郭 未，馬炬申

（南京大學(xué) 社會學(xué)院，江蘇 南京 210023）

一、引言

隨著改革開放的逐步深入，勞動者依據(jù)市場和相對價格信號在空間與行業(yè)間自由流動，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，中國常住人口城鎮(zhèn)化率高達(dá)65.22%。中國已經(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”向由生存理性、經(jīng)濟(jì)理性和社會理性驅(qū)動下的“流動中國”的轉(zhuǎn)變，［2］“流動”已然成為當(dāng)下中國社會的“底色”。

2010年至2020年中國少數(shù)民族人口年均增速達(dá)10.06%，遠(yuǎn)高于全國同期人口增長水平。［3］伴隨著人口規(guī)?？焖僭鲩L，少數(shù)民族流動人口規(guī)模也在快速增加。［4］國家民族事務(wù)委員會發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示中國少數(shù)民族流動人口超過3 700 萬，占流動人口總數(shù)的比重超過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)流動的“東漸”過程中，［5］其在語言、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)展過程中面臨挑戰(zhàn)。［6］民族視野下的中國人口流動正呈現(xiàn)社會學(xué)家鮑曼所說的液態(tài)化的“流動現(xiàn)代性”特征，即現(xiàn)代社會是高度流動的，各民族流動范圍的擴(kuò)大、流動時間的延長使得民族間的交流融合日漸頻繁。［7］同時，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空間的有機(jī)化、折疊化使得當(dāng)下社會的“民族互嵌”格局成為中國“流動現(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，族際婚姻在中國呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，并且流動人口的“族際通婚率”明顯高于戶籍人口，2015 年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)就顯示中國流動人口的“族際通婚率”高達(dá)25.94%。［11］本文基于2017 年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(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70%（見圖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情下，少數(shù)民族人口流動過程中的文化適應(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（國家通用語言）等方面的差異。研究發(fā)現(xiàn)少數(shù)民族普通話能力的不足導(dǎo)致其收入損失，［12-13］這種收入差異會導(dǎo)致個體間的健康差異。［14］此外，文化適應(yīng)壓力對個體健康的負(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”對生活習(xí)俗、文化和語言能力等產(chǎn)生了深刻影響。［17］同時，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，相對于其他少數(shù)民族流動人口而言，這種“少漢婚姻”所積累的健康優(yōu)勢會不會最終轉(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、壓力過程理論、社會資本理論與語言經(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”對少數(shù)民族流動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、戶口、教育婚配模式下的異質(zhì)性。本文一方面全景式刻畫出少數(shù)民族流動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，健康不能掉隊(duì)”的“健康中國2030”愿景早日實(shí)現(xiàn)。

二、概念、理論框架與研究假設(shè)

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

（一）“少漢婚姻”與流動性困難消減

在人口健康維度闡釋少數(shù)民族流動人口“流動性困難”的理論包括：文化適應(yīng)理論、壓力過程理論與社會資本理論。文化適應(yīng)理論指不同群體在交流接觸過程中，文化、生活習(xí)俗、價值觀念等發(fā)生碰撞與磨合，進(jìn)而引致宏觀層面經(jīng)濟(jì)、政治、社會變遷以及微觀層面?zhèn)€體行為態(tài)度、生活方式和價值觀念的變遷。［21］研究發(fā)現(xiàn)在少數(shù)民族人口流動過程中，其在語言、飲食、服飾、生活方式等方面的差異使流動人口在流入地產(chǎn)生文化壓力，這種文化壓力對流動人口健康起負(fù)向作用。［15-16］而隨著流動人口在流入地居留時間的增加，流動人口在流入地的文化適應(yīng)性會明顯提升，進(jìn)而使流動人口與戶籍人口的健康狀況趨向于一致。［22］壓力過程理論是指流動人口在流動過程中面臨的社會融入困難、制度歧視與社會排斥、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)流動人口長期處于壓力下，會顯著負(fù)向影響其健康水平。［24］社會資本理論則認(rèn)為個體的空間遷徙使流動人口的家鄉(xiāng)關(guān)系網(wǎng)聯(lián)系弱化，同時本地關(guān)系網(wǎng)尚未穩(wěn)定地建立，流動人口在流入地的社會資本相對缺乏，以社會認(rèn)同（社會融入）、社會參與、流入地社會關(guān)系為主要形式的社會資本的缺乏對個體健康的消極效應(yīng)業(yè)已得到廣泛印證。［25-26］對于少數(shù)民族流動人口來說，由于宗教文化、生活習(xí)俗、價值觀念等差異，其在流入地的疏離感會更深，社會關(guān)系與社會網(wǎng)絡(luò)也更加難以建立和鞏固，因此，會面臨一定程度的健康危機(jī)。此外，在語言經(jīng)濟(jì)學(xué)框架下，學(xué)者認(rèn)為語言是一種重要的人力資本，［27］少數(shù)民族在普通話方面的劣勢、方言口音會導(dǎo)致其在勞動力市場的就業(yè)機(jī)會下降［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)民族流動人口在流入地及勞動力市場的“差異”得以弱化。族際通婚意味著家庭社會網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)展和社會資本的積累，［30］而社會資本轉(zhuǎn)為個體自持資本的同時，［31］也影響著個體健康水平。［25］族際通婚也帶來了思想觀念的解放，［32］進(jìn)取心和自信心增強(qiáng)使少數(shù)民族流動人口在流入地具備更強(qiáng)的競爭優(yōu)勢?！吧贊h婚姻”模式下，流動人口在文化、生活習(xí)俗、價值觀念、方言與普通話等方面的“流動性困難”在一定程度上得以消減。

（二）“少漢婚姻”、流動性困難消減與少數(shù)民族流動人口健康溢價

少數(shù)民族族際通婚使其文化、生活習(xí)俗、方言與普通話的碰撞與磨合發(fā)生在家庭內(nèi)部，這種家庭內(nèi)部的文化適應(yīng)促進(jìn)語言文化互通與對于流入地適應(yīng)能力的提升，同時并不必然導(dǎo)致少數(shù)民族傳統(tǒng)文化的消減。［33］此外，少數(shù)民族流動人口的“少漢婚姻”模式意味著社會網(wǎng)絡(luò)擴(kuò)展、社會資本的積累和思想觀念的解放。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)民族流動人口的語言及相關(guān)能力得以提高。另一方面，基于前文論述，這種語言能力的提高與語言交流障礙的消解、社會網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)展、社會資本的積累和思想觀念的解放意味著在流入地，相對于沒有進(jìn)行“少漢婚姻”的流動人口而言，“少漢婚姻”流動人口會有更高的經(jīng)濟(jì)回報(bào)、更多的就業(yè)機(jī)會，提升其社會融入水平、擴(kuò)展其本地社會關(guān)系和社會資本，這勢必會對流動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”對少數(shù)民族流動人口健康狀況起到正向作用。

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

（三）內(nèi)生性問題：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)民族流動人口“少漢婚姻”模式影響個體健康的因果鏈。但是這種理論因果鏈在實(shí)證檢驗(yàn)過程中因?yàn)檫z漏變量、互為因果以及模型設(shè)定錯誤等內(nèi)生性問題，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，雖然我們會盡可能控制個體變量、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“流動時間”變量對回歸結(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”和個體健康的因素，這些遺漏的“共同因素”會造成估計(jì)結(jié)果的偏差，而“少漢婚姻”與個體健康的函數(shù)形式也非嚴(yán)格成立。為弱化對函數(shù)形式的依賴，減弱函數(shù)形式錯誤所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，同時減少處理變量和可觀測變量間的相關(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，從而緩解可觀測變量的系統(tǒng)性差異，并測度少數(shù)民族流動人口“少漢婚姻”影響健康的凈效應(yīng)。

最后，可能存在反向因果問題。即不僅“少漢婚姻”會影響少數(shù)民族流動人口的健康，少數(shù)民族流動人口本身的健康狀況也會影響族際婚姻選擇。如由于健康選擇機(jī)制，更健康的群體選擇流動，這種流動會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)對可能的反向因果以及其他內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法對可能存在的內(nèi)生性問題做進(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。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，整個民族的“族際通婚率”作為宏觀層面數(shù)據(jù)并不會影響個體的健康結(jié)果，滿足外生性假設(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)來源

本文使用的核心數(shù)據(jù)來自2017 年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。CMDS2017 以中國大陸31 個省（自治區(qū)、直轄市）和新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)2016 年全員流動人口年報(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（流動人口問卷）、B 卷（村/居問卷）、C 卷（八城市流動人口問卷）、D 卷（八城市戶籍人口問卷）四部分，A 卷調(diào)查共收集有效問卷169 989 份。本文主要使用A 卷流動人口數(shù)據(jù)。本文研究少數(shù)民族與漢族的“族際通婚”，因此我們將受訪者身份限定為少數(shù)民族已婚樣本。最終我們得到10 962個有效分析樣本。

（二）變量處理

本文的被解釋變量為自評健康，自評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？”測度受訪者自評健康狀況（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，限于分析需要，本文對此健康評價進(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“少漢婚姻”及7 320對“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)行測度。

中介變量為“社會融入”“社會參與”“流入地社會關(guān)系”“經(jīng)濟(jì)收入”“工作機(jī)會”。針對社會融入，CMDS2017 使用系統(tǒng)量表測度了個體的心理、文化等方面的社會融入，“您是否同意以下說法：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；我覺得本地人愿意接受我成為本地的一員；我感覺本地人看不起外地人；按照老家的風(fēng)俗辦事對我比較重要；我的衛(wèi)生習(xí)慣與本地市民存在較大差別；我覺得我已經(jīng)是本地人了”。每個問題有完全不同意、不同意、基本同意、完全同意四個選擇，分別記1 分、2 分、3 分、4 分。同時考慮第5-7個問題是反向問題，本文對其進(jìn)行倒置處理。最終得到一個8-32分的社會融入連續(xù)變量。

“社會參與”使用CMDS2017中“2016年以來您是否有過以下行為：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；通過各種方式向政府有關(guān)部門反映情況/提出政策建議；在網(wǎng)上就國家事務(wù)、社會事件等發(fā)表評論，參與討論；主動參與捐款、無償獻(xiàn)血、志愿者活動等；參與黨/團(tuán)組織活動，參加黨支部會議”。對于每個問題，分為完全不同意、不同意、基本同意、完全同意。本文對其加總，最終得到5-20分的社會參與連續(xù)變量。

“流入地社會關(guān)系”使用CMDS2017 中“您業(yè)余時間在本地和誰來往最多（不包括顧客及其他親屬）？”進(jìn)行測度，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“您個人上個月（或上次就業(yè)）工資收入/純收入為多少？”進(jìn)行測度，考慮受訪者因?yàn)榻?jīng)營虧損等可能導(dǎo)致收入為負(fù)數(shù)，這類群體在受訪者中比重較少（16 人）并且可能對中介估計(jì)造成偏誤，因此將這部分?jǐn)?shù)據(jù)處理為缺失值，并對收入取對數(shù)。

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

此外，參考已有研究，［1］［38］本文還控制了一些重要的個體變量（性別、年齡、年齡平方、受教育程度、戶口）、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)民族受訪者自評健康，r0、r1為待估參數(shù)，表示切點(diǎn)（在Stata16 中，簡稱cut）。當(dāng)?shù)陀趓0時，受訪者自評為不健康，當(dāng)高于r0但低于r1時，受訪者自評為基本健康，當(dāng)高于r1時，受訪者自評為很健康。進(jìn)一步，假設(shè)隨機(jī)擾動項(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)對文章可能存在的內(nèi)生性問題。首先，為了避免遺漏變量造成回歸的偏誤，我們在基準(zhǔn)回歸過程中對可能存在的遺漏變量偏誤進(jìn)行檢驗(yàn)。在回歸操作中，采用兩個差異化有限控制集合，第一個集合控制有限變量，并計(jì)算核心解釋變量系數(shù)。第二個在變量設(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，構(gòu)造Ratio指數(shù)。Ratio定義如下：

若此時Ratio 的值越大，遺漏未觀測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，除非遺漏不可觀測變量具備更大解釋力才會對估計(jì)結(jié)果的一致性產(chǎn)生影響。由于Oprobit 模型系數(shù)解釋過于復(fù)雜，本文在此檢驗(yàn)部分將被解釋變量自評健康作連續(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）來弱化對函數(shù)形式的依賴，緩解可觀測變量的系統(tǒng)性差異，并測度少數(shù)民族流動人口“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，對變量的測度也是準(zhǔn)確的，同時不存在遺漏重要變量問題。

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、遺漏變量等問題，文章還可能存在反向因果等內(nèi)生性問題。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，而本文自評健康是有序變量，這會使得估計(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)行工具變量內(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）對少數(shù)民族流動人口健康狀況的影響。在Eoprobit模型中，依據(jù)兩個方程殘差項(xiàng)是否相關(guān)判斷內(nèi)生性，而Bioprobit直接給出內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。同時使用Eoprobit和Bioprobit模型能讓我們對可能存在的內(nèi)生性問題有更準(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)測度方面具備顯著優(yōu)勢，［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”對少數(shù)民族流動人口健康的直接影響。在此基礎(chǔ)上，本文還對變量遺漏進(jìn)行檢驗(yàn)，采用PSM、Bioprobit、Eoprobit 等方法或模型對可能存在的內(nèi)生性問題進(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)民族流動人口健康可能的路徑機(jī)制。最后，本文討論了“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的直接影響在不同戶口婚姻匹配、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)民族流動人口健康

由表2模型1可知，在未加入任何控制變量時，“少漢婚姻”對自評健康具有顯著促進(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程中，核心解釋變量“少漢婚姻”對自評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”對少數(shù)民族流動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自評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自評健康起到顯著的促進(jìn)作用，但是對于慢性病防治的健康努力對自評健康起到顯著負(fù)向作用。此外，少數(shù)民族流動人口的自評健康存在顯著的性別和年齡差異，男性自評健康水平明顯好于女性自評健康水平，隨著年齡增加，少數(shù)民族流動人口產(chǎn)生健康損耗。

表2 “少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的影響

本文對基準(zhǔn)回歸是否存在遺漏變量進(jìn)行檢驗(yàn)（見表3）。首先，我們構(gòu)建3 個集合，集合1 包括個體變量和家庭變量；集合2包括個體變量、家庭變量和地區(qū)變量；集合3包括個體變量、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。也就是說如果存在未觀測到控制變量對估計(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測到的控制變量，其也不足以對回歸結(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)，說明存在內(nèi)生性問題，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“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)生性問題后，“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對個體自評健康起到顯著促進(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)生性問題后，“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對個體自評健康起到顯著促進(jìn)作用。

表4 “少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康影響的內(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)并無明顯出入。在控制潛在內(nèi)生性問題后，“少漢婚姻”對個體自評健康起到顯著促進(jìn)作用。

（三）選擇偏誤糾正：傾向得分匹配（PSM）

首先對“少漢婚姻”和非“少漢婚姻”進(jìn)行傾向得分匹配，結(jié)合一系列影響流動人口自評健康的因素建立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%顯著性水平上對個體自評健康起到顯著促進(jìn)作用。

（四）“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動人口健康的路徑機(jī)制

我們對“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動人口健康的路徑機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，由表7 可知基于KHB 的分解結(jié)果表明社會融入、本地社會關(guān)系、社會參與、個人收入、工作機(jī)會起到部分中介作用，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)民族流動人口健康的路徑?！吧贊h婚姻”促進(jìn)了少數(shù)民族流動人口的社會融入，增強(qiáng)了與本地的社會關(guān)系，提高了社會參與的積極性、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。

表7 “少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的影響

表8 不同戶口婚姻匹配下“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的影響

表9 不同教育模式下“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的影響

表10 不同年齡模式下“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口健康的影響

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

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

其次，我們對不同教育婚姻匹配模式下“少漢婚姻”影響個體健康的異質(zhì)性進(jìn)行分析，以受訪者配偶受教育水平作為參照，如果受訪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”對少數(shù)民族流動人口自評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)量婚姻會對家庭關(guān)系具有裨益，“同質(zhì)教育”婚配模式下，夫妻價值觀、生活方式具備相似性，［45］因此可能會遮蔽“少漢婚姻”的健康溢價能力。

最后，對不同年齡婚配模式下“少漢婚姻”影響個體健康的異質(zhì)性進(jìn)行分析。可以看出“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口自評健康的正向作用在“受訪者年齡小于配偶”婚配模式下最為顯著，在“受訪者年齡與配偶相同”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，對少數(shù)民族流動人口流入地的社會適應(yīng)性有更好的幫助指導(dǎo)。

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

我們對“少漢婚姻”影響少數(shù)民族流動人口健康的穩(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)民族的族際通婚會不會同樣對少數(shù)民族流動人口健康起到積極效應(yīng)？基于模型16 可以看出，相對于少數(shù)民族本民族內(nèi)部的族內(nèi)婚，少數(shù)民族與少數(shù)民族的族際通婚對流動人口自評健康影響不顯著，甚至是負(fù)向的，而“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對個體自評健康起到顯著促進(jìn)作用。說明這種正向促進(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)問題?？梢园l(fā)現(xiàn)“少漢婚姻”仍在1%顯著性水平上對個體自評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)為隨著流動人口流動時間的延長，流動人口的健康損耗更為嚴(yán)重。［46］而流動人口的健康選擇性意味著不同流動模式下流動人口健康狀況存在顯著差異，［47］這種流動的選擇性可能會沖擊已有的結(jié)論?；谶@種考慮，本文在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入少數(shù)民族流動人口的流動時間和流動范圍。在CMDS2017中并沒有直接詢問受訪者流動時間，只詢問受訪者流動次數(shù)和首次流動時間，因此，將首次流動時間作為少數(shù)民族流動人口的流動時間進(jìn)行處理的測度是不準(zhǔn)確的。為了彌補(bǔ)這個遺憾，本文進(jìn)一步篩選流動次數(shù)為一次的樣本，有理由相信可以據(jù)此根據(jù)流動人口首次流動時間計(jì)算流動人口的流動時間①實(shí)際上這種處理方法會損失大量的樣本，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時間作為控制變量納入主體的回歸模型中。。CMDS 將流動人口的流動范圍分為“市內(nèi)跨縣”“省內(nèi)跨市”和“國內(nèi)跨省”三種類型，本文以“市內(nèi)跨縣”作為參照組，探討不同流動模式下健康的異質(zhì)性。由表11 可知流動時間在5%顯著性水平上對個體自評健康起到顯著的促進(jìn)作用，這與已有研究相呼應(yīng)。而相對于“市內(nèi)跨縣”而言，“國內(nèi)跨省”和“省內(nèi)跨市”模式下少數(shù)民族流動人口的健康狀況較好，但是不具備顯著性，“健康選擇效應(yīng)”在中國少數(shù)民族流動群體場域內(nèi)未能得到驗(yàn)證。同時，在控制流動時間、流動范圍之后，“少漢婚姻”對個體自評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”對少數(shù)民族流動人口健康影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

“健康中國2030”規(guī)劃旨在健康層面涵蓋不同類型的“亞人口”，因此對于“流動”與“少數(shù)民族”雙重符號在身的少數(shù)民族流動人口的健康的關(guān)注就是實(shí)現(xiàn)“人可以流動，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展民族融合、文化適應(yīng)視角下的少數(shù)民族流動人口健康研究也契合于黨和國家提出的“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 年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(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”對少數(shù)民族流動人口健康的影響。

“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)民族流動人口“在他鄉(xiāng)”的社會適應(yīng)性，進(jìn)而通過社會資本、社會融入與社會參與、經(jīng)濟(jì)收入和工作機(jī)會對其健康結(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)民族流動人口的“少漢婚姻”（尤其是戶籍、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)民族流動人口的健康。相對于“少少婚姻”婚配模式下的少數(shù)民族流動人口，“少漢婚姻”下的少數(shù)民族流動人口由于家庭內(nèi)部的磨合與碰撞所帶來的社會適應(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、更強(qiáng)的社會參與能力并擴(kuò)展其本地社會網(wǎng)絡(luò)，這相應(yīng)地就形成了在少數(shù)民族流動人口內(nèi)部的“少少婚姻”和“少漢婚姻”群體的健康差異。在流動時代的中國，上述研究與發(fā)現(xiàn)具備重要的政策意義。在“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口的健康結(jié)果產(chǎn)生積極效應(yīng)的前提下，政府還需要設(shè)計(jì)針對性政策加大對“少少婚姻”模式下的少數(shù)民族流動人口的健康支持，實(shí)現(xiàn)“健康中國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 并未提供流動人口的結(jié)婚時間，而我們相信“少漢婚姻”對少數(shù)民族流動人口的健康溢價效度會隨著婚姻時間發(fā)生改變。第二，受限于CMDS2017 數(shù)據(jù)，本文并未區(qū)分流動遷徙在前還是婚姻在前，如果流動遷徙在前，流動過程中個體與流入地的碰撞磨合可能會遮蔽家庭內(nèi)部的碰撞磨合，就會低估“少漢婚姻”對健康結(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)民族流動人口處理為一個整體（基于多層分類會使得部分類別樣本量過少，從而難以進(jìn)行有效統(tǒng)計(jì)推斷）。