職業類型和社會資本對農村中老年健康的影響

摘要：從職業類型和社會資本視角入手，基于陜西農戶調查數據，運用有序Logit模型考察欠發達地區中老年人自評健康狀況的主要影響因素。結果表明：與非農生產者相比，從事農業生產的中老年人健康狀況較差；社會資本對中老年健康影響顯著；年齡對中老年人健康影響呈“U型”，拐點在56歲；家庭收入對健康有正效應，而醫療支出的效應為負；參加新農合的中老年人健康狀況較差，說明其參合行為可能存在道德風險。由此，建議關注農業生產者的身體健康，積極應對職業分化對農村人口健康管理的挑戰，加強欠發達地區農村社會資本建設，切實提高農民收入以增強中老年家庭對疾病的抵御能力，并進一步完善新農合制度建設以防范道德風險。

關鍵詞：自評健康；中老年人；職業類型；社會資本；有序Logit模型

中圖分類號：F323.89 文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2018）03-0151-10

健康是衡量人力資本質量的重要指標，中老年人群的健康問題已經成為我國迫切需要解決的重大社會經濟問題。全國第六次人口普查顯示，我國45歲以上的中老年人數已突破4億，約占全國總人口的1/3，其中鄉村地區中老年人占全國中老年總數的53%。另據報道，截至2016年底，我國60歲以上人口超過2.3億，占總人口的16.7%，比2010年上升了3.44%。中老年人尤其是中年人不僅是家庭的經濟支柱，而且是農村經濟社會繁榮的中堅力量。我國已經進入老齡化階段，欠發達地區經濟發展落后，醫療保健水平不高，城鄉差異較大，解決好這些地區農村中老年人口的健康問題，對促進農業發展、農民增收和農村社會繁榮具有深遠意義。

陜西地處欠發達地區，是典型的農業省份。近年來，隨著農業生產技術水平的提高和社會結構的轉型升級，出現了大量的農業剩余勞動力，農村勞動力群體的職業類型日益多元化。研究表明，不同的職業類型不但會影響社會資本的存量和發展，而且會直接影響勞動者的身體健康。本文以陜西農戶調查數據為基礎，旨在分析欠發達地區中老年人口的健康狀況及其影響因素，試圖剖析影響中老年身體健康的深層原因，為保護勞動生產力，提高中老年人生活質量，促進人口科學發展提供政策支撐。

一、文獻綜述

人口健康是國內外學者持續關注的話題。評價人口健康通常使用兒童死亡率、患病率、營養狀況、生活質量和自評健康等指標。其中，自評健康狀況不但可以體現個體對自身整體健康水平及變化的感知，而且能夠說明研究對象與同齡人健康狀況的差異，從而可以比較全面地反映個體健康水平和群體健康分布。除此之外，它測量簡單、操作性強，所以一直被視為評價和預測客觀健康狀況的理想指標。

中老年健康是近年學者研究的熱點。Gross-man把健康視為一種重要的人力資本，開創了健康需求研究的先河。以此為契機，學者對健康需求做了深入而廣泛的研究。有人認為，人們之所以投資健康，是為了實現效用最大化。雖然對健康影響因素的研究各有側重，但是，研究主要集中在個體特征、家庭特征和醫療衛生環境等方面，進一步看，更高的收入和更好的醫療條件能夠促進健康。生命歷程和自然規律決定了步入中年后人體機能會逐漸衰老，所以身體行動能力和慢性病患病情況會影響中老年人的健康。因此，投資于健康不但可以延緩衰老，而且能夠提高生命質量并增加經濟收入。

另外，健康與就業狀況和職業類型之間的關系密不可分。一方面，投資于健康能夠增加就業機會；另一方面，就業機會增加反過來會提高個人和家庭的經濟自主能力和社會地位，產生諸如社會支持和認可等非經濟利益，從而改善個體的健康狀況。當然，不同的職業選擇和工作條件同樣會影響一個人的身體健康。劉生龍對我國老年人群的研究發現，健康狀況的改善能夠增加農村老人的勞動參與。

近年來，許多學者開始從社會資本視角研究中老年人口的健康問題。20世紀80年代，美國社會學家詹姆斯·科爾曼開創性地提出并實證考察了社會資本的概念。Nahapiet從認知、關系和結構3個維度較為全面地界定了社會資本。Lin認為，社會資本是以個人為中心的社會網絡。朱允衛進一步指出，社會資本是無形的，通過家庭、關系網、信任和互惠、社會信仰等有形的載體體現出來。在人口健康研究方面，Kawachi從多維度探討了社會資本與健康的關系，發現社會資本對健康有積極影響。Newhouse和McAuley對1196個農村老人的研究發現，以社會網絡為基礎的來自社區的幫助對他們的健康至關重要。Gerich研究揭示，社會網絡的擴大能夠提高中老年聾啞人群的生活質量。一些學者還分析了社會資本對我國農村人口健康的影響。例如，Jean和Roberto認為，同城市居民相比，農村居民患病時更容易得到周圍人群的幫助。這大概與農村居民的生活環境和交流方式有關。Yip發現社會網絡和社會支持對中國農村人口的健康影響顯著。進一步的研究表明，社會交往頻率和交往對象不同對農村老年婦女健康水平的影響差異很大。可以看出，社會資本與人口健康具有較為密切的關系，在我國農村地區尤其如此。

總體來說，國內外學者從不同視角對農村人口健康及其影響因素作了較為深入的理論探討和實踐檢驗，他們的研究具有重要的參考價值，不過也存在一些不足：第一，在健康影響因素的回歸分析中，研究大多采用二元選擇模型，這就容易忽略本具有次序特征的變量內在的邏輯順序，從而造成信息損失。第二，在我國農村人口健康狀況的研究中，鮮有綜合職業類型和社會資本視角的分析。第三，現有對自評健康狀況的研究中，大多未進行回歸后估計分析，這就無法深刻揭示自變量變動時，因變量的不同類別取值的概率及其變化情況。第四，在有關人群健康的研究中，大多關注的是18歲以上的全體成年人（當然也有針對兒童和老人的研究），但對處于生命周期中年階段、身體機能由強變弱的農村中年人群的健康研究不夠。

二、模型介紹和分析說明

本文將表征職業類型和社會資本的系列變量引人Grossman健康需求模型。我們認為，不同的職業類型和社會資本對中老年健康具有重要影響。因此，主要使用年齡、勞動時間、勞動報酬、醫療服務價格、職業類型和社會資本作為解釋變量，建立如下基礎計量經濟模型。

其中，年齡是生命折舊率的代理變量，勞動時間、勞動報酬和醫療服務價格均為健康的影子價格，職業類型和社會資本是影響健康的重要環境因素。除此之外，還進一步考慮性別、婚姻狀況、文化程度等因素。當因變量具有等級次序時，我們需要使用多元有序Logit模型分析問題。有序Logit模型通常以潛變量的形式出現。

這里，X是解釋變量向量組，β是待估參數，p是不同水平的“自評健康狀況”的累積條件概率。

式（4）中回歸模型的參數是非線性的，我們用Logit變換對模型參數進行線性化處理，以便用線性回歸方法估計模型。

為方便解釋模型系數，通常對式（5）兩邊取冪，得到e，即發生比p/（1-p）。對于連續自變量來說，e表示χ每增加一單位，發生比變化的倍數，或發生比變化的百分比，即（e-1）%。對于二分類變量來說，e可以表示χ取不同值時發生比率之間的倍數變化。對于多分類變量χ，e表示某一組χ相對于參照組的發生比率。如果發生比大于1，則事件發生的可能性會增加，或自變量對事件發生概率的作用是正向的，反之亦反。通過構造似然函數，運用最大似然估計法（MLE）可以估計多元有序Logit模型的參數。模型估計使用軟件Statal5.0。

為了更好地解釋模型結果，有必要進行回歸后估計分析。回歸后估計主要包括邊際分析和模型預測分析。為了分析其他條件保持不變時某一自變量變化所引起的因變量的變化，需要進行邊際效應分析。實證分析中，通常使用平均邊際效應和自變量在特定值處的邊際效應。

三、數據來源與描述性統計分析

（一）數據說明

本文使用西北農林科技大學課題組的陜西農村社會經濟調查數據，該數據庫包括了村莊和家庭2個層面的信息。其中，村莊層面包括自然地理環境、經濟社會和人力資源等信息。家庭層面包括勞動力、社會資本、土地經營情況、產業類型和收入支出等信息。調查采取多階段隨機抽樣法，使用A縣17個村莊農戶數據，數據清理后得到913份有效問卷，問卷有效率為93.2%。結合本研究的目的和數據結構，以每個家庭戶主作為分析對象，并且剔除了年齡小于45歲的樣本。模型分析最終選定779個樣本。選擇戶主進行分析主要有兩點考慮：一是戶主往往是家庭的主要決策者和收入的主要貢獻者，二是戶主的特征能夠更明確地說明家庭所處的生命周期階段。

（二）變量的描述性統計分析

借鑒已有研究成果并結合研究需要，用“自評健康狀況”作為因變量，用個體特征、家庭特征、個體職業類型和家庭社會資本作為自變量。因變量的取值為{1，2，3，4，5}，對應于調查對象不同的自評健康狀況{非常差，比較差，一般，比較好，非常好}。圖1是因變量（自評健康狀況）取值的分布情況。可以看出，樣本中調查對象的自評健康狀況總體較好。覺得自己健康狀況“比較好”和“非常好”的各有312人和141人，占樣本總數的58.15%；而覺得“比較差”和“非常差”的分別有73人和12人，僅占樣本總數的10.91%。

表1是模型變量的描述性統計結果，表2進一步介紹分類自變量的分組信息及其各自對應自評健康的統計結果。下面具體說明。

1.個體特征。用年齡、性別、婚姻狀況、文化程度和年勞動天數測量個體特征。樣本的平均年齡為59.42歲，其中，55～64歲之間的人數最多，占40.95%。樣本中男女比例相差較大，男性占91.66%，這是因為我國西部地區的絕大多數戶主是男性。中老年人的文化程度普遍偏低，平均接受了7.35年的正規教育。絕大多數受訪者有配偶，這一比例高達93.45%。平均年勞動天數129.59天，最多的達到330天，這與個體健康狀況及其所從事的職業有關。

2.家庭特征。選取收入、醫療費用支出和新農合參加情況測量家庭特征。可以看出，樣本家庭人均純收入為12820元。人均醫療費用支出為1160元，約占人均純收入的9%。另外，絕大多數農戶參加了新農合，比例約為87%。

3.職業類型。職業類型是本文分析的重點之一，不同的職業往往對健康的影響程度不同。調查對象的職業包括5類。其中，“在家不從事生產”的戶主有70人，主要是一些老人和健康狀況不佳的中年人。“在家務農”的戶主占大多數，比例為60.46%。“在家從事非農生產”和“務農與打工兼職”者共計168人，合計占21.56%。另外，“外出打工”與“在家不從事生產”的人數相當，二者占比均不到10%。由表2可見，從事非農生產、有兼職或外出打工人群的身體狀況相對較好。

4.社會資本特征。社會網絡和社會參與是社會資本的兩個重要方面。我們用親戚數量和朋友數量描述一個家庭的社會網絡情況，用鄰際互動和社區活動參與意愿表達家庭的社會參與情況。調查家庭“親戚數量”的分布比較均勻，有“6～10家”親戚的家庭最多，比例為42.36%，而“經常聯系的朋友數量”最多的為“0～20人”組，占樣本家庭的88.06%。大多數家庭與鄰際互動“頻繁”，比例高達82.16%。“積極參與社區活動”的家庭有422戶，占54.17%。由表2可見，隨著親戚和朋友數量的增加，自評健康狀況都有向好的趨勢。具體來說，親戚數量從“0～5家”增加到“6～10家”，自評健康狀況“比較好”和“非常好”的樣本比例從52.22%增加到63.03%。同樣，朋友數量從“0～20人”增加到“21～40人”，自評健康狀況“比較好”和“非常好”的比例從55.98%猛增到73.24%；當朋友數量進一步增加到“41人以上”時，這一比例繼續攀升到77.27%。同時，鄰際互動越多，參與社區活動越積極，自評健康越好。

四、估計結果和邊際分析

（一）模型估計結果

表3是模型估計結果，它包括4組模型，區別主要有兩點：一是對年齡的處理方法不同，二是是否引入社會資本類變量。模型1和2中均沒有考慮社會資本，二者的差異在于使用了不同的年齡變量，模型1使用的是年齡和年齡的平方項（為了分析年齡與健康水平的非線性關系），模型2用一組虛擬變量表示不同年齡組（為了說明不同年齡組對健康水平的影響）。模型3和4分別在模型1和2的基礎上添加了社會資本類變量，目的在于捕捉家庭社會資本對個體自評健康的效應。

這幾個模型的卡方值很大，并且都在1%的水平上顯著。利用似然比檢驗分別驗證模型1與3、模型2與4的整體顯著性，均通過1%的顯著性檢驗。同時，對數似然函數估計值和擬合值說明，模型3和4更優；更小的AIC值也證實了這一點。下面，我們以模型3和4為例討論參數估計結果。

1.個體效應。個體特征是影響健康水平的基礎因素。模型3中年齡水平項和平方項都在10%水平上顯著。平方項為正，說明年齡對中老年健康的影響呈“U型”。進一步計算表明，56歲是年齡影響健康水平的拐點。這說明一個人進人中年后，生活環境和家庭壓力逐漸加大，中年危機加劇，自評健康變差；但當受訪者過了56歲，其下一代通常會逐漸獨立，這會在一定程度上緩解中年壓力，所以自評健康狀況又開始變好。模型4用虛擬變量組分析年齡的效應，其中，只有年齡組4（75歲以上）顯著，這就進一步驗證了高齡人群自評健康狀況會變好的事實。當然，自評健康狀況也存在性別差異。模型3和4中，性別對健康的影響都顯著，且發生比均小于1，說明女性健康狀況比男性好。這可能與女性的生理特征、家庭分工和工作類別有關。雖然教育年限不顯著，但是模型3和4中，婚姻狀況的發生比遠大于1（分別為2.653和2.652），而且系數在統計上是顯著的。這說明，有配偶者的健康水平明顯好于無配偶者。另外，在這兩個模型中，勞動天數的系數也顯著，發生比小于1，說明一個人勞動天數越多，身體狀況越差。

2.家庭效應。反映家庭特征的幾個變量都顯著，而且系數符號與預期一致。以模型4為例，家庭人均純收入的系數為正，且在10%的水平上顯著。這說明，保持其他條件不變，人均純收入每增加一個單位（1萬元），發生比相應增加13.2%。由此可見，家庭經濟狀況的改善有利于促進個體健康。各模型中，人均醫療支出都在1%的水平上顯著，而且發生比小于1，說明醫療支出對自評健康有顯著的負效應。究其原因，一方面可能是因為健康狀況不佳的人往往醫療開支更大，另一方面在于超額的醫療費用會增加一個人的心理負擔并加重其對身體健康的擔憂。各模型中，“參加新農合”變量均在1%的水平上顯著，而且發生比小于1，說明參加新農合者的自評健康水平往往更差。據筆者調查發現，許多未參合農戶的家庭成員往往身體狀況較好，而且對新農合合作共濟的價值認識不夠。這也從側面反映出參合農戶的行為存在潛在的逆向選擇和道德風險。

3.職業類型效應。職業類型對健康水平的影響具有統計上的顯著性。以模型4為例，與參照組（“在家不從事生產”）相比，“在家務農”的發生比為4.85，而“外出打工”“在家務農與打工兼職”和“在家從事非農生產”者的發生比分別高達7.36、7.74和8.01。由此可見，從事農業生產者的自評健康要差，而兼職或外出打工者的健康水平要好得多。

4.社會資本效應。家庭社會資本是影響個人健康狀況的重要因素。模型4說明，親戚數量和朋友數量的虛擬變量組在統計上都是顯著的，而且親戚和朋友的數量越多，發生比越大。具體來看，隨著親戚數量從“6～10家”增加到“11家以上”，發生比相應由1.34提高到1.42；朋友數量從“21～40人”增加到“41人以上”，發生比由1.51提高到2.27，增幅更大。從社會參與角度看，不管是“鄰際互動”還是“社區活動參與”，這些變量在統計上都是顯著的。具體來看，“與鄉鄰來往情況一般”的發生比為2.13，“積極參與社區活動”的發生比是對照組的1.46倍。由此可見，社會網絡和社會參與對于中老年健康都具有顯著的正效應。

（二）邊際效應分析

以表征職業類型和社會資本的核心自變量為例，分別說明這些變量的平均邊際效應（AME），以及一個自變量取特定值時對中老年自評健康的邊際效應（MER）。

1.平均邊際效應。平均邊際效應是所有樣本觀測點上邊際效應的算術平均。表4說明了核心自變量對因變量不同取值的平均邊際效應。

總體上看，這些變量對因變量不同水平的邊際效應在統計上都是顯著的。以職業類型變量組為例，與參照組相比，“在家務農”的中老年人選擇因變量的水平為4（比較好）、5（非常好）的概率都會增加（分別為20.48%和13.02%），而選擇1（非常差）、2（比較差）、3（一般）的概率增幅減小。職業類型變量組其他選項的結果與此類似。其中，“在家從事非農生產”的中老年人選擇4和5的概率增幅最大，合計為44.19%。社會資本變量組顯示，隨著親戚和朋友數量的增加，中老年人選擇因變量的水平為4和5的概率增幅加大，而選擇1、2、3的概率增幅減小。同時，就鄰際互動來看，中老年人選擇5的概率是增加的。另外，積極參與社區活動也會增加其選擇5的概率。

2.取特定值時的邊際效應。通過估計自變量在特定值時對不同等級“自評健康狀況”概率的邊際效應，可以了解該變量取這個特定值時中老年人選擇不同自評健康水平的概率。表5給出了核心自變量取特定值時對因變量不同水平的邊際效應。以回歸結果中核心自變量發生比最大的值為例說明。可以看出，保持其他條件不變，如果一個人“在家從事非農生產”，那么，其選擇的自評健康水平的概率從大到小依次是“比較好”（42.91%）、“非常好”（25.23%）、“一般”（25.08%）、“比較差”（5.96%）和“非常差”（0.82%）。由此我們認為，在家從事非農生產者的健康狀況總體良好。同樣，保持其他條件不變，對于一個有“11家以上親戚”或“經常聯系的朋友個數在41人以上”的中老年人來說，其最可能選擇的自評健康水平是“比較好”，不過，概率有所差異，分別為40.82%和42.38%。另外，“與鄉鄰來往頻繁程度一般”或“積極參與社區活動”的中老年人最大可能的選擇也是“比較好”，二者的概率分別為40.62%和41.01%。這進一步驗證了從事非農生產、親戚朋友較多、鄰際關系融洽以及積極參與社區活動的中老年人健康水平更好。

（三）模型預測

為了檢驗模型的擬合效果，這里有必要考察模型的預測結果。表6是農戶自評健康狀況的概率預測結果。為了便于比較分析，我們列出不同自評健康水平下樣本的匯總統計結果。從中可以看出，樣本統計結果和模型的預測概率很接近，在因變量的不同水平下二者相差最大不到1%。說明模型具有很好的穩健性和預測力。

五、主要結論與政策建議

本文以職業類型和社會資本為研究重點，構建有序Logit模型考察欠發達地區中老年人自評健康狀況的主要影響因素。研究發現，從事農業生產的中老年人的健康狀況較差，而從事非農產業（包括兼職和外出打工）的中老年人的健康狀況相對較好。社會網絡和社會參與對中老年自評健康影響顯著。其中，親戚和朋友的數量越多，健康狀況越好；增強鄉鄰互動、積極參與社區活動有助于提高健康水平。雖然樣本地區中老年人的自評健康狀況總體較好，但年齡對中老年健康的影響呈“U型”，56歲是年齡影響健康水平的拐點。同時，家庭人均純收入每增加一個單位（1萬元），發生比相應增加13.2%。醫療支出對自評健康狀況有顯著的負效應。另外，參加新農合的中老年人的自評健康狀況往往較差，不排除其參合行為的逆向選擇和道德風險。

基于以上分析，我們提出如下建議：第一，關注農業生產者的身體健康。通過提高農業機械化水平，加強從業技能培訓等措施努力降低農業勞動者的勞動強度，減輕其勞動負擔。第二，重視農村人口職業分化帶來的健康和社會問題。合理引導農村剩余勞動力流向，積極應對農民職業分化對人口健康管理帶來的挑戰。第三，加強欠發達地區農村家庭社會資本建設。通過完善農村社區公共服務設施建設，改善圖書館、活動室、運動場等公共設施的服務條件，利用節假日和農閑組織豐富多彩、健康向上的社區文化活動，加強鄉鄰了解和交流；倡導和諧社會和尊老愛幼的社會風尚，促進美麗鄉村建設。第四，切實提高農民收入，改善中老年人生活質量，增強欠發達地區中老年家庭對疾病的抵御能力。第五，進一步加強和完善新農合制度建設。結合新農合制度和農村醫療保健制度，加強中青年農業生產者的健康教育，提高中老年日常保健意識。重視新農合制度的宣傳工作，提高參合群眾的覺悟，并不斷完善制度以防范參合行為的道德風險。

（責任編輯：馬欣榮）