黎族、傣族）的通婚率超過(guò)70%（見(jiàn)圖1）。

圖1 少數(shù)民族“少漢通婚率”和“族際通婚率”

我們從圖1 可以看到少數(shù)民族的“族際通婚率”與“少漢通婚率”具備高度一致性。在當(dāng)下漢族人口占比最大的國(guó)情下，少數(shù)民族人口流動(dòng)過(guò)程中的文化適應(yīng)主要體現(xiàn)在少數(shù)民族與漢族在文化、生活習(xí)俗、方言與普通話(huà)（國(guó)家通用語(yǔ)言）等方面的差異。研究發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族普通話(huà)能力的不足導(dǎo)致其收入損失，［12-13］這種收入差異會(huì)導(dǎo)致個(gè)體間的健康差異。［14］此外，文化適應(yīng)壓力對(duì)個(gè)體健康的負(fù)向效應(yīng)也在相關(guān)研究中得到證實(shí)。［15-16］

隨著“族際通婚率”的逐年走高，“族際通婚”對(duì)生活習(xí)俗、文化和語(yǔ)言能力等產(chǎn)生了深刻影響。［17］同時(shí)，作為深層次的族際交往，“族際通婚”同樣促進(jìn)習(xí)俗認(rèn)同和文化適應(yīng)。［18］那么，在少數(shù)民族與漢族通婚的“少漢婚姻”模式下，相對(duì)于其他少數(shù)民族流動(dòng)人口而言，這種“少漢婚姻”所積累的健康優(yōu)勢(shì)會(huì)不會(huì)最終轉(zhuǎn)換成健康結(jié)果呢？基于此思考，本文擬從文化適應(yīng)理論、壓力過(guò)程理論、社會(huì)資本理論與語(yǔ)言經(jīng)濟(jì)學(xué)的綜合分析視角，立足CMDS2017 數(shù)據(jù)采用適宜計(jì)量模型，嘗試回答“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響及其可能的路徑機(jī)制，并探索這種影響在不同年齡、戶(hù)口、教育婚配模式下的異質(zhì)性。本文一方面全景式刻畫(huà)出少數(shù)民族流動(dòng)人口婚配模式與健康的交織關(guān)系；另一方面，基于理論和實(shí)證向度的政策建議也助力“人可以流動(dòng)，健康不能掉隊(duì)”的“健康中國(guó)2030”愿景早日實(shí)現(xiàn)。

二、概念、理論框架與研究假設(shè)

在流動(dòng)人口健康研究范疇內(nèi)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要采用健康選擇理論、文化適應(yīng)理論、社會(huì)資本理論與壓力過(guò)程理論等理論分析框架。［19-20］而在“少漢婚姻”的中國(guó)場(chǎng)域中，少數(shù)民族與漢族之間的文化、生活習(xí)俗、價(jià)值觀(guān)念、方言與普通話(huà)等在家庭內(nèi)部進(jìn)行著磨合。這種基于家庭內(nèi)部的“預(yù)演”會(huì)改變已有流動(dòng)人口健康研究的理論解釋邏輯與影響路徑。

（一）“少漢婚姻”與流動(dòng)性困難消減

在人口健康維度闡釋少數(shù)民族流動(dòng)人口“流動(dòng)性困難”的理論包括：文化適應(yīng)理論、壓力過(guò)程理論與社會(huì)資本理論。文化適應(yīng)理論指不同群體在交流接觸過(guò)程中，文化、生活習(xí)俗、價(jià)值觀(guān)念等發(fā)生碰撞與磨合，進(jìn)而引致宏觀(guān)層面經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)變遷以及微觀(guān)層面?zhèn)€體行為態(tài)度、生活方式和價(jià)值觀(guān)念的變遷。［21］研究發(fā)現(xiàn)在少數(shù)民族人口流動(dòng)過(guò)程中，其在語(yǔ)言、飲食、服飾、生活方式等方面的差異使流動(dòng)人口在流入地產(chǎn)生文化壓力，這種文化壓力對(duì)流動(dòng)人口健康起負(fù)向作用。［15-16］而隨著流動(dòng)人口在流入地居留時(shí)間的增加，流動(dòng)人口在流入地的文化適應(yīng)性會(huì)明顯提升，進(jìn)而使流動(dòng)人口與戶(hù)籍人口的健康狀況趨向于一致。［22］壓力過(guò)程理論是指流動(dòng)人口在流動(dòng)過(guò)程中面臨的社會(huì)融入困難、制度歧視與社會(huì)排斥、文化適應(yīng)以及家鄉(xiāng)事務(wù)關(guān)聯(lián)所引致的壓力感知。［23］當(dāng)流動(dòng)人口長(zhǎng)期處于壓力下，會(huì)顯著負(fù)向影響其健康水平。［24］社會(huì)資本理論則認(rèn)為個(gè)體的空間遷徙使流動(dòng)人口的家鄉(xiāng)關(guān)系網(wǎng)聯(lián)系弱化，同時(shí)本地關(guān)系網(wǎng)尚未穩(wěn)定地建立，流動(dòng)人口在流入地的社會(huì)資本相對(duì)缺乏，以社會(huì)認(rèn)同（社會(huì)融入）、社會(huì)參與、流入地社會(huì)關(guān)系為主要形式的社會(huì)資本的缺乏對(duì)個(gè)體健康的消極效應(yīng)業(yè)已得到廣泛印證。［25-26］對(duì)于少數(shù)民族流動(dòng)人口來(lái)說(shuō)，由于宗教文化、生活習(xí)俗、價(jià)值觀(guān)念等差異，其在流入地的疏離感會(huì)更深，社會(huì)關(guān)系與社會(huì)網(wǎng)絡(luò)也更加難以建立和鞏固，因此，會(huì)面臨一定程度的健康危機(jī)。此外，在語(yǔ)言經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下，學(xué)者認(rèn)為語(yǔ)言是一種重要的人力資本，［27］少數(shù)民族在普通話(huà)方面的劣勢(shì)、方言口音會(huì)導(dǎo)致其在勞動(dòng)力市場(chǎng)的就業(yè)機(jī)會(huì)下降［28］以及收入懲罰，由此所導(dǎo)致的收入差距則成為影響健康不平等的重要因素。［14］［29］

另外一方面，“少漢婚姻”促進(jìn)了民族認(rèn)同、習(xí)俗接納、飲食適應(yīng)和普通話(huà)能力提升。［17-18］這種認(rèn)同、接納、適應(yīng)和提升使得少數(shù)民族流動(dòng)人口在流入地及勞動(dòng)力市場(chǎng)的“差異”得以弱化。族際通婚意味著家庭社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)展和社會(huì)資本的積累，［30］而社會(huì)資本轉(zhuǎn)為個(gè)體自持資本的同時(shí)，［31］也影響著個(gè)體健康水平。［25］族際通婚也帶來(lái)了思想觀(guān)念的解放，［32］進(jìn)取心和自信心增強(qiáng)使少數(shù)民族流動(dòng)人口在流入地具備更強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。“少漢婚姻”模式下，流動(dòng)人口在文化、生活習(xí)俗、價(jià)值觀(guān)念、方言與普通話(huà)等方面的“流動(dòng)性困難”在一定程度上得以消減。

（二）“少漢婚姻”、流動(dòng)性困難消減與少數(shù)民族流動(dòng)人口健康溢價(jià)

少數(shù)民族族際通婚使其文化、生活習(xí)俗、方言與普通話(huà)的碰撞與磨合發(fā)生在家庭內(nèi)部，這種家庭內(nèi)部的文化適應(yīng)促進(jìn)語(yǔ)言文化互通與對(duì)于流入地適應(yīng)能力的提升，同時(shí)并不必然導(dǎo)致少數(shù)民族傳統(tǒng)文化的消減。［33］此外，少數(shù)民族流動(dòng)人口的“少漢婚姻”模式意味著社會(huì)網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)展、社會(huì)資本的積累和思想觀(guān)念的解放。在“少漢婚姻”模式下，一方面家庭內(nèi)部的碰撞與磨合使得少數(shù)民族流動(dòng)人口的語(yǔ)言及相關(guān)能力得以提高。另一方面，基于前文論述，這種語(yǔ)言能力的提高與語(yǔ)言交流障礙的消解、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)展、社會(huì)資本的積累和思想觀(guān)念的解放意味著在流入地，相對(duì)于沒(méi)有進(jìn)行“少漢婚姻”的流動(dòng)人口而言，“少漢婚姻”流動(dòng)人口會(huì)有更高的經(jīng)濟(jì)回報(bào)、更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，提升其社會(huì)融入水平、擴(kuò)展其本地社會(huì)關(guān)系和社會(huì)資本，這勢(shì)必會(huì)對(duì)流動(dòng)人口的健康起到積極效應(yīng)?；谌缟险撌?，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)1：“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康狀況起到正向作用。

假設(shè)2：“少漢婚姻”通過(guò)增加少數(shù)民族流動(dòng)人口在流入地的經(jīng)濟(jì)回報(bào)、就業(yè)機(jī)會(huì)、社會(huì)融入水平、社會(huì)關(guān)系、社會(huì)參與，影響其健康水平。

（三）內(nèi)生性問(wèn)題：理論和邏輯的再思考

基于前述的多元理論邏輯，本文呈現(xiàn)了少數(shù)民族流動(dòng)人口“少漢婚姻”模式影響個(gè)體健康的因果鏈。但是這種理論因果鏈在實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程中因?yàn)檫z漏變量、互為因果以及模型設(shè)定錯(cuò)誤等內(nèi)生性問(wèn)題，難以得到一致有效的估計(jì)。

首先，在健康相關(guān)研究中，解釋變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題主要?dú)w因于遺漏重要解釋變量造成的估計(jì)偏誤。［34］在本文實(shí)證分析部分，雖然我們會(huì)盡可能控制個(gè)體變量、地區(qū)變量、家庭變量以及健康服務(wù)等變量。但是受限于調(diào)查數(shù)據(jù)本身，文中仍可能存在被本文所忽視的重要控制變量，進(jìn)而造成回歸結(jié)果偏誤。因此，對(duì)于可能存在的遺漏變量進(jìn)行檢驗(yàn)及其修正是必要的。本文在盡可能控制合理變量的基礎(chǔ)上，采用系列方法對(duì)變量是否存在遺漏進(jìn)行判斷。進(jìn)一步，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分加入可能影響健康的“流動(dòng)時(shí)間”變量對(duì)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

其次，在少數(shù)民族流動(dòng)人口“少漢婚姻”影響健康的因果鏈中，可能存在一些共同影響“少漢婚姻”和個(gè)體健康的因素，這些遺漏的“共同因素”會(huì)造成估計(jì)結(jié)果的偏差，而“少漢婚姻”與個(gè)體健康的函數(shù)形式也非嚴(yán)格成立。為弱化對(duì)函數(shù)形式的依賴(lài)，減弱函數(shù)形式錯(cuò)誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)減少處理變量和可觀(guān)測(cè)變量間的相關(guān)性，參考已有研究，［16］本文在第一步避免遺漏重要變量的基礎(chǔ)上使用PSM 進(jìn)行匹配，從而緩解可觀(guān)測(cè)變量的系統(tǒng)性差異，并測(cè)度少數(shù)民族流動(dòng)人口“少漢婚姻”影響健康的凈效應(yīng)。

最后，可能存在反向因果問(wèn)題。即不僅“少漢婚姻”會(huì)影響少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康，少數(shù)民族流動(dòng)人口本身的健康狀況也會(huì)影響族際婚姻選擇。如由于健康選擇機(jī)制，更健康的群體選擇流動(dòng)，這種流動(dòng)會(huì)使得各民族之間交往頻繁，進(jìn)而使得“族際通婚”上升。［35］為了應(yīng)對(duì)可能的反向因果以及其他內(nèi)生性問(wèn)題，本文使用工具變量法對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題做進(jìn)一步修正。所選取的工具變量為“族際通婚率”和“少漢通婚率”?！白咫H通婚率”是在一定時(shí)期和一定人口范圍內(nèi)，所有族際婚姻占婚姻總數(shù)的比值。在“族際通婚率”的基礎(chǔ)上，本文定義“少漢通婚率”：即民族婚姻總數(shù)中，少數(shù)民族與漢族的族際婚姻占婚姻總數(shù)的比值。由圖1 可以看出，各少數(shù)民族的“族際通婚率”和“少漢通婚率”呈現(xiàn)基本一致的趨勢(shì)。雖然本文主要研究“少漢婚姻”的族際通婚，但我們有理由相信在族際通婚率較高的地區(qū)，“少漢婚姻”的族際通婚也較高，兩者存在相關(guān)性。同時(shí)，整個(gè)民族的“族際通婚率”作為宏觀(guān)層面數(shù)據(jù)并不會(huì)影響個(gè)體的健康結(jié)果，滿(mǎn)足外生性假設(shè)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證工具變量的準(zhǔn)確性，我們同時(shí)使用“少漢通婚率”作為工具變量，并將兩者結(jié)果加以比較。

三、數(shù)據(jù)與研究方法策略

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文使用的核心數(shù)據(jù)來(lái)自2017 年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。CMDS2017 以中國(guó)大陸31 個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)2016 年全員流動(dòng)人口年報(bào)數(shù)據(jù)為基本抽樣框，采取分層、多階段、與規(guī)模成比例的PPS 方法進(jìn)行抽樣。［36］CMDS2017 包括A 卷（流動(dòng)人口問(wèn)卷）、B 卷（村/居問(wèn)卷）、C 卷（八城市流動(dòng)人口問(wèn)卷）、D 卷（八城市戶(hù)籍人口問(wèn)卷）四部分，A 卷調(diào)查共收集有效問(wèn)卷169 989 份。本文主要使用A 卷流動(dòng)人口數(shù)據(jù)。本文研究少數(shù)民族與漢族的“族際通婚”，因此我們將受訪(fǎng)者身份限定為少數(shù)民族已婚樣本。最終我們得到10 962個(gè)有效分析樣本。

（二）變量處理

本文的被解釋變量為自評(píng)健康，自評(píng)健康具備良好的信度和效度。［37］本文使用CMDS2017中“您的健康狀況如何？”測(cè)度受訪(fǎng)者自評(píng)健康狀況（4分制），分為：健康；基本健康；不健康，但生活能自理；生活不能自理。限于篩選后僅有10 位受訪(fǎng)者生活不能自理，因此將“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”歸并處理。同時(shí)，限于分析需要，本文對(duì)此健康評(píng)價(jià)進(jìn)行倒置處理，“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”記為0，基本健康記為1，健康記為2。

核心解釋變量為“少漢婚姻”，該變量具體生成方法如下：首先基于CMDS 數(shù)據(jù)篩選出已婚的少數(shù)民族受訪(fǎng)者。在此基礎(chǔ)上，如果其配偶民族身份為“漢族”，則記為1，表示少數(shù)民族與漢族的族際婚姻。若其配偶身份為少數(shù)民族，則記為0，表示民族內(nèi)部或少數(shù)民族間的婚配模式。最終得到3 642對(duì)“少漢婚姻”及7 320對(duì)“少少婚姻”。

工具變量為“族際通婚率”和“少漢通婚率”?！白咫H通婚率”使用某少數(shù)民族結(jié)婚群體中，與其他民族結(jié)婚數(shù)量占本民族結(jié)婚總數(shù)的比重進(jìn)行測(cè)度?！吧贊h通婚率”使用某少數(shù)民族結(jié)婚群體中，與漢族結(jié)婚數(shù)量占本民族結(jié)婚總數(shù)的比重進(jìn)行測(cè)度。

中介變量為“社會(huì)融入”“社會(huì)參與”“流入地社會(huì)關(guān)系”“經(jīng)濟(jì)收入”“工作機(jī)會(huì)”。針對(duì)社會(huì)融入，CMDS2017 使用系統(tǒng)量表測(cè)度了個(gè)體的心理、文化等方面的社會(huì)融入，“您是否同意以下說(shuō)法：我喜歡我現(xiàn)在居住的城市/地方；我關(guān)注我現(xiàn)在居住的城市/地方的變化；我很愿意融入本地人當(dāng)中，成為其中一員；我覺(jué)得本地人愿意接受我成為本地的一員；我感覺(jué)本地人看不起外地人；按照老家的風(fēng)俗辦事對(duì)我比較重要；我的衛(wèi)生習(xí)慣與本地市民存在較大差別；我覺(jué)得我已經(jīng)是本地人了”。每個(gè)問(wèn)題有完全不同意、不同意、基本同意、完全同意四個(gè)選擇，分別記1 分、2 分、3 分、4 分。同時(shí)考慮第5-7個(gè)問(wèn)題是反向問(wèn)題，本文對(duì)其進(jìn)行倒置處理。最終得到一個(gè)8-32分的社會(huì)融入連續(xù)變量。

“社會(huì)參與”使用CMDS2017中“2016年以來(lái)您是否有過(guò)以下行為：給所在單位/社區(qū)/村提建議或監(jiān)督單位/社區(qū)/村務(wù)管理；通過(guò)各種方式向政府有關(guān)部門(mén)反映情況/提出政策建議；在網(wǎng)上就國(guó)家事務(wù)、社會(huì)事件等發(fā)表評(píng)論，參與討論；主動(dòng)參與捐款、無(wú)償獻(xiàn)血、志愿者活動(dòng)等；參與黨/團(tuán)組織活動(dòng)，參加黨支部會(huì)議”。對(duì)于每個(gè)問(wèn)題，分為完全不同意、不同意、基本同意、完全同意。本文對(duì)其加總，最終得到5-20分的社會(huì)參與連續(xù)變量。

“流入地社會(huì)關(guān)系”使用CMDS2017 中“您業(yè)余時(shí)間在本地和誰(shuí)來(lái)往最多（不包括顧客及其他親屬）？”進(jìn)行測(cè)度，如果是與本地人交往記為1，與同鄉(xiāng)交往記為0。

“經(jīng)濟(jì)收入”使用CMDS2017 中“您個(gè)人上個(gè)月（或上次就業(yè)）工資收入/純收入為多少？”進(jìn)行測(cè)度，考慮受訪(fǎng)者因?yàn)榻?jīng)營(yíng)虧損等可能導(dǎo)致收入為負(fù)數(shù)，這類(lèi)群體在受訪(fǎng)者中比重較少（16 人）并且可能對(duì)中介估計(jì)造成偏誤，因此將這部分?jǐn)?shù)據(jù)處理為缺失值，并對(duì)收入取對(duì)數(shù)。

“工作機(jī)會(huì)”使用CMDS2017中“您今年‘五一’節(jié)前一周是否做過(guò)1小時(shí)以上有收入的工作（包括家庭或個(gè)體經(jīng)營(yíng)）？”進(jìn)行測(cè)度，將有處理記為1，無(wú)處理記為0。

此外，參考已有研究，［1］［38］本文還控制了一些重要的個(gè)體變量（性別、年齡、年齡平方、受教育程度、戶(hù)口）、家庭變量（家庭收入、家庭成員數(shù)）、地區(qū)變量（西部、中部、東部、東北）、健康服務(wù)變量（流入地社會(huì)所提供的健康檔案、職業(yè)病防治、性病防治、生殖健康、結(jié)核病防治、吸煙控制、心理健康、慢性病防治、婦幼保健、公共事件自救等服務(wù)）。各被解釋變量、核心解釋變量、工具變量、中介變量和控制變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

（三）模型設(shè)置

考慮被解釋變量“自評(píng)健康”為有序變量，本文使用有序概率模型（Ordered Probit，Oprobit）。Oprobit 使用潛變量方法推導(dǎo)MLE 估計(jì)量，模型設(shè)定如下：

在公式（2）中Healthi表示少數(shù)民族受訪(fǎng)者自評(píng)健康，r0、r1為待估參數(shù)，表示切點(diǎn)（在Stata16 中，簡(jiǎn)稱(chēng)cut）。當(dāng)?shù)陀趓0時(shí)，受訪(fǎng)者自評(píng)為不健康，當(dāng)高于r0但低于r1時(shí)，受訪(fǎng)者自評(píng)為基本健康，當(dāng)高于r1時(shí)，受訪(fǎng)者自評(píng)為很健康。進(jìn)一步，假設(shè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)服從正態(tài)分布，可以得到有效一致的MLE估計(jì)量。［39］

為了盡可能消解內(nèi)生性所導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，本文使用系列內(nèi)生處理方法應(yīng)對(duì)文章可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題。首先，為了避免遺漏變量造成回歸的偏誤，我們?cè)诨鶞?zhǔn)回歸過(guò)程中對(duì)可能存在的遺漏變量偏誤進(jìn)行檢驗(yàn)。在回歸操作中，采用兩個(gè)差異化有限控制集合，第一個(gè)集合控制有限變量，并計(jì)算核心解釋變量系數(shù)。第二個(gè)在變量設(shè)置合理范圍內(nèi)盡可能多控制變量，計(jì)算核心解釋變量系數(shù)。同時(shí)，構(gòu)造Ratio指數(shù)。Ratio定義如下：

若此時(shí)Ratio 的值越大，遺漏未觀(guān)測(cè)變量的可能性就越小，已經(jīng)選擇的協(xié)變量具備良好的解釋力，除非遺漏不可觀(guān)測(cè)變量具備更大解釋力才會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果的一致性產(chǎn)生影響。由于Oprobit 模型系數(shù)解釋過(guò)于復(fù)雜，本文在此檢驗(yàn)部分將被解釋變量自評(píng)健康作連續(xù)變量處理，并使用OLS估計(jì)。

本文也采用傾向值得分匹配法（PSM）來(lái)弱化對(duì)函數(shù)形式的依賴(lài)，緩解可觀(guān)測(cè)變量的系統(tǒng)性差異，并測(cè)度少數(shù)民族流動(dòng)人口“少漢婚姻”影響健康的凈效應(yīng)。PSM操作步驟如下：

首先，基于理論和前人研究選擇合適的協(xié)變量，既保證選擇的是準(zhǔn)確的，對(duì)變量的測(cè)度也是準(zhǔn)確的，同時(shí)不存在遺漏重要變量問(wèn)題。

其次，使用Logit回歸估計(jì)傾向值得分，并做平衡性假設(shè)檢驗(yàn)、共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。

再次，計(jì)算參與者的平均處理效應(yīng)，公式如下：

除了自我選擇偏誤、遺漏變量等問(wèn)題，文章還可能存在反向因果等內(nèi)生性問(wèn)題。而考慮傳統(tǒng)的IV-Probit 和2SLS 等工具變量方法僅適用于因變量是二分變量和連續(xù)變量的情景，而本文自評(píng)健康是有序變量，這會(huì)使得估計(jì)的有效性降低。［40］參考前人研究，［41］本文使用Stata16 提供的擴(kuò)展回歸模型Eoprobit 和Bioprobit 模型（適用于核心自變量為二分變量、核心因變量為有序變量）進(jìn)行工具變量?jī)?nèi)生矯正。Eoprobit 和Bioprobit 均采用兩階段估計(jì)，第一階段使用工具變量（族際通婚率、少漢通婚率）對(duì)核心解釋變量（少漢婚姻）進(jìn)行估計(jì)；第二階段納入工具變量，探索核心解釋變量（少漢婚姻）對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康狀況的影響。在Eoprobit模型中，依據(jù)兩個(gè)方程殘差項(xiàng)是否相關(guān)判斷內(nèi)生性，而B(niǎo)ioprobit直接給出內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。同時(shí)使用Eoprobit和Bioprobit模型能讓我們對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題有更準(zhǔn)確的把握。參考已有研究，［42］模型設(shè)定如下：

進(jìn)一步，我們研究“少漢婚姻”基于何種路徑影響少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康狀況，考慮被解釋變量為有序變量，中介效應(yīng)KHB分解在中介效應(yīng)測(cè)度方面具備顯著優(yōu)勢(shì)，［43］模型設(shè)定如下：

四、結(jié)果分析

本文基于CMDS2017數(shù)據(jù)，使用系列基準(zhǔn)回歸Oprobit模型探索“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的直接影響。在此基礎(chǔ)上，本文還對(duì)變量遺漏進(jìn)行檢驗(yàn)，采用PSM、Bioprobit、Eoprobit 等方法或模型對(duì)可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題進(jìn)行矯正。進(jìn)一步，基于理論假設(shè)驗(yàn)證“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康可能的路徑機(jī)制。最后，本文討論了“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的直接影響在不同戶(hù)口婚姻匹配、教育婚姻匹配和年齡婚姻匹配下的異質(zhì)性，并采用了系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法對(duì)文章核心結(jié)論的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）基準(zhǔn)分析：“少漢婚姻”與少數(shù)民族流動(dòng)人口健康

由表2模型1可知，在未加入任何控制變量時(shí)，“少漢婚姻”對(duì)自評(píng)健康具有顯著促進(jìn)作用。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入個(gè)體變量，模型3在模型2的基礎(chǔ)上加入家庭變量，模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入地區(qū)變量，模型5 在模型4的基礎(chǔ)上加入健康服務(wù)變量。可以看出在變量的逐步控制過(guò)程中，核心解釋變量“少漢婚姻”對(duì)自評(píng)健康影響的方向和顯著性未發(fā)生明顯的改變。因此，假設(shè)1 成立，即“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康起到顯著促進(jìn)作用。在模型5 中，可以看到教育水平和家庭收入對(duì)自評(píng)健康起到顯著正向作用，傳統(tǒng)的人力資本（教育、收入）的健康效應(yīng)得到印證。政府（社區(qū)）在職業(yè)病防治、性病防治和心理健康教育方面的健康努力同樣對(duì)自評(píng)健康起到顯著的促進(jìn)作用，但是對(duì)于慢性病防治的健康努力對(duì)自評(píng)健康起到顯著負(fù)向作用。此外，少數(shù)民族流動(dòng)人口的自評(píng)健康存在顯著的性別和年齡差異，男性自評(píng)健康水平明顯好于女性自評(píng)健康水平，隨著年齡增加，少數(shù)民族流動(dòng)人口產(chǎn)生健康損耗。

表2 “少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響

本文對(duì)基準(zhǔn)回歸是否存在遺漏變量進(jìn)行檢驗(yàn)（見(jiàn)表3）。首先，我們構(gòu)建3 個(gè)集合，集合1 包括個(gè)體變量和家庭變量；集合2包括個(gè)體變量、家庭變量和地區(qū)變量；集合3包括個(gè)體變量、家庭變量、地區(qū)變量和健康服務(wù)變量。由集合1 和集合2 計(jì)算的Ratio值為16.191，由集合1 和集合3 計(jì)算的Ratio 值為5.313，由集合2和集合3計(jì)算的Ratio值為7.420，三者都遠(yuǎn)大于1。也就是說(shuō)如果存在未觀(guān)測(cè)到控制變量對(duì)估計(jì)結(jié)果的一致性產(chǎn)生影響，就需要其解釋能力至少為已選擇變量的5.313 倍。在控制個(gè)體、家庭、地區(qū)、健康服務(wù)等變量后，我們相信即使存在未觀(guān)測(cè)到的控制變量，其也不足以對(duì)回歸結(jié)果的一致性造成偏誤沖擊。

表3 遺漏變量檢驗(yàn)

（二）內(nèi)生性處理：工具變量法

使用工具變量法對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行處理后，由表4可知Bioprobit模型估計(jì)結(jié)果athrho顯著為負(fù)，說(shuō)明存在內(nèi)生性問(wèn)題，使用工具變量法是必要的。使用“族際通婚率”作為工具變量，可以看出在第一階段“族際通婚率”在1%的顯著性水平上對(duì)“少漢婚姻”起到顯著促進(jìn)作用。在第二階段，在控制潛在內(nèi)生性問(wèn)題后，“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著促進(jìn)作用，假設(shè)1 成立。進(jìn)一步，使用“少漢通婚率”作為工具變量，可以看出第一階段和第二階段的顯著性和方向未發(fā)生明顯變化。在控制潛在內(nèi)生性問(wèn)題后，“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著促進(jìn)作用。

表4 “少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康影響的內(nèi)生性處理

使用Eoprobit 模型做進(jìn)一步估計(jì)，殘差相關(guān)性在1%顯著性水平上顯著，同樣證明內(nèi)生性的存在。基于“族際通婚率”和“少漢通婚率”工具變量的估計(jì)結(jié)果與Bioprobit 模型估計(jì)并無(wú)明顯出入。在控制潛在內(nèi)生性問(wèn)題后，“少漢婚姻”對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著促進(jìn)作用。

（三）選擇偏誤糾正：傾向得分匹配（PSM）

首先對(duì)“少漢婚姻”和非“少漢婚姻”進(jìn)行傾向得分匹配，結(jié)合一系列影響流動(dòng)人口自評(píng)健康的因素建立Logit模型，并根據(jù)模型結(jié)果估計(jì)出的傾向得分值進(jìn)行匹配。首先進(jìn)行協(xié)變量平衡性檢驗(yàn)，由表5可知匹配前各控制變量T檢驗(yàn)大部分顯著，說(shuō)明處理組與控制組控制變量存在明顯差異。在匹配后，各控制變量T檢驗(yàn)結(jié)果顯示處理組與控制組控制變量之間的差異明顯下降。

表5 近鄰匹配下變量平衡性檢驗(yàn)

表6 不同傾向匹配得分匹配的結(jié)果

進(jìn)一步，對(duì)傾向得分匹配進(jìn)行共同支撐假設(shè)檢驗(yàn)。圖2顯示“少漢婚姻”和“少少婚姻”傾向得分匹配存在較大重疊范圍，僅有極少樣本在共同支撐區(qū)域外，滿(mǎn)足共同支撐假定。

圖2 近鄰匹配下變量共同支撐檢驗(yàn)

最后，測(cè)算“少漢婚姻”與“少少婚姻”兩大群體的ATT 值?？梢钥闯鲎钚〗徠ヅ?、半徑匹配、核匹配、局部線(xiàn)性回歸匹配和樣條匹配計(jì)算的ATT 基本一致，在進(jìn)行匹配后“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著促進(jìn)作用。

（四）“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的路徑機(jī)制

我們對(duì)“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的路徑機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，由表7 可知基于KHB 的分解結(jié)果表明社會(huì)融入、本地社會(huì)關(guān)系、社會(huì)參與、個(gè)人收入、工作機(jī)會(huì)起到部分中介作用，中介效應(yīng)分別占比7.78%、7.11%、5.02%、11.30% 和7.03%，假設(shè)2 成立。在整體路徑中，上述影響解釋了24.58%“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的路徑?！吧贊h婚姻”促進(jìn)了少數(shù)民族流動(dòng)人口的社會(huì)融入，增強(qiáng)了與本地的社會(huì)關(guān)系，提高了社會(huì)參與的積極性、獲得更高的經(jīng)濟(jì)回報(bào)，以及有更大可能獲得潛在的工作機(jī)會(huì)。

表7 “少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響

表8 不同戶(hù)口婚姻匹配下“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響

表9 不同教育模式下“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響

表10 不同年齡模式下“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響

（五）“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的異質(zhì)性檢驗(yàn)

首先，我們分析不同戶(hù)口婚姻匹配模式下“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口自評(píng)健康的異質(zhì)性。以受訪(fǎng)者配偶戶(hù)口狀況作為參照，如果受訪(fǎng)者戶(hù)口為非農(nóng)戶(hù)口，其配偶戶(hù)口也為非農(nóng)戶(hù)口，則定義為“城城戶(hù)口”婚配模式；如果受訪(fǎng)者戶(hù)口為農(nóng)業(yè)戶(hù)口，其配偶戶(hù)口也為農(nóng)業(yè)戶(hù)口，則定義為“農(nóng)農(nóng)戶(hù)口”婚配模式；如果受訪(fǎng)者戶(hù)口為農(nóng)業(yè)戶(hù)口，其配偶戶(hù)口為非農(nóng)戶(hù)口，則定義為“農(nóng)城戶(hù)口”婚配模式；如果受訪(fǎng)者戶(hù)口為非農(nóng)戶(hù)口，其配偶戶(hù)口為農(nóng)業(yè)戶(hù)口，則定義為“城農(nóng)戶(hù)口”?？梢钥闯觥吧贊h婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口自評(píng)健康影響在“農(nóng)城戶(hù)口”模式下是最為顯著的，在“城城戶(hù)口”和“農(nóng)農(nóng)戶(hù)口”模式下影響的顯著性有所下降，而在“城農(nóng)戶(hù)口”模式下則完全不顯著。這符合我們對(duì)現(xiàn)實(shí)的認(rèn)知，在“農(nóng)城戶(hù)口”模式下，配偶的戶(hù)口優(yōu)勢(shì)（如更廣的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)）和城市經(jīng)驗(yàn)優(yōu)勢(shì)會(huì)放大“少漢婚姻”的健康溢價(jià)能力。而在“城農(nóng)戶(hù)口”婚姻匹配模式下，少數(shù)民族流動(dòng)人口本身的城市社會(huì)適應(yīng)性就比較高，相應(yīng)遮蔽“少漢婚姻”的健康溢價(jià)能力。

其次，我們對(duì)不同教育婚姻匹配模式下“少漢婚姻”影響個(gè)體健康的異質(zhì)性進(jìn)行分析，以受訪(fǎng)者配偶受教育水平作為參照，如果受訪(fǎng)者受教育水平高于其配偶的受教育水平則為“高低教育”婚配模式，如果受訪(fǎng)者受教育水平低于其配偶的受教育水平則為“低高教育”婚配模式，如果受訪(fǎng)者的受教育水平與配偶相同則為“同質(zhì)教育”婚配模式?？梢钥闯觥吧贊h婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口自評(píng)健康的正向作用在教育維度之“高低教育”婚配模式下最為顯著；在“低高教育”婚配模式下顯著性則有所下降；在“同質(zhì)教育”婚配模式下，“少漢婚姻”的影響不再顯著。實(shí)際上，當(dāng)夫妻替代性特征不同（如教育、收入）、互補(bǔ)性特征相似（如身高、外貌）等，婚姻收益最大，［44］這種高質(zhì)量婚姻會(huì)對(duì)家庭關(guān)系具有裨益，“同質(zhì)教育”婚配模式下，夫妻價(jià)值觀(guān)、生活方式具備相似性，［45］因此可能會(huì)遮蔽“少漢婚姻”的健康溢價(jià)能力。

最后，對(duì)不同年齡婚配模式下“少漢婚姻”影響個(gè)體健康的異質(zhì)性進(jìn)行分析。可以看出“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口自評(píng)健康的正向作用在“受訪(fǎng)者年齡小于配偶”婚配模式下最為顯著，在“受訪(fǎng)者年齡與配偶相同”婚配模式下顯著性則有所下降，而在“受訪(fǎng)者年齡大于配偶”婚配模式下，“少漢婚姻”的影響不再顯著。一種可能的解釋在于，在這種模式下，配偶因?yàn)槟挲g大，閱歷和經(jīng)驗(yàn)更為豐富，對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口流入地的社會(huì)適應(yīng)性有更好的幫助指導(dǎo)。

（六）“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們對(duì)“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。主要采取如下的檢驗(yàn)方式：

1.變量調(diào)整

本文主要研究“少漢婚姻”的族際通婚與“少少婚姻”影響個(gè)體健康的差異性。參照組仍包括少數(shù)民族內(nèi)部的族內(nèi)婚以及少數(shù)民族與其他少數(shù)民族的族際通婚，這種少數(shù)民族與少數(shù)民族的族際通婚會(huì)不會(huì)同樣對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康起到積極效應(yīng)？基于模型16 可以看出，相對(duì)于少數(shù)民族本民族內(nèi)部的族內(nèi)婚，少數(shù)民族與少數(shù)民族的族際通婚對(duì)流動(dòng)人口自評(píng)健康影響不顯著，甚至是負(fù)向的，而“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著促進(jìn)作用。說(shuō)明這種正向促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在“少漢婚姻”的族際通婚模式下。

2.替換模型

模型17 中使用Ologit 模型進(jìn)行回歸，變量的顯著性和方向未發(fā)生明顯改變。模型18 在前述傾向得分匹配的基礎(chǔ)上，將匹配得到的權(quán)重作為回歸權(quán)重進(jìn)行回歸加權(quán)（使用近鄰匹配權(quán)重），變量的顯著性和方向未發(fā)生明顯改變。模型19在基準(zhǔn)Oprobit回歸的基礎(chǔ)上，使用更為嚴(yán)格的聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤，進(jìn)而更好地捕捉組內(nèi)相關(guān)特征，減弱可能存在的異方差和自相關(guān)問(wèn)題。可以發(fā)現(xiàn)“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著的促進(jìn)作用。

3.加入重要變量

已有研究認(rèn)為隨著流動(dòng)人口流動(dòng)時(shí)間的延長(zhǎng)，流動(dòng)人口的健康損耗更為嚴(yán)重。［46］而流動(dòng)人口的健康選擇性意味著不同流動(dòng)模式下流動(dòng)人口健康狀況存在顯著差異，［47］這種流動(dòng)的選擇性可能會(huì)沖擊已有的結(jié)論。基于這種考慮，本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入少數(shù)民族流動(dòng)人口的流動(dòng)時(shí)間和流動(dòng)范圍。在CMDS2017中并沒(méi)有直接詢(xún)問(wèn)受訪(fǎng)者流動(dòng)時(shí)間，只詢(xún)問(wèn)受訪(fǎng)者流動(dòng)次數(shù)和首次流動(dòng)時(shí)間，因此，將首次流動(dòng)時(shí)間作為少數(shù)民族流動(dòng)人口的流動(dòng)時(shí)間進(jìn)行處理的測(cè)度是不準(zhǔn)確的。為了彌補(bǔ)這個(gè)遺憾，本文進(jìn)一步篩選流動(dòng)次數(shù)為一次的樣本，有理由相信可以據(jù)此根據(jù)流動(dòng)人口首次流動(dòng)時(shí)間計(jì)算流動(dòng)人口的流動(dòng)時(shí)間①實(shí)際上這種處理方法會(huì)損失大量的樣本，也正是基于大量樣本損失的考慮，在文章主體回歸中并未將流動(dòng)時(shí)間作為控制變量納入主體的回歸模型中。。CMDS 將流動(dòng)人口的流動(dòng)范圍分為“市內(nèi)跨縣”“省內(nèi)跨市”和“國(guó)內(nèi)跨省”三種類(lèi)型，本文以“市內(nèi)跨縣”作為參照組，探討不同流動(dòng)模式下健康的異質(zhì)性。由表11 可知流動(dòng)時(shí)間在5%顯著性水平上對(duì)個(gè)體自評(píng)健康起到顯著的促進(jìn)作用，這與已有研究相呼應(yīng)。而相對(duì)于“市內(nèi)跨縣”而言，“國(guó)內(nèi)跨省”和“省內(nèi)跨市”模式下少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康狀況較好，但是不具備顯著性，“健康選擇效應(yīng)”在中國(guó)少數(shù)民族流動(dòng)群體場(chǎng)域內(nèi)未能得到驗(yàn)證。同時(shí)，在控制流動(dòng)時(shí)間、流動(dòng)范圍之后，“少漢婚姻”對(duì)個(gè)體自評(píng)健康影響的方向和顯著性未發(fā)生明顯改變，文章核心結(jié)論仍是穩(wěn)健的。

表11 “少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

“健康中國(guó)2030”規(guī)劃旨在健康層面涵蓋不同類(lèi)型的“亞人口”，因此對(duì)于“流動(dòng)”與“少數(shù)民族”雙重符號(hào)在身的少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康的關(guān)注就是實(shí)現(xiàn)“人可以流動(dòng)，健康不能掉隊(duì)”的至關(guān)重要的一環(huán)。而在中華民族多元一體格局理論視野下開(kāi)展民族融合、文化適應(yīng)視角下的少數(shù)民族流動(dòng)人口健康研究也契合于黨和國(guó)家提出的“促進(jìn)各民族交往交流交融，讓各族群眾共建共享改革發(fā)展成果”的重要精神。［8］本文使用2017 年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查（CMDS2017）數(shù)據(jù)，采用系列計(jì)量模型，全景式揭示了族際通婚，尤其是其中的“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口健康的影響。

“少漢婚姻”使得少數(shù)民族與漢族在文化、生活習(xí)俗、方言與普通話(huà)等方面的差異在家庭內(nèi)部進(jìn)行磨合碰撞，提高了少數(shù)民族流動(dòng)人口“在他鄉(xiāng)”的社會(huì)適應(yīng)性，進(jìn)而通過(guò)社會(huì)資本、社會(huì)融入與社會(huì)參與、經(jīng)濟(jì)收入和工作機(jī)會(huì)對(duì)其健康結(jié)果產(chǎn)生積極效應(yīng)。穩(wěn)健的計(jì)量結(jié)果發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族流動(dòng)人口的“少漢婚姻”（尤其是戶(hù)籍、年齡與教育水平層面梯度而成的“少漢婚姻”）顯著促進(jìn)了少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康。相對(duì)于“少少婚姻”婚配模式下的少數(shù)民族流動(dòng)人口，“少漢婚姻”下的少數(shù)民族流動(dòng)人口由于家庭內(nèi)部的磨合與碰撞所帶來(lái)的社會(huì)適應(yīng)使其在流入地有更高的經(jīng)濟(jì)回報(bào)和更多就業(yè)機(jī)會(huì)、更強(qiáng)的社會(huì)參與能力并擴(kuò)展其本地社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，這相應(yīng)地就形成了在少數(shù)民族流動(dòng)人口內(nèi)部的“少少婚姻”和“少漢婚姻”群體的健康差異。在流動(dòng)時(shí)代的中國(guó)，上述研究與發(fā)現(xiàn)具備重要的政策意義。在“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康結(jié)果產(chǎn)生積極效應(yīng)的前提下，政府還需要設(shè)計(jì)針對(duì)性政策加大對(duì)“少少婚姻”模式下的少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康支持，實(shí)現(xiàn)“健康中國(guó)2030”規(guī)劃視野下的提升民族人口健康水平的愿景。

本研究存在如下不足：第一，CMDS2017 并未提供流動(dòng)人口的結(jié)婚時(shí)間，而我們相信“少漢婚姻”對(duì)少數(shù)民族流動(dòng)人口的健康溢價(jià)效度會(huì)隨著婚姻時(shí)間發(fā)生改變。第二，受限于CMDS2017 數(shù)據(jù)，本文并未區(qū)分流動(dòng)遷徙在前還是婚姻在前，如果流動(dòng)遷徙在前，流動(dòng)過(guò)程中個(gè)體與流入地的碰撞磨合可能會(huì)遮蔽家庭內(nèi)部的碰撞磨合，就會(huì)低估“少漢婚姻”對(duì)健康結(jié)果的積極效應(yīng)程度。第三，少數(shù)民族內(nèi)部也存在社會(huì)分層，［48］但是由于數(shù)據(jù)原因，我們只能將少數(shù)民族流動(dòng)人口處理為一個(gè)整體（基于多層分類(lèi)會(huì)使得部分類(lèi)別樣本量過(guò)少，從而難以進(jìn)行有效統(tǒng)計(jì)推斷）。