流動人口社會經濟差異對其預防保健行為的影響研究—基于“區隔融合”理論的視角

楊 洋，張 聰，邱培媛，馬 驍

（四川大學華西公共衛生學院，四川 成都 610041）

● 衛生服務 ●

流動人口社會經濟差異對其預防保健行為的影響研究—基于“區隔融合”理論的視角

楊 洋，張 聰，邱培媛，馬 驍

（四川大學華西公共衛生學院，四川 成都 610041）

根據國外移民研究的“區隔融合”理論，假設我國流動人口內部的社會經濟差異對其預防保健行為有影響。通過應答推動抽樣方法獲取1042名農村流動人口；使用主成分方法構建有關社會經濟指數與預防保健行為指數，使用等級資料的logistic回歸模型建模，發現筆者構建的關鍵社會經濟變量與預防保健行為是正相關的，提示目前要注意我國流動人口內部的差異以及這種差異對流動人口衛生服務均等化的影響。

流動人口；區隔融合；主成分分析；預防保健行為

1 文獻復習與研究問題的提出

在20世紀90年代中后期，隨著我國流動人口的急劇增加，有關流動人口社會保護越來越受到關注，流動人口的社會保護涉及就業與勞動保護、社會保障、社會福利權益等方面[1-3],而流動人口的健康問題無疑是其社會保護中的一個重要內容[4]。根據現有的文獻，通常認為流動人口面臨傳染性疾病、職業危害、性與生殖健康，心理健康等健康風險，但其獲得臨床醫療服務、預防保健、醫療保障等方面的衛生服務比較欠缺。

到目前我國學術界對于流動人口的健康與衛生服務方面研究無疑已經取得了大量的成果，但目前的研究總體來看還是將流動人口看成一個同質性的群體。相關的研究隱含的基本思路是將流動人口與城市戶籍人口進行比較，認為流動人口與城市戶籍人口相比處于弱勢地位，很難得到城市的衛生服務，因此面臨高的健康風險。

這樣的二元視角是把流動人口看成一個同質的群體，但我國流動人口從20世紀80年代初的657萬到2010年已經達到2.6億人，如此龐大的群體，必然會存在分化；因此引出了本文研究的問題：流動人口內部是否存在社會經濟的差異，而這種差異對其健康狀況是否會產生影響？

美國有關移民研究的理論發展，可以為我國的流動人口內部的社會經濟分化研究提供一定的借鑒。美國研究者在20世紀90年代提出了移民的“區隔融合理論”[5]，根據這一理論，東道主社會對于不同的移民提供的機會是不一樣的，一些群體可以得到充足的機會，而另一些群體卻受到歧視，得到的社會經濟資源非常稀少。由此，一些群體經歷了傳統意義上的同化與向上的流動，而另一些群體在經濟競爭中失敗，導致向下的流動。因此移民并不是一個同質化的群體，而是有著復雜的社會群體分層。

因此，借鑒“區隔融合”理論，本研究提出：經過30年的時間我國流動人口數急劇增長，數量龐大的流動人口已經存在社會經濟差異。由于更好的社會經濟狀況通常對應著更好的健康狀況與衛生服務利用狀況。在衛生服務利用中可以分為臨床衛生服務與預防保健服務，臨床衛生服務又只有在患病后才需要利用，目前在研究中通常是調查2周患病與一年內住院情況，分析應就診未就診，應住院未住院等方面的影響因素。但除了臨床衛生服務外，預防保健服務同樣具有重要意義，因此本研究選擇以流動人口預防保健行為為分析的切入點。

2 數據來源與樣本基本情況

本研究數據來源于2008年至2009年使用應答推動抽樣（Respondent-Driven Sampling，RDS）方法在成都市抽樣到的1042名農村流動人口，RDS是Douglas D. Heckathorn[6]提出的一種基于馬爾可夫鏈數學模型的新抽樣方法。該方法主要是為了解決難以接近、邊界不清的人群的抽樣問題。在我國目前的流動人口研究中，研究者很難在此人群中預先構建一個抽樣框架。大部分研究都通過方便抽樣，定額抽樣等非概率抽樣。本研究通過引入應答推動抽樣主要是為了提高樣本的代表性問題，有關本次研究的具體操作與方法論評價已經發表[7]。

本次調查共獲得1266名流動人口，抽樣中也獲取到城市戶口的流動人口，由于本文只研究農村戶籍的流動人口，因此只分析其中1042名農村戶籍流動人口的狀況。本次樣本的基本情況如下：以青壯年為主，88.2%的被調查者都在46歲以下；女性稍多，占52.3%；66.7%的被調查者只受過初中以下的教育；60.3%目前處于在婚狀態，見表1。

表1 研究對象社會人口學特征

3 主要變量的構建

本文中最關鍵的變量為兩類，一類是有關流動人口社會經濟狀況的變量；另一類是預防保健行為的變量。

3.1 社會經濟變量

在描述經濟狀況的時候一般是用收入，但在通常的問卷調查中，使用收入有一些缺陷。首先，被調查者有掩飾自己收入的傾向，因此收入的數據很難準確；另外，目前越來越多的人的生活狀況與其資產情況有關。如果在農村調查，與領取工資收入者不同，其收入還需要經過比較復雜的計算才能得到，通常結果也很難準確。因此目前國外學術界在進行有關農村研究中，通常會采用資產評估的方式。這主要是因為家庭固定資產相對穩定，對調查對象的家庭資產情況進行調查，應用主成分的方法構造資產指數以對調查對象的資產情況進行綜合評估來反映調查對象的經濟狀況[8-9]。本次研究也采用了資產評估的方法來研究流動人口的經濟狀況。

另一個重要的維度是住房情況，無論市場體制還是再分配體制,住房都是社會經濟分層的重要指標[10]?？傮w來說，社會經濟狀況好者其居住條件會好，而社會經濟狀況差者其居住條件也會差。本研究借鑒了有關資產評估的思想，也構建了相關的居住指數用來反映研究群體的社會經濟狀況。

3.2 預防保健行為的指標

本研究假設流動人口采用的預防保健行為越多，其社會保護狀況會越好。本研究構建預防保健行為指數，選擇在過去兩年中是否做過健康體檢、是否做了X光檢查、是否測量過血壓、是否注射過乙肝疫苗等變量。當然，其中會有一些混雜因素，如在過去一年中如果有生病，則是非常有可能檢查過身體的；如果有慢病疾病等，也有可能會更多地檢查身體；因此本文將通過構建模型，檢驗在排除了這些混雜因素后預防保健行為指數是否與社會經濟狀況相關。

3.3 資產指數的構建

本次研究共設置17個變量對研究對象的資產狀況進行調查，將“沒有”賦值為0，“有”賦值為1。因手機、空調、汽車、熱水器、組合式家具、沙發6個變量呈現明顯的聚集，不能很好地用于區分對象人群的資產狀況，因此未將這6個變量納入主成分分析，將是否擁有電視、冰箱、洗衣機、電腦、微波爐、煤氣灶、VCD、自行車、摩托車、電風扇、3千元以上的存款這11個變量納入。

主成分分析結果顯示，第一主成分的特征根為3.720，貢獻為33.817%。根據第一主成分中各變量的權重，為研究對象構建資產指數。構建第一主成分模型如下：F1=0.208ZX1+0.173ZX2+0.191ZX3+0.079ZX4+0.143ZX5+0.1 26ZX6+0.196ZX7+0.111ZX8+0.140ZX9+0.183ZX10+0.112ZX11

根據資產指數將研究對象平均劃分為三個等級。本研究中的賦值為：1=資產狀況差，2=資產狀況一般，3=資產狀況好。

3.4 居住指數的構建

本次研究對農村流動人口居住房屋的性質、臥室的面積、臥室同住的人數以及生活設施進行調查。由于大多數研究對象都擁有自來水、電這兩樣基本生活設施，較少的研究對象擁有座機，因此是否擁有自來水、電以及座機對研究對象居住環境的區分度不夠，未將其納入主成分分析。最終，8個變量被用于進行居住環境評估。將“沒有”賦值為0，“有”賦值為1；將住房性質中的棚戶房/板房、磚瓦平房以及其他合并，定義為住房性質較差，賦值為0，將樓房和小區樓房合并，定義為住房性質較好，賦值為1；居住面積和臥室同住人數作為計量資料處理。

主成分分析的結果顯示，第一主成分的特征根為3.420，貢獻為42.745%。根據第一主成分中各變量的權重，構建第一主成分模型如下：

將第一主成分得分命名為居住指數。根據此模型為研究對象構建居住指數。根據居住環境指數將研究對象平均劃分到三個等級。本研究中的賦值為：1=居住環境差，2=居住環境一般，3=居住環境好。

3.5 預防保健行為指數

本文中將在過去兩年內是否接受過體檢，在過去兩年中是否做了X光檢查，在過去兩年中是否測量過血壓、是否注射過乙肝疫苗4個變量用于構建指數。主成分分析結果顯示，第一主成分的特征根為2.064，貢獻為51.61%。

根據第一主成分中各變量的權重，構建第一主成分模型如下：

F1=0.406ZX1+0.382ZX2+0.377ZX3+0.176ZX4

將第一主成分得分命名為衛生服務指數。根據此模型為每個研究對象構建衛生服務指數。并根據衛生服務指數將研究對象平均劃分到三個等級。本研究中的賦值為：1=健康狀況差，2=健康狀況一般，3=健康狀況好。

4 模型的構建

4.1 模型構建的框架

構建模型的目的主要是探討流動人口的預防保健行為與其社會經濟狀況是否相關；根據現有的有關社會保護、醫療衛生服務等方面的研究，假設流動人口預防保健行為與其社會經濟狀況是正相關，社會經濟狀況越好，預防保健的狀況也更好。

模型中的因變量為預防保健情況，通過主成分構建后已經劃分為三個等級。

模型中最關鍵的自變量為：資產狀況與居住狀況，其他的包括：年齡、性別、婚姻狀況、教育程度、收入、醫療保障情況（三類：1.無任何醫保；2.只有新農合；3.具有城市醫保）、過去一年是否看過醫生、是否有醫生診斷的慢性病、自評健康狀況等。

建模的目的是為了檢驗在控制了其他因素后，本文所構建的衡量流動人口社會經濟狀況的兩個指標是否與其預防保健行為相關。

4.2 建模過程

采用單變量的分析方法，以P值0.3為標準，篩選掉P值大于0.3的變量，在此過程中變量“每月現金收入”被篩除。 剩余變量同時放入等級資料的logistic回歸模型，在此過程中發現“婚姻狀況”和“醫療保障情況”兩個變量檢驗均無統計學意義。將“去掉這兩個變量的模型”和“包含這兩個變量的模型”進行似然比檢驗，發現去掉這兩個變量的似然比檢驗結果無統計學意義，所以我們更加傾向于相對簡約（即不包含這兩個變量）的模型。

在最終納入模型的9個變量中，“性別”（X1）、“教育程度”（X2）、“過去一年是否住院”（X3）、“過去一年是否看過醫生”（X4）和“是否患有慢病”（X5）五個變量在建模過程中均以啞變量的形式進入模型，變量的賦值情況如表2所示。而“年齡”（X6）、“資產狀況”（X7）、“居住狀況”（X8）和“自覺健康狀況”（X9）四個變量則以協變量的形式納入模型。模型的參數估計值見表3。

最終構造的模型見下式（1），（2）：

模型的結果表明，在控制了被調查者的慢性病情況，過去一年的住院情況等混雜因素后，本文構建的關鍵社會經濟變量與預防保健行為之間是正相關的；本模型中的教育程度也是一個非常重要的社會人口的分層指標，本研究中顯示教育程度與預防保健狀況是也正相關關系。

表2 變量賦值情況

表3 模型變量系數估計結果

5 討論

由于流動人口的產生與發展與我國的城鄉二元結構有關，因此在流動人口研究中，有關城鄉分割的二元理論視角長期是學術界解釋流動人口多方面問題的基礎?；诖艘暯堑难芯客ǔ６紩⒔鉀Q流動人口面臨問題的相關政策與戶籍制度的改革聯系起來，在一些有關流動人口衛生政策的研究中，研究者也是基于此提出需要對戶籍制度進行改革[11]。經過30年的時間，我國流動人口已經達到2.6億，流動人口內部必然已經出現了群體分化，單純的城鄉二元分割的視角已經很難解釋目前我國流動人口所面臨的諸多問題。

本文通過資產與居住的狀況來衡量流動人口的社會經濟狀況，通過建模探索同一城市內流動人口的社會經濟差異與其預防保健行為的關系，結果表明流動人口中社會經濟狀況更好的群體其預防保健狀況更好?；诖耍岢鰩c相關的政策建議：

第一，在今后有關流動人口相關的衛生政策的研究中，研究者應該更進一步探究不同亞群體流動人口在健康狀況與衛生服務方面的差異。目前，流動人口基本公共服務均等化受到了政府與學界的關注[12]。本研究表明，實現流動人口公共衛生服務方面的均等化除了要考慮流動人口與城市戶籍人口的差異外，還需要考慮流動人口內部亞群體的差異。只有充分的考慮到流動人口不同群體的特點與需求，才有可能真正實現流動人口基本公共衛生服務的均等化。

第二，一些國內的研究者已經提出，基于地方政府財政和經濟自主權的“區域分割”[13]成為影響現在流動人口社會保護的重要因素。因此，應該明確不同層級政府對于流動人口公共衛生服務的職責與經費投入。

第三，在健全經費投入與管理體制的基礎上，建立科學合理的流動人口公共衛生服務管理考核標準和指標體系。

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（本文編輯：何慶節）

R1；R174+.6；R181.3+7

A

1003-2800（2014）10-0640-04

2014-04-21

國家自然科學基金項目（2007-2010年）“基于RDS方法的城市外來農村流動人口社會網絡及衛生服務需求研究”（70673067）

楊 洋（1977-），男，貴州貴陽人，講師，主要從事流動人口、衛生政策與管理方面的研究。