中老年“農(nóng)轉(zhuǎn)非”城市居民的健康風(fēng)險(xiǎn)更高嗎？

方黎明，郭 靜

（1. 對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 保險(xiǎn)學(xué)院，北京 100029；2. 華中科技大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，湖北 武漢 430074）

一、問(wèn)題的提出

2016年中共中央和國(guó)務(wù)院聯(lián)合頒發(fā)的《“健康中國(guó)2030”規(guī)劃綱要》提出，要把健康擺在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位，將促進(jìn)健康的理念融入公共政策制定與實(shí)施的全過(guò)程。這意味著需要在宏觀政策和制度層面思考我國(guó)居民的健康問(wèn)題。戶籍制度是獨(dú)具中國(guó)特色的基本的社會(huì)管理制度，該制度將城鄉(xiāng)居民分為農(nóng)村戶口和非農(nóng)村戶口的二元身份；限制了居民城鄉(xiāng)間遷移，造成城鄉(xiāng)居民生活水平的巨大差異（Cheng和Selden，1994;Chan和Zhang，1999）。改革開放以來(lái)，我國(guó)戶籍制度對(duì)人口流動(dòng)的行政管制有所松動(dòng)，越來(lái)越多的農(nóng)村居民開始流向大中城市尋求工作機(jī)會(huì)。中國(guó)城市來(lái)自農(nóng)村的移民主要分成兩種類型，一種是流入城市的農(nóng)民工，亦稱城鄉(xiāng)流動(dòng)人口，他們?nèi)匀槐Ａ糁r(nóng)村戶口身份。另一種是通過(guò)接受較長(zhǎng)時(shí)間的教育、提干、招工和購(gòu)房等的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”途徑獲得城市戶口的居民，與農(nóng)民工不同，他們持有城市戶口，并可以獲得城市原住居民同等的就業(yè)、公共服務(wù)和社會(huì)福利權(quán)利，實(shí)現(xiàn)了向上的社會(huì)流動(dòng)（鄧曲恒和古斯塔夫森，2007）。

2014年國(guó)務(wù)院頒布的文件《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見》，提出取消農(nóng)村和非農(nóng)村戶口，試圖建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的戶口登記制度，逐步把城鄉(xiāng)流動(dòng)人口轉(zhuǎn)變?yōu)槭忻瘛?016年國(guó)務(wù)院印發(fā)《推動(dòng)1億非戶籍人口在城市落戶方案》，提出“十三五”期間，城鄉(xiāng)區(qū)域間戶籍遷移壁壘加速破除，年均轉(zhuǎn)戶1 300萬(wàn)人以上?？梢灶A(yù)見，巨量的城鄉(xiāng)流動(dòng)人口將獲得城市戶口居民同等的權(quán)利，成為新興的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民。那么戶籍身份的轉(zhuǎn)化或者并軌是否意味著他們與城市原住居民（一出生就是非農(nóng)戶口）的健康風(fēng)險(xiǎn)趨同呢？農(nóng)村生活的經(jīng)歷是否導(dǎo)致他們面臨更高的健康風(fēng)險(xiǎn)呢？

由于目前尚無(wú)法直接觀察到這些新興農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民與城市原住居民在未來(lái)的健康風(fēng)險(xiǎn)的差異。為了回答上述問(wèn)題，我們將眼光轉(zhuǎn)到那些曾經(jīng)歷過(guò)從農(nóng)村戶口到非農(nóng)戶口轉(zhuǎn)換的群體身上。

目前學(xué)術(shù)界主要關(guān)注城鄉(xiāng)短期移民，即農(nóng)民工的健康風(fēng)險(xiǎn)。已有研究揭示，由于農(nóng)村戶口身份的限制，農(nóng)民工與當(dāng)?shù)爻鞘袘艏丝谙啾容^，他們?cè)诠ぷ鳈C(jī)會(huì)、收入、住房、社會(huì)保障、勞動(dòng)保護(hù)和工作環(huán)境均處于不利的地位（陸益龍，2002；Liu，2005）。上述因素導(dǎo)致他們面臨較高的健康風(fēng)險(xiǎn)（苑會(huì)娜，2009；朱玲，2009）。然而，農(nóng)轉(zhuǎn)非這一城市永久移民的健康風(fēng)險(xiǎn)還沒有得到深入研究。Grossman（1972）指出，健康存量是生命歷程中多種因素累積影響的結(jié)果。本文的基本邏輯是：盡管通過(guò)農(nóng)轉(zhuǎn)非途徑，這些來(lái)自農(nóng)村的居民獲得了城市戶口身份，不再受農(nóng)村戶籍身份的束縛，獲得了與城市原住居民同等甚至更具優(yōu)勢(shì)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，在生活方式上逐漸趨同；然而，同城市原住居民相比較，遷入城市的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民童年在農(nóng)村生活期間普遍經(jīng)歷過(guò)更為嚴(yán)重的營(yíng)養(yǎng)不良，甚至饑餓問(wèn)題（Lin，1990；Meng等，2015），難以享受均等的醫(yī)療衛(wèi)生、自來(lái)水和教育等公共服務(wù)；上述經(jīng)歷對(duì)健康可能有長(zhǎng)期的負(fù)面影響；中老年期是潛伏的健康問(wèn)題的爆發(fā)期，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在生命歷程早期階段暴露于上述不利因素，可能導(dǎo)致他們進(jìn)入中老年階段后，相對(duì)于城市原住居民面臨更高的健康風(fēng)險(xiǎn)。

本文主要探索是：（1）在研究主題上，相對(duì)于此前移民健康研究對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非群體健康風(fēng)險(xiǎn)的忽略，本文將聚焦于這個(gè)群體與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異，并考察這種差異是否在中年階段和老年階段有所不同，教育程度的增加是否能夠消除早年農(nóng)村生活經(jīng)歷的不利影響；（2）在研究方法上，本文考慮了樣本選擇導(dǎo)致的估計(jì)偏差，同時(shí)進(jìn)行了更為嚴(yán)格的穩(wěn)健性檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)。此前關(guān)于城鄉(xiāng)短期流動(dòng)人口的研究忽略了流動(dòng)人口因健康問(wèn)題返鄉(xiāng)導(dǎo)致的樣本選擇問(wèn)題。本文通過(guò)比較樣本選擇糾正前后的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，不進(jìn)行樣本選擇糾正嚴(yán)重低估了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民曾經(jīng)的農(nóng)村戶口身份和教育程度對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。本文通過(guò)多種方式進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和安慰劑檢驗(yàn)，研究結(jié)果穩(wěn)健可靠。

二、文獻(xiàn)評(píng)述與模型設(shè)定

國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界在研究城鄉(xiāng)人口遷移時(shí)多參照國(guó)際移民文獻(xiàn)。這些文獻(xiàn)研究表明，由于移民健康效應(yīng)作用的存在，移民初始健康通常優(yōu)于來(lái)源地，亦優(yōu)于流入地（Anson，2004；Margolis，2010）。國(guó)際移民研究也發(fā)現(xiàn)，同流入地相比較，盡管移民在移民初期具有健康優(yōu)勢(shì)，但隨著移民安頓后，由于與流入地居民生活方式和生活環(huán)境的同化，健康也出現(xiàn)同化效應(yīng)，他們的健康優(yōu)勢(shì)消失甚至惡化（De Maio和Kemp，2010）。牛建林（2013）針對(duì)中國(guó)城鄉(xiāng)流動(dòng)人口的研究也有同樣的發(fā)現(xiàn)，戶籍制度的選擇作用使更為健康的農(nóng)村勞動(dòng)力流入城市，他們相對(duì)于城市戶口居民和農(nóng)村未遷移居民更具健康優(yōu)勢(shì)，故流動(dòng)人口能夠提高城市地區(qū)的平均健康水平（牛建林，2013）。

此前國(guó)內(nèi)移民健康研究主要關(guān)注城鄉(xiāng)流動(dòng)人口，而忽略了對(duì)城市永久移民中有農(nóng)村生活經(jīng)歷的農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民的健康風(fēng)險(xiǎn)的研究，并且在移民健康研究中忽略了樣本選擇和內(nèi)生性導(dǎo)致的估計(jì)偏差問(wèn)題。（1）樣本選擇偏差。像此前許多研究一樣，本文因變量采取自評(píng)健康狀況，但我們無(wú)法觀察到已經(jīng)死亡的調(diào)查對(duì)象和其他原因沒有追蹤到的調(diào)查對(duì)象的自評(píng)健康狀況，如果自評(píng)健康因變量的缺失與健康的影響因素相關(guān)，就難以獲得一致性估計(jì)。（2）內(nèi)生性偏差問(wèn)題。收入和健康行為等自變量也可能與健康間存在反向因果關(guān)系。

就經(jīng)濟(jì)學(xué)角度而言，Grossman（1972）首次構(gòu)建了分析健康需求的理論模型。該模型假定個(gè)體可以繼承一定的健康存量，該存量隨年齡增長(zhǎng)而減少，但可以通過(guò)投資而增加（如維持健康生活方式、購(gòu)買醫(yī)療服務(wù)投資于健康）。Grossman的模型已經(jīng)成為研究健康需求和健康影響因素的標(biāo)準(zhǔn)模型。國(guó)內(nèi)外學(xué)者基于該模型，對(duì)健康風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。本文也基于Grossman的健康需求理論模型進(jìn)行實(shí)證分析。

為了處理可能存在的內(nèi)生性偏差和樣本選擇偏差，本文利用兩期微觀數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)第t到t+1期間城市戶口居民的戶籍屬性以及其他特征對(duì)第t+1 期個(gè)人健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。其中，健康風(fēng)險(xiǎn)使用自評(píng)健康狀況來(lái)衡量。這種方法只能在一定程度控制但無(wú)法完全解決內(nèi)生性偏差，這也是本文的一個(gè)局限。樣本選擇校正采用下列方法，先采用t期數(shù)據(jù)估計(jì)調(diào)查對(duì)象在t+1期是否有健康觀測(cè)值的概率單位模型，并得到估計(jì)值。然后，針對(duì)納入模型的調(diào)查對(duì)象計(jì)算反米爾斯比（inverse m ills ratio）。最后，把反米爾斯比納入健康需求函數(shù)中（伍德里奇，2015）?；谏鲜龇治?，本文建立如下基礎(chǔ)計(jì)量模型：

本文使用的樣本來(lái)自多階段抽樣，由于同一縣（市）內(nèi)城市居民面臨的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平、生活環(huán)境、生活方式和醫(yī)療條件等高度相似或一致，而這些因素都會(huì)影響健康風(fēng)險(xiǎn)，致使同一城市居民健康風(fēng)險(xiǎn)的誤差項(xiàng)相關(guān)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文所有模型均在縣（市）級(jí)層次進(jìn)行聚類（cluster）校正。同時(shí)，本文所有模型均使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行穩(wěn)健估計(jì)。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源和樣本特征

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與變量界定

本文使用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查（CHARLS）2013年和2015年兩期數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)的調(diào)查對(duì)象為45歲及以上中老年城鄉(xiāng)居民，涵蓋了中國(guó)大陸28個(gè)省150個(gè)縣，具有較好的全國(guó)代表性。本文只考察這兩年期間居住在城市擁有城市戶口的居民，經(jīng)過(guò)對(duì)2013年和2015年的數(shù)據(jù)清理，最終獲得2013年城市戶口居民的有效樣本量為3 044個(gè)，2015年追蹤到城市戶口居民有效樣本量為2 280個(gè)，在兩次調(diào)查期間，由于調(diào)查對(duì)象死亡或其他多種原因，結(jié)果導(dǎo)致樣本量損失764個(gè)。本文所有數(shù)據(jù)分析均采用統(tǒng)計(jì)軟件stata14.2

本文的因變量健康風(fēng)險(xiǎn)使用了2015年自評(píng)健康狀況，這是總體性健康評(píng)價(jià)指標(biāo)。本研究衡量自我健康風(fēng)險(xiǎn)水平的問(wèn)題為“您覺得您目前的身體健康狀況是？”（1=極好；2=很好；3=好；4=一般；5=差）；盡管該指標(biāo)具有主觀性，但它不僅與患病率和死亡率等客觀健康指標(biāo)高度相關(guān)，很好地反映了個(gè)體的客觀健康狀況，而且數(shù)據(jù)較易獲取和質(zhì)量較高（Gerdtham等，1999）。國(guó)內(nèi)頂級(jí)期刊大量文章也采用自評(píng)健康來(lái)衡量調(diào)查對(duì)象的總體健康狀況（封進(jìn)和余央央，2007；潘杰等，2013；胡安寧，2014）。核心處理變量是城市戶口居民的戶口性質(zhì)（0=城市原住居民；1=“農(nóng)轉(zhuǎn)非”居民）以及戶口所在地（1=非本地；0=本地）。其中，城市原住居民指因父母是城市戶口，一出生就是城市戶口的居民 。農(nóng)轉(zhuǎn)非居民指初始戶口為農(nóng)村戶口，通過(guò)“農(nóng)轉(zhuǎn)非”途徑獲得城市戶口的居民。

控制變量包括社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位特征（教育水平和家庭年人均消費(fèi)支出）、社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參保情況（1=參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)；0=未參保）、生活方式（1=吸煙或曾吸煙；0=從未吸煙），以及人口特征，主要包括性別（1=男性；0=女性）、年齡和年齡平方、婚姻狀態(tài)（1=有配偶；0=離婚離異、從未婚及喪偶）、居住地區(qū)（1=東部；2=中部；3=西部）和家庭規(guī)模；其中教育水平根據(jù)國(guó)際文獻(xiàn)的通用分類方法將其分成三種類型，即低教育程度（初中及以下）；中等教育程度（高中及中專），以及高教育程度（包括大專及以上）。我們采用了消費(fèi)而沒有采用收入指標(biāo)來(lái)衡量城市戶口居民的經(jīng)濟(jì)狀況，因?yàn)橄M(fèi)更能代表家庭長(zhǎng)期的收入狀況，偏差較小。調(diào)查對(duì)象通常對(duì)告知他人自己的收入比較敏感，在調(diào)查實(shí)踐中也經(jīng)常存在較多漏報(bào)和缺失值，但一般都較愿意報(bào)告消費(fèi)的情況（雷曉燕等，2015）。本文消費(fèi)支出主要包括過(guò)去一年的旅游、教育和耐用品等消費(fèi)支出，而不包括醫(yī)療消費(fèi)和食品消費(fèi)支出，因?yàn)獒t(yī)療消費(fèi)支出與健康互為因果，存在內(nèi)生性；而食品消費(fèi)支出易受調(diào)查對(duì)象消費(fèi)習(xí)慣和季節(jié)的影響，并可能存在較多的記憶偏誤。

（二）樣本特征和比較

表1報(bào)告了中老年城市戶口居民的樣本特征，比較了城市原住居民與農(nóng)轉(zhuǎn)非群體在健康風(fēng)險(xiǎn)、人口特征和社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等方面的差異，并對(duì)此兩個(gè)群體上述特征通過(guò)方差分析的方式進(jìn)行均值相等性檢驗(yàn)。從自評(píng)健康看，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高，但從均值檢驗(yàn)的結(jié)果看，這兩個(gè)群體的健康風(fēng)險(xiǎn)的差異僅具有弱顯著性（p =0.082）。從戶口是否在本地看，農(nóng)轉(zhuǎn)非群體離開戶口所在地的比例顯著較高。從社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)參保情況看，兩個(gè)群體參保率均在 95% 左右，其中，原住居民參保比例顯著較高。就消費(fèi)支出而言，原住居民消費(fèi)支出相對(duì)較高，但均值檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩個(gè)群體的消費(fèi)支出并不具有顯著性差異；就教育水平而言，原住居民中接受過(guò)中等教育的居民的比例顯著高于農(nóng)轉(zhuǎn)非群體，而低教育水平居民所占的比例顯著低于農(nóng)轉(zhuǎn)非居民；但農(nóng)轉(zhuǎn)非居民接受高等教育的比例略高于城市原住居民。不過(guò)，均值檢驗(yàn)的結(jié)果表明，這兩個(gè)群體在接受高等教育水平的比例上并不具有顯著性差異?？梢?，從社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位特征看，與此前研究發(fā)現(xiàn)不同的是，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民并不具有優(yōu)勢(shì)，這可能與本研究使用的樣本是中老年人有關(guān)。不過(guò)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與城市原住居民相似度較高，尤其是在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高群體中。從吸煙比例看，兩個(gè)群體吸煙率在42%左右，其中，城市原住居民吸煙率稍高于農(nóng)轉(zhuǎn)非居民，但不具有顯著性差異。從人口特征看，兩個(gè)群體除了農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的家庭規(guī)模顯著較大以及在中部地區(qū)分布比例顯著較高外，他們?cè)谛詣e比例、在婚率、年齡以及在東部和西部的分布比例均不具有顯著性差異?？梢?，處于中老年階段的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位特征、健康行為和人口特征等方面都具有較高的相似度，具有趨同性。

表1 城市戶口居民樣本特征及其比較

四、研究發(fā)現(xiàn)

（一）城市農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與原住居民的健康風(fēng)險(xiǎn)的差異

表2中模型 1.1 先不考慮樣本選擇，直接對(duì)城市戶口居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的影響因素進(jìn)行回歸分析，接著采用樣本選擇糾正方法進(jìn)行了回歸分析（見模型 1.2）；同時(shí)估計(jì)了自變量對(duì)自評(píng)健康差的邊際效應(yīng)。結(jié)果表明反米爾斯比 IMR 顯著度較高，兩種方法的結(jié)果也存在較大差異，這意味著模型 1.1存在較為嚴(yán)重的樣本選擇偏差，需要進(jìn)行樣本選擇糾正。就本文主要考察的自變量而言，雖然兩種方法的結(jié)果均表明相對(duì)于城市原住居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民健康風(fēng)險(xiǎn)顯著較高，但模型 1.2 進(jìn)行樣本選擇糾正后系數(shù)相當(dāng)于模型 1.1 系數(shù)的 3 倍。就邊際效應(yīng)而言，同城市原住居民相比較，模型 1.1 表明農(nóng)轉(zhuǎn)非居民自評(píng)健康差的概率約增加 0.020，即約 2 個(gè)百分點(diǎn)；而在樣本選擇糾正后，模型 1.2 農(nóng)轉(zhuǎn)非居民健康差的概率約增加 0.061，即約 6 個(gè)百分點(diǎn)，增加的概率同樣相當(dāng)于未進(jìn)行樣本糾正的 3 倍。在本文使用的樣本中，自評(píng)健康差的概率均值約為 0.138。因此，0.061 相當(dāng)于樣本自評(píng)健康差概率均值的 44%?？梢?，相對(duì)于城市原住居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民的健康風(fēng)險(xiǎn)顯著較高。

模型1和模型2在主要控制變量的結(jié)果上也存在較大差異。模型1.1結(jié)果表明，是否離開戶口所在地對(duì)自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著影響；然而，進(jìn)行樣本選擇糾正后，模型1.2是否離開戶口所在地系數(shù)不僅變?yōu)轱@著，而且系數(shù)明顯增加，相當(dāng)于模型1.1系數(shù)的8倍。就邊際效應(yīng)而言，離開戶口所在地城市戶口居民自評(píng)健康差的邊際概率從0.007增加到約0.05。在模型1.1中是否參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著影響，但進(jìn)行樣本選擇糾正后，參加社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)的城市戶口居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)反而顯著較高。這可能存在兩方面的原因：首先，醫(yī)療保險(xiǎn)中經(jīng)典的逆向選擇問(wèn)題，即健康更差的人更傾向于參加醫(yī)療保險(xiǎn)；其次，醫(yī)療保險(xiǎn)增加了城市戶口居民醫(yī)療服務(wù)的利用，更易發(fā)現(xiàn)自身存在的健康風(fēng)險(xiǎn)隱患。在兩個(gè)模型中消費(fèi)支出均能夠降低自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)，其中，樣本選擇糾正后消費(fèi)支出的系數(shù)有所增加。就教育水平而言，同低教育水平群體相比較，在模型1.1中，僅接受過(guò)大專以上教育的城市戶口居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)有所降低，并僅具有弱顯著性（p＜0.10），而中等教育與之無(wú)顯著差異，但模型1.2進(jìn)行樣本選擇糾正后，中等教育和高等教育均能顯著降低自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)，系數(shù)和顯著度都明顯增加。就邊際效應(yīng)而言，在進(jìn)行樣本選擇糾正后，同低教育程度的城市戶口居民相比較，中等教育程度和高教育程度的群體自評(píng)健康差的概率分別減少約7個(gè)和15個(gè)百分點(diǎn)?？梢?，教育在降低健康風(fēng)險(xiǎn)中的效用非常大。從生活方式看，模型1.1表明吸煙增加了自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)，但僅具有弱顯著性，而在樣本選擇糾正后，吸煙對(duì)自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著影響。

表2 城市戶口居民健康風(fēng)險(xiǎn)的主要影響因素

同時(shí)，作者依托基準(zhǔn)模型1.2，采用了嵌套模型的方式，逐步放入人口特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位（教育、消費(fèi)）、生活方式等以及醫(yī)療保險(xiǎn)等變量，以考察農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異是否通過(guò)上述中介因素對(duì)自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，這些因素對(duì)戶口屬性與健康風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)系數(shù)基本沒有影響，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)仍然顯著較高。因此，這兩個(gè)群體健康風(fēng)險(xiǎn)的差異主要不是上述中介因素的作用導(dǎo)致的，這也與表1中農(nóng)轉(zhuǎn)非居民和城市原住居民主要特征高度相似的結(jié)果一致。限于篇幅，文章未通過(guò)表格報(bào)告上述嵌套過(guò)程及結(jié)果。

（二）中年及老年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異

上述分析結(jié)果表明，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)顯著高于城市原住居民，那么，在不同年齡段的城市居民中，這種健康風(fēng)險(xiǎn)的差異是否有變化呢？下文分別對(duì) 45?59 歲中年以及 60 歲以上老年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異進(jìn)行考察。表3結(jié)果表明，與模型 1.2 結(jié)果一致，在兩個(gè)年齡段的群體中，同城市原住居民相比較，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的健康風(fēng)險(xiǎn)均顯著較高；從邊際效應(yīng)看，相對(duì)于城市原住居民，中年階段農(nóng)轉(zhuǎn)非居民自評(píng)健康差的概率增加約 4.8 個(gè)百分點(diǎn)，而老年階段農(nóng)轉(zhuǎn)非居民自評(píng)健康差的風(fēng)險(xiǎn)約增加 7.5 個(gè)百分點(diǎn)?？梢姡S著年齡的增長(zhǎng)，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的差距有擴(kuò)大趨勢(shì)。

表3 中年和老年城市戶口居民健康風(fēng)險(xiǎn)的主要影響因素

就其他主要控制變量而言，與模型1.2結(jié)果一致，離開戶口所在地的中年和老年城市戶口居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)均顯著較高；吸煙仍然對(duì)兩個(gè)年齡群體的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著影響。在中年和老年城市戶口居民中，教育水平均能有效降低自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)。但從社會(huì)醫(yī)療保險(xiǎn)看，在中年城市戶口居民中，參保居民的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)顯著較高，而在老年群體中，是否參保與自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)無(wú)顯著關(guān)系，這意味著醫(yī)療保險(xiǎn)逆向選擇問(wèn)題在城市中年群體中可能更為普遍；而老年群體由于疾病風(fēng)險(xiǎn)普遍更高，醫(yī)療保險(xiǎn)參保逆向選擇問(wèn)題并不突出。

（三）教育與城市戶口居民的健康風(fēng)險(xiǎn)

有研究指出，相對(duì)于城市居民，來(lái)自農(nóng)村的居民接受高中及以上教育的健康回報(bào)更高（胡安寧，2014）。那么，接受更高程度的教育能否縮小農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異呢？更高的教育水平能否消除由于農(nóng)村生活經(jīng)歷導(dǎo)致的健康不平等呢？為了考察此問(wèn)題，在基準(zhǔn)模型1.2基礎(chǔ)上，表4構(gòu)建了戶口性質(zhì)與教育程度的交互項(xiàng)，以比較同等教育程度農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異。由模型3.1和3.2可見，在同樣低教育程度和中等教育程度的農(nóng)轉(zhuǎn)非居民和城市原住居民間，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的健康風(fēng)險(xiǎn)均顯著高于城市原住居民；只有在高等教育的城市居民間，他們間的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)不再具有顯著差異。上述結(jié)果在中年和老年城市居民中基本一致?？梢?，只有接受大專以上教育才能夠消除農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的不平等。同時(shí)，值得指出的是，在農(nóng)轉(zhuǎn)非居民和城市原住居民內(nèi)部，教育程度的提高均能降低自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)。表4模型3.3和3.4分別考察了教育對(duì)中年和老年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，教育程度的增加有效地降低了健康風(fēng)險(xiǎn)。在城市原住居民中，教育也發(fā)揮了同樣的效果（模型3.1和3.2中，當(dāng)交互項(xiàng)為0時(shí)，非交互項(xiàng)系數(shù)即是城市原住居民教育的健康效應(yīng)）。

表4 教育與城市戶口居民的健康風(fēng)險(xiǎn)

（四）安慰劑檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到可能存在的遺漏變量和測(cè)量誤差等問(wèn)題帶來(lái)的內(nèi)生性威脅，本文也實(shí)施了安慰劑檢驗(yàn)（placebo test）。就本文研究主題而言，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的差異可能并不是由于農(nóng)轉(zhuǎn)非居民曾經(jīng)有農(nóng)村生活經(jīng)歷造成的，而是這兩個(gè)群體本身現(xiàn)在的生活方式及其對(duì)是否健康的認(rèn)知不同造成的。上文模型無(wú)法有效控制上述遺漏變量。就本文而言，理想的安慰劑是與農(nóng)村早年生活經(jīng)歷無(wú)關(guān)，由基因變異隨機(jī)決定的健康變量，如天生言語(yǔ)聽力等殘疾，但Charls數(shù)據(jù)天生殘疾樣本量過(guò)小，無(wú)法形成有效估計(jì)。本文以2013?2015年兩次調(diào)查期間，調(diào)查對(duì)象健康狀態(tài)的變化作為安慰劑。其理由如下：本文農(nóng)轉(zhuǎn)非群體均是中老年人，他們?cè)谇鄩涯陼r(shí)期已經(jīng)完成了農(nóng)轉(zhuǎn)非并遷入城市過(guò)程，他們?cè)趦纱握{(diào)查期間與城市原住居民一樣均在城市生活。因此，盡管他們當(dāng)前的健康狀態(tài)受此前農(nóng)村生活經(jīng)歷的影響，但是他們兩次調(diào)查期間的健康狀態(tài)的變化不受農(nóng)村生活經(jīng)歷的影響。下文安慰劑檢驗(yàn)將以2013年健康狀況為基準(zhǔn)，被解釋變量替換為自報(bào)過(guò)去兩年健康變化狀況（虛擬變量，包括變好、不變和變差），自變量與基準(zhǔn)模型1.2一致，對(duì)城市戶口居民過(guò)去兩年健康風(fēng)險(xiǎn)變化進(jìn)行multinomial logit回歸分析。如果過(guò)去兩年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的變化不存在顯著差異，則意味著我們的邏輯獲得了支持，即潛在的遺漏變量和測(cè)量誤差難以對(duì)基準(zhǔn)結(jié)果造成嚴(yán)重威脅。表5安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論是全樣本，還是45?59歲以及60歲以上樣本，與基準(zhǔn)模型1.2、2.1和2.2的結(jié)果相比較，在過(guò)去兩年間農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民的健康變化均不存在顯著差異，這在一定程度上表明基準(zhǔn)模型中遺漏變量和測(cè)量誤差同時(shí)與關(guān)鍵解釋變量和因變量相關(guān)的可能性較低。見表5。

表5 安慰劑檢驗(yàn)1（過(guò)去兩年健康變化）

本文同時(shí)也以更為客觀的肥胖風(fēng)險(xiǎn)（即身體質(zhì)量指數(shù)BM I＞=28）作為安慰劑，其理由如下：本文考察的是中老年農(nóng)轉(zhuǎn)非群體，他們?cè)谕昶诖蠖嘟?jīng)歷過(guò)農(nóng)村貧苦生活，更易遭受營(yíng)養(yǎng)不良風(fēng)險(xiǎn)而非肥胖風(fēng)險(xiǎn)，由于戶口制度限制，他們一般在青壯年時(shí)期實(shí)現(xiàn)農(nóng)轉(zhuǎn)非。因此，他們營(yíng)養(yǎng)過(guò)剩等問(wèn)題導(dǎo)致的肥胖風(fēng)險(xiǎn)一般是在進(jìn)入城市后才發(fā)生的，而與農(nóng)村生活經(jīng)歷沒有直接聯(lián)系。表6將被解釋變量替換為是否肥胖 ，自變量與基準(zhǔn)模型1.2一致，對(duì)城市戶口居民是否肥胖進(jìn)行probit回歸分析。表6肥胖風(fēng)險(xiǎn)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明，無(wú)論是全樣本，還是45?59歲以及60歲以上樣本，與基準(zhǔn)模型1.2、2.1和2.2的結(jié)果相比較，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民肥胖風(fēng)險(xiǎn)不存在顯著差異?？梢?，肥胖風(fēng)險(xiǎn)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果也表明基準(zhǔn)模型中遺漏變量和測(cè)量誤差同時(shí)與關(guān)鍵解釋變量和因變量相關(guān)的可能性較低。上述兩種安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果表明，遺漏變量對(duì)農(nóng)轉(zhuǎn)非居民由于農(nóng)村生活經(jīng)歷，結(jié)果導(dǎo)致其相對(duì)于城市原住居民總體自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)更高的結(jié)論造成重大威脅的可能性較低。

表6 安慰劑檢驗(yàn)2（肥胖風(fēng)險(xiǎn)）

為了檢驗(yàn)表2和表3結(jié)果的穩(wěn)健性，本文依次采取了下列方案：（1）采用OLS對(duì)上述模型1.2重新進(jìn)行分析；（2）將上述健康自評(píng)五分類轉(zhuǎn)換為2分類（即合并健康自評(píng)前面四項(xiàng)“極好”“很好”“好”和“一般”賦值0，健康自評(píng)“差”賦值1），采用probit模型對(duì)上述模型 1.2重新進(jìn)行估計(jì)；（3）采用Charls數(shù)據(jù)中的第二種自評(píng)健康變量，該變量將自評(píng)健康分為下列五種類型，“很好”“好”“一般”“不好”和“很不好”，分別采用OLS、序數(shù)Probit和Probit概率模型方法進(jìn)行估計(jì)，其中，采用Probit時(shí)將“很好”“好”和“一般”進(jìn)行合并，賦值0；將“不好”和“很不好”合并，賦值1；（4）采用Charls數(shù)據(jù)中更為客觀的健康變量，即“您在過(guò)去一個(gè)月內(nèi)生過(guò)病嗎”，如果患病則賦值1，否則賦值0，運(yùn)用Probit模型分析農(nóng)轉(zhuǎn)非居民健康風(fēng)險(xiǎn)是否更高（見模型6.6）。上述六種方案的結(jié)果見表7所示?？梢?，無(wú)論采用哪種方案，結(jié)果均與模型1.2一致，即相對(duì)于城市原住居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民的健康風(fēng)險(xiǎn)更高。作者進(jìn)一步采用表3和表4的方法對(duì)同年齡段及同等教育程度的農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民和城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行比較，結(jié)果亦與表3和表4基本一致（限于篇幅，在此未予報(bào)告）?？梢?，本文分析結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與討論

本文比較了城市中農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異。結(jié)論如下：（1）相對(duì)于城市原住居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)更高；這一差異在45?59歲中年和60歲以上的老年城市居民中均具有顯著性。（2）相對(duì)于同等教育程度的城市原住居民，中等教育以及低教育程度的中年和老年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)均顯著較高。不過(guò)，高等教育群體中兩者在中年和老年階段的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)均不再具有顯著性差異。（3）無(wú)論是在農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民中還是在城市原住居民中，教育程度的增加均能顯著降低自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)。安慰劑檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明，本文的研究發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健可靠。

與此前針對(duì)移民健康風(fēng)險(xiǎn)研究不同的是，本文對(duì)可能存在的樣本選擇問(wèn)題進(jìn)行了糾正，同樣本選擇糾正結(jié)果相比，不進(jìn)行樣本選擇糾正的結(jié)果嚴(yán)重低估了戶口性質(zhì)、戶口所在地和教育程度等因素對(duì)自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。這提醒我們?cè)谝泼窠】档挠绊懸蛩匮芯恐幸浞挚紤]到樣本選擇導(dǎo)致的估計(jì)偏差。牛建林（2013）針對(duì)城鄉(xiāng)流動(dòng)人口研究發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)流動(dòng)人口的健康風(fēng)險(xiǎn)低于城市戶口居民。然而，本文發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于城市原住居民，同樣是城鄉(xiāng)移民，并且是社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位更具優(yōu)勢(shì)的城鄉(xiāng)移民，無(wú)論是中年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民還是老年農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的健康風(fēng)險(xiǎn)均顯著較高。這可能是此前的研究未進(jìn)行樣本選擇糾正。因?yàn)榇饲拔墨I(xiàn)在比較城市不同戶口居民的健康風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，研究使用的樣本不包括因生病已經(jīng)返鄉(xiāng)者，這可能導(dǎo)致了樣本選擇偏差。

為何農(nóng)轉(zhuǎn)非居民無(wú)論是在中年階段還是在老年階段自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)均相對(duì)較高，這可能與下列因素密切相關(guān)。首先，農(nóng)村生活經(jīng)歷導(dǎo)致農(nóng)轉(zhuǎn)非居民未成年期經(jīng)歷過(guò)更為嚴(yán)重的營(yíng)養(yǎng)不良問(wèn)題。本文的樣本人群均出生于1966年前，無(wú)論是出生在新中國(guó)成立前還是建國(guó)初期，同城市原住居民相比較，來(lái)自農(nóng)村的城市居民在未成年普遍經(jīng)歷了更為嚴(yán)重的營(yíng)養(yǎng)不良和貧困問(wèn)題。直到1978年全國(guó)仍有2.5億農(nóng)村居民的生活水平還處于絕對(duì)貧困線以下（國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2009）。目前大量的實(shí)證研究表明，未成年期營(yíng)養(yǎng)不良和饑餓的經(jīng)歷對(duì)健康有長(zhǎng)期負(fù)面影響（Chen和Zhou，2007；Kirkpatrick等，2010）。相對(duì)于城市原住居民，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在未成年期經(jīng)歷更為嚴(yán)重的營(yíng)養(yǎng)不良問(wèn)題可能導(dǎo)致他們進(jìn)入中老年期后面臨更高的健康風(fēng)險(xiǎn)。而且，即使他們獲得城市戶口身份，但仍然難以消除童年期營(yíng)養(yǎng)不良經(jīng)歷對(duì)中老年期健康風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的負(fù)面的影響。

第二，農(nóng)轉(zhuǎn)非居民在生命歷程中早期階段難以享受到均等的公共服務(wù)，尤其是醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，從而增加了他們的健康風(fēng)險(xiǎn)。本地城市戶口居民享受福利保障和公共服務(wù)的范圍和質(zhì)量普遍優(yōu)于農(nóng)村戶口居民或外地戶口居民。改革開放前，有了城市戶口就意味著擁有了國(guó)家提供或承諾的養(yǎng)老、教育、醫(yī)療和住房等一系列全面的福利保障。改革開放后的相當(dāng)一段時(shí)間內(nèi)，戶籍制度仍然通過(guò)其“社會(huì)屏蔽”（social closure）作用，把城市公共服務(wù)限定于城市戶口居民，而把農(nóng)村戶口居民排斥在外，包括社會(huì)保障、公共衛(wèi)生、教育和福利項(xiàng)目基本上都以本地城市戶籍人口為保障對(duì)象（江依妮和張光，2016）。而農(nóng)轉(zhuǎn)非居民均有農(nóng)村戶口身份的經(jīng)歷，同城市原住居民相比較，他們?cè)谏缙陔A段難以享受同等質(zhì)量和數(shù)量的公共服務(wù)，尤其是醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，可能導(dǎo)致了他們中老年期的健康風(fēng)險(xiǎn)更為嚴(yán)重。

本文研究結(jié)論具有重要的政策價(jià)值。大量研究表明，即使在當(dāng)前，中國(guó)農(nóng)村地區(qū)未成年人仍然面臨營(yíng)養(yǎng)不良、公共衛(wèi)生服務(wù)可及性差和高中入學(xué)率嚴(yán)重偏低等問(wèn)題的困擾（Luo等，2012；Wang等，2012；Luo等，2015）。在戶籍制度改革過(guò)程中，這些來(lái)自農(nóng)村的居民成年后將流入城市，成為新興的農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民。在此過(guò)程中，需要關(guān)注這些新興農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的健康風(fēng)險(xiǎn)，尤其是低教育和中等教育的新興農(nóng)轉(zhuǎn)非城市居民，因?yàn)楂@得城市戶口身份并不意味著消除了他們同城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的不平等。本文研究也表明無(wú)論是在農(nóng)轉(zhuǎn)非居民中還是在城市原住居民中，更高的教育水平均能有效降低健康風(fēng)險(xiǎn)。相關(guān)文獻(xiàn)也揭示，教育通過(guò)多種機(jī)制影響人們的健康風(fēng)險(xiǎn)。首先，受過(guò)良好教育的人更易獲得高收入工作，從而更有支付能力購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)和醫(yī)療服務(wù)，并保證足夠的營(yíng)養(yǎng)，其工作環(huán)境也更加安全，而這些是維持健康的物質(zhì)前提；第二，良好的教育背景，使居民在健康保健知識(shí)的獲得以及醫(yī)療信息和技術(shù)的利用方面更具有優(yōu)勢(shì)；第三，接受過(guò)良好教育的人更傾向于增加健康投資。在受過(guò)良好教育的人中，吸煙率更低，鍛煉更多，飲酒適度（Cutler等，2011；胡安寧，2014）。因此，在城鎮(zhèn)化和戶籍制度改革中，政府可以采取普及高中義務(wù)教育，提高高等教育升學(xué)率，加強(qiáng)教育中健康知識(shí)和健康行為的傳播與倡導(dǎo)等多種途徑降低新興農(nóng)轉(zhuǎn)非居民的健康風(fēng)險(xiǎn)。

本文研究尚存在一定局限性。由于本文所用數(shù)據(jù)是針對(duì)中老年人的社會(huì)調(diào)查，而無(wú)法考察45歲以下農(nóng)轉(zhuǎn)非居民與城市原住居民健康風(fēng)險(xiǎn)的差異。其次，囿于數(shù)據(jù)局限性，本文亦未能直接考察農(nóng)轉(zhuǎn)非居民農(nóng)村生活期間營(yíng)養(yǎng)、醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的可及性以及生活環(huán)境等因素對(duì)其中老年期健康風(fēng)險(xiǎn)的影響。上述問(wèn)題也是下一步探索的方向。

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