王學淵，沈士靜，武貝貝

(浙江工商大學 經(jīng)濟學院，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2030可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的主要目標之一。改革開放以來，農(nóng)村剩余勞動力逐漸向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，中國流動人口規(guī)模擴大了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”的實地調(diào)查發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代樣本地區(qū)流動人口的自來水、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，樣本流動人口可以獲取到自來水的比例為97.2%，能夠使用獨立衛(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%的流動人口可以使用自來水，12%的流動人口能夠使用衛(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)果表明中國居民生活用水基尼系數(shù)在1980～2000年間有增高趨勢，但總體變化不大，用水公平性較好[6]。張志果等對我國1998～2007年不同收入階層城鎮(zhèn)居民的用水公平性進行評價，結(jié)果顯示中國城鎮(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年中國三省24個村莊的農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，使用集中指數(shù)法的分析表明中國農(nóng)村地區(qū)的環(huán)境衛(wèi)生公平性良好[8]。

中國流動人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機會均等化程度如何？目前還缺乏對這一問題的深入研究和探討。本文擬基于2011年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)，采用人類機會指數(shù)(Human Opportunity Index，簡稱為HOI)方法測度流動人口的安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機會不平等程度，并運用Shapley分解方法考察安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機會不平等的具體影響因素，以期中國城鄉(xiāng)基本公共服務(wù)均等化戰(zhàn)略的實施提供流動人口視角的經(jīng)驗信息。

2 方法與數(shù)據(jù)

2.1 方法說明

考慮描述流動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會指數(shù)(HOI)測度機會不平等程度，進一步采取Shapley分解方法分析決定機會不平等的關(guān)鍵因素。

在模型中，將流動人口個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為代表獲取機會的虛擬變量，X表示決定I的x1、x2、x3、…、xm等n個環(huán)境變量，待估參數(shù)為βk。

(1)

(2)

然后計算總體的機會覆蓋率和相異性指數(shù)，這里為樣本權(quán)重。

(3)

測度流動人口安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機會不平等程度的HOI的表達式為：

HOI=C×(1-D)

(4)

進一步采用Shapley分解方法探討流動人口安全飲用水與環(huán)境衛(wèi)生公共服務(wù)獲取機會不平等的原因。Hoyos和Narayan指出一個新的環(huán)境變量加入其它環(huán)境變量所組成的集合而導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)境變量對不平等程度的貢獻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估計的相異性指數(shù)，是S和x合集估計的相異性指數(shù)。那么，環(huán)境變量x對HOI的貢獻率可以定義為[12]：

(6)

公式(6)必須在所有環(huán)境變量對機會不平等的貢獻率總和為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估計結(jié)果的影響[12]。

2.2 數(shù)據(jù)說明

考慮研究對象和核心變量指標的可獲得性，本文選擇使用2011年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)[數(shù)據(jù)網(wǎng)址：http://www.chinaldrk.org.cn]。該數(shù)據(jù)調(diào)查對象為年齡16～60歲非本地戶口且在本地居住1個月以上的流動人口，總樣本量達128000，覆蓋全國31個省(市、自治區(qū))的106個城市。其中，城鎮(zhèn)戶籍流動人口樣本約為19410，農(nóng)村戶籍流動人口樣本約為108590。流動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”這一指標衡量。決定流動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；三是社會特征變量，由戶籍狀況來衡量。各變量的具體定義及統(tǒng)計特征詳見表1。

表1 變量定義及統(tǒng)計描述特征

3 結(jié)果分析

3.1 機會不平等測度

表2顯示的是不同地區(qū)和戶籍流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會HOI測度結(jié)果。本文將流動人口流入地分別按照地理特征和城市經(jīng)濟社會特征進行分類：一類是東部、中部和西部地區(qū)[按照國家統(tǒng)計局的劃分標準：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，全國流動人口安全飲用水獲取機會平等狀況好于衛(wèi)生設(shè)施，安全飲用水HOI達到92.27%，比衛(wèi)生設(shè)施HOI高20%。

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

從區(qū)域角度來看，東、中部地區(qū)流動人口安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施獲取機會平等狀況遠好于西部地區(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人口安全飲用水和衛(wèi)生設(shè)施獲取機會平等狀況最好，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)村戶籍流動人口安全飲用水HOI與衛(wèi)生設(shè)施HOI差異最大，高達29%；一、二、三、四線城市相比，四線城市農(nóng)村戶籍流動人口安全飲用水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)戶籍流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI遠高于農(nóng)村戶籍流動人口，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)分人口特征流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI測度結(jié)果如表3所示?？傮w來看，女性流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會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歲流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會平等狀況最差，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)流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機會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)戶籍流動人口相比，農(nóng)村戶籍流動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)分人口特征流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生HOI測度結(jié)果 %

3.2 機會不平等分解

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

4 研究結(jié)論

基于2011年中國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(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，采取人類機會指數(shù)HOI測度流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機會不平等狀況，進一步對測度結(jié)果進行Shapley分解以分析個人特征、家庭特征和社會特征等變量對流動人口公共服務(wù)獲取機會不平等的具體影響。本文得出如下研究結(jié)論。

(1)中國流動人口安全飲用水獲取機會平等程度較好，衛(wèi)生設(shè)施獲取機會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)生獲取機會平等狀況明顯好于西部地區(qū)和三、四線城市。

(2)農(nóng)村戶籍流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會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)村戶籍流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會不平等狀況最為嚴重。

(3)與女性相比，男性流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會平等狀況更差；與16～30歲和31～45歲流動人口相比，46～60歲流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生獲取機會平等狀況更差，中部地區(qū)和二線城市流動人口安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機會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，流動人口的安全飲用水和環(huán)境衛(wèi)生設(shè)施獲取機會不平等都主要來源于教育程度、家庭收入、職業(yè)類型和工作強度等環(huán)境變量，其中教育程度和家庭收入的貢獻率最大。