吳 菲

（復(fù)旦大學(xué)社會學(xué)系，上海200433）

“健康移民”現(xiàn)象是國際遷移與健康研究領(lǐng)域廣為證實的一個發(fā)現(xiàn)：即整體上，遷移人口比流出地和流入地人口更健康[1-2]。已有研究將遷移人口更高的健康水平歸因為兩種主要機制：（1）“健康遷移選擇”機制強調(diào)遷移本身是基于健康水平的正向選擇過程，與流出地的其他人相比，越健康的人群越可能做出遷移決策[3-4]；（2）“疾病回遷”機制①又稱為“大馬哈魚假設(shè)”：借鑒大馬哈魚的洄游特征，形象比擬移民因疾病回遷的狀況。強調(diào)健康惡化的移民更可能遷回流出地[5]。過去三十年，中國經(jīng)歷了規(guī)模巨大的鄉(xiāng)城流動，對社會和人口結(jié)構(gòu)造成了深遠的影響[6]。根據(jù)最新官方數(shù)據(jù)，2016年我國流動人口數(shù)量已達2.47億，約占總?cè)丝诘?8%[7]。大規(guī)模的流動人口聚集在城市，來自于環(huán)境變化及個人生活方式的轉(zhuǎn)變帶來的健康挑戰(zhàn)已成為學(xué)界和公共管理界長久以來的關(guān)注點[8-9]。

一、我國鄉(xiāng)城流動對健康的影響：挑戰(zhàn)及問題

（一）不同健康測量帶來的挑戰(zhàn)

鄉(xiāng)城流動人口是否相對更健康？已有一部分研究證實了跨國遷移中發(fā)現(xiàn)的“健康移民”現(xiàn)象同樣適用于我國內(nèi)部的鄉(xiāng)城遷移[10-13]。例如陳涓發(fā)現(xiàn)與北京本地城鎮(zhèn)居民相比，農(nóng)村戶口的外來流動人口的自評健康水平顯著更高[11]?；谌珖硇詷颖镜姆治鲆诧@示與農(nóng)村居民相比，鄉(xiāng)城流動者的自評健康水平更高[14]。而近期一些基于長期追蹤數(shù)據(jù)的研究則為“健康選擇”及“疾病回遷”兩個機制提供了更直接的經(jīng)驗證據(jù)：自評健康越好的農(nóng)民越傾向于遷移，且遷移距離越遠；而自評健康狀況惡化的鄉(xiāng)城移民更有可能回遷至離家鄉(xiāng)

*本研究初稿曾在2017年中國社會學(xué)年會社會分層與流動論壇上宣讀，作者感謝與會的師友給予的建設(shè)性意見，特別感謝密歇根大學(xué)人口研究中心徐宏偉博士慷慨分享錨點情境估計的do-file，以及郝大海教授對于作者學(xué)習(xí)錨點情境法的熱情鼓勵，文責(zé)自負。更近的地方[15-16]。

然而，一旦采取多種健康指標(biāo)測量時，研究結(jié)果就開始變得復(fù)雜。有研究采取包括自評健康、自報疾病史以及體測指標(biāo)等多種健康測量來比較不同遷移群體的健康差異，結(jié)果發(fā)現(xiàn)盡管鄉(xiāng)城流動人口的主觀健康水平均顯著高于農(nóng)村留守人員，但這一差異在“是否有高血壓”及“是否肥胖”等客觀指標(biāo)上卻不顯著[17]。另一些研究考察了自評健康以及一系列自報疾病測量，發(fā)現(xiàn)與農(nóng)村非流動居民相比，鄉(xiāng)城流動者盡管在“患慢性病”、“殘疾”以及“患婦科/男科疾病”的比率上都顯著更高，但其自評健康水平卻與前者沒有顯著差異，甚至在“有工傷”的比例上比前者更高[18]。

不僅如此，當(dāng)考察的對象變?yōu)榫唧w的疾病而非整體的自評健康時，“健康移民”的假設(shè)就很難得到支持。與城鎮(zhèn)居民相比，流動人口患呼吸道感染、性病及肺結(jié)核等傳染疾病的比率顯著更高[9][19-21]、受工傷及職業(yè)相關(guān)傷害的可能性顯著更高[22-23]、母嬰健康的各項指標(biāo)都顯著更低[24]。

（二）健康測量的主觀異質(zhì)性問題

如何統(tǒng)和來自不同領(lǐng)域的發(fā)現(xiàn)？究竟中國的鄉(xiāng)城移民與流入地和流出地人口相比，是否更健康？在健康遷移選擇和疾病回遷兩個假設(shè)之外，本文提出主觀回答異質(zhì)性假設(shè)，即不同遷移群體在將客觀健康狀況轉(zhuǎn)化為統(tǒng)一的主觀健康測量時可能會采取不同的標(biāo)準(zhǔn)，由此導(dǎo)致主客觀健康指標(biāo)與遷移地位關(guān)系的不一致。

主觀健康測量的回答異質(zhì)性問題長久以來已被學(xué)者所注意：一方面，不同人群對同一概念含義的理解不同，例如在進行自我總體健康評價時，女性比男性在評價時更多考慮情緒方面的健康水平[25]；西班牙裔比白人更多考慮社會及心理健康[26]。另一方面，即使對所測量的健康概念的內(nèi)涵理解一致，不同群體對于統(tǒng)一的回答選項所代表的實際水平也可能有不同的判斷[27]。

第一種異質(zhì)性問題可以透過更詳盡地界定題目含義來緩解，而第二種異質(zhì)性問題，也稱為類別變量的項目功能差異（Differential Item Function?ing，DIF），由于涉及主觀評判的差異性，因而更難處理[28]。錨點情境法（Anchoring Vignette Method）作為一種測量并糾正回答類別異質(zhì)性的有效方法，在近十幾年被廣泛應(yīng)用于公共衛(wèi)生領(lǐng)域和社會科學(xué)領(lǐng)域[27][29-33]。

迄今為止，大量探索我國鄉(xiāng)城人口流動與健康的人口學(xué)及社會學(xué)研究所依賴的健康測量都是主觀自評指標(biāo)[11-13][15][34-35]，因而，評估不同遷移群體在自評健康上的回答異質(zhì)性對于呈現(xiàn)群體間實質(zhì)性的健康差異具有不可忽視的意義。

本文以廣為使用的整體自評健康（General Self-rated Health）為例，使用全國代表性數(shù)據(jù)，借助錨點情境法，在中國鄉(xiāng)城人口流動背景下重新檢驗“健康移民”現(xiàn)象，嘗試回答不同遷移群體之間的健康差異在多大程度上體現(xiàn)了回答異質(zhì)性的問題。

二、自評健康的回答異質(zhì)性及錨點情境法

本文中，回答異質(zhì)性被定義為兩個潛在水平一致的個體，給出不一致的主觀評判的現(xiàn)象[36]。除了醫(yī)學(xué)測量所得的健康指標(biāo)外，社會科學(xué)家廣泛使用的主觀健康指標(biāo)常會面臨回答異質(zhì)性的挑戰(zhàn)。無論是使用李克特量表的自評健康、抑郁、身體功能，還是二分量表的慢性病或身體傷病的確認，都要求被訪者將自己感知到的身體狀況轉(zhuǎn)譯為統(tǒng)一的回答項目，而轉(zhuǎn)譯過程卻往往會因被訪者的特征而有所差異，于是就可能出現(xiàn)盡管實際健康水平一致，自評健康卻有所不同的回答異質(zhì)性狀況。

以常用的五分自評健康為例，假設(shè)對于個體i，存在一個連續(xù)的、單一維度的潛在健康水平Y(jié)*i。因為無法觀察到Y(jié)*i，于是我們用自評健康題目S來測量，請被訪者評價自己的健康水平，答案從1“非常不健康”到5“非常健康”，最終得到的觀測值是一個取值范圍1-5的整數(shù)Yis。個人遵循以下公式將潛在的Y*i轉(zhuǎn)譯為Yis：

普通的潛在分類模型會假定所有被訪者采用同樣的分界點（thresholds），表現(xiàn)在Logit/Probit等模型中所有分界點值為常數(shù)，然而實際中不同人群會因為各種原因而采取不同的分界點，從而低估或高估自己的實際健康水平。

圖1 以常見的自評健康五分李克特量表為例，展示了回答異質(zhì)性的一種情況。左側(cè)箭頭豎軸代表潛在健康水平，越向上代表越健康。與A相比，

圖1 五分類自評健康的回答類別異質(zhì)性

B在每一類別都采取了更高的分界點（即τBk＞τAk，k=1，2，3，4），假設(shè)A與B的實際健康水平都位于S1的位置，但由于分界點的差異，A的自評健康為SA1“非常健康“，而B回答的自評健康卻為SB1“健康”。顯然，圖中所展示的由不同分界點帶來的回答異質(zhì)性若不進行處理，則會使所發(fā)現(xiàn)的群體間自評健康的差異充滿噪音，使得其可信性受到威脅。目前測量及糾正自評健康回答異質(zhì)性有兩種方法，其一是獲得盡可能客觀的健康測量，計算自評健康與客觀健康指標(biāo)間的差值，作為回答異質(zhì)[17]。另一種方法就是近十幾年來興起的錨點情境法[28]。通過請被訪者同時評判個人和情境中主人公的健康水平，借用多層次定序Pro?bit模 型（Hierarchical Ordered Probit Model，HOPIT），允許自評健康的每一個分界點隨被訪者的一些特征而變化，從而達到糾正回答異質(zhì)性問題的目的。圖2在圖1的基礎(chǔ)上展示了錨點情境法的基本原理。如前所示，因為某些原因，B比A在評判自身健康時更加“悲觀”，表現(xiàn)在其采取了更高的分界點標(biāo)準(zhǔn)，因而，盡管潛在健康水平一致，B給出的自評健康水平卻比A更低（SA＞SB）；同樣，這種“悲觀”也體現(xiàn)在對兩個錨點情境中主人公（甲和乙）健康水平的評價上，盡管錨點情境的健康水平在設(shè)計上被假定對于A和B是相同的，但B對甲和乙健康水平的評分也比A更低（甲A＞甲B，乙A＞乙B）。盡管如此，A與B都正確地給出了情境設(shè)計所期待的排序，甲比乙更健康。基于此，第三個軸將B的情境得分“拉到”A得分的同樣水平，得出不受回答異質(zhì)性影響的觀察。B的自評健康高于甲（SB＞甲B），而A則處于甲乙之間（乙B＞SA＞甲B），因此B比A更健康。

如上所述，錨點情境要有效運作，需要滿足兩個測量條件：（1）情境等價性（vignette equvalence），即所有被訪者對于同一個情境所反映的潛在水平都有同等認識，任何潛在水平的差異都僅歸結(jié)為隨機測量誤差[28]；（2）回答一致性（response consis?tency），指被訪者在評價自身狀況和錨點情境中主人公狀況時采取同樣的分界點[28，37，38]。

三、數(shù)據(jù)與變量測量

（一）數(shù)據(jù)簡介

本文使用的數(shù)據(jù)是2014年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（China Labor-force Dynamics Survey，CLDS），該數(shù)據(jù)是由中山大學(xué)社會調(diào)查中心收集的跨學(xué)科大型追蹤調(diào)查。CLDS2014的樣本覆蓋了中國29個省市（除港澳臺、西藏、海南外），調(diào)查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力①包括年齡15～64歲的家庭成員，以及65歲以上但訪問時仍有工作的家庭同住成員。。該調(diào)查采取了多階段、多層次與勞動力規(guī)模成比例的概率的抽樣方法，最終收集了包括401個社區(qū)，14 214個家庭中的23 594個勞動個體樣本。本文使用的是CLDS2014中的兩組關(guān)于自評健康的錨點情境測量、被訪者的自評健康、疾病史、遷移歷史以及社會經(jīng)濟人口等基本信息。我們將模型所涉及的任何變量存在缺失的個案進行逐條刪除后，得到的分析樣本量為19 871。

圖2 使用錨點情境評分來糾正自評健康的回答類別異質(zhì)性

（二）變量測量

為了同時檢驗“健康遷移選擇”假設(shè)及“疾病回遷”假設(shè)，本文將比較四類遷移群體的自評健康水平。此外，在上述比較的基礎(chǔ)上，借助錨點情境對已有發(fā)現(xiàn)進行調(diào)整，觀察在糾正回答異質(zhì)性后，已有研究中的發(fā)現(xiàn)是否仍然存在。

遷移地位：使用被訪者的當(dāng)前戶口、長期居住地（居住時間超過6個月）、是否有過外出務(wù)工（跨縣流動半年以上）經(jīng)歷三個變量構(gòu)建以下4個遷移群體：（1）鄉(xiāng)城流動人口：指戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)，長期居住地為城鎮(zhèn)的被訪者；（2）農(nóng)村留守居民：指戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)，長期居住地為農(nóng)村且從未有過外出務(wù)工經(jīng)歷的被訪者；（3）返鄉(xiāng)移民：指戶口性質(zhì)為農(nóng)業(yè)，曾經(jīng)有過外出務(wù)工經(jīng)歷，但目前長期居住地為農(nóng)村的被訪者；（4）城鎮(zhèn)居民：指戶口性質(zhì)為非農(nóng)，且長期居住地為城鎮(zhèn)的被訪者。分析樣本中，鄉(xiāng)城流動人口占比14%，農(nóng)村留守居民占比42%，返鄉(xiāng)移民占比15%，城鎮(zhèn)人口占比29%。

自評健康：被訪者被要求評估自己的健康狀況如何，答案使用的是5分李克特量表，從1（非常健康）到5（非常不健康），為了方便解釋，我們進行了反轉(zhuǎn)編碼，得分越高代表越健康。

自報健康狀況指標(biāo)：為了對錨點情境法的測量假設(shè)之一—回答一致性進行檢驗，我們還納入了若干較為客觀自報健康指標(biāo)，包括：（1）未患慢性?。?=未曾患有任何以下慢性疾病：結(jié)核、哮喘、慢性阻塞性肺病、高血壓、冠心病、中風(fēng)/腦梗、肝炎、糖尿病、遺傳病、癌癥，0=其他）；（2）近期未有傷病（1=被訪者上兩周未有過傷病，0=其他）；（3）近期未有身體疼痛（1=被訪者上一月從未有過身體疼痛，0=其他）；（4）非肥胖（1=BMI＜28，0=其他）。

其他控制變量：包括在已有研究中被證實與遷移地位和健康都有顯著相關(guān)的變量：教育年限、2013年家庭年收入（取對數(shù)）、婚姻狀況（1=已婚，0=其他）、年齡及性別；健康行為變量，包括抽煙（1=當(dāng)前抽煙，0=其他）、飲酒（1=當(dāng)前飲酒，0=其他）、身體鍛煉（1=當(dāng)前有規(guī)律鍛煉，0=其他）。最后，考慮到我國健康水平及人口流動的地域性差異，我們將被訪者現(xiàn)居省份歸為東中西區(qū)域，在模型中進行控制。

表1 展示了分析樣本的主要特征在不同遷移群體中的分布。從自評健康來看，有70%的鄉(xiāng)城流動人口認為自己當(dāng)前“健康”或“非常健康”，而回答同樣項目的比例對于農(nóng)村留守人口僅為64%，對返鄉(xiāng)移民為63%。這種差異從一定程度上體現(xiàn)了“健康移民”的現(xiàn)象。各種社會經(jīng)濟人口指標(biāo)上，不同遷移群體也體現(xiàn)出顯著的差異。盡管鄉(xiāng)城移民的平均教育年限和平均家庭收入都低于城鎮(zhèn)人口，但卻顯著高于農(nóng)村留守人口和返鄉(xiāng)移民。此外，鄉(xiāng)城移民與他們的農(nóng)村同伴比起來更可能單身、更年輕。在健康風(fēng)險行為上，我們發(fā)現(xiàn)返鄉(xiāng)移民比起其他群體更可能抽煙、喝酒及進行更少的規(guī)律鍛煉。當(dāng)然，以上觀察僅基于單變量描述，為了排除其他相關(guān)因素的影響，我們在下文將進行多元變量分析。

表1 分析樣本主要特征的基本統(tǒng)計值（N=19 871）

四、錨點情境測量及核心假設(shè)檢驗

錨點情境測量：CLDS2014除了收集被訪者的自評健康外，還請他們對兩個情境中的主人公的健康水平進行了評價①為了降低操作成本，這兩道情境題目僅由隨機抽出的25%被訪者回答。根據(jù)已有研究結(jié)果，通過對基于20%-30%的被訪者的情境回答進行外推（extrapolation），能得出與全樣本情境回答基本一致的調(diào)整結(jié)果（Xu and Xie，2016）。。情境題目如下：

導(dǎo)語：現(xiàn)在我給您說幾個有不同程度健康問題的人。我想知道您怎么評價他們的健康狀況。請您想象這些人和您具有相同的年齡。

情境一：趙剛／王麗走200米路毫無困難。但走完一公里或爬完幾層樓后，會覺得累。他/她的日?；顒記]有問題，比如從市場上買完菜拎回家。他／她每月都有一次頭痛，吃藥之后會有所緩解。頭痛時，他／她能繼續(xù)做日常工作，您認為，趙剛／王麗的健康狀況如何？

情境二：李斌／張?zhí)m腿腫得很厲害。因為感到腿沉重，所以在家走動都很費勁。他／她的膝蓋、肘部、腰部和手指都有疼痛，而且疼個不停。他/她吃藥以后會減輕，但走路、拎東西和舉東西仍然吃力，您認為李斌／張?zhí)m的健康狀況如何？

對于情境的回答類別與自評健康一致，也是5分的李克特量表，從1（非常健康）到5（非常不健康），同樣為了解釋方便，我們進行了反轉(zhuǎn)編碼，得分越高代表越健康。以上兩個情境的簡短描述中涉及到健康的兩個主要維度：行動能力和疼痛水平，按照設(shè)計，情境一比情境二主人公更健康。在實際操作中，導(dǎo)引語會請被訪者想象主人公和自己擁有同樣的年齡，在情境出現(xiàn)時使用和被訪者同性別的名字，這些操作的目標(biāo)都是為了促進回答一致性，即使被訪者在進行自評和對情境評價時使用同樣的標(biāo)準(zhǔn)。

如前所述，錨點情境法有效運作需滿足情境等價性和回答一致性兩個測量假設(shè)。接下來，我們對這兩個假設(shè)進行正式的檢驗。第一步，先考察是否所有被訪者對于情境一和情境二有一致的認識。根據(jù)已有研究[27][28][33]，表2列出了兩個情境健康水平得分的百分比。整體而言，被訪者能夠較清楚地識別情境一的健康水平相較情境二更高，有超過60%的人評價情境一主人公的健康水平為“一般”或更高，而對于情境二，僅有不到24%的人認為其反映的健康水平為“一般”或更高。這種整體順序比較的方式的優(yōu)點是簡便直觀，但由于未能反映個體層面評判順序與預(yù)期相合的程度，只能作為情境等價性假設(shè)的初步檢驗。我們因此進一步檢驗個人特征是否會顯著影響其對于兩個情境的評分順序[39]。以個人對兩情境的評分順序是否滿足設(shè)計順序為因變量（1=情境1評分大于情境2；0=情境1評分小于等于情境2），個人經(jīng)濟及人口特征作為自變量，擬合Logit模型，結(jié)果如表3所示。除了返鄉(xiāng)移民相對于鄉(xiāng)城流動人口更可能給出與情境設(shè)計順序相合的評分，以及東部居民比西部居民的評分順序更可能與設(shè)計一致外，個人的其他特征均對于兩個情境評分的順序是否與預(yù)期相合沒有顯著影響。這說明情境等價性假設(shè)部分被證實。為了避免估計結(jié)果受那些不符合情境等價性假設(shè)個案的影響，我們采用已有研究的方法，在下文涉及錨點情境的分析中僅使用那些順序相合的個案[33][40]②有64.6%的被訪者給出了順序相合的評分，進入下文分析。。

表2 自評健康錨點情境評分分布：CLDS2014（N=5 966）

第二步，借用問卷收集的更為客觀的自報健康狀況指標(biāo)，我們檢驗回答一致性假設(shè)是否成立。回答一致性假設(shè)要求被訪者在評價自我健康和情境主人公健康時采用同樣的分界點，即一個“悲觀”的自評者，同樣也是一個“悲觀”的評價他人者。遵循已有研究的做法[30]，我們考察在控制一系列較為客觀的自報健康指標(biāo)后，情境評分與自評健康評分的相關(guān)度。如表4所示，在控制一系列自報健康狀況后，情景評分越高，個人自評健康得分也顯著地越高。這說明被訪者傾向于使用類似的標(biāo)準(zhǔn)來評價情境和自我狀況，因而回答一致性假設(shè)得到驗證。在對兩個錨點情境的測量假設(shè)進行檢驗后，我們將進入主要結(jié)果部分，借助錨點情境得分來考察已有研究中發(fā)現(xiàn)的遷移地位對自評健康的影響是否受回答異質(zhì)性的影響。

表3 被訪者個人特征對錨點情境順序相合的影響：Logit估計（N=5 025）

表4 情境評分及自報健康指標(biāo)對自評健康的影響：序數(shù)Probit估計（N=5 966）

五、結(jié)果

（一）基線模型：鄉(xiāng)城移民更健康？

首先，本文的第一個目的是考察在未考慮回答異質(zhì)性之前，鄉(xiāng)城流動人口是否更加健康？這也是已有關(guān)注城鄉(xiāng)遷移與健康的文獻的核心模型[10，17，18]。以五分自評健康作為因變量，我們共擬合了三個序數(shù)Probit嵌套模型：（1）模型1僅包含遷移地位一組變量，考察鄉(xiāng)城遷移對自評健康的總效應(yīng)；（2）模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了被訪者的社會經(jīng)濟人口特征，以及居住地分類，考察遷移地位的效應(yīng)有多少是通過個人特征解釋的；（3）模型3在模型2的基礎(chǔ)上再增加了被訪者的健康風(fēng)險行為。結(jié)果如表5所示，模型1同時證實了“健康遷移選擇”機制和“疾病回遷”機制：作為參照組的鄉(xiāng)城流動人口的自評健康要比農(nóng)村留守人口和返鄉(xiāng)移民都顯著地更高；然而，在模型2加入了被訪者社會經(jīng)濟人口特征后，農(nóng)村留守人口相對于鄉(xiāng)城流動人口的健康劣勢消失，說明留守人口比鄉(xiāng)城移民自評健康更低主要是由于前者年齡更大、教育水平更低、家庭年收入更低。相反，即使增加了一系列的個人特征控制，返鄉(xiāng)移民相對于鄉(xiāng)城流動人口的自評健康仍然顯著地更低；（4）模型3在2的基礎(chǔ)上又增添了健康風(fēng)險行為變量，結(jié)果與模型2基本一致。需要注意的是，表5的三個模型都假定所有被訪者在自評健康時采取了一致的分界點，體現(xiàn)在表下部的四個分界點為常數(shù)。然而，如前文所述，不同群體常因社會、經(jīng)濟、甚至是心理等因素會采取不同的分界點，這種面對統(tǒng)一量表而體現(xiàn)出來的回答異質(zhì)性會混淆實質(zhì)性的發(fā)現(xiàn)。所以，本文接下來借助錨點情境評分，以模型3為基準(zhǔn)來測量并糾正自評健康的回答異質(zhì)性。

（二）測量回答異質(zhì)性：不同遷移群體的自評健康分界點一樣么？

在滿足情境等價性和回答一致性的前提下，任何在情境評判上的異質(zhì)性都可以歸結(jié)為被訪者的回答異質(zhì)性。由此，表6展示了檢驗遷移地位及被訪者個人特征對分界點異質(zhì)性的影響。在未調(diào)整回答異質(zhì)性前，采取更高（更低）的分界點將會使被訪者低估（高估）其本身實際的健康水平。在非平行移動假設(shè)條件下，不同遷移地位的被訪者體現(xiàn)了一定的回答異質(zhì)性。具體而言，相對于鄉(xiāng)城流動人口，返鄉(xiāng)移民在最低端兩個分界點采取更高的標(biāo)準(zhǔn)，因而傾向于低估其真實的健康水平。此外，隨著教育年限的增高，被訪者也越可能發(fā)生分界點向上位移的情況。這與已有研究的 發(fā) 現(xiàn)一 致[29][33]。當(dāng)前有規(guī)律鍛煉身體的被訪者相比于其他人的自評健康分界點顯著地向上位移，因而會低估同樣水平的真實健康狀況。同樣，居住在中部和東部的被訪者也比西部地區(qū)被訪者更加“悲觀”，采取更高的分界點。其他統(tǒng)計上不顯著的系數(shù)說明被訪者的在這些特征上不存在回答類別異質(zhì)性。盡管如此，因為不同遷移群體顯示出一定程度的回答異質(zhì)性，就說明僅基于對自評健康的回歸結(jié)果可能會得出受回答異質(zhì)性影響的有偏估計。因而，我們需要考察在糾正回答異質(zhì)性后的遷移地位的健康效應(yīng)。

表5 遷移地位對自評健康的影響：序數(shù)Probit估計（N=19 871）

表6 由錨點情境估計的分界點：非平行移動假設(shè)下的序數(shù)Probit估計（N=3 254）

（三）糾正回答異質(zhì)性：遷移地位對自評健康的影響

HOPIT模型通過允許自評健康的每個分界點隨個人特征而變化來糾正回答異質(zhì)性的影響。將表6計算得到的自評健康分界點在各個群體的變化納入后，我們得出了與傳統(tǒng)模型不同的結(jié)論。表7第一列展示的是表5的模型3，即使用傳統(tǒng)方法的發(fā)現(xiàn)：在控制了被訪者的社會經(jīng)濟人口特征及健康風(fēng)險行為后，只有返鄉(xiāng)移民的自評健康比鄉(xiāng)城流動人口更低。第二列是糾正了回答異質(zhì)性的結(jié)果，返鄉(xiāng)移民相對于鄉(xiāng)城流動人口的負向效應(yīng)明顯縮小并變得不再顯著。這說明之前發(fā)現(xiàn)“返鄉(xiāng)移民比鄉(xiāng)城流動人口的健康更差”的現(xiàn)象可能并非是對疾病回遷假設(shè)的驗證，而是由于前者比起后者在自評健康時更可能采取更高分界點，因而低估其實際健康水平的結(jié)果。

在糾正了這種回答異質(zhì)性后，返鄉(xiāng)移民與鄉(xiāng)城流動人口之間的自評健康水平不再有顯著差異。其他調(diào)整前后發(fā)生顯著變化的變量還包括教育年限、婚姻狀況、鍛煉以及居住區(qū)域。我們看到，因為更高教育、常鍛煉以及居住在中部和東部的被訪者在回答自評健康時都傾向于采取更高的分界點，由此低估實際健康水平，從而造成了系數(shù)的有偏估計。如果未糾正上述回答異質(zhì)性，教育年限、已婚、規(guī)律鍛煉以及居住在東部和中部地區(qū)對自評健康的正向效應(yīng)將會被低估。因此，基于錨點情境法的HOPIT模型能夠較為有效地幫助糾正不同群體在自評健康時的回答異質(zhì)性，從而得到更準(zhǔn)確的遷移地位對自評健康的估計。

表7 個人特征對自評健康的影響：序數(shù)Probit估計及HOPIT估計（N=19 871）

六、結(jié)論及討論

我國的鄉(xiāng)城移民作為有史以來規(guī)模最大的人口遷移現(xiàn)象產(chǎn)生了多方面的社會影響。其中，最為學(xué)界和政策界關(guān)注的是遷移經(jīng)歷對個人身心健康的影響。然而，大量基于自評健康等主觀健康測量的研究因為受回答異質(zhì)性的影響，仍未能對遷移地位對健康的實質(zhì)性影響作出可信的結(jié)論[6]。基于跨國遷移的研究揭示了“健康移民”的現(xiàn)象，指出在健康遷移選擇和疾病回遷兩種機制共同作用下，移民比起流入地和流出地人口都要更健康。然而，就我國的鄉(xiāng)城遷移與健康的關(guān)系而言，結(jié)果卻并不一致。主要差異體現(xiàn)在采用自評健康的研究和客觀健康測量的研究上。本文提出主觀回答異質(zhì)性作為解釋機制，特別是在針對自評健康的測量上，不同遷移群體可能因為各種社會或心理原因采取顯著有差異的分界點，從而造成自評健康指標(biāo)的群際不可比性，混淆了遷移與自評健康指標(biāo)之間的關(guān)系。

本文借助錨點情境法，通過對全國代表性的CLDS2014數(shù)據(jù)進行分析，展示了不同遷移群體的確在面對統(tǒng)一的自評健康回答時采取了不同的分界點，從而影響了實際的發(fā)現(xiàn)。具體而言，返鄉(xiāng)移民相對于鄉(xiāng)城流動人口在評價自身健康狀況時采取更高的分界點，從而傾向于低估其實際的健康水平。因此，在糾正這種回答異質(zhì)性后，原本發(fā)現(xiàn)的返鄉(xiāng)移民相對于鄉(xiāng)城流動人口對自評健康的顯著負向效應(yīng)極大縮小，變得不再顯著。除此以外，我們還發(fā)現(xiàn)回答異質(zhì)性問題也在不同程度上影響了教育、是否規(guī)律鍛煉以及居住地區(qū)等變量對于自評健康的效應(yīng)。

客觀的體測健康指標(biāo)由于成本高，技術(shù)要求嚴(yán)格，很難廣泛應(yīng)用于社會人口調(diào)查中。然而，社會科學(xué)家常采用的主觀健康指標(biāo)卻可能存在回答異質(zhì)性的問題，因而所得出的結(jié)論仍有待檢驗。錨點情境法作為一種簡便易行，成本經(jīng)濟的方法為研究者糾正及處理回答異質(zhì)性提供了良機。當(dāng)然，該方法的測量假設(shè)檢驗以及具體情境的編制等方面仍然有很大發(fā)展空間，本文只是一個初步嘗試，進一步探索不同遷移群體在自評健康時為何會產(chǎn)生回答異質(zhì)性，以及這種回答上的偏誤對于研究及政策上的意涵有賴于學(xué)界更多的智識及努力。?