流动时代的健康中国：社会经济地位、健康素养与健康结果

文/郭未 鲁佳莹 刘林平

【郭未系南京大学社会学院社会工作与社会政策系教授、亚太发展研究中心研究员，鲁佳莹系江苏省广播电视总台节目研发与用户研究中心数据分析员，刘林平系南京大学社会学院社会学系教授；摘自《人口学刊》2022年第2期；本文系国家社科基金一般项目“中国流动人口的社会经济地位、健康素养与健康结果研究”（20BRK040）的阶段性成果】

在流动时代的中国，如何有针对性地维护作为中国经济社会建设的重要参与者与贡献者的流动人口这一群体的健康权益，保障他们在城市中的身心健康与生存发展竞争力，对实现全民健康具有重要意义。2019年6月《国务院关于实施健康中国行动的意见》中把“提升健康素养作为增进全民健康的前提”，契合于此背景以及中国的实际情况，在健康不平等议题之下开展对于流动人口社会经济地位、健康素养与健康结果关系的研究，能为构建流动人口的健康政策提供一定的理论与实证支持。据此，使用目前可开放获取的大型抽样调查数据中唯一涉及健康素养专项调查模块的2016年中国流动人口动态监测调查数据，在“社会因果论”（Social causation theory）视角下，以适宜的统计模型以及对于恰当的工具变量的考量使用，就可能呈现社会经济地位决定流动人口健康水平背后的因果逻辑。

社会经济地位与流动人口的健康素养

计量分析发现，流动人口的整体健康素养标准化得分为72.48分（满分100分），按照历年《中国居民健康素养监测报告》，国家卫健委和中国健康教育中心将问卷得分达到总分的80%及以上判定为具备基本健康素养，根据这一标准来看，流动人口的整体健康素养并未达到基本线。同时，在不同内涵维度上，健康知识理念素养的得分（75.02）明显高于健康生活方式（72.13）和健康技能（70.11）。在社会经济地位（操作化为受教育年限和个人经济状况）对流动人口健康素养的影响维度来看，在控制相关变量后，MLR模型结果显示，受教育年限每增加1年，流动人口的总体健康素养得分就提高1.192分（在0.001 统计水平上显著）。流动人口的经济状况对总体健康素养影响在0.05统计水平上正向显著。对于可能存在的内生性问题，本文使用配偶的受教育年限、受访者的出生季度作为受访者教育年限的有效工具变量；使用受访者所在城市的最低工资标准数据作为个体经济状况的有效工具变量；使用过去一年接受社区健康教育次数和当前社区开展健康教育方式数等社区数据作为个体健康素养的有效工具变量。

基于模型相关统计参数的识别，我们放弃常规的MLR模型而采信IV-2SLS模型的结果。IV-2SLS回归结果显示受教育年限确实对总的健康素养有显著的正向影响，但个人经济状况对总体的健康素养却变成了显著的负向效应。这或间接印证了在流动人口中教育与收入可能出现变动趋势发生背离的情况。此外，我们还认为在流动人口群体中，尽管他们的受教育年限和经济状况总体不高，但同经济水平（控制经济状况变量）的个体其受教育年限越高健康素养越好；而同教育年限（控制教育年限变量）的个体其经济状况越好反而健康素养越差。这可能说明了对底层老百姓而言，经济状况的改善并不能有效提高其健康素养，而教育水平的提高对他们健康素养的提高尤为重要。恰如我们在日常生活中能见到的装修行业中的部分工种（如瓦工、木工等），其收入较高，但从业者的教育程度普遍偏低。这说明，流动人口的健康素养不仅受到个体特征因素的影响，更受到以教育为主要特征的社会经济地位的影响。

健康素养作为健康不平等的解释机制

以自评健康来衡量流动人口的健康水平主要采用二分类Probit回归模型。在控制了相关变量的情况下，计量结果显示，受教育水平和个人收入对自评健康有显著的正效应。受教育程度越高，其汇报“健康”的可能性就越高；个人月收入越高，流动人口的自评健康状况也越好。从单独估计流动人口的健康素养对其健康状况的效应模型结果来看，在控制其他变量的情况下，总体健康素养越高，流动人口“健康”的可能性也越高（在0.001的统计水平上显著）。在同时纳入了衡量社会经济地位的受教育水平和个人月收入及总体健康素养来共同分析对流动人口自评健康的影响结果来看，受教育程度和个人月收入在回归系数和显著性上均发生了变化，“受教育年限”这一变量在模型中的估计参数下降，且显著性降低（在0.01的统计水平上显著）；“个人月收入”虽然在参数显著性上没有变化，但回归系数变小。也就是说，常规的Probit模型显示，社会经济地位部分通过健康素养影响了流动人口的健康状况。为了克服可能存在的内生性问题，我们进一步采用Probit工具变量法来检验社会经济地位和健康素养对自评健康的影响。在使用被访者的出生季度、配偶受教育年限作为本人受教育年限的工具变量，使用所在城市最低工资标准作为本人经济状况的工具变量的基础上，共同检验社会经济地位对流动人口健康水平的影响；使用过去一年接受社区健康教育次数、当前社区开展健康教育方式数作为健康素养的工具变量来考察流动人口的健康素养对其健康状况的效应，最终生成同时纳入受教育水平、个人经济状况及总体健康素养来共同分析对流动人口自评健康影响的工具变量模型。从工具变量检验的相关统计量来看，使用工具变量具备适宜性。计量结果显示，社会经济地位对自评健康的影响中，个人经济状况对自评健康有显著的正向效应，但是受教育水平对自评健康没有显著正向效应；总体健康素养对自评健康的影响仍然发挥显著的正向效应；同时纳入受教育水平、个人经济状况和总体健康水平变量的模型结果显示，教育对自评健康的显著正向效应消失了，而经济状况对自评健康的正向效应“再一次”显著，总体健康素养对自评健康的正向显著影响仍然存在。由此可以认为经济状况和健康素养对健康结果（自评健康）有直接的影响，受教育年限通过健康素养影响流动人口的健康状况。

以流动人口的“慢性病患病数”这一客观生理变量作为测量健康状况的变量的零膨胀负二项回归模型分析结果显示，在控制其他变量的情况下，流动人口的教育水平及经济收入与其患慢性疾病数不存在统计上的显著性，即慢性疾病数与受教育程度、经济收入无关。在控制其他变量的情况下，提高流动人口的总体健康素养，其患慢性病的风险比会显著下降，即流动人口健康素养的提高有利于减少患慢性病的可能性，保持较好的生理健康状态。在进一步纳入社会经济地位和总体健康素养变量的模型结果中，我们发现流动人口健康素养与慢性病患病的可能性依旧负向显著。从常规的零膨胀负二项模型来看，可以认为健康素养在一定程度上解释了流动人口群体的社会地位对其健康差异的影响。而在使用零膨胀负二项工具变量模型（IV-ZINB）之前，我们检验了受教育年限、经济状况和健康素养与慢性病患病数之间的内生性问题。从两步法回归的残差项系数来看，受教育年限和健康素养的残差项回归系数并不显著，表明受教育年限和健康素养变量的内生性问题并不严重，可能的原因有两点：第一，慢性病病程时间长，对人的健康损害相对缓慢，因而不会对流动人口的受教育年限（比如突然中断学业）造成严重冲击；第二，由于流动人口的慢性病患病数较少，其产生的压力不一定引起流动人口对健康素养的显著重视。因此，受教育年限和总体健康素养与慢性病患病数之间的关系应采信常规零膨胀负二项的回归结果。而经济状况的残差项回归系数通过了0.05统计水平的显著性检验，表明个人经济状况确实是内生变量，应采信工具变量的零膨胀负二项的回归结果。对于个人经济状况、总体健康素养与慢性病患病情况的工具变量回归全模型，由于经济状况是内生性变量，所以纳入经济状况估计残差以处理内生性问题。总体来看，社会经济地位对慢性病患病数没有显著影响，也就是说慢性疾病数与受教育程度、经济收入无关。而总体健康素养对慢性病患病数有显著的积极影响，即是健康素养而不是社会经济地位对流动人口群体的健康差异产生显著影响，健康素养是健康不平等的重要介入因素。

社会经济地位及政策维度下农民工与流动白领健康素养的影响机制

第七次全国人口普查数据显示中国流动人口高达3.76亿，其从与“农民工”（从农村进入城市从事非农工作）群体的极大重合变为了“农民工”群体与“流动白领”（在家乡具有城市户籍，具有大专及以上教育程度，但在家乡之外的另一座城市中就业和居住）群体为主的亚人口。因此，在确定了流动人口范畴中健康素养是健康不平等的重要介入因素后，我们就可以从细分的角度再观察当下社会经济地位及相关重要政策维度的因素对于流动人口中最主要的两个群体（农民工与流动白领）健康素养因果影响机制的差异化特征。在此，首先考察农民工与流动白领两个群体在社会经济地位、健康素养及政策维度的本地健康档案建立层面的描述特征与组间差异。计量结果显示，流动白领的受教育年限、健康素养及本地健康档案建立均显著高于农民工群体，而在经济收入层面，虽然流动白领的均值高于农民工的均值，但是其没有统计显著性。这里的刻画是没有控制其他变量的情况，那么，如果控制了其他因素，是否有所不同？为此，我们需要进行进一步的回归处理。

在控制了年龄、年龄平方、性别、婚姻、户口、流动特征等变量后，回归结果显示受教育年限对流动白领与农民工的健康素养有显著且稳定的影响效应。具体来说，在控制相关变量后，流动白领受教育年限每增加1年，其总体健康素养得分就提高1.586分（在0.001统计水平上显著）。农民工受教育年限每增加1年，其总体健康素养得分就提高1.360分（在0.001统计水平上显著）。经济状况只对农民工的总体健康素养有显著影响。进一步，基于模型相关统计参数的识别，我们放弃常规的MLR模型而采信IV-2SLS模型的结果。IV-2SLS回归结果显示，受教育年限确实对流动白领与农民工总的健康素养都有显著的正向影响，但个人经济状况依旧只对农民工的健康素养有积极影响。据此，我们认为在异质化的流动人口群体中，无论是流动白领还是农民工，同经济水平（控制经济状况变量）的个体其受教育年限越多，健康素养越好，可见，教育是健康素养最稳定的预测器。而同教育年限（控制教育年限变量）的流动白领其经济状况对健康素养并无显著影响，与之相对，同教育年限（控制教育年限变量）的农民工其经济状况对健康素养有着显著正向影响。结合回归分析中我们进一步发现的政策维度的“本地健康建档”变量只对农民工的健康素养有积极的影响。

结论与讨论

流动时代的中国，我们在“健康中国2030”的背景下探索在健康层面存在诸多不平等的流动人口的健康议题极具时代意义与政策含义。在健康主观自我感知的维度，经济状况和健康素养对健康结果（自评健康）有直接的影响，受教育年限通过健康素养影响流动人口的健康状况；在以慢性病患病情况为健康客观表征刻画的情境下，我们的研究发现是健康素养而不是社会经济地位对流动人口群体的健康差异产生显著影响。本文契合于“健康中国2030”战略、流动人口健康服务均等化建设的社会大背景，在理论向度上验证了，对流动人口而言，较好的健康素养意味着掌握了一种有利于健康的优势资源，因此提高流动人口健康素养对减少他们流动经历中的健康损耗、维持或提高他们健康水平极具重要性。我们发现流动人口自身所处的社会经济地位（主要是以其中的教育程度来呈现的社会经济地位）通过健康素养差异来进一步影响其健康水平，即健康素养是理解社会结构与健康不平等之间的一个重要因果机制。

流动时代的中国，作为其中重点人群的流动人口的健康问题（无论是生理健康还是心理健康）非常重要，而提升其健康福祉，强化其健康素养是最为有效的路径。我们的研究发现流动人口健康素养并未达到中国健康教育中心规定的基本线，这说明在国家倡导的“提升健康素养作为增进全民健康的前提”这一战略框架内，必须要纳入对于流动人口的关照。在结构的视角下，我们基于对流动人口中核心的流动白领与农民工群体的分析看来，教育对于两个群体的健康素养均有一致的积极影响，知识（教育）是一种重要的个人资源，高学历者在获取、使用和评判健康信息的能力上更加突出，能更为有效地使用卫生系统，从而在医学环境和社会生活中更好地做出健康决策。这一点在一定程度上反映了“资源强化”效应，即拥有优势资源与机会的人们更有可能获得健康资源，拥有更好的健康素养。政府在介入政策设计与推行之时，理应更多关注流动人口的教育提升的可能性，通过相应的专题教育或是培训（这样的教育或是培训可以嵌套于社区中进行），辅助他们提升其使用和评判健康信息的能力，有效地使用卫生系统，从而在医学环境和社会生活中更好地做出健康决策。而社会经济地位中的收入只对流动人口中的农民工有显著的积极影响，这说明对于社会经济地位视角下的提升流动人口健康素养的介入途径，除了从教育维度入手，强化其对于健康信息与资源的触及之外，对流动人口中相对流动白领处于弱势地位的农民工群体而言，强化其收入保障也应是关切之道。考虑我们的计量分析所发现的政策维度的“本地健康建档”变量只对农民工的健康素养有积极的影响，我们认为政府在介入政策设计与推行之时，还应该更多关注流动人口中的农民工群体，在城市里进一步推动为作为常住人口的农民工建立个人健康档案的工作。