與家人共同流動會促進(jìn)青年的健康投資嗎？
——基于2017年流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)的分析

劉璐嬋

(南京郵電大學(xué)，江蘇 南京 210023)

一、引言

近年來，人口遷移中的“家庭化”趨勢愈發(fā)明顯，流動者與家庭成員梯次流入某地的模式日益穩(wěn)固，舉家遷移已成為普遍現(xiàn)象(段成榮 等，2019)。人口流動的族群化、家庭化或核心家庭化的態(tài)勢將會成為未來人口流動的重要形態(tài)，并深刻地影響流動人口在流入地的生活融入與社會適應(yīng)。對于流動家庭中的微觀個體而言，由于需要服從家庭的整體規(guī)劃，并受到家庭所處生命周期以及其余成員交互影響的干擾，因此與家人共同流動將使其個體決策與行為的復(fù)雜性大大增加，進(jìn)而會影響到流動人口的健康投資行為。作為新生代流動人口的主力軍，青年流動群體對經(jīng)濟(jì)社會的嵌入程度更深，能夠獲取擴(kuò)展家庭社會權(quán)利、提升家庭整體福祉水平的有效途徑，而且該群體具有尋求與當(dāng)?shù)鼐用裢壬矸荽龅膬?nèi)驅(qū)力，其在本地“扎根”的意愿更為強烈(楊東亮 等，2016；徐鵬 等，2018)，因此探討青年流動人口的健康投資行為具有十分重要的現(xiàn)實意義。

基于此，在家庭化流動的大背景下，本文重點關(guān)注家庭遷移與微觀個體健康投資行為之間的關(guān)系，分析家庭化流動這一變量對流動青年群體醫(yī)療保險參與的干預(yù)效應(yīng)，厘清前者對后者的影響渠道以及其中的中介因素，并結(jié)合不同的家庭化流動模式與家庭撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)來討論家庭化流動對健康投資影響的異質(zhì)性，回應(yīng)提升流動人口健康水平的政策訴求。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

(一)文獻(xiàn)回顧

1.人口流動的家庭化趨勢研究

近年來的流動人口研究顯示，中國人口遷移中的“家庭化”趨勢愈發(fā)明顯，流動者與家庭成員梯次流入某地的模式日益穩(wěn)固，完整家庭流動已成為主流模式(周皓，2004；侯佳偉，2009；杜鵬 等，2010；盛亦男，2014)。在這樣的背景下，越來越多的研究關(guān)注家庭化遷移流動的特征與致因，發(fā)現(xiàn)核心家庭按先夫妻、后子女的序列遷移是家庭化遷移的主要形態(tài)(Fan,2008)，做出舉家遷移的舉動往往是出于經(jīng)濟(jì)方面的考量，流動人口的家庭化流動決策可以用“推拉理論”進(jìn)行解釋(Todaro,1969;Stark et al.,1985;楊菊華 等，2013；吳帆，2016；王文剛 等，2017)。

在家庭化流動的背景下，越來越多的研究轉(zhuǎn)而分析家庭化流動對流動人口的影響，包括流動人口的定居與社會融入(林賽南 等，2019;彭大松 等，2020；Wang et al.,2019;Lin et al.,2020)、勞動就業(yè)(Ruane et al.,1988;張航空 等，2012；張麗瓊 等，2017；馬骍，2017；宋全成 等，2019；羅恩立 等，2020)等方面。在社會保障權(quán)利的獲得上，有文獻(xiàn)對以家庭為單位流動的養(yǎng)老保險參與狀況進(jìn)行了研究。呂學(xué)靜等(2012)認(rèn)為，配偶與子女在本地對流動人口參加養(yǎng)老保險沒有影響。楊發(fā)萍等(2019)則認(rèn)為，家庭遷移對城際流動人口的養(yǎng)老保險參與有顯著的正向影響。隨著流動人口家庭化呈現(xiàn)出規(guī)模擴(kuò)大化的趨勢，研究普遍認(rèn)為未來流動人口家庭對流入地公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的需求會更為迫切(扈新強 等，2017)。因此，有關(guān)家庭化流動人口的健康保健研究將成為新的學(xué)術(shù)增長點。

2.流動人口醫(yī)療保健與健康投資研究

在中國，有關(guān)流動人口群體醫(yī)療衛(wèi)生與健康保健的研究普遍發(fā)現(xiàn)，流動人口在生理心理上的健康風(fēng)險較本地居民高,但是該群體對流入地基本公共衛(wèi)生服務(wù)的利用并不充分，很大程度上是由于其在醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等方面處于弱勢地位(牛建林，2013；李駿，2020)。從健康風(fēng)險防范的角度來看，為健康投保有助于防范健康風(fēng)險，參加醫(yī)療保險是健康投資的有效手段之一。梁海兵等(2014)認(rèn)為，流動人口的健康投資除取決于性別、健康狀況、婚姻狀態(tài)、單位性質(zhì)等因素外，還受到醫(yī)療補貼等制度因素的影響，該群體的健康投資意愿及能力與醫(yī)療保障體系息息相關(guān)。隨著近年來中國醫(yī)療保障體系的建立，流動人口的基本醫(yī)療保險參保率逐年提高(熊萍 等，2018)，因此大量文獻(xiàn)開始探究流動人口參保的干預(yù)因素及影響機制。

就流動人口醫(yī)保參保的影響因素而言，相關(guān)研究演化出制度與非制度兩個脈絡(luò)：制度脈絡(luò)側(cè)重于考察醫(yī)療保障體系本身的相關(guān)因素對參保行為的干預(yù)作用，包括費用報銷、基金統(tǒng)籌、異地就醫(yī)、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌等(周欽 等，2016；朱亞鵬 等，2014;Reyes et al.,2015;Xi et al.,2020)。該研究脈絡(luò)認(rèn)為基本醫(yī)療保險制度存在的部分缺陷限制了流動人口在流入地參保，因此政策干預(yù)的重點需放在醫(yī)保制度的改進(jìn)上。非制度脈絡(luò)則更關(guān)注除醫(yī)保制度外的其他因素對流動人口參保的影響，包括諸如人口學(xué)特征、勞動就業(yè)、地域戶籍、流遷特征、市民化取向與居留意愿等宏微觀因素(羅小琴 等，2014；韓楓，2016；馬超 等，2018；湯兆云，2018；宋全成 等，2018)。該研究脈絡(luò)認(rèn)為，流動人口積累健康資本的決策更多地取決于個體微觀因素，其參加醫(yī)療保險的行為決策往往受到個體動機的驅(qū)使。此外，有研究開始關(guān)注家庭這一中觀層面因素的影響。韓俊強(2021)探究了醫(yī)療保險參保類型與流動人口家庭消費間的關(guān)系。

3.現(xiàn)有研究評析

綜合現(xiàn)有研究來看，人口流動家庭化和流動人口健康保健研究分別積累了大量成果，但將兩方面整合起來的研究并不多，而且當(dāng)前的研究對以下方面的因素考慮不足：

首先，在家庭化流動研究方面，關(guān)于該現(xiàn)象產(chǎn)生原因的研究較多，但是對該現(xiàn)象后續(xù)社會影響的關(guān)注不足。換言之，以家庭化流動趨勢作為解釋變量的研究偏少，導(dǎo)致難以判斷這種趨勢對流動人口未來生活帶來的影響，進(jìn)而導(dǎo)致關(guān)于舉家遷移的政策的討論不夠充分。即使有研究關(guān)注到了家庭化流動會對流動人口家庭帶來整體性影響，但是對于家庭中個體行為決策的關(guān)注度偏低，很難反映家庭化流動趨勢對個體生活方式與微觀行為的影響，尤其是與家人共同流動對個體健康投資決策的干預(yù)效果。

其次，在流動人口健康保健方面，關(guān)于流動人口健康狀況的研究較多，對流動人口長期保健的關(guān)注不足，忽視了會持續(xù)影響流動人口人力資本積累以及后續(xù)社會融入的自我健康投資活動。此外，隨著健康風(fēng)險防范意識的普及，流動人口群體的醫(yī)療保險參與行為將不斷強化，但是相關(guān)研究對家庭因素的考量較為缺乏，未能充分探討家庭這一中觀層面要素對流動人口參保決策與參保行為帶來的影響，更未能結(jié)合家庭化流動的現(xiàn)實來分析家人隨遷的政策訴求。

再次，現(xiàn)有研究關(guān)于家庭化流動對流動青年健康投資影響機制的探討不充分，并未理清與家人共同流動對個體行為決策的干預(yù)渠道以及在其中發(fā)揮中介作用的各項因素。一般而言，傳統(tǒng)遷移理論對個體流動現(xiàn)象具有較強的解釋力，例如新遷移經(jīng)濟(jì)學(xué)、移民網(wǎng)絡(luò)理論等揭示了個體流動對后續(xù)生命歷程的影響機制，但是家庭化流動的后果尚未得到充分關(guān)注，因而家庭化流動對家庭成員行為的干預(yù)難以借助傳統(tǒng)理論框架進(jìn)行分析。

最后，就研究對象而言，已有研究更多地聚焦于城市或農(nóng)村的中老年群體，而流動人口尤其是青年流動群體的健康投資行為并未得到廣泛關(guān)注。此外，家庭化流動模式與流動青年所在家庭結(jié)構(gòu)的異質(zhì)性也未得以呈現(xiàn)。

綜上，可見，未來的研究需要在整合家庭化流動研究與健康投資研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步探究家庭遷移與個體健康投資之間的關(guān)系，并充分考慮探索兩者間的影響機制。

三、理論框架與假說提出

本研究致力于探討家庭化流動這一變量對流動青年群體醫(yī)療保險參與的干預(yù)效應(yīng)及其影響機制，并分析這些關(guān)系在考慮群體異質(zhì)性的情形下是否仍然存在。在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建了分析框架(參見圖1)，其中家庭化流動是核心自變量，健康投資是因變量，居留意愿和經(jīng)濟(jì)壓力是中介變量，家庭化流動模式、家庭生命周期是不同的異質(zhì)性情形。

圖1 家庭化流動的健康投資效應(yīng)分析框架

隨著家庭化流動研究的不斷推進(jìn)，越來越多的研究意識到家庭化遷移作為整體性決策，必然具有基于家庭實際情況的理性基礎(chǔ)(任遠(yuǎn)，2020；陶霞飛，2020)。隨著與家人生活在流入地的時間逐步積累，流動家庭與流入地的聯(lián)系更加緊密，生活方式、價值觀念等與流入地的融合度逐步提高，其在公共資源和社會權(quán)利等方面的需求不斷強化。由于青年流動人口對經(jīng)濟(jì)社會的嵌入程度更深，因此在本地參加城鎮(zhèn)職工基本醫(yī)療保險、城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險等醫(yī)保項目，既是由流動青年尋求與當(dāng)?shù)鼐用裢壬矸荽龅膬?nèi)驅(qū)力所致，又是其擴(kuò)展家庭社會權(quán)利、提升家庭整體福祉水平的理性嘗試。流動青年將本地參保作為擴(kuò)展家庭社會權(quán)利的有效途徑，很有可能是受到共同遷移的家庭成員的影響，因此，提出：

假說

1

：

家庭遷移有助于個體進(jìn)行健康投資。家庭化流動程度越高，青年流動人口在本地參加基本醫(yī)療保險的可能性越高。

就家庭化流動對健康投資的影響機制而言，居留意愿和經(jīng)濟(jì)壓力是重要的中介因素。在居留意愿方面，這種中介效應(yīng)體現(xiàn)為家庭成員的長期生活規(guī)劃有助于推動個體在本地“扎根”。本文認(rèn)為，家庭成員紛紛流動至本地往往意味著該家庭對流入地具有較強的認(rèn)同感和歸屬感，舉家遷移的家庭更是做好了在本地長期居留的規(guī)劃。在這樣的前提下，以家庭為單位進(jìn)行流動的群體更傾向于在流入地重建生活體系，家庭成員參加本地的基本醫(yī)療保險正是其中重要的一環(huán)。因此，家庭化流動程度越高，流動青年越容易在本地扎根，其在本地參保的可能性也就越高。在經(jīng)濟(jì)壓力方面，遷移中的流動人口家庭尚處于不穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，隨著家庭成員尤其是配偶隨遷至流入地，流動家庭的經(jīng)濟(jì)狀況可能會產(chǎn)生波動，一方面會因勞動收入的多元化而帶來經(jīng)濟(jì)上的強力支撐，另一方面也會因生活成本的上升而產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)，大大增強的經(jīng)濟(jì)狀況復(fù)雜性會傳導(dǎo)至個體，進(jìn)而影響家庭成員個體的行為決策。當(dāng)家庭成員隨遷帶來經(jīng)濟(jì)狀況波動時，流動青年可能因家庭經(jīng)濟(jì)壓力的減輕或加重而選擇加大或減小醫(yī)療保險的參與力度。當(dāng)家庭成員隨遷帶來經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)上升時，家中的青年成員可能出于防止主要勞動力遭遇健康風(fēng)險而陷入“因病致貧、因病返貧”困境的考慮選擇強化本人的健康投資，這是一種基于風(fēng)險規(guī)避的理性行為。因此，提出：

假說

2

：

家庭化流動通過居留意愿對流動青年的健康投資具有促進(jìn)作用。與家人共同流動的青年可能擁有更為強烈的居留意愿以及在本地重建生活體系的愿望，由此其在本地參加基本醫(yī)療保險的可能性更高。

假說

3

：

家庭化流動通過經(jīng)濟(jì)壓力對流動青年健康投資產(chǎn)生作用。與家人共同流動的青年面臨的經(jīng)濟(jì)壓力越大，為了防范因遭遇健康風(fēng)險而加重經(jīng)濟(jì)困境，其在本地參加基本醫(yī)療保險的可能性越高。

此外，由于家庭化流動模式與家庭生命周期的異質(zhì)性，流動青年健康投資行為對家庭化流動的回應(yīng)存在差異。一方面，流動家庭成員的流動序列與流動路徑不同(扈新強 等，2021)，流動青年可能與全部核心家庭成員共同流動，也可能與部分核心家庭成員或非核心家庭成員共同流動，而核心家庭成員隨遷對流動家庭的影響力度更大(鄧睿，2020；趙海濤，2021)。另一方面，家庭所處的生命周期決定了流動家庭面臨的風(fēng)險總量(高夢滔 等，2004)，家中老幼成員越多，疊加的風(fēng)險越多，家庭脆弱性越大，因此對個體成員的干預(yù)程度越深。因此，提出：

假說

4

：

與核心家庭成員共同流動的青年在本地參加基本醫(yī)療保險的可能性更高。

假說

5

：

流動家庭中老幼成員越多，流動青年本人在本地參加基本醫(yī)療保險的可能性越高。

四、數(shù)據(jù)、變量和模型

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用2017年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查(China Migrants Dynamic Survey，CMDS)數(shù)據(jù)，樣本量為169989個，結(jié)合世界衛(wèi)生組織對青年人口年齡的最新界定，將樣本年齡限制在18～44歲，將單人戶剔除，在對相關(guān)變量進(jìn)行篩選轉(zhuǎn)換和剔除缺失值后，共計得到有效樣本47829個。

(二)變量測量及描述性統(tǒng)計

由于醫(yī)療保險參與能夠反映個體基于自我健康評估的健康長期規(guī)劃行為，因此本文以“青年流動人口的基本醫(yī)療保險的參與狀況”來代理該群體的健康投資行為。問卷中涉及該變量的問題是“Q504您目前參加下列何種社會醫(yī)療保險？”基本醫(yī)療保險涵蓋了新型農(nóng)村合作醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)居民醫(yī)療保險、城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險、城鎮(zhèn)職工醫(yī)療保險四種類型，無論青年流動人口參加哪一項基本醫(yī)療保險都可被視為存在參保行為，因此進(jìn)行健康投資為在流入地至少參加一項基本醫(yī)療保險，未進(jìn)行健康投資則為未參加任何一項基本醫(yī)療保險。

就核心解釋變量而言，本文關(guān)心家庭化流動這一現(xiàn)象，但是已有研究多以“是否發(fā)生家庭化流動”或“家庭化流動的模式”來對此現(xiàn)象進(jìn)行測量，前一種測量方式過于簡化，未能呈現(xiàn)更多信息，后一種測量方式所包含的信息量有所增加，但是該變量的離散類型限制了多元數(shù)據(jù)分析方法的使用。借鑒已有文獻(xiàn)的做法，本文以“家庭化流動程度”這一變量來代理家庭化流動現(xiàn)象，并借助流入地家庭成員的數(shù)量占家庭總?cè)藬?shù)的比重對其進(jìn)行測量。

本文將影響醫(yī)療保險參與的控制變量分為個體特征、醫(yī)療特征和流動特征三部分。結(jié)合大部分文獻(xiàn)的做法，本文將年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、戶口性質(zhì)等作為反映個體特征的控制變量，并通過問卷中的家庭成員基本信息表進(jìn)行測量。此外，通過“Q401您的健康狀況如何”“Q209您與目前工作單位簽訂何種勞動合同”“Q215您個人上個月工資收入/純收入為多少”等問題測量身體健康與勞動收入狀況，并對月收入取對數(shù)。以問卷中健康與公共服務(wù)部分的“Q408從居住地到最近的醫(yī)療服務(wù)機構(gòu)需要多長時間”問題代理醫(yī)療資源的可及程度，以“Q403是否建立了居民健康檔案”問題代理流動青年對本地醫(yī)療資源的利用情況，分別進(jìn)行醫(yī)療特征控制變量的測量，借以控制醫(yī)療資源對醫(yī)保參與產(chǎn)生的影響。在流動特征方面，本文通過問卷中的家庭成員基本信息表測量了本次流動在流入地停留的月數(shù)與流動范圍，并通過“Q302您第一次離開戶籍地是什么時候”“Q307您總共流動過多少個城市”分別測量初次流動時期和流動過的城市數(shù)量，以此來控制流動史對醫(yī)保參與帶來的影響。

在中介變量和工具變量方面，本文分別測量了居留意愿、經(jīng)濟(jì)壓力以及本地住房性質(zhì)。其中，居留意愿以問卷中的“Q314今后一段時間您是否打算繼續(xù)留在本地”進(jìn)行測量。經(jīng)濟(jì)壓力則通過“Q104您家在本地平均每月總支出為多少”和“Q105您家平均每月總收入為多少”測量，獲取過去一年的平均家庭月收支后，計算家庭月支出占家庭月收入的比重，并在對極端值進(jìn)行1%和99%的縮尾處理后取對數(shù)，以衡量流動家庭的經(jīng)濟(jì)壓力。本地住房性質(zhì)通過“Q308您現(xiàn)住房屬于下列何種性質(zhì)”來測量，其中在就業(yè)場所、單位/雇主房、借住房和其他非正規(guī)居所中居住的屬于住房不穩(wěn)定的情形，租賃公租房或私房、自購自建住房的則屬于住房穩(wěn)定的情形。

變量說明及描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量說明與描述性統(tǒng)計(N=47829)

(三)模型設(shè)定

1.Logistic回歸模型

由于因變量“是否在流入地參加基本醫(yī)療保險”為二分類變量，因此，本文采用二元Logistic回歸分析，回歸模型變換后如下：

(1)

其中：P表示青年流動人口在流入地參加醫(yī)療保險的概率；Family_migration_rate表示家庭化流動程度；X代表反映樣本特征及影響本地參保的若干控制變量；β表示常數(shù)項，β、β為待估計的參數(shù)；ε為干擾項。

2.PSM回歸模型

為了判斷家庭化流動程度對青年流動人口參保的影響，本文需要回答這一問題：在其他因素保持不變的情況下，青年流動人口所在家庭的流動程度是否會影響其本人在流入地參加基本醫(yī)療保險？倘若能同時觀察到不同家庭化流動情形下的參保行為，那么經(jīng)對比就能獲知家庭化流動的因果處置效應(yīng)。然而現(xiàn)實中青年流動人口只能處于某一種家庭化流動情形之下，這就需要構(gòu)造反事實結(jié)果來識別家庭化流動對參保的因果處置效應(yīng)?；诖耍疚睦脙A向得分匹配法，將青年流動人口劃分為處理組和對照組，在其他特征給定的情況下預(yù)測某青年流動人口以家庭為單位進(jìn)行流動的概率(即傾向得分):

PS=Pr[exp=1|X]

(2)

隨后按照傾向得分為處理組青年匹配具有相似特征的對照組青年，將對照組中的青年流動人口的參保情況作為處理組青年的反事實結(jié)果，最終通過判斷處理組與對照組在參保上的差異(The Average Treatment Effect on the Treated,ATT)來分析家庭化流動程度對基本醫(yī)療保險參與的影響：

ATT=E(Y|P=1)-E(Y|P=0)

(3)

其中：ATT為青年流動人口參保的反事實效應(yīng)，Y代表不同家庭化流動程度下因變量的取值。

為確保結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采取1∶1近鄰匹配、核匹配和半徑匹配，并將對比不同匹配方法所得的結(jié)果。

3.中介效應(yīng)模型

為了探究家庭化流動對健康投資行為影響的內(nèi)在原因，本文將重點分析居留意愿、經(jīng)濟(jì)壓力在其中發(fā)揮的中介作用，并建立了一組回歸方程：

health_care=c+cfamily_migration_rate+ccontrol+ε

(4)

M=a+afamily_migration_rate+acontrol+ε

(5)

(6)

五、實證結(jié)果及影響機制分析

(一)實證結(jié)果及其分析

47829個樣本全部為家庭化流動情形，個體單獨流動已被與家人共同流動所取代。從家庭化流動的程度來看，共有29526個樣本實現(xiàn)了完全家庭化流動，即所有的家庭成員都已流入本地，占到總樣本的61.73%；其余樣本為部分家庭化流動，即家庭中有部分成員已流入本地，還有部分成員仍留在戶籍地。盡管青年流動人口選擇與家庭成員共同流動，但家庭化流動的具體情形仍存在較大差異。從家庭化流動的模式來看，青年流動人口往往選擇與核心家庭成員共同流動，即使無法與核心家庭所有成員共同流動，也會優(yōu)先選擇與配偶共同流動。具體而言，與配偶、未成年子女共同流動的青年占38.33%，與配偶流動的占25.54%，與未成年子女共同流動的占1.86%，與核心家庭外的其他家庭成員共同流動的占8.24%，其他混合流動模式占26.03%。此外，就流動青年的健康投資狀況而言，該群體在基本醫(yī)療保險上的整體參保狀況不甚理想，僅有44.1%的流動青年在流入地參加了基本醫(yī)療保險。

通過將變量代入Stata16.0軟件，本文首先建構(gòu)了二元Logistic模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。列(1)為基準(zhǔn)回歸結(jié)果，考慮當(dāng)僅控制個體特征等變量時家庭化流動程度對青年流動人口參保的影響；列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上加入本地醫(yī)療特征相關(guān)變量，嘗試在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上考慮流入地醫(yī)療資源的可及與可得性所產(chǎn)生的影響；列(3)則在列(2)的基礎(chǔ)上加入了流動特征變量，側(cè)重于考慮在控制流動時長、范圍、個體流動經(jīng)歷等因素后，綜合考慮各種情形下家庭化流動程度對青年流動人口參保的影響。

表2 家庭化流動對健康投資的影響

(續(xù)表2)

可以看出，家庭化流動與健康投資存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明家庭化流動程度對青年流動人口在本地參保具有正向促進(jìn)作用；參與流動的家庭成員越多，流動青年越傾向于在本地進(jìn)行健康投資。假說1得以驗證。列(1)顯示，在僅控制個體特征的情況下，青年流動人口參加基本醫(yī)療保險的行為顯著受到家庭化流動程度的影響。在先后加入醫(yī)療特征變量和流動特征變量后，可以發(fā)現(xiàn)家庭化流動程度始終促進(jìn)青年流動人口參加基本醫(yī)療保險的行為。根據(jù)列(3)，家庭化流動程度每增加一個單位，流動青年在本地參保的幾率比就會提高42.7%。

就控制變量而言，女性、健康狀況較差、有過婚姻經(jīng)歷、接受過教育、擁有非農(nóng)業(yè)戶口、收入狀況良好、本地居留時間長、初次流動時期早均有助于流動青年在本地參加基本醫(yī)療保險，而工作穩(wěn)定性、醫(yī)療資源可及可得與利用情況、流動范圍、流動城市數(shù)量則與健康投資行為存在負(fù)相關(guān)。

(二)影響機制分析

為了探究舉家流動對青年健康投資影響的內(nèi)在原因，本文分別分析居留意愿、經(jīng)濟(jì)壓力在其中發(fā)揮的中介作用。由于自變量和因變量分別是連續(xù)變量和離散變量，參考劉紅云等(2013)依次檢驗回歸系數(shù)的做法，分別對兩個中介變量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。

表3 引入居留意愿中介變量的回歸

居留意愿的中介效應(yīng)顯示，家庭化流動程度越高，該流動人口所在家庭的本地居留意愿越強烈，這種長期的生活規(guī)劃有助于推動個體在本地“扎根”，進(jìn)而有利于流動青年在本地開展健康投資。家庭成員在本地的居留意愿反映了家庭整體的長期規(guī)劃和理性權(quán)衡，家庭成員先后隨遷至本地，意味著該家庭對新環(huán)境存在一定的認(rèn)可度。隨著家庭中越來越多的成員遷移至新的環(huán)境，該家庭在流入地的生活重建進(jìn)程也將加快，在認(rèn)同感和歸屬感得到強化的同時會形成長期居留規(guī)劃，進(jìn)而為家庭成員在本地開展新生活奠定心理基礎(chǔ)。因此，居留意愿在家人團(tuán)聚的背景下得以強化，進(jìn)而會促使家庭成員逐步扎根并進(jìn)行自我投資。

表4 引入經(jīng)濟(jì)壓力中介變量的回歸

盡管家人尤其是配偶的隨遷可能會帶來家庭收入的增加，但以家庭為單位開展生活的成本高于單人生活成本，故流動家庭的整體開支較流動個體的開支高，因而流動青年將面臨更大的經(jīng)濟(jì)壓力。為了防止因生病而陷入經(jīng)濟(jì)困境，在家庭中承擔(dān)主要經(jīng)濟(jì)責(zé)任的流動青年需要維持健康并防范疾病風(fēng)險，且“參加醫(yī)保可以降低流動人口醫(yī)療支出的不確定性”(宋月萍 等，2018)，因此該群體會以為健康投保來規(guī)避風(fēng)險。

六、穩(wěn)健性檢驗與異質(zhì)性分析

(一)基于傾向得分匹配方法的穩(wěn)健性檢驗

回歸分析僅能從廣泛意義上描述變量間的相關(guān)關(guān)系，并不意味著自變量與核心解釋變量之間存在明確的因果關(guān)系，即很難說明在流入地參加基本醫(yī)療保險正是由家庭化流動所導(dǎo)致的，因此，為了進(jìn)一步探索家庭化流動程度與青年流動人口參保之間的因果關(guān)系，本文采用PSM方法模擬準(zhǔn)自然實驗，嘗試在青年流動人口內(nèi)部進(jìn)行反事實的構(gòu)建，最終通過處理組和對照組的對比來估計平均處理效應(yīng)。

傾向得分匹配的估計結(jié)果如表5所示，可以看出，無論采取近鄰匹配、核匹配還是半徑匹配，平均處理效應(yīng)ATT都較為接近且顯著。通過平衡性檢驗，本文發(fā)現(xiàn)處理組和對照組在各變量上的差異不顯著，因此匹配效果較好。

表5 不同匹配方法的傾向得分估計結(jié)果

(續(xù)表6)

表6顯示，在樣本進(jìn)行匹配后，控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差整體顯著減小且絕對值均小于2%，即經(jīng)過傾向得分匹配后處理組和對照組在多個變量上的差異極小，且圖2顯示，不在共同取值范圍內(nèi)(off support)的觀測值極少，因此匹配較好地平衡了數(shù)據(jù)，這意味著被劃分為處理組和對照組的青年流動人口除核心解釋變量外的特征高度相似，更有利于判斷家庭化流動程度的凈效應(yīng)。

表6 總樣本匹配前后控制變量的平衡性檢驗結(jié)果

圖2 傾向得分匹配的共同取值范圍

結(jié)合前文的PSM結(jié)果，本文將匹配后的樣本納入Logistic回歸，并充分考慮了匹配結(jié)果的權(quán)重，結(jié)果如表7列(8)所示，可以看到，顯著性與列(3)一致，意味著前述回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表7 匹配前后Logistic回歸模型對比

從模型估計的系數(shù)來看，在匹配前，家庭化流動程度的系數(shù)0.356正向顯著，幾率比也為1.427；在匹配后，核心變量家庭化流動程度仍是正向顯著的，但是系數(shù)從0.356降低為0.242，幾率比也降低為1.274，這意味著核心自變量的解釋力略有所減弱，但并不影響估計的有效性。

(二)基于工具變量法的穩(wěn)健性檢驗

考慮到關(guān)鍵變量可能存在的內(nèi)生性問題，本文嘗試尋找工具變量來代理關(guān)鍵變量。以往的研究發(fā)現(xiàn)，流動人口的住房與家人的隨遷息息相關(guān)，與家人共同流動時流動人口的住房選擇和住房環(huán)境往往與單人流動時呈現(xiàn)出差異(劉婷婷 等，2014)。出于以下兩方面的考慮，本文選取流動青年所在家庭的本地住房性質(zhì)作為工具變量參與分析：一方面，流動人口家庭的住房性質(zhì)是家庭化流動的前提條件。與單人流動不同，家庭化流動對穩(wěn)定住房的需求將會大大增加，尤其是老幼成員的隨遷會要求流動人口家庭在流入地租房或購房，因此臨時住在就業(yè)場所或其他非正規(guī)居所等不穩(wěn)定的住房形態(tài)將會逐步被取代。當(dāng)流動人口在流入地?fù)碛蟹€(wěn)定住房環(huán)境時，家庭成員的逐步隨遷將會更為便利，因此住房性質(zhì)與家庭化流動息息相關(guān)。另一方面，本地住房性質(zhì)不會直接對青年流動人口的醫(yī)療保險參保行為產(chǎn)生影響，因此該工具變量相對健康投資這一被解釋變量而言具有外生性?；诖?，本地住房性質(zhì)這一變量能夠較好地滿足工具變量與內(nèi)生解釋變量的相關(guān)性和工具變量本身的外生性。內(nèi)生性檢驗結(jié)果如表8所示。

表8 基于本地住房性質(zhì)工具變量的內(nèi)生性檢驗

列(9)是以家庭化流動程度為被解釋變量的第一階段回歸，本地住房性質(zhì)這一工具變量的回歸系數(shù)為0.211且正向顯著，這表明流動人口家庭在流入地的住房環(huán)境越穩(wěn)定，家庭化流動的程度也就越高；同時，第一階段的F值顯著遠(yuǎn)大于10，反映本地住房性質(zhì)這一工具變量與核心自變量具有很強的相關(guān)性，不存在弱工具變量的問題。列(10)是以健康投資為被解釋變量的第二階段回歸，家庭化流動程度的回歸系數(shù)為0.683且正向顯著，與Logit模型所估計的回歸系數(shù)0.356相比相當(dāng)大的提升。這表明，如果忽略了家庭化流動程度的內(nèi)生性，將會嚴(yán)重低估與家庭成員共同流動對于流動青年進(jìn)行健康投資的促進(jìn)作用。

(三)異質(zhì)性分析

由表9結(jié)果可以看到，結(jié)合不同的家庭化流動模式，與不同的家庭成員共同流動時，家庭化流動程度對健康投資的影響程度存在差異。具體而言，與由本人、配偶及未成年子女組成的核心家庭共同流動時，流動青年在本地開展健康投資的可能性最大，因此核心家庭舉家遷移的形式對青年本人的健康投資促進(jìn)效應(yīng)最強，但是當(dāng)流動青年未能與核心家庭的全體成員共同流動時，這種促進(jìn)作用有所減弱乃至消失。例如，若僅與配偶共同流動，流動青年的參保傾向有所減弱，而僅與未成年子女或核心家庭外的其他親屬共同流動時，來自家人的影響并不顯著。假說4得以驗證。

表9 基于家庭化流動模式的異質(zhì)性分析

此外，家庭所處的生命周期不同，家庭化流動對健康投資產(chǎn)生的影響也存在差異。本文按照家中是否有18歲以下未成年人與60歲及以上老年人的限定條件，將流動青年所在家庭劃分為擁有不同撫養(yǎng)結(jié)構(gòu)的四個生命周期，由表10 結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，家中同時擁有老幼成員或家中有未成年子女時，流動青年在本地開展健康投資的可能性更大。這意味著流動家庭在生命周期早期面臨的撫養(yǎng)壓力較大，而且老幼成員帶來的風(fēng)險增強了家庭的脆弱性。隨著老幼家庭成員的隨遷，為了降低家庭整體的脆弱性，流動青年會通過參保來主動規(guī)避自我的健康風(fēng)險，以分散家庭的整體風(fēng)險。假說5得以驗證。

表10 基于家庭生命周期的異質(zhì)性分析

七、結(jié)論與啟示

青年流動人口作為一支重要的勞動力大軍，其健康衛(wèi)生工作始終是國家關(guān)注的重點問題，因此輔助該群體在流入地參加基本醫(yī)療保險，不僅有助于提升流動青年的人力資本，也有助于提升流動人口的整體健康水平。此外，從社會政策與人口政策的角度來看，當(dāng)前流動人口家庭出現(xiàn)的家庭化流動趨勢對現(xiàn)有的流動人口服務(wù)提出了全方位挑戰(zhàn)。隨著家庭成員隨遷至流入地的比例逐步提高，該家庭在流入地對醫(yī)療、教育、養(yǎng)老等公共服務(wù)需求就越強烈?；?017年CMDS數(shù)據(jù)，本文對青年流動群體的家庭化流動趨勢進(jìn)行了全面展示，探討了家庭化流動程度這一變量對流動青年基本醫(yī)療保險參與的干預(yù)效應(yīng)及前者對后者的影響機制，并分析這些關(guān)系在考慮群體異質(zhì)性的情形下是否仍然存在。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，青年流動群體與家人共同流動的趨勢日益明顯，個體單獨流動已被與家人共同流動所取代。就家庭化流動程度而言，流動青年所在家庭的全體成員流入本地可被視為“完全家庭化流動”，占總樣本的六成多。在家庭化流動模式上，近四成青年流動人口選擇與核心家庭共同流動，即使無法與核心家庭的所有成員共同流動，也有近三成的樣本會選擇與配偶共同流動。

第二，家庭化流動對青年流動人口參加基本醫(yī)療保險的行為具有正向促進(jìn)效應(yīng)，參與流動的家庭成員越多，流動青年越傾向于在本地進(jìn)行健康投資。該結(jié)論在以住房性質(zhì)作為工具變量以及采用PSM方法模擬準(zhǔn)自然實驗后仍然成立。此外，女性、健康狀況較差、有過婚姻經(jīng)歷、接受過教育、擁有非農(nóng)業(yè)戶口、收入狀況良好、本地居留時間長、初次流動時期早均有助于流動青年在本地參加基本醫(yī)療保險，而工作穩(wěn)定性、醫(yī)療資源可及可得與利用情況、流動范圍、流動城市數(shù)量則與健康投資行為存在負(fù)相關(guān)。

第三，在家庭化流動情形下青年流動人口的健康投資行為得以強化，是由于居留意愿和經(jīng)濟(jì)壓力在其中發(fā)揮了中介作用。居留意愿的中介效應(yīng)顯示，居留意愿在家人團(tuán)聚的背景下得以強化，隨著生活重建進(jìn)程的加快，家庭會形成長期居留規(guī)劃，有助于為家庭成員在本地“扎根”和開展新生活奠定心理基礎(chǔ)，進(jìn)而有利于流動青年在本地開展健康投資。此外，經(jīng)濟(jì)壓力的中介效應(yīng)顯示，家庭成員隨遷帶來的生活成本提高會使流動青年將面臨更大的經(jīng)濟(jì)壓力。由于流動青年在家庭中承擔(dān)主要經(jīng)濟(jì)責(zé)任，為了防止因自己生病而使家庭陷入經(jīng)濟(jì)困境，該群體往往會通過為健康投保來防范疾病風(fēng)險。

第四，在不同的異質(zhì)性情形下，流動青年健康投資行為對家庭化流動的響應(yīng)存在差異。結(jié)合不同的家庭化流動模式，可以發(fā)現(xiàn)，在核心家庭成員一起遷移情形下，家庭化流動對青年本人的健康投資促進(jìn)效應(yīng)最強，與配偶共同流動的情形次之，其他家庭化流動模式下則沒有影響。此外，當(dāng)流動家庭處于生命周期早期、家中同時擁有老幼成員或家中有未成年子女時，家庭化流動對青年本人的健康投資促進(jìn)效應(yīng)更強。

根據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為需要從以下方面進(jìn)行調(diào)整，以適應(yīng)家庭化流動趨勢下青年流動人口的健康投資需求：

第一，重視家庭要素，推進(jìn)流動人口的“適家化”治理。目前中國在流動人口服務(wù)方面的政策并不全面，仍偏重于保障流動人口的勞動力供給，忽視了家庭的需求，因此需要在政策設(shè)計層面上納入家庭要素，在制定流動人口服務(wù)政策時充分考慮流動家庭的公共服務(wù)需求，尤其是老幼、女性、新近流入者等家庭成員的需求，最終以家庭為單位出臺相關(guān)政策措施，推進(jìn)流動人口的“適家化”治理。

第二，拓展本地社會網(wǎng)絡(luò)，加快推動流動青年的市民化轉(zhuǎn)變。為輔助流動家庭中的青年成員在本地“扎根”并充分利用本地健康衛(wèi)生服務(wù)資源，需要引導(dǎo)其積極拓展和積累社會資本，并借助社會支持網(wǎng)絡(luò)的力量完成市民化過程，了解流入地的醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)資源，同時借助不斷完善的支持網(wǎng)絡(luò)抵御經(jīng)濟(jì)、健康等多重風(fēng)險，最終提高流動家庭的整體抗風(fēng)險能力。

第三，結(jié)合家庭生命周期，輔助流動家庭制定長期生活規(guī)劃。根據(jù)家庭生命周期理論，處于不同生命周期的家庭對健康投資的需求以及投資力度存在差異，因此需要形成“流入—定居—長期發(fā)展”的支持政策連續(xù)統(tǒng)，即在充分了解流動人口家庭所處生命周期的基礎(chǔ)上，輔助流動青年所在家庭從流入轉(zhuǎn)向定居，在奠定心理基礎(chǔ)的前提下鼓勵家庭制定長期發(fā)展規(guī)劃，以提高健康投資的可能性。