構(gòu)建人類健康共同體視域下社會資本對公眾健康的影響機制

于宜民

近年來，隨著公共衛(wèi)生事件在全球范圍內(nèi)的頻繁爆發(fā)，如何有效應對全球性公共衛(wèi)生危機成為世界各國普遍關心的課題。2020年5月18日習近平主席在第73屆世界衛(wèi)生大會開幕式上的致辭中呼吁世界各國共同構(gòu)建人類衛(wèi)生健康共同體，這意味著公共衛(wèi)生安全已經(jīng)不僅僅是一個國家、地區(qū)需要重視的問題，而是成為全球治理體系中的重要組成部分。健康是人類命運共同體的固有基因，是構(gòu)建人類命運共同體的最大公約數(shù)。構(gòu)建人類健康命運共同體則是構(gòu)建人類命運共同體的題中應有之義。〔1〕

當前，對于健康的研究早已突破了公共衛(wèi)生領域研究的固有范疇，而逐漸擴展至與之相關的多個人文社科領域。尤其對于公眾健康而言，最近20年來社會學領域關注的焦點之一——社會資本研究，為其提供了一條有效的詮釋路徑。社會資本是根據(jù)社會本身的特性和個體在社會中所處的位置提煉出的一系列相關內(nèi)容，具有普遍性特點。以往大量的研究大多力求證實社會資本對生活方式的影響和生活方式對健康的影響，但鮮有學者在研究中同時考慮二者分別對健康產(chǎn)生的影響以及二者之間的內(nèi)在聯(lián)系。盡管當下學界對于公共健康領域所探討的社會資本概念的定義尚存在著一些爭議，但社會資本對公共健康所產(chǎn)生的影響卻不容忽視。因此，深入探析社會資本對于居民健康的影響機制，對于提高我國國民乃至全球居民的整體健康水平，進而構(gòu)建人類健康命運共同體具有至關重要的作用。

一、研究主題與文獻檢視

本文從社會學量化研究的視角出發(fā)，運用“城市化與新移民問卷調(diào)查”十城市的調(diào)查數(shù)據(jù)，在量化分析影響個人生活方式選擇的社會因素的基礎上，考察社會資本對居民健康的影響方式和路徑等作用機制。

世界衛(wèi)生組織 （WHO）認為健康是身體、心理和社會適應的完美狀態(tài)，該定義揭示了健康的全部內(nèi)涵應當由三方面組成?！?〕而以往大量的社會學量化研究僅選取自評健康代表個體的整體健康狀況，是缺乏全面性的。我們需要一個能夠完整地反映被訪者整體健康狀況的指標。自評健康是對個體健康的主觀判斷，而身體和心理健康則是由外部對個體健康進行客觀的判斷。因此，本文將自評健康、心理健康和身體健康這三種維度的健康指標合成綜合健康指標，并檢驗社會資本等相關變量對綜合健康的作用。

盡管社會學界對于社會資本的定義仍舊存在爭議，但是在有關社會資本與健康的研究中，大部分研究將社會網(wǎng)絡看作是個體性社會資本，社會參與和社會信任多被認為是區(qū)域性社會資本。目前，中外學者關于個體社會資本與區(qū)域性社會資本對健康的影響存在不同的研究結(jié)論。外國學者在較早的研究中，區(qū)分個體層面的社會資本和集體層面的社會資本，并且證明了前者對個人健康有著積極的影響，而后者對個人健康的影響并不顯著?！?〕而我國學者則發(fā)現(xiàn)這兩種社會資本均會對健康產(chǎn)生積極的影響，且區(qū)域性社會資本對個體健康的影響更大，并指出社會資本對健康的促進效應受到個體的性別、年齡、生活方式等因素的影響?！?〕林南認為，個體社會資本是行動者在行動中獲取和使用的嵌入在社會網(wǎng)絡中的資源。在一般意義上，社會網(wǎng)絡中蘊含著行動者所需的稀缺性資源。換言之，個體的社會資本與社會網(wǎng)絡是統(tǒng)一的。因此，我們直接將個體的社會資本定義為個體的社會網(wǎng)絡。

首先，檢驗作為個體性社會資本的社會網(wǎng)絡變量對個體健康的作用。社會網(wǎng)絡會從多個方面影響個體的健康，希曼 （Seeman）總結(jié)了三個假設：第一，社會網(wǎng)絡有助于健康信息的傳遞；第二，社會網(wǎng)絡促進人們參與健康預防行為；第三，好的網(wǎng)絡地位能提高人們的控制感，影響身心健康?！?〕本文選取了三種不同類型的社會網(wǎng)絡，分別是精神支持網(wǎng)、閑暇活動網(wǎng)和實際幫助網(wǎng)，關于社會網(wǎng)絡對綜合健康的影響提出如下假設：

假設1：居民的社會網(wǎng)絡越豐富，其綜合健康狀況越好。

假設1.1：相對于不擁有精神支持網(wǎng)的居民，擁有精神支持網(wǎng)的居民，其綜合健康狀況更好。

假設1.2：相對于不擁有閑暇活動網(wǎng)的居民，擁有閑暇活動網(wǎng)的居民，其綜合健康狀況更好。

假設1.3：相對于不擁有實際幫助網(wǎng)的居民，擁有實際幫助網(wǎng)的居民，其綜合健康狀況更好。

其次，檢驗作為區(qū)域性社會資本的社會參與變量與健康之間的關系。烏普霍夫 （Uphoff）根據(jù)主觀和客觀的不同視角，將社會資本劃分為認知性社會資本和結(jié)構(gòu)性社會資本?！?〕前者從個體的思想活動出發(fā)，更傾向于無形的精神、觀念和態(tài)度等，個體對他人的信任程度就是常見的認知性社會資本。后者更傾向于有形的社會參與、社會活動等，并認為結(jié)構(gòu)性社會資本的核心概念是社會網(wǎng)絡。〔7〕基于以上理論，選取居民對所居住小區(qū)的滿意度、社交軟件的使用情況以及居民對各種社會事項的滿意度作為區(qū)域性社會資本變量，其中既包括認知性社會資本變量，又包括結(jié)構(gòu)性社會資本變量，并提出如下假設：

假設2：居民的社會參與程度越高，其綜合健康狀況越好。

假設2.1：居民對現(xiàn)居住小區(qū)的滿意度越高，其綜合健康狀況越好；

假設2.2：居民對各種社會事項的滿意度越高，其綜合健康狀況越好；

假設2.3：居民使用社交軟件的頻率越高，其綜合健康狀況越好。

除了社會資本對健康的直接影響之外，李（Lee）等人的研究發(fā)現(xiàn)了另一條影響健康的路徑?！?〕他們的研究發(fā)現(xiàn)，擁有更多社會支持的老年人，能夠具有更高的健康信息辨識力，從而擁有更加健康的身體，因此這種信息辨識力是健康生活方式的一個重要組成部分。

還有一些學者關注到社會資本與生活方式之間也存在著顯著的聯(lián)系，具體包括酒精和麻醉藥品、吸煙、休閑時間的體力活動、飲食和性行為等方面?！?〕研究發(fā)現(xiàn)，社會資本的心理方面，尤其是社會信任水平的高低與酒精的攝入相關。〔10〕在瑞典進行的另一項研究發(fā)現(xiàn)，作出戒煙決定與個體在正式或非正式組織中的參與程度有著緊密的聯(lián)系，其影響程度超過家人和朋友的影響?！?1〕洛克 （Locher）關于老年人的研究發(fā)現(xiàn)，一些社會資本的存在或匱乏都可能對該群體的飲食結(jié)構(gòu)和影響攝入產(chǎn)生作用?！?2〕雖然社會資本對健康的影響毋庸置疑，上述幾種生活方式對健康的影響也顯而易見，但當我們在不同的社會背景之下觀察社會資本、生活方式和健康這三者的相互作用關系時，卻可能得到不同的答案，這是由不同社會的文化背景、社會制度和居民的生活習慣所決定的。

在我國學者的研究探索中，劉偉強、李鮮認為健康行為 （health behaviors）和健康相關行為（health-related behaviors）是健康生活方式的表征?！?3〕健康的生活方式和健康之間的關系得到了學者的普遍關注。飲食習慣同樣影響著人們的健康水平，早餐、水、蔬菜水果攝入量是影響人們健康生活方式的標準?！?4〕不健康的飲食習慣會增加產(chǎn)生抑郁、焦慮等不良情緒的風險。〔15〕此外，各種不健康的生活方式間也會相互影響，例如吸煙的個體通常也會伴隨有飲酒的習慣。

根據(jù)慣例，以往有關健康的量化研究通常使用 《生活方式量表》和 《生活方式自評量表》，除了常見的營養(yǎng)、鍛煉、生活習慣等指標外，還包括了心理學的指標，如緊張自我調(diào)節(jié)、應激控制能力和自我維護健康動機等。李世明等人根據(jù)生活方式的三個維度 （身體、心理和社會），撰寫了《健康生活方式評價指標體系》，并結(jié)合以往調(diào)研所得數(shù)據(jù)明確了各個衡量指標的權重，保證了該評價體系的效度。〔16〕還有學者從心理學的角度將健康行為分為外顯性健康行為和內(nèi)隱性健康行為兩種。前者包含飲食、休憩、體檢等內(nèi)容，而后者則由智力、心理狀態(tài)、社會適應能力等因素構(gòu)成?！?7〕此外，《健康促進生活方式量表》（HPLP，Health Promoting Lifestyle Profile）的中文版也為我國學者所普遍接受，并被廣泛運用到眾多健康生活方式的量化研究中。該量表涵蓋被訪者在飲食、休息、鍛煉、健康信息獲取等方面的生活習慣。

再次，綜合以往的理論和經(jīng)驗研究，同時檢驗作為個體性社會資本的社會網(wǎng)絡和作為區(qū)域性社會資本的社會參與這兩種社會資本變量對生活方式的影響，提出如下假設：

假設3：社會資本會對居民的吸煙、飲酒、健康食品攝入、不健康食品攝入這四種生活習慣產(chǎn)生不同的影響。

趙曉航證實了社會經(jīng)濟地位、生活方式和社會支持對老年人健康均會產(chǎn)生作用 〔18〕，且這些影響存在性別差異。值得指出的是，社會經(jīng)濟地位和社會支持中的弱關系，對老年人的生活方式也存在顯著的影響。李路路、王煜在 《“健康”作為生活方式的模式：機會結(jié)構(gòu)和個體能動性的雙重建構(gòu)——基于潛類別分析的研究》一文中，除了驗證常見的社會經(jīng)濟地位對生活方式的影響外，還提出了主觀幸福感、生活自由度和社會支持這三個個體因素對生活方式有影響的假設。該研究的前兩個假設均已得到了驗證，但社會支持變量具體選取了被訪者與朋友之間進行娛樂活動的頻率作為衡量的依據(jù)，第三個假設并未得到證實。

最后，上述研究啟發(fā)了我們試圖在不同的樣本中考察社會資本、生活方式和公眾健康三者之間的邏輯關系。假設1、2、3已經(jīng)對社會資本和健康以及社會資本和生活方式進行了預測。那么，如果能夠證實生活方式與健康之間的關系，就可證明生活方式作為社會資本與健康的中介變量的可能性。因此，本文為檢驗生活方式對綜合健康的影響提出以下假設：

假設4：居民的生活方式越積極，其綜合健康狀況越好。

假設4.1：相對于吸煙的居民，不吸煙的居民，其綜合健康狀況更好；

假設4.2：相對于飲酒的居民，不飲酒的居民，其綜合健康狀況更好；

假設4.3：居民攝入健康食品的種類越多，其綜合健康狀況越好；

假設4.4：居民攝入不健康食品的種類越少，其綜合健康狀況越好。

綜上所述，本文結(jié)合相關社會學理論，首先考察不同類型的社會資本對健康的影響，然后分析社會資本影響生活方式的路徑，最后探討社會資本通過生活方式的中介作用影響健康的遞進因果關系。

二、數(shù)據(jù)選取和變量的操作化測量

（一）數(shù)據(jù)來源

本研究所采用的數(shù)據(jù)來自于上海大學社會學院張文宏和張海東教授負責的 “都市新移民研究創(chuàng)新團隊”和 “城市化調(diào)查研究網(wǎng)絡平臺”于2017年進行的 “城市化與新移民調(diào)查”。該調(diào)查涉及我國不同地區(qū)的10個城市，包括廣東省廣州市、福建省廈門市、河南省鄭州市、湖南省長沙市、吉林省長春市、天津市、遼寧省沈陽市、吉林省延吉市、黑龍江省哈爾濱市、遼寧省鞍山市。該問卷采用多層隨機抽樣的方式抽取樣本，先在已定的10個城市中隨機抽取20個村 （居）委會，再以每個村 （居）委會的實際管轄范圍作為抽樣框，在相應范圍之中抽取家庭戶或集體戶作為被訪戶，然后再在被訪戶中隨機抽取1名18周歲以上的被訪者，由經(jīng)培訓過的訪員對其進行面對面訪談，最終收集并匯總數(shù)據(jù)。經(jīng)過數(shù)據(jù)清理，本研究采用的實際有效樣本為5007個，性別、年齡等變量的分布合理，具體可見后文描述性統(tǒng)計。

（二）變量與描述性統(tǒng)計

1.社會網(wǎng)絡

本研究選取居民的精神支持網(wǎng)、閑暇活動網(wǎng)和實際幫助網(wǎng)作為代表個體性社會資本的社會網(wǎng)絡變量。調(diào)查問卷中關于這三個變量的具體問題分別是 “過去一年中，當您心情不太好或感到有點沮喪時，是否找人談過心？”“過去一年中，是否找過閑暇時間一起玩的人？”“過去一年中，有人幫助過您嗎？”針對這三個變量的回答，“有”為1、“沒有”或 “找不到”為0，本研究僅關注被訪者是否擁有這三種社會網(wǎng)絡。

2.社會參與

以居民對所居住小區(qū)的滿意度、社交軟件的使用情況以及居民對各種社會事項的滿意度作為社會參與變量，代表區(qū)域性社會資本。小區(qū)滿意度在問卷中的具體問題為 “請問您對以下各類事項的滿意程度如何？”內(nèi)容涉及對鄰里關系、生活水平、居住條件、家庭關系、社交生活、家庭收入六個方面的滿意度評價?！胺浅M意”編碼為5，“比較滿意”編碼為4，“一般”編碼為3，“不太滿意”編碼為2，“非常不滿意”編碼為1。滿意度的數(shù)值由這六項的分值相加而得，最低分為6，最高分為30，分值越高說明被訪者對社會事項的滿意度越高。社交軟件使用頻率變量在問卷中的具體問題是 “最近一年，您使用如下網(wǎng)絡應用的頻率是？”軟件包括微信、QQ和微博這三種，“從不”為1，“每年幾次”為2，“每月幾次”為3，“每周幾次”為4，“每天幾次”為5，將這三種社交軟件的使用頻率相加得出從3到15分之間的具體分值。居民對其所處的各種社會事項的滿意度由六個部分的打分構(gòu)成，內(nèi)容包括鄰里關系、生活水平、居住條件、家庭關系、社交生活、家庭收入?！胺浅M意”計5分，“比較滿意”計4分，“一般”計3分，“比較不滿意”計2分，“非常不滿意”計1分。社會事項滿意度最高得分30分，最低6分。

3.綜合健康

綜合健康指標將由身體健康、心理健康和自評健康這三組數(shù)據(jù)組合而成，但要將這三種維度的健康合并成一個健康指標則面臨兩個主要的問題。第一，身體、心理和自評健康這三組變量本身的最大值、最小值和區(qū)間范圍，甚至數(shù)值的高低所代表的含義都不盡相同。具體而言，自評健康的數(shù)值越高，代表被訪者的自評健康狀況越好。但是對于心理健康所選取的抑郁量表得分和身體健康所選取的罹患慢性病數(shù)量而言，這兩個變量的得分越高反而表示被訪者的心理健康或身體健康狀況越差。此外，自評健康的最小值為1，最大值為5；身體健康的最小值為0，最大值為7；而心理健康的最小值為0，最大值為47。由此可見這三個變量的評判標準差異很大。第二個問題是，即使將這三個變量調(diào)整到相同的最大值和最小值范圍之內(nèi)，也不能將這三個變量簡單地相加得出綜合健康得分。因為從相關理論和實際生活來看，這三種健康指標對個體的整體健康狀況而言是存在不完全相同的權重分布的。簡單地相加等于默認了這三個方面都會對個體的健康產(chǎn)生同樣程度的影響，這顯然與實際情況不相符。為了解決這兩個問題，筆者首先要對三個健康變量進行歸一化處理，然后運用熵值法計算出每一個健康變量的權重。將每一個健康變量乘以相應的權重后再將它們相加，以得出綜合健康指標。

表1 健康相關變量的描述性統(tǒng)計

表1中的數(shù)據(jù)是運用歸一法和熵值法計算出三種維度健康變量的權重后得出的綜合健康指標。由于歸一法將健康指標數(shù)值壓縮到了0到1之間，為了便于之后多元線性回歸模型的計算以及健康相關變量之間的比較觀察，我們先將自評、心理和身體健康變量乘以100，再利用所得權重計算綜合健康的得分。由表1可知，在綜合健康變量中，自評健康所占權重最大，指標權重值高達0.687；心理健康的權重次之，數(shù)值為0.289；身體健康在綜合健康指標中所占比重最小，僅為2.4%。綜合健康變量的最小值為2.057，最大值為100，均值為71.572，這表示大部分被訪者的綜合健康狀況良好，與實際情況相符。

4.生活方式

具體而言，被訪者有吸煙習慣編碼為1，無吸煙習慣編碼為0；有飲酒習慣編碼為1，無飲酒習慣編碼為0。飲食習慣則根據(jù)問卷中 “過去一周，您食用過下列哪些食物嗎？”調(diào)查得出，其中肉類、魚等水產(chǎn)品、新鮮蔬菜水果、奶制品、豆制品、蛋類、雜糧等七類食品被定義為健康食品，個體食用這些健康食品的種類越豐富，證明其生活方式越健康。因此，“健康食品”變量最小值為0，最大值為7，該變量數(shù)值越大，證明被訪者該生活習慣越健康。而腌制食品 （如榨菜、醬豆腐）和膨化/油炸食品 （如薯片、油條），由于其重鹽、重油是世界公認的不健康食品。因此，“不健康食品”變量最小值為0，最大值為2，該變量數(shù)值越小，證明被訪者該生活習慣越健康。

5.控制變量

學者們研究發(fā)現(xiàn)，不同的婚姻狀況對個體在軀體表現(xiàn)、心理表現(xiàn)和社會適應等方面健康狀況的影響存在著差異性?！?9〕蘭茲 （Lantz）等人的研究證明了社會經(jīng)濟地位較低人群的生活方式對其健康的影響更為顯著。〔20〕趙曉航的研究將受訪者參與宗教活動、業(yè)余學習、社區(qū)服務或其他社會交往情況作為衡量個人社會支持中弱關系多寡的標準?！?1〕安桂花等人的研究表明居住在城市與鄉(xiāng)村的居民在生活方式量表所測得的營養(yǎng)因子上存在較為顯著的差異，而教育也會對城鄉(xiāng)居民的體育鍛煉和營養(yǎng)因子產(chǎn)生顯著的影響?！?2〕

借鑒上述相關研究的變量設計，本研究選取以下可能對個體的社會資本、生活方式和健康產(chǎn)生顯著影響的常見人口學變量作為本研究的控制變量，具體包括性別、年齡、年齡的平方、宗教、自評社會階層、收入、職業(yè)階層、受教育程度、婚姻狀況、被訪者的個人居住地、戶口以及是否是城市移民。其中，性別變量中男性編碼為1，女性為0。有宗教信仰編碼為1，無宗教信仰為0。自評社會階層共分為10個等級，最小值為1，最大值為10。考慮到個人收入的差距較大，因此在測量中對其進行了對數(shù)處理。根據(jù)劉欣 《中國城市的階層結(jié)構(gòu)與中產(chǎn)階層的定位》一文中有關職業(yè)階層的定義 〔23〕，將社會階層簡要劃分為上中下三個階層，處于最下層的職業(yè)編碼為1，處于中層的職業(yè)編碼為2，處于最上層的職業(yè)編碼為3。受教育程度根據(jù)被訪者所接受教育的年限確定，最小值為0，表示被訪者未接受過教育；最大值為19，代表被訪者擁有研究生及以上學歷。關于婚姻變量，處于婚姻狀態(tài)的編碼為1，不處于婚姻狀態(tài)的編碼為0。個人居住地指的是被訪者16周歲以前的居住地，城市編碼為1，農(nóng)村編碼為0。若被訪者接受調(diào)查時具有城市戶口編碼為1，若不是城市戶口編碼為0。本地居民的定義是自出生到接受調(diào)查時一直居住在本地的居民，其余情況均視為移民。本研究中移民編碼為1，非移民 （本地居民）編碼為0。

表2 各變量描述性統(tǒng)計

6.描述性統(tǒng)計

表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果包含了社會資本變量、生活方式變量、健康變量和控制變量的樣本量、均值、標準差、最小值和最大值。通過該結(jié)果可以大致看出，本研究所選取樣本在諸多人口學變量，如性別、年齡、婚姻狀況、是否為外來移民等條件中分布較為合理，因而可以較客觀地反映受訪居民的基本狀況。

表3 影響居民綜合健康的社會因素多元線性回歸結(jié)果

三、研究結(jié)果

表3展示了綜合健康作為因變量，社會網(wǎng)絡、社會參與和生活方式作為自變量的多元線性回歸模型。首先，從回歸結(jié)果來看，社會網(wǎng)絡與綜合健康之間呈現(xiàn)較為復雜的關系。閑暇活動網(wǎng)與綜合健康有顯著的正向關系，該回歸系數(shù)為1.782（P＜0.01），這表明與不擁有閑暇活動網(wǎng)的居民相比，擁有閑暇活動網(wǎng)的居民整體健康狀況更好。而實際幫助網(wǎng)卻得到了與之相反的結(jié)果，實際幫助網(wǎng)的回歸系數(shù)為-1.980（P＜0.01），這表明與不擁有實際幫助網(wǎng)的居民相比，擁有實際幫助網(wǎng)的居民整體健康狀況更差。精神支持網(wǎng)與綜合健康之間看似呈現(xiàn)負向的關系，但未能在P＜0.1的范圍內(nèi)顯著。

表4 社會資本影響生活方式的回歸分析結(jié)果

其次，社會參與假設基本得到了證實。社會事項滿意度和社交軟件的使用都與綜合健康呈現(xiàn)顯著的正向關系，回歸系數(shù)分別為0.705和0.401，P值均小于0.01。假設3.2和假設3.3均得到了驗證，即居民對各種社會事項的滿意度越高，其綜合健康狀況越好；居民使用社交軟件的頻率越高，其綜合健康狀況也越好。小區(qū)滿意度的回歸系數(shù)為0.067，雖然未能達到統(tǒng)計學意義上的顯著，但也表明了居民對其居住社區(qū)的各方面滿意程度與其綜合健康之間存在正向的關系。綜上所述，我們可以認為，居民的社會參與程度越高，其綜合健康狀況越好。

最后，觀察三組控制變量對綜合健康的回歸結(jié)果。自評社會階層和收入與綜合健康之間呈現(xiàn)P值小于0.01范圍內(nèi)顯著的正向關系。職業(yè)與綜合健康之間呈現(xiàn)P值小于0.01范圍內(nèi)顯著的負向關系，回歸系數(shù)為-0.129，這表明受訪者的職業(yè)階層越高，其健康狀況越差。另外，年齡和性別變量也與綜合健康之間存在P＜0.05范圍內(nèi)的顯著，其余變量與綜合健康的回歸結(jié)果在模型6中均不顯著。

表4分別展示了不同的生活方式作為因變量，社會網(wǎng)絡變量和社會參與變量作為自變量，其余作為控制變量的回歸結(jié)果。由于吸煙和飲酒分別是0和1的二分類變量，故采用邏輯斯蒂模型進行回歸。健康食品和不健康食品都是連續(xù)型變量，數(shù)值越大表示被訪者攝入食品的種類越多，因此選取多元線性回歸模型對假設進行檢驗。

實際幫助網(wǎng)與生活方式變量在統(tǒng)計上呈現(xiàn)較為顯著的結(jié)果。表4（1）（2）列的回歸結(jié)果顯示，實際幫助網(wǎng)與吸煙和飲酒習慣呈現(xiàn)出正向關系，吸煙的回歸系數(shù)為0.283，發(fā)生比是1.327（P＜0.01），飲酒的回歸系數(shù)為0.283，發(fā)生比是1.327（P＜0.01），說明擁有實際幫助網(wǎng)的居民與沒有實際幫助網(wǎng)的居民相比，吸煙和飲酒的可能性都分別有所增加。在表4（3）（4）列中居民實際幫助網(wǎng)與飲食習慣變量也都表現(xiàn)為正向關系，健康食品回歸系數(shù)是0.143（P＜0.01），不健康食品的回歸系數(shù)是0.066（P＜0.05），說明擁有實際幫助網(wǎng)的居民與沒有實際幫助網(wǎng)的居民相比，使用健康食品和非健康食品的可能性都更大。

閑暇活動網(wǎng)僅與飲酒以及健康食品表現(xiàn)出顯著的聯(lián)系，飲酒的回歸系數(shù)為0.326，發(fā)生比是1.386（P＜0.01），健康食品的回歸系數(shù)是 0.161 （P＜0.01），這表明擁有閑暇活動網(wǎng)的居民和不擁有閑暇活動網(wǎng)的居民相比，更可能擁有飲酒和攝入多種健康食品的生活方式。

與社會網(wǎng)絡變量相比，社會參與這一區(qū)域性社會資本變量與生活方式之間的因果關聯(lián)度相對較弱。其中關系滿意度僅與健康食品呈現(xiàn)出P值小于0.5的顯著性，二者的回歸系數(shù)為0.019，關系滿意度越高，越可能攝入更多健康食品。小區(qū)滿意度則與大部分的生活方式變量呈現(xiàn)出一定的負向關系，與吸煙、健康食品和不健康食品的回歸系數(shù)分別是-0.028、-0.016、-0.009，這些回歸系數(shù)的絕對值都比較小，這說明社區(qū)滿意度對個體的生活方式所造成的影響也并不大。此外，精神支持網(wǎng)和社交軟件的使用情況與各生活方式變量均未呈現(xiàn)出統(tǒng)計學意義上的顯著關系。

有關生活方式與健康之間關系的假設4在表3的回歸模型當中已經(jīng)得到了檢驗，其中假設4.1和假設4.4得到了較為充分的證實。其中吸煙的回歸系數(shù)為-1.419（P＜0.05），不健康食品的回歸系數(shù)為-0.896（P＜0.01），這表明吸煙和攝入不健康食品會對個體的綜合健康造成消極的影響。另外，飲酒的回歸系數(shù)為-0.427，健康食品的回歸系數(shù)為0.066，二者對健康的作用與實際相符，但并不顯著。假設4.1和4.4的成立，證實了生活方式可能在社會資本與健康之間發(fā)揮著一定的中介作用。

四、結(jié)論與討論

本研究證實了社會資本對健康的重要意義。社會網(wǎng)絡變量中的閑暇活動網(wǎng)與綜合健康有顯著的正向關系，而實際幫助網(wǎng)對綜合健康則有顯著的負向關系。社會參與對綜合健康的積極作用則更為顯著，居民的社會參與程度越高，其健康狀況越好。在社會資本對生活方式的影響方面，實際幫助網(wǎng)似乎能夠提升居民選擇不健康生活方式的風險，閑暇活動網(wǎng)則與飲酒以及健康食品都表現(xiàn)出顯著的聯(lián)系。與社會網(wǎng)絡變量相比，社會參與對生活方式的影響較弱。生活方式與健康之間的關系也得到了部分證實，這也向我們揭示了社會資本、生活方式和健康三者之間的邏輯遞進關系。根據(jù)上述統(tǒng)計分析結(jié)果，我們得出如下幾點結(jié)論。

第一，社會網(wǎng)絡這一個體性社會資本能夠影響居民的綜合健康。在具體的閑暇活動網(wǎng)這一變量上體現(xiàn)為積極的作用，在實際幫助網(wǎng)這一具體變量上則體現(xiàn)為消極的作用。本研究中的閑暇活動網(wǎng)屬于同伴性支持網(wǎng)絡，而實際幫助網(wǎng)則應當被理解為一種物質(zhì)性支持網(wǎng)絡，精神支持網(wǎng)則更應被理解為是情緒性支持網(wǎng)絡。而以往學者在檢驗社會網(wǎng)絡對健康的影響時，并未區(qū)分社會網(wǎng)絡的不同類型。本文的研究結(jié)論恰恰細分了不同類型的社會網(wǎng)絡，在社會資本對公眾健康的影響研究方面具有非常重要的價值。

實際幫助網(wǎng)對綜合健康存在不利的影響，這一點與我們的初始假設完全相反。對此筆者有兩種解讀。首先，這一現(xiàn)象或許可以幫助我們從另一個角度理解實際幫助網(wǎng)與個體健康之間的關系。在日常生活中，正是那些自身健康狀況較差的人更需要尋求其他社會網(wǎng)絡成員的幫助，因此他們可能擁有更大的實際幫助網(wǎng)。其次，作為結(jié)構(gòu)性社會資本的實際幫助網(wǎng)既提高了居民選擇健康生活方式的可能性，也增加了居民擁有不良生活方式的風險，積極的影響和消極的風險同時存在。一方面，結(jié)構(gòu)性社會資本會為個體帶來更多健康信息，提高個人的健康素養(yǎng)，使得個體在日常生活中更加注意自己飲食的多樣性。另一方面，由于擁有結(jié)構(gòu)性社會資本的個體會在日常生活中有更多的應酬和人際交往機會，不可避免地受到社會網(wǎng)絡成員生活方式的影響，因此增加了個體吸煙、飲酒以及攝入不健康食品的可能性。

第二，社會參與這一區(qū)域性社會資本對居民的綜合健康有著積極的促進作用。具體表現(xiàn)為社會事項滿意度這一抽象的認知性社會資本和社交軟件的使用頻率這一實際的結(jié)構(gòu)性社會資本，二者皆與居民的綜合健康之間存在正向關系。作為認知性社會資本的社會事項滿意度對居民生活方式展現(xiàn)出完全積極的作用，既降低了吸煙的可能性，又對健康食品攝入有積極的影響。這一結(jié)論與前文提到的德·漢布雷 （D’Hambres）等人在認知性社會資本對健康的影響方面研究的結(jié)論互為印證 〔24〕，但他們的研究并未發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性社會資本對健康的顯著作用。結(jié)構(gòu)性社會資本對生活方式同時存在著顯著的積極作用和消極作用。

該結(jié)論同時向我們強調(diào)了，在網(wǎng)絡時代背景之下，人們的社會活動場景也逐漸從現(xiàn)實社會向網(wǎng)絡等虛擬空間擴張。人們在虛擬空間上產(chǎn)生的社會資本同樣不容小覷，正如本文證實的社交軟件使用頻率也能夠?qū)€體的健康狀況產(chǎn)生積極顯著的影響。而個體對于居住小區(qū)的滿意程度，雖然也有助于提升綜合健康指數(shù)，但并未達到統(tǒng)計學意義上的顯著，這似乎可以解釋為存在于我國居民社區(qū)內(nèi)的社群性社會資本對個體健康的影響正在逐漸式微。

第三，不同類型的社會資本對生活方式的影響存在差異。從本文的研究結(jié)果來看，作為個體性社會資本的社會網(wǎng)絡對健康的影響顯然要大于作為區(qū)域性社會資本的社會參與。要想從整體出發(fā)，通過改善社會資本，幫助居民選擇正確的生活方式，從而有效地改善公眾的綜合健康，我們應當更加重視社會網(wǎng)絡對生活方式選擇的顯著作用。

第四，生活方式在社會資本與居民健康之間發(fā)揮著部分中介作用。從假設4的相關結(jié)論可知，生活方式變量與健康之間的關系與以往的研究結(jié)論和現(xiàn)實相符合，不吸煙、不飲酒、攝入越多的健康食品和越少的不健康食品等都對居民的綜合健康越有積極的作用。值得指出的是，飲酒和健康食品的攝入這兩個變量的統(tǒng)計結(jié)果并不顯著，筆者對前者的理解主要在于飲酒習慣存在復雜性。如果能夠區(qū)分飲酒、不飲酒和酗酒，酒精對健康的作用會更加清晰地被展現(xiàn)。本文選取的健康食品，其實也都屬于正常成年人每周應當攝入的范疇，若在今后的研究中加入更多的健康食品種類或?qū)】凳称愤M行更細化的分類，或許可以得到更為顯著的研究結(jié)果。

從構(gòu)建人類健康共同體的角度來看，社會資本對于公眾健康的影響是該視域下的重要話題。本文的研究結(jié)果證實了社會資本作用于公眾生活方式的選擇對健康有顯著的影響。要提高國民的整體健康水平可從這兩方面入手，同時也應當考慮到在不同的文化和社會背景之下，社會資本、生活方式和健康之間的相互影響可能存在一定的差異性。因此要實現(xiàn)構(gòu)建人類健康共同體的宏偉目標，既要把握人類社會和健康的基本特征規(guī)律，又要充分考慮到不同國家、地區(qū)人口和文化背景的差異性。

當下我國在國際社會中發(fā)揮越來越重要的作用，扮演越來越重要的角色?！胺惨嬷?，與時偕行?！遍L期以來，通過醫(yī)療物資援助、衛(wèi)生設施援建、醫(yī)護人員代培、衛(wèi)生疫情聯(lián)防等方式，我國加強了與第三世界國家的團結(jié)與合作，不僅受到當?shù)厝嗣竦臒崃覛g迎，也為世界衛(wèi)生進步做出了卓越貢獻，成為構(gòu)建人類健康命運共同體的最好實踐。面對越來越多的全球化公共衛(wèi)生風險，任何國家都不可能獨善其身，只有在國民健康的基礎上，才有能力去談發(fā)展和進步、談民主和自由。我國公眾健康水平的普遍提升，積極促進人類健康命運共同體的構(gòu)建，將對世界公共衛(wèi)生事業(yè)發(fā)展起到極大的推動作用。