社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響
——基于CHNS 1989—2015面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

蘇 群, 李 皓

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院; 2.南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院,江蘇 南京 210095)

社會(huì)分層和收入差距不僅體現(xiàn)了收入分配和資源配置結(jié)果的不平等，還會(huì)派生出一系列經(jīng)濟(jì)和社會(huì)問(wèn)題，其中之一就是會(huì)導(dǎo)致居民的健康不平等。健康作為人力資本的重要組成部分，不僅直接關(guān)系到個(gè)人的生活質(zhì)量和職業(yè)發(fā)展，也是衡量一個(gè)國(guó)家(地區(qū))發(fā)展和福利水平的主要指標(biāo)之一。因此，縮小居民的健康差距對(duì)促進(jìn)社會(huì)公平與和諧發(fā)展意義重大。

一、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題的提出

自1981年《布萊克報(bào)告》發(fā)布以來(lái)，西方國(guó)家率先集中研究社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康的關(guān)系。目前，學(xué)界對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與居民健康關(guān)系的研究主要存在2種不同的理論。其中，社會(huì)選擇理論認(rèn)為健康會(huì)影響社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位，良好的健康狀況是人們?nèi)〉幂^高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的基礎(chǔ)，糟糕的健康狀況會(huì)導(dǎo)致社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位下降。而健康因果理論則認(rèn)為健康受社會(huì)結(jié)構(gòu)因素影響，個(gè)人所處的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)影響健康狀況，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，則健康狀況越好。雖然不完全排除健康狀況對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位改變的作用，但實(shí)證研究更支持社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康狀況的影響[1]。如Feinstein研究發(fā)現(xiàn)，幾乎所有社會(huì)都普遍存在健康的社會(huì)分層現(xiàn)象，即處于較高社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的人群的平均健康狀況好于處在較低社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的人群[2]；Lantz等分析指出，以收入水平、受教育程度和職業(yè)為指標(biāo)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康行為和就醫(yī)行為高度相關(guān)[3]。

國(guó)內(nèi)關(guān)于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康關(guān)系的研究始于2000年，側(cè)重于分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民健康的影響。部分學(xué)者分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民自評(píng)健康的影響。如齊良書(shū)研究發(fā)現(xiàn)，收入和收入不均對(duì)自評(píng)健康的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異和職業(yè)差異[4]；王毅杰等基于2011年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民自評(píng)健康的影響存在顯著的年齡差異[5]。部分學(xué)者分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)中介變量對(duì)居民主觀健康和客觀健康的影響。如王甫勤基于2005年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，以居民是否參加體育鍛煉為中介變量，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過(guò)體育鍛煉影響居民自評(píng)健康[6]；黃潔萍等基于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查數(shù)據(jù)，以是否吸煙、是否飲酒和是否鍛煉為中介變量，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位除了直接影響居民自評(píng)健康外，還通過(guò)中介變量間接影響居民自評(píng)健康[7]；劉昌平等基于2013年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)，將社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位劃分為收入水平、受教育程度、社會(huì)階層、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)保險(xiǎn)等5個(gè)維度，以食物獲取、體育鍛煉、娛樂(lè)活動(dòng)和生活幸福感為中介變量，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)老年人自評(píng)健康和心理健康具有顯著影響[8]。

綜上，學(xué)界既有研究側(cè)重于分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康的影響，但仍存在一些不足，具體體現(xiàn)在：多數(shù)研究采用自評(píng)健康作為衡量指標(biāo)，健康指標(biāo)的選取不夠全面；學(xué)界對(duì)不同人群間由于社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位不同造成的健康差異尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論；既有研究鮮有分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)健康影響的受教育程度差異和職業(yè)代際差異。鑒于此，本研究基于1989—2015年中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查的面板數(shù)據(jù)，以居民客觀健康為衡量指標(biāo)，實(shí)證分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，進(jìn)一步從城鄉(xiāng)差異、退休與否、性別差異、是否醫(yī)護(hù)人員等方面進(jìn)行分組討論，以及從受教育程度和職業(yè)的角度探討家庭內(nèi)部社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位變化對(duì)居民客觀健康的影響，并在此基礎(chǔ)上提出相關(guān)政策建議，以期縮小社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)和中國(guó)預(yù)防醫(yī)學(xué)科學(xué)院聯(lián)合執(zhí)行的中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey, CHNS)數(shù)據(jù)庫(kù)。該調(diào)查始于1989年，截至目前已經(jīng)有10個(gè)年份的樣本，最新的數(shù)據(jù)更新到2015年。調(diào)查采用多階段分層整群隨機(jī)抽樣方法，依據(jù)地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、公共資源分布程度和健康指數(shù)等特征覆蓋了中國(guó)東、中、西部的9～12個(gè)省份。數(shù)據(jù)涵蓋了個(gè)人、家庭和社區(qū)等多個(gè)維度，尤其是針對(duì)個(gè)人層面的健康信息進(jìn)行了詳細(xì)且科學(xué)的收集，具有較強(qiáng)的代表性。鑒于此，本研究選取CHNS 1989—2015的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，研究對(duì)象是CHNS調(diào)查當(dāng)年年滿(mǎn)18周歲的成年人。

(二)變量選取和描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)研究目的將變量分為因變量、自變量和控制變量。各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)詳見(jiàn)表1。

表1 各變量的賦值和描述性統(tǒng)計(jì)Table 1 Assignment and descriptive statistics of variables

續(xù)表1

1.因變量。因變量為客觀健康。既有文獻(xiàn)多采用自評(píng)健康作為因變量，因?yàn)樽栽u(píng)健康具有較好的信度和效度，能夠反映出被調(diào)查者自我感知的各種健康狀態(tài)[9]。但自評(píng)健康是一個(gè)主觀評(píng)價(jià)指標(biāo)，受被調(diào)查者自身客觀健康狀況和主觀評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)影響。尤其是主觀評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)在不同人群中存在顯著差異[9]。即評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)高的被調(diào)查者會(huì)在同等客觀情況下給出相對(duì)較低的自評(píng)健康打分，而評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)低的被調(diào)查者則會(huì)在同等客觀情況下給出相對(duì)較高的自評(píng)健康打分。本研究采用CHNS 1989—2015的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)年份跨度較大，其間居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)發(fā)生不同程度的變化，采用自評(píng)健康作為因變量并不能準(zhǔn)確地體現(xiàn)這一期間社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民健康水平的影響。因此，本研究采用客觀健康作為因變量。目前關(guān)于客觀健康的度量一般從健康風(fēng)險(xiǎn)和健康狀況這兩個(gè)方面展開(kāi)。其中，健康風(fēng)險(xiǎn)經(jīng)常被定義為一種評(píng)估方法，評(píng)估在一定時(shí)期內(nèi)死亡或患某種疾病的機(jī)會(huì)；健康狀況側(cè)重于客觀描述當(dāng)前的健康存量，利用單一或復(fù)合的指標(biāo)考察當(dāng)前健康狀況，可以用于個(gè)體測(cè)量和群體測(cè)量。本研究選取體質(zhì)指數(shù)、是否患慢性病和是否患急性病作為衡量健康風(fēng)險(xiǎn)的指標(biāo)；選取記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力作為衡量健康狀況的指標(biāo)。其中，體質(zhì)指數(shù)的均值為2.543 2，表明被調(diào)查者體質(zhì)指數(shù)較正常；是否患慢性病和是否患急性病的均值分別為0.101 4和0.125 2，表明被調(diào)查者患急性病和慢性病的概率均較低；記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力的均值分別為4.991 8、4.193 8和3.712 2，表明被調(diào)查者健康狀況整體較好。

2.自變量。自變量為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。本研究采用因子分析法，從個(gè)人年收入、受教育程度和職業(yè)等3個(gè)維度來(lái)測(cè)度社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位。其中，個(gè)人年收入包括個(gè)人每月工資性收入、退休金收入、獎(jiǎng)金收入、其他現(xiàn)金收入和非現(xiàn)金收入折現(xiàn)，對(duì)個(gè)人年收入截尾后取對(duì)數(shù)，個(gè)人年收入的均值為8.856 3，即個(gè)人年收入為11 693元，表明被調(diào)查者收入不高；受教育程度取值1～6，分別表示小學(xué)畢業(yè)、初中畢業(yè)、高中畢業(yè)、職業(yè)學(xué)校畢業(yè)、大學(xué)畢業(yè)和碩士及以上，受教育程度的均值為1.757 3，表明被調(diào)查者受教育程度以小學(xué)畢業(yè)和初中畢業(yè)為主，整體受教育程度不高；職業(yè)取值參考齊良書(shū)等的研究[4,10]，根據(jù)職業(yè)類(lèi)型進(jìn)行賦值，其中，高級(jí)技術(shù)工作者和行政官員賦值為3，農(nóng)民、非技術(shù)工人和服務(wù)人員賦值為1，其余職業(yè)賦值為2，職業(yè)的均值為1.217 4，表明被調(diào)查者職業(yè)以農(nóng)民、非技術(shù)工人和服務(wù)人員為主。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的因子分析結(jié)果顯示：KMO指數(shù)為0.522 3，比較適合作因子分析；巴特利特球形檢驗(yàn)P為0.000 0，拒絕原假設(shè)，因子模型合適。根據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，本研究提取1個(gè)因子作為公因子，其累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)53.60%。

3.控制變量?？刂谱兞堪挲g、性別、婚姻狀況、是否有醫(yī)保、是否吸煙、是否飲酒和是否出生于特殊年代?？紤]到“大躍進(jìn)”及之后3年饑荒可能導(dǎo)致的健康后果，參考Chen等的研究[11]，將特殊年代定義為1950—1960年。其中，年齡的均值為44.332 1歲，表明被調(diào)查者較為年輕；性別的均值為0.478 2，表明被調(diào)查者以女性居多；婚姻狀況的均值為0.803 7，表明多數(shù)被調(diào)查者為已婚；是否有醫(yī)保的均值為0.541 0，表明被調(diào)查者的醫(yī)保參保率較低；是否吸煙、是否飲酒和是否出生于特殊年代的均值分別為0.324 3、0.347 2和0.187 6，表明被調(diào)查者吸煙、飲酒和出生于特殊年代的比例均較低。

(三)模型構(gòu)建

本研究針對(duì)因變量的不同取值情況，分別構(gòu)建不同面板數(shù)據(jù)模型以檢驗(yàn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響。

考慮到體質(zhì)指數(shù)、記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力為離散變量，采用面板數(shù)據(jù)有序Probit模型進(jìn)行分析。構(gòu)建模型如下：

yit=F(α1Sit+α2Xit+μa+γt+εit)

(1)

其中,yit表示個(gè)體i在t時(shí)期的體質(zhì)指數(shù)、記憶力、工具性生活自理能力和計(jì)算能力;Sit表示個(gè)體i在t時(shí)期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位;Xit表示一系列控制變量;α1和α2表示回歸系數(shù);μa表示地區(qū)效應(yīng)控制變量;γt表示時(shí)間效應(yīng)控制變量;εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng); F(·)表示正態(tài)分布的分布函數(shù)。

考慮到是否患慢性病和是否患急性病為二元離散變量，采用面板數(shù)據(jù)Probit模型進(jìn)行分析。構(gòu)建模型如下：

(2)

(3)

其中,yit表示居民是否患慢性病或急性病;Z表示臨界值。

三、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

本研究對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析。由表2可知，居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，則其健康狀況越好，但健康風(fēng)險(xiǎn)也越高。具體來(lái)說(shuō)，在模型(1)中，居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加1%，其體質(zhì)指數(shù)變差的概率增加11.8%；在模型(2)中，居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加1%，其患慢性病的概率增加33.5%，驗(yàn)證了模型(1)的回歸分析結(jié)果；在模型(3)中，居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加1%，其患急性病的概率降低12.4%，這與預(yù)期相符合；在模型(4)～模型(6)中，居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加1%，其記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力的概率分別增加100.5%、134.3%和152.6%，這與預(yù)期相符合。

表2 基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果Table 2 Baseline regression results

續(xù)表2

(二)異質(zhì)性分析

在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，本研究進(jìn)一步從城鄉(xiāng)差異、是否退休和性別差異等3個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。由表3可知，在城鄉(xiāng)差異方面，不論是城市居民還是農(nóng)村居民，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，其體質(zhì)指數(shù)越差，患慢性病的概率越高，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力越好，這和基準(zhǔn)回歸分析基本一致；同時(shí)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)農(nóng)村居民客觀健康的影響更大。在是否退休方面，不論是已退休居民還是未退休居民，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，其體質(zhì)指數(shù)越差，患慢性病和患急性病的概率越高，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力越好，這也和基準(zhǔn)回歸分析基本一致；同時(shí)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)已退休居民客觀健康的影響更大。在性別差異方面，不論是女性居民還是男性居民，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，其體質(zhì)指數(shù)越差，患慢性病的概率越高，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力越好，這也和基準(zhǔn)回歸基本一致；同時(shí)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)男性居民的體質(zhì)指數(shù)和患慢性病概率的影響大于女性，而對(duì)女性居民的記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力的影響大于男性?？梢?jiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異、退休差異和性別差異。

表3 異質(zhì)性分析結(jié)果Table 3 Heterogeneity analysis results

四、工具變量檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)工具變量檢驗(yàn)

學(xué)界既有文獻(xiàn)忽視了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和健康之間雙向因果造成的偏誤。內(nèi)生性的來(lái)源主要有遺漏變量、測(cè)量誤差和互為因果。本研究采用雙向面板數(shù)據(jù)在一定程度上可以避免遺漏變量帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題,選取多種衡量健康的變量在一定程度上可以避免測(cè)量誤差帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本研究的內(nèi)生性問(wèn)題主要是由互為因果造成的。為解決互為因果導(dǎo)致基準(zhǔn)模型回歸系數(shù)偏誤的問(wèn)題，本研究采用面板數(shù)據(jù)工具變量法對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。CHNS數(shù)據(jù)以社區(qū)為單位進(jìn)行調(diào)查，為本研究采用社區(qū)層面指標(biāo)作為個(gè)體層面指標(biāo)的工具變量提供了可能[12]。本研究選取同一社區(qū)內(nèi)除本人外其他人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和年收入對(duì)數(shù)作為工具變量。引入的工具變量需要滿(mǎn)足與個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相關(guān)且與個(gè)人健康無(wú)關(guān)?？紤]到我國(guó)于1998年取消福利分房，且隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，同一社區(qū)的居民更多地來(lái)自同一收入階層。因此，本研究認(rèn)為，同一社區(qū)的居民在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位等方面具有一定的相似性，即滿(mǎn)足相關(guān)性；但同一社區(qū)內(nèi)他人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位并不直接影響個(gè)人健康，即工具變量與個(gè)人健康無(wú)關(guān)。具體檢驗(yàn)步驟如下：將體質(zhì)指數(shù)正常賦值為1，超重和肥胖賦值為0；將記憶力大于均值賦值為1，小于等于均值賦值為0；將被調(diào)查者具備5項(xiàng)工具性日常生活自理能力賦值為1，不具備5項(xiàng)工具性日常生活自理能力賦值為0；將被調(diào)查者可以完成全部5項(xiàng)計(jì)算賦值為1，不能完成全部5項(xiàng)計(jì)算賦值為0。該賦值方法便于進(jìn)行工具變量檢驗(yàn)。

表4為加入工具變量后社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康影響的回歸分析結(jié)果。其中，一階段的回歸分析結(jié)果顯示，兩個(gè)工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量具有顯著的正向影響，即居民本人和同一社區(qū)內(nèi)的其他居民在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和收入方面具有正相關(guān)性，這滿(mǎn)足工具變量的相關(guān)性假設(shè)。內(nèi)生性檢驗(yàn)方面，所有模型均在1%的顯著性水平上通過(guò)Wald檢驗(yàn)，表明這些模型的確存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此采用工具變量法是合適的。具體來(lái)說(shuō)，體質(zhì)指數(shù)、是否患慢性病、記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力的回歸分析結(jié)果和基準(zhǔn)回歸分析一致，而是否患急性病的回歸分析結(jié)果則與基準(zhǔn)回歸分析相反；同時(shí)，相比于基準(zhǔn)回歸分析，體質(zhì)指數(shù)、是否患慢性病、記憶力和工具性日常生活自理能力的工具變量回歸分析結(jié)果的系數(shù)更大，而計(jì)算能力的工具變量回歸分析結(jié)果的系數(shù)更小。這表明加入工具變量后，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康仍存在顯著影響。

表4 工具變量檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Results of instrumental variable test

(二)異質(zhì)性分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步對(duì)比具有相似社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的居民的健康差異，本研究使用逐年傾向得分匹配法對(duì)異質(zhì)性分析進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。傾向得分匹配法通過(guò)在處理組和控制組中找到條件相似的樣本進(jìn)行配對(duì)。本研究將農(nóng)村居民、未退休居民和女性居民設(shè)置為控制組，將城市居民、已退休居民和男性居民設(shè)置為處理組，通過(guò)傾向得分匹配法進(jìn)行匹配，然后對(duì)比具有相似社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的城鄉(xiāng)居民之間、是否退休居民之間和不同性別居民之間的客觀健康水平。具體步驟如下：(1)對(duì)處理組和控制組的樣本進(jìn)行匹配，并檢驗(yàn)樣本的平衡性。匹配后控制變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差基本都小于10%，且t檢驗(yàn)結(jié)果表明，接受處理組和對(duì)照組無(wú)系統(tǒng)差異的原假設(shè)。(2)檢驗(yàn)樣本是否滿(mǎn)足共同支撐條件。通過(guò)核密度圖比較，樣本匹配后滿(mǎn)足共同支撐條件，能夠確保采用傾向得分匹配法估計(jì)的平均處置效應(yīng)的準(zhǔn)確性。

由表5可知，在是否城市方面，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相似的情況下，相比于農(nóng)村居民，城市居民的體質(zhì)指數(shù)更差，患慢性病和患急性病的概率更高，工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更好，這一定程度上反映了城市居民以腦力勞動(dòng)為主而農(nóng)村居民以體力勞動(dòng)為主的現(xiàn)狀。在是否退休方面，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相似的情況下，相比于未退休居民，已退休居民的體質(zhì)指數(shù)更差，患慢性病和患急性病的概率更高，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更差，這與日常認(rèn)知相符。在是否男性方面，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位相似的情況下，相比于女性居民，男性居民的體質(zhì)指數(shù)更好，患急性病的概率更低，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更好，這表明我國(guó)也存在性別的健康悖論，即雖然女性的平均預(yù)期壽命比男性長(zhǎng)，但其健康狀況總體比男性差。

表5 異質(zhì)性分析的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Robustness test results of heterogeneity analysis

五、社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)客觀健康影響的群體差異和代際差異

本研究的基準(zhǔn)回歸分析和工具變量檢驗(yàn)均表明社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)影響居民客觀健康，但仍有許多細(xì)節(jié)值得進(jìn)一步研究。如相比于醫(yī)生和護(hù)士而言，普通人掌握的醫(yī)學(xué)知識(shí)較少；又如，本研究使用數(shù)據(jù)的跨度較大，相比于父輩而言，子輩的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位幾乎都發(fā)生了變化。鑒于此，本研究進(jìn)一步考察社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)客觀健康影響的群體差異和代際差異。

(一)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)客觀健康影響的群體差異

醫(yī)學(xué)作為一個(gè)較為專(zhuān)業(yè)的領(lǐng)域，相比于非醫(yī)護(hù)人員而言，醫(yī)生、護(hù)士等專(zhuān)業(yè)人士對(duì)自身健康情況有更準(zhǔn)確的評(píng)估，如果將醫(yī)護(hù)人員納入樣本內(nèi)，可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成偏誤。為了解決樣本選擇導(dǎo)致的偏誤，本研究分別對(duì)全樣本、醫(yī)護(hù)人員和非醫(yī)護(hù)人員進(jìn)行對(duì)比分析。由表6可知，在全樣本和非醫(yī)護(hù)人員方面，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位整體對(duì)其客觀健康影響顯著；但在醫(yī)護(hù)人員方面，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)其客觀健康影響不顯著。這主要是緣于醫(yī)護(hù)人員掌握更多的專(zhuān)業(yè)知識(shí)，更重視自身健康管理，從而緩沖了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)其客觀健康的作用。

表6 分樣本對(duì)比回歸分析結(jié)果Table 6 Regression results of sub-sample comparison

(二)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)客觀健康影響的代際差異

本研究使用的數(shù)據(jù)跨度較大，多數(shù)家庭內(nèi)部代際之間的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位發(fā)生變化，即子輩相比父輩擁有更高的受教育程度和更好的職業(yè)。鑒于此，本研究進(jìn)一步從受教育程度和職業(yè)這兩個(gè)維度分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康影響的代際差異。由表7可知，對(duì)代際間受教育程度發(fā)生變化的家庭而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)其居民客觀健康的影響整體小于代際間受教育程度未發(fā)生變化的家庭。對(duì)代際間職業(yè)發(fā)生變化的家庭和未發(fā)生變化的家庭而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)其居民客觀健康的影響未表現(xiàn)出規(guī)律性的差異。同時(shí)，本研究進(jìn)一步分析在受教育程度和職業(yè)發(fā)生代際變化的家庭中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)其居民客觀健康影響的代際差異。其中，在受教育程度發(fā)生代際變化的家庭中，由于樣本量限制，模型(4)～模型(6)并未收斂；模型(1)～模型(3)的回歸分析結(jié)果顯示，相比于父代而言，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)子代的體質(zhì)指數(shù)和是否患慢性病影響不顯著，但對(duì)子代是否患急性病影響顯著，即社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位每增加1%，子代患急性病的概率降低26.5%。在職業(yè)發(fā)生代際變化的家庭中，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響未表現(xiàn)出規(guī)律性的代際差異?？梢?jiàn)，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)時(shí)期，隨著市場(chǎng)機(jī)制分配作用的逐漸增大，擁有較高受教育程度的居民在客觀健康上的優(yōu)勢(shì)會(huì)逐漸體現(xiàn)出來(lái)。

表7 家庭內(nèi)部代際對(duì)比回歸分析結(jié)果Table 7 Regression results of intergenerational comparison within family

六、結(jié)論與對(duì)策

(一)結(jié)論

基于 CHNS 1989—2015的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，以及影響的群體差異和代際差異，得出以下結(jié)論：

1.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康具有顯著影響。居民的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越高，則其健康狀況越好，但健康風(fēng)險(xiǎn)也越高。

2.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響存在顯著的城鄉(xiāng)差異、退休差異和性別差異。其中，相比于農(nóng)村居民，城市居民的體質(zhì)指數(shù)更差，患慢性病和患急性病的概率更高，工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更好；相比于未退休居民，已退休居民的體質(zhì)指數(shù)更差，患慢性病和患急性疾病的概率更高，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更差；相比于女性居民，男性居民的體質(zhì)指數(shù)更好，患急性病的概率更低，記憶力、工具性日常生活自理能力和計(jì)算能力更好。

3.社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響存在顯著的群體差異和代際差異。社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)醫(yī)護(hù)人員的客觀健康影響不顯著，對(duì)非醫(yī)護(hù)人員的客觀健康影響顯著；受教育程度的代際變化降低了社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，而職業(yè)的代際變化并沒(méi)有在兩代人之間產(chǎn)生規(guī)律性的差異。

(二)對(duì)策

社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位會(huì)影響居民客觀健康，應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化政策支持力度以?xún)?yōu)化醫(yī)療資源配置，倡導(dǎo)健康生活方式以提高國(guó)民健康素養(yǎng)等，從而縮小社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，更好地促進(jìn)社會(huì)公平與和諧發(fā)展。

1.強(qiáng)化政策支持力度，優(yōu)化醫(yī)療資源配置。為了更好地縮小社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，應(yīng)強(qiáng)化政策支持力度，以?xún)?yōu)化醫(yī)療資源配置，更好地滿(mǎn)足公眾的醫(yī)療需求。各級(jí)政府應(yīng)進(jìn)一步緊扣地區(qū)發(fā)展情況加大對(duì)基層醫(yī)療的政策傾斜力度，優(yōu)化醫(yī)護(hù)人員和醫(yī)療資源的空間分布格局，完善預(yù)防保健和健康救助制度。具體來(lái)說(shuō)：通過(guò)健全衛(wèi)生補(bǔ)貼、增加醫(yī)療救助費(fèi)用和提高醫(yī)療保險(xiǎn)報(bào)銷(xiāo)比例等措施，將衛(wèi)生服務(wù)向基層傾斜，減輕公眾的醫(yī)療經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)。通過(guò)合理設(shè)置基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的輻射范圍，建立中心醫(yī)院和基層醫(yī)療機(jī)構(gòu)的緊密醫(yī)聯(lián)體合作機(jī)制，保障公眾的基本衛(wèi)生服務(wù)需求，提高醫(yī)療可及性。通過(guò)制定預(yù)防和復(fù)健知識(shí)培訓(xùn)方案，為公眾提供契合其需求的健康知識(shí)講座、健康知識(shí)學(xué)習(xí)材料，提高公眾的健康意識(shí)；建立健康扶貧基金，對(duì)因病致貧、因病返貧的重病戶(hù)家庭或特殊慢性病家庭實(shí)行精準(zhǔn)救助，以更好地落實(shí)大病醫(yī)療保險(xiǎn)，分擔(dān)其就醫(yī)壓力。

2.倡導(dǎo)健康生活方式，提高國(guó)民健康素養(yǎng)。為縮小社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)居民客觀健康的影響，應(yīng)進(jìn)一步倡導(dǎo)健康生活方式，提高國(guó)民健康素養(yǎng)。具體來(lái)說(shuō)：針對(duì)在校學(xué)生，相關(guān)院校應(yīng)將基礎(chǔ)醫(yī)療知識(shí)納入教材體系，政府、醫(yī)療機(jī)構(gòu)和學(xué)校合作開(kāi)展相應(yīng)的醫(yī)療實(shí)踐活動(dòng)，提高學(xué)生的健康意識(shí)和健康素養(yǎng)。針對(duì)社會(huì)大眾，各地政府和醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)加強(qiáng)宣傳工作，普及基本醫(yī)療常識(shí)，在社區(qū)和單位開(kāi)展有關(guān)用藥知識(shí)、保健常識(shí)等宣傳普及活動(dòng)，提高公眾關(guān)于藥物使用、疾病預(yù)防等方面的知識(shí)，提升公眾的健康素養(yǎng)；同時(shí)，向公眾提供必要的低價(jià)體檢項(xiàng)目，增設(shè)健身器材和運(yùn)動(dòng)場(chǎng)地，倡導(dǎo)健康的生活方式。針對(duì)社會(huì)困難群體和患有基礎(chǔ)性疾病的人群，各級(jí)政府和醫(yī)療機(jī)構(gòu)應(yīng)更加關(guān)注并向他們提供定期的低價(jià)或免費(fèi)體檢項(xiàng)目，通過(guò)健康建檔及時(shí)了解他們的健康情況，方便對(duì)他們采取更有針對(duì)性的醫(yī)療服務(wù)，提高其健康素養(yǎng)，引導(dǎo)他們接受更健康的生活方式，以此提高他們的生活質(zhì)量。