教育水平、相对剥夺与流动人口健康

成 前，李 月

(1.国家卫生健康委流动人口服务中心，北京 100191；2.中国人口与发展研究中心，北京 100081)

一、引言与文献综述

当前，健康中国已上升为国家战略，要实现健康中国的战略目标，占比近四分之一的流动人口健康问题不能忽视，流动人口健康问题直接决定了健康中国战略的成败。国家统计局数据显示，2019年中国流动人口总规模达到2.36亿人，占总人口17%左右，未来较长一段时间内，随着城镇化的持续推进，我国流动人口总量仍将保持在较大规模。流动人口是在我国改革开放进程中，伴随着工业化、城镇化快速推进而出现的一个特殊群体，改革开放后，农村家庭联产承包责任制的实施使得大量农业从业人口从土地中解放出来，产生了人口流动的迁移推力，同时，伴随着城市经济体制改革的不断深入，劳动力需求日益增长，形成了人口流动的迁移拉力，在此背景下，中国农村剩余劳动力开始了大规模、长时间流动。然而，40余年来，受制于制度因素，尤其是户籍制度的制约，流动人口虽然进入城市工作生活，但未能真正融入城市，无法享受与当地居民同等的权利，尤其是平等享受健康公共服务的权利，流动人口公共健康服务供给不足、质量不高，使得流动人口健康状况堪忧，问题突出(吴丽丽，2013)[1]。

经济学家很早就发现，个体健康与其经济社会地位相关(Currie，2008)[2]，收入作为最重要的社会经济地位衡量指标，也一直为经济学家所关注。研究发现，绝对收入、相对收入均影响了个体健康状况。近年来，基于相对剥夺理论的收入健康效应研究日益增加(Brockmann et al.，2009)[3]，研究发现，不管是对自评健康(Subramanyam et al.，2009；Kuo and Chiang，2013；Gunasekara et al.，2013)[4～6]、心理健康(Wildman，2003；Mangyo and Park，2011；Eibner et al.，2005)[7～9]、死亡率(Salti，2010；Kondo et al.，2015；Eibner and Evans，2005)[10～12]，还是其他指标刻画的个体健康状况(Reagan et al.，2007；Lhila and Simon，2010；Ling，2009)[13～15]，相对剥夺对个体健康均产生了不利影响，但也有部分学者认为相对剥夺对个体健康的影响并不明确，即认为相对剥夺假说不成立(Li and Zhu，2006；Lorgelly and Lindley，2008；Jones and Wildman，2008)[16～18]。

近年来，国内学者也开始关注相对剥夺假说这一问题，任国强等发现相对剥夺损害了城乡居民的自评健康和心理健康[19～21]；黄云等(2019)认为相对剥夺对农村居民的自评健康和心理健康存在显著负向影响[22]；温兴祥(2018)也发现，收入相对剥夺对农村中老年人自评健康和精神健康产生了显著负向影响[23]。就流动人口而言，受制度因素影响，其在就业、收入、社保和住房等多个方面与当地居民相比处于劣势地位，因而，流动人口更容易产生被剥夺感，进而影响其健康状况。然而，现有研究中专门针对流动人口的研究还比较缺乏，相对剥夺的健康效应机制也有待进一步深化。

此外，教育也是影响个体健康的一个重要因素，理论研究表明，教育可以促进个体健康状况的提升，但实证研究显示，教育能否促进居民健康状况，结论并不确定。一部分学者认为教育可以提升个体健康状况(Grossman，1972；Ross and Wu，1995；胡安宁，2014；程令国等，2015；李军和刘生龙，2019；李翔和赵昕东，2020)[24～29]，研究发现，教育水平提升带来了个体医疗服务利用效率的提高，从而提高了个体健康状况。但是，也有学者认为教育与健康之间呈倒“U”型关系(毛毅和冯根福；2011)[30]。此外，还有学者认为，教育水平与个体健康之间可能呈现负相关关系(Turner，1995)[31]。最后，部分学者认为教育的健康效应随年龄变化而变化，结论并不确定(Muurinen，1982；Beckett，2000)[32～33]。就流动人口而言，受自身教育水平限制，其人力资本水平普遍偏低，这就造成其城市就业主要集中于第二、第三产业，就业质量不佳，但就业是流动人口城市生活的基础，就业直接决定了流动人口的收入水平，进而间接影响了其社保、住房等其他方面，较低的教育水平导致流动人口在就业、收入、社保和住房等多个方面与城市居民存在显著差异，这些因素均对其健康产生了不利影响。但已有研究对流动人口教育健康效应的专门讨论相对不足，对教育水平的流动人口健康影响机制研究也还有待进一步深化(黄乾，2010)[34]。

综上所述，现有研究对教育水平、相对剥夺和健康状况三个问题已经进行了一定分析，但仍存在以下不足：第一，现有文献对教育的健康效应研究结论并不一致，同时，已有研究缺乏专门针对流动人口的分析，对教育健康效应的机制问题也有待进一步深化。第二，鲜有研究关注相对剥夺对流动人口健康的影响及其作用机制。第三，将教育水平、相对剥夺和流动人口健康三个问题结合起来的研究更为缺乏。基于此，利用2017年流动人口动态监测数据，实证分析教育水平、相对剥夺对流动人口健康的影响。

二、理论分析

20世纪50年代以来，健康问题开始为经济学家所关注，健康经济理论快速发展。在Grossman建立的健康经济分析框架基础上，经济学家对健康的影响因素做了大量研究，研究显示，影响人口健康的因素主要包括个体特征、社会经济和政府政策等几个方面。其中，教育水平是影响个体健康的重要因素。就流动人口健康而言，教育对其的影响机制可能包括以下两个方面：一方面，教育可以通过投入预算影响个体健康。教育水平提高，意味着流动人口人力资本水平提高，这就提升了其在劳动力市场中的优势，从而促进了个体就业，提高了个体就业质量，增加了个体就业收入，提高了个体消费能力，尤其是营养、保健和医疗消费水平，最终提高了流动人口健康状况。另一方面，教育不仅可以通过投入预算影响个体健康，还可以通过提高配置效率改善流动人口健康状况，这主要体现在教育可以提高个体健康意识和健康认知，改善个体健康行为，提高个体对医疗服务的利用水平。

相对剥夺影响个体健康状况的主要机制可概括为以下两个方面：一方面，相对剥夺产生的不平等感知会增加个体的消极情绪，影响流动人口生活满意度，从而影响流动人口身心健康。另一方面，相对剥夺产生的不平等感知会使个体产生较大心理压力，降低个体社会活动参与概率，不利于流动人口与他人的社会关系维持，降低了其从社会网络中获取的情感支持，最终影响了流动人口健康状况(任国强和黄云，2017；温兴祥，2018)[19][23]。此外，教育水平、相对剥夺除了可以分别影响流动人口健康状况，二者还可以相互作用，共同影响流动人口健康状况。以教育的投入预算效应为例，教育水平提升带来了个体就业收入的增加，这会在一定程度上削弱相对剥夺对个体健康的负向作用。基于此，提出以下三个假设：

假设一：相对剥夺通过个体情绪和心理压力对流动人口健康产生负向影响。

假设二：教育水平通过投入预算和配置效率提高了流动人口健康水平。

假设三：相对剥夺、教育水平和流动人口健康三者之间存在调节机制，教育水平可以改善相对剥夺对流动人口健康的负向作用。

三、数据与变量

(一)健康(Health)

2017年全国流动人口动态监测数据对个体健康状况进行了较为详细的调查。第一，使用“您的健康状况”刻画主观健康状况：回答4为健康，3为基本健康，2为不健康但生活能自理，1为生活不能自理。进一步，将健康和基本健康赋值为1、不健康但生活能自理和生活不能自理赋值为0，构建二分类主观健康变量。第二，使用“最近一年您本人是否有患病(负伤)或身体不适的情况”刻画客观健康状况：回答1为是，且最近一次发生在两周内；2为是，且最近一次发生在两周前；3为否，将回答1和2定义为0，表示患病;回答3定义为1，表示健康。第三，使用“您是否患有医生确诊的高血压或Ⅱ型糖尿病”刻画慢性病患病情况：回答1为患有高血压，2为患有糖尿病，3为患有高血压和糖尿病，4为均未患有;将回答1、2和3定义为0，表示患有慢性病;回答4定义为1，表示未患有慢性病。此外，2017年全国流动人口动态监测数据对个体健康的调查还包括“最近一年内您是否出现过腹泻(每日腹泻≥3次)的症状”“最近一年内您是否出现过发热(腋下体温≥38度)的症状”“最近一年内您是否出现过皮疹(皮肤表面出现颜色异常、隆起或发生水泡等)的症状”“最近一年内您是否出现过黄疸(血清中胆红素升高致使皮肤、粘膜和巩膜发黄)的症状”“最近一年内您是否出现过结膜红肿(眼结膜充血时出现的发红、肿胀现象)的症状”“最近一年内您是否出现过感冒的症状”6个问题，为了分析的全面性，分别从6个方面构建健康状况指标，在具体定义时，对于以上6个问题，依据个体回答，定义个体出现以上任何疾病时，赋值为0，认为个体出现健康问题；若未出现以上任何疾病，赋值为1，认为个体未出现健康问题，据此生成了6个健康二元离散变量。

(二)核心解释变量

教育水平(Edu)对应的问题为“您受的教育程度”，1表示未上过小学、2表示小学、3表示初中、4表示高中/中专、5表示大学专科、6表示大学本科、7表示研究生。相对剥夺(CD)采用家庭在本地平均每月总收入测度的相对剥夺指数来刻画，具体计算公式如下：

(1)

式中，i、k为群体Y中的个体，n为群体中的个体数量，yi、yk分别为群体Y中的个体i和个体k的总收入，yn、y1分别为群体Y中总收入最高和最低的个体。

(三)控制变量

根据相关文献的整理，选取了影响个体健康的其他因素作为控制变量，包括性别(Gender)、年龄(Age)、政治身份(Polity)、婚姻(Marry)、家庭成员个数(Familynum)、收入(Income)和是否参与新农合(NCMCS)。其中，婚姻对应的问题为“您的婚姻状态”，1为未婚、2为初婚、3为再婚、4为离婚、5为丧偶、6为同居，将2和3定义为1，表示在婚，其他定义为0，变量的描述统计见表1。

表1(续)

四、实证分析

(一)相对剥夺与流动人口健康

为了分析相对剥夺对流动人口健康的影响，构建模型如下：

Healthi=α+δCDi+γXi+μi

(2)

其中，i为个体，Healthi表示流动人口中个体i的健康状况，CDi为其相对剥夺水平，Xi为控制变量，μi为误差项，δ反映相对剥夺对流动人口健康的影响。表2报告了实证结果，模型1至模型3显示，不论是否加入控制变量，不论使用线性概率模型、有序Probit模型，还是有序Logit模型，结果均显著，即相对剥夺降低了流动人口健康状况。进一步，使用二分类主观健康变量作为因变量，分别使用线性概率模型、Probit模型、Logit模型进行回归，模型4至模型6回归结果仍显著。最后，使用客观健康作为因变量，模型7的回归结果显示，相对剥夺对流动人口客观健康影响也显著为负。

表2 相对剥夺对流动人口健康影响的估计结果

为了进一步检验流动人口相对剥夺健康效应的稳健性，首先，使用最近一年内您是否出现过腹泻、发热、皮疹、黄疸、结膜红肿、感冒症状的6个问题重新刻画健康状况，回归结果分别对应表3的第1至第6列。可以发现，相对剥夺对腹泻、发热、皮疹、黄疸、结膜红肿刻画的流动人口健康状况影响均在统计水平上显著为负，但对不同疾病影响有一定差异。其次，在重新刻画健康状况的基础上，进一步使用离散概率模型考察相对剥夺对流动人口健康的影响，发现相对剥夺对流动人口健康的影响仍然显著。最后，进一步使用“您是否患有医生确诊的高血压或Ⅱ型糖尿病”刻画流动人口健康状况，模型7的回归结果仍显著为负。因此，可以认为基本模型中相对剥夺对流动人口健康的负向影响结论是稳健的。

表3 相对剥夺健康效应的稳健性检验

(二)教育水平与流动人口健康

为了探究教育水平对流动人口健康的影响，构建模型如下：

Healthi=α+βEdui+γXi+μi

(3)

其中，Edui为流动人口中个体i的教育水平，其他变量定义与公式(2)相同，β反映了教育水平对流动人口健康的影响。

表4为实证分析结果，表4模型1至模型3显示，不论是否加入控制变量，使用线性概率模型、有序Probit模型，还是有序Logit模型回归，教育水平的提升均显著改善了流动人口健康状况。使用重新定义的健康二分类变量，模型4至模型6的回归结果显示，不论是使用线性概率模型、Probit模型，还是Logit模型，回归结果仍显著为正。模型7和模型8进一步使用客观健康和慢性病刻画流动人口健康状况，回归结果仍保持不变。

表4 教育水平对流动人口健康的影响

为了检验流动人口教育健康效应的稳健性，使用教育年限重新刻画教育水平，将原回答未上过小学赋值为1，小学赋值为5，初中赋值为9，高中/中专赋值为12，大学专科赋值为15，大学本科赋值为16，研究生赋值为19，构造教育年限变量。表5的模型1至模型4显示，随着教育年限的提高，流动人口的主观健康、客观健康和慢性病健康状况均得到显著改善。进一步，为了处理内生性问题，选择配偶教育水平作为流动人口教育水平的工具变量，表5的模型5和模型6显示，教育水平对流动人口健康的边际效用为0.0532，且在1%统计水平上显著为正，回归结果与表4基本保持一致。同时，第一阶段的回归系数为0.557，显示工具变量与内生变量之间高度相关，且F统计量超过了常用标准，也不存在弱工具变量问题。因此，教育水平对流动人口健康影响的因果效应得以验证。

表5 流动人口教育健康效应的稳健性和内生性分析

(三)调节效应分析

为了检验教育水平、相对剥夺与流动人口健康三者之间的关系，构建模型如下：

Healthi=α+βEdui+δCDi+εEduiCDi+γXi+μi

(4)

EduiCDi的系数ε是关注的重点，其他变量定义与公式(2)相同，如果ε显著不等于0，意味着调节效应存在，即相对剥夺与教育水平共同作用，影响了流动人口健康状况。表6报告了实证分析结果，可以发现，加入教育水平与相对剥夺交互项后，交互项在1%统计水平上显著为正，这意味着教育水平改善了相对剥夺对流动人口健康的负向影响，即调节效应存在。

为了进一步验证调节效应的稳健性，使用了不同的健康指标进行回归，结果见表6后三列。表6的模型2使用了二分类健康指标，回归结果显示，教育水平与相对剥夺的交互项系数仍显著为负，回归结果基本保持不变。表6模型3使用了客观健康指标，回归结果仍保持不变。表6的模型4使用了慢性病刻画的健康指标，回归结果仍显著为负。因此，可以认为调节作用是稳健的，即教育水平改善了相对剥夺对流动人口健康的负向作用。

表6 调节效应分析结果

五、机制分析

(一)相对剥夺对流动人口健康的机制分析

为了验证相对剥夺对流动人口健康的作用机制，使用2014年流动人口动态监测心理健康专项调查数据进行分析。在机制分析之前，首先验证使用2014年流动人口动态监测数据分析的合理性，使用“总体来讲，您的健康状况怎样”这一问题衡量流动人口健康状况(回答1至5分别表示差、一般、好、很好、非常好)，检验上文的相对剥夺健康效应，表7模型1为回归分析结果，可以发现，相对剥夺对流动人口健康的影响显著为负，上文结论在2014年流动人口动态监测中仍然成立，基于此，认为使用2014年流动人口动态监测数据分析相对剥夺的健康效应机制问题是合理的(1)之所以使用2014年流动人口动态监测数据分析相对剥夺的健康效应机制，是因为2017年流动人口动态监测数据没有刻画相对剥夺健康效应机制的相关指标，而2014年流动人口动态监测数据(社会融合专项调查)为分析相对剥夺健康效应机制提供了可能。。

依据上文研究假设部分的分析，主要从个体情绪和心理压力两方面考察相对剥夺对流动人口健康的作用机制。其中，个体情绪使用“在过去30天中，您经常会感到太沮丧以致于什么都不能让您愉快” 这一问题进行衡量，回答1至5分别表示全部时间、大部分时间、一部分时间、偶尔和无；心理压力指标使用“您是否常感到困难的事情堆积如山，而自己无法克服”这一问题来衡量，回答1至5分别表示从不、偶尔、有时、时常、总是。具体回归模型设计如下：

MCDi=α+δCDi+γXi+μi

(5)

因变量在不同模型中分别表示个体情绪和心理压力，其他变量定义与前文相同。估计结果见表7，表7模型2显示，相对剥夺增加了个体的负面情绪。上文分析指出，负面情绪会进一步影响个体生活满意度，因此为了进一步验证这一机制，依据“您对您的生活是满意的”(回答包括1至7，1表示非常不同意；7表示非常同意；将原1和2选项重新定义为1，表示非常不同意；将原3选项重新定义为2，表示不同意；将原4选项重新定义为3，表示一般；将原5选项重新定义为4，表示同意；将原6和7选项重新定义为5，表示非常同意)这一问题来衡量个体生活满意度。表7模型3的回归结果显示，相对剥夺降低了个体生活满意度，间接验证了相对剥夺对个体情绪的影响。

表7模型4显示，相对剥夺提高了个体心理压力，同样，由研究假设理论部分的分析可知，心理压力会进一步影响流动人口社会交往水平，影响个体的社会网络，因此为了进一步验证这一机制，使用“您是否愿意与本地人交朋友”这一问题衡量社会交往情况，回答1至4分别表示完全不同意、不同意、基本同意、完全同意，回归结果见表7模型5。可以发现，相对剥夺确实对流动人口社会交往产生了负向影响，间接验证了相对剥夺对个体心理压力的影响。

综上所述，相对剥夺显著影响了流动人口的情绪和心理压力，而情绪和压力又直接影响了流动人口健康状况，因此，可以认为相对剥夺通过个体情绪和心理压力两方面降低了流动人口健康状况。

表7 相对剥夺的健康效应机制

(二)流动人口的教育健康机制

主要从投入预算和配置效率两方面分析流动人口的教育健康效应机制。具体回归模型设计如下：

MEi=α+βEdui+γXi+μi

(6)

因变量在不同模型中分别表示投入预算和配置效率，其他变量定义与前文相同。估计结果见表8。投入预算用个体就业、家庭支出和城职保参保情况进行刻画，其中，个体就业指标使用“您今年五一节前一周是否做过一小时以上有收入的工作(包括家庭或个体经营)”进行衡量，回答1表示就业，0表示未就业；家庭支出指标使用“过去一年，您家在本地平均每月总支出水平”来衡量；城职保参保情况使用“您目前是否参加城镇职工医疗保险”来衡量，回答1表示参加，2表示未参加。表8模型1至模型3显示，教育水平促进了流动人口就业，提高了流动人口家庭消费支出，带来了个体城镇职工医疗保险参保水平的提高。

配置效率主要使用医疗服务利用情况指标进行刻画，具体包括以下四个方面，基本公共卫生项目指标使用“您是否听说过国家基本公共卫生服务项目”来衡量，回答1和2分别表示听说过和没听说过。居民健康指标使用“本地是否给您建立了居民健康档案”这一问题来衡量：回答1为是，已经建立；2为没建，且没听说过；3为没建，但听说过；将1定义为建立，2和3定义为未建立。医疗服务便利性使用“从您居住地到最近的医疗服务机构(包括社区卫生服务中心、村居医务室、意愿等)需要的时间(以自身最易获得的交通方式)”这一指标来衡量：回答1表示15分钟以内；2表示15分钟(不含)至30分钟(含)；3表示30分钟(不含)至1小时(含)；4表示1小时以上。免费医疗服务使用“过去一年，您是否接受过本地区卫生服务中心(站)/乡镇卫生院免费提供的随访评估、健康体检等服务(高血压或Ⅱ型糖尿病)”这一问题进行衡量：回答1和2分别表示接受过和没有接受过。表8模型4至模型7显示，教育水平提高了个体对国家基本公共卫生服务项目的了解、个体居民健康档案建档、医疗服务利用便利性、免费医疗服务使用情况。

综上所述，教育水平显著影响了流动人口的健康投入预算和健康配置效率，因此，可以认为教育水平通过投入预算和配置效率两个机制提高了流动人口健康状况。

表8 流动人口教育健康效应机制

六、结论与启示

基于2017年流动人口动态监测数据，实证分析了教育水平、相对剥夺对流动人口健康之间的影响，研究发现：相对剥夺降低了流动人口健康状况，而教育水平提高了流动人口健康状况；相对剥夺、教育水平和流动人口健康三者之间存在调节机制，教育水平可以改善相对剥夺对流动人口健康的负向影响；相对剥夺通过个体情绪和心理压力对流动人口健康状况产生了负向作用，教育水平通过投入预算和配置效率提高了流动人口健康状况。

基于以上研究得出如下政策启示：首先，鉴于教育在提高流动人口健康状况方面的重要作用，要切实提升流动人口受教育水平。一方面，要不断提高现有流动人口个人的受教育水平，要注意发挥职业教育、成人教育等正规学校教育的作用；要积极推进流动人口的培训工作，促进政府、社区、企业等各主体形成推动流动人口培训工作的合力；要注意发挥流动人口个体自我教育的作用。另一方面，要注意潜在流动人口的教育问题，尤其是流动人口后代的教育问题。当前的潜在流动人口可能就是将来的流动人口，潜在流动人口教育水平的提升不仅有利于其自身发展，同时对未来经济社会发展也具有重要意义，因此要推进教育改革，提高农村、中西部等落后地区的教育质量，要将流动人口子女教育纳入城市教育体系，使流动人口子女平等享有受教育的权利，要逐步扩大义务教育范围，将高中纳入义务教育体系，降低高等教育门槛，提高落后地区潜在流动个体接受高等教育的机会。其次，要防范流动人口群体收入差距拉大。要在不断完善保障政策的同时，实施有效的收入分配制度，提高流动人口家庭收入水平与能力，缩小流动人口家庭收入差距，从整体上降低相对剥夺对流动人口健康的负向作用，尤其要精准识别、帮扶受教育程度较低、身体健康较差和无经济支持的流动人口弱势群体。最后，要充分发挥相对剥夺、教育水平对流动人口健康的影响机制，切实提高流动人口健康水平。