简伟强

(贵州大学 经济学院,贵阳 550025)

高质量就业是保障和改善民生的关键。改革开放以来,大规模农民工进城务工推动了城镇化和工业化进程,为中国经济高速发展作出了巨大贡献[1]。据国家统计局发布的《农民工监测调查报告》显示,2021年中国有2.93亿农民工,其中外出农民工为1.7亿人。然而,受户籍制度影响,农民工无法与户籍人口享受同等的公共服务与社会福利,在公共卫生健康服务方面存在供给不足、质量不高等问题,使得农民工健康状况堪忧、问题突出。为了更好解决农民工面临的公共卫生健康服务不均等问题,党的二十大报告指出“健全基本公共服务体系,提高公共服务水平,增强均衡性和可及性”,希望通过增强农民工公共卫生服务的均衡性和可及性进一步提升农民工群体的就业质量。然而,公共卫生服务是否有助于提高农民工就业质量水平?其影响机制包括哪些?为回答以上问题,利用中国流动人口动态监测调查(China Migrants Dynamic Survey,CMDS)(2018)数据实证分析公共卫生服务对农民工就业质量的影响,以期为提升农民工公共服务可及性和就业质量提升提供经验借鉴。

1 文献回顾

现有文献围绕公共卫生服务与就业质量的关系进行了广泛讨论。针对就业质量影响因素的研究主要集中在两个层面：①人力资本层面。人力资本理论认为,劳动者具备的知识、技能、身体素质等要素对收入的影响具有决定性作用[2-3],而收入是农民工就业质量的重要体现。因此,人力资本被认为是影响农民工就业质量的关键要素。付玉等[4]、周丹等[5]从教育年限、健康状况、认知能力、技能培训、工作经验等视角分析人力资本对农民工就业质量的影响,并得出共同的结论“人力资本有助于提高农民工的就业质量”。②社会资本层面。社会资本理论认为个人的社会网络、社会关系和社会资源对劳动者就业和收入具有重要影响[6-7]。邓睿[8]、鲍计国[9]从社会网络、家庭关系、社会资本等视角探讨社会资本对农民工就业质量的影响。一致认为“社会资本越高,就业质量越好”。另一支文献是对公共卫生服务的研究,主要聚焦于3个层面：①公共卫生服务实施进展层面。农民工在公共卫生服务知晓率和利用率方面与公共卫生服务均等目标存在差距[10]。据不同学者分析得出,当前我国农民工存在过度劳动[11],医疗设施可达性低[12],就诊率、住院率较低[13]等现象。②公共卫生服务影响层面。李勇辉等[14]基于CMDS(2017)数据研究表明,健康档案、健康教育等公共卫生服务显著提升了受雇者的就业质量。邓睿[15]采用CMDS(2017)数据的研究表明,公共卫生服务显著提升了农民工城市劳动供给。王鸿儒等[16]基于CMDS(2017)数据的研究表明,公共卫生服务有助于提高流动人口的医疗服务利用水平。

遗憾的是,既有关于就业质量的研究多聚焦于人力资本和社会资本两大方面,鲜有文章从公共政策视角分析公共卫生服务对农民工就业质量的影响。在我国,农民工群体风险管理意识相对淡薄,是健康风险管理中的“弱势”群体,更容易受到疾病侵害,因此农民工公共卫生服务的可及性应得到更多关注。现有关于公共卫生服务的研究多聚焦于对劳动供给、健康状况、城市居留意愿、可行能力的影响,但关于农民工就业质量的相关研究却十分有限。鉴于此,使用CMDS(2018)数据,从公共政策视角实证分析公共卫生服务对农民工就业质量的影响。可能的边际贡献在于：①研究对象方面。农民工作为流动人口中的弱势群体,普遍存在健康素养低,风险管理意识薄弱等不足,结合当前农民工实际情况,为其就业质量提升提供理论支撑。②研究视角方面。从公共政策视角分析公共卫生服务对农民工就业质量的影响,为提升农民工就业质量相关研究提供有益补充。

2 研究设计

2.1 数据来源

使用的数据来源于国家卫健委组织实施调查的中国流动人口动态监测调查(CMDS)项目。该调查覆盖31个省级行政区划单位及新疆生产建设兵团,调查对象主要为在流入地居住一个月以上,非本县(或其他县级行政单位)户口的15周岁以上的流动人口。调查问卷提供了个体、家庭、社区以及家庭流动等层面,包括个体、家庭、社区及流动特征的相关信息。剔除无效样本后最终得到15 190个有效观测值。

2.2 变量选择

1)被解释变量：就业质量。为了更准确地体现劳动者的就业质量,本文从工资收入(月工资收入)、劳动强度(平均周工作)、单位福利(用人单位每月包吃住总折算钱数)、职业阶层(划分为蓝领和白领)、社会保障(五险一金)等5个方面进行衡量。借鉴明娟[17]的处理方法,先将各分指标进行标准化处理,再使用等权平均法得到综合就业质量指数。由于工作强度使用周工作时间衡量,为反向指标,为了保证其方向与就业质量一致,需要进行反向赋值[18]。

就业质量指数的计算方法如下。

将各分项指标进行标准化处理,标准化处理公式为

正向指标标准化：

(1)

负向指标标准化：

(2)

在5个维度标准化得分的基础上,采取等权平均法计算农民工就业质量Quality。

2)核心解释变量：公共卫生服务。使用公共健康教育和健康档案管理作为核心解释变量。将被访者接受公共健康教育的项数加总,由此得到最小值为0,最大值为7的变量,同时根据被访问者回答是否建立健康档案,是赋值为1,其他为0。

3)控制变量：参考已有研究,控制了年龄、性别、受教育程度、政治面貌、婚姻状况、就业身份、是否具有城镇医疗保险、流动时间、家庭规模、家庭月人均收入、住房支出、流动范围等变量。变量定义与描述性统计见表1。

2.3 模型设定

由于被解释变量“就业质量”为连续变量,因此本文采用最小二乘法(ordinary least squares,OLS)模型进行回归分析。该模型的表达式为

EQi=α1+β1PHSi+γZi+εi

(4)

式中：被解释变量EQi为第i个农民工的就业质量(employment quaility,EQ);PHSi为农民工是否获得公共卫生服务(public Health Service,PHS),包括是否建立健康档案和公共健康教育;β1、γ为估计系数,反映获得公共卫生服务对农民工就业质量的影响效应;Zi为一系列控制变量;εi为随机扰动项;α1为常数项。

3 实证结果分析

3.1 基准回归

表2汇报了公共卫生服务对农民工就业质量影响的结果。主要结论为：公共卫生服务显著提升了农民工的就业质量。具体而言,第(1)列为只控制核心解释变量健康档案和健康教育之后的回归结果。可以看出健康档案和健康教育均在1%显著性水平上对农民工就业质量存在显著正向影响。在第(2)列中加入控制变量之后也得出同样的结果,表明公共卫生服务水平提高能有效提升农民工的就业质量。

表2 公共卫生服务对农民工就业质量影响的基准回归结果

控制变量方面,年龄对农民工就业质量存在显著负向影响,表明年龄越大就业质量越低,该结论服务农民工现实特点。受教育程度对农民工就业质量具有显著正向影响,受教育年限越高,获取更好就业机会的可能性越大,职业发展越好。流动范围对农民工就业质量存在负向显著影响,表明跨省流动会降低农民工的就业质量,这可能是因为跨省就业的农民工必须承担一定的心理成本和经济成本,致使其就业质量降低。

3.2 内生性检验

前文对公共健康服务水平对农民工就业质量的关系进行了初步探讨,然而,由于农民工享有的公共卫生服务水平除取决于当地政府的公共服务供给外,还取决于农民工的实际需求,而本文无法排除部分农民工因为有强烈的就业质量提升意愿而更加积极地获取公共卫生服务的情况,这样一来就出现了互为因果的问题。为了解决公共卫生服务与农民工就业质量的反向因果问题,采用农民工所在城市每万人医生从业人员数作为工具变量。首先,所在城市的每万人医生从业人员数并不会直接影响农民工的就业质量,具有较强的外生性。其次,每万人医生从业人员数能在一定程度上代表农民工所在城市公共卫生服务的供给能力,与农民工是否享有公共卫生服务高度相关,满足相关性。可见,从逻辑上讲,每万人医生从业人员数满足相关性与外生性条件,是有效的工具变量。因此,选取每万人医生从业人员数作为公共卫生服务的工具变量。为了保证工具变量选取的合理性,按照内生性处理思路,先进行内生性和工具变量有效性检验。首先,内生性检验结果发现,Hasuma和DWH(Durbin-Wu-Hausman)检验均在1%显著性水平下拒绝原假设,表明健康档案管理和公共健康教育是内生变量。其次,弱工具变量检验得出第一阶段F检验对应的P为0.000 0,即排除了存在弱工具变量的可能性。表明工具变量选取是合理的。在此基础上采用两步法对模型进行估计,结果见表3。

表3 内生性讨论：基于两阶段最小二乘法(2SLS)法的估计结果

表3展示了工具变量法的回归结果,第(1)列和第(3)列为第1阶段回归结果,回归结果显示每万人医生从业人员数可以有效地提升农民工公共卫生服务的可及性,证明本文的工具变量满足相关性假设。第(2)例和第(4)列是第2阶段回归结果,在使用工具变量回归之后发现,公共卫生服务可及性有效地提升了农民工的就业质量。表明在使用工具变量克服内生性问题之后,结果依然稳健有效。

3.3 稳健性检验

除了反向因果和遗漏变量导致的内生性问题以外,模型还可能存在较为严重的自选择问题。为此,首先借鉴赵一凡和王晓慧[19]、祝仲坤[20]的做法将公共健康教育调整为二元变量,再采用倾向得分匹配法(propensity score matching,PSM)来克服模型中自选择导致的内生性偏误问题。具体而言：一是借鉴赵一凡和王小慧[19]的做法,将农民工接受过1项公共健康教育则赋值为1,未接受过公共健康教育则赋值为0;二是借鉴祝仲坤[20]的做法,将接受过结核病防治教育的赋值为1,未接受过结核病防治教育的赋值为0。此外,由于农民工工作环境常面临粉尘等有害物质,致使大量农民工遭受职业病。因此,本文也将是否接受过职业病防治教育作为衡量公共健康教育的标准,接受过职业病防治教育的取值为1,未接受过职业病防治教育的取值为0。

表4展示了倾向得分匹配估计结果。总体上看,公共服务水平提高会提升农民工的就业质量,这一结果与前文回归结果一致。公共健康教育方面,虽然不同衡量方式得到的倾向得分匹配中的处理组平均处理效应(average treatment effects on treated,ATT)有所差异,但ATT均在1%水平上显著为正,表明接受公共健康教育能有效提升农民工的就业质量。健康档案管理方面,3种匹配方式均在1%水平上显著,说明健康档案有助于提升农民工的就业质量。

表4 倾向得分匹配的估计结果

3.4 机制分析

为了探究公共卫生服务对农民工就业质量的作用机制,验证健康水平和城市归属感传导机制是否存在,选取CMDS问卷中“您的健康状况如何?”来衡量农民工健康水平,根据被访者回答“不健康”

“基本健康”“健康”分别打分1、2、3,其数值越高说明自评健康水平越高。同时选取问卷中“如果您打算留在本地,您预计将在本地留多久?”来衡量农民工城市归属感,被访者回答“0～4年”“5～9年”“10年及以上”“定居”分别对应取值1、2、3、4,数值越大则表明农民工城市归属感越强。并参考李勇辉等[14]的研究经验,使用中介效应检验方法进行实证分析。中介效应模型设定如下：

Channeli=α2+β2PHSi+γZi+εi

(5)

EQi=α3+β3PHSi+φChanneli+γZi+εi

(6)

式中：Channeli为机制变量;α2、α3为常数项;β2、β3、φ、γ为回归系数。

式(5)表示公共卫生服务对健康水平和城市归属感的影响;式(5)表示同时考虑公共卫生服务和中介变量对农民工就业质量的影响。

中介效应模型的回归结果见表5。可以看出,第(1)列和第(3)列中健康档案管理、公共健康教育对健康水平和城市归属感都具有显著正向影响。第(2)列结果显示,健康水平对就业质量的影响系数为0.038且在1%水平上显著。表明公共卫生服务会通过提升农民工群体的健康水平从而提升其就业质量。这可能是因为公共卫生服务的获取可以极大地改善农民工群体的健康人力资本,增加其劳动时间和提升劳动生产率,从而提升农民工群体的就业质量。第(4)列结果显示,城市归属感对就业质量的影响系数为0.071,在1%水平上显著。说明城市归属感在公共卫生服务对农民工就业质量的影响中发挥了部分中介效应,即获得公共卫生服务提升了农民工群体的城市归属感,进而提升其就业质量。这可能是因为政府为农民工提供公共卫生服务、推动了农民工群体公共服务均等化,有效降低了农民工就业歧视,提升了农民工群体在城市的归属感,推动农民工实现更高质量就业。再者,城市归属感越高的农民工一般会更加积极参与社会活动、积攒人脉,能更快地实现社会资本积累,更容易进入正规就业部门,实现就业质量的提升。

表5 机制检验结果

3.5 异质性分析

考虑到不同省份之间在公共卫生资源分布等方面的差异,按照流动范围将样本划分为省内和跨省流动样本,进一步分析公共卫生服务对农民工就业质量的异质性影响。回归结果见表6,可以看出,公共卫生服务对跨省流动农民工的就业质量提升幅度更大。可能的原因在于城市提供的公共卫生服务有效地满足了农民工的健康需求,增强了农民工在城市的归属感,进而提高了跨省流动农民工群体的就业质量。

表6 异质性分析结果

4 研究结论与政策建议

为探究公共卫生服务对农民工就业质量的影响,运用2018年CMDS数据,实证分析了健康档案和健康教育两种公共卫生服务对农民工就业质量的影响,并使用工具变量法缓解了内生性问题,同时,进一步分析了公共卫生服务对农民工就业质量影响的异质性。研究结论如下：①公共卫生服务提高会能够提升农民工的就业质量,并且在通过工具变量法、倾向得分匹配(PSM)检验方法后,结论依然稳健可靠;②基于中介效应模型的机制分析结果表明,公共卫生服务水平主要通过健康水平提升和城市归属感两条路径作用于农民工就业质量;③公共卫生服务对农民工就业质量的影响存在异质性,其中对跨省流动的农民工就业质量影响更为明显。

基于结论,提出如下政策建议：①提升公共卫生服务水平。一方面做好宣传工作,大力提高公共卫生服务利用水平;另一方面要建立社会参与平台,引导流入地农民工参与社区活动,拉近流动农民工与本地居民之间的距离,努力提升其城市归属感与认同感。②提升公共卫生服务的针对性。首先,在教育对象上;着重对跨省流动的农民工展开公共健康教育活动;其次,在教育内容上;应重视对慢性病、心理健康以及控制吸烟和性病等方面的宣传教育;最后,在教育方式上;要充分利用微信、抖音、快手等互联网平台,做到教育内容的精准传输,提升教育宣传效率。③加快提升农民工健康档案覆盖率。当前样本中农民工建档率占农民工总数的25.51%,为此中央和地方应加强协调配合,加大财政及政策支持力度。尤其要放宽农民工参与建立电子健康档案标准,将建档对象惠及更多的流动农民工群体。