靈活就業對健康狀況的影響及其戶籍差異①

陳彥冰

（中國人民大學社會學理論與方法研究中心，北京 100872）

1 引言

20 世紀70 年代經濟“滯脹”后，凱恩斯主義在西方社會受到了質疑。一些西方國家對資本的管控有所放松；對工人的保護政策弱化；政府的貨幣政策收緊，公共福利支出緊縮；不斷推動經濟全球化以實現自由貿易[1]。在這個背景下，發達國家資本的權力有所擴張，雇主偏好以靈活用工的方式降低用工成本，由于對工人保護措施弱化，解聘工人也變得更加容易，工人穩定就業的難度變大，靈活就業的比例呈現上升趨勢。隨著20 世紀80 年代發達國家貨幣政策的縮緊，拉美與非洲的諸多發展中國家在世界銀行和國際貨幣基金組織的影響下以結構性調整的方式應對債務危機，這種新自由主義導向的改革也使得發展中國家的經濟在全球化體系面臨困境，失業率上升，非正規經濟不斷發展，靈活就業群體在發展中國家也趨于擴張[2]。

靈活就業意味著非規范的雇傭關系，包括兼職工作、勞務派遣、短期與臨時性的工作以及獨立承包等[3]。在中國內地，靈活就業者所面臨的勞動力市場困境也變得更加明顯，就業穩定性的差異帶來了勞動者的工資差距[4]，逐漸成為區分勞動者地位的重要方式。與其他職業分類方式不同，靈活就業是一種就業狀態，職業地位高的群體與職業地位低的群體都可能是靈活就業者。

靈活就業者往往面臨著工作質量更低，組織支持較少與工作不安全感等諸多困境[5]，這些因素使得他們的健康狀況比穩定就業者更差。隨著中國靈活就業人員的增加，靈活就業人員的健康狀況對社會整體健康程度的重要性也在提高。那么，中國靈活就業者是否與穩定就業者有著明顯的健康差距，其背后的影響機制與西方國家是否相同？

穩定就業者與靈活就業者在健康狀況上的差異還受到特定制度環境的影響。以往，靈活就業者往往指的是中國進城的農民工群體，但隨著單位制消解、民營經濟發展、數字經濟興起，城鎮從事靈活就業的人員不斷增加。那么，不同戶籍制度勞動者，靈活就業對健康的影響是否有差異呢？在中國，戶籍制度從兩個維度界定了人們的社會身份，一是“農業-非農業”維度，二是“本地-外地”維度，非農戶籍勞動者與本地戶籍勞動者在勞動力市場中往往處于優勢地位，戶籍甚至已經構成了勞動力市場中的分割結構。然而，關于外來農民工與本地戶籍居民的健康差異，一直存在爭議。健康移民效應認為，外來務工人員的健康狀況平均要優于本地人，因為健康狀況相對更好的個體更可能選擇遷移[6]。健康損耗效應則強調，遷移經歷會對個體的健康帶來損害[7]。經驗研究發現，中國同時存在著健康移民效應與健康損耗效應[8-9]，并且健康損耗嚴重的外來務工人員更可能離開城市，這使得外來農民工與本地戶籍居民未出現明顯健康差異[10]。然而，這些研究并未涉及外來農民工中靈活就業者與穩定就業者的健康差異，那么，在外來農民工群體中，靈活就業者與穩定就業者的健康差距是否更大，優勢戶籍身份能否會為其他靈活就業者提供庇護效應？

2 文獻回顧與研究假設

2.1 靈活就業者的健康狀況

關于靈活就業如何影響健康，西方社會學者的研究主要集中于以下視角：

其一是工作質量上的差異。穩定就業者與靈活就業者的工作強度、工作環境、工作時間與工作回報是不同的。首先，靈活就業者接觸的工作強度大，更高的工作強度會增加他們面對不利健康狀況的風險[11]。其次，靈活就業者的工作環境更糟糕，更容易接觸物理/ 化學危害，以及出現肌肉骨骼和精神方面的不良癥狀。針對希臘勞動者的研究發現，希臘的職業事故率并沒隨國內生產總值的降低而減少，而是隨非全日制和輪換期工作合同的顯著增加而增加[12]。再次，靈活就業者雖然擁有更靈活的工作安排，但是他們往往需要工作更長時間來維持收入，這種過勞會對健康帶來負面影響[13]；除此之外，靈活就業還直接帶來了收入上的懲罰，會降低勞動者的工作回報[14]。

其二是組織支持上的差異。工作組織與勞動者較低程度的身心契約關系使得勞動者失去了組織能夠提供的健康保護。首先，靈活就業會導致工人議價權力的下降，帶來工作強度的提高。工會是保障工人議價權力的重要因素，而靈活就業者更可能失去工會對自身的保護作用。臨時工人由于其工作的不穩定性無法與工會建立較穩定的聯系，因而處于劣勢地位。其次，靈活就業者在通過組織獲得社會保障方面處于不利地位，他們更不可能依靠組織力量繳納醫療保險。根據馬薩諸塞州從事非正規工作的女性移民的訪談發現，低技能的臨時工作是圍繞著滿足雇主的工作績效期望而形成的；由于雇主與工人關系的契約關系較弱，工人的福利保障需求因而也得不到滿足，進而導致工作環境差、工人受保護較少、健康狀況不佳[15]。雇主在工作福利與社會福利方面的缺席，對工人的身心健康乃至其家人的身心健康造成了負面溢出效應[16]。

其三是社會心理上的不平衡，靈活就業還會通過影響個體的心理狀況來影響健康。韓國與意大利的研究者都證實了靈活就業會導致心理問題：相比于穩定就業者，靈活就業者更可能變得抑郁和脆弱[17]，這種心理上的抑郁與脆弱性會最終帶來個人健康的損耗[18]。靈活就業影響健康的機制會通過兩種心理上的不平衡來實現的：第一，靈活就業意味著更低的社會認同和自尊。惡劣的工作條件、不斷尋找工作所需的投資以及反復適應新的工作環境則會降低勞動者的工作積極性，當就業不能促進個人自我實現、發展能力和與他人建立關系時，在一定程度上，它就變成了“非工作”[19]，這種“非工作”將會降低工人的社會認同。第二，靈活就業帶來相對剝奪感。穩定就業者在社會結構中占有更有利的地位，面對更少的風險，具有更好的生活方式與心理狀態，而靈活就業者往往有著較長的工作時間，付出更多的精力，但是仍然在經濟收入中處于不利地位，根據工作付出—回報不平衡模型（the effort-reward imbalance model），“高付出—低回報”也同樣帶來心理上的相對剝奪感，進而發展出不利的健康地位[20]。主觀社會地位的下移與感受到的相對剝奪感是影響身體健康的重要心理機制。

本文認為，在中國，靈活就業者與穩定就業者在工作質量、組織支持以及社會心理等方面可能也存在差異，由此導致二者的健康狀況出現差異，基于此，提出以下研究假設：

假設1.1：相對于穩定就業者，靈活就業者的工作質量更差，即工作收入更低，工作時間更長。

假設1.2：相對于穩定就業者，靈活就業者的組織支持更少，即加入工會的可能性更低，參與社會保險的可能性更低。

假設1.3：相對于穩定就業者，靈活就業者的心理失衡更強，即社會公平感與主觀地位認同更低。

假設1：相對于穩定就業者，靈活就業者的健康狀況更差。

2.2 制度分割下的靈活就業與健康不平等

制度主義認為一個國家靈活就業者的健康程度與這個國家針對勞動者的工作制度與福利制度密切相關，在一個對靈活就業者給予充分保障的國家，靈活就業者面臨的健康風險會大大縮小。

西方學者在關注健康不平等的宏觀制度因素時主要關注的是資本主義工業制度與福利制度。首先是資本主義工業制度，西方以市場為導向、強調高度分工的福特主義（Fordism）是影響靈活就業勞動者健康狀況的重要因素。在福特主義企業，雇主采用多種方式破壞工人群體之間的團結，提高管理效率，而雇員由于工作場所的不確定性而難以結成穩定的工會組織。這使得靈活就業的雇員們面臨著較多的職業暴力風險[21]?？紤]到西方新自由主義的去工會化趨勢，靈活就業者的健康風險可能會進一步加大。其次是福利國家制度，研究者根據六種福利國家類型對選定的實證研究進行了分類，結果表明，福利制度可能是靈活就業與健康關系的重要決定因素。在斯堪的納維亞地區的福利國家，靈活就業者的健康狀況比穩定就業的同齡人更好或相等。在這些國家，失業工人在尋找新工作、收入補償、教育和工作培訓方面得到了大量的保護和幫助[22]。臨時性的工作通過給予工人一種自主性和協商工作條件的自由感來增進工人的健康和福祉。相比之下，在其他的福利制度中，靈活就業意味著與不良的健康結果相關。

制度主義視角的分析揭示了，靈活就業與健康的關系并不是一成不變的，而是各種制度力量交互作用的結果，福利制度的調整與工業制度的變革將會使其關系不斷變化。同時，職業對健康的影響機制需要納入特定制度的框架下加以考察。與西方不同，中國的福利制度具有戶籍分割屬性。雖然自2014 年之后，國家對戶籍制度進行改革，擴大基本公共服務覆蓋面，推進基本公共服務均等化，這些政策措施一定程度縮小了戶籍間的不平等，但并不代表戶籍差異的消失；尤其是優勢戶籍的勞動者會繼續享受一定程度的庇護。戶籍制度對勞動力市場的影響主要表現在兩個層次：其一，本地與外地戶籍的區分；其二，非農與農業戶籍的區分。本研究根據戶籍的兩種屬性將城市就業的勞動者區分為四種類型：外地非農戶籍、外地農業戶籍、本地農業戶籍與本地非農戶籍[23]。

同樣是靈活就業者，不同戶籍勞動者的健康狀況可能呈現出不同的狀況。在常規模式下，靈活就業與穩定就業在健康程度上存在明顯的差異；而在戶籍分割體制下，優勢戶籍勞動者可能受到戶籍制度的保護。這些積極效應體現為對于諸多影響健康的因素產生了保護效果：

首先，戶籍制度使得優勢戶籍的靈活就業者受到的工作排斥更少。從社會排斥的視角來看，戶籍制度會在獲取資源方面對非優勢戶籍的成員產生排斥[24-25]。相比于非農戶籍和本地戶籍，外地農業戶籍的勞動者需要付出更大的努力才能使自己的收入得到增加。由于城市勞動力市場戶籍分割的存在，同樣是靈活就業，本地戶籍與非農戶籍的勞動者更可能從事的是收益更高的靈活就業，而外地農業戶籍的勞動者集中于靈活就業的底層。這些底層的就業崗位往往收入較少而勞動時間更長、工作強度更大，比如按日結算工資的體力勞動者與從事第三產業的個體戶。這些外來農民工群體在工作時間方面往往處于被動選擇的狀態，難以獲得勞動法的保障[26]。因而，由于戶籍歧視的存在，外地農業戶籍內部穩定就業者與靈活就業者的工作質量差異可能更加明顯，而優勢戶籍的靈活就業者則可能受到庇護。

其次，戶籍制度使得優勢戶籍的靈活就業者得到更多的組織支持。根據制度主義的觀點，組織對員工的福利承諾受到社會制度的制約，而中國的戶籍制度就是一種基本社會制度，會直接影響勞動者的組織支持。

最后，戶籍制度使得優勢戶籍的靈活就業者較少受到刻板印象威脅。根據社會邊界理論，戶籍身份本身是一種符號屏障，外地農業戶籍人口被長期排斥在城市的社會邊界之外，特定的身份特征會引發優勢對非優勢戶籍居民的異己感，帶來居民間的社會矛盾；外地農業戶籍的社會成員在融入城市的過程中面臨著更多的困難，這引發了心理的疏離感與不安全感[27]。在2006 年至2015 年期間，中國勞動力出現了“短工化”的現象，外來農民工自評的社會地位呈現了下降趨勢[28]。

根據上述分析，可以形成以下假設2：本地戶籍身份或非農戶籍身份會對靈活就業者的健康狀況產生保護效應，即健康狀況上的差異在外地農業戶籍的“穩定—靈活”之間表現得更明顯。

3 數據、變量與模型

3.1 數據

本文使用的數據為中國綜合社會調查（CGSS）。為確保數據搜集的連續性和變量測量的一致性，本研究使用CGSS2012、2013、2015、2017 四期數據進行分析，并篩選了城市地區工作、年齡為18-60 歲、從事非農職業的勞動力作為研究對象，樣本量共計13979 個。本研究對主要自變量（靈活就業）與所有中介變量的缺失值進行了多重插補，最終納入分析的樣本量為13836 個。

3.2 變量

本研究主要的解釋變量是靈活就業，并將無雇傭單位、臨時工作人員、受雇但非全職工作、受雇于私營單位但沒有簽訂勞動合同的勞動者歸為靈活就業者，其余勞動者歸為穩定就業者。

本研究的被解釋變量為勞動者自評健康狀況，上述各期CGSS 詢問了受訪者的健康狀況：“您覺得您目前的身體健康狀況是？（很不健康=1，比較不健康=2，一般=3，比較健康=4，很健康=5）”?？紤]到對有序logit 模型的解釋較為困難，而采用logit 模型對“一般”的健康分類存在爭議，本文將自評健康處理成取值為1-5 的連續型變量，得分越高表示自評健康狀況越好。

本研究的中介變量分別為工作質量、組織支持與心理狀態。一是工作質量，用個體年收入與工作時間兩個指標來測量，本文將個人年收入取對數后放入模型，考慮到不同年份勞動者收入的可比較問題，對個人年收入按照當年物價指數進行標準化處理；CGSS 詢問了受訪者“一般每周的工作時間是多少個小時”，在對特殊值進行處理后作為“工作時間”變量納入模型。二是組織支持，通過工會參與及醫保參與兩個指標進行測量，CGSS 詢問了被訪者工會參與（“請問您是不是工會會員？”）及醫保參與（您目前是否參加了以下社會保障項目：城市基本醫療保險/ 新型農村合作醫療保險/ 公費醫療）的狀況。三是心理狀態，通過主觀社會地位與社會公平感進行測量，將受訪者關于自身在社會中等級的看法作為對主觀社會地位的測量，其取值均為1-10；將“總的來說，您認為當今的社會公不公平？（完全不公平=1，比較不公平=2，說不上公平但也不能說不公平=3，比較公平=4，完全公平=5）”作為社會公平感的測量，得分越高代表相對剝奪的程度越低。

本研究的控制變量主要包括個體層次的年齡、性別、民族、婚姻狀況、政治地位、教育年限以及時期變量，其中，時期變量以2012 年作為參照納入模型。

3.3 模型

本文主要運用的是OLS（普通最小二乘法）?？紤]到靈活就業與自評健康狀況可能存在內生性問題，本研究采用替代被解釋變量、傾向值匹配以及工具變量等方式進行穩健性檢驗。

4 研究結果

4.1 描述性統計

就自評健康狀況而言，外地農業戶籍勞動者的自評健康狀況要好于其他勞動者，尤其是顯著好于本地農業戶籍的勞動者，但本地與外地的非農戶籍勞動者在健康狀況方面沒有顯著差異。在就業的穩定性方面，外地農業戶籍中有63%的人從事靈活就業，比本地農業戶籍勞動者從事靈活就業的比例（72%）要低，但遠高于非農戶籍的勞動者。從工作質量方面來看，外地農業戶籍勞動者的收入僅高于本地農業戶籍，但要落后于非農戶籍；外地農業戶籍的周平均工作時間也僅比本地農業戶籍的低。從組織支持方面來看，外地農業戶籍參與工會以及參加醫療保險的可能性都是最低的。從心理狀態方面來看，外地農業戶籍也同樣面臨著最明顯的弱勢。描述性的結果初步反映出外地農業戶籍與其他相對優勢戶籍之間在工作質量、組織支持與心理狀態方面存在差異。另外，外地農業戶籍勞動力的年齡總體上要比其他類型的勞動者更年輕，在人力資本方面不如非農戶籍的勞動者，但要好于本地農業戶籍的勞動者；在政治資本方面，外地農業戶籍的勞動者中黨員的比例最低（見表1）。

表1 主要變量的描述性統計

4.2 穩定就業者與靈活就業者的健康差距

表2 模型1 的結果顯示，在控制其他變量之后，靈活就業對自評健康在顯著性水平為0.05 的情況下有顯著的負面影響，假設1 得到了驗證?？紤]到存在異方差等違反殘差經典假設的問題，本研究在進行回歸分析時均使用穩健標準誤，并計算了模型的VIF 值（均遠小于10），確定各變量之間并不存在明顯的共線性問題。模型2 在模型1 的基礎上納入了與工作質量相關的兩個變量，工作時間更長、收入更低會對健康帶來負面影響。模型3在模型1 的基礎上納入組織支持相關的變量，參加醫保的影響不顯著，但參與工會的影響負向顯著，一個可能的解釋是中國的工會組織不僅代表工人階級的利益，同時也肩負著經濟發展的任務[29]，在影響勞動者健康方面的作用有限，且可能存在著健康與組織支持的反向因果聯系，即健康狀況更差的人更可能尋求組織支持，假設1.2 未能通過檢驗。模型4 在模型2 的基礎上加入了心理狀態的相關變量，主觀社會地位與社會公平感的系數均在顯著性水平0.001 的情況下顯著，靈活就業系數的絕對值下降并且變得不再顯著。模型5 將所有的控制變量納入模型，由于不同的中介變量之間具有相關性，各中介變量的系數都出現了不同程度的下降，但工作質量與心理狀態等中介變量依然有顯著影響。

表2 靈活就業對健康的影響及其機制

在刪除組織支持變量之后，本文對靈活就業影響健康的中介機制進行KHB 分解（見表3）。在單獨納入變量時，收入的對數、工作時間、主觀社會地位與社會公平感分別解釋了靈活就業對自評健康負面影響的35.14%、2.98%、40.29% 與3.41%，由于不同中介變量之間存在著相關性，在將所有中介變量納入模型時，各變量解釋的比例都出現了不同程度的下降，四個變量共同解釋了靈活就業負面影響的64.20%，其中工作質量（收入的對數與工作時間）解釋了靈活就業影響健康的26.74%，心理狀態（主觀社會地位與社會公平感）解釋了靈活就業影響健康的37.47%?？傮w而言，假設1.1 與假設1.3 得到了支持。

表3 基于KHB 方法分解靈活就業對健康的中介效應

4.3 戶籍制度下的穩定就業者與靈活就業者

表4 顯示了不同戶籍穩定就業者與靈活就業者在自評健康得分上的差異。首先，無論是農業戶籍還是非農戶籍，外地戶籍還是本地戶籍，從事穩定工作的勞動者自評健康得分都要高于靈活就業者。其次，外地農業戶籍的穩定就業者，其自評健康得分比靈活就業者高出0.17 分，本地農業戶籍穩定就業者的自評健康得分比靈活就業者高出0.12 分，但本地非農戶籍與外地非農戶籍中穩定就業者僅分別高出0.08 分和0.10 分，這說明外地農業戶籍的勞動者，穩定就業與靈活就業的區別更大。最后，對于穩定就業者而言，外地農業戶籍勞動者的自評健康得分（4.19 分）高于其他三種戶籍類型的勞動者，而對于靈活就業者，外地農業戶籍與其他三種戶籍類型的自評健康差別要小很多，這表明非農戶籍身份可能會對靈活就業者提供制度保障。

表4 不同戶籍的穩定就業者與靈活就業者自評健康差異

表5 展現了不同戶籍靈活就業對自評健康的影響。在外地農業戶籍的樣本中，靈活就業會顯著降低自評健康得分。相比于靈活就業者，外地農業戶籍的穩定就業者自評健康得分要高出0.104 分，這一影響程度要高于其他樣本中靈活就業的影響程度。在其他三種戶籍類型的回歸模型中，穩定就業者與靈活就業者的自評健康得分在統計上沒有顯著差異。這也就意味著，相比于外地農業戶籍身份，非農戶籍身份或者本地戶籍身份能夠給靈活就業者的健康狀況帶來一定的保護效果，靈活就業只會給外地農業戶籍勞動者的健康狀況帶來顯著的負面影響，本研究的假設2 也得到了驗證。

表5 不同戶籍靈活就業對健康的影響

4.4 穩健性檢驗

首先，靈活就業這一變量面臨著樣本選擇的問題，靈活就業往往是較低人力資本勞動者選擇的結果，這需要用更好的方法來克服這種內生性偏誤。本研究以年齡、性別、教育年限、民族、婚姻狀況、政治面貌等作為協變量進行傾向值匹配，以控制樣本選擇帶來的內生性問題。相比于OLS，PSM 能夠較好地克服靈活就業這一變量的選擇性偏誤，從而部分地解決內生性問題。為了提高結果的穩健性，本研究采用了最鄰近匹配（1：1）、半徑匹配（控制距離0.01）、核匹配與馬氏距離匹配四種匹配方法，四種方法均采用stata 軟件默認的規則進行分析。

從協變量平衡性檢驗來看（見表6），除部分最近鄰匹配的結果之外，其余模型LR 值的p 值都不再顯著，并且偏差均值都小于或者等于5.2，符合“Mean bias<10”的標準設定，這表明處理組與控制組無系統差異，匹配效果較好。就平均處理效應（ATT）而言，全樣本的系數在-0.04 左右，且系數都顯著，這表明了靈活就業對健康的負面影響，靈活就業者的自評健康得分比穩定就業者平均約低0.04 分。從分樣本的傾向值匹配結果來看，外地農業戶籍樣本的ATT 值在-0.10 左右，且都在0.05 的顯著性水平上顯著，這表明該戶籍類型的靈活就業者健康評分要比穩定就業者約低0.10 分左右；其他戶籍類型樣本中的ATT 值大多為負，但都比外地農業戶籍樣本的ATT 值更低，且除外地非農戶籍的馬氏匹配結果外，在0.1 的顯著性水平上均不顯著，這表明外地農業戶籍的勞動者受到了靈活就業的影響，而其他戶籍靈活就業的影響并不明顯。傾向值匹配的結果表明，在克服樣本選擇問題之后，多元回歸模型的結果仍然成立。靈活就業會對自評健康產生影響，但靈活就業與穩定就業者的健康差異在外地農業戶籍中表現得更明顯，而本地戶籍或非農戶籍的靈活就業者能夠得到一定的保護。

表6 靈活就業影響健康的傾向值匹配

其次，采用主觀自評健康可能會存在一定的偏誤，為了增強研究結果的穩健性，本研究將因變量替換為日常健康狀況（“在過去的四周中，由于健康問題影響到您的工作或其他日?；顒拥念l繁程度”）這一相對客觀的測量，在進行反向編碼后，得分越高代表健康對個人的影響更明顯。結果發現（見表7），靈活就業者的日常健康狀況更差，而且，對于外地農業戶籍來說，靈活就業與穩定就業的差距最為明顯，這表明研究結論具有穩健性。

表7 不同戶籍靈活就業對日常健康狀況的影響

最后，靈活就業與健康之間還存在著互為因果的可能。一方面，靈活就業人員可能會由于工作投入高、工作回報較低、心理狀態弱勢導致健康狀況較差，另一方面，健康也是一種重要的人力資本，勞動者之所以選擇靈活就業可能是因為其對健康要求較低。此外，在估計靈活就業對于健康的影響時也可能會遺漏變量。解決互為因果與遺漏變量問題的較好方式是借助工具變量進行穩健性分析。然而，在微觀調查數據中，尋找合適的工具變量較為困難?？紤]到配偶的溢出效應[30]與區域聚集特征變量[31-32]是工具變量的來源之一，本文采用“受訪者配偶的就業狀況”與“同一鄉/ 鎮/街道靈活就業比例”作為靈活就業的工具變量。一方面，在配偶溢出效應與區域特征的作用下，重要他人與附近群體會影響自身的就業選擇，工具變量與內生變量具有相關性。另一方面，配偶與特定區域的就業狀況相對外生，與自身健康狀況的影響不是那么緊密。

本研究采用2sls 進行工具變量估計（見表8），對工具變量檢驗的結果發現，第一階段F值為516.127，遠大于10，說明不存在弱工具變量的問題。過度識別檢驗的p 值為0.786，也不顯著，說明不存在過度識別問題。而且，靈活就業者仍然具有顯著的健康劣勢，本研究結論具有穩健性。

表8 靈活就業影響健康的工具變量檢驗

5 總結與討論

本研究在中國的情境下檢驗了靈活就業對于勞動者健康的影響，并對不同戶籍的勞動者進行區分，分析制度在靈活就業與健康關系中發揮的作用。首先，與大部分西方國家一樣，中國靈活就業者與穩定就業者在健康方面已經有了較明顯的差異，靈活就業者自評健康得分要顯著低于穩定就業者，伴隨著中國靈活就業者數量的增加，靈活就業造成的新的健康不平等將成為重要的社會問題，在鼓勵靈活就業的同時，需要提供配套設施以保證勞動者的健康權益。其次，就業的穩定性程度也是勞動力市場中就業質量的表現形式。靈活就業者的健康劣勢地位，很大程度上是由于其與穩定就業者在個人收入、工作時間、主觀社會地位與社會公平感等方面的差異導致的。這些差異帶來了兩個群體的健康不平等，其中靈活就業帶來的收入懲罰與主觀社會地位的下移是最重要的因素，過勞與相對剝奪感次之，“工作付出—回報不平衡”理論在中國的背景下得到了驗證。最后，福利制度是影響靈活就業者獲得健康的宏觀力量，制度主義觀點在中國情境下得到了驗證。非農戶籍與本地戶籍會對靈活就業者的健康狀況產生一定的保護效果，而外地的農民工群體則成為了受靈活就業影響最大的群體。21 世紀以來，中國在不斷推進戶籍制度改革，至今，不同戶籍類型之間在政府文件上的差距已相對較小，但是城市居民與外地農民工群體在享受社會保障待遇方面的差距依然非常明顯，這既體現在居民之間的排斥，也體現在制度實施中的隱形設置。雖然社會經濟地位對健康不平等的影響是所有社會長期存在的，但是制度能夠緩解其他因素帶來的收入差距、相對剝奪感與心理健康問題，減少區隔仍然能有助于控制居民間的健康不平等。

本研究主要存在以下不足：首先，本文采用的是截面數據，靈活就業與自評健康關系的穩健性難以得到更有效的檢驗，雖然依靠工具變量等方式進行了穩健性檢驗，但受限于微觀調查數據，靈活就業可能還有更加合適的工具變量，需要以后進一步探索。其次，工作強度與工作環境也是工作質量的重要表現，也會對健康產生一定的影響，但是受限于數據，本研究難以對這方面進行深入探討。最后，靈活就業還可能通過其他機制對健康產生影響。