疫情之下基于健康視角的農村進城務工人員收入回報與提升研究*

姚 嘉，馮履冰

（ 1.浙江理工大學 經濟管理學院，浙江 杭州 310018；2．浙江大學 公共管理學院，浙江 杭州 310058 ）

一、引言

新型城鎮化進程中，縮小城鎮勞動力市場中的城鎮職工與農村進城務工人員之間的收入差距，提高農村進城務工人員的收入回報，促進進城務工人員實現“人的城鎮化”，一直是社會工作的焦點問題，受到社會各界的普遍關注。已有關于城鄉勞動力在城鎮勞動力市場中收入回報差距的研究認為，造成城鎮職工和農村進城務工人員之間收入差距的主要原因除了由勞動力市場分割導致的歧視[1-6]以外，兩類勞動者之間的人力資本差異也是重要影響因素[7-11]。但是，多數以人力資本差異視角解釋收入差距的研究都把人力資本的概念局限于教育投資獲得的知識和文化積累，以及工作經驗增加和技術提升，忽視了健康作為另一種同樣重要的人力資本所產生的影響。這樣的處理方式難免會高估教育、技能投資的作用，影響對健康作用的客觀評價以及與健康相關的社會工作的開展，更可能阻礙城鄉收入差距的進一步改善。

此次席卷全球的新冠肺炎疫情，使得健康的重要性再次受到社會各界的關注。疫情使更多人意識到，健康不僅是個體勞動者人力資本發揮作用的重要基石，也是支撐并影響國家和地區社會經濟發展的重要保障。根據調查，大多數農民進城務工前后從未做過健康體檢，一般小病小痛能忍則忍，忍不了才去醫院，而這時往往需要花費較多的醫療費用，并且可報銷比例較低，甚至因為城鄉醫療保障制度的區隔需要自己承擔醫療費，進而導致其進城工作收入不但沒提高、反而因為城里看病花銷大而陷入經濟困境。健康問題在很大程度上會影響農村進城務工人員的收入回報水平。此次疫情的大面積暴發，很大原因也在于城鄉間流動人口的健康狀況未被實時監測和掌控，大規模的人口流動導致了疫情的快速擴散和傳播。因此，疫情之下，探討健康對進城務工人員收入回報的影響，分析城鎮勞動力市場中城鎮勞動力與農村勞動力的健康收入回報差距不僅具有重要的理論意義，而且對維持和改善農村進城務工人員健康工作具有重要的現實意義。此外，還可為疫情之后，有關部門提高農村進城務工人員收入回報，促進農村進城務工人員實現新型城鎮化提供基于健康改善視角的可行政策路徑。

事實上，健康與教育一樣，是人力資本不可或缺的組成部分，它作為其他一切人力資本的載體，是個體人力資本發揮作用的基石。早在20世紀60年代，Schultz就已經闡明，健康投資是人力資本投資的重要內容之一[12]。國外學者關于健康對收入影響的研究已取得了不少成果[13-17]，他們的研究結論大多有力地支持了健康在收入和就業方面的積極促進作用。相比教育，由于健康相對不可測量等原因，早期國內該領域的研究相對較少[18-19]。隨著社會的發展，越來越多學者關注到健康的重要性，對農村進城務工人員的健康權益進行了進一步探討[20-23]。但是已有研究少有嘗試探討健康對于農村進城務工人員和城鎮職工這兩類雖同處于城鎮勞動力市場，卻異質性較強的群體可能存在的影響差異。

綜上，本研究試圖在該領域作進一步開拓，重點關注健康作為同樣重要的人力資本，對農村進城務工人員、城鎮職工兩類群體的收入影響方式及差異，并基于大樣本調查數據，采用實證統計分析和計量分析的方法，分析健康對農村進城務工人員的影響和作用，以期為縮小城鄉收入差距提供更為豐富和全面的信息，挖掘健康和社會保障相關的社會工作對農村進城務工人員在城鎮勞動力市場中實現穩定就業、改善收入的重要意義。基于此，研究提出以下假設：

假設1：健康對農村進城務工人員和城鎮職工的收入水平均存在促進作用。

假設2：健康對農村進城務工人員和城鎮職工的影響方式并不相同。

假設3：對于農村進城務工人員而言，健康是比教育更為重要的人力資本。

二、數據和研究方法

（一）數據

研究基于中國綜合社會調查（CGSS）2017年的數據，分析農村進城務工人員的健康收入回報及其與城鎮職工的差距，調查年份總樣本量為12,582個。CGSS調查始于2003年，它系統全面地收集了社會、社區、家庭、個人等多個層次的數據，是我國最早的全國性、綜合性、連續性學術調查項目。由于本研究的對象為城鎮勞動力市場的勞動者，故刪去農村樣本部分。同時，保留“目前戶口登記狀態”為“非農業戶口”，且“目前從事非農工作”的個體為本研究的城鎮職工樣本；保留“目前戶口登記狀態”為“農業戶口”，且“目前從事非農工作”的個體為農村進城務工人員樣本。進一步剔除相關變量的空缺值及異常值，最終得到樣本總量為2928個，其中，城鎮職工1976個，農村進城務工人員952個。

本研究的核心變量“健康”來自問卷中“您覺得您目前的身體健康狀況是：1=很不健康，2=比較不健康，3=一般，4=比較健康，5=很健康”這一題項，研究將其重新歸類為二分類變量“0=不健康”“1=健康”，其中“比較健康”和“很健康”均屬于“健康”，其余則為“不健康”（考慮到回答“一般”的個體往往是覺得自己身體或多或少有恙，或者并不是很好，因此將其歸為“不健康”）。

（二）研究方法

根據研究目標，首先，通過最小二乘回歸方法（OLS）檢驗健康對城鄉勞動者收入水平的影響；其次，考慮到模型可能存在的內生性問題，研究嘗試尋找合適的代理變量進行模型的改進和優化；最后，利用分位數回歸方法進一步探討健康影響兩類勞動者收入水平的具體方式及差異。

1.最小二乘回歸估計

研究首先利用最小二乘回歸方法對健康影響兩類勞動者收入水平的效應進行初步檢驗。之所以將農村進城務工人員和城鎮職工樣本分開進行估計，是因為我國經濟社會長期以來存在的特殊二元特征，使得兩類勞動者的成長環境、生活環境、文化觀念等差異巨大，研究推斷兩類勞動者收入方程的各項系數，包括截距項，都存在明顯的城鄉差異。具體模型如下：

其中，下標i代表城鎮職工（u）或農村進城務工人員（r），j代表城鎮職工或農村進城務工人員中第j個勞動者；lny表示勞動者2017年全年勞動收入的自然對數；α是常數項；health代表勞動者的健康狀況，β為健康的邊際效應；xn代表一系列影響收入水平的其他控制變量，包括性別、教育年限、婚姻狀況、工作經驗①本研究的工作經驗數據來自中國綜合社會調查中“從您第一份非農工作到您最近那份非農工作，您一共工作了多少年”一題的回答。研究認為，大部分勞動者從第一份非農工作到目前所從事的非農工作，其工作內容和性質應有較大的聯系，因此可以滿足研究需要。、中共黨員身份、工作單位性質、地理位置等，γn為控制變量的相應系數；ε為誤差項。

2.模型內生性處理

遺漏一些不可觀測的因素往往會導致模型的內生性問題，影響研究對健康效應的準確觀察。眾所周知，家庭財富會通過影響勞動供給等渠道影響勞動者的收入水平。家庭財富相對更多的家庭，也會更愿意對健康進行相應投資，如購買保健品、健身消費等，進而提升健康水平，并間接地影響收入；與此同時，勞動者又會因為家庭財富的積累而逐漸增加整個家庭包括自己對健康的投資，比如采取更為健康的生活方式等。因此，如果遺漏“家庭財富”因素，將必然有cov(health,ε)≠0，從而導致模型內生性問題。

有鑒于此，本研究嘗試尋找合適的代理變量來指代家庭財富的累計水平，試圖在一定程度上緩解因家庭財富不易觀測而導致的模型內生性問題。具體而言，根據研究數據的條件，選用“家庭房產數”和“是否擁有小汽車”兩個指標共同指代家庭財富水平。

3.分位數回歸

均值回歸能夠帶來的信息畢竟有限，本研究進一步嘗試利用分位數回歸的方法探究健康影響勞動者收入的具體方式，同時，還將特別考察健康對農村進城務工人員和城鎮職工這兩類異質性群體的影響差異所在。研究建立的分位數回歸模型如下：

其中，下標i表示農村進城務工人員（n）和城鎮職工（c）；lny表示勞動者2017年全年勞動收入的自然對數；Z表示（1）式中包含健康在內的影響收入水平的一系列因素；Quantθ(lnyi|Zi)表示在給定Z的情況下，lny對應分位點θ（0＜θ＜1）的條件分位數估計值；αθ和σθ分別表示分位數回歸估計中對應θ分位點的參數估計值；εθ為對應不同分位點θ下的殘差項。

三、實證分析

（一）描述性統計分析

農村進城務工人員和城鎮職工的基本統計信息如表1所示。從整體上看，農村進城務工人員在與城鎮職工的各項數據對比中均處于明顯的劣勢。人均年收入方面，農村進城務工人員比城鎮職工低了將近1萬元，僅相當于城鎮職工收入水平的75%左右，差距較大。勞動者基本特征方面，城鎮職工不論是在性別比例還是婚姻狀況上都要優于農村進城務工人員，顯得更加平衡、和諧。但在年齡方面，農村進城務工人員37.54歲的平均年齡較城鎮職工的40.44歲相對年輕，這也和農村進城務工人員隊伍年輕化的現實結構特征相符。教育年限方面，農村進城務工人員僅9.86年的平均年限意味著大部分農村進城務工人員的受教育程度很有可能停留在初中及以下，而城鎮職工的相應數據則高出了近3年，意味著大部分城鎮職工都順利完成了高中教育。在是否為中共黨員這一指標上，兩類勞動者也呈現出了較大的分化，農村進城務工人員群體中僅有8.51%是黨員，而城鎮職工的這一比例則是農村進城務工人員的近2.5倍。由于城鎮職工整體的收入水平明顯好于農村進城務工人員，且城市的醫療保障體系和醫療資源相對于農村更為完善和全面，因此，理論上說城鎮職工的健康狀況應好于農村進城務工人員。然而，結果卻出乎意料，在這一指標的對比中，農村進城務工人員的健康狀況不僅不輸于城鎮職工，反而明顯好于城鎮職工。農村進城務工人員中“健康”的比例達到75.21%，城鎮職工僅為72.52%?？赡艿慕忉屨缫延醒芯刻岢龅?，進入城鎮勞動力市場進行非農就業的農村人口已經過了一定程度的篩選，只有各項人力資本因素相對優秀的個體才能最終留下來，而這里的人力資本自然也包括了健康，尤其是對于更多從事體力勞動的農村進城務工人員而言。

表1 勞動者個人基本特征

工作情況方面，農村進城務工人員平均工作經驗為12.34年，明顯低于城鎮職工的17.89年，這也和農村進城務工人員整體年齡結構偏年輕化，加之農村進城務工人員在城鎮勞動力市場的工作往往不夠穩定、流動性較高等有關。在周工作時數的對比中，農村進城務工人員平均56.82小時的工作強度遠高于城鎮職工的47.66小時，再次說明農村進城務工人員在城鎮勞動力市場中還遠未受到與城鎮職工平等的對待，往往只能從事那些工作條件差、強度高的低端崗位工作。關于這一點，還可從兩類勞動者所處的工作單位類型分布中略見一斑，城鎮職工群體中將近50%分布在黨政機關/事業單位和國有企業/集體企業中，而農村進城務工人員這一比例不足16%。在家庭財富這一項，與預期一致，不論是小汽車的擁有比例，還是擁有房產數，城鎮職工的數據均明顯好于農村進城務工人員。此外，在樣本中，農村進城務工人員有46.32%處于東部城市，28.26%處于中部，還有25.42%處于西部，城鎮職工對應占比則分別為58.70%、24.70%、16.60%。

續表1 勞動者個人基本特征

（二）最小二乘法（OLS）及代理變量回歸結果

研究首先利用最小二乘回歸（OLS）對農村進城務工人員和城鎮職工的收入決定方程分別進行了估計?；貧w結果如表2模型（1）所示，研究的核心變量“健康”，不論是對農村進城務工人員還是城鎮職工的收入水平，均存在正向影響，即健康的勞動者獲得了更高的收入水平，且這一結果分別在5%和1%的水平上統計顯著，符合預期。驗證了假設1：健康對農村進城務工人員和城鎮職工的收入水平均存在促進作用。進一步比較，健康對農村進城務工人員收入的促進作用更為明顯，健康效應達到了13.54%①計算方法為：13.54%=(e0.127-1)×100%，下同。，高于城鎮職工的10.41%。結合上文，這一結果可能由以下兩個原因共同導致：（1）進入城鎮勞動力市場的農村勞動力經過了正向篩選，只有健康程度高的個體才能留下；（2）在城市務工的農村進城務工人員更多地從事依靠體力為主的工作，而這些工作本身又對健康的要求相對更高，也更能顯出健康的價值。

表2 OLS及代理變量回歸結果

其他影響變量研究結果與現有相關研究基本保持一致：（1）性別和教育年限對農村進城務工人員和城鎮職工的影響方式相似且都統計顯著。女性勞動者較男性勞動者處于弱勢地位，且女性農村進城務工人員受到不平等對待的程度更高一些；而教育年限的提高則對兩類勞動者的收入水平提升均有利，相比之下，城鎮職工受益的程度更高。（2）工作經驗對兩類勞動者的影響不僅方

向一致、均統計顯著，而且程度也相仿（農村進城務工人員系數為0.027，城鎮職工則為0.026）。這意味著工作經驗的增加對兩類勞動者收入水平都有著明顯的促進作用，同時工作經驗的影響還都呈現出了顯著的倒U型特征。（3）黨員身份對兩類勞動者的收入水平有正向影響，但均不顯著。（4）地區指標方面，相對于西部地區，東部地區由于整體經濟更為發達等原因，使得處于該地區的勞動者收入普遍顯著高于西部地區。稍令人意外的是，回歸結果顯示中部地區的兩類勞動者收入均低于西部地區，唯一不同的是農村進城務工人員的估計系數統計不顯著，而城鎮職工則在5%的水平上顯著。（5）已婚的農村進城務工人員收入可能更高，但不顯著；已婚的城鎮職工則收入更高，且統計顯著。（6）周工作時數對農村進城務工人員幾乎沒有影響，而對城鎮職工則令人意外地起到了負面影響，即周工作時數更高的城鎮職工收入卻更低，這一點可能反映了一級勞動力市場和二級勞動力市場上的工作時數的區別。（7）工作單位類型上，相對于私有部門的勞動者，處于國有部門對農村進城務工人員的收入沒有實質影響，但對城鎮職工而言，黨政機關/事業單位的勞動者收入顯著更低，國有企業/集體企業的勞動者收入則與私有部門不相上下。這說明在競爭相對充分的城鎮勞動力市場中，市場化改革正在朝著更好的方向發展，市場部門的競爭力正在逐漸增強。

續表2 OLS及代理變量回歸結果

傳統的最小二乘回歸（OLS）假定健康為嚴格外生，但正如上文研究設計中所說，如果遺漏了對“家庭財富”因素的考量，將會造成本研究所用模型中cov(health,ε)≠0，進而導致內生性問題。因此，在最小二乘回歸的模型基礎之上，研究選取了“是否擁有小汽車”和“家庭房產數”兩個代理變量來指代家庭財富狀況，以緩解最小二乘回歸模型中產生的內生性問題。回歸結果見表2中的模型（2）。研究發現，當考慮了家庭財富的影響之后，健康對兩類勞動者依然有著顯著的促進作用。其中農村進城務工人員的健康效應達到了15.72%，而城鎮職工則為9.86%，且均在1%的水平上統計顯著。研究還發現了一個有趣的現象，即在控制了家庭財富之后，健康對兩類勞動者的影響發生了截然相反的變化：農村進城務工人員的健康效應從最小二乘回歸模型的13.54%上升到了15.72%，反觀城鎮職工，則從10.41%下降到了9.86%。究其原因，筆者認為，對于整體收入水平普遍偏低的農村進城務工人員群體而言，家庭財富的多寡直接影響其外出務工的意愿和強度，即財富多的家庭其主要勞動力每年外出務工的時間很可能少于財富少的家庭的勞動力，由此導致那些財富多的家庭的勞動力，即便身體十分健康，但由于外出務工時間少而全年收入不高，這么一來，最小二乘回歸模型（OLS）在未考慮家庭財富導致的內生性問題下估計的健康效應自然會偏小。反觀城鎮職工群體，他們整體收入水平相對更高，家庭財富的影響可能更為復雜。一方面，如農村進城務工人員群體那般，家庭財富的多寡會影響家庭主要勞動力的工作強度，進而對全年收入水平造成影響；另一方面，家庭財富相對更多的家庭，也會更愿意對健康進行相應投資，進而促進健康狀況的改善，并間接地影響收入。而根據實證結果，對城鎮職工而言，似乎后者的效應更強，因此才會看到最小二乘回歸模型中，城鎮職工的健康效應被高估的現象。其他控制變量則基本維持了最小二乘回歸的結果，部分變量系數發生了微小變動，總體而言未有太大差異。

（三）分位數回歸結果

為了進一步考察健康在不同的收入階層所起到的作用和影響，也為了更準確地觀察健康對農村進城務工人員和城鎮職工的影響差異，研究利用分位數回歸法分別對兩類勞動者進行了相應估計。受限于篇幅，本研究只將25%、50%、75%和90%分位點的估計結果列出，如表3、表4所示。研究發現，健康和教育這兩個重要的人力資本因素對農村進城務工人員和城鎮職工的影響存在明顯差異，即便是在同一類勞動者群體內，隨著收入分布的變化多個因素也呈現出了不同的表現。

1.健康

由表3可知，健康對農村進城務工人員收入水平的影響十分明顯，從收入分布低端至頂端各個分位點的系數分別為0.103、0.136、0.189和0.168，且除了25%分位點系數統計不顯著外，其他各分位點系數均在10%及以上水平統計顯著。這說明健康對農村進城務工人員收入水平的確存在重要影響，且這一重要影響幾乎貫穿收入水平的各個階層。相比較而言，健康對收入處于中等偏上的農村進城務工人員群體影響最為明顯。

表3 農村進城務工人員分位數回歸結果

反觀城鎮職工（表4），健康對其收入水平的影響方式與農村進城務工人員截然不同。首先，整體而言，健康對城鎮職工收入水平的影響強度不如農村進城務工人員；其次，健康對城鎮職工收入水平的影響隨著收入分位點的提高呈現出了明顯的遞減趨勢，估計系數從25%分位點的0.086降至90%分位點的0.027；最后，城鎮職工樣本中健康的估計系數僅在25%和50%分位點統計顯著（均為5%顯著性水平），75%和90%分位點的系數均統計不顯著。以上結果說明，健康對城鎮職工收入水平同樣存在正向影響，但整體強度不如農村進城務工人員，且其影響更多地集中在收入分布的中、低端。

表4 城鎮職工分位數回歸結果

通過上述比較發現，健康對農村進城務工人員和城鎮職工兩類勞動者的影響存在明顯的差異：健康幾乎對農村進城務工人員各個收入階層均存在顯著的促進作用，但對城鎮職工而言，健康的作用則更多集中在收入階層的中、低端。進一步分析，筆者認為可能的解釋機制主要有：（1）農村進城務工人員來到城鎮勞動力市場更多地依舊從事著技能水平相對較低、工作環境較差且依靠體力為主的工作，對于這些工作，一個健康的身體往往不可或缺，同時它們也更容易體現出健康的價值。（2）城鎮職工收入分布低端部分很有可能組成比較復雜，既包含了部分土生土長卻生活不富裕的城鎮人口，也包含了部分城郊人口或由于土地城市化而被動城市化的原農村人口。無論哪一類人群，處于城市生活底層或體系邊緣的他們更多從事的同樣是一些以體力勞動為主的低技術含量工作，因此收入的健康效應比較明顯。（3）城鎮職工收入的中端部分可能主要由這樣一群個體構成，他們更多從事的也是以腦力勞動為主的工作，但由于年紀尚輕、資歷不足抑或是社會資本缺乏等原因導致其一方面整體收入水平尚不高，另一方面工作自由度也不高，且為了謀求事業的上升經常需要加班、熬夜、出差等（研究數據顯示，城鎮職工樣本收入分布低端群體的平均周工作時間最長，其次為中端群體，再次為中高端群體，高端群體最短）。如此一來，健康的身體就顯得十分重要，在同等能力條件下，越健康的個體越有身體資本拼搏，也就越容易出眾并獲得升職加薪，進而也就導致了這一階層收入的健康效應比較明顯。（4）對于收入中端以上的城鎮職工，由于收入已經達到了較高的水平，他們不再需要像收入水平較低時那樣為了生計而拼命加班，以工作強度換取相對高收入，因此，健康效應不再明顯。以上分析驗證了假設2：健康對農村進城務工人員和城鎮職工的影響方式并不相同。

2.教育年限

兩類勞動者在教育年限上的表現分化也傳遞出了比較有意義的信息。在農村進城務工人員中，教育年限的影響強度在所有分位點上均不及健康因素，而且當健康因素的影響隨著分位點的上移而整體逐漸增大時，教育的影響卻幾乎相反——隨著分位點的上移而呈現出減弱趨勢（除去最低分位點）。城鎮職工的情況則截然不同，教育年限不僅在各個分位點上的影響強度大于健康，而且除最高分位點的影響有一個明顯的增加之外，其他分位點的影響強度均相對穩定。對比兩類勞動者，可以看到，教育對農村進城務工人員的影響強度在各個分位點上較城鎮職工都有不小的差距。由以上數據結果可知，以城鎮職工為參照，健康對農村進城務工人員的影響明顯強度更大、范圍更廣。此外，對于農村進城務工人員而言，健康的作用甚至比教育投資獲得的人力資本更為重要。驗證了研究假設3：對于農村進城務工人員而言，健康是比教育更為重要的人力資本。

3.其他變量

首先，不論是農村進城務工人員還是城鎮職工，女性的性別都給勞動者帶來了較大的收入損失，且性別歧視的現象普遍存在于各個收入階層。其次，工作經驗對兩類勞動者的各個收入水平幾乎都有著比較顯著的正向影響，且都呈現為倒U型的特征。再次，單位類型對兩類勞動者各個收入階層的影響也有著較為相似的路徑，即隨著收入階層的上升，私有部門的收入優勢愈發凸顯。最后，在地理位置方面，相對于西部地區，兩類勞動者在東部地區都獲得了更高的收入，符合地區整體經濟水平和人們的一致預期；但令人意外的是，不論是農村進城務工人員還是城鎮職工，中部地區的收入水平均落后于西部地區，這一效應或許是由于國家對西部地區實行補貼政策的影響。

四、結論和政策建議

研究利用中國綜合社會調查數據，對健康這一重要人力資本與城鄉勞動者的收入回報水平之間的影響關系作了理論和實證上的研究和探討，并重點關注健康影響農村進城務工人員和城鎮職工這兩類異質性勞動者的差異所在，以期能為疫情常態化背景下，社會工作者維持和保障農村進城務工人員健康，提高其收入，縮小城鄉收入差距提供更全面、豐富的信息。

研究主要結論是：（1）健康對城鎮勞動力市場中的農村進城務工人員和城鎮職工收入水平均存在顯著的正向影響，即好的健康狀況有利于勞動者收入水平的提高。（2）盡管健康對兩類勞動者的收入水平均存在顯著的促進作用，但影響方式卻不盡相同。具體而言，健康幾乎對全體農村進城務工人員都有明顯的收入促進作用，這一作用并不受農村進城務工人員所處收入階層的影響；但對城鎮職工而言，不同收入階層之間的健康效應存在較大差異，不僅健康效應的大小隨著收入階層的提升而呈現遞減趨勢，而且健康對收入影響的統計顯著性也僅在收入分布的中、低端為數據所支持。（3）對于現階段更多從事著工作環境差且以體力勞動為主的農村進城務工人員而言，健康對收入的促進作用甚至比教育的強度更大、范圍更廣，即健康是比通過教育獲得的知識文化積累更重要的人力資本。

綜上，在當下疫情防控進入常態化，以及推進“以人為本”的新型城鎮化的背景下，若想通過提升農村進城務工人員在城鎮勞動力市場的競爭力，改善其在城鎮勞動力市場中的收入回報，進而逐步消除城鄉收入差距，有關部門在制定相應政策和開展相應社會工作時，不應再局限于農村進城務工人員的教育和培訓方面的投資，而應對其整體健康狀況同樣給予足夠的重視，通過公共衛生醫療服務等公共服務的均等化，以及相應的社會保障政策加以扶持。要認識到，對于進城務工人員而言，健康是比教育更重要的人力資本，健康不僅是個體勞動者人力資本發揮作用的重要基石，同時也是支撐并影響國家和地區社會經濟發展的重要保障。

長期以來，由于城鄉二元社會結構的存在，農村勞動力進入城鎮務工，卻無法享受城鎮勞動者同等的社會保障待遇，受身份限制及制度政策影響，其醫療健康保障問題一直存在。新冠肺炎疫情的暴發，一方面使很多原本打算進城務工的農村勞動力因所在地的隔離政策，或是無法提供健康證明等，無法外出務工；另一方面使得滯留在城鎮的農村進城務工人員可能面臨著相關醫療費用無法報銷或是無力承擔等情況，又因“新農合”屬地管理的特征無法回鄉治療。疫情給農村進城務工人員醫療保障體系帶來了巨大挑戰，但也是完善農村進城務工人員健康管理和醫療保障體系的一個良好契機。在疫情防控常態化下，應以此為契機，完善制度建設，建立以社區醫療衛生服務點為基礎、大中小綜合醫院為中心的互補型醫療格局。每年為社區內所轄外來務工人員提供免費的基礎健康體檢，建立外來進城務工人員健康信息庫，以隨時監測和管控流動人口的健康狀況，做到小病盡早醫治，大病及時發現，傳染實時切斷。并且在保障農村進城務工人員醫療服務的同時提高其醫療費用的報銷比例，減少進城務工人員的醫療自費負擔。打通城鄉健康醫療保障的銜接通道，健全農村進城務工人員醫療保障體系。推行彈性的醫療費用個人繳費機制及報銷機制，推動醫療報銷城鄉聯網、地區聯網、省際聯網。給農村進城務工人員提供更為完善、更為人性化的健康醫療服務和保障，使他們能夠安心健康地在城鎮工作生活，實現新型城鎮化中的核心訴求——“以人為本”以及共同富裕。