非正規就業對居民健康的影響?
——來自中國勞動力動態調查的經驗分析

丁述磊，劉翠花

(東北財經大學經濟學院，遼寧大連 116025)

非正規就業對居民健康的影響?
——來自中國勞動力動態調查的經驗分析

丁述磊，劉翠花

(東北財經大學經濟學院，遼寧大連 116025)

本文基于CLDS數據定量檢驗了非正規就業對居民健康的影響。研究發現:非正規就業是影響居民健康的重要因素，如果居民從事非正規就業，那么他們的健康狀況會顯著降低。非正規就業對居民健康的影響存在異質性，即非正規就業對女性居民、戶外工作者以及中西部地區居民健康狀況損失更為嚴重。受教育年限變量對女性居民和西部地區居民健康狀況影響顯著大于男性居民和東中部地區居民，這表明女性和西部地區居民增加自身受教育年限可以顯著提升健康狀況。因此，政府應該努力促進勞動力市場正規化，使從事非正規就業的勞動者走向正規崗位，同時做好居民健康保護工作，抓好教育公平，努力提升中國居民身體健康狀況。

非正規就業；居民健康；有序Probit模型

一、引言

隨著中國市場經濟的高速發展和城鎮化的快速推進，大量農村勞動力轉移到城市，為中國城市經濟的發展做出了重大貢獻。然而這些農村勞動力在推動中國經濟發展的同時，也帶來了一系列的問題，比如城市自然環境惡化，交通擁堵加劇，住房需求不斷膨脹等。由于這些農村勞動力的學歷水平低，缺乏工作經驗，戶籍制度限制以及城市正規部門工作崗位存在進入的高門檻障礙，致使他們在城市中只能選擇非正規就業。相比正規就業者，非正規就業者不僅面臨遠離家鄉，長時間不能和家人團聚的問題，而且他們的工作時間較長、工作環境較差、工資收入和社會經濟地位較低。他們面臨的這些問題都嚴重影響了他們的身心健康和生活質量。

近年來，越來越多的人們開始注重自身的生活質量，良好的身體健康狀況成為人們追求的目標之一。健康如同教育一樣，也是人力資本的一種重要形式(Grossman，1972)[1]，它們在微觀層面上通過影響勞動者的工作時間和勞動生產率，進而影響整個社會經濟的總產出。學者對健康和經濟增長的關系進行了大量實證研究，基本得到了一致的結論，即居民健康狀況對國家經濟發展具有顯著影響，良好的身體健康狀況可以提高勞動者的勞動生產率以及增加勞動供給時間，而健康沖擊則會顯著減少勞動者的工作時間和勞動生產率。國內外學者主要從勞動力遷移、工作時間、工作環境、經濟收入、未來預期、社會經濟地位和教育等角度研究居民的健康影響因素。

勞動力遷移影響健康。農民工遷移過程中伴隨著大量朋友和關系的損失，周圍環境和風俗習慣也會發生改變。農民工群體遷移過程中面臨的壓力，如很難融入城市文化、業余生活單調、戶籍歧視等被排斥和不公平待遇因素會顯著降低他們的精神健康(胡榮等，2012)[2]。同時農民工的遷移地點也會影響其健康狀況，秦立建等(2012)[3]使用固定效應Logit模型，從遷移地點的角度研究了遷移對農民工自評健康狀況的影響，研究發現，到外省的遷移對農民工的健康狀況存在顯著負向影響，而省內遷移則對農民工健康狀況沒有顯著影響，此外，遷移地點對農民工健康狀況的影響還存在性別差異，遷移到外省城鎮的女性農民工健康狀況比男性農民工健康狀況更差。勞動力遷移不僅對農民工的身體健康造成顯著的負向影響，而且對他們的心里健康也具有顯著的負向影響。Lu(2010)[4]使用印度尼西亞1997－2000年的Panel數據的研究顯示，從農村到城市的遷移對遷移者的心里健康產生了顯著的負向影響。

工作時間影響健康。工作時間的長短與居民的身體健康狀況密切相關，工作時間越長的居民，其身體健康狀況越差，工作時間越短的居民，其身體健康相對較好。朱玲(2009)[5]對農村遷移工人的工作時間和職業健康進行了實證研究，發現超時工作和不良的工作環境顯著影響遷移工人的健康狀況，其中小時工資較低、匯款回鄉較多、未簽訂勞動合同者的工作時間超時可能性更大。然而小時工資較低和未簽訂勞動合同正是非正規就業人群的典型特征，由此可以看出非正規就業人群的身體健康狀況相比正規就業人群的更差。

工作環境影響健康。良好的工作環境能降低居民遭受身體健康傷害的機率，這也是較高社會經濟地位的群體在健康狀況上具有優勢的原因之一(Evans等，2002；劉麗杭等，2004)[6－7]。相比正規就業人員，非正規就業人員的工作環境差，他們的健康狀況也會受此影響。牛建林等(2011)[8]通過在深圳市開展調查，對城市外來務工人員的工作環境與其健康狀況進行了實證研究，發現相對于其他社會經濟因素而言，外來務工人員的工作環境對其健康狀況具有顯著影響，不利的工作環境對其身心健康存在重要的負向影響。

經濟收入和對未來的預期影響健康。經濟收入與健康有著密切聯系，收入越高的居民，其健康狀況也會越好，收入越低的居民，其健康狀況也相對越差，同時對未來持有樂觀預期的居民，其健康狀況也會越好，對未來持有消極預期的居民，其健康狀況也相對越差。徐淑一等(2015)[9]利用2012年CLDS數據，對主觀社會經濟地位與居民自感健康狀況之間的關系進行了實證研究，發現較高的經濟收入和對未來的樂觀預期對居民自感健康狀況有積極影響，預期自身未來社會經濟地位提升能顯著提升他們的自感健康狀況。由于非正規就業者收入較低，對未來的預期也相對不樂觀，因此，如果提高其收入水平，在一定程度上也可以改善非正規就業人群的身體健康狀況。

社會經濟地位影響健康。現代社會中個體的社會經濟地位會極大影響其健康狀況，社會學研究將社會經濟地位稱為影響健康狀況的“基本原因”(Bruce等，1995；Rostadetal.，2009；Phelan等，2010)[10－12]。Lisa等[13]研究美國居民主觀社會經濟地位與其自評健康狀況之間的關系，研究發現，通過控制家庭收入、教育、家庭成分、民族和信仰等變量，居民自評健康狀況和主觀社會經濟地位之間存在很強的相關性。王甫勤(2011)[14]利用CGSS(2005)數據對社會流動如何影響健康進行實證研究，發現個人在社會結構中的位置顯著影響了他們的健康狀況，社會經濟地位越低的人，其健康狀況越差。艾斌等(2012)[15]利用沈陽市城市老年人9年追蹤調查數據對社會經濟地位如何影響健康進行了實證研究，結果表明，社會經濟地位高的老年人仍然維持文化性閑暇活動，增加了其外出交往活動的事件，提高了他們的生命活力和健康狀況，延長了生命時間。焦開山(2012)[16]也得到了一致的結論，即社會經濟地位較高的人群要比社會經濟地位較低的人群擁有更好的身體功能、更少的抑郁癥狀、更好的自評健康。相比正規就業人群，非正規就業人群的社會經濟地位相對更低，這也對非正規就業人群的身心健康造成不良影響，影響了他們的生活質量。

教育影響健康。教育也是影響居民健康的因素之一，胡安寧(2012)[17]利用CGSS(2010)數據，對教育能否促進居民健康進行了實證分析，研究發現教育對城鄉居民健康都有顯著正向影響，但是農村與城市居民教育對健康的回報率有差異，其中農村與城市居民教育質量的差異是造成對健康回報率差異的重要原因之一。非正規就業人群的不僅平均受教育年限低于正規就業人群，而且教育質量也比正規就業人群差，因此，相比正規就業人群，非正規就業人群的健康狀況相對更差。

系統考察非正規就業對居民健康狀況的影響，不僅對于提高國家人口整體健康水平具有重要的意義，而且對國家經濟的可持續發展具有深遠影響。由于目前鮮有文獻從非正規就業角度研究居民的健康問題，因此，本文利用CLDS (2012)數據對此進行實證研究，試圖得到有意義的結論。

二、非正規就業與居民健康:理論分析

在人力資本理論的基礎上，Grossman第一次構建了用來分析健康需求的理論模型，該模型明確了健康資本如同教育資本一樣，也是一種人力資本。根據健康的特點，Grossman認為健康主要是通過增加可勞動的時間來提高收入能力，進而提高人們的效用水平。該模型假設代表性消費者在一生中各個時期的效用取決于每個時期的健康資本存量以及除健康之外的其他商品的數量(趙忠等，2005)[18]。下面給出該模型的基本框架:

健康資本的增量為:

其中Ht＋1和Ht分別代表第t＋1期和第t期累計的健康資本存量，It代表第t期對健康資本的投資，δt代表健康折舊率。與正規就業人群相比，非正規就業人群面臨的工作環境更差，因此，本文假設非正規就業人群的折舊率大于正規就業人群。

健康投資函數為:

其中Mt代表可以購買用于健康投資的一系列商品，例如衛生服務；THt代表健康投資的時間；E代表除健康以外的其他人力資本。

一般商品消費函數:

其中Xt代表一般消費品；Tt代表用于購買一般消費品花費的時間。

此時代表性消費者一生中各個時期的效用最大化問題為:

其中式(5)代表收入預算約束；式(6)代表時間預算約束。φt代表單位健康資本收益，φtHt則代表第t期消費的健康；Pt和Qt代表健康投資商品和一般消費品的價格；Wt和TWt代表工資率和工作時間；TLt代表健康狀況不良造成的時間損失；Ω、r和A0分別代表每個時期的總時間、實際利率水平和初始財富值。

健康投資帶來的邊際收益來自兩方面:其一是直接的貨幣收益，即GtWt/πt－1，其中Gt＝?TLt/?Ht，代表健康增加導致生病時間減少時健康帶來的邊際產出，πt－1代表健康的影子價格，由醫療衛生服務價格、消費者的收入等因素決定；其二是健康直接帶來的效用，即Gt[(Uht/m)(1＋r)t]/πt－1，其中Uht＝?U/?Ht，代表健康帶來的邊際效用，m代表貨幣收入帶來的邊際效用。與其他投資品一樣，健康投資的邊際成本包括利率和折舊兩部分(r＋δt)。因此，代表性消費者效用最大化的均衡條件為邊際收益等于邊際成本，即:

方程(7)等號左邊代表健康投資的收益曲線A，等號右邊代表健康投資的成本曲線B，兩者相交決定了消費者對健康的最優需求。健康需求的比較靜態分析如圖1所示。

圖1 健康需求的比較靜態分析

非正規就業工資水平相對較低，在其他因素不變的前提下，會引起健康收益曲線內移到A1，此時健康投資收益曲線A1與健康投資成本曲線B相交在新的均衡點，顯然新的均衡點小于，本文將該結論歸結為命題1。由于非正規就業人群的工作環境相對更差，那么與正規就業人群相比，他們的健康折舊率相對偏大，在其他因素不變的前提下，健康折舊率上升，健康投資成本曲線向上移動到B1，此時健康投資收益曲線A與新的健康投資成本曲線B1相交在新的均衡點H2t，顯然新的均衡點同樣小于，本文將該結論歸結為命題2。由方程(6)可知，每個人可支配的時間是固定的，因而用于工作和用于提高健康的時間成反向關系，顯然在其他因素不變的前提下，工作時間增加則會減少健康需求。與正規就業人群相比，非正規就業人群的工作時間相對更長，因此，非正規就業人群的身體健康狀況相對更差，本文將該結論歸結為命題3。

命題1:工資降低會減少健康需求，工資提升則會增加健康需求。

命題2:工作環境變差導致健康折舊率提升，從而減少健康需求。

命題3:工作時間增加，將會降低健康需求，從而導致健康的下降。

三、數據、模型與變量

(一)數據來源

本文使用的數據來自CLDS(2012)，即2012年中國勞動力動態調查數據。該調查是中山大學社會科學特色數據庫建設專項內容，包括詳盡的居民人口學特征、經濟活動等方面的數據，因此，該數據已成為對個人微觀行為進行研究的重要數據來源。本文的研究對象為年齡在18－60歲之間的居民。剔除數據缺失的樣本之后，本文最終得到了3575個有效微觀樣本。該有效樣本包含了29個省(自治區、直轄市)，這表明本文的研究樣本基本涵蓋了全國各個地區，具有理想的代表性。

(二)模型選擇

由于本文的被解釋變量為有序離散變量，因此，本文采用有序Probit模型來分析非正規就業對居民健康的影響。該模型假定存在一個能夠代表被解釋變量居民健康(Health)，但又不能直接觀測的潛在變量Health?，本文假定潛在變量由下式決定:

Health?＝βiInformali＋X′iγi＋εi

其中，Informal為非正規就業，β是其對應的回歸系數；X′i表示影響居民健康的控制變量(如年齡、性別等)，γ是其對應的回歸系數矩陣；εi代表隨機擾動項。

同時，設α1＜α2＜α3＜α4，并定義:

如果隨機擾動項εt服從標準正態分布，那么居民健康的條件概率分布表示如下:

其中?(·)為標準正態分布的分布函數，f(X)＝βiInformali＋X′iγi。在有序Probit模型中，如果隨機擾動項與解釋變量相互獨立，那么采用極大似然法對參數進行估計，將會得到一致估計量。

(三)變量描述

本文的被解釋變量(Health)為有序離散變量，其賦值為1－5的整數。核心解釋變量為非正規就業，在借鑒以往文獻的基礎之上，并結合CLDS(2012)調查問卷設計，本文將非正規就業概念進行如下界定，即有雇工的個體經營者、無雇工的個體經營者、臨時工、領取工資的家庭工人以及政府機關、國有企事業單位和集體企業中的短期臨時工、非全日制就業和勞務派遣就業。同時本文將非正規就業賦值為1，正規就業賦值為0。

由于居民健康狀況還受到其他因素的影響，本文還引入了控制變量，本文的控制變量包括性別、年齡、受教育年限、周工作時間、體力勞動程度、工作場所、工作安全性、工作環境、年收入對數、是否吸煙以及是否喝酒。為了考察年齡—健康曲線是否存在倒U型特征，本文加入了年齡的平方項。在數據處理方面，對于對于性別變量，本文將男性賦值為1，女性賦值為0；對于受教育年限變量，本文將小學賦值為6年，初中賦值為9年，高中賦值為12年，大學賦值為16年，研究生及以上賦值為19年；對于體力勞動程度變量，本文將選項從不體力勞動賦值為1，很少體力勞動賦值為2，有時體力勞動賦值為3，經常體力勞動賦值為4；對于工作場所變量，本文將戶外賦值為1，室內賦值為0；對于工作安全性和工作環境變量，本文將非常不滿意賦值為1，不太滿意賦值為2，一般賦值為3，比較滿意賦值為4，非常滿意賦值為5；對于是否吸煙和是否喝酒變量，本文將吸煙賦值為1，喝酒也賦值為1，不吸煙賦值為0，不喝酒也賦值為0。以上變量的描述性統計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計分析

四、實證分析

(一)非正規就業與居民健康:有序Probit結果

本文利用stata軟件對全樣本進行有序Probit回歸，同時還匯報了各個解釋變量取其均值時對居民健康狀況的邊際影響。具體回歸結果見表2。

表2 非正規就業與居民健康:有序Probit結果

由表2得出以下結論:

第一，在控制變量不變的條件下，核心解釋變量非正規就業對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為負，這表明，非正規就業是影響居民健康狀況的重要因素，如果居民從事非正規就業，那么他們的健康狀況會顯著降低。詳細來說，如果居民從事非正規就業，將會使居民感覺“非常不健康”、“比較不健康”和“一般”的概率分別上升0.9%、1.3%和4.3%，同時讓居民感覺“比較健康”、“非常健康”的概率分別下降1.7%和4.8%。因此，為了提高居民健康狀況，降低非正規就業給居民帶來的健康狀況損失，促進社會經濟中勞動力供給的健康可持續性發展，勞動力市場正規化是有必要的。

第二，性別變量對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為正，這表明男性的健康狀況比女性健康狀況相對較好。年齡變量的系數顯著為正，年齡平方變量的系數顯著為負，這表明年齡與健康狀況呈現顯著的倒U形關系，即在一定的年齡拐點之前，居民健康狀況隨著年齡的增加而變好，而超過年齡拐點之后，居民健康狀況隨著年齡增加而變差。受教育年限變量對居民健康狀況的影響在5%統計意義上顯著為正，這與胡安寧(2012)[17]得到的結論一致，即教育對城鄉居民健康具有顯著正向影響。

第三，周工作時間變量對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為負，周工作時間越長，居民的健康狀況也將會變得越差，這與命題3的結論是一致的。由于每個人可支配的時間是固定的，因而用于工作和用于提高健康的時間成反向關系，如果周工作時間增加則會減少用于提升健康的時間，這會顯著降低居民的健康狀況。與正規就業人群相比，非正規就業人群的工作時間相對更長，因此，非正規就業人群的身體健康狀況相對更差，這也是非正規就業對居民健康狀況影響顯著為負的原因之一。體力勞動程度變量對居民健康狀況影響也是在1%統計意義上顯著為負。顯然，體力勞動程度越大，居民健康損失也會越大。工作場所對居民健康狀況的影響在5%統計意義上顯著為負，這表明戶外工作的居民健康狀況顯著劣于室內工作的居民。工作安全性對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為正，這表明工作越安全，居民健康狀況越好，工作越不安全，居民健康狀況越差。工作環境變量對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為正，這表明工作環境越好，居民健康狀況也會提升。這與命題2的結論是一致的。工作環境與居民健康的折舊率密切相關，工作環境越好，居民健康折舊率相對越小；相反，如果工作環境越差，居民的健康折舊率也會越大，從而居民健康損失也會增加。年收入對數變量在1%統計意義上顯著提升了居民的健康狀況，居民擁有較高的收入是提升他們健康狀況的重要經濟來源，因此，收入是影響居民健康的重要因素，支持了命題1。吸煙喝酒都在5%統計意義上顯著降低了居民的健康狀況，而且吸煙對居民健康狀況的危害更大。

(二)非正規就業與居民健康:IV有序Probit結果

表2中的回歸結果表明，非正規就業顯著降低了居民健康狀況。但是，非正規就業和居民健康狀況之間可能存在內生性問題，即健康狀況越差的人從事非正規就業的可能性更大。此時，需要尋找非正規就業的工具變量來解決內生性問題，以檢驗表2中的結果是否穩健。本文利用省級養老保險覆蓋率作為非正規就業的工具變量，主要原因是養老保險覆蓋率越高的地方，勞動保護執行情況越好，勞動者從事非正規就業的可能性越小。過度識別檢驗的P值為0.703，故接受原假設，認為工具變量為外生的。同時第一階段回歸的F統計量為92.031，遠遠超過了經驗切割點10，這表明工具變量不是非正規就業的弱工具變量。工具變量有序Probit回歸結果見表3。

表3 非正規就業與居民健康:IV有序Probit結果

受教育年齡0.016??是否吸煙－0.103??(0.008) (0.048)周工作時間－0.021??是否喝酒－0.092??(0.010) (0.043)體力勞動程度－0.019???(0.006)觀測值3，575

表3顯示，第一階段回歸結果中的省級養老保險覆蓋率對非正規就業的影響在5%統計意義上顯著為負，符合前文的分析。第二結果回歸結果中的非正規就業變量系數在1%統計意義上顯著為負，這表明非正規就業是影響居民健康狀況的重要因素，如果居民從事非正規就業，那么他們的健康狀況會顯著降低，支持了表2的結論。同時其他變量的回歸系數符號與表2結果也是一致的，本文不再詳細敘述。

(三)性別和工作場所分樣本回歸結果

前文的分析是將所有的樣本放在一起進行的有序Probit回歸，因而得到的結論是非正規就業對所有居民健康狀況的一個平均效應。接下來，本文按照性別和工作場所將全樣本分為男性樣本和女性樣本、室內工作和戶外工作樣本，進一步分析非正規就業對不同群體居民健康狀況影響是否存在差異。性別和工作場所分樣本具體回歸結果見表4。

表4 性別和工作場所分樣本回歸結果

是否吸煙－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)觀測值2，063 1，512 2，535 1，040

由表4得出以下結論:

第一，性別分樣本回歸結果表明，非正規就業對男性居民和女性居民健康狀況的影響分別在5%和1%統計意義上顯著為負，而且非正規就業對女性居民健康狀況的損失大于男性居民。工作場所分樣本回歸結果表明，非正規就業對室內工作和戶外工作居民的健康狀況影響也是顯著為負的，而且非正規就業對戶外工作居民健康狀況的損失大于室內工作居民。

第二，無論是性別分樣本還是工作場所分樣本，回歸結果中的年齡與居民健康狀況的關系與全樣本回歸結果是一致的，即年齡與健康狀況呈現顯著的倒U形關系，即在一定的年齡拐點之前，居民健康狀況隨著年齡的增加而變好，而超過年齡拐點之后，居民健康狀況隨著年齡增加而變差，這種倒U形關系與性別和工作場所沒有關系。受教育年限變量對女性居民健康狀況影響是顯著的，而且大于對男性居民健康狀況的影響，同時受教育年限變量對戶外工作的居民健康狀況影響大于室內工作居民，這表明女性居民和戶外工作居民增加自身受教育年限可以提升自身健康狀況。

第三，無論是男性還是女性，室內工作者還是戶外工作者，周工作時間、體力勞動程度、是否吸煙和是否喝酒變量對居民健康狀況影響都是顯著為負的，即增加周工作時間和體力勞動程度顯著降低了居民健康狀況，但是周工作時間和體力勞動程度變量對女性居民健康狀況的損失大于男性居民，對戶外工作者健康狀況的損失大于室內工作者，同時吸煙和喝酒對女性和戶外工作者的健康狀況損失同樣是最大的。分樣本回歸結果中的工作安全性、工作環境以及年收入對數變量對居民健康狀況的影響與全樣本回歸結果也是一致的，即工作安全性和工作環境越好，收入越高，那么居民健康狀況越好。

(四)地區分樣本回歸結果

為了進一步考察非正規就業對不同地區居民健康狀況的影響是否存在差異，本文將全樣本分為東部地區、中部地區和西部地區。地區分樣本回歸結果見表5。

表5 地區分樣本回歸結果

周工作時間－0.011??－0.009??－0.006??(0.005) (0.004) (0.003)體力勞動程度－0.045?－0.015??－0.034??(0.024) (0.007) (0.017)工作場所－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)工作環境0.125???0.135??0.234???(0.036) (0.067) (0.062)年收入對數0.091??0.138???0.063???(0.039) (0.052) (0.006)是否吸煙－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)觀測值2，123 668 784

由表5得出以下結論:

第一，非正規就業對東部地區、中部地區和西部地區居民健康狀況的影響都在統計意義上顯著為負，而且由東到西，非正規就業對居民健康狀況的損失逐漸增大。一個可能的解釋是，東部地區的勞動保護程度和醫療條件顯著優于中西部地區。同樣是非正規就業者，由于東部地區的社會保障相對健全，醫療服務水平較高，那么居民的健康狀況也會相對較好，而中西部地區的勞動保護程度和醫療條件相對較差，尤其是西部地區，那么從事非正規就業對居民健康狀況的損失會顯著增加。

第二，無論是東部地區居民還是中西部地區居民，男性居民健康狀況比女性居民健康狀況相對較好。地區分樣本回歸結果中的年齡與居民健康狀況的關系與全樣本回歸結果是一致的，即年齡與健康狀況呈現顯著的倒U形關系，即在一定的年齡拐點之前，居民健康狀況隨著年齡的增加而變好，而超過年齡拐點之后，居民健康狀況隨著年齡增加而變差，這種倒U形關系與地區沒有關系。受教育年限變量對西部地區居民健康狀況的影響大于東部和中部地區居民，這表明西部地區居民增加自身受教育年限對自身健康狀況的提升程度顯著大于東部和中部地區居民。

第三，無論是東部地區還是中西部地區，周工作時間、體力勞動程度、是否吸煙和是否喝酒變量對居民健康狀況影響都是顯著為負的，即增加周工作時間和體力勞動程度，吸煙以及喝酒都會顯著降低了居民健康狀況。地區分樣本回歸結果中的工作安全性、工作環境以及年收入對數變量對居民健康狀況的影響與全樣本回歸結果也是一致的，即工作安全性和工作環境越好，收入越高，那么居民健康狀況越好。

五、結論及政策建議

本文使用CLDS(2012)數據定量檢驗了非正規就業對居民健康的影響，同時本文按照性別、工作場所和地區將全樣本分為男性樣本、女性樣本、室內工作樣本、戶外工作樣本、東部地區、中部地區、西部地區共7個分樣本，進一步分析了非正規就業對不同群體居民健康狀況影響是否存在差異。本文研究發現了以下三條重要結論:

第一，非正規就業對居民健康狀況的影響在1%統計意義上顯著為負，這表明，非正規就業是影響居民健康狀況的重要因素，如果居民從事非正規就業，那么他們的健康狀況會顯著降低。非正規就業對男性居民、女性居民、室內工作者和戶外工作者健康狀況的影響在統計意義上顯著為負，但是非正規就業對女性居民健康狀況的損失大于男性，對戶外工作者健康狀況的損失大于室內工作者。非正規就業對東部地區居民以及中西部地區居民健康狀況的影響也是顯著為負的，而且由東到西，非正規就業對居民健康損失逐漸增大。

第二，年齡與健康狀況呈現顯著的倒U形關系，即在一定的年齡拐點之前，居民健康狀況隨著年齡的增加而變好，而超過年齡拐點之后，居民健康狀況隨著年齡增加而變差。周工作時間、體力勞動程度、工作場所以及吸煙喝酒顯著降低了居民健康狀況，而且對女性居民和戶外工作者的健康損失更大。安全的工作、良好的工作環境以及較高的收入會顯著提升居民健康狀況。

第三，受教育年限變量對女性居民健康狀況影響是顯著的，而且大于對男性居民健康狀況的影響，同時受教育年限變量對西部地區居民健康狀況的影響大于東部和中部地區居民，這表明女性居民和西部地區居民增加自身受教育年限可以顯著提升健康狀況。

因此，為了提升居民健康狀況，降低非正規就業給居民帶來的健康狀況損失，促進社會經濟中勞動力供給的健康可持續性發展，中央和地方政府應該重點考慮以下幾個方面:首先，消除城鄉、行業、身份和性別等一切影響平等就業的制度障礙和就業歧視，努力促進勞動力市場正規化，使從事非正規就業的勞動者走向正規崗位。其次，努力做好女性居民、中西部地區居民、收入較低的居民以及在戶外工作的居民的健康保護工作，降低非正規就業給他們帶來的健康損失。最后，抓好教育公平，提升西部地區教師隊伍整體素質，精準幫扶困難群體，全面提升女性和西部地區教育質量。總之，努力提升中國居民身體健康狀況，讓廣大勞動者擁有更健康的身體，過上更美好的生活，為中國經濟的可持續發展，并最終實現中國夢奠定堅實的基石。

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[責任編輯:曉 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，山東聊城人，博士研究生，東北財經大學經濟學院，主要從事勞動經濟學研究；劉翠花(1991—)，女，山東萊蕪人，博士研究生，東北財經大學經濟學院，主要從事勞動經濟學研究。

本文為國家社會科學基金項目“大學畢業生就業質量與政策研究”(項目編號:14BSH107)、遼寧省社科規劃基金項目“遼寧省青年就業狀況研究—關于就業質量的實證研究”(項目編號:L13ASH001)的研究成果。