自雇就業對居民健康的影響
——來自中國健康和營養調查的證據

程名望，張苑松

引言

改革開放以來，隨著人們物質生活和文化水平的不斷提高，提升健康水平已成為居民的重要訴求和心愿。聯合國《變革我們的世界》（2015）指出：“可持續發展目標專注于人類健康和福祉，健康可以促進并實現其他目標。”《健康中國2030 規劃綱要》提出：“全民健康是建設健康中國的根本目的。立足全人群和全生命周期兩個著力點，針對生活方式、生產生活環境以及醫療衛生服務等健康影響因素，提供公平可及、系統連續的健康服務，實現更高水平的全民健康。”而反觀現實狀況，由于中國工業化進程的不斷加深，居民的生活環境及生活方式等發生了顯著變化，其健康水平的維護和提升面臨著一系列新的挑戰。從中國勞動者的就業狀態看，勞動者可分為自雇就業、受雇就業（工資性就業）和失業三種。①Tervo H,“Self-employment transitions and alternation in finnish rural and urban labor markets”, Papers in Regional Science,vol.87,no.1,2008,pp.55-76.近年來隨著互聯網平臺經濟的出現，被稱為“個體戶”的自雇就業成為較普遍的一種就業形式，自雇勞動者群體明顯擴大。②Koellinger,P.D.and Thurik.A.R,“Entrepreneurship and the business cycle”, The Review of Economics and Statistics, vol.94,no.4,2012,pp.1143-1156.但由于不受現行《勞動法》的保護，自雇就業者往往被認為是處在體制之外的弱勢群體，會引發諸多經濟和社會問題。①丁述磊、劉翠花：《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》，《中國勞動關系學院學報》2016 年第6 期。因此，從自雇就業視角出發，研究中國居民健康問題不僅關系到它的內在價值和工具性價值，也將有助于中國經濟社會和諧穩定發展。

而實際上，健康是人類最基本的需求和社會發展的基礎。關于健康的概念主要分為單維定義和多維定義兩種。單維的健康即為疾病之消除，即沒有生理疾病的人是健康的。對健康的多維定義起源于19 世紀50 年代，世界衛生組織（WHO）定義健康并非單指沒有疾病或身體強壯，而是包括身體健康、心理健康和社會幸福三方面。但到目前為止，“健康”仍然沒有統一的確切定義。而在學術界，人們通常使用自評健康來度量個體的健康狀況，認為自評健康測度的是多維健康，被測者根據自己生理、心理、社會功能、角色功能等多方面的情況，對自身健康狀況進行總體評價。②Walker J D,Maxwell C J,Hogan D B and Ebly E M,“Does self-rated health predict survival in older persons with cogni?tive impairment？”，Journal of the American Geriatrics Society,vol.52,no 11,2004,pp.1895 -1900.事實上，最初對健康問題的研究主要集中在醫學領域，但在人力資本和醫療保障發展的大環境下，特別是19 世紀60 年代以來，經濟學領域中關于健康的研究快速涌現，越來越多的經濟學家和社會學家關注到這個問題，極大地推動了學術界對健康問題的研究。

就健康的影響因素看，國內外學者進行了諸多研究，主要可以歸納為兩類：一類是宏觀因素，另一類是微觀因素。從宏觀層面來看，國家經濟發展水平、宏觀政策及衛生保健系統等對居民健康水平均有十分重要的影響。③潘杰、雷曉燕、劉國恩：《醫療保險促進健康嗎？——基于中國城鎮居民基本醫療保險的實證分析》，《經濟研究》2013 年第4 期；王玉澤、羅能生、周桂鳳：《高鐵開通是否有利于改善居民健康水平？》，《財經研究》2020 年第9 期。從微觀層面來看，影響個體健康最重要的因素是收入等經濟因素和社會資本、生活方式等非經濟因素。盡管不同學者在絕對收入、相對收入對居民健康狀況影響的問題上持有不同觀點，④封進、余央央：《中國農村的收入差距與健康》，《經濟研究》2007 年第1 期；劉靖：《非農就業、母親照料與兒童健康——來自中國鄉村的證據》，《經濟研究》2008 年第9 期；劉暢、易福金、徐志剛：《父母健康:金錢和時間孰輕孰重？——農村子女外出務工影響的再審視》，《管理世界》2017 年第7 期。社會資本與居民健康水平的關系目前也沒有一致的研究結論，⑤Mohnen S M,et al.,“The influence of social capital on individual health:is it the neighborhood or the network？”，Social Indicators Research,vol.121,no.1,2015,pp.195-214;Tyler W.Myroniuk and Philip Anglewicz,“Does social participation pre?dict better health？A longitudinal study in rural malawi”, Journal of Health and Social Behavior,vol.56,no.4,2015,pp.552-573.但可以肯定的是收入和社會資本確實對個體的健康狀況有重要的影響。住房條件、互聯網的使用、個人良好的生活習慣對居民健康狀況有正向作用。⑥楊克文、何歡：《互聯網使用對居民健康的影響——基于2016 年中國勞動力動態調查數據的研究》，《南開經濟研究》2020 年第3 期；孫斌棟等：《通勤時耗對居民健康的影響——來自中國家庭追蹤調查的證據》，《城市發展研究》2019 年第3 期。同時，性別、年齡、受教育程度等個體特征也會影響健康狀況。⑦鄭超、王新軍：《退休對居民健康的影響——基于斷點回歸方法的研究》，《經濟與管理研究》2020 年第9 期。

同時，一些學者已經發現就業形式對勞動者健康的影響，并進行了系列理論分析和實證研究。首先，學者們研究了自雇就業對居民健康狀況的影響效果，形成了兩種截然不同的觀點。在身體健康方面，已有研究發現德國企業家的身體健康狀況更好。⑧Stephan,U.and Roesler,U.,“Health of entrepreneurs versus employees in a national representative sample”，Journal of Oc?cupational and Organizational Psychology,vol.83,no.3,2010,pp.717-738.在葡萄牙，自雇就業者住院的可能性約為工資工人的一半。這一發現甚至也適用于健康人群主動選擇自雇就業時的情況，且當衡量健康的指標為死亡率時，結果與住院率類似。①Judite Gon?alves and Pedro S Martins,“The effect of self-employment on health:evidence from longitudinal social security data”, Small Business Economics,vol.57,no.3,2021,pp.1527-1543.朱志勝：《中國農民工進城自雇傭行為研究》，北京：首都經濟貿易大學，2017 年博士學位論文，第8 頁。另一方面，研究發現歐盟國家個體經營者的健康狀況更差。與此一致，韓國個體經營者的主觀健康狀況比雇員更差。②Benavides,F.G.,et al.,“How do types of employment relate to health indicators? Findings from the second european survey on working conditions”, Journal of Epidemiology &Community Health,vol.54,no.7,2000,pp.494-501;Lee,J.and Kim,M.H.,“The effect of employment transitions on physical health among the elderly in South Korea:a longitudinal analysis of the Korean Re?tirement and Income Study”, Social Science &Medicine,vol.181,2017,pp.122-130.丁述磊和劉翠花研究發現，中國的非正規就業對居民健康有負向影響。③丁述磊、劉翠花：《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》。在心理健康方面，已有研究發現，在加拿大，自雇就業者和受雇就業者的心理健康狀況沒有顯著差異。④Jamal M,“Job stress,satisfaction,and mental health:an empirical examination of self-employed and non-self-employed Ca?nadians”, Journal of Small Business Economics,vol.35,no.4,1997,pp.48-57.通過對美國13435 名個體經營者和雇員的調查，發現雇員心理健康與個體經營者沒有顯著相關性。⑤Yoon,J.and Bernell,S.L.,“The effect of self-employment on health,access to care,and health behavior”, Health,vol.5,no.12,2013,pp.2116-2127.但在以色列，自雇就業者的心理健康問題比受雇就業者多。⑥Lewin-epstein N and Yuchtman-yaar E,“Health risks of self-employment”, Work and Occupations,vol.18,no.3,1991,pp.291–312.在瑞典和荷蘭也發現，與雇員相比，自雇就業者有更多的心理健康問題。⑦Anderson,P,“Happiness and health:well-being among the self-employed”, Journal of Socio-Economics,vol 37,no.1,2008,pp.213-216;Taris,T.W.,et al.,“All day and all of the night:the relative contribution of two dimensions of workaholism to well-being in self-employed workers”, Work &Stress,vol.22,no.2,2008，pp.153-165.而在德國和澳大利亞，自雇就業者的心理健康問題較少。⑧Hessels,J.,Rietveld,C.A.and van der Zwan,P.,“Self-employment and work-related stress:the mediating role of job con?trol and job demand”, Journal of Business Venturing,vol.32,no.2,2017,pp.178-196;Nikolova,M.,“Switching to self-employ?ment can be good for your health”, Journal of Business Venturing,vol.34,no.4,2019,pp.664–691.其次，學者們研究了自雇就業對居民健康狀況的影響機制。一種觀點認為，與受雇就業者相比，雖然受雇就業者有持續收入的好處，但自雇就業范圍較寬泛，可以給個體更大的工作自主權、工作決策權和更多的工作靈活性，這些工作特征使得自雇就業者工作壓力較小，對工作和生活滿意度高于受雇就業者，從而自雇就業者健康狀況會更好。⑨Taylor,M.,“Self-employment in Britain:when,who and why？”, Swedish Economic Policy Review,vol.11,no.2,2004,pp.139-173;Binder,M.,&Coad,A.,“An examination of the dynamics of well-being and life events using vector autoregressions”,Journal of Economic Behavior &Organization,vol.76,no.2,2010,pp.352-371.另一種觀點認為，自雇就業者面對更繁重的工作要求，工作時間更長，市場競爭的不確定性及未知的沖擊使得他們面臨不穩定的工作量及收入，這些潛在的壓力不利于其身心健康。⑩Jamal,M.,&Badawi,J.A.,“Job stress and quality of working life of self-employed immigrants:a study in workforce diversi?ty”, Journal of Small Business and Entrepreneurship,vol.12,no.1,1995,pp.55-63.

從上述文獻梳理中發現，已有研究的一些局限性使我們很難得出結論，即自雇就業是否與當代中國居民健康差異有關。首先，由于跨國差異，有關自雇就業者和受雇就業者之間的健康差異，不同國家數據得出不同的結論。其次，從健康狀況到就業選擇的潛在遺漏變量偏差和反向因果關系沒有得到較充分的處理，且其中的作用機制與異質性影響尚不夠明確。基于此，本文采用中國健康營養調查2015 年的數據，探討自雇就業對健康的影響，并區分了有雇員的自雇就業和無雇員的自雇就業對健康的不同影響。需要說明的是，本文所說的自雇就業與上述文獻中的“非正規就業”有所不同。根據朱志勝梳理的國際勞動組織（ILO）關于非正規就業的基本概念框架，?Judite Gon?alves and Pedro S Martins,“The effect of self-employment on health:evidence from longitudinal social security data”, Small Business Economics,vol.57,no.3,2021,pp.1527-1543.朱志勝：《中國農民工進城自雇傭行為研究》，北京：首都經濟貿易大學，2017 年博士學位論文，第8 頁。本文的自雇就業相當于非正規就業中的雇主和自有賬戶工人。由于不同自雇就業者的工作特征存在異質性，不同類型的自雇就業對個體本身健康狀況的影響也有所不同。具體而言，自雇就業者中有一部分由于本身工作經驗不足，在市場中競爭力較差，受到了就業歧視，將自雇就業變成了一種低水平的就業形式，同時這部分勞動者本身健康維護意識不足，又迫于生活壓力，健康狀況得不到改善。而另一部分自雇就業者則基于個人技能和資金優勢，把自雇就業視為一個創業機會或為創業進行資本積累的過程，有助于收入的提高和生活品質的提升，健康維護意識增強，從而他們的健康水平得到提升。基于該視角，本文的主要貢獻和創新在于：第一，已有研究大多將自雇就業看作非正規就業的組成部分，無法真實地觀察這兩者之間的關系和理解關系背后的邏輯，本文則從自雇就業的視角研究居民健康問題。第二，基于主動選擇和被動選擇自雇就業，區分了不同自雇就業者對健康的影響，避免掩蓋一些結構性的重要問題。第三，本文不僅檢驗了自雇就業對居民健康的直接影響，還引入工具變量驗證了自雇就業對居民健康的重要影響，彌補了現有文獻中內生性討論不足的缺憾。

一、數據來源及描述性統計

（一）數據來源與變量選取

本文數據采用中國健康營養調查（China Health and Nutrition Survey，CHNS）2015 年的數據。該調查采用多階段隨機整群抽樣方法，在中國具有代表性的部分省市進行家庭入戶問卷調查和社區情況調查，主要包括教育、就業、健康、醫療保障等。在研究對象的年齡限定上，參考已有文獻，選取18—65 歲的居民。通過對原數據進行匹配和篩選，剔除異常值和缺失值，得到5287 個有效樣本。

就被解釋變量看，對于健康的測量，目前實證研究采用的最普遍的測量指標是主觀健康指標，即個人健康狀況自評。①Chen，J.,“Internal migration and health:re-examining the healthy migrant phenomenon in China”, Social Science&Medi?cine,vol.72,no.8,2011,pp.1294-1301；米松華、李寶值、朱奇彪：《農民工社會資本對其健康狀況的影響研究——兼論維度差異與城鄉差異》，《農業經濟問題》2016 年第9 期。使用這一指標最大的優勢是能夠較好地評價居民健康狀況，同時包括心理健康和生理健康兩部分，在綜合性和穩健性上具有顯著優勢。②張文娟、王東京：《中國老年人口的健康狀況及變化趨勢》，《人口與經濟》2018 年第4 期。基于此，本文采用健康自評指標，并根據Likert 五分量表，把健康狀況“很差”“比較差”“中等”“好”“很好”分別賦值為“1”至“5”。

就核心解釋變量看，經濟合作與發展組織（OECD）將在職勞動者中做出個體經營決策并對企業盈虧負責，其薪資來自自營賬戶收入的人歸類為自我雇傭者。本文借鑒摩爾和穆勒（Moore and Mueller）、解堊的劃分依據，③Moore C S and Mueller R E.,“The transition from paid to self-employment in Canada:the importance of push factors”, Ap?plied Economics,vol.34,no.6,2002,pp.791-801；解堊：《中國非農自雇活動的轉換進入分析》，《經濟研究》2012 年第2 期。參照是否雇傭了付薪雇工進行自我雇傭活動，將自我雇傭者劃分為有付薪雇工的自我雇傭和無付薪雇工的自我雇傭。在CHNS 調查問卷中，被調查者的就業身份被分為9 類，本文將“有雇工的個體經營者”以及“無雇工的個體經營者”定義為自雇就業者，賦值為1；將“為他人或單位工作的長期工”“為他人或單位工作的合同工”“小時工”及“領取工資的家庭工人”歸為非自雇就業者，賦值為0。同時，為了更加準確地度量自雇就業對居民健康的影響，避免發生遺漏變量的問題，根據已有研究，本文設置了系列控制變量，包括個人特征、區域特征、經濟特征和醫療保健特征，具體如表1 所示。

（二）描述性統計分析

1.樣本特征及分布

樣本的特征及其分布見表1。首先，從個人特征看，男性占比57.4%，女性占比42.6%。樣本主要集中在46—55 歲，平均年齡為43.5 歲。自雇就業者中，男性的自雇就業比例略高于女性，男性自我雇傭的比例為59.5%，而女性自我雇傭的比例為40.5%。自雇就業者的平均年齡為45.4 歲，非自雇就業者的平均年齡為42.3 歲，自雇就業者比非自雇就業者的平均年齡高7.3%。在45 歲之前，非自雇就業者要多于從事自雇就業活動的勞動者，而到45 歲之后，尤其是56—65 歲這一階段，這種狀況發生了轉變，自雇就業者的比例逐漸超過了非自雇就業者。事實上，這種分布特征與我們的主觀認識是一致的：一方面，勞動者往往在年輕的時候選擇受雇就業，積累自己的人力資本和貨幣資本，待到中年階段再選擇自雇就業。另一方面，在中年階段的勞動者面臨著“上有老下有小”的生活壓力，這種壓力會激勵或迫使就業者選擇從事自雇就業活動。樣本的平均受教育年限為11.07 年，其中自雇就業者平均受教育年限為9.24 年，非自雇就業者平均受教育年限為12.24 年，非自雇就業者平均受教育年限是自雇就業者的1.32 倍。自雇就業者初中文化程度所占比重最高，為49.52%；非自雇就業者占比最多的是大專及以上的文化程度，為34.71%。一般而言，自雇就業者需要更高的專業知識，但由于本樣本中有80%以上的自雇就業者來自農村，他們選擇自雇就業的門檻較低，擁有基礎的文化知識即可。從醫療保健來看，98%的受訪者參加了醫療保險，但僅有2.7%的受訪者接受過保健服務。其次，從區域特征看，自雇就業者中有81.7%來自農村，是來自城市的4.5 倍。而非自雇就業者來自農村或城市的比例較為平均，49.3%來自城市，50.7%來自農村。自雇就業者多來自西部地區，占比32.8%，而非自雇就業者多來自東部地區，占比29.9%。最后，從經濟特征看，自雇就業者的月平均工資比非自雇就業者的月平均工資高204 元，而非自雇就業者的周工作時間比自雇就業者多2.22 小時。由此可見，勞動者選擇自雇就業是出于經濟理性的一種選擇，高收入的同時付出的勞動時間較少。進一步分析發現，有雇工的自雇就業者的平均年齡為41.9 歲，而無雇工的自雇就業者的平均年齡為46.5 歲，可見有雇工的就業者比無雇工的就業者要年輕。受教育方面，有雇工的自雇就業者的受教育年限比無雇工的自雇就業者長1.61 年，且高中以上文化程度所占比重均高于無雇工的自雇就業者。在來源地上，來自東部地區和中部地區有雇工的自雇就業者比例大于無雇工的自雇就業者比例。

表1 樣本描述性統計分析

2.健康狀況及分布

從表2 可以看出，全體樣本自評健康的均值為3.71，表明居民自評健康狀況總體介于“一般”和“好”之間。自雇就業者的自評健康均值為3.64，小于非自雇就業者的均值，說明非自雇就業者的自評健康狀況略好于自雇就業者，且通過顯著檢驗。從客觀指標來看，除“過去四周是否有發燒、咽喉痛、咳嗽”和“過去四周是否有腹瀉”自雇就業者的均值小于非自雇就業者外，自雇就業者在“過去四周是否有胃痛”“過去四周是否有頭痛、眩暈”及“過去四周是否有關節、肌肉酸痛”上的均值均比非自雇就業者的均值大。總體來看，自雇就業者的健康狀況沒有非自雇就業者好。和無雇工的自雇就業者相比，有雇工的自雇就業者自評健康均值略高，且通過1%的顯著性檢驗。

表2 居民健康情況

二、模型設定與回歸分析

（一）模型設定

被解釋變量“個人自評健康狀況”為有序數據，因此采用Oprobit 模型：

其中，i表示第i個樣本，被解釋變量H表示個體i在調查時點的健康狀況，健康狀況從“很差”到“很好”分別賦值為1—5。核心解釋變量SE表示是否是自雇就業，“自雇就業者”賦值為1，否則值為0。同時設置一系列控制變量Xi，主要包括：IC 是個人特征，包括性別、年齡、受教育年限等；DC 代表區域特征，包括戶籍及省市；EC 表示經濟特征，包括月平均工資和周工作時間；MC 表示醫療保健特征，包括是否參加醫療保險、是否接受過保健服務。εi為誤差項。具體的變量設置與統計性描述分析見表1。

（二）基準回歸結果及分析

采用Stata/MP16.0 的估計結果見表3。其中，模型1 和模型2 是以全樣本為研究對象，模型3、模型4 及模型5、模型6 分別是以有雇工的個體經營者和無雇工的個體經營者為研究對象。

首先，模型1 中僅自評健康狀況作為解釋變量，在只加入區域控制變量的情況下，模型1 的回歸結果顯示系數均為負，通過1%水平下顯著性檢驗。而模型2 除了將自評健康狀況作為核心解釋變量，又加入了其他控制變量。其回歸結果系數依然為負，通過了10%水平下的顯著性檢驗，PseudoR2顯著增加。這說明引入控制變量使模型的擬合效果得到提高，模型有較好的穩健性。因此，從全體樣本看，自雇就業者對居民健康狀況有顯著的負向影響。可能的解釋是：正如凱勞塞克（Karasek）提出的JDC 模型一樣，作為自雇就業者，決策自主權較大，有更多的工作負荷，工作需求和工作控制協同導致了更多的工作壓力，影響了自雇就業者的身心健康。①Karasek Jr R A.,“Job demands,job decision latitude,and mental strain:Implications for job redesign”, Administrative science quarterly,vol.24,no.2,1979,pp.285-308.第一，因為他們的工作大多數是由自己的創業資本進行自我雇傭的，承擔風險和挑戰的壓力會更大。同時基于理性“經濟人”的假設和實現效用最大化的考量，他們需要投入更高的勞動強度，對自己的工作更加負責。第二，一般來說，由于自雇就業活動具有經營規模小、入門門檻低等特征，在完全競爭市場的條件下他們便成了市場價格的接受者。面對此種環境，從事自雇活動的人需要認真謹慎地分析相關市場信息，發現被他人忽視的市場商機，為自己的產品和服務提供發展新方向。

其次，從模型3 至模型6 的分樣本回歸結果看，有雇工的個體經營者有利于改善自身健康狀況，無雇工的個體經營者則不利于改善自身的健康狀況，且都在5%的統計水平上通過顯著性檢驗。由此可見，有雇工的個體經營者和無雇工的個體經營者，兩種不同的自雇就業者對健康的影響存在異質性。這與已有文獻發現自我雇傭的勞動者群體內部存在異質性的研究結果相一致。②萬向東：《農民工非正式就業的進入條件與效果》，《管理世界》2008 年第1 期；曹永福、楊夢婕、宋月萍：《農民工自我雇傭與收入:基于傾向得分的實證分析》，《中國農村經濟》2013 年第10 期。這種異質性出現的原因大致可歸為兩類。有雇工的個體經營者一般是基于自身或家庭效用最大化考慮，主動選擇自雇就業活動的。這種具有現代企業家精神的創業活動有較好的工作條件和工資收入，從而他們的健康狀況較好。而無雇工的個體經營者則是被迫選擇自雇就業的，即由于人力資本較低，一些勞動者在勞動力市場的就業機會受限，因此為維持生計選擇了自雇就業。這種生存型的自雇就業相較于自主選擇的自雇就業，工資收入低，工作環境較差，從而健康狀況較差。

（三）邊際效應分析

由于表3 中的結果僅能從Oprobit 模型參數的顯著性和參數前的符號得出有限信息，還需進一步估計自雇就業對居民健康狀況的邊際效應，即計算當所有解釋變量在均值時，解釋變量的單位變化如何影響被解釋變量各個值的概率，測算公式如下：

表3 自雇就業對居民自評健康的Oprobit 模型估計結果

表4 匯報了自雇就業對居民自評健康的邊際效應。當所有解釋變量處于均值時，如果居民是自雇就業者，居民認為自己身體健康狀況“差”的概率將提高0.4%，“一般”的概率將提高1.78%，同時讓居民認為自己身體健康狀況“好”的概率下降0.1%，“很好”的概率下降1.36%。因此，如果居民是自雇就業者，其健康狀況會顯著變差。進一步分析可見，若居民是有雇工的個體經營者，則認為自己健康狀況“很差”“差”和“一般”的概率分別下降0.07%、0.84%、3.35%，居民認為健康狀況“好”“很好”的概率分別上升1.69%和2.57%。若居民是無雇工的個體經營者，則認為自己健康狀況“很差”“差”和“一般”的概率分別提高0.08%、0.92%、3.67%，居民認為健康狀況“好”“很好”的概率分別下降1.86%和2.81%。兩組的邊際效應進一步驗證了自雇就業者對健康狀況影響的異質性。

表4 自雇就業對居民自評健康的邊際效應

三、內生性討論與穩健性檢驗

（一）內生性討論

居民的健康狀況也會對他們自雇就業的決策產生影響，即自雇就業和居民健康之間可能存在“反向因果”的問題，或存在遺漏變量的問題，從而導致上述模型的設定存在內生性問題。在當前社會背景下，自雇就業有可能吸引健康狀況差的人，這表明健康狀況差的人選擇自雇就業是消極的自我選擇。當然自雇就業也可能會吸引健康水平更高的人，因為健康的人往往更能專注于商業機會或者更容易融資。①Gielnik,M.,Zacher,H.,Frese,M.“Focus on opportunities as a mediator of the relationship between business owners’age and venture growth”, Journal of Business Venturing,vol.27,no.1,2012,pp.127-142.因此，為了解決該問題，要尋找自雇就業的工具變量來進行分析，以檢驗表3 中結果的穩健性。

以往研究中的預期工作變量有家庭成員中自雇就業者的數量、移民身份變量以及子女是否有保險等。②Yoon,J.and Bernell,S.L.,“The effect of self-employment on health,access to care,and health behavior”, Health,vol.5,no.12,2013,pp.2116-2127.本文則選取城鎮失業率作為自雇就業的工具變量，基于《中國統計年鑒》中分地區城鎮登記失業率來衡量這一變量。選擇這一變量是因為在失業率高的省市，失業人員往往會因資源的約束轉而選擇自雇就業。同時，對于農村地區來說，城鎮失業率高的地區也很難讓農民工在當地找到工作，但為實現家庭效用最大化，他們便也選擇了自雇就業。因此，城鎮失業率與內生解釋變量自雇就業正相關。同時，該變量不會對居民的健康產生直接影響，較好地保證了工具變量的外生性。本文采用赫克曼（Heckman）提出的IV Ordered Probit 模型的兩階段估計法思路進行分析。③Heckman J.J.,“Dummy endogenous variables in a simultaneous equation system”, Econometrica,vol.46,no.4,1978,pp.931－959.

表5 報告了IV Ordered Probit 的第一階段回歸結果。本文雖然采用了逐步放入控制變量的方法進行回歸，但工具變量即城鎮失業率對居民是否是自雇就業者的影響在顯著性水平和方向上沒有發生明顯變化，表明工具變量城鎮失業率與自雇就業在1%的顯著性水平上為正，即失業率的增加提升了居民從事自雇行業的概率，同時也說明了所選擇的工具變量的合理性和穩健性。

表5 IV ordered Probit 第一階段估計

第二階段的估計結果如表6 所示。表6 顯示自雇就業擬合值的系數均在1%統計意義上顯著為負，這與前文Oprobit 回歸的結果相一致。表3 和表6 的回歸結果表明，自雇就業與居民健康之間存在負向的關系。同時，本文還計算出IV Ordered Probit 模型中自雇就業對居民健康的邊際效應。在表6 的第（4）列中，如果居民是自雇就業者，其認為自己身體健康狀況“很差”的概率將提高0.7%，認為“差”的概率將提高7.5%，認為自己身體健康狀況“好”和“很好”的概率將分別下降15.2%和23%。

表6 IV ordered Probit 第二階段估計

（二）穩健性檢驗

1.變更估計方法

在前文的基準模型中，運用了Oprobit 的估計方法。采用OLS 回歸以及IV-2SLS 回歸的回歸結果見表7。分析表7 可見，在OLS 和2SLS 模型中，自雇就業的系數在10%的顯著性水平下為負，說明自雇就業對居民健康有負向影響，表明了上述實證結果的穩健性。

表7 穩健性檢驗一：變更估計方法的穩健性檢驗結果

2.更換被解釋變量

上文的基準回歸采用的是健康自評這一主觀指標。而實際上，健康狀況的度量是十分困難的。首先，健康狀態是多維度的，在不同的維度上，健康的差別非常大。其次，在很多情況下，度量誤差可能同觀測者所關心的結果有關，因此，健康自評的方式受到一些學者的質疑。④Strauss J and Thomas D,“Health,nutrition and economic development”, Journal of Economic Literature,vol.36,no.2,1998,pp.766-817.表8 采取客觀指標，即“過去四周的患病率”，進一步采用二值Probit 模型對基準模型進行穩健性檢驗。（1）-（5）列被解釋變量分別是“過去四周是否有發燒、咽喉痛、咳嗽”“過去四周是否有腹瀉”“過去四周是否有胃痛”“過去四周是否有頭痛、眩暈”和“過去四周是否有關節、肌肉酸痛”（0=無）。第（6）列的被解釋變量是月患病率（0=完全沒有）。分析可見，（1）-（6）列中五個短期健康指標系數大部分為正，但“過去四周是否有發燒、咽喉痛、咳嗽”“過去四周是否有腹瀉”和“過去四周是否有頭痛、眩暈”這三個指標在統計學上并不顯著。自雇就業盡管對不同癥狀的發生率有顯著和不顯著的，但總體是正向的影響，且明顯看出，居民是自雇就業者顯著提高了過去四周的患病率，第（6）列解釋變量的系數在5%的顯著水平下為正。這進一步驗證了自雇就業對居民健康造成負向影響的結論。

表8 穩健性檢驗二：居民自雇就業與短期健康的穩健性檢驗結果

結語

隨著中國經濟快速增長，自雇就業為經濟發展注入了新的活力。然而，相比于工薪就業群體，自雇就業群體在勞動力市場中仍是弱勢群體。本文利用CHNS（2015）數據，定量檢驗了自雇就業對居民健康的影響，研究發現：首先，自雇就業者的健康狀況比非自雇就業者差，且這種關系在引入工具變量城鎮失業率后更為明顯，表明自雇就業給勞動者的健康狀況帶來負面沖擊。其次，相對于無雇工的個體經營者，有雇工的個體經營者更易處于健康狀態。該結果表明，無雇工的個體經營者的健康狀況問題尤其突出。

基于本文的結論，對應的政策性建議有：首先，不斷完善社會保障體系，給予自雇就業者以社會保障。相關部門應做好自雇就業者的健康保護工作，讓他們的合法權益受到保護，減少自雇就業給他們帶來的健康損耗。其次，完善就業政策和制度保障，禁止就業歧視。自雇就業者健康狀況差，一方面可能由于自雇就業者本身就有健康問題。若這些健康問題對雇主來說是可見的，相比自身健康狀況好的人來說，找帶薪工作可能會有更大的困難，因此會促使他們自雇就業。另一方面，自雇就業者有更多的決策責任，且由于市場不確定性引起的潛在身心壓力可能會導致更多的身心健康問題。政府應該促進勞動力市場規范化發展，使自雇就業者能夠平等地享受本地經濟發展成果，切實地為自雇就業者提供平等良好的工作及生活環境。