内容摘要：本文比较了不同迁移行为农民工的健康差异，从迁移方式和迁移时间两个维度构建了农民工健康状况的分析框架，利用 2014 年中国劳动力动态调查（CLDS）数据和有序选择模型检验了迁移行为影响农民工健康的效应和机制。研究发现农民工的迁移行为存在健康移民效应和三文鱼偏误效应，回归结果显示迁移时间长的农民工自评健康更差，而情感社会支持健康效应并没有显著影响农民工自评健康。本研究为实施推进新型城市化和健康中国战略提供了政策建设。
关键词：迁移行为；农民工；自评健康；有序选择模型
【来源】尚越,石智雷.迁移行为对农民工健康状况的影响[J].调研世界,2020(02):30-36.
一、引言
我国作为世界上人口最多的发展中国家，农村劳动力迁移是工业化和城镇化进程中的重要推力。2011 年我国常住人口城镇化率超过 50%之后，人口城镇化进一步发展：2018 年全国人户分离人口 2.68 亿，流动人口总量 2.41 亿人 。健康是人力资本的重要组成部分，是其他人力资本发挥作用的前提，也是经济社会发展的基础条件。个体健康状况的变化会影响生活质量和生产率，城乡人口健康分布的变化还会影响医疗卫生服务供 给和相关政策制定。当农民工在城乡之间流动，维持较好的身体健康和劳动能力是其在城市务工的基本条件，因此农民工的健康状况尤其值得关注。
迁移行为是影响移民健康的重要因素，国外相关研究关注了从欠发达地区到发达地区的国际迁移，并基本一致认为，随着迁移时间的积累，移民健康状况会逐渐恶化。不少国内学者也关注了农村劳动力迁移行为对其健康状况的影响。基于北京市农民工调研数据以及中国家庭营养与健康调查数据的研究发现，随着时间的推移农民工健康状况呈恶化趋势。有研究进一步考察了迁移行为对农民工健康的影响机制，发现迁移距离是影响农民工健康的重要途径：跨省务工对农民工健康状况存在显著负面影响，省内务工对农民工健康状况没有显著影响。农民工在城市务工行业也会影响其健康状况，制造业和建筑业农民工的健康耗损尤其严重。迁移行为对农民工不同健康维度产生的影响不同，基于中国老年人健康长寿影响因素调查数据的研究发现，迁移后农民工自评健康状况更好，但他评健康状况更差。由于尚未完全融入城市社会，农民工还极易产生负面情绪和心理健康问题。但基于北京市家庭调查数据的研究证实，迁移过程对农民工自评健康产生了影响，但并未影响其心理健康。上述相关研究利用地区性或全国性调查数据，集中分析了迁移行为对农民工健康的影响，但大多数研究没有解释迁移行为为什么会影响农民工健康。
关于迁移行为影响农民工健康状况的内在机制，已有研究主要从以下三方面进行解释：一是迁移压力假说，认为与迁移有关的生理上、社会上和文化上的转变会让农民工难以适应新环境，面临较大的生活压力和精神压力，不利于农民工的身心健康；二是超负荷劳动假说，认为农民工长时间在不良职业环境下的行业和岗位上工作，为了获得更高收入自愿超时工作，导致职业健康危害；三是传染病患病假说，认为农民工自身携带的寄生虫病等也是重要传染源，在陌生社会中来自各方的监督弱化，导致艾滋病及其他传染病在迁移人群中传播的同时也对城市本地居民的身体健康产生威胁。本文结合我国农民工的迁移方式和迁移时间，提出“情感社会支持”和“职业健康危害”两个假说，利用中国劳动力动态调查（CLDS）2014 年数据，对农民工的健康状况进行描述，并在此基础上利用计量模型分析迁移行为对农民工健康影响的内在机制。
二、迁移行为与农民工健康：理论分析
纵观国内外实证研究劳动力健康的文献，从关注社会支持对健康促进作用的医学社会学理论到强调健康具有消费品和投资品双重性质的健康人力资本理论，再到侧重职业健康危害因素分析的劳动经济学理论，和农民工特征相关的劳动力健康解释可以归纳为“情感社会支持”和“职业健康危害”两个核心维度。
（一）配偶随迁、情感社会支持与健康促进
社会支持理论认为各类社会支持有助于应对生活变迁、危机事件和不利环境，并改善健康状况。社会支持通过向家庭成员提供功能性和情感性支持、帮助缓解为了适应新环境产生的压力，减少健康问题，对健康产生缓冲效应；或者社会支持独立于缓解压力，直接促进个体身心健康，对健康产生直接效应。在这两种健康促进效应的作用下，拥有更多来自伴侣、朋友或者家庭成员的心理或物理社会支持的个体比得到较少社会支持个体的身心更为健康。对农民工来说，需要面对适应新环境的迁移压力，社会支持能否促进农民工的身心健康？已有研究大多是对社会支持与农民工健康的相关关系进行验证，也有研究使用回归方法进行了实证检验，均证实了社会支持对农民工健康的促进作用。
独自迁移还是家庭化迁移，这是农民工的重要迁移决策。对大多数独自迁移农民工来说，他们进城务工一段时间，在挣到期望收入之后返回家乡和家人团聚[16]；也有部分农民工会把家人接到城里一同居住。由于农民工子女在城市接受教育过程中存在诸如经济承受能力、学生适应能力、学校接受能力等障碍，农民工在做出是否家庭化迁移决策时常常考虑配偶是否随迁，而并非子女是否随迁。配偶作为农民工家庭中具有特殊身份的成员，能够提供情感社会支持，对农民工的健康能起到促进作用：缓解农民工的迁移压力，让农民工尽快适应城市工作和生活，促进农民工身心健康。
基于上述分析，本文提出第一个研究假设：相对于配偶随迁，独自迁移农民工无法获得来自配偶的情感社会支持，不利于缓解适应迁移环境过程中产生的迁移压力，从而导致独自迁移农民工的健康状况不佳。
（二）长期迁移、职业健康危害与健康耗损
新迁移经济学认为迁移主要目标不仅是预期收入最大化，也受家庭风险最小化约束；迁移不仅可以提高迁移劳动力个人的收入，更重要的是提高相对于其他家庭的收入。当未来工资收入存在不确定性时，劳动力有动力增加其当前劳动供给以获得更多的稳定收入。但不良工作状态会对劳动力的健康产生不利影响，导致呼吸道疾病、慢性病、营养不良和心理疾病发病率的上升。健康人力资本理论认为，与其他形式的人力资本不同，健康既是消费品也是投资品：作为消费品，健康可以满足消费者的需求，使消费者感觉更舒适；作为投资品，健康决定了消费者用于工作和闲暇的健康时间；个体的初始健康存量是先天继承的，健康存量会随着年龄的增长而减少，对健康进行投资可以弥补健康存量的不足。
农民工迁移大多是为了缓解家庭经济压力，但受到户籍制度及自身知识、技能的限制，为了维持生计大多数农民工集中在城市本地职工不愿从事的劳动保护缺失、强度大、环境差的工作岗位，这种不良职业环境成为职业健康危害的重要来源。另一方面，大多农民工将健康人力资本仅视为消费品，把赚取更多的劳动报酬当做迁移的唯一目标，忽视超时劳动给健康带来的危害，导致农民工的平均工作时间远超《劳动法》规定，这种以透支自身健康为代价换来收入的行为也给农民工带来了职业健康危害。由于农民工的闲暇机会成本很高，当农民工长期在充满职业健康危害因素的环境下工作，健康存量下降的同时无法对健康进行投资，最终的结果必然是健康存量的净耗损。
基于上述分析，本文提出第二个研究假设：相对于短期迁移，长期迁移农民工长时间在不良职业环境中工作，加上自愿超时劳动的同时却无法对健康进行投资，随着迁移时间的延长职业健康危害累积，健康存量的净耗损增加。
三、研究设计与数据描述
（一）研究设计
本文试图在农民工的迁移策略和健康状况之间建立因果联系，来解释迁移行为影响农民工健康状况的内在机制。如果把健康视为人力资本积累的过程，生活方式以及遗传、社会经济因素、医疗服务技术等因素共同决定了一个人目前的健康状况。CLDS 问卷把农民工目前的健康状况划分为 5 类：非常不健康、比较不健康、一般、健康和非常健康。要解释迁移行为对农民工健康的影响，还要面临迁移的动态过程。由于缺乏长期跟踪调查数据，本文选择考察农民工的一个截面数据。根据迁移方式和迁移时间的不同，将农民工划分为不同类型，这也体现了他们在迁移策略选择的差异。结合理论分析，将迁移方式划分为配偶随迁和独自迁移，通过比较来考察缺少配偶提供的情感社会支持如何影响农民工健康；将迁移时间划分为长期迁移和短期迁移，通过比较来考察长期在危害健康职业环境下工作如何影响农民工健康。
（二）数据来源与样本
本文选用中山大学社会学调查中心（CSS）执行的中国劳动力动态调查（CLDS）2014 年全国数据。一方面 CLDS 是全国范围内第一个以劳动力为主体的跟踪调查，建立了劳动力、家庭和社区三个层次上的追踪数据库，与本文直接相关的调查内容包括人口与社会经济特征、迁移经历、教育经历、工作经历、健康状况和行为等信息；另一方面 CLDS 采用多阶段、多层次与劳动力规模成比例的概率抽样方法进行抽样，覆盖全国 29 个省、区、市，调查对象为样本家庭户中年龄 15~64 岁的全部劳动力。2014 年 CLDS 最终完成村/居委会问卷 404 份，家庭问卷 14226 份，个体问卷 23594 份，平均每个家庭完成 1.66 份个 体问卷。根据户口和迁移信息，本文将农民工定义为 15~64 岁、过去一年在城市务工的农业劳动力，最终 CLDS（2014）数据中的有效样本为 2377 人。
（三）变量选取
农民工的健康状况是本文的被解释变量，通过调查农民工的自评健康状况来获得。已有研究认为虽然自评健康状况作为评价健康的主观指标存在一定的测量误差，但仍是预测健康状况的较好指标，其稳健性甚至优于客观健康度量指标。根据 CLDS（2014）的设计，调查自评健康的问题表述为“您认为自己现在的健康状况如何”，要求被访者单选以下 5 项之一：“非常健康=1”“健康 =2”“一般=3”“比较不健康=4”和“非常不健康=5”。 本文将非常不健康、比较不健康、一般、健康和非常健康分别赋值 1~5，即自评健康状况得分越高者自评健康状况越好。
本文的核心变量为农民工的迁移行为，分别从迁移方式和迁移时间两个维度来体现。用是否有配偶随迁衡量农民工的迁移方式，将配偶随迁赋值为 1，独自迁移赋值为 0；将农民工最近一次跨县迁移滞留的时间视为迁移时间，超过一年视为长期迁移赋值为1，否则视为短期迁移赋值为0。为了尽量消除变量遗漏带来的估计偏差，本文还引入了两组控制标量：一组是影响农民工健康状况的普遍性因素，包括生活方式、医疗保障和社会经济因素，具体分解为过度饮酒、吸烟、被动吸烟、体型、睡眠、医疗保险覆盖和地区差异；另一组是农民工的个人和家庭特征，如年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、目前从业状态、家庭同住人口规模和家庭人均收入等。上述变量的说明及统计描述如表 1 所示。
（四）计量方法
本文的被解释变量自评健康状况是一个有序选择变量，由于有序选择变量相邻选项之间的距离存在不可比性，直接采用普通最小二乘法并不可取，因此采用 Ordered Logit 有序选择模型来估计。该模型假设存在一个能够代表被解释变量但又不可直接观测的潜变量 y * ，在本文中为无法观测到的农民工潜在自评健康状况 SRH* ，y 为实际观测到的自评健康状况 SRH。因此，农民工潜在自评健康的回归方程为：
其中，Mi 表示第 i 个农民工的迁移策略，Wi 表示影响第 i 个农民工健康状况的普遍性因素，Xi表示第 i 个农民工的个人和家庭特征，误差项? 服从逻辑分布。SRH* 满足以下选择条件：当 ? ? ? SRH ? ? 时， SRH i i ? ? ( 1,2,3,4,5) ，其中 ?0 5 ? ? 为阈值，且 ?0 ? ?? ， ?5 ? ?? ， ?1 2 、 、? ?3 4 、? 为待估参数。潜变量 SRH* 与实际观测值 SRH 的关系如下所示： 如果 SRH* ≤μ1，则农民工认为自己身体非常 不健康，即 SRH=1； 如果 μ1<srh* ≤μ2，则农民工认为自己身体比="" 较不健康，即="" srh="2；" 如果="" μ2<srh*="" ≤μ3，则农民工认为自己身体状="" 况一般，即="" μ3μ4，则农民工认为自己身体非常健康，即 SRH=5； 如果用 ?( ) X 代表标准逻辑分布的累计分布函数，那么农民工自评健康实际观测值的累计分布函数可以表示为：
其中， 01 2 3 ( ) iii f X MWX ? ? ? ?? ? ?? 。对于
Ordered Logit 模型采用最大似然法估计。已有研究认为，使用非线性模型最大似然法和最小二乘法的参数估计结果相差不大，本文实证分析同时汇报了 Ordered Logit 下最大似然估计结果和相应的最小二乘法估计结果。
四、农民工的迁移行为与健康特征
（一）农村劳动力的健康状况整体不及城市劳动力
受我国城乡二元结构限制，城乡劳动力在诸多特征上存在明显差异，健康状况也表现出二元特征。数据分析显示，城市劳动力的自评健康状况比农村劳动力的自评健康状况要好。相比之下，农村劳动力认为自己身体健康状况一般、比较不健康和非常不健康的比重显著高于城市劳动力，具体见表 2。
（二）健康状况较好的农村劳动力选择进城务工
农村劳动力进城务工过程存在明显的健康移民效应，正在城市务工农民工群体的健康状况明显好于留守农村或长期回流到农村劳动力的健康状况。表 2 结果显示，目前在农村务工的劳动力中自评健康为非常健康和健康的比重明显低于农民工群体的比重。另外，正在城市务工的农民工认为自己身体健康状况不好的比重也明显低于没有进城务工经历的农村留守劳动力。
（三）健康状况较差的农民工选择回流到农村
和在城市务工的农民工群体相比，已经返乡农民工的健康状况更差。从表 2 中可以看到，农民工群体认为自己身体健康状况不好的比重明显低于长期回流劳动力。表 3 结果显示，在农村务工劳动力内部，农村长期回流劳动力两周内自报患病、两周内就诊和一年内需要住院的比重都比留守劳动力要高。该结论显示，我国农村迁移劳 动力中存在三文鱼偏误效应，即健康状况较差的农民工会选择回流农村，这与大多已有研究的结论是一致的。
不同回流时间农民工健康状况存在差异，也为三文鱼偏误效应提供了证据。表 2 结果显示，农村暂时回流劳动力认为自己身体健康的比重高于长期回流劳动力。CLDS 针对暂时回流劳动力和长期回流劳动力的回乡原因都做了调查， 超过10%的长期回流劳动力是因为身体因素限制 返乡。
五、迁移行为对农民工健康状况的影响：计量分析
根据前文的理论分析和研究设计，本文从迁 移方式和迁移时间两个维度来研究迁移过程对农民工健康状况的影响。根据是否配偶随迁，考察迁移方式对农民工健康状况的影响；根据是否长期迁移，考察迁移时间对农民工健康状况的 影响。
（一）迁移方式对农民工健康状况的影响
表 4 为迁移方式对农民工自评健康状况的回归结果，模型（1）到（3）采用了Ordered Logit 模型，模型（4）汇报了最小二乘法的估计结果， 基本与模型（3）的估计结果一致。模型（3）结果显示，相比于独自迁移，配偶随迁农民工认为 “潜在自评健康状况”为非常不健康的概率下降了 4%，也就是说，随迁配偶提供情感社会支持促进了农民工的自评健康状况，但这个影响是不显著的。因此，本文的第一个研究假设情感社会支持 假说没有得到证实。
相比于配偶随迁，独自迁移对农民工的自评健康状况不存在显著影响，情感社会支持并没有显著影响农民工的自评健康。可能是因为独自迁移农民工在城市过着“一人吃饱全家不饿”的生活，不用负担随迁家属的生活开支，经济压力较小，满足感和幸福感更强。虽然夫妻分离使得农民工缺少来自配偶的情感性和功能性社会支持，但农民工在城市建立了自己的生活圈子，能够通过在城市的社会关系网络获得其他类型的社会支持，这从某种程度上缓解了农民工的迁移压力。 上述两种影响叠加后，表现为来自配偶的情感社会支持对农民工健康影响的不显著。
（二）迁移时间对农民工健康状况的影响
表 4 给出了迁移时间对农民工自评健康状况的回归结果，相比于短期迁移，长期迁移农民工认为“潜在自评健康状况”为非常不健康的概率上升了28%，这一结果在 5%统计水平上显著，验证了本文的第二个研究假设，即职业健康危害假说。
长期迁移农民工的职业健康损害是否导致了更严重的慢性病？进一步比较不同迁移时间农民 工慢性病患病情况发现，长期迁移农民工的慢性病患病率显著高于短期迁移农民工。表 5 为不同迁移时间农民工慢性病患病情况，对不同迁移时间农民工来说，慢性病患病率排在前五位的均为高血压、糖尿病、哮喘、肝炎和冠心病。不同迁移时间农民工在哮喘和肝炎的患病率上几乎没有差异，但长期迁移农民工的高血压、糖尿病和冠心病 患病率显著高于短期迁移农民工，这类心血管疾病 患病导致农民工日常产生头昏、头晕、乏力和肢体麻木等症状，使得长期迁移农民工的自评健康状况 更差。这一结论也进一步佐证了我国农民工迁移行 为中的三文鱼偏误效应，当长期迁移农民工的健康状况恶化到不能够在城市生存时只得回流到农村，能够在城市长期生活的农民工健康状况更好。
六、结论与启示
本文基于医学社会学、新迁移经济学和劳动经济学理论，从农民工的迁移方式和迁移时间两个维度来构建农民工健康的分析框架，基于 2014 年中国劳动力动态调查（CLDS）数据来检视迁移行为对农民工健康的影响机制，主要发现包括以下几个方面：第一，农民工迁移行为存在健康移 民效应和三文鱼偏误效应，健康状况较好的农村劳动力选择进城务工，健康状况较差的农民工选择回流到农村；第二，夫妻一同进城务工，配偶提供的情感社会支持并未显著影响农民工自评健康；第三，长期迁移使得农民工自愿超时工作时间更长，慢性病患病率可能更高。
随着城镇化的发展，大量农民工在城乡之间、地区之间往复流动已经成为一种社会常态。于是，相关社会政策的制定，应该建立在为农民工的身心健康提供有效帮助的基础上。第一，提倡健康文明的生活方式，引导合理膳食，推动全民健身，做好农民工心理健康知识和心理疾病科普工作。 第二，将农民工纳入社会保障对象，逐步解决其居无定所、就医困难、子女入学困难等一系列依附在户籍制度之上的社会保障问题。第三，推进农民工的基本公共服务均等化改革，将其纳入社区卫生计生服务对象，为其逐步落实基本公共卫生计生服务。第四，有针对性地对农民工聚集的、存在超时劳动的重点行业和地区进行专项整治，改善就业环境和劳动条件，减少职业危害因素，让农民工和城市本地职工一样成为受到劳动政策保护的普通劳动者。
本文利用微观数据进行了实证研究，是对现有研究的补充和完善，为控制影响健康的社会因素，更好推进新型城市化和健康中国战略提出了有效的政策建议，未来本研究还将在以下几个方面做进一步探讨：第一，内生性问题没有解决，需要进一步寻找合适的工具变量；第二，无法利用农民工在城市务工的累积时间，仅使用最近一次在城市务工时间划分农民工的迁移时间；第三，模型的整体 拟合优度并不高，如何更全面地理解和解释农民工迁移过程还有很大的研究空间。
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