王伶鑫，周 皓

（1.清華大學(xué)社會(huì)學(xué)系，北京100084；2.北京大學(xué)社會(huì)學(xué)系，北京100871）

一、引言

自雷文斯坦[1]發(fā)表《遷移規(guī)則》以來，流動(dòng)人口的選擇性一直是其研究的重要內(nèi)容，重點(diǎn)在于回答“誰在遷移”這一問題。尤其是正處在特殊社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國，人口流動(dòng)既是一個(gè)重要的社會(huì)現(xiàn)象，更是社會(huì)轉(zhuǎn)型的重要?jiǎng)恿碓?，?duì)這一問題的回答有著重要的社會(huì)意義。眾多研究已說明我國人口遷移與流動(dòng)在年齡、教育、婚姻狀況等特征方面存在著顯著的選擇性[2-13]。近年來，有關(guān)選擇性的討論擴(kuò)展到了健康問題[14-18]。所謂健康選擇性是指越健康的人更有可能流動(dòng)。在中國的社會(huì)情境下，移民的健康選擇性是否存在及這種選擇性是否會(huì)隨著時(shí)間、特別是人口遷移與流動(dòng)的普遍而消亡等問題仍在討論中，并未獲得一致的結(jié)論。如同鈺瑩等[14]認(rèn)為隨著社會(huì)發(fā)展，流動(dòng)人口的健康選擇性逐步隨著時(shí)間而消亡；而有些研究則持相反意見，認(rèn)為流動(dòng)人口仍存在健康選擇性。本文關(guān)心的第一個(gè)問題是利用新的調(diào)查數(shù)據(jù)檢驗(yàn)流動(dòng)人口的健康選擇性是否存在。個(gè)體健康會(huì)受到來自社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、行職業(yè)及個(gè)人特征等多方面的影響。因此，流動(dòng)人口的健康選擇性可能與其他選擇性相重合，或被其他各類選擇性所替代，從而使分析結(jié)果表現(xiàn)為不存在健康選擇性，但這并不能說明健康選擇性無作用或者消失。因此，如果想要真正地討論健康與流動(dòng)之間的關(guān)系，線性回歸或Logistic回歸方法可能會(huì)由于內(nèi)生性問題而得到有偏的結(jié)果，需要利用其他方法來討論或解決。因此本文想要討論的第二個(gè)問題是內(nèi)生性是否會(huì)導(dǎo)致健康選擇性的消失。

本研究將利用“中國家庭追蹤調(diào)查”兩輪跟蹤數(shù)據(jù)，通過對(duì)比流動(dòng)（特別是新增流動(dòng)人口）與非流動(dòng)人口，真正檢驗(yàn)了健康選擇性在人口流動(dòng)中的作用。首先，從因果的時(shí)間順序看，截面數(shù)據(jù)中原因與結(jié)果通常都在一個(gè)時(shí)間點(diǎn)上，從而無法真正判斷兩者在因果關(guān)系中的時(shí)間順序；而本文利用跟蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，以前一期的健康作為原因，探討其對(duì)是否流動(dòng)的影響，才有可能真正討論流動(dòng)人口的健康選擇性；其次，健康一般具有較強(qiáng)的時(shí)點(diǎn)性（即遷移或流動(dòng)時(shí)刻的健康狀況對(duì)其流動(dòng)的影響），本研究利用兩輪調(diào)查之間新增的流動(dòng)人口，而不是所有流動(dòng)人口，其優(yōu)點(diǎn)在于：既避免了由于在流入地居住時(shí)間不同而產(chǎn)生的子群體差異（及由此帶來的其他選擇性），也避免居留時(shí)長帶來的健康損耗問題[19]；再次，本文在討論過程中利用各種方法控制了健康的內(nèi)生性問題，進(jìn)而相對(duì)有效地保證了估計(jì)的無偏性，有助于更好地理解流動(dòng)人口的健康選擇性。因此，本研究在因果關(guān)系、樣本選擇等方面都具新穎之處，分析結(jié)果可以檢驗(yàn)以往某些理論與實(shí)證研究結(jié)論，因而具有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）研究綜述

國際移民研究中發(fā)現(xiàn)了移民的健康悖論現(xiàn)象（Hispanic Health Paradox或 Epidemiologic Para?dox）[20]，即移民雖然社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低，但其健康狀況要優(yōu)于流入地本地居民。這種悖論現(xiàn)象不僅存在于墨西哥-美國移民群體以及其他國家中[21-25]，而且在人群死亡率、嬰兒死亡率、自評(píng)健康、ADL等不同的健康指標(biāo)[20][24][26-30]上亦有所體現(xiàn)。

對(duì)這種悖論的理論解釋主要有兩種視角：一是移民的健康選擇性，即健康移民假說（Healthy Migrant Hypothesis），即移民是經(jīng)過正向健康選擇的一批人，能夠克服移民過程中的艱苦環(huán)境、適應(yīng)流入地的工作生活環(huán)境以及高強(qiáng)度高體力的勞動(dòng)；健康選擇機(jī)制使得只有在流出地更健康的人才有可能進(jìn)入遷移人口的行列。另一種是三文魚偏誤假設(shè)（Salmon Bias Hypothesis），即在人口遷移過程中，那些健康狀況明顯惡化的人往往無法長期滯留在遷入地，出于生活成本、社會(huì)保障需求等方面的考慮，這些人更可能返回遷出地[15][17]。

國內(nèi)有關(guān)流動(dòng)人口健康問題的研究都試圖檢驗(yàn)健康移民假設(shè)和三文魚偏誤假設(shè)兩種視角對(duì)中國流動(dòng)人口健康選擇的解釋，總體上為中國流動(dòng)人口的健康選擇機(jī)制研究提供了基礎(chǔ)[14-15][17][31]。研究結(jié)果基本都表明：中國人口流動(dòng)存在較明顯的“健康移民”和“三文魚偏誤”選擇效應(yīng)[15][17][31]，且城鄉(xiāng)流動(dòng)對(duì)農(nóng)村常住人口的總體健康狀況具有重要影響[16]。

從流動(dòng)人口的社會(huì)背景看，中國流動(dòng)人口主要是從農(nóng)村流向城市，以務(wù)工性流動(dòng)為主，在城市中主要從事技術(shù)含量較低的體力勞動(dòng)，面臨著收入較低、工作風(fēng)險(xiǎn)較高、健康保障較差的現(xiàn)狀[32-33]。高強(qiáng)度的體力勞動(dòng)及較差的生活環(huán)境[32][34]，對(duì)勞動(dòng)者的身體素質(zhì)有較高的要求，身體狀況較差的流動(dòng)人口將無法適應(yīng)這類勞動(dòng)，從而無法在城市中獲得穩(wěn)定的勞動(dòng)收入。已有研究也表明：自評(píng)更健康的人，在流動(dòng)后其自評(píng)健康指標(biāo)仍優(yōu)于城鎮(zhèn)居民[14-18]。這些背景與研究結(jié)果都表明健康選擇性的存在。同時(shí)，亦有研究指出，隨著流動(dòng)時(shí)間的延長，流動(dòng)人口的健康存在損耗[35]；健康耗損嚴(yán)重的農(nóng)村外出務(wù)工人員回到農(nóng)村的概率更高，造成了當(dāng)前在城市務(wù)工的農(nóng)村人員與城市本地工作人員相比看上去并未出現(xiàn)更為嚴(yán)重的健康耗損的假象[19]。這從另一方面說明了“三文魚偏誤”效應(yīng)。

但也有研究指出，中國流動(dòng)人口健康選擇機(jī)制的效應(yīng)會(huì)隨時(shí)期的變化而逐步消失；這種變化可能與中國經(jīng)濟(jì)改革背景下劇烈的社會(huì)經(jīng)濟(jì)、政策變動(dòng)有關(guān)，因此流動(dòng)人口健康選擇機(jī)制的研究需要加入社會(huì)經(jīng)濟(jì)背景變遷等宏觀維度因素的考察[14]。而且，流動(dòng)人口與流入地居民之間在長期健康狀況上差異的顯著性遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于在近期健康狀況上差異的顯著性；不同健康指標(biāo)的選取對(duì)實(shí)驗(yàn)結(jié)果的影響大于控制變量對(duì)結(jié)果的影響[18]①易龍飛等[18]與同鈺瑩等[14]的文章雖然使用的都是CHNS數(shù)據(jù)，但差異主要在以下三點(diǎn)：一、調(diào)查時(shí)點(diǎn)不同，前者使用了2006、2009和2011三輪數(shù)據(jù)；而后者則使用了1997～2009的五期數(shù)據(jù)；二、研究對(duì)象的年齡范圍不同，前者是18～64歲，后者規(guī)定在16～35歲；三、健康的定義不同，前文使用各種客觀指標(biāo)，后者則只使用自評(píng)健康。因此從某種意義上，兩篇文章說明的是各自的問題，而結(jié)果無法比較。但本文同意易文中提出的健康選擇性依然存在的結(jié)論。。

（二）研究評(píng)述

綜上所述，可見盡管國內(nèi)學(xué)術(shù)界已對(duì)健康與人口流動(dòng)的關(guān)系有了較多的研究，當(dāng)前在討論流動(dòng)人口的健康選擇性時(shí)仍存在以下幾點(diǎn)問題：

第一，數(shù)據(jù)問題。盡管已有很多流動(dòng)人口（或農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移）的調(diào)查數(shù)據(jù)，但各種來源的抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)，在抽樣過程（如某些調(diào)查僅針對(duì)部分省份展開）與樣本代表性（各種結(jié)構(gòu)性偏差）等都需要予以檢驗(yàn)與討論，而不能“拿來主義”。且有關(guān)流動(dòng)人口的調(diào)查不論是在流入地還是在流出地進(jìn)行，由于涉及到研究組與參照組的選擇而未必能正確地探討流動(dòng)與健康間的關(guān)系。

第二，時(shí)間順序問題。盡管已有研究注意到了健康與流動(dòng)在因果關(guān)系上的時(shí)間順序問題而采用滯后一期的健康測(cè)量結(jié)果[14][31]，但仍有部分研究是利用截面調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行的分析。截面數(shù)據(jù)的問題就在于：原因與結(jié)果通常都在一個(gè)時(shí)間點(diǎn)上，從而無法在識(shí)別與判斷因果關(guān)系時(shí)保證原因與結(jié)果在時(shí)間上的先后順序。既無法判斷原因的結(jié)果，也無法考察結(jié)果的真正原因。

第三，研究組與參照組的選擇。這個(gè)問題既與調(diào)查數(shù)據(jù)有關(guān)，且也與因果的時(shí)間順序相聯(lián)系，從而影響到正確判斷流動(dòng)與健康間的關(guān)系。首先需要說明，從研究對(duì)象看，在討論流動(dòng)人口健康選擇性時(shí)，應(yīng)該以t-1時(shí)刻的非流動(dòng)人口為基礎(chǔ)，將t-1時(shí)刻至t時(shí)刻間新產(chǎn)生的流動(dòng)人口作為研究組，相應(yīng)的t時(shí)刻仍然是非流動(dòng)的人口作為參照組，這才有可能檢驗(yàn)健康對(duì)流動(dòng)的選擇性；而在討論三文魚效應(yīng)時(shí)，研究對(duì)象應(yīng)是t-1時(shí)刻的流動(dòng)人口，其中參照組是t-1時(shí)刻和t時(shí)刻均為流動(dòng)的人口，研究組則是在t-1至t時(shí)刻之間返遷的原流動(dòng)人口。即分析時(shí)應(yīng)保證研究組與參照組都來自于同一群研究對(duì)象，這對(duì)樣本就提出了很高的要求。

相應(yīng)的，從調(diào)查數(shù)據(jù)來看，調(diào)查地點(diǎn)是獲得合適的研究對(duì)象的重要基礎(chǔ)。流入地調(diào)查的樣本只包括了當(dāng)前的流動(dòng)人口和流入地的本地人口，但既沒包括流出地的非流動(dòng)人口，也沒包括那些返遷的流動(dòng)人口，因此，從某種意義上它無法說明流動(dòng)人口的健康選擇性。同樣的，流出地調(diào)查盡管包括了返遷人口，卻無法捕獲已流出的人口（現(xiàn)有的流動(dòng)人口），亦無法說明三文魚現(xiàn)象。如果想要討論流動(dòng)與健康的關(guān)系，就必須結(jié)合流出地與流入地的調(diào)查，以保證研究組與參照組來自于同一群體。部分研究將所有的流動(dòng)人口作為研究對(duì)象，將其與城市或農(nóng)村常住人口相比較。這種比較顯然不滿足于上述對(duì)研究組與參照組的要求。

其四，健康選擇性的時(shí)點(diǎn)性。任何人的健康狀態(tài)都會(huì)隨時(shí)間而發(fā)生變化，因此，要想真正討論健康選擇性，最理想的應(yīng)該是測(cè)量流動(dòng)人口在流動(dòng)時(shí)刻（或返遷人口在返遷時(shí)刻）的健康狀況。顯然這并不現(xiàn)實(shí)。因此，在研究中會(huì)使用前一期的測(cè)量結(jié)果作為流動(dòng)/返遷時(shí)的健康狀態(tài)。這只是一個(gè)近似結(jié)果，且仍然會(huì)要求前后兩期測(cè)量的時(shí)間間隔不能太長。

同時(shí)，流動(dòng)人口的健康隨著在流入地居留時(shí)長而有所損耗[19][35]，因此，如果選擇當(dāng)前所有的流動(dòng)人口作為研究對(duì)象時(shí)，一方面返遷人口存在健康的“三文魚效應(yīng)”，從而使流動(dòng)人口的健康水平被高估（亦低估了非流動(dòng)人口健康的平均水平）；另一方面，計(jì)算所得的健康是以居留時(shí)長為權(quán)重的均值，而并非是真正的流動(dòng)決策時(shí)的健康狀況。也就無法有效準(zhǔn)確地估計(jì)健康選擇性。

上述四個(gè)問題主要是從樣本與健康作用的時(shí)點(diǎn)性來看的，但目前已有的研究在方法（如內(nèi)生性與因果推論間的關(guān)系）和理論（研究結(jié)論的理論概括）等方面仍然需要繼續(xù)深入。

（三）研究假設(shè)

綜上所述，本文將主要討論以下兩個(gè)方面：首先，作為流動(dòng)人口選擇性的重要維度之一，健康選擇性會(huì)長期存在并影響到人口的流動(dòng)。盡管在控制了個(gè)體特征以后，健康對(duì)于流動(dòng)的影響作用似乎并不存在，但有可能是因?yàn)榻】颠x擇性被其他因素的選擇性所掩蓋，而并不是說健康選擇性不存在。其次，由于自評(píng)健康本身可能存在選擇性，從而使分析過程中自評(píng)健康的系數(shù)可能產(chǎn)生選擇性偏差（selection bias）。只有解決以上兩個(gè)問題，才有可能對(duì)流動(dòng)人口的健康選擇性進(jìn)行系統(tǒng)的檢驗(yàn)。因此本文的研究假設(shè)是：流動(dòng)人口存在健康選擇性，即越健康的人越有可能流動(dòng)。

三、數(shù)據(jù)與方法

本文將使用有全國代表性的中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）①有關(guān)該調(diào)查的詳細(xì)情況請(qǐng)參見：http：//www.isss.edu.cn/cfps/。2010年和2012年兩輪數(shù)據(jù)。

（一）變量的操作化定義

因變量：本文的因變量是個(gè)體的流動(dòng)狀態(tài)。我國的相關(guān)研究中，流動(dòng)人口一般被定義為：在現(xiàn)居住地居住半年以上、且居住地不同于戶口所在地的人。CFPS2010數(shù)據(jù)中只詢問了戶口所在地，但并沒有詢問在本地的居住時(shí)間長度。因此，2010年的“流動(dòng)人口”定義為：現(xiàn)居住地與戶籍登記地不同的人，而未考慮時(shí)間因素。在2012年的跟蹤調(diào)查中，增加了流出時(shí)間的問題。因此，2012年的“流動(dòng)人口”定義在2010年的基礎(chǔ)上加入了流出時(shí)間限制。在兩輪調(diào)查數(shù)據(jù)處理中，分別對(duì)當(dāng)年的“流動(dòng)人口”標(biāo)記為1；“非流動(dòng)人口”標(biāo)記為0；“新增流動(dòng)”定義為10年調(diào)查時(shí)未流動(dòng)而12年調(diào)查時(shí)為流動(dòng)的人口（具體情況請(qǐng)見表1）。

表1 關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)量

自變量：

自評(píng)健康作為一個(gè)綜合性的評(píng)價(jià)指標(biāo)，能代表較為全面的個(gè)人健康狀況，因此本文將使用自評(píng)健康這一指標(biāo)作為研究自變量①本文在建立模型的過程中曾利用其他指標(biāo)，包括身體健康（BMI、兩周病傷和慢性病等）和心理健康（抑郁指數(shù)）等。但結(jié)果與自評(píng)健康基本相同。因此本文最終僅選擇自評(píng)健康作為研究變量。。該變量對(duì)應(yīng)問卷中的問題“您覺得自己的健康狀況如何”。在10年的數(shù)據(jù)中，將一般、比較不健康、不健康和非常不健康歸為“不健康”（參照組），將“健康”歸為一類；由此構(gòu)造成一個(gè)二分變量。在12年的回答中，將非常健康、很健康和比較健康歸類合并為“健康”，將差和一般歸為“不健康”（參照組）。

控制變量的選擇包括個(gè)體和家庭兩個(gè)層面，設(shè)置基本與同鈺瑩文相同。個(gè)體層次的變量包括：人口學(xué)特征（年齡和性別）、受教育水平、職業(yè)類型、居住地點(diǎn)等；家庭層次包括：父母年齡、配偶是否同住、是否有12歲以下孩子需要照顧、家庭規(guī)模、家庭年收入對(duì)數(shù)以及家庭人均收入等。同時(shí)為了控制地區(qū)間的差異對(duì)流動(dòng)的影響，基于個(gè)人所在地省份設(shè)置了地區(qū)變量。

關(guān)鍵變量②由于篇幅所限，這里僅展示關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，完整結(jié)果可聯(lián)系作者。的描述性統(tǒng)計(jì)量請(qǐng)見表1。

（二）研究思路

本文將利用全國代表性追蹤數(shù)據(jù)，討論流動(dòng)人口的健康選擇性問題，并期與以往研究對(duì)話。因此，本文將首先從截面數(shù)據(jù)的角度，分別利用CFPS2010和2012兩輪調(diào)查，考察調(diào)查時(shí)點(diǎn)的個(gè)體健康對(duì)其當(dāng)時(shí)的流動(dòng)狀態(tài)的影響。

其次，為了說明健康對(duì)流動(dòng)在時(shí)間上的因果順序，建立滯后效應(yīng)（lag effect）模型，從2010年非流動(dòng)人口的跟蹤樣本中，挑選出在2010年至2012年間新增加的流動(dòng)人口（標(biāo)記為1），以2010年和2012年均為非流動(dòng)人口的跟蹤樣本為參照組；并以2010年時(shí)的變量為自變量，討論2010年的健康狀況對(duì)是否成為新增流動(dòng)人口的影響作用。

上述兩個(gè)步驟過程中，為了能夠與以往結(jié)果對(duì)比，本文將首先設(shè)定與同文基本一致的模型；然后在此基礎(chǔ)上加入年齡范圍和年齡與健康的交互項(xiàng)建立模型，并與原模型進(jìn)行比較，以說明兩種模型間在結(jié)果上的差異。再次，將使用不同模型來檢驗(yàn)流動(dòng)人口健康選擇性是否被內(nèi)生性問題影響或其他選擇性掩蓋而產(chǎn)生偏差。最后，將自評(píng)健康視為實(shí)驗(yàn)變量，在控制自評(píng)健康的內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，利用傾向得分匹配方法討論自評(píng)健康對(duì)流動(dòng)的影響作用。

（三）分析方法

本文所用的方法主要包括Logistic回歸、對(duì)應(yīng)于稀少事件（rare event）的firthlogit回歸、以及傾向得分匹配方法。

所謂稀少事件，是指在一定的樣本規(guī)模下事件發(fā)生的案例數(shù)極少、比例極低的現(xiàn)象。Logistic回歸一般要求事件發(fā)生（因變量=1）的比例至少高于5%。一旦這種比例小于5%，Logistic回歸的合理運(yùn)用，不僅與事件發(fā)生比例有關(guān)，且也與樣本總規(guī)模有關(guān)：如果樣本總規(guī)模過少（如只有幾十人），就不能用Logistic回歸；如果樣本總規(guī)模較大，則需要看發(fā)生事件數(shù)（絕對(duì)規(guī)模）。如果1000個(gè)樣本中只有20個(gè)發(fā)生案例，那么Logistic回歸就會(huì)有問題；如果是10000個(gè)樣本中有200個(gè)發(fā)生案例（事件發(fā)生比例仍然只有2%），則Logistic回歸是可以接受的；如果100000個(gè)案例中有2000個(gè)發(fā)生案例（比例仍然沒變），那么Logistic回歸的結(jié)果就沒有任何問題[36]。回應(yīng)本文的樣本情況，在2010年的25025個(gè)非流動(dòng)人口中，只有246個(gè)新增流動(dòng)人口，占比僅為0.98%。這個(gè)結(jié)果遠(yuǎn)小于上述經(jīng)驗(yàn)案例情況。因此，利用Logistic回歸和最大似然估計(jì)方法可能會(huì)產(chǎn)生一定的偏差，需要利用懲罰性似然估計(jì)方法（penalized likelihood）及其對(duì)應(yīng)的firthlog?it方法來估計(jì)（該方法可詳細(xì)參閱King&Zeng[36]）。

表2 歷次普查中流動(dòng)人口的年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)

傾向得分匹配方法已成為基于反事實(shí)因果推論、解決內(nèi)生性問題后有效評(píng)估實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的重要方法之一（可詳細(xì)參閱相關(guān)文獻(xiàn)[37-41]）。

四、分析結(jié)果

（一）流動(dòng)人口的年齡結(jié)構(gòu)及其變動(dòng)

同鈺瑩等[14]在討論健康選擇性時(shí)，分析對(duì)象是16～35歲的人口。本文認(rèn)為，盡管16～35歲組的流動(dòng)人口占整個(gè)流動(dòng)人口的比重確實(shí)較大，但事實(shí)上近年來流動(dòng)人口的內(nèi)部結(jié)構(gòu)正逐步發(fā)生變化。流動(dòng)人口不僅“流而不動(dòng)”[42]，在城市中長期居留不再回到農(nóng)村[43]；更重要的是內(nèi)部年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，流動(dòng)人口的年齡中位數(shù)從1982年的23歲上升到2010年的29歲，且2000至2010年間，35歲及以上流動(dòng)人口的增長率遠(yuǎn)高于較低年齡組[43]。表2展現(xiàn)了第四、第五和第六次人口普查中流動(dòng)人口年齡結(jié)構(gòu)及其變動(dòng)狀況。由表中的數(shù)據(jù)可看到，我國流動(dòng)人口的平均年齡與年齡中位數(shù)都在不斷提高；同時(shí)，35歲以上的流動(dòng)人口比例也從1990年的20%左右，提高到2010年的35.7%（占16歲及以上人口的40.39%）。這一點(diǎn)也同樣反映在CFPS的數(shù)據(jù)中。因此，從年齡結(jié)構(gòu)來看，將年齡結(jié)構(gòu)限定在16～35歲，絕不是“相對(duì)很少的流動(dòng)人口”，而是可能遺漏了一大批的流動(dòng)人口①本文同意同鈺瑩等人關(guān)于提高年齡上限可能出現(xiàn)由于人口返遷及三文魚現(xiàn)象的偏誤問題的判斷。。而且，這種年齡結(jié)構(gòu)的變化本身就體現(xiàn)了社會(huì)變遷的作用。因此，本文將分析擴(kuò)展到全年齡段，但不同年齡段流動(dòng)人口的遷移與流動(dòng)的原因可能完全不同。

（二）截面數(shù)據(jù)與跟蹤數(shù)據(jù)的分析結(jié)果

本部分使用2010年和2012年截面數(shù)據(jù)，以及跟蹤樣本數(shù)據(jù)，討論流動(dòng)人口的健康選擇性問題。有關(guān)結(jié)果請(qǐng)見表3和表4。

表 3中的模型（1）和模型（3）的設(shè)置（年齡與變量）與同鈺瑩等[14]的文章完全相同；模型（2）和模型（4）將年齡擴(kuò)展到全部年齡，并在變量設(shè)置中加入了年齡的平方項(xiàng)、年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)②注意：2012年截面模型中，由于職業(yè)分類不同于2010年及中國健康與營養(yǎng)調(diào)查（CHNS），因此，在2012年的模型中未加入職業(yè)變量。。表4則是對(duì)跟蹤樣本的分析，其中的模型（5）的設(shè)置與同文相同，在后續(xù)模型中逐步擴(kuò)展至全部年齡段，并加入年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)。由于兩期合并后的追蹤樣本中流動(dòng)人口所占比例過低（共246人，占0.98%），無法使用常規(guī)的Logistic回歸，因此代之以firthlogit回歸方法。

2010年和2012年截面數(shù)據(jù)的分析結(jié)果都表明，在控制了各種其他因素以后，流動(dòng)人口的自評(píng)健康均不顯著。但這一結(jié)果尚未真正說明流動(dòng)人口的健康選擇性的不存在，因?yàn)榻孛鏀?shù)據(jù)的原因變量與結(jié)果變量是在同一個(gè)時(shí)點(diǎn)上的，違背了因果關(guān)系的時(shí)間順序。

表3 截面數(shù)據(jù)分析結(jié)果

表4 2010～2012年新增流動(dòng)人口的firthlogit分析結(jié)果

為了改進(jìn)這一問題，表4中的模型利用2010年的自變量，解釋2010年至2012年間新增流動(dòng)人口的決策機(jī)制。在表4的模型（5）和模型（6）中自評(píng)健康仍然是不顯著的，說明作為原因的2010年健康狀況不會(huì)影響2010至2012年間的流動(dòng)決策，即流動(dòng)人口的健康選擇性不存在，這一結(jié)果與同鈺瑩等相同。但是模型（7）顯示，在加入年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)以后，不僅自評(píng)健康這一變量變成顯著的，而且年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)也是顯著的。在模型（7）中，自評(píng)健康是正向的，即自評(píng)健康好的人，他們流動(dòng)的可能性是不健康的人群的2.5128倍，相對(duì)高出了1.5倍；而年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)則呈現(xiàn)出負(fù)向顯著，即：在相同的健康狀況下，年齡越大，越不會(huì)流動(dòng)。這一結(jié)論可以說明，健康與年齡可能共同決定了個(gè)體的流動(dòng)決策。因此健康選擇性可能仍然是存在的。

此外，模型（6）和模型（7）中的其他變量也呈現(xiàn)出一定的差異。例如加入交互項(xiàng)后，年齡變量的負(fù)向作用仍然存在但是顯著性消失，這也進(jìn)一步說明年齡與自評(píng)健康的共同作用機(jī)制。性別變量一直呈現(xiàn)負(fù)向顯著，即女性比男性更易于流動(dòng)；婚姻狀況在16～35歲人群中具有的顯著性，在全年齡段中則呈現(xiàn)出不顯著；教育的選擇性呈現(xiàn)出穩(wěn)定的作用，即受教育水平越高，越容易流動(dòng)；個(gè)人職業(yè)、家庭結(jié)構(gòu)及經(jīng)濟(jì)收入等均不顯著。這些結(jié)果，有些與以往的研究結(jié)論相符（如受教育水平等），有些卻是相悖的（如性別、婚姻狀況等）①為節(jié)約篇幅，本文主要關(guān)注自評(píng)健康與年齡這兩變量。對(duì)模型中的其他變量不再予以特別的解釋。。

這一結(jié)果引發(fā)的思考是②同時(shí)可能影響結(jié)果的另一個(gè)問題來自于樣本。由于兩次調(diào)查之間的樣本規(guī)模較小，使其對(duì)兩年間的新增流動(dòng)人口的代表性較低。由于CFPS是全國代表性數(shù)據(jù)，因此，本文在此不再討論有關(guān)樣本問題。：流動(dòng)人口的健康選擇性是否可能被其他因素所替代，還是由于自評(píng)健康可能存在內(nèi)生性問題影響結(jié)果呢？因此接下來將討論健康選擇性的替代問題。

（三）健康選擇性的替代問題

表5 2010～2012年新增流動(dòng)人口影響因素的分步firthlogit回歸結(jié)果（全部流動(dòng)人口）

為了討論流動(dòng)人口健康選擇性的替代問題，我們通過逐步回歸的方法重構(gòu)表4中的模型（7）。具體結(jié)果請(qǐng)見表5。僅使用自評(píng)健康進(jìn)行單變量回歸時(shí)，結(jié)果呈現(xiàn)出高度的正向顯著，即表示自評(píng)越健康的人，其成為流動(dòng)人口的概率是不健康者的1.7倍。如果不考慮其他因素，則健康選擇性是成立的。在此基礎(chǔ)上，加入年齡變量后則自評(píng)健康不再顯著，而年齡卻呈現(xiàn)出負(fù)向的作用，即年齡每增加一歲，成為流動(dòng)人口的概率會(huì)下降7%左右（1-exp（-0.0656））①要注意年齡的階段性作用，即不同年齡段，其作用可能是不同的。這里既有代際（如老一代流動(dòng)人口與新生代流動(dòng)人口）的關(guān)系問題，也有不同年齡段對(duì)應(yīng)不同的流動(dòng)原因與結(jié)果的可能。因此，年齡的作用尚需要進(jìn)一步的討論。。這兩個(gè)模型之間的差異，說明健康對(duì)流動(dòng)的作用可能會(huì)被年齡所解釋.如果再考察健康與年齡之間的關(guān)系，則可以發(fā)現(xiàn)，年齡對(duì)于自評(píng)健康有著顯著的負(fù)向關(guān)系，年齡越大，自評(píng)健康狀況越差。這一方面說明自評(píng)健康可能會(huì)有內(nèi)生性問題，另一方面則說明年齡可能存在著替代健康的選擇性問題。

加入年齡與自評(píng)健康的交互項(xiàng)以后，自評(píng)健康的作用不僅顯著性發(fā)生變化，而且方向也發(fā)生了變化，由模型（9）中的負(fù)向不顯著，變成了模型（10）中的正向顯著，進(jìn)一步說明了健康選擇性的存在。該交互項(xiàng)在模型（10）呈現(xiàn)出負(fù)向顯著的作用，即在自評(píng)健康較好的人群中，年齡越大越不容易流動(dòng)。但如果要考察在相同年齡之下自評(píng)健康的作用時(shí)，就需要將該交互項(xiàng)的系數(shù)與自評(píng)健康這一變量的系數(shù)相加（即0.8484-0.0264=0.8220），則相對(duì)于而言，自評(píng)健康越好的人成為流動(dòng)人口的可能性是自評(píng)不健康的人的2.2750倍，即高出將近1.3倍。

此后的幾個(gè)模型中，自評(píng)健康以及自評(píng)健康與年齡的交互項(xiàng)這兩個(gè)變量的作用幾乎沒有發(fā)生任何實(shí)質(zhì)性的變化，都呈現(xiàn)出顯著的作用，且方向一致。但在模型（12）和（13）中加入家庭層次的變量以后，年齡的作用卻變得不顯著了。這種情況有可能是因?yàn)槟挲g存在著與教育類似的階段性的影響作用[44]。

之所以在模型（11）的基礎(chǔ)上，繼續(xù)加入了自評(píng)健康與地帶的交互項(xiàng)，希望考察健康選擇性的地區(qū)差異。結(jié)果表明存在地區(qū)異質(zhì)性作用，在健康的人群中，東部地帶的人更不容易流動(dòng)（=-0.9306）；而中西部地帶則未呈現(xiàn)出顯著的選擇性。

（四）自評(píng)健康對(duì)流動(dòng)的平均實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的估計(jì)

以上分析結(jié)果對(duì)本文提出的研究假設(shè)提供了支持，即在社會(huì)的變遷和流動(dòng)人口群體內(nèi)部結(jié)構(gòu)變化的背景下，流動(dòng)人口的健康選擇性依然存在。但自評(píng)健康變量內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤還沒有被討論。因此，本文將以自評(píng)健康為實(shí)驗(yàn)變量，利用傾向得分方法，解決內(nèi)生性偏誤后再考察流動(dòng)與自評(píng)健康間的關(guān)系問題。分析結(jié)果請(qǐng)見表6。該表包括了兩個(gè)部分，左側(cè)部分是各種參數(shù)設(shè)置之下的平均實(shí)驗(yàn)效應(yīng)的分析結(jié)果；右側(cè)則是在各種參數(shù)設(shè)置之下Stata按回歸分析方法輸出的結(jié)果（由于在各種設(shè)置之下的結(jié)果基本相同，因此，此處僅給出一個(gè)結(jié)果作為代表）。其中，用于構(gòu)建自評(píng)健康傾向得分的協(xié)變量包括：年齡、性別、是否已婚、教育、行業(yè)、居住地、個(gè)體收入、家庭收入、地帶、BMI指數(shù)、肥胖狀況以及精神健康狀況。

表6 利用傾向得分匹配方法的估計(jì)結(jié)果（全部流動(dòng)人口）

首先看右側(cè)結(jié)果。該結(jié)果表明，不論何種匹配方法，在控制了自評(píng)健康的內(nèi)生性問題以后，平均實(shí)驗(yàn)效應(yīng)仍然是顯著的正向作用，即越健康的人越容易流動(dòng)。而且這一結(jié)果在各種參數(shù)設(shè)置條件下都是相同的。

其次，再來看左側(cè)不同參數(shù)設(shè)置條件下的分析結(jié)果。這些結(jié)果都表明，自評(píng)健康對(duì)于流動(dòng)的實(shí)驗(yàn)效應(yīng)都是顯著的正向：在缺省設(shè)置的條件下，估計(jì)的平均實(shí)驗(yàn)效應(yīng)為0.004219；而在其后的兩種設(shè)置下，其實(shí)驗(yàn)效應(yīng)則分別為0.003393和0.003628，其中的差異主要來自于匹配案例數(shù)的不同。在半徑匹配中，該實(shí)驗(yàn)效應(yīng)則為0.005980，且顯著性增加。

如果將這些系數(shù)與前兩部分的分析結(jié)果中的系數(shù)對(duì)比（盡管Logit回歸分析中各模型間的系數(shù)可能無法對(duì)比[45-46]），可以看到，平均實(shí)驗(yàn)效應(yīng)明顯下降，從原來的0.9214下降為現(xiàn)在的0.006。這種較大幅度的下降，其根源還是在于自評(píng)健康的選擇性。即如果不考慮logistic回歸中的特殊性問題，那么在上述回歸分析中關(guān)于自評(píng)健康對(duì)流動(dòng)的影響作用可能會(huì)由于自評(píng)健康的內(nèi)生性問題而導(dǎo)致偏差。同時(shí)，這一結(jié)果也說明流動(dòng)人口健康選擇性的存在。

五、結(jié)論與討論

本文利用中國家庭動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)，利用各種方法討論并回答流動(dòng)人口健康選擇性是否存在這一問題。分析結(jié)果表明：（1）流動(dòng)人口內(nèi)部年齡結(jié)構(gòu)正在發(fā)生變化，這既是社會(huì)變遷的結(jié)果，也是流動(dòng)人口健康選擇性時(shí)需要考慮的問題；（2）在排除了變量的時(shí)間因果順序后，跟蹤樣本中的新增流動(dòng)人口仍存在健康選擇性；（3）健康選擇性可能與年齡選擇性同時(shí)存在，從而可能會(huì)使年齡選擇性（或其他可能的選擇性）掩蓋了健康選擇性的真實(shí)存在；（4）即使剔除了自評(píng)健康的內(nèi)生性（或選擇性）問題以后，自評(píng)健康對(duì)流動(dòng)決策的實(shí)驗(yàn)效應(yīng)仍然是正向的，這說明健康選擇性仍存在于流動(dòng)人口的流動(dòng)決策之中。研究結(jié)果說明流動(dòng)人口的健康選擇性并未隨著社會(huì)環(huán)境與背景的變化而消失，相反，在考慮了社會(huì)變遷（如調(diào)查時(shí)點(diǎn)的變化和流動(dòng)人口年齡結(jié)構(gòu)的變化）以及自評(píng)健康的內(nèi)生性問題后，健康選擇性依然存在；越健康的個(gè)體越有可能進(jìn)行流動(dòng)。這在某種程度上說明，健康，類似于某些人口學(xué)（如年齡）或社會(huì)特征（如婚姻、教育等），總是存在選擇性的。只是這種選擇性可能會(huì)與其他選擇性特征或是重合或是替代，從而在實(shí)證分析結(jié)果中呈現(xiàn)出不顯著的作用。但這種統(tǒng)計(jì)上的不顯著，并不能夠真正地說明健康選擇性的消失。有可能的是，不論在何種社會(huì)背景之下，其作用呈現(xiàn)出的強(qiáng)弱之分，或是顯性或隱性之分。因此，重新回到遷移的選擇性理論中，則健康同樣是遷移與流動(dòng)的選擇性的重要維度之一。

當(dāng)然上述結(jié)果仍是階段性的，其中樣本、分析過程與分析方法等都還有進(jìn)一步商榷的地方。

首先，本文中所考察的樣本是針對(duì)所有年齡段的人口，結(jié)果表明流動(dòng)人口的健康選擇性是存在的。但如果僅對(duì)16～35歲的人群，健康選擇性并不存在。這一點(diǎn)與同鈺瑩等的結(jié)果是相同的。這兩個(gè)完全不同的結(jié)果告訴我們應(yīng)該用變遷的眼光看待這種健康的選擇性問題。一方面，社會(huì)變遷提高了所有年齡段人群的流動(dòng)強(qiáng)度（即流動(dòng)人口的年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生的變化），特別是大于35歲年齡組的人群的流動(dòng)率，從而使原有的年齡分組有所局限；并使健康的選擇性可以擴(kuò)展并適用于所有年齡段。另一方面則是社會(huì)變遷使得16～35歲的人群普遍健康與普遍流動(dòng)，年齡的選擇性從某種意義上掩蓋了健康的選擇性，從而使該年齡段的健康選擇性似乎不存在了；即健康選擇性被年齡選擇性所掩蓋，但并不能說健康選擇性消失了。

其次，從樣本的角度看，本研究盡管利用了跟蹤樣本，且從跟蹤樣本的非流動(dòng)人口中尋找出兩次調(diào)查期間的新增流動(dòng)人口。但分析過程并未判斷這些新增流動(dòng)人口的流出地，而是以2010年的全部非流動(dòng)人口作為參照組。這時(shí)的參照組可能是流出地人群和流入地人群這兩個(gè)部分的混合，而并非真正的“潛在流動(dòng)人口”。當(dāng)然這是從嚴(yán)格意義上說的。在實(shí)際操作中，流出地與流動(dòng)地總是相對(duì)的（有部分人流入本地，而有部分人從本地流出），從總體上很難判斷哪個(gè)是流出地，哪個(gè)是流入地。因此，從某種意義上，這種健康的選擇性又可以被看成是健康悖論的一種，即流動(dòng)人口在更惡劣的環(huán)境（包括居住環(huán)境、從業(yè)環(huán)境以及家庭環(huán)境等）之下，其健康狀況仍然優(yōu)于本地人口。同時(shí)，限于樣本規(guī)模的問題，我們無法真正做到對(duì)流出地與流入地的判斷，進(jìn)而更嚴(yán)格地區(qū)分流出地的“潛在流動(dòng)人口”和流入地的“本地人口”。這將是今后研究中需要十分強(qiáng)調(diào)的問題之一。

再次，本文未討論健康對(duì)流動(dòng)距離的影響。事實(shí)上，流動(dòng)距離的長短必然會(huì)與其健康狀況有關(guān)，但本文僅考察了全部跨縣域及以上的流動(dòng)人口，而未包括縣內(nèi)流動(dòng)人口；同樣也因篇幅與樣本量問題而未給出省際與省內(nèi)流動(dòng)之間的差異。這同樣也是將來有關(guān)健康與流動(dòng)關(guān)系研究中的重要問題之一。本文顯然沒有考慮這些新增流動(dòng)人口的以往流動(dòng)歷史。

最后是研究方法問題。本文運(yùn)用了firthlogit模型，主要是考慮到樣本（特別是新增流動(dòng)人口的）規(guī)模，且這種方法可以作為今后類似問題的處理方法。但從研究自變量的角度來看，本文選擇自評(píng)健康作為健康的代表性測(cè)量指標(biāo)，一方面其測(cè)量本身可能存在差異性與內(nèi)生性問題（如測(cè)量錨點(diǎn)與評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)等），進(jìn)而使目前的研究結(jié)果仍然存在偏誤（測(cè)量的內(nèi)生性問題可能無法剔除）；另一方面，以自評(píng)健康作為實(shí)驗(yàn)（treatment），來考察自評(píng)健康對(duì)流動(dòng)的實(shí)驗(yàn)效應(yīng)，是否可行仍然可能值得商榷。除了測(cè)量問題以外，諸如流動(dòng)本身的比率較低、難以捕捉真正的實(shí)驗(yàn)效應(yīng)、自評(píng)健康的多分類等都是需要進(jìn)一步考慮的。

因此，本文的結(jié)論仍是初步的，還需要今后更深入地討論。?