流動(dòng)人口水與環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等研究

王學(xué)淵，沈士靜，武貝貝

(浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

1 引言

清潔的飲用水與環(huán)境衛(wèi)生是保障人們健康生活的關(guān)鍵，人人普遍和公平地獲取到安全的飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施是聯(lián)合國(guó)2030可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的主要目標(biāo)之一。改革開放以來，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力逐漸向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，中國(guó)流動(dòng)人口規(guī)模擴(kuò)大了10余倍，由1982年的0.211億人到2017年的2.445億人，占總?cè)丝诘谋壤咏?/5[1]。流動(dòng)人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生獲取狀況決定著他們的生活質(zhì)量。然而，由于戶籍制度的二元特性和區(qū)域差異，流動(dòng)人口往往不能獲得與本地戶籍人口同等的基本公共服務(wù)。Wang 等基于北京和上海“城中村”的實(shí)地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代樣本地區(qū)流動(dòng)人口的自來水、衛(wèi)生廁所等設(shè)施缺乏，90%以上的北京“城中村”居民缺乏必要的衛(wèi)生設(shè)施[2]。毛豐付等利用杭州市內(nèi)四區(qū)近400份外來務(wù)工人員調(diào)查數(shù)據(jù)的研究表明，樣本流動(dòng)人口可以獲取到自來水的比例為97.2%，能夠使用獨(dú)立衛(wèi)生間的比例為77.0%[3]。張斐等研究顯示2004年北京市僅有約30%的流動(dòng)人口可以使用自來水，12%的流動(dòng)人口能夠使用衛(wèi)生廁所[4]。楊肖麗等基于遼寧省農(nóng)民工調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，中青年農(nóng)民工樣本對(duì)居住設(shè)施中自來水和衛(wèi)生廁所的擁有率顯著高于老年農(nóng)民工樣本[5]。

已有文獻(xiàn)更多地側(cè)重于利用差異指數(shù)和集中系數(shù)等方法探討中國(guó)區(qū)域間飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施分布的公平性或居民間安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施可獲得性的差異。王小軍等利用基尼系數(shù)法分析我國(guó)1980～2005年農(nóng)村和城鎮(zhèn)生活用水公平狀況，研究結(jié)果表明中國(guó)居民生活用水基尼系數(shù)在1980～2000年間有增高趨勢(shì)，但總體變化不大，用水公平性較好[6]。張志果等對(duì)我國(guó)1998～2007年不同收入階層城鎮(zhèn)居民的用水公平性進(jìn)行評(píng)價(jià)，結(jié)果顯示中國(guó)城鎮(zhèn)居民家庭用水總體較為公平，但是不平等程度在增加[7]。Li等(2015)基于2013年中國(guó)三省24個(gè)村莊的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，使用集中指數(shù)法的分析表明中國(guó)農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境衛(wèi)生公平性良好[8]。

中國(guó)流動(dòng)人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)均等化程度如何？目前還缺乏對(duì)這一問題的深入研究和探討。本文擬基于2011年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，采用人類機(jī)會(huì)指數(shù)(Human Opportunity Index，簡(jiǎn)稱為HOI)方法測(cè)度流動(dòng)人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)不平等程度，并運(yùn)用Shapley分解方法考察安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)不平等的具體影響因素，以期中國(guó)城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化戰(zhàn)略的實(shí)施提供流動(dòng)人口視角的經(jīng)驗(yàn)信息。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 方法說明

考慮描述流動(dòng)人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取狀況的變量數(shù)據(jù)主要是二分類離散類型，參照Barros等和Prieto等的研究[9，10]，本文選擇利用人類機(jī)會(huì)指數(shù)(HOI)測(cè)度機(jī)會(huì)不平等程度，進(jìn)一步采取Shapley分解方法分析決定機(jī)會(huì)不平等的關(guān)鍵因素。

在模型中，將流動(dòng)人口個(gè)體是否能夠獲取到安全的飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施定義為虛擬變量，能夠獲取為1，不能夠獲取為0。構(gòu)建Logit回歸模型，如公式(1)所示，I為代表獲取機(jī)會(huì)的虛擬變量，X表示決定I的x1、x2、x3、…、xm等n個(gè)環(huán)境變量，待估參數(shù)為βk。

(1)

(2)

然后計(jì)算總體的機(jī)會(huì)覆蓋率和相異性指數(shù)，這里為樣本權(quán)重。

(3)

測(cè)度流動(dòng)人口安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)不平等程度的HOI的表達(dá)式為：

HOI=C×(1-D)

(4)

進(jìn)一步采用Shapley分解方法探討流動(dòng)人口安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)不平等的原因。Hoyos和Narayan指出一個(gè)新的環(huán)境變量加入其它環(huán)境變量所組成的集合而導(dǎo)致的不平等程度的變化取決于不同環(huán)境變量的集合序列[11]。新的環(huán)境變量對(duì)不平等程度的貢獻(xiàn)可以由所有可能集合序列帶來的不平等程度的平均變化來衡量[12]。環(huán)境變量x被加入到環(huán)境變量子集S而導(dǎo)致的差異指數(shù)變化如公式(5)所示。

(5)

這里，X代表所有k個(gè)環(huán)境變量組成的集合，S為不包含環(huán)境變量x的子集，但，D(S)為環(huán)境變量子集S估計(jì)的相異性指數(shù)，是S和x合集估計(jì)的相異性指數(shù)。那么，環(huán)境變量x對(duì)HOI的貢獻(xiàn)率可以定義為[12]：

(6)

公式(6)必須在所有環(huán)境變量對(duì)機(jī)會(huì)不平等的貢獻(xiàn)率總和為100%的條件下成立。特別指出的是，Shapley分解并不能揭示環(huán)境變量與HOI間的因果關(guān)系，而主要探討相對(duì)重要的關(guān)聯(lián)性，這也避免了環(huán)境變量間可能存在的多重共線性問題對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響[12]。

2.2 數(shù)據(jù)說明

考慮研究對(duì)象和核心變量指標(biāo)的可獲得性，本文選擇使用2011年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)[數(shù)據(jù)網(wǎng)址：http://www.chinaldrk.org.cn]。該數(shù)據(jù)調(diào)查對(duì)象為年齡16～60歲非本地戶口且在本地居住1個(gè)月以上的流動(dòng)人口，總樣本量達(dá)128000，覆蓋全國(guó)31個(gè)省(市、自治區(qū))的106個(gè)城市。其中，城鎮(zhèn)戶籍流動(dòng)人口樣本約為19410，農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口樣本約為108590。流動(dòng)人口安全飲用水獲取狀況用“是否能夠使用自來水”這一指標(biāo)衡量；環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取狀況用“是否能夠使用衛(wèi)生廁所”這一指標(biāo)衡量。決定流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取狀況的環(huán)境變量主要分為三類：一是個(gè)人特征變量，包括：性別、年齡、婚姻狀況、受教育程度、職業(yè)和工作強(qiáng)度等；二是家庭特征變量，包括家庭總收入和家庭人口數(shù)等；三是社會(huì)特征變量，由戶籍狀況來衡量。各變量的具體定義及統(tǒng)計(jì)特征詳見表1。

表1 變量定義及統(tǒng)計(jì)描述特征

3 結(jié)果分析

3.1 機(jī)會(huì)不平等測(cè)度

表2顯示的是不同地區(qū)和戶籍流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)HOI測(cè)度結(jié)果。本文將流動(dòng)人口流入地分別按照地理特征和城市經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征進(jìn)行分類：一類是東部、中部和西部地區(qū)[按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的劃分標(biāo)準(zhǔn)：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省(市)；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個(gè)省；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個(gè)省(市、自治區(qū))]，另一類是一線、二線、三線、四線城市(一線、二線、三線、四線城市的具體劃分詳見百度百科https://baike.baidu.com)。由表2可知，總體來看，全國(guó)流動(dòng)人口安全飲用水獲取機(jī)會(huì)平等狀況好于衛(wèi)生設(shè)施，安全飲用水HOI達(dá)到92.27%，比衛(wèi)生設(shè)施HOI高20%。

表2 不同地區(qū)和戶籍流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI測(cè)度結(jié)果 %

從區(qū)域角度來看，東、中部地區(qū)流動(dòng)人口安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)平等狀況遠(yuǎn)好于西部地區(qū)；西部地區(qū)的自來水與衛(wèi)生設(shè)施間HOI差異最大，高達(dá)27%；西部地區(qū)的自來水與衛(wèi)生設(shè)施可及HOI值差異最小，約為19%。一線、二線、三線、四線城市中，一線和二線城市流動(dòng)人口安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)平等狀況最好，四線城市最差；三線城市自來水與衛(wèi)生設(shè)施間HOI差異最小，約為21%；四線城市自來水與衛(wèi)生設(shè)施間HOI差異最大，約為26%。城鎮(zhèn)戶籍樣本分地區(qū)比較結(jié)果顯示，與東、西部地區(qū)相比，中部地區(qū)城鎮(zhèn)戶籍流動(dòng)人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異最大，為16%；與一、二、三線城市相比，四線城市城鎮(zhèn)戶籍流動(dòng)人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異最大，也為16%。農(nóng)村戶籍樣本分地區(qū)比較結(jié)果顯示，與東、中部地區(qū)相比，西部地區(qū)農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異最大，高達(dá)29%；一、二、三、四線城市相比，四線城市農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異最大，約為28%，一線城市農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異也較大，約為24%。

從戶籍角度來看，城鎮(zhèn)戶籍流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI遠(yuǎn)高于農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口，總體樣本安全飲用水HOI戶籍間差距約為4%，總體樣本衛(wèi)生設(shè)施HOI戶籍間差距約為16%。東、中、西地區(qū)比較結(jié)果顯示，西部地區(qū)的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI戶籍間差異最大，環(huán)境衛(wèi)生HOI戶籍間差距高達(dá)24%；東部地區(qū)的安全飲用水HOI戶籍間差距最小，約為3%；中部地區(qū)衛(wèi)生設(shè)施HOI戶籍間差距最小，為11%。一線、二線、三線、四線城市比較結(jié)果顯示，二線城市安全飲用水HOI戶籍間差距最小，在2%左右；四線城市安全飲用水HIO戶籍間差異最大，約為6%；二線城市衛(wèi)生設(shè)施HOI戶籍間差距最小，為10%；一線城市衛(wèi)生設(shè)施HOI戶籍間差距最大，為18%；二線和三線城市衛(wèi)生設(shè)施HOI戶籍間差距與一線城市差別不大，分別為16%和17.5%。

不同地區(qū)分人口特征流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI測(cè)度結(jié)果如表3所示。總體來看，女性流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況要好于男性，安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI的性別間差別不大，在2%左右；16～30歲流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI明顯高于其它年齡分類，46～60歲流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況最差，安全飲用水HOI年齡組別間差異最大為4%，環(huán)境衛(wèi)生HOI年齡間組別差異最大為12%。分東、中、西區(qū)域比較，三類地區(qū)流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI的性別間差別都不大，同樣也在2%左右；中部地區(qū)流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)平等狀況的年齡組別差異最大，分別為6%和16%。分一線、二線、三線、四線城市比較，男性與女性流動(dòng)人口間的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI差異微小，僅在1%左右；三線城市流動(dòng)人口安全飲用水HOI年齡組別差異最大，約為4%；二線城市流動(dòng)人口環(huán)境衛(wèi)生HOI年齡組別差異最大，約為15%。分戶籍比較，與城鎮(zhèn)戶籍流動(dòng)人口相比，農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI性別差異和年齡組別差異更大，農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI性別差異分別為2%和3%、年齡組別差異分別為5%和13%。

表3 不同地區(qū)分人口特征流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI測(cè)度結(jié)果 %

3.2 機(jī)會(huì)不平等分解

表4顯示了流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI的Shapley分解結(jié)果。總體來看，流動(dòng)人口受教育程度、家庭收入和職業(yè)類型對(duì)其安全飲用水獲取機(jī)會(huì)不平等貢獻(xiàn)最大，3個(gè)變量的貢獻(xiàn)率之和約為60%；流動(dòng)人口受教育程度、職業(yè)類型和戶籍對(duì)衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等貢獻(xiàn)最大，其中受教育程度的貢獻(xiàn)率超過30%。分性別來看，男性流動(dòng)人口安全飲用水獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受教育程度、職業(yè)類型和家庭收入，3個(gè)變量的貢獻(xiàn)率之和接近70%；女性流動(dòng)人口安全飲用水獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于工作強(qiáng)度和家庭收入，這2個(gè)變量的貢獻(xiàn)率之和超過50%；男性流動(dòng)人口環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受教育程度、職業(yè)類型，二者貢獻(xiàn)率之和也超過50%，戶籍和家庭收入的貢獻(xiàn)率也在11%以上；女性流動(dòng)人口環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于職業(yè)類型、工作強(qiáng)度、家庭收入和教育程度，這四個(gè)變量的貢獻(xiàn)率之和超過85%。對(duì)于16～30歲流動(dòng)人口群體，安全飲用水獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受教育程度、工作強(qiáng)度和家庭收入，三者貢獻(xiàn)率之和接近60%；衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受教育程度，貢獻(xiàn)率接近40%。對(duì)于31～45歲流動(dòng)人口群體，安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等都主要來源于受教育程度、職業(yè)類型和家庭收入，三者貢獻(xiàn)率之和接近70%。對(duì)于46～60歲流動(dòng)人口群體，安全飲用水獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受工作強(qiáng)度和家庭收入，二者貢獻(xiàn)率之和超過50%；衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等主要來源于受家庭收入、受教育程度、職業(yè)類型和工作強(qiáng)度，四者貢獻(xiàn)率之和接近80%。

4 研究結(jié)論

基于2011年中國(guó)流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)，本文選取“自來水和衛(wèi)生廁所是否可及”作為流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施可獲取性的衡量指標(biāo)，采取人類機(jī)會(huì)指數(shù)HOI測(cè)度流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等狀況，進(jìn)一步對(duì)測(cè)度結(jié)果進(jìn)行Shapley分解以分析個(gè)人特征、家庭特征和社會(huì)特征等變量對(duì)流動(dòng)人口公共服務(wù)獲取機(jī)會(huì)不平等的具體影響。本文得出如下研究結(jié)論。

(1)中國(guó)流動(dòng)人口安全飲用水獲取機(jī)會(huì)平等程度較好，衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等狀況的改善空間較大，東、中部地區(qū)和一、二線城市的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況明顯好于西部地區(qū)和三、四線城市。

(2)農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況顯著差于城鎮(zhèn)地區(qū)，西部地區(qū)和四線城市的農(nóng)村戶籍流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)不平等狀況最為嚴(yán)重。

(3)與女性相比，男性流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況更差；與16～30歲和31～45歲流動(dòng)人口相比，46～60歲流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機(jī)會(huì)平等狀況更差，中部地區(qū)和二線城市流動(dòng)人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)平等狀況的年齡組別差異更大。

(4)無論是總體樣本，還是分性別和年齡組別樣本，流動(dòng)人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機(jī)會(huì)不平等都主要來源于教育程度、家庭收入、職業(yè)類型和工作強(qiáng)度等環(huán)境變量，其中教育程度和家庭收入的貢獻(xiàn)率最大。