非正规就业对居民健康的影响∗——来自中国劳动力动态调查的经验分析

丁述磊，刘翠花

(东北财经大学经济学院，辽宁大连 116025)

非正规就业对居民健康的影响∗
——来自中国劳动力动态调查的经验分析

丁述磊，刘翠花

(东北财经大学经济学院，辽宁大连 116025)

本文基于CLDS数据定量检验了非正规就业对居民健康的影响。研究发现:非正规就业是影响居民健康的重要因素，如果居民从事非正规就业，那么他们的健康状况会显著降低。非正规就业对居民健康的影响存在异质性，即非正规就业对女性居民、户外工作者以及中西部地区居民健康状况损失更为严重。受教育年限变量对女性居民和西部地区居民健康状况影响显著大于男性居民和东中部地区居民，这表明女性和西部地区居民增加自身受教育年限可以显著提升健康状况。因此，政府应该努力促进劳动力市场正规化，使从事非正规就业的劳动者走向正规岗位，同时做好居民健康保护工作，抓好教育公平，努力提升中国居民身体健康状况。

非正规就业；居民健康；有序Probit模型

一、引言

随着中国市场经济的高速发展和城镇化的快速推进，大量农村劳动力转移到城市，为中国城市经济的发展做出了重大贡献。然而这些农村劳动力在推动中国经济发展的同时，也带来了一系列的问题，比如城市自然环境恶化，交通拥堵加剧，住房需求不断膨胀等。由于这些农村劳动力的学历水平低，缺乏工作经验，户籍制度限制以及城市正规部门工作岗位存在进入的高门槛障碍，致使他们在城市中只能选择非正规就业。相比正规就业者，非正规就业者不仅面临远离家乡，长时间不能和家人团聚的问题，而且他们的工作时间较长、工作环境较差、工资收入和社会经济地位较低。他们面临的这些问题都严重影响了他们的身心健康和生活质量。

近年来，越来越多的人们开始注重自身的生活质量，良好的身体健康状况成为人们追求的目标之一。健康如同教育一样，也是人力资本的一种重要形式(Grossman，1972)[1]，它们在微观层面上通过影响劳动者的工作时间和劳动生产率，进而影响整个社会经济的总产出。学者对健康和经济增长的关系进行了大量实证研究，基本得到了一致的结论，即居民健康状况对国家经济发展具有显著影响，良好的身体健康状况可以提高劳动者的劳动生产率以及增加劳动供给时间，而健康冲击则会显著减少劳动者的工作时间和劳动生产率。国内外学者主要从劳动力迁移、工作时间、工作环境、经济收入、未来预期、社会经济地位和教育等角度研究居民的健康影响因素。

劳动力迁移影响健康。农民工迁移过程中伴随着大量朋友和关系的损失，周围环境和风俗习惯也会发生改变。农民工群体迁移过程中面临的压力，如很难融入城市文化、业余生活单调、户籍歧视等被排斥和不公平待遇因素会显著降低他们的精神健康(胡荣等，2012)[2]。同时农民工的迁移地点也会影响其健康状况，秦立建等(2012)[3]使用固定效应Logit模型，从迁移地点的角度研究了迁移对农民工自评健康状况的影响，研究发现，到外省的迁移对农民工的健康状况存在显著负向影响，而省内迁移则对农民工健康状况没有显著影响，此外，迁移地点对农民工健康状况的影响还存在性别差异，迁移到外省城镇的女性农民工健康状况比男性农民工健康状况更差。劳动力迁移不仅对农民工的身体健康造成显著的负向影响，而且对他们的心里健康也具有显著的负向影响。Lu(2010)[4]使用印度尼西亚1997－2000年的Panel数据的研究显示，从农村到城市的迁移对迁移者的心里健康产生了显著的负向影响。

工作时间影响健康。工作时间的长短与居民的身体健康状况密切相关，工作时间越长的居民，其身体健康状况越差，工作时间越短的居民，其身体健康相对较好。朱玲(2009)[5]对农村迁移工人的工作时间和职业健康进行了实证研究，发现超时工作和不良的工作环境显著影响迁移工人的健康状况，其中小时工资较低、汇款回乡较多、未签订劳动合同者的工作时间超时可能性更大。然而小时工资较低和未签订劳动合同正是非正规就业人群的典型特征，由此可以看出非正规就业人群的身体健康状况相比正规就业人群的更差。

工作环境影响健康。良好的工作环境能降低居民遭受身体健康伤害的机率，这也是较高社会经济地位的群体在健康状况上具有优势的原因之一(Evans等，2002；刘丽杭等，2004)[6－7]。相比正规就业人员，非正规就业人员的工作环境差，他们的健康状况也会受此影响。牛建林等(2011)[8]通过在深圳市开展调查，对城市外来务工人员的工作环境与其健康状况进行了实证研究，发现相对于其他社会经济因素而言，外来务工人员的工作环境对其健康状况具有显著影响，不利的工作环境对其身心健康存在重要的负向影响。

经济收入和对未来的预期影响健康。经济收入与健康有着密切联系，收入越高的居民，其健康状况也会越好，收入越低的居民，其健康状况也相对越差，同时对未来持有乐观预期的居民，其健康状况也会越好，对未来持有消极预期的居民，其健康状况也相对越差。徐淑一等(2015)[9]利用2012年CLDS数据，对主观社会经济地位与居民自感健康状况之间的关系进行了实证研究，发现较高的经济收入和对未来的乐观预期对居民自感健康状况有积极影响，预期自身未来社会经济地位提升能显著提升他们的自感健康状况。由于非正规就业者收入较低，对未来的预期也相对不乐观，因此，如果提高其收入水平，在一定程度上也可以改善非正规就业人群的身体健康状况。

社会经济地位影响健康。现代社会中个体的社会经济地位会极大影响其健康状况，社会学研究将社会经济地位称为影响健康状况的“基本原因”(Bruce等，1995；Rostadetal.，2009；Phelan等，2010)[10－12]。Lisa等[13]研究美国居民主观社会经济地位与其自评健康状况之间的关系，研究发现，通过控制家庭收入、教育、家庭成分、民族和信仰等变量，居民自评健康状况和主观社会经济地位之间存在很强的相关性。王甫勤(2011)[14]利用CGSS(2005)数据对社会流动如何影响健康进行实证研究，发现个人在社会结构中的位置显著影响了他们的健康状况，社会经济地位越低的人，其健康状况越差。艾斌等(2012)[15]利用沈阳市城市老年人9年追踪调查数据对社会经济地位如何影响健康进行了实证研究，结果表明，社会经济地位高的老年人仍然维持文化性闲暇活动，增加了其外出交往活动的事件，提高了他们的生命活力和健康状况，延长了生命时间。焦开山(2012)[16]也得到了一致的结论，即社会经济地位较高的人群要比社会经济地位较低的人群拥有更好的身体功能、更少的抑郁症状、更好的自评健康。相比正规就业人群，非正规就业人群的社会经济地位相对更低，这也对非正规就业人群的身心健康造成不良影响，影响了他们的生活质量。

教育影响健康。教育也是影响居民健康的因素之一，胡安宁(2012)[17]利用CGSS(2010)数据，对教育能否促进居民健康进行了实证分析，研究发现教育对城乡居民健康都有显著正向影响，但是农村与城市居民教育对健康的回报率有差异，其中农村与城市居民教育质量的差异是造成对健康回报率差异的重要原因之一。非正规就业人群的不仅平均受教育年限低于正规就业人群，而且教育质量也比正规就业人群差，因此，相比正规就业人群，非正规就业人群的健康状况相对更差。

系统考察非正规就业对居民健康状况的影响，不仅对于提高国家人口整体健康水平具有重要的意义，而且对国家经济的可持续发展具有深远影响。由于目前鲜有文献从非正规就业角度研究居民的健康问题，因此，本文利用CLDS (2012)数据对此进行实证研究，试图得到有意义的结论。

二、非正规就业与居民健康:理论分析

在人力资本理论的基础上，Grossman第一次构建了用来分析健康需求的理论模型，该模型明确了健康资本如同教育资本一样，也是一种人力资本。根据健康的特点，Grossman认为健康主要是通过增加可劳动的时间来提高收入能力，进而提高人们的效用水平。该模型假设代表性消费者在一生中各个时期的效用取决于每个时期的健康资本存量以及除健康之外的其他商品的数量(赵忠等，2005)[18]。下面给出该模型的基本框架:

健康资本的增量为:

其中Ht＋1和Ht分别代表第t＋1期和第t期累计的健康资本存量，It代表第t期对健康资本的投资，δt代表健康折旧率。与正规就业人群相比，非正规就业人群面临的工作环境更差，因此，本文假设非正规就业人群的折旧率大于正规就业人群。

健康投资函数为:

其中Mt代表可以购买用于健康投资的一系列商品，例如卫生服务；THt代表健康投资的时间；E代表除健康以外的其他人力资本。

一般商品消费函数:

其中Xt代表一般消费品；Tt代表用于购买一般消费品花费的时间。

此时代表性消费者一生中各个时期的效用最大化问题为:

其中式(5)代表收入预算约束；式(6)代表时间预算约束。φt代表单位健康资本收益，φtHt则代表第t期消费的健康；Pt和Qt代表健康投资商品和一般消费品的价格；Wt和TWt代表工资率和工作时间；TLt代表健康状况不良造成的时间损失；Ω、r和A0分别代表每个时期的总时间、实际利率水平和初始财富值。

健康投资带来的边际收益来自两方面:其一是直接的货币收益，即GtWt/πt－1，其中Gt＝∂TLt/∂Ht，代表健康增加导致生病时间减少时健康带来的边际产出，πt－1代表健康的影子价格，由医疗卫生服务价格、消费者的收入等因素决定；其二是健康直接带来的效用，即Gt[(Uht/m)(1＋r)t]/πt－1，其中Uht＝∂U/∂Ht，代表健康带来的边际效用，m代表货币收入带来的边际效用。与其他投资品一样，健康投资的边际成本包括利率和折旧两部分(r＋δt)。因此，代表性消费者效用最大化的均衡条件为边际收益等于边际成本，即:

方程(7)等号左边代表健康投资的收益曲线A，等号右边代表健康投资的成本曲线B，两者相交决定了消费者对健康的最优需求。健康需求的比较静态分析如图1所示。

图1 健康需求的比较静态分析

非正规就业工资水平相对较低，在其他因素不变的前提下，会引起健康收益曲线内移到A1，此时健康投资收益曲线A1与健康投资成本曲线B相交在新的均衡点，显然新的均衡点小于，本文将该结论归结为命题1。由于非正规就业人群的工作环境相对更差，那么与正规就业人群相比，他们的健康折旧率相对偏大，在其他因素不变的前提下，健康折旧率上升，健康投资成本曲线向上移动到B1，此时健康投资收益曲线A与新的健康投资成本曲线B1相交在新的均衡点H2t，显然新的均衡点同样小于，本文将该结论归结为命题2。由方程(6)可知，每个人可支配的时间是固定的，因而用于工作和用于提高健康的时间成反向关系，显然在其他因素不变的前提下，工作时间增加则会减少健康需求。与正规就业人群相比，非正规就业人群的工作时间相对更长，因此，非正规就业人群的身体健康状况相对更差，本文将该结论归结为命题3。

命题1:工资降低会减少健康需求，工资提升则会增加健康需求。

命题2:工作环境变差导致健康折旧率提升，从而减少健康需求。

命题3:工作时间增加，将会降低健康需求，从而导致健康的下降。

三、数据、模型与变量

(一)数据来源

本文使用的数据来自CLDS(2012)，即2012年中国劳动力动态调查数据。该调查是中山大学社会科学特色数据库建设专项内容，包括详尽的居民人口学特征、经济活动等方面的数据，因此，该数据已成为对个人微观行为进行研究的重要数据来源。本文的研究对象为年龄在18－60岁之间的居民。剔除数据缺失的样本之后，本文最终得到了3575个有效微观样本。该有效样本包含了29个省(自治区、直辖市)，这表明本文的研究样本基本涵盖了全国各个地区，具有理想的代表性。

(二)模型选择

由于本文的被解释变量为有序离散变量，因此，本文采用有序Probit模型来分析非正规就业对居民健康的影响。该模型假定存在一个能够代表被解释变量居民健康(Health)，但又不能直接观测的潜在变量Health∗，本文假定潜在变量由下式决定:

Health∗＝βiInformali＋X′iγi＋εi

其中，Informal为非正规就业，β是其对应的回归系数；X′i表示影响居民健康的控制变量(如年龄、性别等)，γ是其对应的回归系数矩阵；εi代表随机扰动项。

同时，设α1＜α2＜α3＜α4，并定义:

如果随机扰动项εt服从标准正态分布，那么居民健康的条件概率分布表示如下:

其中ϕ(·)为标准正态分布的分布函数，f(X)＝βiInformali＋X′iγi。在有序Probit模型中，如果随机扰动项与解释变量相互独立，那么采用极大似然法对参数进行估计，将会得到一致估计量。

(三)变量描述

本文的被解释变量(Health)为有序离散变量，其赋值为1－5的整数。核心解释变量为非正规就业，在借鉴以往文献的基础之上，并结合CLDS(2012)调查问卷设计，本文将非正规就业概念进行如下界定，即有雇工的个体经营者、无雇工的个体经营者、临时工、领取工资的家庭工人以及政府机关、国有企事业单位和集体企业中的短期临时工、非全日制就业和劳务派遣就业。同时本文将非正规就业赋值为1，正规就业赋值为0。

由于居民健康状况还受到其他因素的影响，本文还引入了控制变量，本文的控制变量包括性别、年龄、受教育年限、周工作时间、体力劳动程度、工作场所、工作安全性、工作环境、年收入对数、是否吸烟以及是否喝酒。为了考察年龄—健康曲线是否存在倒U型特征，本文加入了年龄的平方项。在数据处理方面，对于对于性别变量，本文将男性赋值为1，女性赋值为0；对于受教育年限变量，本文将小学赋值为6年，初中赋值为9年，高中赋值为12年，大学赋值为16年，研究生及以上赋值为19年；对于体力劳动程度变量，本文将选项从不体力劳动赋值为1，很少体力劳动赋值为2，有时体力劳动赋值为3，经常体力劳动赋值为4；对于工作场所变量，本文将户外赋值为1，室内赋值为0；对于工作安全性和工作环境变量，本文将非常不满意赋值为1，不太满意赋值为2，一般赋值为3，比较满意赋值为4，非常满意赋值为5；对于是否吸烟和是否喝酒变量，本文将吸烟赋值为1，喝酒也赋值为1，不吸烟赋值为0，不喝酒也赋值为0。以上变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计分析

四、实证分析

(一)非正规就业与居民健康:有序Probit结果

本文利用stata软件对全样本进行有序Probit回归，同时还汇报了各个解释变量取其均值时对居民健康状况的边际影响。具体回归结果见表2。

表2 非正规就业与居民健康:有序Probit结果

由表2得出以下结论:

第一，在控制变量不变的条件下，核心解释变量非正规就业对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为负，这表明，非正规就业是影响居民健康状况的重要因素，如果居民从事非正规就业，那么他们的健康状况会显著降低。详细来说，如果居民从事非正规就业，将会使居民感觉“非常不健康”、“比较不健康”和“一般”的概率分别上升0.9%、1.3%和4.3%，同时让居民感觉“比较健康”、“非常健康”的概率分别下降1.7%和4.8%。因此，为了提高居民健康状况，降低非正规就业给居民带来的健康状况损失，促进社会经济中劳动力供给的健康可持续性发展，劳动力市场正规化是有必要的。

第二，性别变量对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为正，这表明男性的健康状况比女性健康状况相对较好。年龄变量的系数显著为正，年龄平方变量的系数显著为负，这表明年龄与健康状况呈现显著的倒U形关系，即在一定的年龄拐点之前，居民健康状况随着年龄的增加而变好，而超过年龄拐点之后，居民健康状况随着年龄增加而变差。受教育年限变量对居民健康状况的影响在5%统计意义上显著为正，这与胡安宁(2012)[17]得到的结论一致，即教育对城乡居民健康具有显著正向影响。

第三，周工作时间变量对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为负，周工作时间越长，居民的健康状况也将会变得越差，这与命题3的结论是一致的。由于每个人可支配的时间是固定的，因而用于工作和用于提高健康的时间成反向关系，如果周工作时间增加则会减少用于提升健康的时间，这会显著降低居民的健康状况。与正规就业人群相比，非正规就业人群的工作时间相对更长，因此，非正规就业人群的身体健康状况相对更差，这也是非正规就业对居民健康状况影响显著为负的原因之一。体力劳动程度变量对居民健康状况影响也是在1%统计意义上显著为负。显然，体力劳动程度越大，居民健康损失也会越大。工作场所对居民健康状况的影响在5%统计意义上显著为负，这表明户外工作的居民健康状况显著劣于室内工作的居民。工作安全性对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为正，这表明工作越安全，居民健康状况越好，工作越不安全，居民健康状况越差。工作环境变量对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为正，这表明工作环境越好，居民健康状况也会提升。这与命题2的结论是一致的。工作环境与居民健康的折旧率密切相关，工作环境越好，居民健康折旧率相对越小；相反，如果工作环境越差，居民的健康折旧率也会越大，从而居民健康损失也会增加。年收入对数变量在1%统计意义上显著提升了居民的健康状况，居民拥有较高的收入是提升他们健康状况的重要经济来源，因此，收入是影响居民健康的重要因素，支持了命题1。吸烟喝酒都在5%统计意义上显著降低了居民的健康状况，而且吸烟对居民健康状况的危害更大。

(二)非正规就业与居民健康:IV有序Probit结果

表2中的回归结果表明，非正规就业显著降低了居民健康状况。但是，非正规就业和居民健康状况之间可能存在内生性问题，即健康状况越差的人从事非正规就业的可能性更大。此时，需要寻找非正规就业的工具变量来解决内生性问题，以检验表2中的结果是否稳健。本文利用省级养老保险覆盖率作为非正规就业的工具变量，主要原因是养老保险覆盖率越高的地方，劳动保护执行情况越好，劳动者从事非正规就业的可能性越小。过度识别检验的P值为0.703，故接受原假设，认为工具变量为外生的。同时第一阶段回归的F统计量为92.031，远远超过了经验切割点10，这表明工具变量不是非正规就业的弱工具变量。工具变量有序Probit回归结果见表3。

表3 非正规就业与居民健康:IV有序Probit结果

受教育年龄0.016∗∗是否吸烟－0.103∗∗(0.008) (0.048)周工作时间－0.021∗∗是否喝酒－0.092∗∗(0.010) (0.043)体力劳动程度－0.019∗∗∗(0.006)观测值3，575

表3显示，第一阶段回归结果中的省级养老保险覆盖率对非正规就业的影响在5%统计意义上显著为负，符合前文的分析。第二结果回归结果中的非正规就业变量系数在1%统计意义上显著为负，这表明非正规就业是影响居民健康状况的重要因素，如果居民从事非正规就业，那么他们的健康状况会显著降低，支持了表2的结论。同时其他变量的回归系数符号与表2结果也是一致的，本文不再详细叙述。

(三)性别和工作场所分样本回归结果

前文的分析是将所有的样本放在一起进行的有序Probit回归，因而得到的结论是非正规就业对所有居民健康状况的一个平均效应。接下来，本文按照性别和工作场所将全样本分为男性样本和女性样本、室内工作和户外工作样本，进一步分析非正规就业对不同群体居民健康状况影响是否存在差异。性别和工作场所分样本具体回归结果见表4。

表4 性别和工作场所分样本回归结果

是否吸烟－0.113∗∗－0.349∗∗∗－0.096∗∗∗－0.184∗∗(0.056) (0.110) (0.012) (0.078)是否喝酒－0.115∗∗∗－0.271∗∗∗－0.118∗∗－0.179∗∗∗(0.024) (0.096) (0.053) (0.022)观测值2，063 1，512 2，535 1，040

由表4得出以下结论:

第一，性别分样本回归结果表明，非正规就业对男性居民和女性居民健康状况的影响分别在5%和1%统计意义上显著为负，而且非正规就业对女性居民健康状况的损失大于男性居民。工作场所分样本回归结果表明，非正规就业对室内工作和户外工作居民的健康状况影响也是显著为负的，而且非正规就业对户外工作居民健康状况的损失大于室内工作居民。

第二，无论是性别分样本还是工作场所分样本，回归结果中的年龄与居民健康状况的关系与全样本回归结果是一致的，即年龄与健康状况呈现显著的倒U形关系，即在一定的年龄拐点之前，居民健康状况随着年龄的增加而变好，而超过年龄拐点之后，居民健康状况随着年龄增加而变差，这种倒U形关系与性别和工作场所没有关系。受教育年限变量对女性居民健康状况影响是显著的，而且大于对男性居民健康状况的影响，同时受教育年限变量对户外工作的居民健康状况影响大于室内工作居民，这表明女性居民和户外工作居民增加自身受教育年限可以提升自身健康状况。

第三，无论是男性还是女性，室内工作者还是户外工作者，周工作时间、体力劳动程度、是否吸烟和是否喝酒变量对居民健康状况影响都是显著为负的，即增加周工作时间和体力劳动程度显著降低了居民健康状况，但是周工作时间和体力劳动程度变量对女性居民健康状况的损失大于男性居民，对户外工作者健康状况的损失大于室内工作者，同时吸烟和喝酒对女性和户外工作者的健康状况损失同样是最大的。分样本回归结果中的工作安全性、工作环境以及年收入对数变量对居民健康状况的影响与全样本回归结果也是一致的，即工作安全性和工作环境越好，收入越高，那么居民健康状况越好。

(四)地区分样本回归结果

为了进一步考察非正规就业对不同地区居民健康状况的影响是否存在差异，本文将全样本分为东部地区、中部地区和西部地区。地区分样本回归结果见表5。

表5 地区分样本回归结果

周工作时间－0.011∗∗－0.009∗∗－0.006∗∗(0.005) (0.004) (0.003)体力劳动程度－0.045∗－0.015∗∗－0.034∗∗(0.024) (0.007) (0.017)工作场所－0.029－0.259∗∗－0.128 (0.059) (0.107) (0.091)工作安全性0.176∗∗∗0.035∗∗0.091∗∗∗(0.037) (0.017) (0.020)工作环境0.125∗∗∗0.135∗∗0.234∗∗∗(0.036) (0.067) (0.062)年收入对数0.091∗∗0.138∗∗∗0.063∗∗∗(0.039) (0.052) (0.006)是否吸烟－0.131∗∗－0.105∗∗∗－0.190∗(0.063) (0.008) (0.109)是否喝酒－0.163∗∗∗－0.169∗－0.153∗∗∗(0.056) (0.098) (0.003)观测值2，123 668 784

由表5得出以下结论:

第一，非正规就业对东部地区、中部地区和西部地区居民健康状况的影响都在统计意义上显著为负，而且由东到西，非正规就业对居民健康状况的损失逐渐增大。一个可能的解释是，东部地区的劳动保护程度和医疗条件显著优于中西部地区。同样是非正规就业者，由于东部地区的社会保障相对健全，医疗服务水平较高，那么居民的健康状况也会相对较好，而中西部地区的劳动保护程度和医疗条件相对较差，尤其是西部地区，那么从事非正规就业对居民健康状况的损失会显著增加。

第二，无论是东部地区居民还是中西部地区居民，男性居民健康状况比女性居民健康状况相对较好。地区分样本回归结果中的年龄与居民健康状况的关系与全样本回归结果是一致的，即年龄与健康状况呈现显著的倒U形关系，即在一定的年龄拐点之前，居民健康状况随着年龄的增加而变好，而超过年龄拐点之后，居民健康状况随着年龄增加而变差，这种倒U形关系与地区没有关系。受教育年限变量对西部地区居民健康状况的影响大于东部和中部地区居民，这表明西部地区居民增加自身受教育年限对自身健康状况的提升程度显著大于东部和中部地区居民。

第三，无论是东部地区还是中西部地区，周工作时间、体力劳动程度、是否吸烟和是否喝酒变量对居民健康状况影响都是显著为负的，即增加周工作时间和体力劳动程度，吸烟以及喝酒都会显著降低了居民健康状况。地区分样本回归结果中的工作安全性、工作环境以及年收入对数变量对居民健康状况的影响与全样本回归结果也是一致的，即工作安全性和工作环境越好，收入越高，那么居民健康状况越好。

五、结论及政策建议

本文使用CLDS(2012)数据定量检验了非正规就业对居民健康的影响，同时本文按照性别、工作场所和地区将全样本分为男性样本、女性样本、室内工作样本、户外工作样本、东部地区、中部地区、西部地区共7个分样本，进一步分析了非正规就业对不同群体居民健康状况影响是否存在差异。本文研究发现了以下三条重要结论:

第一，非正规就业对居民健康状况的影响在1%统计意义上显著为负，这表明，非正规就业是影响居民健康状况的重要因素，如果居民从事非正规就业，那么他们的健康状况会显著降低。非正规就业对男性居民、女性居民、室内工作者和户外工作者健康状况的影响在统计意义上显著为负，但是非正规就业对女性居民健康状况的损失大于男性，对户外工作者健康状况的损失大于室内工作者。非正规就业对东部地区居民以及中西部地区居民健康状况的影响也是显著为负的，而且由东到西，非正规就业对居民健康损失逐渐增大。

第二，年龄与健康状况呈现显著的倒U形关系，即在一定的年龄拐点之前，居民健康状况随着年龄的增加而变好，而超过年龄拐点之后，居民健康状况随着年龄增加而变差。周工作时间、体力劳动程度、工作场所以及吸烟喝酒显著降低了居民健康状况，而且对女性居民和户外工作者的健康损失更大。安全的工作、良好的工作环境以及较高的收入会显著提升居民健康状况。

第三，受教育年限变量对女性居民健康状况影响是显著的，而且大于对男性居民健康状况的影响，同时受教育年限变量对西部地区居民健康状况的影响大于东部和中部地区居民，这表明女性居民和西部地区居民增加自身受教育年限可以显著提升健康状况。

因此，为了提升居民健康状况，降低非正规就业给居民带来的健康状况损失，促进社会经济中劳动力供给的健康可持续性发展，中央和地方政府应该重点考虑以下几个方面:首先，消除城乡、行业、身份和性别等一切影响平等就业的制度障碍和就业歧视，努力促进劳动力市场正规化，使从事非正规就业的劳动者走向正规岗位。其次，努力做好女性居民、中西部地区居民、收入较低的居民以及在户外工作的居民的健康保护工作，降低非正规就业给他们带来的健康损失。最后，抓好教育公平，提升西部地区教师队伍整体素质，精准帮扶困难群体，全面提升女性和西部地区教育质量。总之，努力提升中国居民身体健康状况，让广大劳动者拥有更健康的身体，过上更美好的生活，为中国经济的可持续发展，并最终实现中国梦奠定坚实的基石。

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[18]赵忠，侯振刚.我国城镇居民的健康需求与Grossman模型—来自截面数据的证据[J].经济研究，2005(10):79－90.

[责任编辑:晓 智]

The Impact of Informal Employment on Employee Health——The Experience Analysis of the China Labor－force Dynamics Survey

DING Shulei，LIU Cuihua
(Dongbei University of Finance＆Economics，Dalian 116025，Liaoning Province，China)

Using the CLDS(2012)，this paper systematically studies the impact of informal employment on employee health.Research found that informal employment is the important factor influencing employee health，if residents were engaged in informal employment，so their health would be significantly reduced.The influence of informal employment to residents health exists heterogeneity，it can cause a big health loss to female staff，workers in the outdoors and employees in the Midwest.Education has a significant impact on female and western employees.Female staff and western employees can improve their health by increasing their school year.Therefore，the government should work to promote the labour market normalization，to make the labors engaging in informal employment go to regular jobs，to promote the education fair，to protect and lift employee health.

informal employment；employee health；Ordered Probit Model

F241.4

A

1673－2375(2016)06－0045－11

2016－09－16

丁述磊(1991—)，男，山东聊城人，博士研究生，东北财经大学经济学院，主要从事劳动经济学研究；刘翠花(1991—)，女，山东莱芜人，博士研究生，东北财经大学经济学院，主要从事劳动经济学研究。

本文为国家社会科学基金项目“大学毕业生就业质量与政策研究”(项目编号:14BSH107)、辽宁省社科规划基金项目“辽宁省青年就业状况研究—关于就业质量的实证研究”(项目编号:L13ASH001)的研究成果。