社會資本對個人健康影響的差異性研究

熊艾倫 黃毅祥 蒲勇健

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社會資本對個人健康影響的差異性研究

熊艾倫 黃毅祥 蒲勇健

（重慶大學經(jīng)濟與工商管理學院 重慶 400044）

基于CGSS2013數(shù)據(jù)，本文考察了社會資本對個人健康的影響。研究使用了多個主觀及客觀健康指標以避免測量誤差；同時還運用了工具變量、分位數(shù)回歸、Ranked logit模型等方法控制可能存在的內(nèi)生性和個體異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)社會資本對健康有一定促進作用，但不如預期那么顯著。強關(guān)系提升了城市居民健康水平，但對農(nóng)村居民作用不大。弱關(guān)系對老年人和農(nóng)村居民健康水平有促進作用。而社會資本對BMI改善的作用也主要集中在女性和城市樣本上。本文證實了社會資本對不同社會群體健康狀況的影響存在差異性這一觀點,并進一步指出這種差異性還體現(xiàn)在不同類型的社會資本和健康指標上。

社會資本 個人健康 差異性 實證研究

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)濟增長的決定因素，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，國內(nèi)外學者開始運用社會資本理論解釋各種社會、經(jīng)濟現(xiàn)象。由于提升了社區(qū)凝聚力和互助意識，促進了醫(yī)療信息的流通和醫(yī)療資源的匹配效率，越來越多的學者認為社會資本對個人健康水平有顯著的促進作用（Eriksson, 2011）。但社會資本包含眾多類型。個人社會資本就可以分為強關(guān)系連接和弱關(guān)系連接。此外，健康也是一個多維度概念。僅身體健康就包含營養(yǎng)狀況、運動能力、疾病防治等諸多領(lǐng)域。由于存在這種復雜性，現(xiàn)有的研究還未能充分揭示不同類型社會資本對不同健康指標的影響，以及這種影響是否對不同社會群體存在差異性。本文將借助中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，探討社會資本中的強關(guān)系連接和弱關(guān)系連接對自評健康、心理健康、生活障礙、BMI等四類指標的影響。同時我們還將深入分析社會資本對健康的影響是否因不同社會群體而存在差異性。行文安排如下：第二部分回顧社會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。第三部分對數(shù)據(jù)來源和關(guān)鍵變量進行解釋說明。第四部分進行實證回歸分析。第五部分提出相關(guān)結(jié)論和建議。

二、文獻回顧與總結(jié)

Folland等（2013）認為社會資本通過以下四種渠道對健康水平產(chǎn)生促進作用。首先，社會活動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)的一項主要功能是促進信息的流通和擴散。因此，社會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)嵌于社會資本的行為規(guī)范及價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，個體可能會戒煙戒酒并增強體育鍛煉等。最后，社會資本會增強民眾的游說能力。相關(guān)社會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。

我國的學者認為社會資本對個人健康水平的促進作用可能還更廣泛。盧詛汛（2000）指出社會資本提升了疾病預防意識，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）則認為社會資本實現(xiàn)了對衛(wèi)生資源的良好管理、開發(fā)和利用。通過一個綜述性的研究，鮑常勇（2009）指出社會資本在農(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社區(qū)凝聚力和互助意識，克服道德風險以提高農(nóng)村醫(yī)保參保率。支持這些說法的實證證據(jù)很多，周廣肅等（2014）利用中國家庭追蹤調(diào)查的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)社會資本能夠減輕貧窮對健康帶來的不利影響，可以被視為收入差距帶來的負面影響的緩沖劑。黃偉等（2015）則發(fā)現(xiàn)社會資本對西部貧困地區(qū)農(nóng)村老年人的健康有顯著正面影響。其直接效應為0.638，而中介效應為0.108。盡管其中介效應要小于直接效應，但也足以證明社會資本能夠通過直接或間接的方式來促進健康水平。江求川和張克中（2013）利用全國老年人面板調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)宗教活動提升老年人社會資本，而后者又通過緩解孤獨感提升健康水平。而朱薈（2015）也發(fā)現(xiàn)社會資本對心理健康具有直接、間接和中介三種作用路徑。

盡管如此，也有許多研究認為社會資本與個人健康水平之間并不是簡單線性關(guān)系。首先是難以控制的個體差異。從上文的分析看，社會資本影響健康水平的途徑都是比較間接的。由于個體差異的存在，這些間接影響的強度甚至作用方向都可能不同。Nguyen等（2015）考察了社會資本對越南落后地區(qū)青少年艾滋病防治的影響。文章發(fā)現(xiàn)社會網(wǎng)絡(luò)能夠帶來更全面、更正確的艾滋病防治知識，因此有利于減少艾滋病的發(fā)生。但對于某些青少年來說，相關(guān)知識的傳播反而會激發(fā)更多的不良性行為。此外，Scheffler等（2007）指出社會資本對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)社會資本對城市居民以及男性中老年的健康有明顯促進作用，但對農(nóng)村居民和女性中老年的健康促進作用并不明顯。而余慧等（2008）也指出社會資本可能增大了某些人的心理負擔而不利于健康水平的提高。因此，如薛新東和劉國恩（2012）所言：社會資本對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，指標的選擇會直接影響實證研究的結(jié)果。毫無疑問，社會資本是個多維度、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)個人層面社會資本指標與健康水平正相關(guān)，但集體層面社會資本指標則與之無顯著聯(lián)系。此外，個人層面社會資本按照關(guān)系的親疏遠近又可以分為“強關(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)成的強關(guān)系對健康水平不存在顯著正面影響，甚至還可能存在負面影響。而Berry和Welsh（2010）也發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)維度和認知維度的社會資本對澳大利亞居民健康水平存在不同的影響。與社會資本一樣，健康水平也是一個多維度概念，存在眾多測量指標。以往的研究考察了社會資本對“預期壽命”、“死亡率”、“艾滋病”、“癌癥”、“肥胖”、“糖尿病”、“心血管病”、“自評健康水平”、“吸煙”、“喝酒”等眾多健康指標的影響。通過一個系統(tǒng)性的綜述研究，Kim等（2008）發(fā)現(xiàn)在以“自評健康水平”、“死亡率”、“預期壽命”為健康指標時，大多數(shù)文獻都認同社會資本的積極作用。但當學者以“肥胖”和“心血管病”或“糖尿病”作為健康指標時，社會資本的作用變得不顯著，甚至存在負面影響。而我國學者胡康（2012）也發(fā)現(xiàn)社會資本可能伴隨著更高的喝酒頻率。最后，某些健康指標與社會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交往；而疾病患者可能身體或心理上的壓力較少參與社會活動。

綜上所述，盡管社會資本與健康水平的關(guān)系被國內(nèi)外學者進行了廣泛的研究，但仍未得出一致的結(jié)論。社會資本對不同社會群體以及不同類型的健康指標會產(chǎn)生不同的作用。為解決這一問題，本文將使用不同的社會資本指標與不同的健康指標相結(jié)合，以充分分析社會資本對個人健康的影響；而以往文獻大多傾向于使用一種健康指標。同時我們將樣本進一步細分以考察社會資本對不同群體健康水平作用強度是否存在差異。在實證方法上，本文將使用多種計量模型以盡可能解決回歸過程中存在的內(nèi)生性和個體異質(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，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。與分別代表強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。本文使用的是中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)（CGSS）。該數(shù)據(jù)始于2003年，是我國最早的綜合性、連續(xù)性的學術(shù)問卷調(diào)查項目。該數(shù)據(jù)收集了全國各個省市的社會、社區(qū)、家庭以及個人層面的數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)目前已被致力于研究中國社會狀況的國內(nèi)外學者廣泛使用。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個樣本，刪除掉部分包含缺失值的樣本后只保留了5153個觀測值。本文使用了四個測量不同維度健康水平的指標，包括“自評健康”、“生活障礙”、“負面情緒”、“身體質(zhì)量指數(shù)（BMI）”。第一個指標是以往文獻中最常見的健康指標，即受訪者被要求對自身健康狀況進行等級評定。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。第二個指標同樣是等級變量；受訪者根據(jù)由于健康問題對日常生活造成的不便程度進行評級，評分越高說明受健康問題影響越大。第三個指標測量的是受訪者心理健康水平，即對過去一個月內(nèi)感到抑郁或沮喪的頻率進行評級。而BMI指數(shù)則是國際通用的健康指數(shù)。盡管CGSS沒有直接給出該指標，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。各個變量的描述性統(tǒng)計如下：

表1 各變量描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計 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（等級變量）Mean=3.03，SD=1.24，Min=1，Max=5 家庭經(jīng)濟狀況（等級變量）Mean=2.69，SD=0.68，Min=0，Max=1 家庭社會地位（等級變量）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 本地居住（等級變量）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，等級變量和連續(xù)變量都輸出均值和方差。

本文用強關(guān)系連接和弱關(guān)系連接來測量個人社會資本?；趥鹘y(tǒng)的社會資本理論，將與普通朋友的交流、聚會的頻率作為弱關(guān)系連接，而將與不住在一起的親戚的互動頻率作為強關(guān)系連接。早期西方學者非常認同弱關(guān)系連接的積極作用，認為其彌補了信息不對稱，因為能夠給個體帶來更多的幫助；但我國學者Bian等（2015）則認為強關(guān)系在中國的作用更大。這主要是因為傳統(tǒng)文化對血緣、家族和親情的重視。其他較常用的個人社會資本測量工具還包括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活動是個人社會資本的主要來源，這點已經(jīng)是學術(shù)界的共識。在一項考察社會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資本，因此本文選用的指標也符合相關(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、個人收入、家庭收入、家庭社會等級、教育程度等。

本文選取的第一個工具變量是受訪者在當?shù)鼐幼〉臅r間。為計算方便將其轉(zhuǎn)化為有序變量。如果受訪者在當?shù)爻鞘芯幼r間小于10年記為1；10-18年記為2；一出生就在當?shù)鼗蚓幼r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資本對健康水平的影響。Brown 等（2010）使用了測量種族同質(zhì)性的相關(guān)指標作為社會資本的工具變量。一般而言本地居民對外來人口比較缺乏認同感，因此區(qū)域內(nèi)社會群體異質(zhì)性較大不利于社會資本的培育。本文使用的工具變量與這兩項研究有異曲同工之處。人口流動對社會資本的培育存在一定的影響，因為本地居住時間越長越容易積累關(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)和過小年的習慣作為工具變量。圣誕節(jié)團聚的對象多是普通朋友；而小年團聚的對象主要是家人和親戚。因此這兩個變量可以分別預測弱關(guān)系連接和強關(guān)系連接。之所以選擇小年而不是春節(jié)或中秋主要是因為絕大多數(shù)中國人仍然有過這幾個節(jié)日的習慣，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性作為社會資本的工具變量。他們的理由是交通是影響社會交往和社會資本的重要因素，但交通通達性并不會顯著影響健康水平。在我們國家，交通通達性較低則意味著經(jīng)濟發(fā)展水平不高。這些地方的醫(yī)療和社會保障水平也不會太高，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資本的工具。理由是原始時期生存在溫度越低的地區(qū)，越需要互惠合作來應對氣候挑戰(zhàn)，因此社會資本存量也會越豐富。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、實證分析

（一）社會網(wǎng)絡(luò)對健康水平的影響：基礎(chǔ)模型

自評健康水平、生活障礙以及心理健康屬于類別變量，因此對應的是Ordered Logit模型。而對BMI指標本文使用的是分位數(shù)回歸模型，這主要是因為BMI與健康之間并非是簡單的線性關(guān)系。首先，BMI指數(shù)沒有計算脂肪比例，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險，但也可能意味著營養(yǎng)不良。因此，以往許多研究BMI的學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)勢還包括消除奇異值的影響以及考慮自變量對不同分布區(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)系連接與強關(guān)系連接均對自評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)系連接與強關(guān)系連接每提高一個等級，相應的自評健康水平提高一個等級，概率為和。此外，教育水平較高、已婚人士、男性、城市居民的自評健康等級也較高。表2第二列結(jié)果顯示社會資本有助于減少健康問題對日常生活造成的不利影響。年齡變量符號顯著為正，說明年齡越大越容易因為健康問題影響日常生活，這符合現(xiàn)實情況。其他大部分變量符號為負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)系連接與強關(guān)系連接對負面情緒存在一定的抑制作用。而喪偶對個體心理健康會產(chǎn)生巨大沖擊，這也與大量國內(nèi)外文獻得出的結(jié)論相一致（米峙，2012）。社會資本對BMI的影響十分復雜，弱關(guān)系對低分布區(qū)間（0.25分位）上樣本的BMI指數(shù)有促進作用，但對高分布區(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，即社會資本在改善了偏瘦個體的營養(yǎng)狀況的同時，又對于偏胖個體的體重有一定抑制作用。強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)則增加BMI處于正常水平的個體脂肪含量。在不考慮內(nèi)生性的情況下，社會資本對個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

自評健康生活障礙負面情緒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：小括號內(nèi)為P值，“*”“**”“***”分別代表10%，5%，1%的顯著水平（下同）。

（二）社會網(wǎng)絡(luò)對健康水平的影響：工具變量

表3和表4輸出了使用工具變量法時的實證結(jié)果。表3使用工具變量預測自評健康、生活障礙以及負面情緒；而表4則是使用工具變量預測BMI指數(shù)。如前所述，本文一共使用了三個工具變量來預測兩個內(nèi)生變量。其中本地居住對弱關(guān)系的影響不顯著，而圣誕節(jié)對強關(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)計量大于10，符合rule of thumbs原則。而Amemiya-Lee-Newey過度識別檢驗也指出模型不存在過度識別問題。結(jié)果表明不論強關(guān)系還是弱關(guān)系對提高自評健康水平以及減少病痛對日常生活的負面影響都變得不再顯著。而強關(guān)系和弱關(guān)系僅在10%水平內(nèi)對負面情緒有抑制作用。Wald 內(nèi)生性檢驗表明社會資本變量與自評健康以及生活障礙之間存在內(nèi)生性，因此回歸結(jié)果當以工具變量方法為準。而社會資本與負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體的社會資本積累。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，同時也減少了高BMI分布區(qū)間的樣本體重。強關(guān)系連接僅對在中位數(shù)分布區(qū)間上樣本的BMI值有促進作用。Hausman檢驗指出工具變量沒有對回歸結(jié)果造成顯著差異，因此應當接受普通分位數(shù)模型。

表3 工具變量下社會網(wǎng)絡(luò)與健康水平回歸結(jié)果

　自評健康生活障礙負面情緒 Wald test0.05840.05930.1709 Over-id0.24710.24650.5236

注：三個工具變量中。本地居住在預測弱關(guān)系時不顯著，P=0.127；圣誕節(jié)對預測強關(guān)系時不顯著，P=0.925

表4 工具變量下社會網(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學者自行開發(fā)的程序。在每次回歸中僅能測算一個內(nèi)生變量。相關(guān)程序介紹鏈接如下：https://msu.edu/~kwakdo/ivqreg.pdf。

（三）社會資本對健康水平的影響：樣本細分

本節(jié)考察社會資本對個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)不再對比普通回歸與工具變量回歸的區(qū)別。對于自評健康和生活障礙輸出工具變量結(jié)果，而對于負面情緒和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)系連接對農(nóng)村居民和老年人群體的自評健康水平有提升作用；這印證了周廣肅等（2014）的觀點，即社會資本對傳統(tǒng)弱勢群體能夠提供更多的幫助。強關(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資本對個人健康作用的差異性。社會資本與健康的關(guān)系更多的體現(xiàn)在BMI和心理健康層面。不論是強關(guān)系網(wǎng)絡(luò)還是弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對男性樣本、女性樣本、城市樣本和老年樣本的負面情緒都有顯著抑制作用。弱關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和強關(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)在女性個體和城市居民上。這意味著社會資本有助于養(yǎng)成良好的飲食習慣，使個體傾向于保持適度的身材。對于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 BMI Q=0.75強關(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）社會資本對健康水平的影響：控制個體異質(zhì)性

截面樣本往往還存在個體異質(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模型能夠解決遺漏變量問題，但CGSS并不是一項追蹤調(diào)查，因而無法運用面板分析。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group約束條件，將不同的觀測值歸為不同的group。不同group之間的觀測值可能存在明顯的個體差異，但group內(nèi)部觀測值差異較小。這就相當于為模型增加了一個固定效應。模型中將受訪者按照所在的街道/鄉(xiāng)/鎮(zhèn)進行聚類；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中輸出社會資本變量的回歸結(jié)果，但回歸時使用的控制變量與之前保持一致。表6指出社會資本變量對健康指標的影響并不十分顯著，同時對不同的社會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面情緒，但對女性樣本的作用不顯著。強關(guān)系連接提高了城市地區(qū)自評健康水平，但對農(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關(guān)系連接。

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

五、結(jié)論與建議

基于中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，本文考察了社會資本與個人健康之間的關(guān)系。文章使用了兩個社會資本指標以及多個健康指標，并結(jié)合多種計量模型以解決可能存在的內(nèi)生性和個體異質(zhì)性問題。在基礎(chǔ)回歸階段，強關(guān)系連接和弱關(guān)系連接對各個健康指標均有顯著作用。但考慮了內(nèi)生性和個體差異性問題后，社會資本的作用大大降低了。通過樣本細分，本文進一步發(fā)現(xiàn)社會資本對不同社會群體健康狀況有不同影響?？紤]個體異質(zhì)性問題時，強關(guān)系連接提升了城市居民健康水平，但對農(nóng)村居民作用不大。而工具變量法下弱關(guān)系連接對老年人和農(nóng)村居民健康水平有促進作用。而社會資本對個體體重改善的作用也主要集中在女性和城市樣本上?？傮w而言，社會資本對個人健康水平的促進作用不如理論預期的那么顯著，而弱關(guān)系連接積極作用要大于強關(guān)系連接。

本文的結(jié)果證實了薛新東和劉國恩（2012）關(guān)于社會資本對不同社會群體的健康存在差異性影響這一觀點。在此基礎(chǔ)上我們進一步發(fā)現(xiàn)這種差異性還體現(xiàn)在不同類型的社會資本和健康指標上。而以往的研究大多只使用單個健康指標和單一維度的社會資本指標。就理論層面而言，我們并不主張將社會資本簡單的理解為“人脈關(guān)系”。如果社會資本促進個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，那其實屬于一種“特權(quán)主義”，必定以犧牲社會公平為代價。這也是為什么許多研究都提及了社會資本的“陰暗面”。對于社會資本的理解，還是應當以強調(diào)互惠互利的價值觀為主。就政策層面而言，政府可以加強社區(qū)建設(shè)來培育社會資本，進而提升居民健康水平。2009年新醫(yī)改方案實施以來，我國政府對基層醫(yī)療機構(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)療機構(gòu)，積極開展醫(yī)療互助活動，并引導和鼓勵各類公益性組織發(fā)展慈善醫(yī)療救助。即便基層醫(yī)療機構(gòu)無法覆蓋重大疾病，但仍然可以承擔宣傳醫(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。當然，在政策實施過程中還應當充分意識到所存在差異性。例如在城市地區(qū)應當重視強連接的作用，而對農(nóng)村居民要重視弱連接等。

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

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（G）

*本文受國家自然科學基金面上項目“博弈視域下農(nóng)民工市民化誘導機理研究”（71373215）資助。