与家人共同流动会促进青年的健康投资吗？ ——基于2017年流动人口动态监测数据的分析

刘璐婵

(南京邮电大学，江苏 南京 210023)

一、引言

近年来，人口迁移中的“家庭化”趋势愈发明显，流动者与家庭成员梯次流入某地的模式日益稳固，举家迁移已成为普遍现象(段成荣 等，2019)。人口流动的族群化、家庭化或核心家庭化的态势将会成为未来人口流动的重要形态，并深刻地影响流动人口在流入地的生活融入与社会适应。对于流动家庭中的微观个体而言，由于需要服从家庭的整体规划，并受到家庭所处生命周期以及其余成员交互影响的干扰，因此与家人共同流动将使其个体决策与行为的复杂性大大增加，进而会影响到流动人口的健康投资行为。作为新生代流动人口的主力军，青年流动群体对经济社会的嵌入程度更深，能够获取扩展家庭社会权利、提升家庭整体福祉水平的有效途径，而且该群体具有寻求与当地居民同等身份待遇的内驱力，其在本地“扎根”的意愿更为强烈(杨东亮 等，2016；徐鹏 等，2018)，因此探讨青年流动人口的健康投资行为具有十分重要的现实意义。

基于此，在家庭化流动的大背景下，本文重点关注家庭迁移与微观个体健康投资行为之间的关系，分析家庭化流动这一变量对流动青年群体医疗保险参与的干预效应，厘清前者对后者的影响渠道以及其中的中介因素，并结合不同的家庭化流动模式与家庭抚养结构来讨论家庭化流动对健康投资影响的异质性，回应提升流动人口健康水平的政策诉求。

二、相关文献回顾

(一)文献回顾

1.人口流动的家庭化趋势研究

近年来的流动人口研究显示，中国人口迁移中的“家庭化”趋势愈发明显，流动者与家庭成员梯次流入某地的模式日益稳固，完整家庭流动已成为主流模式(周皓，2004；侯佳伟，2009；杜鹏 等，2010；盛亦男，2014)。在这样的背景下，越来越多的研究关注家庭化迁移流动的特征与致因，发现核心家庭按先夫妻、后子女的序列迁移是家庭化迁移的主要形态(Fan,2008)，做出举家迁移的举动往往是出于经济方面的考量，流动人口的家庭化流动决策可以用“推拉理论”进行解释(Todaro,1969;Stark et al.,1985;杨菊华 等，2013；吴帆，2016；王文刚 等，2017)。

在家庭化流动的背景下，越来越多的研究转而分析家庭化流动对流动人口的影响，包括流动人口的定居与社会融入(林赛南 等，2019;彭大松 等，2020；Wang et al.,2019;Lin et al.,2020)、劳动就业(Ruane et al.,1988;张航空 等，2012；张丽琼 等，2017；马骍，2017；宋全成 等，2019；罗恩立 等，2020)等方面。在社会保障权利的获得上，有文献对以家庭为单位流动的养老保险参与状况进行了研究。吕学静等(2012)认为，配偶与子女在本地对流动人口参加养老保险没有影响。杨发萍等(2019)则认为，家庭迁移对城际流动人口的养老保险参与有显著的正向影响。随着流动人口家庭化呈现出规模扩大化的趋势，研究普遍认为未来流动人口家庭对流入地公共医疗卫生服务的需求会更为迫切(扈新强 等，2017)。因此，有关家庭化流动人口的健康保健研究将成为新的学术增长点。

2.流动人口医疗保健与健康投资研究

在中国，有关流动人口群体医疗卫生与健康保健的研究普遍发现，流动人口在生理心理上的健康风险较本地居民高,但是该群体对流入地基本公共卫生服务的利用并不充分，很大程度上是由于其在医疗卫生、社会保障等方面处于弱势地位(牛建林，2013；李骏，2020)。从健康风险防范的角度来看，为健康投保有助于防范健康风险，参加医疗保险是健康投资的有效手段之一。梁海兵等(2014)认为，流动人口的健康投资除取决于性别、健康状况、婚姻状态、单位性质等因素外，还受到医疗补贴等制度因素的影响，该群体的健康投资意愿及能力与医疗保障体系息息相关。随着近年来中国医疗保障体系的建立，流动人口的基本医疗保险参保率逐年提高(熊萍 等，2018)，因此大量文献开始探究流动人口参保的干预因素及影响机制。

就流动人口医保参保的影响因素而言，相关研究演化出制度与非制度两个脉络：制度脉络侧重于考察医疗保障体系本身的相关因素对参保行为的干预作用，包括费用报销、基金统筹、异地就医、城乡统筹等(周钦 等，2016；朱亚鹏 等，2014;Reyes et al.,2015;Xi et al.,2020)。该研究脉络认为基本医疗保险制度存在的部分缺陷限制了流动人口在流入地参保，因此政策干预的重点需放在医保制度的改进上。非制度脉络则更关注除医保制度外的其他因素对流动人口参保的影响，包括诸如人口学特征、劳动就业、地域户籍、流迁特征、市民化取向与居留意愿等宏微观因素(罗小琴 等，2014；韩枫，2016；马超 等，2018；汤兆云，2018；宋全成 等，2018)。该研究脉络认为，流动人口积累健康资本的决策更多地取决于个体微观因素，其参加医疗保险的行为决策往往受到个体动机的驱使。此外，有研究开始关注家庭这一中观层面因素的影响。韩俊强(2021)探究了医疗保险参保类型与流动人口家庭消费间的关系。

3.现有研究评析

综合现有研究来看，人口流动家庭化和流动人口健康保健研究分别积累了大量成果，但将两方面整合起来的研究并不多，而且当前的研究对以下方面的因素考虑不足：

首先，在家庭化流动研究方面，关于该现象产生原因的研究较多，但是对该现象后续社会影响的关注不足。换言之，以家庭化流动趋势作为解释变量的研究偏少，导致难以判断这种趋势对流动人口未来生活带来的影响，进而导致关于举家迁移的政策的讨论不够充分。即使有研究关注到了家庭化流动会对流动人口家庭带来整体性影响，但是对于家庭中个体行为决策的关注度偏低，很难反映家庭化流动趋势对个体生活方式与微观行为的影响，尤其是与家人共同流动对个体健康投资决策的干预效果。

其次，在流动人口健康保健方面，关于流动人口健康状况的研究较多，对流动人口长期保健的关注不足，忽视了会持续影响流动人口人力资本积累以及后续社会融入的自我健康投资活动。此外，随着健康风险防范意识的普及，流动人口群体的医疗保险参与行为将不断强化，但是相关研究对家庭因素的考量较为缺乏，未能充分探讨家庭这一中观层面要素对流动人口参保决策与参保行为带来的影响，更未能结合家庭化流动的现实来分析家人随迁的政策诉求。

再次，现有研究关于家庭化流动对流动青年健康投资影响机制的探讨不充分，并未理清与家人共同流动对个体行为决策的干预渠道以及在其中发挥中介作用的各项因素。一般而言，传统迁移理论对个体流动现象具有较强的解释力，例如新迁移经济学、移民网络理论等揭示了个体流动对后续生命历程的影响机制，但是家庭化流动的后果尚未得到充分关注，因而家庭化流动对家庭成员行为的干预难以借助传统理论框架进行分析。

最后，就研究对象而言，已有研究更多地聚焦于城市或农村的中老年群体，而流动人口尤其是青年流动群体的健康投资行为并未得到广泛关注。此外，家庭化流动模式与流动青年所在家庭结构的异质性也未得以呈现。

综上，可见，未来的研究需要在整合家庭化流动研究与健康投资研究的基础上，进一步探究家庭迁移与个体健康投资之间的关系，并充分考虑探索两者间的影响机制。

三、理论框架与假说提出

本研究致力于探讨家庭化流动这一变量对流动青年群体医疗保险参与的干预效应及其影响机制，并分析这些关系在考虑群体异质性的情形下是否仍然存在。在文献回顾的基础上，本文构建了分析框架(参见图1)，其中家庭化流动是核心自变量，健康投资是因变量，居留意愿和经济压力是中介变量，家庭化流动模式、家庭生命周期是不同的异质性情形。

图1 家庭化流动的健康投资效应分析框架

随着家庭化流动研究的不断推进，越来越多的研究意识到家庭化迁移作为整体性决策，必然具有基于家庭实际情况的理性基础(任远，2020；陶霞飞，2020)。随着与家人生活在流入地的时间逐步积累，流动家庭与流入地的联系更加紧密，生活方式、价值观念等与流入地的融合度逐步提高，其在公共资源和社会权利等方面的需求不断强化。由于青年流动人口对经济社会的嵌入程度更深，因此在本地参加城镇职工基本医疗保险、城乡居民基本医疗保险等医保项目，既是由流动青年寻求与当地居民同等身份待遇的内驱力所致，又是其扩展家庭社会权利、提升家庭整体福祉水平的理性尝试。流动青年将本地参保作为扩展家庭社会权利的有效途径，很有可能是受到共同迁移的家庭成员的影响，因此，提出：

假说

1

：

家庭迁移有助于个体进行健康投资。家庭化流动程度越高，青年流动人口在本地参加基本医疗保险的可能性越高。

就家庭化流动对健康投资的影响机制而言，居留意愿和经济压力是重要的中介因素。在居留意愿方面，这种中介效应体现为家庭成员的长期生活规划有助于推动个体在本地“扎根”。本文认为，家庭成员纷纷流动至本地往往意味着该家庭对流入地具有较强的认同感和归属感，举家迁移的家庭更是做好了在本地长期居留的规划。在这样的前提下，以家庭为单位进行流动的群体更倾向于在流入地重建生活体系，家庭成员参加本地的基本医疗保险正是其中重要的一环。因此，家庭化流动程度越高，流动青年越容易在本地扎根，其在本地参保的可能性也就越高。在经济压力方面，迁移中的流动人口家庭尚处于不稳定的经济状态，随着家庭成员尤其是配偶随迁至流入地，流动家庭的经济状况可能会产生波动，一方面会因劳动收入的多元化而带来经济上的强力支撑，另一方面也会因生活成本的上升而产生经济负担，大大增强的经济状况复杂性会传导至个体，进而影响家庭成员个体的行为决策。当家庭成员随迁带来经济状况波动时，流动青年可能因家庭经济压力的减轻或加重而选择加大或减小医疗保险的参与力度。当家庭成员随迁带来经济负担上升时，家中的青年成员可能出于防止主要劳动力遭遇健康风险而陷入“因病致贫、因病返贫”困境的考虑选择强化本人的健康投资，这是一种基于风险规避的理性行为。因此，提出：

假说

2

：

家庭化流动通过居留意愿对流动青年的健康投资具有促进作用。与家人共同流动的青年可能拥有更为强烈的居留意愿以及在本地重建生活体系的愿望，由此其在本地参加基本医疗保险的可能性更高。

假说

3

：

家庭化流动通过经济压力对流动青年健康投资产生作用。与家人共同流动的青年面临的经济压力越大，为了防范因遭遇健康风险而加重经济困境，其在本地参加基本医疗保险的可能性越高。

此外，由于家庭化流动模式与家庭生命周期的异质性，流动青年健康投资行为对家庭化流动的回应存在差异。一方面，流动家庭成员的流动序列与流动路径不同(扈新强 等，2021)，流动青年可能与全部核心家庭成员共同流动，也可能与部分核心家庭成员或非核心家庭成员共同流动，而核心家庭成员随迁对流动家庭的影响力度更大(邓睿，2020；赵海涛，2021)。另一方面，家庭所处的生命周期决定了流动家庭面临的风险总量(高梦滔 等，2004)，家中老幼成员越多，叠加的风险越多，家庭脆弱性越大，因此对个体成员的干预程度越深。因此，提出：

假说

4

：

与核心家庭成员共同流动的青年在本地参加基本医疗保险的可能性更高。

假说

5

：

流动家庭中老幼成员越多，流动青年本人在本地参加基本医疗保险的可能性越高。

四、数据、变量和模型

(一)数据来源

本文使用2017年中国流动人口动态监测调查(China Migrants Dynamic Survey，CMDS)数据，样本量为169989个，结合世界卫生组织对青年人口年龄的最新界定，将样本年龄限制在18～44岁，将单人户剔除，在对相关变量进行筛选转换和剔除缺失值后，共计得到有效样本47829个。

(二)变量测量及描述性统计

由于医疗保险参与能够反映个体基于自我健康评估的健康长期规划行为，因此本文以“青年流动人口的基本医疗保险的参与状况”来代理该群体的健康投资行为。问卷中涉及该变量的问题是“Q504您目前参加下列何种社会医疗保险？”基本医疗保险涵盖了新型农村合作医疗保险、城镇居民医疗保险、城乡居民医疗保险、城镇职工医疗保险四种类型，无论青年流动人口参加哪一项基本医疗保险都可被视为存在参保行为，因此进行健康投资为在流入地至少参加一项基本医疗保险，未进行健康投资则为未参加任何一项基本医疗保险。

就核心解释变量而言，本文关心家庭化流动这一现象，但是已有研究多以“是否发生家庭化流动”或“家庭化流动的模式”来对此现象进行测量，前一种测量方式过于简化，未能呈现更多信息，后一种测量方式所包含的信息量有所增加，但是该变量的离散类型限制了多元数据分析方法的使用。借鉴已有文献的做法，本文以“家庭化流动程度”这一变量来代理家庭化流动现象，并借助流入地家庭成员的数量占家庭总人数的比重对其进行测量。

本文将影响医疗保险参与的控制变量分为个体特征、医疗特征和流动特征三部分。结合大部分文献的做法，本文将年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、户口性质等作为反映个体特征的控制变量，并通过问卷中的家庭成员基本信息表进行测量。此外，通过“Q401您的健康状况如何”“Q209您与目前工作单位签订何种劳动合同”“Q215您个人上个月工资收入/纯收入为多少”等问题测量身体健康与劳动收入状况，并对月收入取对数。以问卷中健康与公共服务部分的“Q408从居住地到最近的医疗服务机构需要多长时间”问题代理医疗资源的可及程度，以“Q403是否建立了居民健康档案”问题代理流动青年对本地医疗资源的利用情况，分别进行医疗特征控制变量的测量，借以控制医疗资源对医保参与产生的影响。在流动特征方面，本文通过问卷中的家庭成员基本信息表测量了本次流动在流入地停留的月数与流动范围，并通过“Q302您第一次离开户籍地是什么时候”“Q307您总共流动过多少个城市”分别测量初次流动时期和流动过的城市数量，以此来控制流动史对医保参与带来的影响。

在中介变量和工具变量方面，本文分别测量了居留意愿、经济压力以及本地住房性质。其中，居留意愿以问卷中的“Q314今后一段时间您是否打算继续留在本地”进行测量。经济压力则通过“Q104您家在本地平均每月总支出为多少”和“Q105您家平均每月总收入为多少”测量，获取过去一年的平均家庭月收支后，计算家庭月支出占家庭月收入的比重，并在对极端值进行1%和99%的缩尾处理后取对数，以衡量流动家庭的经济压力。本地住房性质通过“Q308您现住房属于下列何种性质”来测量，其中在就业场所、单位/雇主房、借住房和其他非正规居所中居住的属于住房不稳定的情形，租赁公租房或私房、自购自建住房的则属于住房稳定的情形。

变量说明及描述性统计如表1所示。

表1 变量说明与描述性统计(N=47829)

(三)模型设定

1.Logistic回归模型

由于因变量“是否在流入地参加基本医疗保险”为二分类变量，因此，本文采用二元Logistic回归分析，回归模型变换后如下：

(1)

其中：P表示青年流动人口在流入地参加医疗保险的概率；Family_migration_rate表示家庭化流动程度；X代表反映样本特征及影响本地参保的若干控制变量；β表示常数项，β、β为待估计的参数；ε为干扰项。

2.PSM回归模型

为了判断家庭化流动程度对青年流动人口参保的影响，本文需要回答这一问题：在其他因素保持不变的情况下，青年流动人口所在家庭的流动程度是否会影响其本人在流入地参加基本医疗保险？倘若能同时观察到不同家庭化流动情形下的参保行为，那么经对比就能获知家庭化流动的因果处置效应。然而现实中青年流动人口只能处于某一种家庭化流动情形之下，这就需要构造反事实结果来识别家庭化流动对参保的因果处置效应。基于此，本文利用倾向得分匹配法，将青年流动人口划分为处理组和对照组，在其他特征给定的情况下预测某青年流动人口以家庭为单位进行流动的概率(即倾向得分):

PS=Pr[exp=1|X]

(2)

随后按照倾向得分为处理组青年匹配具有相似特征的对照组青年，将对照组中的青年流动人口的参保情况作为处理组青年的反事实结果，最终通过判断处理组与对照组在参保上的差异(The Average Treatment Effect on the Treated,ATT)来分析家庭化流动程度对基本医疗保险参与的影响：

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

(3)

其中：ATT为青年流动人口参保的反事实效应，Y代表不同家庭化流动程度下因变量的取值。

为确保结果的稳健性，本文采取1∶1近邻匹配、核匹配和半径匹配，并将对比不同匹配方法所得的结果。

3.中介效应模型

为了探究家庭化流动对健康投资行为影响的内在原因，本文将重点分析居留意愿、经济压力在其中发挥的中介作用，并建立了一组回归方程：

health_care=c+cfamily_migration_rate+ccontrol+ε

(4)

M=a+afamily_migration_rate+acontrol+ε

(5)

(6)

五、实证结果及影响机制分析

(一)实证结果及其分析

47829个样本全部为家庭化流动情形，个体单独流动已被与家人共同流动所取代。从家庭化流动的程度来看，共有29526个样本实现了完全家庭化流动，即所有的家庭成员都已流入本地，占到总样本的61.73%；其余样本为部分家庭化流动，即家庭中有部分成员已流入本地，还有部分成员仍留在户籍地。尽管青年流动人口选择与家庭成员共同流动，但家庭化流动的具体情形仍存在较大差异。从家庭化流动的模式来看，青年流动人口往往选择与核心家庭成员共同流动，即使无法与核心家庭所有成员共同流动，也会优先选择与配偶共同流动。具体而言，与配偶、未成年子女共同流动的青年占38.33%，与配偶流动的占25.54%，与未成年子女共同流动的占1.86%，与核心家庭外的其他家庭成员共同流动的占8.24%，其他混合流动模式占26.03%。此外，就流动青年的健康投资状况而言，该群体在基本医疗保险上的整体参保状况不甚理想，仅有44.1%的流动青年在流入地参加了基本医疗保险。

通过将变量代入Stata16.0软件，本文首先建构了二元Logistic模型进行回归分析，结果如表2所示。列(1)为基准回归结果，考虑当仅控制个体特征等变量时家庭化流动程度对青年流动人口参保的影响；列(2)在列(1)的基础上加入本地医疗特征相关变量，尝试在基准回归的基础上考虑流入地医疗资源的可及与可得性所产生的影响；列(3)则在列(2)的基础上加入了流动特征变量，侧重于考虑在控制流动时长、范围、个体流动经历等因素后，综合考虑各种情形下家庭化流动程度对青年流动人口参保的影响。

表2 家庭化流动对健康投资的影响

(续表2)

可以看出，家庭化流动与健康投资存在显著的正相关关系，说明家庭化流动程度对青年流动人口在本地参保具有正向促进作用；参与流动的家庭成员越多，流动青年越倾向于在本地进行健康投资。假说1得以验证。列(1)显示，在仅控制个体特征的情况下，青年流动人口参加基本医疗保险的行为显著受到家庭化流动程度的影响。在先后加入医疗特征变量和流动特征变量后，可以发现家庭化流动程度始终促进青年流动人口参加基本医疗保险的行为。根据列(3)，家庭化流动程度每增加一个单位，流动青年在本地参保的几率比就会提高42.7%。

就控制变量而言，女性、健康状况较差、有过婚姻经历、接受过教育、拥有非农业户口、收入状况良好、本地居留时间长、初次流动时期早均有助于流动青年在本地参加基本医疗保险，而工作稳定性、医疗资源可及可得与利用情况、流动范围、流动城市数量则与健康投资行为存在负相关。

(二)影响机制分析

为了探究举家流动对青年健康投资影响的内在原因，本文分别分析居留意愿、经济压力在其中发挥的中介作用。由于自变量和因变量分别是连续变量和离散变量，参考刘红云等(2013)依次检验回归系数的做法，分别对两个中介变量进行中介效应检验。

表3 引入居留意愿中介变量的回归

居留意愿的中介效应显示，家庭化流动程度越高，该流动人口所在家庭的本地居留意愿越强烈，这种长期的生活规划有助于推动个体在本地“扎根”，进而有利于流动青年在本地开展健康投资。家庭成员在本地的居留意愿反映了家庭整体的长期规划和理性权衡，家庭成员先后随迁至本地，意味着该家庭对新环境存在一定的认可度。随着家庭中越来越多的成员迁移至新的环境，该家庭在流入地的生活重建进程也将加快，在认同感和归属感得到强化的同时会形成长期居留规划，进而为家庭成员在本地开展新生活奠定心理基础。因此，居留意愿在家人团聚的背景下得以强化，进而会促使家庭成员逐步扎根并进行自我投资。

表4 引入经济压力中介变量的回归

尽管家人尤其是配偶的随迁可能会带来家庭收入的增加，但以家庭为单位开展生活的成本高于单人生活成本，故流动家庭的整体开支较流动个体的开支高，因而流动青年将面临更大的经济压力。为了防止因生病而陷入经济困境，在家庭中承担主要经济责任的流动青年需要维持健康并防范疾病风险，且“参加医保可以降低流动人口医疗支出的不确定性”(宋月萍 等，2018)，因此该群体会以为健康投保来规避风险。

六、稳健性检验与异质性分析

(一)基于倾向得分匹配方法的稳健性检验

回归分析仅能从广泛意义上描述变量间的相关关系，并不意味着自变量与核心解释变量之间存在明确的因果关系，即很难说明在流入地参加基本医疗保险正是由家庭化流动所导致的，因此，为了进一步探索家庭化流动程度与青年流动人口参保之间的因果关系，本文采用PSM方法模拟准自然实验，尝试在青年流动人口内部进行反事实的构建，最终通过处理组和对照组的对比来估计平均处理效应。

倾向得分匹配的估计结果如表5所示，可以看出，无论采取近邻匹配、核匹配还是半径匹配，平均处理效应ATT都较为接近且显著。通过平衡性检验，本文发现处理组和对照组在各变量上的差异不显著，因此匹配效果较好。

表5 不同匹配方法的倾向得分估计结果

(续表6)

表6显示，在样本进行匹配后，控制变量的标准化偏差整体显著减小且绝对值均小于2%，即经过倾向得分匹配后处理组和对照组在多个变量上的差异极小，且图2显示，不在共同取值范围内(off support)的观测值极少，因此匹配较好地平衡了数据，这意味着被划分为处理组和对照组的青年流动人口除核心解释变量外的特征高度相似，更有利于判断家庭化流动程度的净效应。

表6 总样本匹配前后控制变量的平衡性检验结果

图2 倾向得分匹配的共同取值范围

结合前文的PSM结果，本文将匹配后的样本纳入Logistic回归，并充分考虑了匹配结果的权重，结果如表7列(8)所示，可以看到，显著性与列(3)一致，意味着前述回归结果稳健。

表7 匹配前后Logistic回归模型对比

从模型估计的系数来看，在匹配前，家庭化流动程度的系数0.356正向显著，几率比也为1.427；在匹配后，核心变量家庭化流动程度仍是正向显著的，但是系数从0.356降低为0.242，几率比也降低为1.274，这意味着核心自变量的解释力略有所减弱，但并不影响估计的有效性。

(二)基于工具变量法的稳健性检验

考虑到关键变量可能存在的内生性问题，本文尝试寻找工具变量来代理关键变量。以往的研究发现，流动人口的住房与家人的随迁息息相关，与家人共同流动时流动人口的住房选择和住房环境往往与单人流动时呈现出差异(刘婷婷 等，2014)。出于以下两方面的考虑，本文选取流动青年所在家庭的本地住房性质作为工具变量参与分析：一方面，流动人口家庭的住房性质是家庭化流动的前提条件。与单人流动不同，家庭化流动对稳定住房的需求将会大大增加，尤其是老幼成员的随迁会要求流动人口家庭在流入地租房或购房，因此临时住在就业场所或其他非正规居所等不稳定的住房形态将会逐步被取代。当流动人口在流入地拥有稳定住房环境时，家庭成员的逐步随迁将会更为便利，因此住房性质与家庭化流动息息相关。另一方面，本地住房性质不会直接对青年流动人口的医疗保险参保行为产生影响，因此该工具变量相对健康投资这一被解释变量而言具有外生性。基于此，本地住房性质这一变量能够较好地满足工具变量与内生解释变量的相关性和工具变量本身的外生性。内生性检验结果如表8所示。

表8 基于本地住房性质工具变量的内生性检验

列(9)是以家庭化流动程度为被解释变量的第一阶段回归，本地住房性质这一工具变量的回归系数为0.211且正向显著，这表明流动人口家庭在流入地的住房环境越稳定，家庭化流动的程度也就越高；同时，第一阶段的F值显著远大于10，反映本地住房性质这一工具变量与核心自变量具有很强的相关性，不存在弱工具变量的问题。列(10)是以健康投资为被解释变量的第二阶段回归，家庭化流动程度的回归系数为0.683且正向显著，与Logit模型所估计的回归系数0.356相比相当大的提升。这表明，如果忽略了家庭化流动程度的内生性，将会严重低估与家庭成员共同流动对于流动青年进行健康投资的促进作用。

(三)异质性分析

由表9结果可以看到，结合不同的家庭化流动模式，与不同的家庭成员共同流动时，家庭化流动程度对健康投资的影响程度存在差异。具体而言，与由本人、配偶及未成年子女组成的核心家庭共同流动时，流动青年在本地开展健康投资的可能性最大，因此核心家庭举家迁移的形式对青年本人的健康投资促进效应最强，但是当流动青年未能与核心家庭的全体成员共同流动时，这种促进作用有所减弱乃至消失。例如，若仅与配偶共同流动，流动青年的参保倾向有所减弱，而仅与未成年子女或核心家庭外的其他亲属共同流动时，来自家人的影响并不显著。假说4得以验证。

表9 基于家庭化流动模式的异质性分析

此外，家庭所处的生命周期不同，家庭化流动对健康投资产生的影响也存在差异。本文按照家中是否有18岁以下未成年人与60岁及以上老年人的限定条件，将流动青年所在家庭划分为拥有不同抚养结构的四个生命周期，由表10 结果可以发现，家中同时拥有老幼成员或家中有未成年子女时，流动青年在本地开展健康投资的可能性更大。这意味着流动家庭在生命周期早期面临的抚养压力较大，而且老幼成员带来的风险增强了家庭的脆弱性。随着老幼家庭成员的随迁，为了降低家庭整体的脆弱性，流动青年会通过参保来主动规避自我的健康风险，以分散家庭的整体风险。假说5得以验证。

表10 基于家庭生命周期的异质性分析

七、结论与启示

青年流动人口作为一支重要的劳动力大军，其健康卫生工作始终是国家关注的重点问题，因此辅助该群体在流入地参加基本医疗保险，不仅有助于提升流动青年的人力资本，也有助于提升流动人口的整体健康水平。此外，从社会政策与人口政策的角度来看，当前流动人口家庭出现的家庭化流动趋势对现有的流动人口服务提出了全方位挑战。随着家庭成员随迁至流入地的比例逐步提高，该家庭在流入地对医疗、教育、养老等公共服务需求就越强烈。基于2017年CMDS数据，本文对青年流动群体的家庭化流动趋势进行了全面展示，探讨了家庭化流动程度这一变量对流动青年基本医疗保险参与的干预效应及前者对后者的影响机制，并分析这些关系在考虑群体异质性的情形下是否仍然存在。研究发现：

第一，青年流动群体与家人共同流动的趋势日益明显，个体单独流动已被与家人共同流动所取代。就家庭化流动程度而言，流动青年所在家庭的全体成员流入本地可被视为“完全家庭化流动”，占总样本的六成多。在家庭化流动模式上，近四成青年流动人口选择与核心家庭共同流动，即使无法与核心家庭的所有成员共同流动，也有近三成的样本会选择与配偶共同流动。

第二，家庭化流动对青年流动人口参加基本医疗保险的行为具有正向促进效应，参与流动的家庭成员越多，流动青年越倾向于在本地进行健康投资。该结论在以住房性质作为工具变量以及采用PSM方法模拟准自然实验后仍然成立。此外，女性、健康状况较差、有过婚姻经历、接受过教育、拥有非农业户口、收入状况良好、本地居留时间长、初次流动时期早均有助于流动青年在本地参加基本医疗保险，而工作稳定性、医疗资源可及可得与利用情况、流动范围、流动城市数量则与健康投资行为存在负相关。

第三，在家庭化流动情形下青年流动人口的健康投资行为得以强化，是由于居留意愿和经济压力在其中发挥了中介作用。居留意愿的中介效应显示，居留意愿在家人团聚的背景下得以强化，随着生活重建进程的加快，家庭会形成长期居留规划，有助于为家庭成员在本地“扎根”和开展新生活奠定心理基础，进而有利于流动青年在本地开展健康投资。此外，经济压力的中介效应显示，家庭成员随迁带来的生活成本提高会使流动青年将面临更大的经济压力。由于流动青年在家庭中承担主要经济责任，为了防止因自己生病而使家庭陷入经济困境，该群体往往会通过为健康投保来防范疾病风险。

第四，在不同的异质性情形下，流动青年健康投资行为对家庭化流动的响应存在差异。结合不同的家庭化流动模式，可以发现，在核心家庭成员一起迁移情形下，家庭化流动对青年本人的健康投资促进效应最强，与配偶共同流动的情形次之，其他家庭化流动模式下则没有影响。此外，当流动家庭处于生命周期早期、家中同时拥有老幼成员或家中有未成年子女时，家庭化流动对青年本人的健康投资促进效应更强。

根据以上结论，本文认为需要从以下方面进行调整，以适应家庭化流动趋势下青年流动人口的健康投资需求：

第一，重视家庭要素，推进流动人口的“适家化”治理。目前中国在流动人口服务方面的政策并不全面，仍偏重于保障流动人口的劳动力供给，忽视了家庭的需求，因此需要在政策设计层面上纳入家庭要素，在制定流动人口服务政策时充分考虑流动家庭的公共服务需求，尤其是老幼、女性、新近流入者等家庭成员的需求，最终以家庭为单位出台相关政策措施，推进流动人口的“适家化”治理。

第二，拓展本地社会网络，加快推动流动青年的市民化转变。为辅助流动家庭中的青年成员在本地“扎根”并充分利用本地健康卫生服务资源，需要引导其积极拓展和积累社会资本，并借助社会支持网络的力量完成市民化过程，了解流入地的医疗卫生服务资源，同时借助不断完善的支持网络抵御经济、健康等多重风险，最终提高流动家庭的整体抗风险能力。

第三，结合家庭生命周期，辅助流动家庭制定长期生活规划。根据家庭生命周期理论，处于不同生命周期的家庭对健康投资的需求以及投资力度存在差异，因此需要形成“流入—定居—长期发展”的支持政策连续统，即在充分了解流动人口家庭所处生命周期的基础上，辅助流动青年所在家庭从流入转向定居，在奠定心理基础的前提下鼓励家庭制定长期发展规划，以提高健康投资的可能性。