容摘要：究竟是健康選擇還是遷移過程影響了不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異是一個(gè)重要但存在爭(zhēng)議的話題。本文利用中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查 2014 年數(shù)據(jù)實(shí)證考察了這一問題。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村勞動(dòng)力遷移過程存在健康選擇機(jī)制，健康狀況較好的農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工，健康狀況不佳的農(nóng)民工選擇長(zhǎng)期回流農(nóng)村。在利用傾向值分析方法進(jìn)行數(shù)據(jù)平衡后分析發(fā)現(xiàn)，遷移過程仍對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康產(chǎn)生影響，外出務(wù)工增加了農(nóng)村勞動(dòng)力的抑郁傾向，而回流則使農(nóng)民工主觀健康評(píng)價(jià)變差。應(yīng)出臺(tái)建立在保障不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力健康權(quán)益之上的相關(guān)政策，包括建立城鄉(xiāng)一體化社會(huì)保障制度和均等化公共服務(wù)體系，引導(dǎo)醫(yī)療服務(wù)資源向農(nóng)村傾斜以及改善農(nóng)村人居環(huán)境助推鄉(xiāng)村振興。 

關(guān)鍵詞：遷移； 健康選擇； 健康移民效應(yīng)； 三文魚偏誤效應(yīng)； 傾向值分析

文章來(lái)源：尚越,丁士軍,石智雷.是健康選擇還是遷移影響?——不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力健康差異分析[J].南方人口,2019,34(03):13-24.

1 引言 

                農(nóng)村勞動(dòng)力的遷移是新型城市化和工業(yè)化進(jìn)程的重要推力，也是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心動(dòng)力。 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示， 2018 年末全國(guó)流動(dòng)人口 2.41 億人， 其中到戶籍所在鄉(xiāng)鎮(zhèn)外從業(yè)的外出農(nóng)民工 1.73 億人， 比上年增加 0.5%。 由于受教育程度偏低和缺乏培訓(xùn)經(jīng)歷， 健康是農(nóng)民工依存的 最主要人力資本，維持良好的身心健康狀況和體力勞動(dòng)能力是其在城市務(wù)工的基本條件。 因此， 分析不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異及來(lái)源， 討論遷移如何影響農(nóng)村勞動(dòng)力的健康， 成 為推進(jìn)新型城市化過程中需要研究的基礎(chǔ)性問題。 目前對(duì)該問題的研究并沒有得到一致的結(jié)論，不少研究認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工后在相對(duì)惡劣的工作和居住環(huán)境下生存， 面臨較高的健康風(fēng)險(xiǎn)， 對(duì)其健康不利； 也有研究認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工后賺取了打工收入， 能夠利用先進(jìn)的醫(yī)療服務(wù)、 購(gòu)買營(yíng)養(yǎng)的食物， 這將提高他們的健康水平。 但以上結(jié)論往往來(lái)自觀察研究而非隨機(jī)試驗(yàn)， 可是對(duì)并不同質(zhì)農(nóng)村勞動(dòng)力來(lái)說， 遷移與否雖非強(qiáng)制但也并非隨機(jī)分配， 是其自我選擇的結(jié)果， 這就讓我們對(duì)這些觀察研究的結(jié)論產(chǎn)生了質(zhì)疑。 

                考察遷移對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康影響的關(guān)鍵是回答這樣一個(gè)基本問題， 即如果這些農(nóng)村勞動(dòng)力沒有外出務(wù)工而是留守在農(nóng)村，他們的健康狀況會(huì)是怎樣？ 或是如果這些回流農(nóng)民工沒有回流而是繼續(xù)在城市務(wù)工，他們的健康狀況會(huì)是怎樣？ 以上問題的本質(zhì)上是要做事實(shí)與反事實(shí)（Counterfactual）的比較，事實(shí)是我們觀察到的這些農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工后或回流后的健康狀況，而要構(gòu)造反事實(shí)框架下的健康狀況，必須知道如果他們沒有外出務(wù)工或回流的健康狀況。本文嘗試?yán)镁哂腥珖?guó)代表性的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查（CLDS）數(shù)據(jù)和傾向值分析方法回答究竟是健康選擇還是遷移過程影響了不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異。使用到的傾向值分析方法包括傾向值匹配法和基于內(nèi)核的匹配估計(jì)量。經(jīng)過傾向值匹配后，不同遷移策略農(nóng)村勞動(dòng)力的其他特征不存在明顯差異，減少了由于自選擇等可觀測(cè)異質(zhì)性導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

2 文獻(xiàn)綜述 

                關(guān)于遷移與勞動(dòng)力健康的研究非常豐富，傳統(tǒng)研究關(guān)注從欠發(fā)達(dá)地區(qū)到發(fā)達(dá)地區(qū)的國(guó)際遷移， 結(jié)論顯示隨著年齡的增長(zhǎng)、 遷移時(shí)間的積累、 遷移距離的延長(zhǎng)，移民的健康會(huì)出現(xiàn)損耗并持續(xù)惡化。 Lu 使用家庭生活調(diào)查 （LFLS） 數(shù)據(jù)研究了印度尼西亞勞動(dòng)力的國(guó)內(nèi)遷移過程， 發(fā)現(xiàn) 從農(nóng)村到城市移民的心理健康狀況變差， 但生理健康狀況沒有變化， 說明欠發(fā)達(dá)國(guó)家國(guó)內(nèi)移民的 遷移過程也存在健康損耗。 另外還有大量研究關(guān)注了拉丁移民健康悖論， 即生活在美國(guó)的拉丁移民 處于較低的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位并擁有較少的醫(yī)療服務(wù)資源， 但其死亡率卻顯著低于生活在美國(guó)的其他類 型居民， 這一現(xiàn)象與已有關(guān)于較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與更好健康狀況的相關(guān)研究是相悖的。 研究者用健康選擇機(jī)制來(lái)解釋拉丁移民健康悖論， 包括健康移民和三文魚偏誤兩種效應(yīng)。 健康移民效應(yīng)表明健康人力資本存量高的勞動(dòng)力更有意愿和能力遷移， 這使得跨國(guó)移民遷移前的健康狀況就高 于遷出國(guó)勞動(dòng)力的平均水平； 三文魚偏誤效應(yīng)則表明健康狀況惡化的跨國(guó)移民會(huì)返回遷出國(guó)； 兩種效應(yīng)疊加后， 依然生活在國(guó)外跨國(guó)移民的相對(duì)健康優(yōu)勢(shì)更加明顯。 比較上述兩類研究不難看出， 遷 移健康影響機(jī)制認(rèn)為遷移過程對(duì)跨國(guó)移民的健康產(chǎn)生了影響， 且大多表現(xiàn)為跨國(guó)移民的健康損耗； 而遷移健康選擇機(jī)制則表明跨國(guó)移民的健康優(yōu)勢(shì)更多的是其自我選擇的結(jié)果。 

                國(guó)內(nèi)關(guān)于遷移對(duì)勞動(dòng)力健康影響的研究早期以描述性分析為主， 目前的實(shí)證研究由于大多都 未解決自選擇問題， 也就無(wú)法分解不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力健康差異的來(lái)源。 齊亞強(qiáng)等利用 2008 年中國(guó)流動(dòng)與健康調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 健康移民效應(yīng)和三文魚偏誤效應(yīng)在自評(píng)健康上得到了支 持， 但客觀健康指標(biāo)不支持三文魚偏誤效應(yīng)。 易龍飛和亓迪基于 2006-2011 年中國(guó)健康與營(yíng) 養(yǎng)調(diào)查 （CHNS） 數(shù)據(jù)， 利用 Logistic 回歸和 Cox 回歸模型分別證實(shí)了健康移民效應(yīng)， 當(dāng)使用長(zhǎng)期健康指標(biāo)時(shí)健康移民效應(yīng)更為明顯。 但秦立建等利用 2003-2007 年農(nóng)業(yè)部農(nóng)村固定觀測(cè)點(diǎn)調(diào) 查數(shù)據(jù)和固定效應(yīng) Logit 模型的研究并不支持健康移民效應(yīng)， 研究發(fā)現(xiàn)跨省外出農(nóng)民工的自評(píng)健 康反而更差。 還有研究同時(shí)檢驗(yàn)了遷移健康選擇機(jī)制和遷移健康影響機(jī)制。 牛建林利用 2010 年第三期中國(guó)婦女社會(huì)地位調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 健康選擇效應(yīng)和健康損耗效應(yīng)并存， 健康且年輕 的農(nóng)村勞動(dòng)力不斷遷移到城市的同時(shí)不健康的農(nóng)村勞動(dòng)力返鄉(xiāng)， 遷移過程對(duì)勞動(dòng)力的健康有損耗 作用。 周小剛和陸銘利用 2010 年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查 （CGSS） 數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)健康移民效應(yīng)和健 康耗損效應(yīng)并存， 農(nóng)民工的健康狀況優(yōu)于城市本地勞動(dòng)力， 但其健康損耗更加嚴(yán)重。 和紅等 利用 2015 年中國(guó)青年流動(dòng)人口健康意識(shí)調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 在超重/肥胖指標(biāo)上存在健康移民效 應(yīng)， 但這種健康優(yōu)勢(shì)會(huì)隨流動(dòng)時(shí)間延長(zhǎng)而消失， 即存在健康損耗效應(yīng)。 已有研究中吉黎基于 2008 年中國(guó)老年人健康長(zhǎng)壽影響因素調(diào)查 （CLHLS） 數(shù)據(jù)處理了遷移自選擇問題。 他使用傾向值 匹配法研究發(fā)現(xiàn)， 遷移使得農(nóng)村勞動(dòng)力的自評(píng)健康狀況變好但他評(píng)健康狀況變差 [6]。 最近的研究 利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查 （CFPS） 2010 和 2012 年兩輪調(diào)查中新增流動(dòng)人口數(shù)據(jù)， 使用對(duì)應(yīng)于稀少 事件的 Firthlogit 回歸和傾向得分匹配法證實(shí)了自評(píng)健康上的健康選擇性。

綜上， 由于國(guó)際移民的跨國(guó)遷移過程與我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力的城鄉(xiāng)遷移過程存在諸多差異， 國(guó)外 研究結(jié)論并不能照搬。 國(guó)內(nèi)已有研究也尚存有待補(bǔ)充之處。 第一， 所用數(shù)據(jù)比較陳舊且大多不具 有全國(guó)代表性， 多數(shù)研究使用的是 2010 年以前區(qū)域性或流動(dòng)人口數(shù)據(jù)， 不能很好的反映新型城 市化背景下全國(guó)范圍內(nèi)的勞動(dòng)力遷移現(xiàn)狀； 第二， 對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康狀況考察的指標(biāo)有待完善， 僅有少數(shù)研究同時(shí)使用了主觀和客觀健康評(píng)價(jià)指標(biāo)； 第三， 多數(shù)研究停留在對(duì)不同遷移類型農(nóng)村 勞動(dòng)力健康狀況的描述分析上， 即便是實(shí)證研究大多也缺乏樣本隨機(jī)分配過程， 導(dǎo)致研究結(jié)論容 易受到選擇性偏誤的影響。 

3 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)描述 

3.1 研究設(shè)計(jì) 

3.1.1 概念界定 

                世界銀行將勞動(dòng)力定義為 15-64 歲有勞動(dòng)能力的人口， 我國(guó) 《勞動(dòng)法》 規(guī)定 16 歲以上有勞動(dòng)能力 的人口即為勞動(dòng)力， 并指出男性職工、 女性職工和女性工人的退休年齡分別為 60 歲、 55 歲和 50 歲。 可見國(guó)內(nèi)外關(guān)于勞動(dòng)力的界定已經(jīng)達(dá)成了基本共識(shí)， 即勞動(dòng)力是有勞動(dòng)能力的人口， 但爭(zhēng)議主要集中 在勞動(dòng)力年齡的上下限。 由于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查未收集 65 歲以上仍在工作人口的健康信息， 因此本 文所指農(nóng)村勞動(dòng)力為年齡在 15-64 歲有勞動(dòng)能力的農(nóng)村人口， 不包括在讀學(xué)生和正在服役的軍人。 

                勞動(dòng)力遷移是勞動(dòng)力移動(dòng)的一種形式， 聯(lián)合國(guó) 《人口學(xué)詞典》 最早提出的概念認(rèn)為勞動(dòng)力遷 移是在兩個(gè)地區(qū)之間涉及永久性居住地變化的地理或空間流動(dòng)， 顯然滿足這一概念的勞動(dòng)力遷移 進(jìn)行了戶籍登記地變更。 但由于包括教育、 住房、 就業(yè)和社會(huì)保障等在內(nèi)的諸多福利政策附著于 戶籍制度， 目前我國(guó)對(duì)居民轉(zhuǎn)遷戶口和外來(lái)人口落戶存在諸多門檻， 現(xiàn)實(shí)中絕大多數(shù)農(nóng)村勞動(dòng)力 遷移并不改變戶籍登記地， 他們只是為了謀求非農(nóng)工作獨(dú)自或與家屬一同離開家鄉(xiāng)來(lái)到城市， 這 種遷移并非嚴(yán)格意義上的永久性遷移， 常被稱為臨時(shí)性遷移、 非正式遷移或流動(dòng)性轉(zhuǎn)移。 為 此， 本文將年齡在 15-64 歲、 有勞動(dòng)能力、 有跨縣流動(dòng)半年以上經(jīng)歷的農(nóng)村人口定義為農(nóng)村遷移勞動(dòng)力， 不包括在讀學(xué)生和正在服役的軍人。 正在城市務(wù)工的農(nóng)民工、 暫時(shí)和長(zhǎng)期回流農(nóng)村的農(nóng)民工 都屬于有遷移經(jīng)歷的農(nóng)村勞動(dòng)力， 與此相對(duì)的農(nóng)村留守勞動(dòng)力則指無(wú)外出務(wù)工經(jīng)歷的農(nóng)村勞動(dòng)力。 

3.1.2 實(shí)證策略 

                理論分析認(rèn)為， 不同遷移決策農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異可能源于健康選擇或受遷移過程的影響。 為此， 本文提出兩個(gè)研究假設(shè)： 第一， 農(nóng)村勞動(dòng)力是具有選擇性的群體， 其遷移過程存在健康移 民效應(yīng)和三文魚偏誤效應(yīng)， 健康狀況更好的農(nóng)村勞動(dòng)力更傾向于選擇外出務(wù)工， 健康狀況較差的 農(nóng)民工會(huì)更有可能選擇回流到農(nóng)村； 第二， 當(dāng)控制了農(nóng)村勞動(dòng)力的健康選擇性之后， 遷移過程仍 會(huì)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的健康狀況產(chǎn)生影響， 表現(xiàn)為健康損耗效應(yīng)。 本文首先比較了是否外出務(wù)工以及 是否回流農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異； 然后基于影響農(nóng)村勞動(dòng)力遷移決策的個(gè)體特征利用 Logit 回歸模 型估計(jì)傾向值； 最后采用傾向值分析法進(jìn)行數(shù)據(jù)平衡， 分析遷移過程對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的凈影響。 

                以是否外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響為例， 使用傾向值匹配法對(duì)這一影響進(jìn)行估計(jì)時(shí)， 假設(shè) T 為農(nóng)村勞動(dòng)力是否外出務(wù)工的指示變量， 對(duì)樣本中任意個(gè)體有兩種潛在健康狀況， Y1 表 示其外出務(wù)工時(shí)的潛在健康狀況， Y0 表示其留守時(shí)的潛在健康狀況。 那么， 外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng) 力健康狀況的因果影響為 Y1-Y0， 即同一農(nóng)村勞動(dòng)力在外出務(wù)工時(shí)與留守時(shí)健康狀況的差異。 但 遺憾的是， 觀察數(shù)據(jù)只能提供農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工或是留守某一狀態(tài)下的健康狀況。 Rubin 基于 傾向值匹配法的反事實(shí)框架通過構(gòu)造處于某一狀態(tài)下樣本的反事實(shí)狀態(tài)來(lái)克服這一問題， 為處在 某一狀態(tài)下的樣本構(gòu)造反事實(shí)狀態(tài)下的結(jié)果。 本文關(guān)注的是處理組的平均處理效應(yīng) （Average Treatment Effect on the Treated， 以下簡(jiǎn)稱 ATT）， 即如果外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力留守其健康狀況與真 實(shí)情況 （外出務(wù)工） 的差異， 也就是遷移對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響， 表示為：

                得到 ATT 一致必須滿足條件獨(dú)立和共同支撐條件兩個(gè)假設(shè)， 其中條件獨(dú)立假設(shè)保證在確定可 觀測(cè)特征后， 外出務(wù)工與留守狀態(tài)下農(nóng)村勞動(dòng)力的健康狀況是不相關(guān)的， 因此必須控制既影響農(nóng) 村勞動(dòng)力遷移決策又影響其健康狀況的可觀測(cè)特征； 共同支撐條件假設(shè)則保證能夠在農(nóng)村留守勞 動(dòng)力中能夠找到與外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)行匹配的樣本。 計(jì)算外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力的平均處理效 應(yīng)需要在農(nóng)村留守勞動(dòng)力中尋找與外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力最接近的樣本， 將其作為外出務(wù)工農(nóng)村勞 動(dòng)力在留守狀態(tài)下的健康狀況， 樣本越接近， 基于外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力和農(nóng)村留守勞動(dòng)力傾向值 P (W) 之間的差值就越小。

                 ATT 的一致估計(jì)量表示為：

                結(jié)合已有研究的做法， 本文選擇了卡尺內(nèi)最近鄰匹配和馬氏距離匹配兩種傾向值匹配方 法進(jìn)行匹配， 經(jīng)過匹配后不同遷移策略農(nóng)村勞動(dòng)力的基本特征不存在顯著差異， 同時(shí)使用了基于 內(nèi)核的匹配估計(jì)量進(jìn)行了非參數(shù)估計(jì)。

3.2 數(shù)據(jù)描述 

                本文選用的數(shù)據(jù)來(lái)自中山大學(xué)社會(huì)學(xué)調(diào)查中心 （CSS） 執(zhí)行的中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查 （CLDS） 數(shù) 據(jù)。 在 2012 年全國(guó)范圍內(nèi)第一次正式調(diào)查的基礎(chǔ)上， CLDS 于 2014 年進(jìn)行了第一次追蹤調(diào)查， 本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自 2014 年第一次追蹤調(diào)查。 CLDS 是全國(guó)范圍內(nèi)第一個(gè)以勞動(dòng)力為主體的跟蹤調(diào)查，系統(tǒng)的監(jiān)測(cè)村/居社區(qū)的社會(huì)結(jié)構(gòu)和家庭、 勞動(dòng)力個(gè)體的變化與相互影響， 建立勞動(dòng)力、 家庭和社區(qū) 三個(gè)層次上的追蹤數(shù)據(jù)庫(kù)。 CLDS 采用多階段、 多層次與勞動(dòng)力規(guī)模成比例的概率抽樣方法進(jìn)行抽 樣， 樣本覆蓋除香港、 澳門、 臺(tái)灣、 西藏和海南 5 個(gè)地區(qū)外的全國(guó) 29 個(gè)省、 市、 自治區(qū)， 調(diào)查對(duì) 象為樣本家庭戶中的年齡 15 至 64 歲以及 65 歲以上仍在工作的全部勞動(dòng)力。 問卷內(nèi)容包括勞動(dòng)者 個(gè)人和家庭的基本背景、 工作經(jīng)歷、 流動(dòng)意愿、 求職創(chuàng)業(yè)史、 勞動(dòng)者狀態(tài)、 生育與健康等。 CLDS 豐富的家庭成員遷移和健康信息使得本文可以全面考察遷移過程對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康狀況的影響。 

                本文的被解釋變量是農(nóng)村勞動(dòng)力的健康狀況， 利用 CLDS （2014） 提供的自評(píng)健康、 心理健 康和慢性病患病信息來(lái)衡量。 將勞動(dòng)力主觀評(píng)價(jià)自己身體 “比較不健康” 和 “非常不健康” 視為 自評(píng)不健康并賦值為 1， 否則賦值為 0。 將農(nóng)村勞動(dòng)力過去四周有抑郁傾向頻率中 “沒有” 和 “很少” 合并為 “幾乎沒有”， 對(duì) “幾乎沒有”、 “有時(shí)”、 “經(jīng)常” 和 “總是” 4 個(gè)選項(xiàng)分別計(jì) 0- 3 分， 得分加總后即為其抑郁傾向值， 得分越高表明抑郁傾向越嚴(yán)重， 心理健康狀況越差。 根據(jù) 已有研究的做法， 選擇 3 分為門檻標(biāo)準(zhǔn)值， 得分大于 3 即視為心理不健康并賦值為 1， 否則賦值 為 0。 在農(nóng)村勞動(dòng)力慢性病患病方面， 將患有問卷中提到 11 種慢性?、苤械?1 種及以上即視為患 慢性病并賦值為 1， 否則賦值為 0。 

                在檢驗(yàn)健康移民效應(yīng)時(shí)解釋變量為是否有外出務(wù)工經(jīng)歷， 將曾有超過六個(gè)月跨縣遷移經(jīng)歷的 農(nóng)村勞動(dòng)力定義為有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力并賦值為 1， 將無(wú)遷移經(jīng)歷的農(nóng)村留守勞動(dòng)力賦值 為 0。 為了更準(zhǔn)確刻畫農(nóng)村勞動(dòng)力的遷移行為， 隨后將有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步限定為 正在城市務(wù)工的農(nóng)民工并賦值為 1， 考察農(nóng)民工和農(nóng)村留守勞動(dòng)力的健康差異。 在檢驗(yàn)三文魚偏 誤效應(yīng)時(shí)解釋變量為是否已經(jīng)回流， 將問卷中選擇已經(jīng)返鄉(xiāng)并無(wú)再次外出務(wù)工打算的農(nóng)民工定義 為回流農(nóng)民工并賦值為 1， 將仍在城市務(wù)工的農(nóng)民工賦值為 0。 

                考慮到傾向值分析法選擇協(xié)變量的原則， 所選變量應(yīng)是既影響勞動(dòng)力遷移決策又影響健康狀況的 變量， 但是不能受到遷移決策的影響。 結(jié)合已有研究， 本文選擇的個(gè)人特征變量包括農(nóng)村勞動(dòng)力的年 齡、 年齡平方 （標(biāo)準(zhǔn)化）、 性別、 婚姻狀況、 受教育程度、 職業(yè)、 社會(huì)地位等級(jí)和所在區(qū)域， 家庭特 征變量包括家庭年收入以及兄弟姐妹數(shù)。 最終 CLDS （2014） 中有效樣本量為 10752 個(gè)， 其中有遷移 經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力為 4063 人， 占全部農(nóng)村勞動(dòng)力的 37.8%， 具體變量說明及樣本描述如表 1 所示。

4 結(jié)果與分析 

                為了研究遷移對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響， 本文依次對(duì)不同遷移決策農(nóng)村勞動(dòng)力的自評(píng)健康、 心理健康和慢性病患病情況進(jìn)行了分析。 首先直接比較了是否外出務(wù)工以及是否回流農(nóng)村勞動(dòng)力 在上述三個(gè)健康維度上的差異， 隨后采用傾向值分析方法在控制健康選擇性的基礎(chǔ)上估計(jì)了遷移 過程對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的凈影響。 

4.1 是否外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異 

                我們首先比較了是否有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異。 表 2 結(jié)果顯示， 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力各維度健康狀況均顯著好于農(nóng)村留守勞動(dòng)力。 差值Ⅰ列顯示有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞 動(dòng)力自評(píng)不健康、 心理不健康和患有慢性病的概率比農(nóng)村留守勞動(dòng)力分別顯著下降 6.3%、 1.7% 和 5.2%。 對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)行是否有外出務(wù)工經(jīng)歷的劃分并不能反映他們目前的遷移狀態(tài)， 他們 可能仍處在外出務(wù)工狀態(tài)——正在城市務(wù)工， 也可能處在回流狀態(tài)——已經(jīng)回流農(nóng)村且無(wú)再次外 出務(wù)工的打算， 還有可能處在往復(fù)式流動(dòng)中——暫時(shí)回流到農(nóng)村并計(jì)劃再次外出務(wù)工。 為了更準(zhǔn) 確的刻畫農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工狀態(tài)， 接下來(lái)本文將長(zhǎng)期回流和暫時(shí)回流農(nóng)民工從有外出務(wù)工經(jīng) 歷農(nóng)村勞動(dòng)力中剔除， 比較正在城市務(wù)工農(nóng)民工和農(nóng)村留守勞動(dòng)力之間的健康差異。

                表 2 同時(shí)報(bào)告了農(nóng)民工和農(nóng)村留守勞動(dòng)力的健康差異。 差值Ⅱ列顯示， 農(nóng)民工與農(nóng)村留守勞 動(dòng)力相比在自評(píng)健康、 心理健康和慢性病患病情況上的健康優(yōu)勢(shì)均進(jìn)一步擴(kuò)大。 有 5.4%、 17.6% 和 6.4%的農(nóng)民工自評(píng)不健康、 心理不健康和患慢性病， 分別比農(nóng)村留守勞動(dòng)力低 9.3%、 2.0%和 5.9%， 上述差異均具有統(tǒng)計(jì)顯著性。 由此可見， 無(wú)論是有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力還是正在城市 務(wù)工的農(nóng)民工， 他們與農(nóng)村留守勞動(dòng)力相比的健康優(yōu)勢(shì)均十分明顯。 可以認(rèn)為， 健康狀況相對(duì)較 好的農(nóng)村勞動(dòng)力會(huì)更傾向于外出務(wù)工， 健康狀況相對(duì)更好的有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力更傾向于 持續(xù)在城市務(wù)工， 而健康狀況相對(duì)較差的農(nóng)村勞動(dòng)力則一直留守在農(nóng)村。 因此， 在自評(píng)健康、 心 理健康和慢性病患病這三個(gè)維度上都能證實(shí)我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工過程存在健康移民效應(yīng)。 

                除了健康狀況上的差異， 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力在年齡、 受教育程度、 職業(yè)、 區(qū)域、 家 庭年收入和家庭規(guī)模等特征上也與農(nóng)村留守勞動(dòng)力存在差異。 如表 1 所示， 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村 勞動(dòng)力的平均年齡為 39.3 歲， 比農(nóng)村留守勞動(dòng)力的年齡均值 （46.5） 小 7 歲多； 有外出務(wù)工經(jīng)歷 農(nóng)村勞動(dòng)力的平均受教育程度也比農(nóng)村留守勞動(dòng)力要高， 這說明年齡較小、 文化程度越高的農(nóng)村 勞動(dòng)力更有可能遷移， 這與已有研究的結(jié)論是一致的 [34]。 不到四分之一有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞 動(dòng)力仍在務(wù)農(nóng)， 但這一比例在農(nóng)村留守勞動(dòng)力中則超過了三分之二， 說明農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工更 多的是非農(nóng)就業(yè)。 另外， 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力更多的生活在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地 區(qū)， 而農(nóng)村留守勞動(dòng)力則多居住在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)落后的中西部地區(qū)。 在對(duì)比農(nóng)民工和農(nóng)村留 守勞動(dòng)力時(shí)， 他們?cè)谏鲜鎏卣髯兞可系牟町惾源嬖凇?那么， 不考慮這些差異直接估計(jì)外出務(wù)工對(duì) 農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響必然會(huì)導(dǎo)致研究結(jié)論的不準(zhǔn)確。 

4.2 是否回流農(nóng)民工的健康差異 

                討論遷移對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響還需要研究勞動(dòng)力遷移的另一個(gè)環(huán)節(jié)——回流。 本文接下 來(lái)將比較已經(jīng)回流農(nóng)村和仍在城市務(wù)工農(nóng)民工的健康差異， 表 2差值Ⅲ列報(bào)告了這一結(jié)果。 結(jié) 果顯示， 分別有 13.7%、 16.8%和 9.0%的回流農(nóng)民工自評(píng)不健康、 心理不健康和患慢性病， 比正 在城市務(wù)工農(nóng)民工分別高出了 8.2%、 0.9%和 2.6%， 其中在自評(píng)健康和慢性病患病情況上的差異 具有統(tǒng)計(jì)顯著性。 也就是說自評(píng)健康相對(duì)較差或較多患有慢性病的農(nóng)民工從城市回流到了農(nóng)村， 而自評(píng)健康狀況相對(duì)較好或較少患有慢性病的農(nóng)民工仍在城市務(wù)工。 這意味著在自評(píng)健康和慢性 病患病維度上證實(shí)了我國(guó)農(nóng)民工回流過程存在三文魚偏誤效應(yīng)。

                與是否外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力在特征變量上的差異類似， 是否回流農(nóng)民工也存在一些特征差異 （見表 1）。 正在城市務(wù)工農(nóng)民工的平均年齡 （38.7 歲） 低于回流農(nóng)民工的年齡均值 （42.4） 近 4 歲， 且其平均受教育程度較高， 這意味著年長(zhǎng)且文化程度較低的農(nóng)民工回流到農(nóng)村的概率更大。 正在城市務(wù)工農(nóng)民工中男性比例略高于農(nóng)村回流勞動(dòng)力， 說明回流到農(nóng)村的更多的是女性。 超過 半數(shù)的回流農(nóng)民工回到農(nóng)村后選擇繼續(xù)務(wù)農(nóng)， 約九成正在城市務(wù)工農(nóng)民工為非農(nóng)就業(yè)。 正在城市 務(wù)工農(nóng)民工家庭年收入略高于回流農(nóng)民工， 這表明回流農(nóng)民工的家庭經(jīng)濟(jì)狀況變差。 因此， 在分 析回流對(duì)農(nóng)民工健康影響時(shí)， 也必須處理上述特征變量上的差異。 

4.3 外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響 

                簡(jiǎn)單比較不同遷移策略農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異后可以發(fā)現(xiàn)， 外出務(wù)工農(nóng)村勞動(dòng)力健康狀況顯著好 于農(nóng)村留守勞動(dòng)力。 由于沒有解決健康選擇性問題， 即農(nóng)村勞動(dòng)力的遷移決策是基于其個(gè)體特征做出 的選擇， 并不是隨機(jī)發(fā)生的， 由此將導(dǎo)致研究結(jié)果的有偏。 因此， 前文所述不同遷移策略農(nóng)村勞動(dòng)力 的健康差異很可能是由其個(gè)體特征決定， 而不是受遷移過程的影響。 為此， 接下來(lái)本文使用傾向值分 析方法解決農(nóng)村勞動(dòng)力遷移健康選擇性問題， 并估計(jì)遷移過程對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的凈影響。 

                首先基于決定農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工的可觀測(cè)特征， 使用 Logit 回歸模型估計(jì)農(nóng)村勞動(dòng)力外出 務(wù)工的傾向值。 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力和農(nóng)村留守勞動(dòng)力的傾向值概率密度函數(shù)如 圖 1 （a） 所示。 不同外出務(wù)工決策下農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工傾向值分布差異很大， 有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng) 村勞動(dòng)力的外出務(wù)工傾向值集中在 60%以上， 而農(nóng)村留守勞動(dòng)力的外出務(wù)工傾向值則集中在 30% 以下。 有無(wú)外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力的外出務(wù)工傾向值存在如此顯著的差異， 再次佐證使用未匹 配數(shù)據(jù)得到的結(jié)論很可能存在偏差。 另外， 兩個(gè)群體的外出務(wù)工傾向值在大部分區(qū)域都出現(xiàn)了重 疊， 這說明能夠從農(nóng)村留守勞動(dòng)力中找到與有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力樣本相匹配的樣本， 可以 用傾向值匹配方法分析外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的影響。 

                接下來(lái)， 本文使用了卡尺內(nèi)最近鄰匹配和馬氏距離匹配對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了修正， 這兩種匹配方法 是傾向值貪婪匹配的主要方法， 根據(jù)傾向值對(duì)處理組和對(duì)照組成員進(jìn)行匹配， 創(chuàng)建一個(gè)新的樣本， 使其中的成員具有基本相同的可能性被分配到干預(yù)情形。 核匹配則是一種非參數(shù)估計(jì)的傾向值分析方法，通過對(duì)所有對(duì)照組結(jié)果變量的加權(quán)平均值與處理組結(jié)果變量進(jìn)行比較， 用兩者之間的差值得到對(duì)處理組處理效應(yīng)的估計(jì)值。 具體步驟如下：進(jìn)行卡尺內(nèi)最近鄰匹配時(shí)， 將卡尺設(shè)定為 0.01， 采用 Logit 回歸模型預(yù)測(cè)的傾向值進(jìn)行最近鄰 1:1 匹配； 馬氏距離匹配時(shí)用于計(jì)算馬氏距離的協(xié)變量與 Logit 歸模型的協(xié)變量相一致， 進(jìn)行 1:1 匹配 ；在進(jìn)行核匹配時(shí) ， 使 用 epan kernel 核函數(shù)， 將帶寬設(shè)為 0.06。 表 3 報(bào)告了不同傾向值分析方法再抽樣樣本容量以及協(xié)變 量平衡性。 通過使用匹配法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行修正， 消除了絕大部分協(xié)變量上的不平衡， 原來(lái)在處理組 和對(duì)照組之間存在顯著差異的 14 個(gè)協(xié)變量在匹配后幾乎都不存在顯著差異， 僅卡尺內(nèi)最近鄰匹 配后處理組和對(duì)照組在性別和家庭年收入上仍有差異。 

                表 3 同時(shí)報(bào)告了控制了選擇性偏差以后是否外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力健康的凈影響。 不同匹配 方法下的估計(jì)結(jié)果略有差異， 但卡尺內(nèi)最近鄰匹配和核匹配結(jié)果均顯示， 外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力 心理健康存在不利影響。 當(dāng)把有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步限定為正在城市務(wù)工農(nóng)民工后， 這一結(jié)果沒有發(fā)生變化。 可以認(rèn)為， 外出務(wù)工過程確實(shí)增加了農(nóng)村勞動(dòng)力心理不健康的概率， 這與 Lu 的研究結(jié)論非常接近。 或許與外出務(wù)工過程相關(guān)的社會(huì)和文化轉(zhuǎn)變讓農(nóng)村勞動(dòng)力難以 適應(yīng)新環(huán)境， 與此同時(shí)他們面臨的諸如被排斥、 不公平待遇等壓力也會(huì)對(duì)其心理健康帶來(lái)沖擊[3] [5][17][32]。 但由于結(jié)果顯示外出務(wù)工對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的生理健康并沒有顯著影響， 可以認(rèn)為隨著遷移 時(shí)間的延長(zhǎng)， 外出務(wù)工帶來(lái)的這種抑郁傾向不會(huì)積累反而會(huì)逐漸緩解。 

4.4 回流對(duì)農(nóng)民工健康的影響 

                描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示， 回流農(nóng)民工與仍在城市務(wù)工農(nóng)民工相比在自評(píng)健康和慢性病患病情況 上存在明顯劣勢(shì)， 農(nóng)村勞動(dòng)力回流過程也存在選擇性。 使用 Logit 回歸模型估計(jì)的是否回流農(nóng)民 工的回流傾向值概率密度函數(shù)如圖 1 （b） 所示。 和是否有外出務(wù)工經(jīng)歷農(nóng)村勞動(dòng)力的情況類似， 不同回流決策下農(nóng)民工的回流傾向值分布差異很大， 同時(shí)他們的回流傾向值在部分位置都出現(xiàn)了 重疊， 我們可以用傾向值匹配方法分析回流對(duì)農(nóng)民工健康的影響。 表 4 報(bào)告了不同傾向值分析方 法再抽樣樣本容量以及協(xié)變量平衡性， 還報(bào)告了控制了遷移選擇性偏差以后是否回流對(duì)農(nóng)民工健 康影響的結(jié)果。 不同匹配方法下的估計(jì)結(jié)果差異不大， 馬氏距離匹配和核匹配估計(jì)結(jié)果均顯示回 流增加了農(nóng)民工自評(píng)不健康的概率， 但對(duì)其心理健康和慢性病患病情況沒有顯著影響。 可以認(rèn) 為， 回流增加了農(nóng)民工自評(píng)不健康的概率。 自評(píng)健康作為綜合反映自我感知健康狀況的健康指標(biāo) 具有較好的信度， 從這個(gè)角度來(lái)說， 由于城鄉(xiāng)社會(huì)文化背景的差異， 農(nóng)民工從城市回流農(nóng)村后自我認(rèn)知理想健康狀態(tài)發(fā)生了變化。 而城鄉(xiāng)二元分割導(dǎo)致農(nóng)村醫(yī)療保障功能和公共服務(wù)體系相 對(duì)薄弱， 無(wú)形的放大回流農(nóng)民工面臨的健康風(fēng)險(xiǎn)， 其主觀健康評(píng)價(jià)變得更差。

                綜合描述性統(tǒng)計(jì)和傾向值分析的研究結(jié)果， 本文的兩個(gè)研究假設(shè)均得到證實(shí)， 即健康選擇和 遷移過程共同影響了不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差異： 我國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力遷移過程存在健康選 擇， 在自評(píng)健康、 心理健康和慢性病患病三個(gè)維度上存在健康移民效應(yīng)， 三文魚偏誤效應(yīng)則在自 評(píng)健康和慢性病患病維度得到證實(shí)； 當(dāng)進(jìn)一步控制了健康選擇性之后， 遷移過程仍影響農(nóng)村勞動(dòng) 力的健康狀況， 外出務(wù)工加劇了農(nóng)村勞動(dòng)力的抑郁傾向， 回流則使得農(nóng)民工的主觀健康評(píng)價(jià)變差。

5 結(jié)論與討論 

                本文基于中國(guó)勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查 2014 年數(shù)據(jù)， 利用傾向值分析方法分析了不同遷移類型農(nóng)村 勞動(dòng)力健康差異的來(lái)源。 研究發(fā)現(xiàn)， 健康狀況較好的農(nóng)村勞動(dòng)力更傾向于外出務(wù)工， 健康狀況較 差的農(nóng)民工會(huì)選擇長(zhǎng)期回流農(nóng)村； 與此同時(shí)， 外出務(wù)工增加了農(nóng)村勞動(dòng)力的抑郁傾向， 而回流則 使農(nóng)民工自評(píng)不健康概率增加。 

                如何提高城鄉(xiāng)勞動(dòng)力的健康水平， 特別是保障不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的身心健康和勞動(dòng)能 力， 是新型城市化背景下通過實(shí)施 “健康中國(guó)” 戰(zhàn)略實(shí)現(xiàn)全方位、 全周期保障人民健康目標(biāo)的重 大學(xué)術(shù)命題和重要現(xiàn)實(shí)問題。 理論和實(shí)證分析結(jié)果顯示， 不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力的健康差 異的確源于健康選擇， 但同時(shí)遷移過程也給農(nóng)村勞動(dòng)力的健康來(lái)帶了沖擊。 相關(guān)政策的制定， 應(yīng) 出臺(tái)建立在保障不同遷移類型農(nóng)村勞動(dòng)力健康權(quán)益之上的相關(guān)政策： 一方面通過建立城鄉(xiāng)一體化 社會(huì)保障制度和均等化公共服務(wù)體系， 推進(jìn)農(nóng)民工的城市融入， 加快農(nóng)民工市民化， 避免農(nóng)民工 因患病被動(dòng)返鄉(xiāng)； 另一方面通過引導(dǎo)醫(yī)療資源向農(nóng)村傾斜和改善農(nóng)村人居環(huán)境， 保障農(nóng)村留守勞 動(dòng)力的健康水平， 引導(dǎo)回流農(nóng)民工助推鄉(xiāng)村振興。 

                需要注意的是， 本文仍面臨一些問題沒有解決。 第一， 在檢驗(yàn)遷移健康選擇機(jī)制時(shí)， 由于樣 本信息限制， 未區(qū)分影響農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工和農(nóng)民工回流的因素， 而是籠統(tǒng)的使用了影響農(nóng)村 勞動(dòng)力遷移決策的因素。 第二， CLDS （2014） 數(shù)據(jù)在人口心理健康方面沒有使用一般微觀調(diào)查常 用的心理健康量表， 僅測(cè)量了農(nóng)村勞動(dòng)力的抑郁傾向。 第三， 本文的研究樣本為 15-64 歲有勞動(dòng) 能力農(nóng)村人口， 因此研究結(jié)論并不適用于包括 “高齡農(nóng)民工” 在內(nèi)的 64 歲以上有勞動(dòng)能力農(nóng)村 人口。 另外， 運(yùn)用諸如工具變量法和倍差分法等工具解決遷移和勞動(dòng)力健康之間的內(nèi)生性也是富 有學(xué)術(shù)價(jià)值的研究方向。

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