從健康遷移到健康損耗

[摘要] 本文利用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用卡方檢驗(yàn)和二項Logistic回歸模型，對“高齡”農(nóng)民工的自評健康狀況變化趨勢及影響因素進(jìn)行分析。研究發(fā)現(xiàn)：流動時間小于1年的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況明顯優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口；隨著流動時間延長，健康優(yōu)勢有所損耗，但存在波動情況；直至流動時間為10年及以上時，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況差于城鎮(zhèn)同齡勞動人口。高齡農(nóng)民工的自評健康狀況受年齡、流動時間、輸出地、輸入地困難情況、醫(yī)保參與狀況、社會歧視狀況等因素的影響。為此，應(yīng)提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可及性和便利性，滿足其醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求；促進(jìn)有落戶意愿的高齡農(nóng)民工有序落戶，并暢通流動機(jī)制；開展社會活動，促進(jìn)社會融合，保障他們的健康。

[關(guān)鍵詞] 高齡農(nóng)民工" 自評健康" 健康遷移" 健康損耗" 影響因素

[基金項目] 本文系國家社會科學(xué)基金一般項目“人口老齡化背景下高齡農(nóng)民工社會保障的困境與治理研究”（18BRK019）的階段性成果。

[作者簡介] 張國英，華南師范大學(xué)政治與公共管理學(xué)院、華南師范大學(xué)粵港澳大灣區(qū)教育與社會融合研究中心副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槿丝谂c社會保障；梁麗娟，華南師范大學(xué)政治與公共管理學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)槿丝谂c社會保障。

[中圖分類號] C913.7

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A

[文章編號] 1008-7672（2024）01-0082-12

根據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)，2022年全國農(nóng)民工總量為2.95億，其中外出農(nóng)民工數(shù)量為1.72億。伴隨人口結(jié)構(gòu)變動，高齡農(nóng)民工比重逐年上升，成為勞動力的重要組成部分。然而，社會地位的弱勢性和健康的脆弱性成為制約高齡農(nóng)民工持續(xù)外出務(wù)工的關(guān)鍵因素。在“人口紅利”逐漸褪色和健康中國戰(zhàn)略的背景下，高齡農(nóng)民工的健康狀況必然會影響我國的勞動力資源配置和全民健康水平。那么，高齡農(nóng)民工的健康狀況如何？是否存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)？哪些因素影響了他們的健康狀況？本文基于“健康遷移”效應(yīng)理論和“健康損耗”效應(yīng)理論，試圖回答以上問題。

一、 文獻(xiàn)回顧與評述

（一） 農(nóng)民工健康狀況

健康是農(nóng)民工外出務(wù)工和生活的重要支撐，可劃分為身體健康和心理健康。既有關(guān)于農(nóng)民工身體健康狀況的研究表明，農(nóng)民工總體身體健康狀況較好；但隨著時間增長，農(nóng)民工健康狀況出現(xiàn)惡化趨勢。在心理健康方面，大多研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的心理健康狀況較差。有學(xué)者利用一般資料調(diào)查表、社會支持評定量表等，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工心理健康狀況不容樂觀，急需關(guān)注。

對健康狀況測量的維度存在差異，也有學(xué)者提出了不同意見。通過分析威海市農(nóng)民工的心理健康狀況，發(fā)現(xiàn)81%的農(nóng)民工心理健康狀況較好。另外從消極、積極兩個維度分析農(nóng)民工心理現(xiàn)狀，發(fā)現(xiàn)農(nóng)民工的心理健康狀況在消極維度上較為樂觀，但在積極維度上欠佳。

綜上可知，現(xiàn)有關(guān)于農(nóng)民工健康狀況的研究所得結(jié)論并不一致，在某種程度上受自評健康指標(biāo)的影響。就目前而言，大多與健康相關(guān)的文章采用自評健康指標(biāo)來度量個體的健康狀況。有學(xué)者把自評健康狀況作為被解釋變量，解釋居民社會資本與健康狀況之間的關(guān)系；利用自評健康狀況來度量個體健康情況，以研究收入、收入不均等對健康帶來的影響；在對老年人健康影響因素進(jìn)行分析時，采用健康自評狀況作為因變量。另外，在與健康遷移相關(guān)的研究中，有學(xué)者也以自評健康狀況作為健康度量的指標(biāo)。如以自評健康為因變量，證實(shí)城鄉(xiāng)流動人口中存在“健康遷移”效應(yīng)；也有以自評健康狀況為健康度量指標(biāo)，證實(shí)農(nóng)村外出務(wù)工人員存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)。由此可見，自評健康狀況作為健康度量的應(yīng)用已經(jīng)得到廣泛論證。因此，本文也采用自評健康狀況來度量高齡農(nóng)民工的健康狀況。

（二） “健康遷移”效應(yīng)

首先，移民的遷移目的往往比較明確，大多數(shù)是出于務(wù)工、經(jīng)商等目的選擇從輸出地遷移到輸入地，這些活動需要他們以健康的身體為基礎(chǔ)支撐，這就在一定意義上決定了移民對身體健康狀況存在內(nèi)在選擇機(jī)制。其次，輸入地也會對移民設(shè)置相應(yīng)的門檻，對潛在移民進(jìn)行積極選擇和健康篩選。這種內(nèi)在選擇性和外在選擇性造就了“健康移民”效應(yīng)?！敖】狄泼瘛毙?yīng)指的是移民在剛進(jìn)入輸入地時，身體健康狀況比本地居民更好。這種現(xiàn)象最初在加拿大發(fā)現(xiàn)，隨后相繼被美國、澳大利亞和一些歐洲國家發(fā)現(xiàn)。在我國，由于城鄉(xiāng)發(fā)展差距較大，因而每年都有大量農(nóng)民工進(jìn)城務(wù)工、經(jīng)商。同時，在城鄉(xiāng)二元體制的作用下，農(nóng)民工遷移現(xiàn)象與國際移民現(xiàn)象有很大的相似之處。但從嚴(yán)格意義上講，農(nóng)民工并不等同于移民?！敖】狄泼瘛毙?yīng)是國外的說法，國內(nèi)與之對應(yīng)的是“健康遷移”效應(yīng)?！敖】颠w移”效應(yīng)是指農(nóng)民工進(jìn)入流入地之初，其健康狀況優(yōu)于本地居民。近年來，國內(nèi)外一系列文章都證實(shí)了“健康遷移”效應(yīng)的存在。在國外，關(guān)于移民健康狀況的研究起步較早，當(dāng)前已取得豐碩的研究成果。他們最先開始關(guān)注的是國際遷移流動人口，發(fā)現(xiàn)國際移民中存在“健康遷移”效應(yīng)，即移民剛到遷入國時，他們的健康狀況較遷入國居民好，甚至優(yōu)于遷入國本地居民。在國內(nèi)，雖然國內(nèi)學(xué)者對流動人口健康的關(guān)注較晚，但研究進(jìn)展快。一些學(xué)者通過實(shí)證研究在鄉(xiāng)城流動人口、青年流動人口、農(nóng)民工群體中證實(shí)了“健康遷移”效應(yīng)。如利用2014年CLDS數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力在主觀健康評價上要好于非遷移農(nóng)村勞動者。利用2014年CLDS數(shù)據(jù)構(gòu)建Logit回歸模型，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)城流動人口的健康狀況比城鎮(zhèn)居民更有優(yōu)勢。通過比較青年流動人口和本地戶籍人口的BMI值，發(fā)現(xiàn)在流動時間小于1年時，前者的BMI值正常人數(shù)占比遠(yuǎn)高于后者。

（三） “健康損耗”效應(yīng)及其影響因素

研究者還發(fā)現(xiàn)，移民群體存在“健康損耗”效應(yīng)，即隨流動時間延長，移民的健康狀況會收斂于本地居民，甚至差于他們。此外，研究者也對健康損耗的來源進(jìn)行分析?，F(xiàn)有關(guān)于健康損耗來源的文獻(xiàn)主要從個體特征、收入水平、居住環(huán)境、工作環(huán)境、社會支持五大方面展開。在個體特征方面，年齡、受教育程度、婚姻狀況對個體健康狀況產(chǎn)生顯著影響。一般而言，年齡越大、受教育程度越低、婚姻狀況越差，個體健康損耗越明顯。另外，個體的行為習(xí)慣比如吸煙、久坐、運(yùn)動頻率低也會對健康產(chǎn)生影響。在收入水平方面，現(xiàn)有研究從“量”和“質(zhì)”兩個方面分析收入對個體健康水平的影響。利用CGSS2005與縣級社會統(tǒng)計資料構(gòu)建回歸模型，發(fā)現(xiàn)個體收入及縣級收入不平等都會對個體自評健康狀況產(chǎn)生負(fù)面影響。通過實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)收入與農(nóng)民工健康之間存在循環(huán)作用效應(yīng)，一方面是健康對收入具有促進(jìn)作用，另一方面是收入的獲得也會損耗健康。在居住環(huán)境方面，通過回顧住房環(huán)境與身體健康和心理健康之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)住房環(huán)境差往往是傳染病傳播和蔓延的“溫床”，居住環(huán)境越差，居民的健康狀況就越差。通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)城流動人口同時受“健康維持”和“健康損耗”兩種因素影響，而后者的影響大于前者，這致使鄉(xiāng)城流動人口自評健康日益變差。在“健康損耗”影響因素中，收入、夫妻是否同住、住房條件、工作強(qiáng)度對流動人口健康剝奪最為嚴(yán)重。在工作和行業(yè)類型方面，通過在深圳開展的調(diào)查，發(fā)現(xiàn)住房環(huán)境和工作環(huán)境對外來務(wù)工人員的健康帶來顯著的負(fù)面影響。利用2010年CGSS數(shù)據(jù)探討行業(yè)與健康狀況之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)從事制造業(yè)、建筑業(yè)的農(nóng)村外出務(wù)工人員健康損耗更為嚴(yán)重。在社會支持方面，社會支持顯著影響流動人口的健康狀況。通過系統(tǒng)梳理40年來西方關(guān)于社會支持的概念、分類、影響健康的理論機(jī)制等發(fā)現(xiàn)社會支持對個體健康存在影響，且在不同社會人口特征群體中的作用有所差異。醫(yī)療保障作為社會支持的重要內(nèi)容，對流動人口的健康存在一定影響。如投保條件苛刻或醫(yī)保報銷程序煩瑣均對他們的健康產(chǎn)生負(fù)面影響。子女支持、朋友支持、家庭支持也會對流動人口健康帶來影響。研究發(fā)現(xiàn)，子女支持、家庭支持越強(qiáng)，老年人的健康狀況越好；個體在城里的朋友、參與社區(qū)活動越多，其身體健康狀況越好。

雖然很多研究證實(shí)了遷移流動人口存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)。但由于國際移民跨國遷移過程與我國農(nóng)民工鄉(xiāng)城遷移過程存在差異，健康與遷移的關(guān)系具有復(fù)雜性，以及遷移流動群體存在內(nèi)部差異性，因此現(xiàn)有研究所得結(jié)論不能全盤照搬。國內(nèi)關(guān)于農(nóng)民工流動的研究仍存在待補(bǔ)充之處。第一，國內(nèi)學(xué)者關(guān)于農(nóng)民工“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)的實(shí)證研究多采取側(cè)面的方式，不能直觀地反映以上兩種效應(yīng)存在。如從側(cè)面證明擁有外出務(wù)工經(jīng)歷的返鄉(xiāng)者的身體健康狀況更差，但囿于比較對象為農(nóng)村非流動人口，并不能直接說明農(nóng)村外出務(wù)工人員是否優(yōu)于城市本地居民。第二，國內(nèi)學(xué)者在農(nóng)村流動人口、青年流動人口等群體中證實(shí)了“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)，但遷移流動群體構(gòu)成存在差異性。研究結(jié)果可能不具有普適性，高齡農(nóng)民工是否存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)需做進(jìn)一步分析。基于此，本文以自評健康作為健康度量指標(biāo)，利用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)檢驗(yàn)高齡農(nóng)民工群體是否存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)，在證實(shí)以上兩種效應(yīng)的前提下，進(jìn)一步探索影響高齡農(nóng)民工自評健康狀況的因素，以完善高齡農(nóng)民工健康狀況相關(guān)研究。

二、 數(shù)據(jù)與方法

（一） 數(shù)據(jù)來源、變量設(shè)置

1. 數(shù)據(jù)來源

本文選用2017年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)中的流動人口問卷數(shù)據(jù)（C卷）和戶籍人口問卷數(shù)據(jù)（D卷）。結(jié)合本文的研究目的，在C、D卷中，按“年齡” “戶口性質(zhì)” “主要職業(yè)”對樣本進(jìn)行篩選。本研究的高齡農(nóng)民工指的是45歲的農(nóng)民工群體；在D卷中，把45歲及以上、非農(nóng)業(yè)戶口、主要從事非農(nóng)職業(yè)的樣本作為城鎮(zhèn)同齡勞動人口樣本。通過剔除缺失值和無效樣本后，最終獲得1849個高齡農(nóng)民工、1150個城鎮(zhèn)同齡勞動人口有效樣本。

2. 變量設(shè)置

本研究將高齡農(nóng)民工的自評健康狀況作為因變量，用問卷中的問題“您的健康狀況如何？”來衡量。為簡化數(shù)據(jù)分析結(jié)果，將選項“健康”和“基本健康”定義為健康，賦值為0；將“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”定義為不健康，賦值為1。

自變量為人口學(xué)特征（年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度）、流動特征（流動時間、流動范圍、輸出地、輸入地）、社會支持特征（醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)便利性、輸入地困難情況、社會歧視情況、醫(yī)保參與狀況）。人口學(xué)特征方面，將性別、婚姻狀況變量劃分為二分類變量，賦值分別為：0=男、1=女，0=在婚、1=不在婚。流動特征方面，流動范圍為二分類變量，賦值為：0=跨省流動、1=非跨省流動；社會支持特征方面，輸入地困難情況、社會歧視情況、醫(yī)保參與狀況為二分類變量，賦值分別為：0=不存在困難、1=存在困難，0=不存在社會歧視，1=存在社會歧視，0=參保、1=沒有參保。各變量定義和描述統(tǒng)計分析結(jié)果如表1所示。

（二） 模型設(shè)定

本文的因變量自評健康是二分類變量，自變量包括二分類變量和多分類變量，故采用二項Logistic回歸模型進(jìn)行分析。模型表達(dá)式為：

（三） 研究假設(shè)和分析策略

鑒于上述文獻(xiàn)梳理和理論分析，本文將通過實(shí)證研究驗(yàn)證高齡農(nóng)民工的“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析影響高齡農(nóng)民工自評健康狀況的因素，主要假設(shè)如下：假設(shè)1，高齡農(nóng)民工進(jìn)入輸入地之初，他們的自評健康狀況優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，即存在“健康遷移”效應(yīng)；假設(shè)2，隨流動時間延長，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況漸趨于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，甚至差于他們，即存在“健康損耗”效應(yīng)；假設(shè)3，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況受人口學(xué)特征、流動特征、社會支持特征影響。

本文先比較流動時間小于1年的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況和城鎮(zhèn)同齡勞動人口的自評健康狀況，并進(jìn)行回歸分析，回歸分析過程中把人口學(xué)特征作為控制變量，重點(diǎn)關(guān)注“高齡農(nóng)民工身份”這一變量，以期檢驗(yàn)假設(shè)1；其次，把不同流動時間的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況與城鎮(zhèn)同齡勞動人口自評健康狀況作比較，并通過回歸分析，重點(diǎn)關(guān)注流動時間變量，以期檢驗(yàn)假設(shè)2；最后，利用二項Logistic回歸模型對高齡農(nóng)民工自評健康狀況的影響因素進(jìn)行分析。

三、 分析結(jié)果

（一） 健康遷移效應(yīng)

由表2可知，流動時間小于1年的高齡農(nóng)民工自評健康比例、不健康比例分別為97.9%、2.1%，城鎮(zhèn)同齡勞動人口的自評健康、不健康占比分別為93.7%、6.3%，P值小于0.05，差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。這表明高齡農(nóng)民工進(jìn)入輸入地之初，他們的自評健康狀況優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口的自評健康狀況，假設(shè)1得以驗(yàn)證。

為進(jìn)一步說明高齡農(nóng)民工群體存在“健康遷移”效應(yīng)，本文把年齡、性別、受教育程度、婚姻狀況等人口學(xué)特征變量作為控制變量，重點(diǎn)觀察“身份”變量對高齡農(nóng)民工自評健康狀況的影響。模型2在模型1基礎(chǔ)上加入“身份”變量（編碼水平：0=高齡農(nóng)民工，1=城鎮(zhèn)同齡勞動人口）。實(shí)證結(jié)果顯示，在控制人口學(xué)特征變量的基礎(chǔ)上，“身份”變量對個體健康狀況產(chǎn)生顯著影響。表現(xiàn)為，城鎮(zhèn)同齡勞動人口自評不健康的概率是高齡農(nóng)民工的1.590倍，這說明高齡農(nóng)民工的自評健康狀況比城鎮(zhèn)同齡勞動人口好，即我國高齡農(nóng)民工在流動過程中確實(shí)存在“健康遷移”效應(yīng)。

在表3模型1中，年齡變量對個體的自評健康狀況產(chǎn)生顯著影響。隨年齡增長，個體的自評健康狀況逐漸變差。受教育程度對個體的自評健康狀況影響顯著。高中及以上受教育程度的個體自評不健康的概率是受教育程度為小學(xué)及小學(xué)以下的個體自評不健康概率的0.432倍，說明高中學(xué)歷的個體自評健康情況更樂觀?；橐鰻顩r與個體的自評健康狀況也存在影響。不在婚（未婚、離異、喪偶）個體自評不健康的概率是在婚個體的1.795倍，表明在婚個體自評健康狀況更好。

（二） 健康損耗效應(yīng)

首先，通過趨勢性卡方檢驗(yàn)結(jié)果可知（見表2）， ？字2=6.105，P=0.013，說明高齡農(nóng)民工的自評健康狀況與流動時間存在顯著的線性趨勢，差異具有統(tǒng)計學(xué)意義。具體表現(xiàn)為：隨流動時間延長，高齡農(nóng)民工的自評健康比例由原來的97.9%逐漸下降到93.4%，不健康比例由原先的2.1%逐漸上升到6.6%。其中，當(dāng)流動時間為3～4年時，高齡農(nóng)民工的自評健康比例為93.9%、不健康占比為6.1%，分別與城鎮(zhèn)同齡勞動人口的自評健康占比（93.7%）、不健康占比（6.3%）相近，這說明高齡農(nóng)民工的自評健康狀況漸趨于城鎮(zhèn)同齡勞動人口健康狀況；隨流動時間進(jìn)一步延長，特別是10年及以上的高齡農(nóng)民工的自評健康比例（93.4%）低于城鎮(zhèn)同齡勞動人口的自評健康比例（93.7%），自評不健康比例高出城鎮(zhèn)同齡勞動人口0.3個百分點(diǎn)，這說明高齡農(nóng)民工的自評健康狀況優(yōu)勢消失，比城鎮(zhèn)同齡勞動人口差。以上分析驗(yàn)證了假設(shè)2。

其次，在高齡農(nóng)民工的自評健康狀況的影響因素回歸分析結(jié)果中（見表4），在模型2、模型3中，可發(fā)現(xiàn)流動時間變量對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況影響顯著，且該變量顯著性沒有發(fā)生改變。由此可知，隨流動時間推移，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況由最初優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，漸趨于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，到最后差于城鎮(zhèn)同齡勞動人口。

（三） 高齡農(nóng)民工自評健康狀況的影響因素分析

單因素分析結(jié)果顯示，年齡、受教育程度、流動時間、輸出地、輸入地、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)便利性、輸入地困難情況、社會歧視情況、醫(yī)保參與狀況等變量有統(tǒng)計學(xué)意義；性別、婚姻狀況、流動范圍等變量不具有統(tǒng)計學(xué)意義。本部分在單因素分析基礎(chǔ)上采用二項Logistic回歸模型對影響高齡農(nóng)民工自評健康狀況的因素作深入分析，以排除混雜因素的影響。以高齡農(nóng)民工自評健康狀況為因變量，綜合單因素分析結(jié)果與專業(yè)知識，把上述自變量都納入回歸分析模型。表4中，模型1僅加入人口學(xué)特征變量，模型2、3在模型1的基礎(chǔ)上逐步加入流動特征和社會支持特征。模型經(jīng)過擬合度檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度好。

模型1是人口學(xué)特征對高齡農(nóng)民工自評健康狀況的影響。年齡、受教育程度對高齡農(nóng)民工自評健康狀況影響顯著，性別、婚姻狀況對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況沒有產(chǎn)生顯著影響。年齡越大，高齡農(nóng)民工自評健康狀況越差，這與人類生理變化自然規(guī)律相符合。受教育水平越高，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況越好。這可能是受教育程度越高的高齡農(nóng)民工，在健康意識、健康管理能力、職業(yè)類型、生活環(huán)境等方面更勝一籌，因而他們的自評健康狀況會更好。

模型2加入流動特征。結(jié)果顯示年齡對高齡農(nóng)民工自評健康狀況的影響沒有顯著改變，受教育程度影響消失，性別、婚姻狀況對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況依舊沒有影響。從流動特征來看，流動時間對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況產(chǎn)生顯著影響。表現(xiàn)為流動時間為3～4年、10年及以上的高齡農(nóng)民工自評不健康概率分別是流動時間小于1年的高齡農(nóng)民工自評不健康概率的3.316倍、3.267倍。由此可見，隨流動時間推移，高齡農(nóng)民工自評健康狀況由最初優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，逐漸收斂于乃至差于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，符合“健康損耗”效應(yīng)。究其原因有兩個：一是高齡農(nóng)民工在輸入地受健康促進(jìn)因素和健康損耗因素雙重影響，后者影響往往大于前者，最終導(dǎo)致高齡農(nóng)民工在輸入地流動時間越長，健康損耗越大；二是高齡農(nóng)民工大多從事體力活兒、生活條件較差，長此以往，他們的健康狀況勢必會被進(jìn)一步剝奪。輸出地方面，輸出地為西部、其他地區(qū)的高齡農(nóng)民工自評不健康概率分別是輸出地為東部地區(qū)的11.081倍、5.399倍。輸入地方面，輸入地為西部地區(qū)的高齡農(nóng)民工自評不健康的概率是東部地區(qū)高齡農(nóng)民工自評不健康概率的1.970倍。以上說明輸出地、輸入地為東部地區(qū)的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況最好。這可能是與西部、中部和東北部地區(qū)相比，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)更發(fā)達(dá)、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)和基礎(chǔ)設(shè)施更完備，對居住地人口的社會生活和身體健康具有促進(jìn)效應(yīng)，因而輸出地或輸入地為東部地區(qū)的高齡農(nóng)民工自評健康狀況較其他地區(qū)好。流動范圍對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況影響不顯著，這說明隨交通和科學(xué)技術(shù)高速發(fā)展，流動范圍不再是影響其自評健康狀況的主要因素，真正發(fā)揮影響作用的是輸入地的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平。

模型3加入社會支持特征。年齡、流動時間、輸出地等變量對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況影響依然存在，輸入地的影響消失，性別、婚姻狀況影響依舊不顯著。從社會支持特征來看，輸入地困難情況、醫(yī)保參與狀況、社會歧視情況對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況產(chǎn)生顯著影響。輸入地困難情況方面，輸入地存在困難的高齡農(nóng)民工自評不健康概率是輸入地不存在困難的高齡農(nóng)民工的2.768倍，這反映輸入地存在困難情況損害高齡農(nóng)民工的健康。其中，收入太低、買不起房、生意不好做、難以找到穩(wěn)定的工作是高齡農(nóng)民工在輸入地面臨的主要困難。醫(yī)保參與方面，參保的高齡農(nóng)民工自評不健康的概率是沒有參保的高齡農(nóng)民工自評健康狀況的概率的4.053倍，這說明沒有參保的高齡農(nóng)民工對自身健康狀況感覺更樂觀。這可能與擁有健康資本的高齡農(nóng)民工為提高當(dāng)前收入水平，更傾向不參保相關(guān)，也與現(xiàn)居住地和參保地存在差異、醫(yī)保報銷程序復(fù)雜，極大降低高齡農(nóng)民工對醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源利用的積極性，醫(yī)保對他們的健康促進(jìn)作用沒有充分發(fā)揮相關(guān)聯(lián)。社會歧視方面，認(rèn)為存在社會歧視的高齡農(nóng)民工自評健康狀況比認(rèn)為不存在社會歧視的高齡農(nóng)民工差。社會歧視感知作為一種內(nèi)心感受，在某種程度上降低高齡農(nóng)民工的自我健康評價水平。醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)便利性對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況影響不顯著。這有可能是在傳統(tǒng)觀念、居住地與參保地不同、報銷手續(xù)煩瑣等因素下，高齡農(nóng)民工患病時并不會優(yōu)先選擇前往醫(yī)院看醫(yī)生，而是自行去藥店買藥，甚至選擇不處理，而讓其自行康復(fù)。因此，從居住地到最近醫(yī)療機(jī)構(gòu)耗時長短沒有影響高齡農(nóng)民工的主觀健康評價。

從以上分析結(jié)果來看，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況受多重因素影響，既受年齡這個自然特征影響，也受流動時間、輸出地、輸入地困難情況、醫(yī)保參與狀況、輸入地社會歧視情況等非自然特征影響。

四、 主要結(jié)論與政策啟示

本文通過分析高齡農(nóng)民工的基本特征，利用卡方檢驗(yàn)和回歸模型檢驗(yàn)高齡農(nóng)民工是否存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)，并在證實(shí)以上兩種效應(yīng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考察影響其自評健康狀況的因素。主要結(jié)論為：（1）高齡農(nóng)民工群體同時存在“健康遷移”和“健康損耗”效應(yīng)。具體而言，當(dāng)流動時間小于1年時，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況明顯優(yōu)于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，但隨著流動時間的延長，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況漸趨于城鎮(zhèn)同齡勞動人口，直至差于他們。流動時間為10年是高齡農(nóng)民工與城鎮(zhèn)同齡勞動人口健康狀況優(yōu)劣的分界點(diǎn)。（2）高齡農(nóng)民工的自評健康狀況受人口學(xué)特征、流動特征、社會支持特征等因素影響。人口學(xué)特征方面，隨年齡增長，高齡農(nóng)民工的自評健康狀況逐漸變差。流動特征方面，流動時間在一定程度上降低高齡農(nóng)民工的主觀健康水平；輸出地或輸入地為東部地區(qū)的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況比西部地區(qū)和中部地區(qū)的高齡農(nóng)民工更具優(yōu)勢。社會支持方面，輸入地困難情況、社會歧視情況、醫(yī)保參與狀況對高齡農(nóng)民工的自評健康狀況產(chǎn)生顯著影響。輸入地不存在困難、認(rèn)為輸入地不存在社會歧視的高齡農(nóng)民工自評健康狀況更好；沒有參保的高齡農(nóng)民工的自評健康狀況優(yōu)于參保的高齡農(nóng)民工。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策啟示。（1）提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)可及性和便利性，滿足高齡農(nóng)民工的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)需求。由于高齡農(nóng)民工不具備城鎮(zhèn)戶籍，因而他們在醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)利用上面臨較大的障礙。同時，大多數(shù)高齡農(nóng)民工參加的是新農(nóng)合，現(xiàn)居住地和繳費(fèi)地不同，報銷程序和手續(xù)較為復(fù)雜，以致他們無法有效利用醫(yī)療衛(wèi)生資源。為此，政府應(yīng)將高齡農(nóng)民工納入享受健康服務(wù)保障范圍，確保他們在輸入地能夠享受與本地居民平等的健康服務(wù)，還要加快推進(jìn)城鄉(xiāng)醫(yī)保制度整合，打破城鄉(xiāng)醫(yī)療資源分布不平衡局面，推動醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)便利化。（2）促進(jìn)有落戶意愿的高齡農(nóng)民工有序落戶，并暢通流動機(jī)制。相對能力更強(qiáng)的新生代農(nóng)民工，高齡農(nóng)民工的落戶意愿更強(qiáng)。因此，政府應(yīng)調(diào)整落戶的優(yōu)先次序，實(shí)現(xiàn)落戶政策由有能力向有意愿轉(zhuǎn)變，推動有意愿落戶的高齡農(nóng)民工有序落戶；要遵循高齡農(nóng)民工循環(huán)流動的特點(diǎn)，通過完善社保轉(zhuǎn)移接續(xù)、農(nóng)民工管理服務(wù)體系等來破除農(nóng)民工在循環(huán)流動過程中的制度障礙，促進(jìn)高齡農(nóng)民工合理有序地流動。（3）開展活動、強(qiáng)化社會支持、促進(jìn)社會融合。社區(qū)作為高齡農(nóng)民工的密接地，應(yīng)開展社會活動，鼓勵他們在活動參與的過程中建立新的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)；政府應(yīng)給予適度的社會支持、子女應(yīng)發(fā)揮家庭支持作用，形成多元合力讓高齡農(nóng)民工在城里住得下、融得進(jìn)。

（責(zé)任編輯：余風(fēng)）

本研究的“高齡”農(nóng)民工指年齡為45歲及以上的農(nóng)民工。

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