機會平等哲學下對我國農民工“健康移民效應”的再考察

馬超 曲兆鵬

關鍵詞：健康移民效應;機會平等;心理健康;農民工

一、引言

公共衛(wèi)生領域有一大特征事實被稱為“健康移民效應”（Healthy Immigrant Effect，簡稱HIE），具體是指和當?shù)鼐用裣啾龋泼竦慕】禒顩r平均來看反而更好（Antecol and Bedard，2015）①。有關HIE 的證據(jù)，近年來在國際移民文獻中已被大量實證研究證實②。

在我國快速城鎮(zhèn)化的進程中，大量農村富余勞動力以移民方式進城務工。據(jù)《2016 年農民工監(jiān)測調查報告》，2016 年我國農民工總量已達28 171 萬人，其中外出農民工高達16 934 萬人③。

外出農民工的健康問題不僅關乎這一龐大群體自身的福利，而且從人力資本的角度來看，這對城鄉(xiāng)的經濟發(fā)展和減貧都有重要的意義。在這樣的背景下，國內學者開始借鑒HIE 的思路來研究中國國內移民（外出農民工）的健康問題。他們使用了不同的主觀與客觀衡量身體健康的指標和不同的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)外出農民工普遍比城市居民更健康，即證實在中國城市，也存在“健康移民效應”（如Tong & Piotrowski，2012;牛建林，2013;周小剛和陸銘，2016）。但上述研究均局限在自評健康或客觀生理健康方面，對于外出農民工的心理狀況涉及較少。

直覺上，自評健康和生理健康上存在HIE 比較符合邏輯，因為大多自我感覺健康或者身強力壯的農民才會外出務工。然而，心理健康方面是否存在HIE 就不那么一目了然了：因為外出農民工來到陌生的城市，缺少親人的陪伴，通常從事更低級的工作，受到本地人的歧視，即便生理上更健康，心理上也可能更焦慮、更壓抑。在為數(shù)不多的有關中國心理健康的HIE 文獻中，Wen et al.（2010）通過分析上海市調研數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)存在HIE;而Chen（2011）通過分析北京市調研數(shù)據(jù)得出了相反的結論。因此，相比于自評健康和生理健康，心理健康上的HIE 更是一個有待實證檢驗的問題。本文將采用覆蓋面更廣的更具有代表性的中國城鄉(xiāng)移民調查（RUMiC）2008 和2009 兩年的數(shù)據(jù)，對我國城市農民工的心理健康狀況進行分析，實證驗證是否存在“健康移民效應”。這是本研究選擇以心理健康作為切入點的一大原因。

然而，RUMiC 數(shù)據(jù)顯示，農民工平均的心理健康水平顯著比本地人更差，似乎我們得到了與國際主流文獻相悖的結論。但我國農民工與本地人有著巨大的分割（disparities）：在現(xiàn)實中，他們往往在城市中從事著城市居民不愿意做的更臟、更危險、更累的（3D：dirty，dangerous，demanding）工作，勞動時間更長、強度更大。另一方面，他們的生活和居住條件很差，遠離家鄉(xiāng)，難以得到親戚和朋友的支持。再加上我國戶籍分割的醫(yī)保制度，使農民工在醫(yī)療保障方面也處于不利的地位。

這些因素都損害了農民工的身體健康。也就是農民工與本地居民在社會經濟地位方面存在著巨大的錯配，僅僅比較農民工與本地居民的健康水平可能不能反映出“健康移民效應”的本質。而當我們在回歸中加入人口學特征、社會經濟地位等一系列HIE 文獻中“常規(guī)”控制變量后，外出農民工的心理健康水平顯著更好。據(jù)我們所知，目前HIE 文獻中還未曾見到這樣的情況。那么到底存在不存在HIE 呢？

我們認為，這恰恰體現(xiàn)了中國外出農民工心理健康問題可能更加復雜。簡單地驗證是否存在“健康移民效應”并不足以完全解釋這一現(xiàn)象背后的原因，挖掘出隱藏在這一現(xiàn)象背后的機制會更有意義。而之前研究的實證方法和分析框架，在這方面存在一定的局限性。因此，本文借助機會平等理論（Equality of Opportunity，簡稱EOP）對這一現(xiàn)象背后的機制進行了更為詳細的分析。

機會平等理念源于政治哲學，Roemer（1998）用數(shù)理方式將其引入經濟學，專門探討表面不平等背后的實質不公平問題。簡而言之，造成個體“優(yōu)勢”不平等的因素可分為兩類，將不可控的因素稱為“環(huán)境”，將可控因素稱為“努力”。由“環(huán)境”因素導致的不平等，是不合理的;由“努力”因素導致的不平等，是合理的。同等“努力”，無論處在哪種“環(huán)境”下，都應該獲得同等“優(yōu)勢”，否則就是機會的不平等。健康的不平等同樣存在合理的和不合理的兩類機制，因此近年來，EOP 理論越來越多地在健康經濟學中使用（Roemer and Trannoy，2016）。HIE 描述的是外出農民工與本地居民存在心理健康上的不平等現(xiàn)象，這個不平等背后同樣存在合理與不合理的兩類機制，當我們將EOP 理論與HIE 現(xiàn)象結合起來就發(fā)現(xiàn)，正是由于這兩類不同機制的存在，才出現(xiàn)了上述描述統(tǒng)計與回歸結果矛盾的現(xiàn)象。

本文的具體結論如下：按照合理的“努力特征效應”來看，外出農民工本該比城市居民更健康（GHQ 值小0.145），也就是說“健康移民效應”本該存在。但嚴重的機會不平等拉低了他們的心理健康水平（GHQ 值大了0.257），最終導致外出農民工的心理健康水平反倒比城市居民更差（GHQ值大了0.112），掩蓋甚至逆轉了“健康移民效應”。這本質上反映了由于戶籍分割所帶來的嚴重的健康不公平。機制方面，外出農民工的心理健康好于從未外出的農村居民，也好于回流務工人員，這反映了外出和回流的自選擇效應，究其原因，主要是合理的“努力特征效應”，而不是機會不平等。

這一發(fā)現(xiàn)具有一定的現(xiàn)實意義。全球約有25%的人一生中會遭遇到心理疾病（Aglipay et al.，2013）。有流行病學的研究表明，中國的疾病譜正在發(fā)生變化：非傳染性疾病超過傳染性疾病成為造成死亡的最重要因素，心理健康問題在中國越來越普遍（Lu et al.，2012），對勞動收入、個人就業(yè)都會有顯著的負面影響（張曉明等，2021）。一些社會學文獻還表明，心理健康因素決定了外出農民工是否愿意長住城市，外出農民工融入當?shù)厣鐣淖罡咝问绞切睦韺用娴慕】等诤希罹杖A，2015;崔巖，2012）。

綜上，本研究的主要貢獻在于：第一，“健康移民效應”只是“描述了”移民與本地人健康差異的現(xiàn)象，本身不夠深刻。與現(xiàn)階段大多數(shù)HIE 文獻僅采用回歸分析（OLS、Logit、Probit 等）方法相比，本文將EOP 理論與HIE 相結合，在回歸分析的基礎上，借鑒勞動經濟學的分解方法，挖掘出隱藏在HIE 背后的東西，從而得到了一般HIE 文獻和研究方法所不能提供的重要結論，也為HIE 這一支文獻提供了全新的分析框架。第二，如前文所述，對農民工心理健康進行研究本身具有重要意義，而本文為HIE 文獻提供了來自心理健康方面的證據(jù)。第三，本文所使用的RUMiC 數(shù)據(jù)具有更廣泛的代表性，包含城市本地人樣本、外出農民工樣本以及農村居民樣本。本文采用合理標準，從農村樣本中劃分了從未外出農民、已回流農民和正在外出農民，從而不僅分析HIE 本身，還分析了HIE 的自選擇機制和回流機制。與大多數(shù)HIE 文獻相比，本文顯得更加詳細和全面。第四，EOP 理論越來越多地被運用到健康中，但有關中國健康機會不平等的文獻非常少，本文也為健康EOP 這支文獻提供了來自中國外出農民工的證據(jù)。

后文安排如下：第二部分為文獻回顧，第三部分介紹方法、數(shù)據(jù)和變量，第四部分為實證分析，第五部分是結語。

二、文獻回顧

（一）健康移民效應

（1）從國際HIE 到國內HIE

如引言所述，在國際移民的HIE 方面已有大量研究。多數(shù)研究均證實了HIE 的存在（可參見腳注2）。相比而言，借用HIE 思路研究國內移民問題的較少。Lu（2008）對印度尼西亞農村遷往城市的移民健康進行研究，開創(chuàng)性地把HIE 引入國內移民健康效應，他發(fā)現(xiàn)印尼國內HIE 的結論較為復雜，隨著遷移類型和年齡的不同而不同。此后，Lu（2010）繼續(xù)用印尼1997-2000 年面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)在生理健康方面沒有YSM 效應，在心理健康上存在YSM 效應。

隨后，一些中國學者也引入HIE 研究國內外出農民工問題。如Tong and Piotrowski（2012）、牛建林（2013）、周小剛和陸銘（2016）均發(fā)現(xiàn)我國外出農民工的健康狀況好于當?shù)厝?，即存在HIE現(xiàn)象。

相比于自評健康和生理健康，心理健康的HIE 文獻要少一些。Alegria et al.（2008）和Cook etal.（2009）發(fā)現(xiàn)在精神疾?。╬sychiatric disorders）方面，拉美裔移民的健康水平要好于當?shù)孛绹?，即存在HIE。類似的，Menezes et al.（2011）和Aglipay et al.（2013）用加拿大數(shù)據(jù)，分別以精神疾病和焦慮感（anxiety disorders）作為心理健康的代理變量，均證實加拿大存在HIE。Rivera etal.（2016）用了綜合性的心理健康指標（GHQ-12 量表），發(fā)現(xiàn)移入時間少于10 年的西班牙移民心理健康水平更好。他們還發(fā)現(xiàn)，移入時間大于10 年的移民群體則沒有HIE，從而也驗證了YSM的存在。Bergeron et al.（2009）發(fā)現(xiàn)加拿大移民由于文化、語言、氣候等原因，來到加拿大之后心理上變得更脆弱。Straiton et al.（2014）也發(fā)現(xiàn)澳大利亞的男性非英語國家的移民，隨著移入時間的推移患有心理健康疾病的概率顯著增加。這些研究驗證了心理健康上的YSM 效應。如前文所述，關于中國心理健康方面的HIE 研究相對缺乏，Wen et al.（2010）和Chen（2011）分別用上海市和北京市的數(shù)據(jù)，得到了相反的HIE 證據(jù)。因此，本研究試圖利用具有全國代表性的數(shù)據(jù)，深入分析我國外出農民工心理健康上的HIE。

如前文所述，我國HIE 的研究大多是自評健康和生理健康，而心理健康的證據(jù)和機制可能完全不一樣，結論也更復雜?？紤]到YSM 是對HIE 結論的延伸，我國外出農民工心理健康上的HIE本身就有一系列問題亟待討論。因此，本研究擬結合EOP 理論，用具有全國代表性的數(shù)據(jù)單獨細化HIE 問題，而對YSM 不再做過多闡述。

（2）HIE 的機制

上文簡單敘述了HIE 相關研究的結論。從HIE 存在的原因來看，大致有以下三個機制（Chen，2011）：第一，移民自選擇效應。一般身體較好的人才會選擇移民，因此，移民群體的身體狀況平均而言會更好（Frisbie et al.，2001;McDonald and Kennedy，2004）。這個機制同樣可以解釋中國國內外出農民工的HIE，通常身強力壯的農村居民才會選擇外出務工（周小剛和陸銘，2016）。在國際移民的選擇問題中，還存在一個機制：移民去向國通常會有移民審查程序（immigration screeningprocess），將一些身體較差的篩選出去。在我國國內外出農民工的HIE 問題中，這個機制存在的可能性不大，因為國內移民并沒有這樣的審核程序。但國內大城市通常會有嚴格的落戶政策，只有條件較好的農民工才有可能落戶大城市，因此身體較差的農民工可能已經返鄉(xiāng)。這實際上是HIE 的第二個機制——回流效應。

第二，回流效應（salmon effect）。一般身體較差的移民會返回來源國，因此去向國移民群體的平均身體狀況就會更好。例如Fong（2008）發(fā)現(xiàn)在英國和愛爾蘭的中國移民會因為健康問題返回中國。不過這一機制的實證結論并不明確，也有一些反例。如Van Hook and Zhang（2011）發(fā)現(xiàn)在美國，健康并不是返鄉(xiāng)的決定性因素。從直覺上講，回流效應也可以解釋我國外出農民工的HIE問題：回鄉(xiāng)的農民工身體狀況差（牛建林，2013）。外出農民工為城市的發(fā)展奉獻了才智和健康，但當他們的健康下降之后，城市卻沒有接納他們，而是將他們推回了農村（周小剛和陸銘，2016）。

第三，醫(yī)療可及性。有研究表明，移民醫(yī)療服務利用少，對自身疾病信息不夠了解，所以會高估自己的健康狀況（McDonald and Kennedy，2004），從而在主觀健康指標方面造成對HIE 的高估。但同樣，該機制的實證結論并不明確，因為也有研究表明增加醫(yī)療服務利用可以有效提高健康水平，移民普遍擁有更少的醫(yī)療服務利用，因此醫(yī)療可及性會是減少HIE 的因素（Read and Reynolds，2012）。所以，醫(yī)療因素對HIE 的作用在符號上難以確定（Antecol and Bedard，2015）。

本文將分別對上述三個機制進行分析。

（二）機會平等理論

（1）EOP 理論簡介

Rawls（1971）在“無知之幕”的思想性實驗里推理出社會正義的兩大基本原則。他反對平等主義那種基于結果平等的分配哲學，提倡一種程序上的公正。但分離出不平等中的合理因素與不合理因素，并不是Rawls 研究的焦點，而是Dworkin（1981a，1981b）研究的主要內容，他把影響個體最終結果的因素分為兩類：不受個體控制的因素，以及個體可控的因素（個體責任）。在保證了個體不可控因素平等的前提下，即機會的平等，那么與個體責任相關的不平等就不是不公正的①。

Roemer（1993，1998）在此基礎上，用數(shù)理方式將機會平等這個哲學內涵引入了經濟學，他認為一個人的“優(yōu)勢（advantage）”由兩方面因素導致，將不可控因素稱為“環(huán)境（circumstance，記為c）”，將可控因素稱為“努力（effort，記為e）”。由“環(huán)境”因素導致的“優(yōu)勢”不平等，是不合理的;由“努力”因素導致的“優(yōu)勢”不平等，是合理的。同等“努力”，無論身處怎樣的“環(huán)境”，都必須對應同等的“優(yōu)勢”，這才是機會的平等。在這樣的框架下，一些學者實證度量了我國收入的機會不平等（如Zhang and Eriksson，2010;龔鋒等，2017）以及教育的機會不平等（Golley and Kong，2016），但在健康上還很少。

（2）EOP 在健康經濟學中的運用

公平一直是醫(yī)療健康領域的熱點話題（Daniels，1985）。在Rosa Dias and Jones（2007）發(fā)表社論后，機會平等理論越來越多地被健康經濟學家運用。顯然，健康水平就是個體的“優(yōu)勢”，將造成個體健康不平等的不合理因素稱為“環(huán)境”，如戶籍分割、社會經濟地位分割等;將造成個體健康不平等的合理因素稱為“努力”，如年齡，性別等人口學特征（Fleurbaey and Schokkaert，2011）。按照機會平等的界定，擁有同樣人口學特征的人需要對應同樣的健康水平，不能因戶籍、社會經濟地位等不同而有不同的健康。這個思想與健康經濟學中最重要的公平觀——“水平公平”一致（Fleurbaey and Schokkaert，2009）。這成為連接EOP 與健康經濟學的橋梁。

在具體實證研究中，Rosa Dias（2009）運用英國兒童發(fā)展數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，英國人健康上的機會不平等主要來源于父母的社會經濟背景、兒童時期的健康狀況。隨后，Rosa Dias（2010）在理論上結合了Grossman 模型與EOP，重點討論了“環(huán)境”對“努力”的相關性影響。Trannoy et al.（2010a）用了與Rosa Dias（2009）類似的度量方法，計算了法國健康機會不平等，并認為教育因素是導致健康不平等的重要因素。Trannoy et al.（2010b）用歐洲多國數(shù)據(jù)，分析了童年健康對健康機會不平等的作用。Chen（2012）運用美國微觀個體數(shù)據(jù)進行實證分析，發(fā)現(xiàn)同歐洲一樣，美國也存在著明顯的健康機會不平等。Jusot et al.（2013）分別在三種略有區(qū)別的機會平等哲學思想下進行實證分析，發(fā)現(xiàn)結果差異不大。馬超等（2016）發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)醫(yī)保統(tǒng)籌可以有效緩解我國城鄉(xiāng)間門診服務上的機會不平等。總體來看，我國將EOP 納入到健康經濟學中的類似研究并不多，本研究實際上也為健康機會不平等領域提供了來自中國外出農民工的證據(jù)。

三、方法、數(shù)據(jù)與變量

（一）實證方法

（1）HIE 回歸分析

本研究首先用普通最小二乘回歸的方式考察HIE，具體如式（1）：

以上是本文實證研究的基本框架。在后面機制分析中也如此，只不過這里對比的兩組樣本是外出農民工和本地城市居民。分析外出自選擇機制時，對比農村問卷中從未外出過的農村居民和正在外出務工的個體;在分析回流機制時，對比農村問卷中正在外出務工的個體和已經返鄉(xiāng)的個體。

（二）數(shù)據(jù)

本文使用的數(shù)據(jù)來自“中國城鄉(xiāng)移民調查”（The Rural to Urban Migration in China，RUMiC），該數(shù)據(jù)采用分層結合隨機地圖分塊抽樣方法，對中國10 個省的15 個大中城市中的5 000 個外來移民家庭進行詳細的調查，獲得了包括外來移民的個人及家庭在工作、收入、消費和日常生活等多方面的詳細的信息②。除了移民的信息之外，該調查還通過國家統(tǒng)計局的入戶調查獲得了上述15 個城市的5 000 戶城市居民和相應10 個省份的8 000 戶農村居民的樣本。因此，RUMiC 包含移民、城鎮(zhèn)住戶和農村住戶三個數(shù)據(jù)集。

我們具體使用了2008 和2009 年（分別反映樣本2007 年和2008 年情況）兩年的RUMiC 混合截面數(shù)據(jù)。本文通過對比移民和城鎮(zhèn)住戶這兩個數(shù)據(jù)集，以度量HIE。

同時，為了補充分析外出自選擇機制和回流機制，我們還使用了農村住戶數(shù)據(jù)集。由于RUMiC 的農村住戶數(shù)據(jù)集中包含了如下三部分群體：（1）從來沒有任何移民經歷、一直生活在農村的居民;（2）回流的移民：過去有移民經歷但本年度生活在農村;（3）本年度有外出經歷但調研時在農村的農村居民。所以按照對應的標準，我們將農村數(shù)據(jù)詳細分成上述三類，分別代表：從未外出農村居民、回流農民和農村外出農民工。通過對比從未外出農村居民和農村外出農民工的心理健康，考察外出自選擇機制;對比回流農民和農村外出農民工的心理健康，考察回流機制③。

采用本數(shù)據(jù)的主要優(yōu)點在于：（1）RUMiC 是一套專門針對移民的數(shù)據(jù)，非常符合本研究主旨。（2）在抽樣方法上與以往類似的調查不同，本研究采用了以農民工工作地點（而不是居住地點）為核心來確定抽樣框，再輔以地圖分塊的抽樣方法。因此得以將以往眾多調查中所遺漏的居住在工作地點的大量農民工納入抽樣框。（3）該數(shù)據(jù)具有全國代表性，除包含城市本地人樣本和外出農民工樣本外，還有豐富的農村住戶數(shù)據(jù)集，這樣不僅可以分析HIE 本身，還可以分析HIE 的自選擇機制和回流機制，因此和大多數(shù)HIE 文獻相比，本文分析可以更加全面。（4）具有較為詳細的心理健康測量指標。

（三）變量

關于心理健康的指標，相關HIE 文獻中有用精神疾病的（如Cook et al.，2009; Menezes etal.，2011），有用焦慮感的（如Aglipay et al.，2013），有用心理困擾（psychological distress）的（如Chen，2011）。如同Rivera et al.（2016）和Gotsens et al.（2015）一樣，本文采用的是綜合心理健康指標GHQ-12 量表，該量表由12 個主觀問題組成，每題有4 個選項，分別賦值0、1、2、3，分值越大代表心理健康問題越大。把這12 個得分加總，就是綜合心理健康得分①。本文以此作為被解釋變量。

“環(huán)境”與“努力”變量的選取是本文的關鍵。在EOP 語境下，“環(huán)境”代表那些造成健康不平等的道德上不合理的因素，反之“努力”代表道德上可以接受的因素。按照健康經濟學中水平公平的觀點，擁有同樣人口學特征的人需要對應同樣的健康水平，不能因戶籍、社會經濟地位等不同而有不同的健康水平。因此，我們將家庭人均收入、受教育年限、是否有工作、單位所有制、規(guī)模、合同類型、行業(yè)這些反映個體社會經濟地位的變量，定義為“環(huán)境”因素;將年齡、性別、婚姻狀況這三個人口學變量，定義為“努力”因素。這也與健康機會平等文獻中的做法一致（如Fleurbaeyand Schokkaert，2011;馬超等，2017;馬超等，2018）。

此外，本文還加入了“是否每天吸煙”作為健康習慣的代理變量。在健康方面的EOP 文獻中，通常將吸煙作為“努力”變量（如Rosa Dias，2009;Trannoy et al.，2010a），因為這是個體責任，因吸煙多造成的健康水平差是“合理”的。在研究我國外出農民工問題時，這一點可能值得商榷：外出農民工本身社會經濟地位低，從事更辛勞的工作，缺乏親人關懷，更需要吸煙解悶，這么來看吸煙造成的健康損害是機會不平等的。因為吸煙這個“努力”是由“環(huán)境”造成的，并進一步影響到了健康。這個問題在EOP 文獻中被稱為“偏環(huán)境（partial circumstance）”效應（Roemer，1998;Ramos et al.，2015），不同的哲學觀點對此處理方式不一。例如Roemer（1998）認為“偏環(huán)境”效應是不合理的，也是機會不平等的一部分;而Barry（1991）則認為這是合理的。幸運的是，在后文回歸和分解中，吸煙因素對本文結果幾乎沒有影響，無論采取哪種哲學思想都不影響[這與Jusot etal.（2013）的實證結論類似]。因此，后文不再考慮EOP 的“偏環(huán)境”效應。

本文選取了18-60 歲的成年人，并在移民數(shù)據(jù)集中挑選出“外出務工經商”且為農村戶口的樣本。具體本地城市居民和外出農民工的描述信息見表1，農村數(shù)據(jù)集的情況見后文機制分析部分。

從表1 可以發(fā)現(xiàn)，外出農民工的GHQ-12 心理健康均值為7.590，本地城市居民為7.477。外出農民工的心理健康顯著比城市居民差，僅在10%水平上顯著（t 檢驗）。似乎得到了與HIE 相反的結論。再對比表1 其他變量可以發(fā)現(xiàn)：外出農民工男性比例更高，平均年齡比本地城市居民小了近10 歲，已婚的差不多是城市居民的一半，家庭人均收入和受教育水平顯著更少，在國有公共部門工作的、簽長期固定合同的比例均顯著少于城市人。即外出農民工與本地城市居民是兩個完全不同的群體，因此，本文將在控制這些協(xié)變量的基礎上，通過回歸的方式進一步考察HIE。

四、實證分析

（一）回歸分析

如式（1），本文加入一系列控制變量進行回歸，結果如表2。可以發(fā)現(xiàn)，在加入一系列“常規(guī)”控制變量后，外出農民工的系數(shù)顯著為負，即外出農民工的心理健康水平顯著好于當?shù)爻鞘芯用?。但這與表1 描述統(tǒng)計的結果完全相反，那么到底存在不存在HIE？①矛盾產生的原因可能是：描述信息僅比較外出農民工和本地城市居民的均值，回歸分析本質上是對控制變量匹配后的對比，由于我國外出農民工和城市居民在個體特征上差異過大，是完全不同的兩類人，因此控制與不控制的結果差異很大。這也說明我國外出農民工心理健康的HIE 問題可能比國際移民還要復雜，需要后文進一步分析。

在其他變量方面，男性的心理健康比女性顯著更好，考慮到外出農民工男性比例更高，那么描述統(tǒng)計的時候外出農民工的心理健康應該有優(yōu)勢才對，這或許暗示著在HIE 背后，有著對外出農民工心理健康更為不利的因素，這也正是后文EOP 討論的問題。年齡不顯著，心理健康與年齡關系不大，這也是心理健康與生理健康不一樣的地方。同樣，在自評健康或者生理健康的研究中，吸煙通常有顯著負面作用，但在心理健康方面，吸煙可能會起到緩解心理疾病的作用，所以不顯著。外企的心理健康更差，可能和過大的工作壓力有關。類似的，行業(yè)方面，教育業(yè)、政府和公共部門的心理健康也更差，這也與這些行業(yè)逐漸增加的工作壓力有關（如王陽，2008;Yang et al.， 2019）。同固定工相比，其他類型的合同工人心理健康顯著更差，這符合直覺。收入和教育的符號符合預期，更高的收入和更好的受教育水平會有更好的心理健康，這與Rivera et al.（2016）的研究結論一致。這些協(xié)變量的符號和顯著性并不是本文關注焦點，因此不再展開敘述。

為了進一步闡述描述統(tǒng)計與回歸分析矛盾的原因，本文逐步加入控制變量進行回歸，如表3 所示。第（1）列僅加入個體的人口學特征變量，結果發(fā)現(xiàn)外出農民工的心理健康更差，這與描述統(tǒng)計的結果一致。第（2）列和第（3）列分別繼續(xù)加入了吸煙情況和年份、省控制變量，結果幾乎沒有變化。即當人口學、吸煙、地域等特征均相同的情況下，外出農民工的平均心理健康水平顯著差于城市居民。

從第（4）列起，本文開始加入一系列衡量社會經濟地位的控制變量。如第（4）列顯示，當我們加入了家庭人均收入后，核心變量前的系數(shù)大幅縮小至0.038 4，并且不再顯著。而繼續(xù)加入教育變量后，系數(shù)已發(fā)生反轉。再加入工作信息后，系數(shù)為-0.666，這與表2 一致，表明當控制住社會經濟地位后，外出農民工的心理健康顯著好于城市居民。說明描述統(tǒng)計與表2 回歸結果的矛盾出在了社會經濟地位上。也就是說，當挑選出那些人口學特征、社會經濟地位一樣的個體時，外出農民工的心理健康更好，符合HIE 的特征事實。而一旦只挑選那些人口學特征一樣的個體并不控制社會經濟地位時，外出農民工的健康水平比城市居民更差。這說明，外出農民工的社會經濟地位更差，以至于不控制時該群體的心理健康均值反而差于城市居民。結合EOP 理論，用公式（2）進行分解可以更清晰地看出這點。

（二）HIE 與EOP 的結合

本文繼續(xù)將EOP 理論與HIE 相結合，按照式（2）進行分解，分解結果如表4 所示。HIE 為外出農民工與城市居民心理健康水平之差0.112，按照式（2）可以把它分解成3 個部分。其中，系數(shù)效應為-0.652，它表示當外出農民工和城市居民的個體特征完全一樣時，由外出農民工與城市居民邊際系數(shù)差造成的健康差距。該值為負，說明外出農民工的邊際系數(shù)更有利于健康，外出農民工的健康回報率更高。這也符合直覺，因為邊際回報遞減，外出農民工的自身條件更差，因此每增加他們1 單位的收入、教育等個體特征變量，會能更有效地促進其健康。這也表明國家應加強對外出農民工的人力資本投入，因為他們的健康回報率更高。

“環(huán)境特征效應”為0.909，它表示當外出農民工和城市居民的邊際系數(shù)一樣時，因二者“環(huán)境”特征上的差距造成的健康差距。該值為正且絕對值最大，說明外出農民工因為，其所處“環(huán)境”更差，造成心理健康水平更差，“環(huán)境”是造成外出農民工健康不如城市居民的最大因素。具體而言，合同類型、家庭人均收入、受教育年限是造成外出農民工心理健康比城市居民更差的主要原因①。

“努力特征效應”為-0.145，它表示當外出農民工和城市居民的邊際系數(shù)一樣時，因二者“努力”特征上的差距造成的健康差距。前文回歸部分提到，男性心理健康更好，外出農民工的男性比例更高，僅從性別因素來看，外出農民工本應該心理健康更好才對，體現(xiàn)在表4 就是性別前的系數(shù)為負。事實上，所有“努力特征效應”前的系數(shù)均為負。即僅從“努力”特征上來看，外出農民工本該比城市居民更健康。但實際上外出農民工的心理健康更差，這是因為“環(huán)境特征效應”和“系數(shù)效應”起到了相反的作用，這兩個效應拉低了外出農民工的心理健康。此外我們發(fā)現(xiàn)，年份和省所占的比重不大，因此無論將它們分為“環(huán)境”還是“努力”對結果影響都不大。

按照（3）式，我們可以把上述結果寫成：HIE（0.112）=inEOP（0.257）+legitimate（-0.145）。該式的含義在于：如果按照合理的因素來看（外出農民工男性比例更高、更年輕等），外出農民工本該比本地城市居民更健康0.145，即直覺上應當存在HIE;然而我們觀測到外出農民工的心理健康反而比本地城市居民差0.112，即從均值上看得到了與HIE 相反的結論。其原因在于，外出農民工遭遇到了心理健康機會上的不平等，機會不平等導致他們損失了0.257 的心理健康。這就是本文利用EOP 來剖析HIE 所得到的更為深入的實質性內容：我們無法直接得出我國存在還是不存在HIE 的結論，更為嚴重的是，我國外出農民工遭遇到的健康機會上的不平等達到了表面HIE 之差的2 倍多（229.5%）！這點是不用EOP 理論無法覺察的。

（三）對機制的探討

（1）醫(yī)療可及性

如文獻回顧部分所述，HIE 的一個機制可能在于醫(yī)療可及性，因此本文在表2 回歸的基礎上再增加“最近3 個月醫(yī)療支出”和“是否有醫(yī)?！边M行機制分析，如表5 所示。

如果加入了新的變量導致原關注變量前的系數(shù)大小和顯著性下降，那么新加入的變量就是可以解釋關注變量影響因變量的機制。如表5 第（1）列顯示，加入醫(yī)療支出和是否有醫(yī)保變量后，外出農民工前的系數(shù)變?yōu)?0.638，與原來表2 中的-0.666 差別不大，按照Cutler and Lleras-Muney（2010）的方法，說明醫(yī)療因素只能解釋HIE 機制的（0.666-0.638）/0.666=4.2%。如果覺得是否有醫(yī)保還不夠細致刻畫兩群體間的待遇差距，本文又加入了報銷額，結果并無太大改變。因此，本文并沒有證據(jù)顯示醫(yī)療可及性是解釋HIE 的一個機制。

當然，正如前文所述，醫(yī)療對HIE 的作用存在正負兩個方面（Antecol and Bedard，2015），因此這里很可能是正負相消了。此外，按照EOP 的思想，本文把醫(yī)療可及性變量視為“環(huán)境”變量，進行如式（2）的分解，結果與表4 并無太大差異，這里不再過多闡述。從描述統(tǒng)計上來看，兩類人在醫(yī)療支出、醫(yī)保覆蓋率、報銷額上均存在很大差異，這其中很可能也隱藏著不公平。只是在HIE 問題上的正負相消，這一點目前很難看出來，因此，醫(yī)療方面更為細致的結論需要未來對此做專門分析。

（2）外出自選擇

如數(shù)據(jù)介紹部分所述，本文還利用農村樣本以分析外出自選擇機制和回流機制，具體農村樣本的描述信息見附表1。

本文首先對比農村外出農民工樣本和從未外出農村居民樣本，以考察外出自選擇機制，回歸結果如表6 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，相比于從未外出的農村居民，選擇外出的農村居民心理更健康，通過了5%的顯著性水平，驗證了外出自選擇機制的存在。其他控制變量的符號基本符合直覺：男性、年齡小的、已婚的、有工作的、高收入、高教育的農村居民心理健康顯著更好。

按照前文HIE 與EOP 結合的思路，本文對外出農民工和從未外出農村居民的健康差異進行了分解，如表7 所示。農村外出農民工的心理健康要好1.155，其中“努力特征效應”可以解釋其中的0.625，主要是因為年富力強的男性農村居民選擇了外出務工，他們的心理健康水平本身就更好，這是一種合理的自選擇行為。機會不平等可以解釋0.531，不到總健康差異的一半。在機會不平等中，更多的是“系數(shù)效應”（0.288）而不是“環(huán)境特征效應”（0.198），可能的解釋是：在農村，外出農民工和從未外出農村居民這兩類人在“環(huán)境”上差別大不，只不過外出農民工見多識廣或思維方式不一樣，使他們能更好地利用現(xiàn)有資源維持健康水平，表現(xiàn)為較高的健康回報率?？傊獬鲎赃x擇機制主要緣于合理的人口學原因，與上文HIE 的原因截然不同。

（3）回流效應

本文繼續(xù)對比農村外出農民工樣本和回流樣本，以考察回流機制，回歸結果如表8 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，雖然從附表1 中描述信息來看外出農民工的心理健康顯著好于回流者，表8 系數(shù)的符號也顯示回流者健康更差，但并不顯著。因此，本文認為存在不太強的回流效應。這與國際移民的經驗證據(jù)比較接近，通常外出自選擇效應存在，但是回流效應的證據(jù)沒那么強（Van Hook and Zhang，2011）。因為回流有可能是健康狀況下降決定返鄉(xiāng)，也有可能是功成名就返鄉(xiāng)。

本文繼續(xù)通過分解的方式探討回流效應，如表9 所示。表9 的分解結果與表7 非常相似，合理因素“努力特征效應”的解釋力均超過了50%，在不到50%的機會不平等效應里，“系數(shù)效應”均占30%左右，剩下15%左右的“環(huán)境特征效應”。

綜上，本文發(fā)現(xiàn)我國外出農民工在心理健康方面存在外出自選擇效應，以及較弱的回流效應，這兩個效應主要是由合理的人口學因素導致。因此，在控制了個體特征的情況下進行回歸，外出農民工的心理健康好于本地城市居民。但僅比較外出農民工和本地城市居民的均值時，發(fā)現(xiàn)外出農民工的心理健康更差。究其原因，外出農民工面臨的巨大的健康機會不平等，使得本該更健康的他們反而健康均值更差。機會不平等占到表面HIE 的229.5%。

另外需要說明的是，在計算HIE 時并不需要矯正自選擇效應和回流效應，因為HIE 的含義是某一時點上當?shù)匾泼衽c本地人的健康對比，HIE 所要比較的總體是當?shù)厝撕鸵呀洷贿x擇完之后的移民，所以并不需要對自選擇行為和回流進行類似Heckman 那樣的矯正。自選擇效應和回流效應是解釋HIE 存在的機制，而不是需要調整的東西。事實上，幾乎所有的HIE 文獻均是這個思路。雖然少數(shù)文獻如Jatrana et al.（2013）、秦立建等（2014）采用了固定效應模型以消除不可觀測不隨時變的自選擇效應，苑會娜（2009）采用工具變量3sls 矯正內生性問題，但這些文獻并不是對HIE現(xiàn)象本身的直接研究，只是借用HIE 概念研究移民對健康的因果效應，所以需要矯正。

（四）YSM 效應

如前文所述，本文重點在于HIE 效應，并不打算對YSM 做過多探討。這里為了研究的完整性，簡單對YSM 進行分析。按照YSM 定義，是指外出農民工相比于本地人的健康優(yōu)勢，是否會隨著移入時間而改變。一種最直接的方法就是在表2 的回歸方程中增加一個ysm 變量，定義為移民來到移入地后的年數(shù)，再將所有本地人的ysm 設為0，考察ysm 前面系數(shù)的符號和顯著性（McDonaldand Kennedy，2004;Kennedy et al.，2015）。結果如表10 所示。

表10 第（1）列加入了ysm 變量，結果不顯著，系數(shù)也很小。第（2）列繼續(xù)加入ysm 的平方項（如Nolan，2012），結果依舊不顯著。因此，本文暫時沒有發(fā)現(xiàn)存在YSM 效應。文獻回顧部分提到，牛建林（2013）、秦立建等（2014）發(fā)現(xiàn)我國農民工存在YSM 效應，不過他們均是從側面驗證的YSM，與本文的識別方法存在一定差距，這可能是結果不一致的原因。

至于到底有沒有YSM，現(xiàn)在不能妄下結論，周小剛和陸銘（2016）發(fā)現(xiàn)YSM 機制有點復雜，不能一概而論，例如：制造業(yè)建筑業(yè)工人存在YSM，而行政技術管理及服務業(yè)人員不存在YSM。此外，YSM 相比HIE 也更復雜，因為HIE 是個截面上的靜態(tài)問題，而YSM 是個體的動態(tài)問題，還涉及到生活習慣的變化、工作變化帶來的持續(xù)性壓力（Koneru et al.，2007），對文化轉變的適應性（Aglipay et al.，2013），飲食變化導致的體重趨同（Antecol and Bedard，2015）等細節(jié)上的動態(tài)變化問題。僅通過混合截面數(shù)據(jù)可以度量HIE，但很難厘清YSM 的過程。這需要未來進一步細致研究。

五、結語

“健康移民效應”HIE 是指相比于本地居民，移民的健康狀況更好。本文利用RUMiC2008-2009數(shù)據(jù)對我國外出農民工的HIE 效應進行分析，從描述統(tǒng)計中發(fā)現(xiàn)外出農民工的心理健康比本地城市居民更差，而添加了一系列控制變量的回歸顯示外出農民工心理健康更好。為了找到這個矛盾背后的原因，本研究借鑒機會平等理論EOP 對HIE 進行分解，結果顯示：按照合理的“努力特征效應”來看，外出農民工本該比城市居民更健康（GHQ 值小0.145），但嚴重的機會不平等拉低了他們的心理健康水平（GHQ 值大了0.257），最終導致外出農民工的心理健康水平反倒比城市居民更差（GHQ 值大了0.112）。外出農民工的心理健康好于從未外出的農村居民，也好于回流務工人員，這反映了外出自選擇機制和回流機制，究其原因，主要是合理的“努力特征效應”，而不是機會不平等。綜上可見，由戶籍分割導致的外出農民工和城市居民之間的機會不公，是造成我國健康不平等的最核心原因。

本文還存在一些需要注意的地方：1.本文的所有結論本質上仍是描述，并不涉及因果推斷，考察單獨的更為細致的變量如何對HIE 產生因果影響，也是我們未來的工作之一。2.本文的EOP 是局部（local）EOP 而不是全局（global）EOP，局部機會的平等可能并不等于全局的機會平等（Roemerand Trannoy，2016）。也就是說，我們在計算EOP 的時候只是局部地使用所需要對比的樣本，而不考慮整個社會發(fā)生的變化。這個問題從Oaxaca 分解的角度來看，即Oaxaca 式的分解一大前提假設為不涉及一般均衡，只有局部均衡（Fortin et al.，2011）。3.從心理健康的指標來看，GHQ-12 雖然是廣泛采用的綜合性心理健康指標，但外出農民工和本地城市居民是兩類完全不一樣的群體，因此對主觀指標的評判可能會有系統(tǒng)性偏差。Mu（2014）用Charls 數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)我國不同地區(qū)的老年居民在匯報自評健康時有系統(tǒng)性差異。此外，RUMiC 問卷中只有醫(yī)療信息，而不含專門的心理方面的醫(yī)療信息。4.由于本研究不是面板數(shù)據(jù)，因此無法嚴格考察動態(tài)的YSM 效應，也無法考量HIE原因中諸如過早死亡（die prematurely，Antecol and Bedard，2015）這樣的機制。這些不足之處也正是本文的研究展望，需要將來進一步詳細研究。（附錄備索）