流动时代的中国：族际通婚与健康结果

郭 未，马炬申

（南京大学 社会学院，江苏 南京 210023）

一、引言

随着改革开放的逐步深入，劳动者依据市场和相对价格信号在空间与行业间自由流动，形成了当下人口的城市空间集聚与行业分化格局。［1］截至2022 年末，中国常住人口城镇化率高达65.22%。中国已经在整体意义上完成由费孝通笔下安土重迁的“乡土中国”向由生存理性、经济理性和社会理性驱动下的“流动中国”的转变，［2］“流动”已然成为当下中国社会的“底色”。

2010年至2020年中国少数民族人口年均增速达10.06%，远高于全国同期人口增长水平。［3］伴随着人口规模快速增长，少数民族流动人口规模也在快速增加。［4］国家民族事务委员会发布的数据显示中国少数民族流动人口超过3 700 万，占流动人口总数的比重超过1/10。在少数民族人口逐步向沿海和中部汉族聚居城镇流动的“东渐”过程中，［5］其在语言、文化、生活习俗等方面的差异可能使其在城市的融合与发展过程中面临挑战。［6］民族视野下的中国人口流动正呈现社会学家鲍曼所说的液态化的“流动现代性”特征，即现代社会是高度流动的，各民族流动范围的扩大、流动时间的延长使得民族间的交流融合日渐频繁。［7］同时，在费孝通提出的中华民族多元一体格局理论视野下的社会空间的有机化、折叠化使得当下社会的“民族互嵌”格局成为中国“流动现代性”的重要特征。［8-9］在“民族互嵌”格局下，族际通婚日益受到学者的广泛关注。［10］近年来，族际婚姻在中国呈现明显的上升趋势，并且流动人口的“族际通婚率”明显高于户籍人口，2015 年中国流动人口动态监测调查数据就显示中国流动人口的“族际通婚率”高达25.94%。［11］本文基于2017 年中国流动人口动态监测调查（CMDS2017）数据计算的结果，显示少数民族族际通婚整体呈现以与汉族通婚为主体的复杂族际通婚模式（篇幅所限，本文不在文中呈现“少数民族流动人口族际通婚关系网络图”）。少数民族“族际通婚率”普遍较高，部分少数民族（如黎族、傣族）的通婚率超过70%（见图1）。

图1 少数民族“少汉通婚率”和“族际通婚率”

我们从图1 可以看到少数民族的“族际通婚率”与“少汉通婚率”具备高度一致性。在当下汉族人口占比最大的国情下，少数民族人口流动过程中的文化适应主要体现在少数民族与汉族在文化、生活习俗、方言与普通话（国家通用语言）等方面的差异。研究发现少数民族普通话能力的不足导致其收入损失，［12-13］这种收入差异会导致个体间的健康差异。［14］此外，文化适应压力对个体健康的负向效应也在相关研究中得到证实。［15-16］

随着“族际通婚率”的逐年走高，“族际通婚”对生活习俗、文化和语言能力等产生了深刻影响。［17］同时，作为深层次的族际交往，“族际通婚”同样促进习俗认同和文化适应。［18］那么，在少数民族与汉族通婚的“少汉婚姻”模式下，相对于其他少数民族流动人口而言，这种“少汉婚姻”所积累的健康优势会不会最终转换成健康结果呢？基于此思考，本文拟从文化适应理论、压力过程理论、社会资本理论与语言经济学的综合分析视角，立足CMDS2017 数据采用适宜计量模型，尝试回答“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响及其可能的路径机制，并探索这种影响在不同年龄、户口、教育婚配模式下的异质性。本文一方面全景式刻画出少数民族流动人口婚配模式与健康的交织关系；另一方面，基于理论和实证向度的政策建议也助力“人可以流动，健康不能掉队”的“健康中国2030”愿景早日实现。

二、概念、理论框架与研究假设

在流动人口健康研究范畴内，国内外学者主要采用健康选择理论、文化适应理论、社会资本理论与压力过程理论等理论分析框架。［19-20］而在“少汉婚姻”的中国场域中，少数民族与汉族之间的文化、生活习俗、价值观念、方言与普通话等在家庭内部进行着磨合。这种基于家庭内部的“预演”会改变已有流动人口健康研究的理论解释逻辑与影响路径。

（一）“少汉婚姻”与流动性困难消减

在人口健康维度阐释少数民族流动人口“流动性困难”的理论包括：文化适应理论、压力过程理论与社会资本理论。文化适应理论指不同群体在交流接触过程中，文化、生活习俗、价值观念等发生碰撞与磨合，进而引致宏观层面经济、政治、社会变迁以及微观层面个体行为态度、生活方式和价值观念的变迁。［21］研究发现在少数民族人口流动过程中，其在语言、饮食、服饰、生活方式等方面的差异使流动人口在流入地产生文化压力，这种文化压力对流动人口健康起负向作用。［15-16］而随着流动人口在流入地居留时间的增加，流动人口在流入地的文化适应性会明显提升，进而使流动人口与户籍人口的健康状况趋向于一致。［22］压力过程理论是指流动人口在流动过程中面临的社会融入困难、制度歧视与社会排斥、文化适应以及家乡事务关联所引致的压力感知。［23］当流动人口长期处于压力下，会显著负向影响其健康水平。［24］社会资本理论则认为个体的空间迁徙使流动人口的家乡关系网联系弱化，同时本地关系网尚未稳定地建立，流动人口在流入地的社会资本相对缺乏，以社会认同（社会融入）、社会参与、流入地社会关系为主要形式的社会资本的缺乏对个体健康的消极效应业已得到广泛印证。［25-26］对于少数民族流动人口来说，由于宗教文化、生活习俗、价值观念等差异，其在流入地的疏离感会更深，社会关系与社会网络也更加难以建立和巩固，因此，会面临一定程度的健康危机。此外，在语言经济学框架下，学者认为语言是一种重要的人力资本，［27］少数民族在普通话方面的劣势、方言口音会导致其在劳动力市场的就业机会下降［28］以及收入惩罚，由此所导致的收入差距则成为影响健康不平等的重要因素。［14］［29］

另外一方面，“少汉婚姻”促进了民族认同、习俗接纳、饮食适应和普通话能力提升。［17-18］这种认同、接纳、适应和提升使得少数民族流动人口在流入地及劳动力市场的“差异”得以弱化。族际通婚意味着家庭社会网络扩展和社会资本的积累，［30］而社会资本转为个体自持资本的同时，［31］也影响着个体健康水平。［25］族际通婚也带来了思想观念的解放，［32］进取心和自信心增强使少数民族流动人口在流入地具备更强的竞争优势。“少汉婚姻”模式下，流动人口在文化、生活习俗、价值观念、方言与普通话等方面的“流动性困难”在一定程度上得以消减。

（二）“少汉婚姻”、流动性困难消减与少数民族流动人口健康溢价

少数民族族际通婚使其文化、生活习俗、方言与普通话的碰撞与磨合发生在家庭内部，这种家庭内部的文化适应促进语言文化互通与对于流入地适应能力的提升，同时并不必然导致少数民族传统文化的消减。［33］此外，少数民族流动人口的“少汉婚姻”模式意味着社会网络扩展、社会资本的积累和思想观念的解放。在“少汉婚姻”模式下，一方面家庭内部的碰撞与磨合使得少数民族流动人口的语言及相关能力得以提高。另一方面，基于前文论述，这种语言能力的提高与语言交流障碍的消解、社会网络的扩展、社会资本的积累和思想观念的解放意味着在流入地，相对于没有进行“少汉婚姻”的流动人口而言，“少汉婚姻”流动人口会有更高的经济回报、更多的就业机会，提升其社会融入水平、扩展其本地社会关系和社会资本，这势必会对流动人口的健康起到积极效应。基于如上论述，本文提出如下研究假设：

假设1：“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康状况起到正向作用。

假设2：“少汉婚姻”通过增加少数民族流动人口在流入地的经济回报、就业机会、社会融入水平、社会关系、社会参与，影响其健康水平。

（三）内生性问题：理论和逻辑的再思考

基于前述的多元理论逻辑，本文呈现了少数民族流动人口“少汉婚姻”模式影响个体健康的因果链。但是这种理论因果链在实证检验过程中因为遗漏变量、互为因果以及模型设定错误等内生性问题，难以得到一致有效的估计。

首先，在健康相关研究中，解释变量导致的内生性问题主要归因于遗漏重要解释变量造成的估计偏误。［34］在本文实证分析部分，虽然我们会尽可能控制个体变量、地区变量、家庭变量以及健康服务等变量。但是受限于调查数据本身，文中仍可能存在被本文所忽视的重要控制变量，进而造成回归结果偏误。因此，对于可能存在的遗漏变量进行检验及其修正是必要的。本文在尽可能控制合理变量的基础上，采用系列方法对变量是否存在遗漏进行判断。进一步，在稳健性检验部分加入可能影响健康的“流动时间”变量对回归结果的稳健性进行检验。

其次，在少数民族流动人口“少汉婚姻”影响健康的因果链中，可能存在一些共同影响“少汉婚姻”和个体健康的因素，这些遗漏的“共同因素”会造成估计结果的偏差，而“少汉婚姻”与个体健康的函数形式也非严格成立。为弱化对函数形式的依赖，减弱函数形式错误所导致的内生性问题，同时减少处理变量和可观测变量间的相关性，参考已有研究，［16］本文在第一步避免遗漏重要变量的基础上使用PSM 进行匹配，从而缓解可观测变量的系统性差异，并测度少数民族流动人口“少汉婚姻”影响健康的净效应。

最后，可能存在反向因果问题。即不仅“少汉婚姻”会影响少数民族流动人口的健康，少数民族流动人口本身的健康状况也会影响族际婚姻选择。如由于健康选择机制，更健康的群体选择流动，这种流动会使得各民族之间交往频繁，进而使得“族际通婚”上升。［35］为了应对可能的反向因果以及其他内生性问题，本文使用工具变量法对可能存在的内生性问题做进一步修正。所选取的工具变量为“族际通婚率”和“少汉通婚率”。“族际通婚率”是在一定时期和一定人口范围内，所有族际婚姻占婚姻总数的比值。在“族际通婚率”的基础上，本文定义“少汉通婚率”：即民族婚姻总数中，少数民族与汉族的族际婚姻占婚姻总数的比值。由图1 可以看出，各少数民族的“族际通婚率”和“少汉通婚率”呈现基本一致的趋势。虽然本文主要研究“少汉婚姻”的族际通婚，但我们有理由相信在族际通婚率较高的地区，“少汉婚姻”的族际通婚也较高，两者存在相关性。同时，整个民族的“族际通婚率”作为宏观层面数据并不会影响个体的健康结果，满足外生性假设。为了进一步验证工具变量的准确性，我们同时使用“少汉通婚率”作为工具变量，并将两者结果加以比较。

三、数据与研究方法策略

（一）数据来源

本文使用的核心数据来自2017 年中国流动人口动态监测调查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）。CMDS2017 以中国大陆31 个省（自治区、直辖市）和新疆生产建设兵团2016 年全员流动人口年报数据为基本抽样框，采取分层、多阶段、与规模成比例的PPS 方法进行抽样。［36］CMDS2017 包括A 卷（流动人口问卷）、B 卷（村/居问卷）、C 卷（八城市流动人口问卷）、D 卷（八城市户籍人口问卷）四部分，A 卷调查共收集有效问卷169 989 份。本文主要使用A 卷流动人口数据。本文研究少数民族与汉族的“族际通婚”，因此我们将受访者身份限定为少数民族已婚样本。最终我们得到10 962个有效分析样本。

（二）变量处理

本文的被解释变量为自评健康，自评健康具备良好的信度和效度。［37］本文使用CMDS2017中“您的健康状况如何？”测度受访者自评健康状况（4分制），分为：健康；基本健康；不健康，但生活能自理；生活不能自理。限于筛选后仅有10 位受访者生活不能自理，因此将“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”归并处理。同时，限于分析需要，本文对此健康评价进行倒置处理，“不健康，但生活能自理”和“生活不能自理”记为0，基本健康记为1，健康记为2。

核心解释变量为“少汉婚姻”，该变量具体生成方法如下：首先基于CMDS 数据筛选出已婚的少数民族受访者。在此基础上，如果其配偶民族身份为“汉族”，则记为1，表示少数民族与汉族的族际婚姻。若其配偶身份为少数民族，则记为0，表示民族内部或少数民族间的婚配模式。最终得到3 642对“少汉婚姻”及7 320对“少少婚姻”。

工具变量为“族际通婚率”和“少汉通婚率”。“族际通婚率”使用某少数民族结婚群体中，与其他民族结婚数量占本民族结婚总数的比重进行测度。“少汉通婚率”使用某少数民族结婚群体中，与汉族结婚数量占本民族结婚总数的比重进行测度。

中介变量为“社会融入”“社会参与”“流入地社会关系”“经济收入”“工作机会”。针对社会融入，CMDS2017 使用系统量表测度了个体的心理、文化等方面的社会融入，“您是否同意以下说法：我喜欢我现在居住的城市/地方；我关注我现在居住的城市/地方的变化；我很愿意融入本地人当中，成为其中一员；我觉得本地人愿意接受我成为本地的一员；我感觉本地人看不起外地人；按照老家的风俗办事对我比较重要；我的卫生习惯与本地市民存在较大差别；我觉得我已经是本地人了”。每个问题有完全不同意、不同意、基本同意、完全同意四个选择，分别记1 分、2 分、3 分、4 分。同时考虑第5-7个问题是反向问题，本文对其进行倒置处理。最终得到一个8-32分的社会融入连续变量。

“社会参与”使用CMDS2017中“2016年以来您是否有过以下行为：给所在单位/社区/村提建议或监督单位/社区/村务管理；通过各种方式向政府有关部门反映情况/提出政策建议；在网上就国家事务、社会事件等发表评论，参与讨论；主动参与捐款、无偿献血、志愿者活动等；参与党/团组织活动，参加党支部会议”。对于每个问题，分为完全不同意、不同意、基本同意、完全同意。本文对其加总，最终得到5-20分的社会参与连续变量。

“流入地社会关系”使用CMDS2017 中“您业余时间在本地和谁来往最多（不包括顾客及其他亲属）？”进行测度，如果是与本地人交往记为1，与同乡交往记为0。

“经济收入”使用CMDS2017 中“您个人上个月（或上次就业）工资收入/纯收入为多少？”进行测度，考虑受访者因为经营亏损等可能导致收入为负数，这类群体在受访者中比重较少（16 人）并且可能对中介估计造成偏误，因此将这部分数据处理为缺失值，并对收入取对数。

“工作机会”使用CMDS2017中“您今年‘五一’节前一周是否做过1小时以上有收入的工作（包括家庭或个体经营）？”进行测度，将有处理记为1，无处理记为0。

此外，参考已有研究，［1］［38］本文还控制了一些重要的个体变量（性别、年龄、年龄平方、受教育程度、户口）、家庭变量（家庭收入、家庭成员数）、地区变量（西部、中部、东部、东北）、健康服务变量（流入地社会所提供的健康档案、职业病防治、性病防治、生殖健康、结核病防治、吸烟控制、心理健康、慢性病防治、妇幼保健、公共事件自救等服务）。各被解释变量、核心解释变量、工具变量、中介变量和控制变量描述性统计如表1 所示。

表1 描述性统计

（三）模型设置

考虑被解释变量“自评健康”为有序变量，本文使用有序概率模型（Ordered Probit，Oprobit）。Oprobit 使用潜变量方法推导MLE 估计量，模型设定如下：

在公式（2）中Healthi表示少数民族受访者自评健康，r0、r1为待估参数，表示切点（在Stata16 中，简称cut）。当低于r0时，受访者自评为不健康，当高于r0但低于r1时，受访者自评为基本健康，当高于r1时，受访者自评为很健康。进一步，假设随机扰动项服从正态分布，可以得到有效一致的MLE估计量。［39］

为了尽可能消解内生性所导致的估计偏误，本文使用系列内生处理方法应对文章可能存在的内生性问题。首先，为了避免遗漏变量造成回归的偏误，我们在基准回归过程中对可能存在的遗漏变量偏误进行检验。在回归操作中，采用两个差异化有限控制集合，第一个集合控制有限变量，并计算核心解释变量系数。第二个在变量设置合理范围内尽可能多控制变量，计算核心解释变量系数。同时，构造Ratio指数。Ratio定义如下：

若此时Ratio 的值越大，遗漏未观测变量的可能性就越小，已经选择的协变量具备良好的解释力，除非遗漏不可观测变量具备更大解释力才会对估计结果的一致性产生影响。由于Oprobit 模型系数解释过于复杂，本文在此检验部分将被解释变量自评健康作连续变量处理，并使用OLS估计。

本文也采用倾向值得分匹配法（PSM）来弱化对函数形式的依赖，缓解可观测变量的系统性差异，并测度少数民族流动人口“少汉婚姻”影响健康的净效应。PSM操作步骤如下：

首先，基于理论和前人研究选择合适的协变量，既保证选择的是准确的，对变量的测度也是准确的，同时不存在遗漏重要变量问题。

其次，使用Logit回归估计倾向值得分，并做平衡性假设检验、共同支撑假设检验。

再次，计算参与者的平均处理效应，公式如下：

除了自我选择偏误、遗漏变量等问题，文章还可能存在反向因果等内生性问题。而考虑传统的IV-Probit 和2SLS 等工具变量方法仅适用于因变量是二分变量和连续变量的情景，而本文自评健康是有序变量，这会使得估计的有效性降低。［40］参考前人研究，［41］本文使用Stata16 提供的扩展回归模型Eoprobit 和Bioprobit 模型（适用于核心自变量为二分变量、核心因变量为有序变量）进行工具变量内生矫正。Eoprobit 和Bioprobit 均采用两阶段估计，第一阶段使用工具变量（族际通婚率、少汉通婚率）对核心解释变量（少汉婚姻）进行估计；第二阶段纳入工具变量，探索核心解释变量（少汉婚姻）对少数民族流动人口健康状况的影响。在Eoprobit模型中，依据两个方程残差项是否相关判断内生性，而Bioprobit直接给出内生性检验结果。同时使用Eoprobit和Bioprobit模型能让我们对可能存在的内生性问题有更准确的把握。参考已有研究，［42］模型设定如下：

进一步，我们研究“少汉婚姻”基于何种路径影响少数民族流动人口的健康状况，考虑被解释变量为有序变量，中介效应KHB分解在中介效应测度方面具备显著优势，［43］模型设定如下：

四、结果分析

本文基于CMDS2017数据，使用系列基准回归Oprobit模型探索“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的直接影响。在此基础上，本文还对变量遗漏进行检验，采用PSM、Bioprobit、Eoprobit 等方法或模型对可能存在的内生性问题进行矫正。进一步，基于理论假设验证“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康可能的路径机制。最后，本文讨论了“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的直接影响在不同户口婚姻匹配、教育婚姻匹配和年龄婚姻匹配下的异质性，并采用了系列稳健性检验方法对文章核心结论的稳健性进行检验。

（一）基准分析：“少汉婚姻”与少数民族流动人口健康

由表2模型1可知，在未加入任何控制变量时，“少汉婚姻”对自评健康具有显著促进作用。模型2在模型1的基础上加入个体变量，模型3在模型2的基础上加入家庭变量，模型4在模型3的基础上加入地区变量，模型5 在模型4的基础上加入健康服务变量。可以看出在变量的逐步控制过程中，核心解释变量“少汉婚姻”对自评健康影响的方向和显著性未发生明显的改变。因此，假设1 成立，即“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康起到显著促进作用。在模型5 中，可以看到教育水平和家庭收入对自评健康起到显著正向作用，传统的人力资本（教育、收入）的健康效应得到印证。政府（社区）在职业病防治、性病防治和心理健康教育方面的健康努力同样对自评健康起到显著的促进作用，但是对于慢性病防治的健康努力对自评健康起到显著负向作用。此外，少数民族流动人口的自评健康存在显著的性别和年龄差异，男性自评健康水平明显好于女性自评健康水平，随着年龄增加，少数民族流动人口产生健康损耗。

表2 “少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响

本文对基准回归是否存在遗漏变量进行检验（见表3）。首先，我们构建3 个集合，集合1 包括个体变量和家庭变量；集合2包括个体变量、家庭变量和地区变量；集合3包括个体变量、家庭变量、地区变量和健康服务变量。由集合1 和集合2 计算的Ratio值为16.191，由集合1 和集合3 计算的Ratio 值为5.313，由集合2和集合3计算的Ratio值为7.420，三者都远大于1。也就是说如果存在未观测到控制变量对估计结果的一致性产生影响，就需要其解释能力至少为已选择变量的5.313 倍。在控制个体、家庭、地区、健康服务等变量后，我们相信即使存在未观测到的控制变量，其也不足以对回归结果的一致性造成偏误冲击。

表3 遗漏变量检验

（二）内生性处理：工具变量法

使用工具变量法对内生性进行处理后，由表4可知Bioprobit模型估计结果athrho显著为负，说明存在内生性问题，使用工具变量法是必要的。使用“族际通婚率”作为工具变量，可以看出在第一阶段“族际通婚率”在1%的显著性水平上对“少汉婚姻”起到显著促进作用。在第二阶段，在控制潜在内生性问题后，“少汉婚姻”仍在1%显著性水平上对个体自评健康起到显著促进作用，假设1 成立。进一步，使用“少汉通婚率”作为工具变量，可以看出第一阶段和第二阶段的显著性和方向未发生明显变化。在控制潜在内生性问题后，“少汉婚姻”仍在1%显著性水平上对个体自评健康起到显著促进作用。

表4 “少汉婚姻”对少数民族流动人口健康影响的内生性处理

使用Eoprobit 模型做进一步估计，残差相关性在1%显著性水平上显著，同样证明内生性的存在。基于“族际通婚率”和“少汉通婚率”工具变量的估计结果与Bioprobit 模型估计并无明显出入。在控制潜在内生性问题后，“少汉婚姻”对个体自评健康起到显著促进作用。

（三）选择偏误纠正：倾向得分匹配（PSM）

首先对“少汉婚姻”和非“少汉婚姻”进行倾向得分匹配，结合一系列影响流动人口自评健康的因素建立Logit模型，并根据模型结果估计出的倾向得分值进行匹配。首先进行协变量平衡性检验，由表5可知匹配前各控制变量T检验大部分显著，说明处理组与控制组控制变量存在明显差异。在匹配后，各控制变量T检验结果显示处理组与控制组控制变量之间的差异明显下降。

表5 近邻匹配下变量平衡性检验

表6 不同倾向匹配得分匹配的结果

进一步，对倾向得分匹配进行共同支撑假设检验。图2显示“少汉婚姻”和“少少婚姻”倾向得分匹配存在较大重叠范围，仅有极少样本在共同支撑区域外，满足共同支撑假定。

图2 近邻匹配下变量共同支撑检验

最后，测算“少汉婚姻”与“少少婚姻”两大群体的ATT 值。可以看出最小近邻匹配、半径匹配、核匹配、局部线性回归匹配和样条匹配计算的ATT 基本一致，在进行匹配后“少汉婚姻”仍在1%显著性水平上对个体自评健康起到显著促进作用。

（四）“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的路径机制

我们对“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的路径机制进行检验，由表7 可知基于KHB 的分解结果表明社会融入、本地社会关系、社会参与、个人收入、工作机会起到部分中介作用，中介效应分别占比7.78%、7.11%、5.02%、11.30% 和7.03%，假设2 成立。在整体路径中，上述影响解释了24.58%“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的路径。“少汉婚姻”促进了少数民族流动人口的社会融入，增强了与本地的社会关系，提高了社会参与的积极性、获得更高的经济回报，以及有更大可能获得潜在的工作机会。

表7 “少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响

表8 不同户口婚姻匹配下“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响

表9 不同教育模式下“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响

表10 不同年龄模式下“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响

（五）“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的异质性检验

首先，我们分析不同户口婚姻匹配模式下“少汉婚姻”影响少数民族流动人口自评健康的异质性。以受访者配偶户口状况作为参照，如果受访者户口为非农户口，其配偶户口也为非农户口，则定义为“城城户口”婚配模式；如果受访者户口为农业户口，其配偶户口也为农业户口，则定义为“农农户口”婚配模式；如果受访者户口为农业户口，其配偶户口为非农户口，则定义为“农城户口”婚配模式；如果受访者户口为非农户口，其配偶户口为农业户口，则定义为“城农户口”。可以看出“少汉婚姻”对少数民族流动人口自评健康影响在“农城户口”模式下是最为显著的，在“城城户口”和“农农户口”模式下影响的显著性有所下降，而在“城农户口”模式下则完全不显著。这符合我们对现实的认知，在“农城户口”模式下，配偶的户口优势（如更广的社会网络）和城市经验优势会放大“少汉婚姻”的健康溢价能力。而在“城农户口”婚姻匹配模式下，少数民族流动人口本身的城市社会适应性就比较高，相应遮蔽“少汉婚姻”的健康溢价能力。

其次，我们对不同教育婚姻匹配模式下“少汉婚姻”影响个体健康的异质性进行分析，以受访者配偶受教育水平作为参照，如果受访者受教育水平高于其配偶的受教育水平则为“高低教育”婚配模式，如果受访者受教育水平低于其配偶的受教育水平则为“低高教育”婚配模式，如果受访者的受教育水平与配偶相同则为“同质教育”婚配模式。可以看出“少汉婚姻”对少数民族流动人口自评健康的正向作用在教育维度之“高低教育”婚配模式下最为显著；在“低高教育”婚配模式下显著性则有所下降；在“同质教育”婚配模式下，“少汉婚姻”的影响不再显著。实际上，当夫妻替代性特征不同（如教育、收入）、互补性特征相似（如身高、外貌）等，婚姻收益最大，［44］这种高质量婚姻会对家庭关系具有裨益，“同质教育”婚配模式下，夫妻价值观、生活方式具备相似性，［45］因此可能会遮蔽“少汉婚姻”的健康溢价能力。

最后，对不同年龄婚配模式下“少汉婚姻”影响个体健康的异质性进行分析。可以看出“少汉婚姻”对少数民族流动人口自评健康的正向作用在“受访者年龄小于配偶”婚配模式下最为显著，在“受访者年龄与配偶相同”婚配模式下显著性则有所下降，而在“受访者年龄大于配偶”婚配模式下，“少汉婚姻”的影响不再显著。一种可能的解释在于，在这种模式下，配偶因为年龄大，阅历和经验更为丰富，对少数民族流动人口流入地的社会适应性有更好的帮助指导。

（六）“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的稳健性检验

我们对“少汉婚姻”影响少数民族流动人口健康的稳健性进行检验。主要采取如下的检验方式：

1.变量调整

本文主要研究“少汉婚姻”的族际通婚与“少少婚姻”影响个体健康的差异性。参照组仍包括少数民族内部的族内婚以及少数民族与其他少数民族的族际通婚，这种少数民族与少数民族的族际通婚会不会同样对少数民族流动人口健康起到积极效应？基于模型16 可以看出，相对于少数民族本民族内部的族内婚，少数民族与少数民族的族际通婚对流动人口自评健康影响不显著，甚至是负向的，而“少汉婚姻”仍在1%显著性水平上对个体自评健康起到显著促进作用。说明这种正向促进作用主要体现在“少汉婚姻”的族际通婚模式下。

2.替换模型

模型17 中使用Ologit 模型进行回归，变量的显著性和方向未发生明显改变。模型18 在前述倾向得分匹配的基础上，将匹配得到的权重作为回归权重进行回归加权（使用近邻匹配权重），变量的显著性和方向未发生明显改变。模型19在基准Oprobit回归的基础上，使用更为严格的聚类标准误，进而更好地捕捉组内相关特征，减弱可能存在的异方差和自相关问题。可以发现“少汉婚姻”仍在1%显著性水平上对个体自评健康起到显著的促进作用。

3.加入重要变量

已有研究认为随着流动人口流动时间的延长，流动人口的健康损耗更为严重。［46］而流动人口的健康选择性意味着不同流动模式下流动人口健康状况存在显著差异，［47］这种流动的选择性可能会冲击已有的结论。基于这种考虑，本文在基准回归模型的基础上加入少数民族流动人口的流动时间和流动范围。在CMDS2017中并没有直接询问受访者流动时间，只询问受访者流动次数和首次流动时间，因此，将首次流动时间作为少数民族流动人口的流动时间进行处理的测度是不准确的。为了弥补这个遗憾，本文进一步筛选流动次数为一次的样本，有理由相信可以据此根据流动人口首次流动时间计算流动人口的流动时间①实际上这种处理方法会损失大量的样本，也正是基于大量样本损失的考虑，在文章主体回归中并未将流动时间作为控制变量纳入主体的回归模型中。。CMDS 将流动人口的流动范围分为“市内跨县”“省内跨市”和“国内跨省”三种类型，本文以“市内跨县”作为参照组，探讨不同流动模式下健康的异质性。由表11 可知流动时间在5%显著性水平上对个体自评健康起到显著的促进作用，这与已有研究相呼应。而相对于“市内跨县”而言，“国内跨省”和“省内跨市”模式下少数民族流动人口的健康状况较好，但是不具备显著性，“健康选择效应”在中国少数民族流动群体场域内未能得到验证。同时，在控制流动时间、流动范围之后，“少汉婚姻”对个体自评健康影响的方向和显著性未发生明显改变，文章核心结论仍是稳健的。

表11 “少汉婚姻”对少数民族流动人口健康影响的稳健性检验

五、结论与讨论

“健康中国2030”规划旨在健康层面涵盖不同类型的“亚人口”，因此对于“流动”与“少数民族”双重符号在身的少数民族流动人口的健康的关注就是实现“人可以流动，健康不能掉队”的至关重要的一环。而在中华民族多元一体格局理论视野下开展民族融合、文化适应视角下的少数民族流动人口健康研究也契合于党和国家提出的“促进各民族交往交流交融，让各族群众共建共享改革发展成果”的重要精神。［8］本文使用2017 年中国流动人口动态监测调查（CMDS2017）数据，采用系列计量模型，全景式揭示了族际通婚，尤其是其中的“少汉婚姻”对少数民族流动人口健康的影响。

“少汉婚姻”使得少数民族与汉族在文化、生活习俗、方言与普通话等方面的差异在家庭内部进行磨合碰撞，提高了少数民族流动人口“在他乡”的社会适应性，进而通过社会资本、社会融入与社会参与、经济收入和工作机会对其健康结果产生积极效应。稳健的计量结果发现少数民族流动人口的“少汉婚姻”（尤其是户籍、年龄与教育水平层面梯度而成的“少汉婚姻”）显著促进了少数民族流动人口的健康。相对于“少少婚姻”婚配模式下的少数民族流动人口，“少汉婚姻”下的少数民族流动人口由于家庭内部的磨合与碰撞所带来的社会适应使其在流入地有更高的经济回报和更多就业机会、更强的社会参与能力并扩展其本地社会网络，这相应地就形成了在少数民族流动人口内部的“少少婚姻”和“少汉婚姻”群体的健康差异。在流动时代的中国，上述研究与发现具备重要的政策意义。在“少汉婚姻”对少数民族流动人口的健康结果产生积极效应的前提下，政府还需要设计针对性政策加大对“少少婚姻”模式下的少数民族流动人口的健康支持，实现“健康中国2030”规划视野下的提升民族人口健康水平的愿景。

本研究存在如下不足：第一，CMDS2017 并未提供流动人口的结婚时间，而我们相信“少汉婚姻”对少数民族流动人口的健康溢价效度会随着婚姻时间发生改变。第二，受限于CMDS2017 数据，本文并未区分流动迁徙在前还是婚姻在前，如果流动迁徙在前，流动过程中个体与流入地的碰撞磨合可能会遮蔽家庭内部的碰撞磨合，就会低估“少汉婚姻”对健康结果的积极效应程度。第三，少数民族内部也存在社会分层，［48］但是由于数据原因，我们只能将少数民族流动人口处理为一个整体（基于多层分类会使得部分类别样本量过少，从而难以进行有效统计推断）。