社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康影響的差異性研究

熊艾倫 黃毅祥 蒲勇健

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社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康影響的差異性研究

熊艾倫 黃毅祥 蒲勇健

（重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院 重慶 400044）

基于CGSS2013數(shù)據(jù)，本文考察了社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康的影響。研究使用了多個(gè)主觀及客觀健康指標(biāo)以避免測(cè)量誤差；同時(shí)還運(yùn)用了工具變量、分位數(shù)回歸、Ranked logit模型等方法控制可能存在的內(nèi)生性和個(gè)體異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)健康有一定促進(jìn)作用，但不如預(yù)期那么顯著。強(qiáng)關(guān)系提升了城市居民健康水平，但對(duì)農(nóng)村居民作用不大。弱關(guān)系對(duì)老年人和農(nóng)村居民健康水平有促進(jìn)作用。而社會(huì)資本對(duì)BMI改善的作用也主要集中在女性和城市樣本上。本文證實(shí)了社會(huì)資本對(duì)不同社會(huì)群體健康狀況的影響存在差異性這一觀點(diǎn),并進(jìn)一步指出這種差異性還體現(xiàn)在不同類型的社會(huì)資本和健康指標(biāo)上。

社會(huì)資本 個(gè)人健康 差異性 實(shí)證研究

一、引 言

作為人力資本重要組成部分的健康水平不僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素，也是人類發(fā)展的重要基礎(chǔ)（Schultz, 1999）。自Bourdieu，Coleman以及Putnam等人的著作發(fā)表以來，國(guó)內(nèi)外學(xué)者開始運(yùn)用社會(huì)資本理論解釋各種社會(huì)、經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。由于提升了社區(qū)凝聚力和互助意識(shí)，促進(jìn)了醫(yī)療信息的流通和醫(yī)療資源的匹配效率，越來越多的學(xué)者認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康水平有顯著的促進(jìn)作用（Eriksson, 2011）。但社會(huì)資本包含眾多類型。個(gè)人社會(huì)資本就可以分為強(qiáng)關(guān)系連接和弱關(guān)系連接。此外，健康也是一個(gè)多維度概念。僅身體健康就包含營(yíng)養(yǎng)狀況、運(yùn)動(dòng)能力、疾病防治等諸多領(lǐng)域。由于存在這種復(fù)雜性，現(xiàn)有的研究還未能充分揭示不同類型社會(huì)資本對(duì)不同健康指標(biāo)的影響，以及這種影響是否對(duì)不同社會(huì)群體存在差異性。本文將借助中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，探討社會(huì)資本中的強(qiáng)關(guān)系連接和弱關(guān)系連接對(duì)自評(píng)健康、心理健康、生活障礙、BMI等四類指標(biāo)的影響。同時(shí)我們還將深入分析社會(huì)資本對(duì)健康的影響是否因不同社會(huì)群體而存在差異性。行文安排如下：第二部分回顧社會(huì)資本影響健康水平的途徑以及以往研究中存在的不足與缺陷。第三部分對(duì)數(shù)據(jù)來源和關(guān)鍵變量進(jìn)行解釋說明。第四部分進(jìn)行實(shí)證回歸分析。第五部分提出相關(guān)結(jié)論和建議。

二、文獻(xiàn)回顧與總結(jié)

Folland等（2013）認(rèn)為社會(huì)資本通過以下四種渠道對(duì)健康水平產(chǎn)生促進(jìn)作用。首先，社會(huì)活動(dòng)以及人際交往有助于壓力的舒緩，從而避免部分心理和生理疾病。其次，關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的一項(xiàng)主要功能是促進(jìn)信息的流通和擴(kuò)散。因此，社會(huì)資本有助于獲取保健和醫(yī)療資訊，包括推薦醫(yī)術(shù)高明的醫(yī)生或是療效更佳的藥品等。再次，內(nèi)嵌于社會(huì)資本的行為規(guī)范及價(jià)值觀等要素有利于改善不健康生活方式；例如通過朋友和親戚勸說，個(gè)體可能會(huì)戒煙戒酒并增強(qiáng)體育鍛煉等。最后，社會(huì)資本會(huì)增強(qiáng)民眾的游說能力。相關(guān)社會(huì)組織可以通過游說政府以提供更完善的醫(yī)療保健服務(wù)來提升整體健康水平。

我國(guó)的學(xué)者認(rèn)為社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康水平的促進(jìn)作用可能還更廣泛。盧詛汛（2000）指出社會(huì)資本提升了疾病預(yù)防意識(shí)，促成了居民互助網(wǎng)絡(luò)以及建立了良好的醫(yī)患關(guān)系。孫順根等（2006）則認(rèn)為社會(huì)資本實(shí)現(xiàn)了對(duì)衛(wèi)生資源的良好管理、開發(fā)和利用。通過一個(gè)綜述性的研究，鮑常勇（2009）指出社會(huì)資本在農(nóng)村合作醫(yī)療中扮演重要角色；例如作為一種精神資源增強(qiáng)社區(qū)凝聚力和互助意識(shí)，克服道德風(fēng)險(xiǎn)以提高農(nóng)村醫(yī)保參保率。支持這些說法的實(shí)證證據(jù)很多，周廣肅等（2014）利用中國(guó)家庭追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本能夠減輕貧窮對(duì)健康帶來的不利影響，可以被視為收入差距帶來的負(fù)面影響的緩沖劑。黃偉等（2015）則發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)西部貧困地區(qū)農(nóng)村老年人的健康有顯著正面影響。其直接效應(yīng)為0.638，而中介效應(yīng)為0.108。盡管其中介效應(yīng)要小于直接效應(yīng)，但也足以證明社會(huì)資本能夠通過直接或間接的方式來促進(jìn)健康水平。江求川和張克中（2013）利用全國(guó)老年人面板調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)宗教活動(dòng)提升老年人社會(huì)資本，而后者又通過緩解孤獨(dú)感提升健康水平。而朱薈（2015）也發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)心理健康具有直接、間接和中介三種作用路徑。

盡管如此，也有許多研究認(rèn)為社會(huì)資本與個(gè)人健康水平之間并不是簡(jiǎn)單線性關(guān)系。首先是難以控制的個(gè)體差異。從上文的分析看，社會(huì)資本影響健康水平的途徑都是比較間接的。由于個(gè)體差異的存在，這些間接影響的強(qiáng)度甚至作用方向都可能不同。Nguyen等（2015）考察了社會(huì)資本對(duì)越南落后地區(qū)青少年艾滋病防治的影響。文章發(fā)現(xiàn)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠帶來更全面、更正確的艾滋病防治知識(shí)，因此有利于減少艾滋病的發(fā)生。但對(duì)于某些青少年來說，相關(guān)知識(shí)的傳播反而會(huì)激發(fā)更多的不良性行為。此外，Scheffler等（2007）指出社會(huì)資本對(duì)提高健康水平的作用只體現(xiàn)在中低收入群體上。薛新東（2015）則發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)城市居民以及男性中老年的健康有明顯促進(jìn)作用，但對(duì)農(nóng)村居民和女性中老年的健康促進(jìn)作用并不明顯。而余慧等（2008）也指出社會(huì)資本可能增大了某些人的心理負(fù)擔(dān)而不利于健康水平的提高。因此，如薛新東和劉國(guó)恩（2012）所言：社會(huì)資本對(duì)健康水平的改善可能存在顯著的性別差異、年齡差異或是城鄉(xiāng)差異。

其次，指標(biāo)的選擇會(huì)直接影響實(shí)證研究的結(jié)果。毫無疑問，社會(huì)資本是個(gè)多維度、多層次概念。Olsen和Dahl（2007）利用歐洲問卷調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)個(gè)人層面社會(huì)資本指標(biāo)與健康水平正相關(guān)，但集體層面社會(huì)資本指標(biāo)則與之無顯著聯(lián)系。此外，個(gè)人層面社會(huì)資本按照關(guān)系的親疏遠(yuǎn)近又可以分為“強(qiáng)關(guān)系”和“弱關(guān)系”等不同類型。Bae（2015）的研究都指出以家庭紐帶構(gòu)成的強(qiáng)關(guān)系對(duì)健康水平不存在顯著正面影響，甚至還可能存在負(fù)面影響。而Berry和Welsh（2010）也發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)維度和認(rèn)知維度的社會(huì)資本對(duì)澳大利亞居民健康水平存在不同的影響。與社會(huì)資本一樣，健康水平也是一個(gè)多維度概念，存在眾多測(cè)量指標(biāo)。以往的研究考察了社會(huì)資本對(duì)“預(yù)期壽命”、“死亡率”、“艾滋病”、“癌癥”、“肥胖”、“糖尿病”、“心血管病”、“自評(píng)健康水平”、“吸煙”、“喝酒”等眾多健康指標(biāo)的影響。通過一個(gè)系統(tǒng)性的綜述研究，Kim等（2008）發(fā)現(xiàn)在以“自評(píng)健康水平”、“死亡率”、“預(yù)期壽命”為健康指標(biāo)時(shí)，大多數(shù)文獻(xiàn)都認(rèn)同社會(huì)資本的積極作用。但當(dāng)學(xué)者以“肥胖”和“心血管病”或“糖尿病”作為健康指標(biāo)時(shí)，社會(huì)資本的作用變得不顯著，甚至存在負(fù)面影響。而我國(guó)學(xué)者胡康（2012）也發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本可能伴隨著更高的喝酒頻率。最后，某些健康指標(biāo)與社會(huì)資本之間可能存在反向因果關(guān)系，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。例如健康狀況較好、四肢健全的人有更多的精力參與社會(huì)交往；而疾病患者可能身體或心理上的壓力較少參與社會(huì)活動(dòng)。

綜上所述，盡管社會(huì)資本與健康水平的關(guān)系被國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了廣泛的研究，但仍未得出一致的結(jié)論。社會(huì)資本對(duì)不同社會(huì)群體以及不同類型的健康指標(biāo)會(huì)產(chǎn)生不同的作用。為解決這一問題，本文將使用不同的社會(huì)資本指標(biāo)與不同的健康指標(biāo)相結(jié)合，以充分分析社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康的影響；而以往文獻(xiàn)大多傾向于使用一種健康指標(biāo)。同時(shí)我們將樣本進(jìn)一步細(xì)分以考察社會(huì)資本對(duì)不同群體健康水平作用強(qiáng)度是否存在差異。在實(shí)證方法上，本文將使用多種計(jì)量模型以盡可能解決回歸過程中存在的內(nèi)生性和個(gè)體異質(zhì)性問題。

三、模型、變量和數(shù)據(jù)描述

參照Folland（2013）的研究給出如下基礎(chǔ)回歸模型：

為健康水平指標(biāo)，為影響健康水平的一系列控制變量，包括常見的收入、教育水平、性別等。與分別代表強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。本文使用的是中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）。該數(shù)據(jù)始于2003年，是我國(guó)最早的綜合性、連續(xù)性的學(xué)術(shù)問卷調(diào)查項(xiàng)目。該數(shù)據(jù)收集了全國(guó)各個(gè)省市的社會(huì)、社區(qū)、家庭以及個(gè)人層面的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)目前已被致力于研究中國(guó)社會(huì)狀況的國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛使用。本文使用了最新的2013年數(shù)據(jù)。

原始數(shù)據(jù)中一共包含超過10000個(gè)樣本，刪除掉部分包含缺失值的樣本后只保留了5153個(gè)觀測(cè)值。本文使用了四個(gè)測(cè)量不同維度健康水平的指標(biāo)，包括“自評(píng)健康”、“生活障礙”、“負(fù)面情緒”、“身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）”。第一個(gè)指標(biāo)是以往文獻(xiàn)中最常見的健康指標(biāo)，即受訪者被要求對(duì)自身健康狀況進(jìn)行等級(jí)評(píng)定。備選答案包括“很健康”、“比較健康”、“比較不健康”、“很不健康”、“一般”等。第二個(gè)指標(biāo)同樣是等級(jí)變量；受訪者根據(jù)由于健康問題對(duì)日常生活造成的不便程度進(jìn)行評(píng)級(jí)，評(píng)分越高說明受健康問題影響越大。第三個(gè)指標(biāo)測(cè)量的是受訪者心理健康水平，即對(duì)過去一個(gè)月內(nèi)感到抑郁或沮喪的頻率進(jìn)行評(píng)級(jí)。而BMI指數(shù)則是國(guó)際通用的健康指數(shù)。盡管CGSS沒有直接給出該指標(biāo)，但可以通過體重除以身高平方得出。一般而言，BMI指數(shù)在18-24之間屬于正常，24-28之間屬于過重，超過28則屬于肥胖。肥胖則意味著罹患心臟病、高血壓等疾病的可能性較大。各個(gè)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如下：

表1 各變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量描述性統(tǒng)計(jì) 控制變量 東部居民（東部=1 西部=0）東部樣本=34% 居住類型（農(nóng)村=1 城郊=2 城中=3）Mean=1.97，SD=0.87，Min=0，Max=1 個(gè)人年收入（單位：元）Mean=23857，SD=36817，Min=0，Max=1000000 醫(yī)療資源獲取便利程度（等級(jí)變量）Mean=3.11 SD=0.97 Min=1 Max=4 性別（男性=1女性=0）男性樣本=51% 年齡（單位：歲）Mean=49.24，SD=0.87，Min=18，Max=97 教育程度（等級(jí)變量）Mean=3.03，SD=1.24，Min=1，Max=5 家庭經(jīng)濟(jì)狀況（等級(jí)變量）Mean=2.69，SD=0.68，Min=0，Max=1 家庭社會(huì)地位（等級(jí)變量）Mean=3.09，SD=1.81，Min=1，Max=10 婚姻狀況（已婚=1 其他=0）已婚比重=79% 配偶狀況（喪偶=1 其他=0）喪偶比重=10% 工具變量 本地居?。ǖ燃?jí)變量）Mean=2.54，SD=1.73，Min=1，Max=3 是否過小年（是=1 不是=0）是=62.1% 是否過圣誕（是=1 不是=0）是=12.9%

注：兩分類變量直接輸入比例，等級(jí)變量和連續(xù)變量都輸出均值和方差。

本文用強(qiáng)關(guān)系連接和弱關(guān)系連接來測(cè)量個(gè)人社會(huì)資本。基于傳統(tǒng)的社會(huì)資本理論，將與普通朋友的交流、聚會(huì)的頻率作為弱關(guān)系連接，而將與不住在一起的親戚的互動(dòng)頻率作為強(qiáng)關(guān)系連接。早期西方學(xué)者非常認(rèn)同弱關(guān)系連接的積極作用，認(rèn)為其彌補(bǔ)了信息不對(duì)稱，因?yàn)槟軌蚪o個(gè)體帶來更多的幫助；但我國(guó)學(xué)者Bian等（2015）則認(rèn)為強(qiáng)關(guān)系在中國(guó)的作用更大。這主要是因?yàn)閭鹘y(tǒng)文化對(duì)血緣、家族和親情的重視。其他較常用的個(gè)人社會(huì)資本測(cè)量工具還包括Position generator、Name generator等；但CGSS2013數(shù)據(jù)并未包含這些內(nèi)容。不過與他人的交往和互動(dòng)活動(dòng)是個(gè)人社會(huì)資本的主要來源，這點(diǎn)已經(jīng)是學(xué)術(shù)界的共識(shí)。在一項(xiàng)考察社會(huì)資本與幸福感的研究中，張梁梁和楊?。?015）也使用社交/串門頻率來衡量社會(huì)資本，因此本文選用的指標(biāo)也符合相關(guān)定義和內(nèi)涵。除了上述核心變量外，本文還引入眾多控制變量，包括年齡、個(gè)人收入、家庭收入、家庭社會(huì)等級(jí)、教育程度等。

本文選取的第一個(gè)工具變量是受訪者在當(dāng)?shù)鼐幼〉臅r(shí)間。為計(jì)算方便將其轉(zhuǎn)化為有序變量。如果受訪者在當(dāng)?shù)爻鞘芯幼r(shí)間小于10年記為1；10-18年記為2；一出生就在當(dāng)?shù)鼗蚓幼r(shí)間超過18年記為3。以往研究也常常使用工具變量來考察社會(huì)資本對(duì)健康水平的影響。Brown 等（2010）使用了測(cè)量種族同質(zhì)性的相關(guān)指標(biāo)作為社會(huì)資本的工具變量。一般而言本地居民對(duì)外來人口比較缺乏認(rèn)同感，因此區(qū)域內(nèi)社會(huì)群體異質(zhì)性較大不利于社會(huì)資本的培育。本文使用的工具變量與這兩項(xiàng)研究有異曲同工之處。人口流動(dòng)對(duì)社會(huì)資本的培育存在一定的影響，因?yàn)楸镜鼐幼r(shí)間越長(zhǎng)越容易積累關(guān)系網(wǎng)絡(luò)；但是否搬家并不能顯著影響健康水平。本文還使用了是否有過圣誕節(jié)和過小年的習(xí)慣作為工具變量。圣誕節(jié)團(tuán)聚的對(duì)象多是普通朋友；而小年團(tuán)聚的對(duì)象主要是家人和親戚。因此這兩個(gè)變量可以分別預(yù)測(cè)弱關(guān)系連接和強(qiáng)關(guān)系連接。之所以選擇小年而不是春節(jié)或中秋主要是因?yàn)榻^大多數(shù)中國(guó)人仍然有過這幾個(gè)節(jié)日的習(xí)慣，因此并不適宜作為工具變量。Ronconi 等（2010）使用了居住地交通通達(dá)性作為社會(huì)資本的工具變量。他們的理由是交通是影響社會(huì)交往和社會(huì)資本的重要因素，但交通通達(dá)性并不會(huì)顯著影響健康水平。在我們國(guó)家，交通通達(dá)性較低則意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高。這些地方的醫(yī)療和社會(huì)保障水平也不會(huì)太高，這又影響了居民的健康水平。Bj?rnskov（2015）提議使用最冷月平均溫度作為衡量社會(huì)資本的工具。理由是原始時(shí)期生存在溫度越低的地區(qū)，越需要互惠合作來應(yīng)對(duì)氣候挑戰(zhàn)，因此社會(huì)資本存量也會(huì)越豐富。但氣候本身又是影響健康的重要因素，因此本文中并沒有考慮這些變量。

四、實(shí)證分析

（一）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)健康水平的影響：基礎(chǔ)模型

自評(píng)健康水平、生活障礙以及心理健康屬于類別變量，因此對(duì)應(yīng)的是Ordered Logit模型。而對(duì)BMI指標(biāo)本文使用的是分位數(shù)回歸模型，這主要是因?yàn)锽MI與健康之間并非是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。首先，BMI指數(shù)沒有計(jì)算脂肪比例，所以一些練健身的人BMI指數(shù)也可能較高；而BMI指數(shù)過低雖然避免了高血壓等疾病的風(fēng)險(xiǎn)，但也可能意味著營(yíng)養(yǎng)不良。因此，以往許多研究BMI的學(xué)者都傾向于使用分位數(shù)模型（例如Ouyang 等，2015）。王小華等（2014）指出分位數(shù)回歸的優(yōu)勢(shì)還包括消除奇異值的影響以及考慮自變量對(duì)不同分布區(qū)間上因變量影響的差異性等。

表2輸出結(jié)果顯示弱關(guān)系連接與強(qiáng)關(guān)系連接均對(duì)自評(píng)健康水平有正面作用，系數(shù)為0.114和0.085，且在1%水平內(nèi)顯著。說明弱關(guān)系連接與強(qiáng)關(guān)系連接每提高一個(gè)等級(jí)，相應(yīng)的自評(píng)健康水平提高一個(gè)等級(jí)，概率為和。此外，教育水平較高、已婚人士、男性、城市居民的自評(píng)健康等級(jí)也較高。表2第二列結(jié)果顯示社會(huì)資本有助于減少健康問題對(duì)日常生活造成的不利影響。年齡變量符號(hào)顯著為正，說明年齡越大越容易因?yàn)榻】祮栴}影響日常生活，這符合現(xiàn)實(shí)情況。其他大部分變量符號(hào)為負(fù)且在不同水平上顯著，說明這些都是有助于提高健康水平的?；貧w結(jié)果顯示弱關(guān)系連接與強(qiáng)關(guān)系連接對(duì)負(fù)面情緒存在一定的抑制作用。而喪偶對(duì)個(gè)體心理健康會(huì)產(chǎn)生巨大沖擊，這也與大量國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)得出的結(jié)論相一致（米峙，2012）。社會(huì)資本對(duì)BMI的影響十分復(fù)雜，弱關(guān)系對(duì)低分布區(qū)間（0.25分位）上樣本的BMI指數(shù)有促進(jìn)作用，但對(duì)高分布區(qū)間（0.75分位）上樣本的BMI有抑制作用。這一結(jié)論與Richmond 等（2014）的結(jié)果類似，即社會(huì)資本在改善了偏瘦個(gè)體的營(yíng)養(yǎng)狀況的同時(shí)，又對(duì)于偏胖個(gè)體的體重有一定抑制作用。強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)則增加BMI處于正常水平的個(gè)體脂肪含量。在不考慮內(nèi)生性的情況下，社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康存在積極作用是比較明顯的。

表2 Logit模型與分位數(shù)回歸結(jié)果

自評(píng)健康生活障礙負(fù)面情緒BMI0.25BMI0.50BMI0.75 東部0.290***（0.000）-0.338***（0.000）-0.422***（0.000）0.403***（0.000）0.341***（0.004）0.448***（0.001） 城市居民0.116***（0.002）-0.108***（0.003）-0.056（0.138）0.361***（0.000）0.046***（0.000）0.290***（0.000） 個(gè)人收入-0.002（0.224）-0.009（0.305）0.002（0.733）0.013（0.495）0.002（0.130）0.003**（0.038） 醫(yī)療資源0.067**（0.012）-0.083***（0.003）-0.013（0.700）0.081（0.108）0.104**（0.047）0.004（0.945） 男性0.274***（0.000）-0.249***（0.000）-0.164***（0.002）0.729***（0.000）0.483***（0.000）0.414***（0.001） 年齡-0.032***（0.000）0.036***（0.000）0.005**（0.015）0.007*（0.056）0.014***（0.000）0.023***（0.000） 教育程度0.093***（0.001）-0.184***（0.000）-0.148***（0.000）0.098（0.066）-0.039（0.478）-0.031（0.538） 家庭經(jīng)濟(jì)狀況0.452***（0.000）-0.299***（0.000）-0.362***（0.000）0.161**（0.036）0.221***（0.008）0.238**（0.013） 家庭社會(huì)地位0.002（0.155）-0.011（0.499）-0.021（0.199）0.002（0.953）-0.030（0.331）-0.019（0.609） 已婚0.219***（0.000）-0.165*（0.082）-0.095（0.298）1.163***（0.000）1.312***（0.000）1.058***（0.000） 喪偶-0.038（0.663）0.030（0.733）-0.319***（0.000）-0.717***（0.000）-0.845***（0.000）-0.546***（0.007） No. Obs515351535153515351535153 Pseudo0.08380.07830.03500.04180.03090.0212 LR CHI/Wald Test1207.631004.22462.480.4522--

注：小括號(hào)內(nèi)為P值，“*”“**”“***”分別代表10%，5%，1%的顯著水平（下同）。

（二）社會(huì)網(wǎng)絡(luò)對(duì)健康水平的影響：工具變量

表3和表4輸出了使用工具變量法時(shí)的實(shí)證結(jié)果。表3使用工具變量預(yù)測(cè)自評(píng)健康、生活障礙以及負(fù)面情緒；而表4則是使用工具變量預(yù)測(cè)BMI指數(shù)。如前所述，本文一共使用了三個(gè)工具變量來預(yù)測(cè)兩個(gè)內(nèi)生變量。其中本地居住對(duì)弱關(guān)系的影響不顯著，而圣誕節(jié)對(duì)強(qiáng)關(guān)系影響不顯著，但工具變量總體是有效的，第一階段F統(tǒng)計(jì)量大于10，符合rule of thumbs原則。而Amemiya-Lee-Newey過度識(shí)別檢驗(yàn)也指出模型不存在過度識(shí)別問題。結(jié)果表明不論強(qiáng)關(guān)系還是弱關(guān)系對(duì)提高自評(píng)健康水平以及減少病痛對(duì)日常生活的負(fù)面影響都變得不再顯著。而強(qiáng)關(guān)系和弱關(guān)系僅在10%水平內(nèi)對(duì)負(fù)面情緒有抑制作用。Wald 內(nèi)生性檢驗(yàn)表明社會(huì)資本變量與自評(píng)健康以及生活障礙之間存在內(nèi)生性，因此回歸結(jié)果當(dāng)以工具變量方法為準(zhǔn)。而社會(huì)資本與負(fù)面情緒之間似乎并沒有顯著內(nèi)生性。這意味著相比于心理因素，身體健康更有可能制約個(gè)體的社會(huì)資本積累。表4結(jié)果表明工具變量方法下的分位數(shù)回歸與普通分位數(shù)回歸并沒有顯著區(qū)別。弱關(guān)系連接增加了低BMI分布區(qū)間樣本的體重，同時(shí)也減少了高BMI分布區(qū)間的樣本體重。強(qiáng)關(guān)系連接僅對(duì)在中位數(shù)分布區(qū)間上樣本的BMI值有促進(jìn)作用。Hausman檢驗(yàn)指出工具變量沒有對(duì)回歸結(jié)果造成顯著差異，因此應(yīng)當(dāng)接受普通分位數(shù)模型。

表3 工具變量下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與健康水平回歸結(jié)果

　自評(píng)健康生活障礙負(fù)面情緒 Wald test0.05840.05930.1709 Over-id0.24710.24650.5236

注：三個(gè)工具變量中。本地居住在預(yù)測(cè)弱關(guān)系時(shí)不顯著，P=0.127；圣誕節(jié)對(duì)預(yù)測(cè)強(qiáng)關(guān)系時(shí)不顯著，P=0.925

表4 工具變量下社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與BMI回歸結(jié)果

注：目前沒有官方公布的工具變量分位數(shù)回歸程序，本文使用的是密歇根大學(xué)學(xué)者自行開發(fā)的程序。在每次回歸中僅能測(cè)算一個(gè)內(nèi)生變量。相關(guān)程序介紹鏈接如下：https://msu.edu/~kwakdo/ivqreg.pdf。

（三）社會(huì)資本對(duì)健康水平的影響：樣本細(xì)分

本節(jié)考察社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康的影響是否存在性別差異、年齡差異和城鄉(xiāng)差異。參考中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查的方法，將45歲以上樣本定義為中老年，44歲以下樣本定義為青壯年。鑒于篇幅限制，本節(jié)不再對(duì)比普通回歸與工具變量回歸的區(qū)別。對(duì)于自評(píng)健康和生活障礙輸出工具變量結(jié)果，而對(duì)于負(fù)面情緒和BMI輸出常規(guī)回歸結(jié)果。表5顯示在考慮了內(nèi)生性之后，弱關(guān)系連接對(duì)農(nóng)村居民和老年人群體的自評(píng)健康水平有提升作用；這印證了周廣肅等（2014）的觀點(diǎn)，即社會(huì)資本對(duì)傳統(tǒng)弱勢(shì)群體能夠提供更多的幫助。強(qiáng)關(guān)系連接則與健康水平無顯著關(guān)聯(lián)，這也充分揭示了不同類型社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康作用的差異性。社會(huì)資本與健康的關(guān)系更多的體現(xiàn)在BMI和心理健康層面。不論是強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)還是弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對(duì)男性樣本、女性樣本、城市樣本和老年樣本的負(fù)面情緒都有顯著抑制作用。弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強(qiáng)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有助于抑制高BMI分布區(qū)間上樣本的體重，這尤其體現(xiàn)在女性個(gè)體和城市居民上。這意味著社會(huì)資本有助于養(yǎng)成良好的飲食習(xí)慣，使個(gè)體傾向于保持適度的身材。對(duì)于BMI值處于低分位水平上的男性、女性以及老年樣本，弱關(guān)系連接還有改善其營(yíng)養(yǎng)狀況的作用。

表5 基于工具變量法分樣本回歸結(jié)果

　女性男性城市農(nóng)村年輕年長(zhǎng) BMI Q=0.75強(qiáng)關(guān)系-0.235*（0.074）0.067（0.479）-0.278**（0.035）0.095（0.221）-0.152*（0.073）-0.084（0.325）

注：由于篇幅限制，僅輸出社會(huì)資本變量回歸結(jié)果?？刂谱兞康脑O(shè)置與之前回歸保持一致。

（四）社會(huì)資本對(duì)健康水平的影響：控制個(gè)體異質(zhì)性

截面樣本往往還存在個(gè)體異質(zhì)性問題使得回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差。通常依靠面板固定效應(yīng)模型能夠解決遺漏變量問題，但CGSS并不是一項(xiàng)追蹤調(diào)查，因而無法運(yùn)用面板分析。不過可以使用Ranked Ordered Logit模型來解決這一問題。其原理是在回歸中添加一個(gè)group約束條件，將不同的觀測(cè)值歸為不同的group。不同group之間的觀測(cè)值可能存在明顯的個(gè)體差異，但group內(nèi)部觀測(cè)值差異較小。這就相當(dāng)于為模型增加了一個(gè)固定效應(yīng)。模型中將受訪者按照所在的街道/鄉(xiāng)/鎮(zhèn)進(jìn)行聚類；即假定同一區(qū)域居民的健康狀況受相同外部環(huán)境的影響，但不同社區(qū)居民健康水平存在系統(tǒng)性差異。由于篇幅限制，也僅在表6中輸出社會(huì)資本變量的回歸結(jié)果，但回歸時(shí)使用的控制變量與之前保持一致。表6指出社會(huì)資本變量對(duì)健康指標(biāo)的影響并不十分顯著，同時(shí)對(duì)不同的社會(huì)群體存在明顯的差異性。例如弱關(guān)系連接有助于緩解男性受訪者的負(fù)面情緒，但對(duì)女性樣本的作用不顯著。強(qiáng)關(guān)系連接提高了城市地區(qū)自評(píng)健康水平，但對(duì)農(nóng)村樣本并無明顯影響。但總體而言，弱關(guān)系連接的作用要大于強(qiáng)關(guān)系連接。

注：分位數(shù)回歸本身就包含聚類效應(yīng)，因此就不在本節(jié)中進(jìn)行實(shí)證了。另外該模型無法同時(shí)解決內(nèi)生性和個(gè)體異質(zhì)性問題。

五、結(jié)論與建議

基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，本文考察了社會(huì)資本與個(gè)人健康之間的關(guān)系。文章使用了兩個(gè)社會(huì)資本指標(biāo)以及多個(gè)健康指標(biāo)，并結(jié)合多種計(jì)量模型以解決可能存在的內(nèi)生性和個(gè)體異質(zhì)性問題。在基礎(chǔ)回歸階段，強(qiáng)關(guān)系連接和弱關(guān)系連接對(duì)各個(gè)健康指標(biāo)均有顯著作用。但考慮了內(nèi)生性和個(gè)體差異性問題后，社會(huì)資本的作用大大降低了。通過樣本細(xì)分，本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)社會(huì)資本對(duì)不同社會(huì)群體健康狀況有不同影響?？紤]個(gè)體異質(zhì)性問題時(shí)，強(qiáng)關(guān)系連接提升了城市居民健康水平，但對(duì)農(nóng)村居民作用不大。而工具變量法下弱關(guān)系連接對(duì)老年人和農(nóng)村居民健康水平有促進(jìn)作用。而社會(huì)資本對(duì)個(gè)體體重改善的作用也主要集中在女性和城市樣本上。總體而言，社會(huì)資本對(duì)個(gè)人健康水平的促進(jìn)作用不如理論預(yù)期的那么顯著，而弱關(guān)系連接積極作用要大于強(qiáng)關(guān)系連接。

本文的結(jié)果證實(shí)了薛新東和劉國(guó)恩（2012）關(guān)于社會(huì)資本對(duì)不同社會(huì)群體的健康存在差異性影響這一觀點(diǎn)。在此基礎(chǔ)上我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)這種差異性還體現(xiàn)在不同類型的社會(huì)資本和健康指標(biāo)上。而以往的研究大多只使用單個(gè)健康指標(biāo)和單一維度的社會(huì)資本指標(biāo)。就理論層面而言，我們并不主張將社會(huì)資本簡(jiǎn)單的理解為“人脈關(guān)系”。如果社會(huì)資本促進(jìn)個(gè)體健康水平的方式是通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)擠占優(yōu)質(zhì)的醫(yī)療資源，那其實(shí)屬于一種“特權(quán)主義”，必定以犧牲社會(huì)公平為代價(jià)。這也是為什么許多研究都提及了社會(huì)資本的“陰暗面”。對(duì)于社會(huì)資本的理解，還是應(yīng)當(dāng)以強(qiáng)調(diào)互惠互利的價(jià)值觀為主。就政策層面而言，政府可以加強(qiáng)社區(qū)建設(shè)來培育社會(huì)資本，進(jìn)而提升居民健康水平。2009年新醫(yī)改方案實(shí)施以來，我國(guó)政府對(duì)基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)投入大量資金，極大的改善了社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心、鄉(xiāng)鎮(zhèn)衛(wèi)生院和村衛(wèi)生室的服務(wù)質(zhì)量和服務(wù)功能。因此目前可以依托基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)，積極開展醫(yī)療互助活動(dòng)，并引導(dǎo)和鼓勵(lì)各類公益性組織發(fā)展慈善醫(yī)療救助。即便基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)無法覆蓋重大疾病，但仍然可以承擔(dān)宣傳醫(yī)療政策，推廣健康資訊、提供配套服務(wù)的功能；以此來提升居民健康水平和健康意識(shí)。當(dāng)然，在政策實(shí)施過程中還應(yīng)當(dāng)充分意識(shí)到所存在差異性。例如在城市地區(qū)應(yīng)當(dāng)重視強(qiáng)連接的作用，而對(duì)農(nóng)村居民要重視弱連接等。

作為一項(xiàng)實(shí)證研究，本文還存在一些局限性。首先，社會(huì)資本的測(cè)量一直是學(xué)術(shù)界懸而未解的難題。本文的兩個(gè)指標(biāo)可能無法涵蓋社會(huì)資本的所有層面。其次，文章僅使用了一個(gè)客觀健康指標(biāo)，這可能存在一定的測(cè)量誤差。許多受訪者可能并不真正了解自身的健康狀況，因而給出了錯(cuò)誤的評(píng)估。最后，由于篇幅限制，本文也僅探討了社會(huì)資本與健康水平的直接因果關(guān)聯(lián)，對(duì)于可能存在的間接因果關(guān)系還沒有進(jìn)行深入的討論。以后的研究還需要在這些進(jìn)行更多的探索。

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（G）

*本文受國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目“博弈視域下農(nóng)民工市民化誘導(dǎo)機(jī)理研究”（71373215）資助。