戶籍轉(zhuǎn)換促進(jìn)居民健康嗎？*
——來(lái)自CGSS2015數(shù)據(jù)的驗(yàn)證

韓桂芳，王浩林

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政與公共管理學(xué)院，安徽，蚌埠 233030)

一、引 言

2014年國(guó)務(wù)院下發(fā)《關(guān)于進(jìn)一步推進(jìn)戶籍制度改革的意見(jiàn)》，明確提出取消農(nóng)業(yè)戶籍和非農(nóng)業(yè)戶籍的區(qū)分，實(shí)行一體化的居民戶籍制度。戶籍制度改革的一個(gè)突出特點(diǎn)是，大量的農(nóng)業(yè)以及非農(nóng)業(yè)戶籍人口轉(zhuǎn)變?yōu)橐惑w化的居民戶籍人口。2019年4月，國(guó)家發(fā)改委下發(fā)《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點(diǎn)任務(wù)》指出，繼續(xù)深化戶籍制度改革，全面放寬重點(diǎn)群體城市落戶限制，從實(shí)質(zhì)上推動(dòng)1億多非戶籍人口在城市落戶，取得決定進(jìn)展。這就意味著，推動(dòng)居民戶籍身份轉(zhuǎn)換，提高戶籍人口城鎮(zhèn)化率將成為當(dāng)前和今后戶籍制度改革中最緊迫的任務(wù)。然而，由戶籍身份轉(zhuǎn)換所帶來(lái)的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究，并沒(méi)有側(cè)重到對(duì)居民健康的影響。隨著健康中國(guó)戰(zhàn)略的深入推進(jìn)，戶籍制度改革能否作為推動(dòng)健康中國(guó)戰(zhàn)略實(shí)現(xiàn)的另一條新路徑，是一個(gè)值得關(guān)注的問(wèn)題。

從經(jīng)驗(yàn)上判斷，戶籍地與戶籍轉(zhuǎn)換地之間的福利轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響也可能存在不同的效應(yīng)。一方面，戶籍身份轉(zhuǎn)換意味著放棄原戶籍地的各項(xiàng)福利待遇，可能造成居民經(jīng)濟(jì)和福利上的損失，并且隨著城市落戶人口的增加，城市原有的醫(yī)療資源將會(huì)變得更加緊缺，從而降低了健康水平；另一方面，戶籍轉(zhuǎn)換同時(shí)也獲得了戶籍轉(zhuǎn)換地的各項(xiàng)社會(huì)保障待遇和城市公共服務(wù)，促進(jìn)了城市融入水平，從而有利于促進(jìn)居民健康。因此，戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響如何，不僅需要經(jīng)驗(yàn)判斷，也需要實(shí)證加以檢驗(yàn)。

鑒于此，本文基于2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)，從實(shí)證層面考察了戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響，并分析其內(nèi)在的作用機(jī)制以及不同性質(zhì)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的差異。對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行考察，不僅能夠助力推動(dòng)我國(guó)戶籍制度改革和促進(jìn)“健康中國(guó)”戰(zhàn)略的實(shí)現(xiàn)，而且對(duì)于提升我國(guó)人民群眾的健康獲得感都具有重要的意義。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界關(guān)于戶籍改革的經(jīng)濟(jì)效用研究比較豐富。有學(xué)者指出，中國(guó)的戶籍制度使城鎮(zhèn)居民獲得了更好的教育和醫(yī)療等公共服務(wù)，因而將戶口遷移到城市是農(nóng)村居民向上流動(dòng)的核心之舉[1]。并且戶籍制度也是造成中國(guó)城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的一個(gè)顯著因素，城市戶籍持有者的收入要比農(nóng)村戶口持有者高出30%[2]。謝桂華指出，農(nóng)轉(zhuǎn)非群體在擁有管理類的職業(yè)方面具有比較明顯的優(yōu)勢(shì)，能夠獲得更好的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位[3]。趙西亮關(guān)注了戶籍轉(zhuǎn)換與教育收益率的關(guān)系，認(rèn)為對(duì)于農(nóng)村居民而言，提升教育水平有利于其突破戶籍壁壘，農(nóng)村的大學(xué)教育收入率要高于城市地區(qū)[4]。溫興祥認(rèn)為，相對(duì)于具有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民工而言，則在打工地獲取戶籍能夠顯著增加農(nóng)民工的收入[5]。不過(guò)非農(nóng)戶籍身份的獲得雖然在一定程度上提高了收入水平，但可能只在特定的群體中才更有效[6-7]。我國(guó)的戶籍制度分割保護(hù)了城鎮(zhèn)居民的就業(yè)，同時(shí)降低了農(nóng)民工的工資水平，為農(nóng)民工的自由流動(dòng)帶來(lái)了壁壘[8]。所以戶籍身份轉(zhuǎn)換有利于促進(jìn)居民的幸福感，提升其規(guī)避社會(huì)風(fēng)險(xiǎn)的能力[9]。但郭進(jìn)等卻認(rèn)為，戶籍歧視效應(yīng)的存在并沒(méi)有降低城市移民的幸福感，即便實(shí)現(xiàn)了戶籍轉(zhuǎn)換，但只要在獲取社會(huì)保障、社會(huì)認(rèn)同等方面存在劣勢(shì)，也會(huì)造成居民幸福感缺失[10]。

關(guān)于戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響問(wèn)題，目前國(guó)內(nèi)學(xué)界研究比較匱乏。目前國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界較多地關(guān)注城鎮(zhèn)化發(fā)展與健康之間的關(guān)系，不過(guò)研究結(jié)論尚存在爭(zhēng)議。張震等認(rèn)為，上海市的非戶籍人口的健康優(yōu)勢(shì)反而高于上海本地的戶籍人口[11]。但也有學(xué)者指出，與城市本地戶籍人口相比，農(nóng)村戶籍人口患有抑郁癥狀的水平顯著偏高[12]。不過(guò)就整體而言，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為我國(guó)城鎮(zhèn)化的發(fā)展能夠顯著提升居民的健康水平[13-16]。但秦立建等卻認(rèn)為我國(guó)的城市化征地行為降低了被征地者的健康狀況[17]。牛建林指出，在戶籍限制改革前，城鄉(xiāng)人口流動(dòng)實(shí)際上將健康風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移到了農(nóng)村地區(qū)，降低了農(nóng)村居民的生活質(zhì)量[18]。吳曉瑜和李力行與上述觀點(diǎn)一致，認(rèn)為城鎮(zhèn)化水平越高反而降低了農(nóng)民工、城鎮(zhèn)居民等的綜合健康水平[19]。丁宏等也認(rèn)為我國(guó)城鎮(zhèn)化過(guò)程中存在不平等效應(yīng)，損害了農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口的健康狀況[20]。當(dāng)前僅有方黎明和郭靜直接關(guān)注了中老年人非農(nóng)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)其健康的影響，他們認(rèn)為，中老年農(nóng)業(yè)人口的戶籍轉(zhuǎn)換雖然有利于促進(jìn)其向上的社會(huì)流動(dòng)，但該類群體在戶籍轉(zhuǎn)換后仍然面臨著很高的自評(píng)健康風(fēng)險(xiǎn)[21]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)為本文的研究提供了研究基礎(chǔ)，但也存在以下不足。一是已有文獻(xiàn)很少關(guān)注到戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)較多的關(guān)注戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)轉(zhuǎn)換者收入或是幸福感的影響，以及城市化發(fā)展與健康之間的關(guān)系，針對(duì)戶籍身份轉(zhuǎn)換與健康之間存在的直接關(guān)系的研究比較匱乏。二是研究對(duì)象不夠全面。現(xiàn)有文獻(xiàn)僅關(guān)注農(nóng)業(yè)戶籍轉(zhuǎn)為居民戶籍的群體，但是在取消城鄉(xiāng)戶籍限制后，有大量的非農(nóng)業(yè)戶籍人口擁有了城鎮(zhèn)居民戶籍，該類群體如果被忽略，將難以考察戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)所有戶籍轉(zhuǎn)換群體健康的影響。三是沒(méi)有關(guān)注到戶籍轉(zhuǎn)換影響健康的作用機(jī)制。四是沒(méi)有考察不同性質(zhì)戶籍轉(zhuǎn)換行為對(duì)健康的影響差異。鑒于此，本文將基于2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)，對(duì)上述幾個(gè)方面作一初步探討。

三、數(shù)據(jù)、變量與計(jì)量模型

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民大學(xué)發(fā)布的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(2015CGSS)。該數(shù)據(jù)是中國(guó)最早開(kāi)展的大型綜合微觀調(diào)查項(xiàng)目，擬通過(guò)對(duì)中國(guó)居民與中國(guó)社會(huì)各個(gè)方面的數(shù)據(jù)進(jìn)行搜集，考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)。CGSS調(diào)查內(nèi)容涵蓋了受訪者的個(gè)體特征、家庭特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、職業(yè)特征、人力資本和社會(huì)資本特征以及社會(huì)認(rèn)同感與健康特征等多方面內(nèi)容，調(diào)查范圍覆蓋了全國(guó)28個(gè)省、自治區(qū)和直轄市，能夠全面地刻畫我國(guó)城市化發(fā)展過(guò)程中戶籍制度轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康影響的實(shí)際效果，具有廣泛的全國(guó)代表性。根據(jù)本文研究的需要，我們選取18—59歲的勞動(dòng)力人口作為研究對(duì)象，在進(jìn)行數(shù)據(jù)處理后，本文的樣本總量為7330個(gè)。

(二)變量界定

本文的被解釋變量是受訪者的健康狀況，問(wèn)卷中的設(shè)計(jì)是“您目前的身體健康狀況怎樣？”，對(duì)應(yīng)的回答是“非常差、比較差、一般、比較好和非常好”。為了研究的方便，本文將回答為“非常差、比較差和一般”均賦值為0，將回答為“比較好和非常好”賦值為1，進(jìn)而將健康變量構(gòu)建成二值變量，并使用Logit模型進(jìn)行估計(jì)和研究。健康變量的均值是0.881，說(shuō)明絕大多數(shù)受訪者的健康狀況較好。

本文的解釋變量是戶籍轉(zhuǎn)換。對(duì)應(yīng)的問(wèn)題是“您目前的戶籍登記類型是什么？”選項(xiàng)有“農(nóng)業(yè)戶籍、非農(nóng)業(yè)戶籍、居民戶籍(農(nóng)轉(zhuǎn)居)、居民戶籍(非農(nóng)轉(zhuǎn)居)、其他等”，本文將農(nóng)轉(zhuǎn)居和非農(nóng)轉(zhuǎn)居戶籍視為戶籍轉(zhuǎn)換變量，并賦值為1，其它戶籍類型則賦值為0。受訪樣本中有戶籍轉(zhuǎn)換的比例是16.1%，說(shuō)明樣本中存在相當(dāng)比例的戶籍身份轉(zhuǎn)換個(gè)體。表1是有無(wú)戶籍身份轉(zhuǎn)換居民的健康水平比較，可以看出，有戶籍轉(zhuǎn)換行為的居民健康均值為0.9186，無(wú)戶籍轉(zhuǎn)換居民健康均值是0.8735，兩者差值為0.0451，說(shuō)明整體上戶籍轉(zhuǎn)換行為更有利于促進(jìn)健康。

表1 戶籍轉(zhuǎn)換與無(wú)戶籍轉(zhuǎn)換健康均值比較

本文在控制變量的選擇上，綜合考察了個(gè)體特征、家庭特征、主觀認(rèn)同、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征以及非經(jīng)濟(jì)層面控制變量。具體來(lái)看，個(gè)體層面有性別、年齡、受教育程度和婚姻變量；家庭特征變量納入了家庭規(guī)模和家庭經(jīng)濟(jì)級(jí)別；主觀社會(huì)認(rèn)同則包含了社會(huì)信任感、收入合理感；社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征方面，考察了英語(yǔ)技能、社會(huì)交往、工作狀態(tài)和互聯(lián)網(wǎng)使用變量；非經(jīng)濟(jì)層面控制變量則包括了宗教信仰和日常心情變量。變量描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。

表2 本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表2

收入合理感感到收入為非常不合理、比較不合理、一般、比較合理、非常合理依次賦值為1、2、3、4和5。3.2420.97515社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征 英語(yǔ)技能對(duì)英語(yǔ)技能的熟練程度為非常不熟、不太熟、一般、比較熟練、非常熟練依次賦值為1、2、3、4和5。1.5860.87715 工作狀態(tài)目前有工作=1,否00.7090.45401 社會(huì)交往社會(huì)交往程度由低到高依次賦值為1、2、3、4和5。2.8311.01415區(qū)域虛擬變量 東部東部=1,否00.40400.490701 西部西部=1,否00.23610.424701

注：受教育程度參照組為小學(xué)及以下，區(qū)域虛擬變量參照組為中部。參照組未列出。

(三)計(jì)量模型

健康作為重要的人力資本，不僅可以產(chǎn)生勞動(dòng)時(shí)間，而且可以促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)效率進(jìn)而提升收入水平[22]。個(gè)人的健康狀況受到諸如性別、教育、年齡以及其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)等特征的影響。本文運(yùn)用Logit模型估計(jì)戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響具有合理性。本文設(shè)定的Logit模型的形式如下：

Healthi=β0Mi+β1Hi+εi

(1)

式(1)中Health為本文的被解釋變量，即個(gè)體的自評(píng)健康狀況。Mi表示本文關(guān)注的控制變量，具體包括了個(gè)人特征、家庭特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、主觀認(rèn)知以及區(qū)域虛擬變量。Hi則是本文重點(diǎn)關(guān)注的解釋變量戶籍身份轉(zhuǎn)換。β0和β1表示待估參數(shù)，εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與討論

(一)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的基準(zhǔn)回歸

表3是戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的回歸結(jié)果。其中，模型一中僅考察戶籍轉(zhuǎn)換的單因素影響，發(fā)現(xiàn)戶籍轉(zhuǎn)換在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。模型二至模型五則分別加入了個(gè)體特征、家庭特征和主觀社會(huì)認(rèn)同特征、社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征以及區(qū)域特征，發(fā)現(xiàn)戶籍轉(zhuǎn)換的系數(shù)值在上述模型中均顯著為正。以模型五為例，相對(duì)于沒(méi)有戶籍轉(zhuǎn)換的居民，則有戶籍轉(zhuǎn)換行為的居民其健康水平在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著高出24%。這些分析結(jié)果顯示，在城鎮(zhèn)化快速發(fā)展的過(guò)程中，將農(nóng)業(yè)戶籍以及非農(nóng)業(yè)戶籍轉(zhuǎn)換為統(tǒng)一的城鄉(xiāng)居民戶籍，提升了戶籍轉(zhuǎn)換者的健康水平，促進(jìn)了該類群體的健康獲得。表3中的控制變量也值得關(guān)注。個(gè)體特征方面，性別變量的系數(shù)值均不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，而且在加入非經(jīng)濟(jì)層面控制變量后，系數(shù)值方向發(fā)生了轉(zhuǎn)變。這表明，性別的健康差異問(wèn)題比較復(fù)雜，需要進(jìn)一步深入研究和探討。年齡變量的系數(shù)值均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著年齡的增加則健康狀況越差。相對(duì)于小學(xué)及以下教育程度，則接受過(guò)初中、高中和大學(xué)教育程度的居民均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了健康?；橐鲎兞吭谀Ｐ投聊Ｐ退闹械南禂?shù)值均為正，但僅在模型二和模型三中顯著，而在模型四和模型五中則沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。

家庭特征方面，家庭規(guī)模越大則健康水平可能越高，但沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。家庭經(jīng)濟(jì)級(jí)別均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了健康。主觀認(rèn)知變量結(jié)果顯示，社會(huì)信任和收入合理性均能促進(jìn)居民的健康獲得。社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征的回歸結(jié)果顯示，擁有英語(yǔ)技能能夠在5%的統(tǒng)計(jì)水平上促進(jìn)健康。工作狀態(tài)顯著促進(jìn)了健康。社會(huì)交往均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了健康。區(qū)域虛擬變量的回歸結(jié)果顯示，相對(duì)于中部地區(qū)，則東部的系數(shù)值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。而西部地區(qū)在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。這說(shuō)明，東部地區(qū)的健康水平要高于中西部地區(qū)。

表3 戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的基準(zhǔn)回歸

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。系數(shù)值下方括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

(二)內(nèi)生性處理

內(nèi)生性問(wèn)題產(chǎn)生的來(lái)源有三個(gè)方面，分別是互為因果關(guān)系的存在、測(cè)量誤差問(wèn)題與遺漏變量問(wèn)題。

首先，關(guān)于雙向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性。本文認(rèn)為，健康狀況越好的居民其轉(zhuǎn)換戶籍的可能性較大，但這一點(diǎn)并不存在合理的依據(jù)，理由是：一般而言，戶籍轉(zhuǎn)換地的整體公共健康資源配置要明顯高于原戶籍地，所以健康狀況較差的居民為了改善其健康狀況，對(duì)戶籍轉(zhuǎn)換地與健康相關(guān)的公共服務(wù)，如社會(huì)保障待遇、職業(yè)獲得等的需求程度反而會(huì)更高。以此推斷，應(yīng)該是健康狀況較差的居民其戶籍轉(zhuǎn)換的意愿才更強(qiáng)烈，這與原假設(shè)恰恰相反。因而本文的雙向因果關(guān)系應(yīng)該較低。

其次，關(guān)于測(cè)量誤差問(wèn)題。本文的戶籍轉(zhuǎn)換并不屬于個(gè)體的主觀評(píng)估變量，而是由已經(jīng)經(jīng)歷過(guò)的“農(nóng)轉(zhuǎn)居”和“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”共同構(gòu)成的現(xiàn)實(shí)事件。在具體研究中，將戶籍轉(zhuǎn)換視為一個(gè)整體進(jìn)行回歸和研究。因而相對(duì)而言，本文的重點(diǎn)解釋變量的設(shè)定并不復(fù)雜，測(cè)量誤差問(wèn)題應(yīng)該并不嚴(yán)重。

最后，關(guān)于遺漏變量產(chǎn)生的估計(jì)偏差。針對(duì)遺漏變量問(wèn)題，日常心情、是否有宗教信仰、與三年前相比自身經(jīng)濟(jì)水平是否獲得提升、以及開(kāi)放性的人格特征等變量也會(huì)影響到其健康狀況，且與戶籍轉(zhuǎn)換存在關(guān)聯(lián)。所以，本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將這些變量列入到基準(zhǔn)回歸模型中，以控制遺漏變量產(chǎn)生的估計(jì)偏差。結(jié)果如表3所示，在控制其他變量后，戶籍轉(zhuǎn)換變量仍然在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，與基準(zhǔn)回歸中的結(jié)果基本一致。需要注意的是，表4加入?yún)^(qū)域虛擬變量后，戶籍轉(zhuǎn)換系數(shù)值雖然為正但不再顯著，這可能受多重共線性影響。雖然仍會(huì)存在其他遺漏變量，但綜合來(lái)看，戶籍轉(zhuǎn)換的正向效應(yīng)依然存在，結(jié)果相對(duì)而言是穩(wěn)健的。

表4 內(nèi)生性討論：遺漏變量的估計(jì)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。沒(méi)有控制區(qū)域特征。

(三)戶籍轉(zhuǎn)換促進(jìn)健康的影響機(jī)制探討

前面的分析論證了戶籍轉(zhuǎn)換能夠顯著促進(jìn)居民的健康水平，但戶籍轉(zhuǎn)換通過(guò)何種作用機(jī)制影響居民健康將是本部分探討和解決的問(wèn)題。表5是戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入的影響回歸。可以看出，在模型一中，沒(méi)有加入任何控制變量，戶籍轉(zhuǎn)換的系數(shù)值在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了居民的勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入水平。模型二在加入所有控制變量后，結(jié)果顯示相對(duì)于沒(méi)有戶籍轉(zhuǎn)換的居民，則轉(zhuǎn)換戶籍能夠使其勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入水平顯著高出20.03%。這表明，戶籍身份轉(zhuǎn)換的確有利于促進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)的進(jìn)入水平，即戶籍轉(zhuǎn)換能夠顯著提升戶籍轉(zhuǎn)換者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率。

表5 戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

既然戶籍身份轉(zhuǎn)換能夠顯著促進(jìn)居民的健康水平，而且能夠提升戶籍轉(zhuǎn)換者進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)的概率。那么戶籍身份轉(zhuǎn)換能否通過(guò)提升勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入水平來(lái)影響健康則需要進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。表6報(bào)告了勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入對(duì)居民健康的影響，模型一中沒(méi)有加入任何控制變量，發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了居民健康，模型二在加入全部控制變量后，結(jié)果依然成立。由此可以證明，戶籍身份轉(zhuǎn)換可以通過(guò)提升勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入概率來(lái)促進(jìn)健康。這可能因?yàn)閼艏贫绒D(zhuǎn)換后打破了原有的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割的狀態(tài)，促進(jìn)了統(tǒng)一的勞動(dòng)力市場(chǎng)的形成，有利于戶籍轉(zhuǎn)換者更好地進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)。而勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入后，獲得戶籍轉(zhuǎn)換地的社會(huì)保障、職業(yè)福利以及公共資源共享等將會(huì)變得更加便捷，進(jìn)而有利于促進(jìn)健康。

表6 戶籍轉(zhuǎn)換、勞動(dòng)市場(chǎng)進(jìn)入對(duì)健康的影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

五、不同性質(zhì)的戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康的影響

表7展示了不同性質(zhì)的戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的差異性。模型一和模型二考察的是不同原因戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的差異。其中主動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換包括由升學(xué)、工作升遷、購(gòu)房等原因引發(fā)的戶籍轉(zhuǎn)換行為；被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換則主要由征地等原因引發(fā)的戶籍轉(zhuǎn)換行為?？梢钥闯?，主動(dòng)性和被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換行為對(duì)健康影響存在明顯的差異，在控制全部變量后，主動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著提升了健康水平，而被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康則沒(méi)有顯著影響。模型三和模型四中，則分別考察了不同性質(zhì)戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康的影響。其中“農(nóng)轉(zhuǎn)居”對(duì)健康沒(méi)有影響，而“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”則在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著促進(jìn)了健康。

上述研究發(fā)現(xiàn)有三點(diǎn)值得關(guān)注：

其一，我國(guó)城鎮(zhèn)化快速發(fā)展過(guò)程中，由土地被征收引發(fā)的戶籍轉(zhuǎn)換行為并沒(méi)有促進(jìn)健康水平。究其原因是，被征地居民轉(zhuǎn)換戶籍后，意味著將失去一切與土地相關(guān)的收入來(lái)源，即便能獲得一定的征地補(bǔ)償，但由于補(bǔ)償?shù)臉?biāo)準(zhǔn)有限，很難彌補(bǔ)失去土地后的長(zhǎng)期福利損失，進(jìn)而降低了健康投資。

其二，主動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換的健康效應(yīng)要高于被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換。我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行的二元戶籍制度，不僅造成了城鄉(xiāng)分割、區(qū)域分割的碎片化勞動(dòng)力市場(chǎng)狀態(tài)，而且受戶籍制度限制的農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力以及城鎮(zhèn)地區(qū)的低技能就業(yè)人員，均處于勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入的底端。這一現(xiàn)象的直接后果是，在戶籍轉(zhuǎn)換時(shí)沒(méi)有足夠的選擇余地。比如即便補(bǔ)償款不到位或者補(bǔ)償水平較低，也不得不進(jìn)行戶籍身份轉(zhuǎn)換。在缺少一定的人力資本和社會(huì)保障的條件下，被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換者進(jìn)入轉(zhuǎn)入地后時(shí)刻會(huì)面臨著健康風(fēng)險(xiǎn)。如果單純的以轉(zhuǎn)換戶籍身份來(lái)提升勞動(dòng)力的福利水平的作用十分有限[7]。雖然我國(guó)各地區(qū)均已放開(kāi)了城市地區(qū)的落戶條件，但仍需增進(jìn)戶籍制度改革的靈活性，提高人民群眾戶籍轉(zhuǎn)換的主動(dòng)性。

其三，“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”的健康效應(yīng)要高于“農(nóng)轉(zhuǎn)居”。雖然本文得出“農(nóng)轉(zhuǎn)居”對(duì)健康的影響方向?yàn)檎?，但這并不能彌補(bǔ)長(zhǎng)期以來(lái)農(nóng)村居民的福利缺失。既有文獻(xiàn)也指出，雖然“農(nóng)轉(zhuǎn)居”群體實(shí)現(xiàn)了戶籍轉(zhuǎn)換，但該類群體在社會(huì)保障和城市融合方面仍然面臨諸多障礙[10]。對(duì)于“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”而言，由于城鎮(zhèn)居民在社會(huì)保障獲得、職業(yè)獲取以及公共服務(wù)獲得等方面都明顯高于農(nóng)村居民。所以，非農(nóng)業(yè)戶籍轉(zhuǎn)變?yōu)榻y(tǒng)一的居民戶籍后，并沒(méi)有減少原有的相關(guān)福利待遇，反而隨著戶籍制度的完善和社會(huì)保障統(tǒng)籌層次的提升，“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”群體的健康獲得會(huì)更明顯。謝桂華認(rèn)為我國(guó)的戶籍制度的改革和開(kāi)放可能僅有利于特定群體[3]，就本文來(lái)看，這一特定群體可能只存在于主動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換者和“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”群體中。

表7 不同性質(zhì)的戶籍轉(zhuǎn)換對(duì)健康影響的差異性

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。

六、結(jié) 語(yǔ)

基于2015年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)，本文運(yùn)用Logit模型考察了戶籍身份轉(zhuǎn)換對(duì)居民健康的影響。研究發(fā)現(xiàn)，戶籍身份轉(zhuǎn)換顯著促進(jìn)了居民健康，該結(jié)論在逐步增加其他變量以及控制內(nèi)生性后，正效應(yīng)依然存在。其可能的機(jī)制在于，戶籍身份轉(zhuǎn)換提升了勞動(dòng)力的市場(chǎng)進(jìn)入水平，這可能使其更好地獲得戶籍轉(zhuǎn)換地的社會(huì)保障等相關(guān)社會(huì)福利，從而提升健康水平。進(jìn)一步分析指出，由征地等原因引發(fā)的被動(dòng)性戶籍轉(zhuǎn)換并沒(méi)有促進(jìn)居民健康，而且“非農(nóng)轉(zhuǎn)居”的健康效應(yīng)要高于“農(nóng)轉(zhuǎn)居”。

因此，在推動(dòng)健康中國(guó)戰(zhàn)略的政策上，除了進(jìn)一步改善戶籍轉(zhuǎn)換者的相關(guān)社會(huì)保障待遇和社會(huì)福利，提高被征地者的收入水平外，還應(yīng)深入破除妨礙勞動(dòng)力市場(chǎng)流動(dòng)的戶籍體制弊端，提升戶籍轉(zhuǎn)換者的勞動(dòng)力市場(chǎng)進(jìn)入水平，打破碎片化的勞動(dòng)力市場(chǎng)分割狀況，提高戶籍身份轉(zhuǎn)換的主動(dòng)性，更好地提升居民的健康獲得感。