公共卫生服务对农民工就业质量的影响.pdf
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1、第2 3卷 第1 9期2 0 2 3年 1 0月 科 技 和 产 业S c i e n c eT e c h n o l o g ya n dI n d u s t r y V o l.2 3,N o.1 9O c t.,2 0 2 3公共卫生服务对农民工就业质量的影响简伟强(贵州大学 经济学院,贵阳5 5 0 0 2 5)摘要:公共卫生服务事关人民群众的生命安全与身体健康,其可及性将会对农民工就业质量产生重要影响。结合国家卫健委开展的CMD S(2 0 1 8)专项调查,系统考察公共卫生服务对农民工就业质量的影响。研究表明,公共卫生服务水平提高能够提升农民工的就业质量,并且在通过工具变量法、
2、倾向得分匹配检验后,结论依然稳健可靠。异质性分析表明,公共卫生服务对提高跨省流动农民工的就业质量更加明显。机制分析显示,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。研究结果有助于进一步认知公共卫生服务对农民工就业质量提升的重要性,为政府以公共卫生服务为着力点,推动流动人口公共服务均等化、合理制定农民工就业质量提升路径提供有益借鉴。关键词:公共卫生服务;就业质量;中国流动人口动态监测调查(CMD S)中图分类号:F 3 2 3.6;R 1 9 7 文献标志码:A 文章编号:1 6 7 1-1 8 0 7(2 0 2 3)1 9-0 0 6 0-0 6收稿日期:2
3、 0 2 3-0 7-0 6基金项目:国家社会科学基金(2 2 X S H 0 1 8);贵州大学创新基金(C J 2 0 2 2 0 5 6)。作者简介:简伟强(1 9 9 6),男,贵州遵义人,贵州大学经济学院,硕士研究生,研究方向为劳动经济学。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,2 0 2 1年中国有2.9 3亿农民工,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
4、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(C h i n aM i-g r a n t sD y n a m i cS u r v e y,CMD S)(2 0 1 8)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
5、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: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”。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
6、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: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1 0。据不同学者分析得出,当前我国农民工存在过度劳动1 1,医疗设施可达性低1 2,就诊率、住院率较低1 3等现象。公共卫生服务影响层面。李勇辉等1 4基于CMD S(2 0 1 7)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06就业质量。邓睿1 5采用CMD S(2 0 1 7)数据的研究表明,公共卫
7、生服务显著提升了农民工城市劳动供给。王鸿儒等1 6基于CMD S(2 0 1 7)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CMD S(2 0 1 8)数据,从公共政策
8、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: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。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(CMD S)项目。该调查覆盖3 1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,
9、非本县(或其他县级行政单位)户口的1 5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1 51 9 0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1 7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
10、证其方向与就业质量一致,需要进行反向赋值1 8。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:Xn o ri j=Xi j-m i nXi jm a xXi j-m i nXi j(1)负向指标标准化:Xn o ri j=m a xXi j-Xi jm a xXi j-m i nXi j(2)式中:Xn o ri j为标准化处理后的指标;i为农民工个体;j为就业质量的5个分项指标,j=1代表工资收入,j=2表示劳动强度,j=3表示单位福利,j=4表示职业阶层,j=5表示社会保险;m a xXi j为第i个农民工第j个指标的最大值;m i nXi j为第
11、i个农民工第j个指标的最小值,i=1,2,1 51 9 0,j=1,2,5。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Q u a l i t y。Q u a l i t y=5j=1XQi j/51 0 0(3)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
12、、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(o r d i n a r yl e a s ts q u a r e s,O L S)模型进行回归分析。该模型的表达式为E Qi=1+1P H Si+Zi+i(4)式中:被解释变量E Qi为第i个农民工的就业质量(e m p l o y m e n tq u a i l i t y,E Q);P H Si为农民工是否获得公共卫生服务(p u b l i cH e a l t hS e r v i c e,P H S),包括是否建立健康档案和公共健康教育;1、为估计系数,
13、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;i为随机扰动项;1为常数项。16 简伟强:公共卫生服务对农民工就业质量的影响 表1 变量定义与描述性统计变量名称变量定义均值标准差就业质量就业质量指数0.0 6 20.6 4 6职业阶层是否为白领0.0 7 00.2 5 5社会保险是否参加职工社会保险0.3 5 20.4 7 8劳动强度每周工作时间是否超过4 4h,超过4 4h赋值为1,否则为00.9 1 80.2 7 5工资收入每月工资收入8.7 1 30.5 6 8单位福利每月包吃住折现3.5 1 72.9 8 8公共健康教育被访问者接受健康教育的种类2.1 7 61.
14、8 7 3健康档案管理“本地是否给您建立了居民健康档案?”已建立=1,其他=00.2 5 50.4 3 6年龄被访问者年龄0.2 9 20.4 5 5性别被访问者性别:男=1,女=00.5 3 60.4 9 9受教育程度根据我国现行学制来赋值3.4 7 01.0 6 9婚姻状况未婚未婚=1,其他=00.2 5 80.4 3 8在婚在婚=1,其他=00.9 6 30.1 8 8就业身份受雇受雇=1,其他=00.8 4 20.3 6 5雇主雇主=1,其他=00.0 1 40.1 1 6自营劳动者自营劳动者=1,其他=00.0 3 60.1 8 7住房支出在租房或者房贷方面的支出3.4 9 73.3
15、 0 5是否有城镇医疗保险被访者是否参加了城镇社会医疗保险:是=1,否=00.0 2 60.1 6 0政治面貌中共党员=1,其他=00.0 4 00.1 9 5流动年限从第一次外出直到现在的年限5.3 3 55.1 3 3流动范围跨省流动=1,省内流动=00.5 8 70.4 9 2家庭规模家庭总人数2.9 4 51.3 2 5收入水平被访者家庭人均收入的自然对数7.7 6 60.5 8 23 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
16、。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。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
17、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
18、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,H a s u m a和DWH(D u r b i n-Wu-H a u s m a n)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0.0 0 00,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。26 科技和产业 第2 3卷 第1
19、 9期 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变量(1)(2)就业质量就业质量健康档案管理0.0 2 4*(2.1 2 5)0.0 5 0*(4.8 1 9)公共健康教育0.0 3 9*(1 4.7 5 3)0.0 2 2*(9.0 4 5)年龄-0.0 0 5*(-7.5 7 8)性别-0.0 2 8*(-3.1 4 3)受教育程度0.2 0 9*(4 3.9 0 7)政治面貌0.1 6 2*(7.0
20、8 8)在婚0.0 9 0*(2.4 4 5)未婚0.0 3 4*(2.1 9 2)雇主0.1 4 4*(3.6 2 3)受雇0.2 7 0*(1 8.3 3 2)自营劳动者0.0 4 2(1.5 9 2)医疗保险-0.2 3 8*(-8.7 4 4)自评健康-0.0 1 2(-0.9 0 0)流动时间0.0 0 3*(2.8 7 3)家庭月人均收入0.0 8 8*(9.2 9 6)住房支出-0.0 0 0*(-7.2 4 7)家庭规模0.0 0 4(0.7 5 1)流动范围-0.0 5 3*(-8.5 5 2)观测值1 51 9 01 51 9 0R20.0 1 70.2 1 2 注:*、*
21、分别表示P0.0 5、P0.0 1;括号内为标准误。表3 内生性讨论:基于两阶段最小二乘法(2 S L S)法的估计结果变量第1阶段第2阶段第1阶段第2阶段每万人医生从业人员数0.0 0 10*0.0 0 67*(2.1 1 5)(7.5 4 6)健康档案管理0.3 1 01 2*(2.0 6 7)公共健康教育0.4 5 51*(6.0 6 8)控制变量控制控制控制控制观测值1 51 9 01 51 9 01 51 9 01 51 9 0W a l d卡方值1 2 3.7 7*9 9 9.0 8*注:*、*分别表示P0.0 5、P0.0 1;括号内为标准误。设。第(2)例和第(4)列是第2阶段
22、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1 9、祝仲坤2 0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(p r o p e n s i t ys c o r em a t c h i n g,P S M)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1 9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
23、为0;二是借鉴祝仲坤2 0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(a v e r a g et r e a t m e n te f f e c t so nt r e a
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