流動人口:健康生存質量、影響因素與路徑

杜本峰 周祺寒 譚雁瀟 尚雪芬 黃 焰

1.中國人民大學人口與發展研究中心 健康科學研究所 北京 100872

2.中國人民大學社會與人口學院 北京 100872

3.中國人民大學統計學院 北京 100872

1 問題提出

流動人口一直是社會重點關注的群體，其生存質量也是社會各界一直關注的核心問題。“健康中國2030”規劃綱要指出，突出解決好婦女兒童、老年人、殘疾人、流動人口、低收入人群等重點人群的健康問題。在醫學領域把生存質量理論與醫學實踐結合起來形成健康相關生存質量(Health—Related Quality of Life，HRQOL)。1996年世界衛生組織給出的與健康有關的生存質量是指：不同文化和價值體系中的個體對與他們的目標、期望、標準以及所關心的事情有關的生存狀況的體驗。[1]生存質量的研究最初興起于20世紀30年代，70年代引起醫學界的普遍注意。[2]生存質量在歐美已廣泛應用于公共衛生領域，隨著人民生活水平的提升，近年來，關于生存質量的研究也日趨活躍。如林南研究了天津市民的生活質量[4]，王濱燕對北京中年知識分子的健康和生活質量進行了研究[5]，邢海燕等探究了WHOQOL-BREF量表在流動人口生存質量評價中的應用[6]。作為一個龐大的社會群體，流動人口有著相對獨特的生存狀態。目前學者對流動人口健康生存質量的研究很少，已有的研究主要局限于生存質量的某一維度，如心理健康或生活滿意度等，對于其生存質量的總體評價、影響因素及其路徑方面研究則幾乎沒有。本文主要探討如下問題：(1)我國流動人口的基本健康生存質量狀況如何，不同群體特征是否存在差異化；(2)流動人口健康生存質量影響因素與機制；(3)流動人口存在的健康問題及需求，提升流動人口健康生存質量應采取何種針對性干預措施或政策策略。

2 評價工具選擇與數據

2.1 生存質量工具選擇

本文對生存質量的測量采用世界衛生組織生存質量測定量表簡表(WHOQOL-BREF)。WHOQOL-BREF是在WHOQOL-100基礎上研制的簡化量表，它包含26個問題條目，提供了一種方便、快捷的測定工具。對簡表進行信度、效度等計量心理指標考核，發現簡表具有較好的內部一致性、良好的區分度和結構效度。簡表各個領域的得分與WHOQOL-100量表相應領域的得分具有較高的相關性, Pearson 相關系數最低為0.89(社會關系領域), 最高等于0.95(生理領域)。WHOQOL-BREF量表的結構如表1所示。

表1 WHOQOL-BREF量表結構

量表包含兩個獨立分析的問題條目：個體關于自身生存質量的總體主觀感受與個體關于自身健康狀況的總體主觀感受。每個問題采用5級測度，如您的食欲怎么樣？“(1)很差(2)差(3)不好也不差(一般)(4)好(5)很好”。最后一項“如果讓您綜合以上各方面(生理健康、心理健康、社會關系和周圍環境等方面)給自己的生存質量打一個總分, 您打多少分” ? 采用百分值。 WHOQOL-BREF量表4個領域的得分按正向記，即得分越高，生存質量越好，可以根據一定的公式將得分轉換為百分制(表2)。當一份問卷中有20%的數據缺失時，該份問卷便作廢。如果一個領域中有不多于兩個問題條目缺失，則以該領域中另外條目的平均分代替該缺失條目的得分。如果一個領域中有多于兩個條目缺失，則不再計算該領域的得分(社會關系領域除外，該領域只允許不多于一個問題條目缺失)。

表2 領域分計算式

2.2 概念與數據

本文流動人口采用2010 年全國第六次全國人口普查對流動人口的界定。是指離開戶口登記地半年及以上，戶口登記地為本縣(市、區)其他鄉(鎮、街道)或其他縣(市、區)，并且普查時點居住地和戶口登記地不在同一城市的市區范圍的人口。

文中分析數據來源于中國人民大學健康科學研究所《2015年流動人口健康及衛生服務利用調查》，該調查以北京市流動人口為研究對象，通過對2 504份調查問卷進行統計篩選，剔除無效問卷后，實際收回有效問卷2 487份，其中男性為1 078份，女性為1 409份。年齡范圍為15.08～72.02歲，平均年齡35.62歲。

3 結果

3.1 總體狀況及各領域評價

首先計算出四個領域的平均分(百分制)，然后四個領域平均分再取平均值，得到一個整體指標，即生存質量總分。生存質量得分最小值為18.49，最大值為100。平均值66分，大部分人的得分在50～80之間。總體來看，流動人口生存質量的極端值較少。

從各領域得分箱線圖(圖1)來看，生理、心理和社會關系的離群值比較多，環境領域離群值較少。但環境領域無論是均值還是中位數都遠低于其他三個領域。表明流動人口對于生存環境即外部因素的滿意度不高。這也許是造成流動人口生存問題的重要因素。

圖1 生存質量各領域評價分布圖

流動人口的生存質量相對于我國人口生存質量平均水平差異較明顯(表3)。流動人口的環境領域得分嚴重偏低，其次是心理領域和社會關系領域，而流動人口生理領域的得分相對較高。

3.2 不同社會人口特征群體流動人口生存質量差異

表4展示了分性別、年齡、婚姻狀況和受教育程度人群的生存質量狀況。不同性別的生存質量情況無顯著差異。生理、心理和社會關系領域，女性評價均高于男性，環境領域女性低于男性。45～60歲流動人口在生理、心理和環境領域的評價最低，而社會關系評價最高。60歲之前，除社會關系領域外，各領域評價基本隨年齡呈下降趨勢，而60歲以上的人群卻出現了“反增”，其總體分數也在各年齡段中最高(67.68)。就婚姻狀態來看，流動人口再婚人群的生存質量狀況最差，低于離婚和喪偶人群，未婚人群的評價最高。不同受教育程度的群體中，小學及以下文化程度的人群評價比其他三個組顯著偏低，隨著教育程度的提高，各領域評價均有升高，說明受教育程度的提高與生存質量存在一定關系。

表3 生存質量及各領域得分情況

資料來源：Skevington S M, Lotfy M, O’Connell K A. The World Health Organization’s WHOQOL-BREF quality of life assessment: Psychometric properties and results of the international field trial.

表4 不同社會人口特征流動人口群體的生存質量狀況

3.3 影響因素與作用機制

3.3.1 影響因素

為了便于實施針對性的干預策略，本文將流動人口生存質量影響因素劃分為內在主觀因素與外在客觀因素：內在主觀因素指屬于自我意識方面，依賴主觀意識而存在的因素，包括健康狀況總評價、社會保障參與度、不良生活習慣、心理狀況、公共衛生服務了解程度與期望程度；外在客觀因素指獨立于自我意識之外的客觀存在因素，包括流動時間、住房情況、性別、年齡、受教育程度、婚姻狀況及收入等。

如表5所示，外在客觀影響因素中，具有顯著統計學意義的影響因素是住房條件和婚姻狀況。相對于對照組住單位宿舍這一狀況，自己租房和住自己的房子都對總體生存質量具有正向影響，住自己買的房子的正向影響更大(Beta值為0.068)。相對于對照組離婚與喪偶狀態，未婚對總體生存質量具有顯著的正向影響。同時，初婚對總體生存質量有正向影響作用，再婚起負向影響，但統計上均不顯著。在內在主觀因素中，具有顯著統計學意義的影響因素是總體健康狀況評價、心理狀況評分、公共衛生服務期望程度及社會保障參與度，標準化之后的系數依次為：0.039、0.101、0.283、0.041。三者都對生存質量具有正向影響。其中，對公共衛生服務的期望程度對總體生存質量的影響程度最大，心理狀況其次。對公共衛生服務的期望值高，心理狀況較好而且對自己總體健康狀況評價較高的人生存質量也更高，顯示了個人內在心理活動的調節作用，對環境和自身的樂觀態度有利于生存質量的提高。

表5 流動人口生存質量總體影響因素

(續)

3.3.2 居住條件與衛生服務對流動人口健康生存質量影響作用過程分析

本文基于哈勒姆框架，重點探究居住條件及衛生服務可及性如何通過個體危險因素、采納預防性行為以及自我調節或管理等影響流動人口健康(圖2)。

圖2 哈勒姆社區居民健康的社會決定因素框架模型

(1)居住條件對生存質量影響的作用過程

此部分探討流動人口居住條件如何通過自我調節或管理(本文用自尊作為替代變量)對健康生存質量產生作用。進行相關分析發現，流動人口居住條件、自尊、生存質量得分的相關均有統計學意義(表6)。居住與自尊及生存質量都顯示出顯著正相關。

表6 各變量相關分析

注：*P<0.05,**P<0.01

本文采用回歸系數檢驗分析法討論自尊是否是居住條件對生存質量產生影響的實質性、內在的原因，是否可以解釋居住條件與生存質量之間為什么會存在關系以及這個關系是如何發生的。包括以下幾個檢驗步驟：

第一步，檢驗居住條件對生存質量的回歸系數是否具有統計學意義，如果有，繼續做第二步，否則停止分析。

第二步，檢驗自尊對居住條件的回歸系數是否具有統計學意義；檢驗生存質量對自尊的回歸系數是否具有統計學意義。如果二者均具有統計學意義，繼續做第三步檢驗，分析是否是完全中介效應，如果至少有一個回歸不具有統計學意義，直接做第四步。

第三步，在以自尊和居住條件為自變量，生存質量為因變量的多元回歸中，如果生存質量對居住條件的偏回歸系數具有統計學意義，自尊有部分中介效應，如果不具有統計學意義，自尊有完全中介效應。

第四步，做Sobel檢驗，其統計量是

如果Sobel檢驗具有統計學意義，意味著中介效應顯著，否則中介效應不顯著。

分別計算流動人口生存質量(y)、居住條件(x)和自尊(w)的標準分，以這三個標準分作為3個顯變量，根據以上檢驗步驟，檢驗自尊的中介效應(表7)。由于第二步的兩個回歸系數均具有統計學意義，不必再做Sobel檢驗。

表7 自尊的中介作用檢驗

通過以上第一步和第二步的檢驗發現，自尊的中介效應具有統計學意義，即居住條件通過自尊為中介影響生存質量。第三步的檢驗發現，在居住條件影響生存質量的關系中，自尊起不完全中介作用，中介作用大小為0.351×0.651=0.228 5。中介效應占總效應的百分比為0.228 5÷0.555 6×100%=41.13%。由此可見，居住條件對生存質量的影響有一部分是通過影響自尊而產生的。

本文采用自變量與調節變量乘積的偏回歸系數檢驗法，分析不同自尊水平的流動人口，其居住條件對生存質量的影響。

第一步，檢驗以居住條件和自尊為自變量，以生存質量為因變量的多元回歸，如果具有統計學意義接著做第二步，不具有統計學意義則不存在調節作用問題。

第二步，檢驗居住條件與自尊乘積的偏回歸系數，偏回歸系數具有統計學意義，則調節作用顯著。

結果表明居住條件與自尊的偏回歸系數不具有統計學意義(P>0.05)。即自尊在居住條件對生存質量影響過程中，不存在調節效應(表8)。說明對于

表8 自尊的調節作用檢驗

不同自尊水平的人，居住條件對生存質量的影響機制并不會發生根本改變。

(2)公共衛生服務對流動人口健康生存質量影響

公共衛生服務對流動人口健康生存質量影響路徑及作用如何？服務可及性(本文用流動人口服務對公共服務評價作為替代變量)如何通過個體危險因素和采納預防性行為(本文概括為健康與生活方式)影響流動人口生存質量？通過對流動人口健康及生活方式、生存質量評估總分及公共衛生服務評價之間的相關關系進行分析，發現健康及生活方式與生存質量及各因素之間都顯示出顯著正相關；公共衛生服務評價與健康及生活方式、心理狀況呈顯著正相關，與總體健康狀況相關不具有統計學意義；公共衛生服務評價與生存質量評估呈顯著正相關，同時，也與心理領域、環境領域呈顯著正相關(表9)。

表9 流動人口健康及生活方式、生存質量評估總分及公共衛生服務評價的相關性

注：*P<0.05,**P<0.01

公共衛生服務評價的中介效應檢驗結果如表10所示，由于健康及生活方式最后的回歸系數值為1.692 3，P<0.000，因此公共衛生服務具有部分中介效應，健康及生活方式對生存質量評估的中介效應不完全通過公共衛生服務的中介來實現其影響，對生存質量有直接效應。中介效應占總效應的比值為0.102 8，中介效應解釋了因變量的方差變異為10.28%。由此可見，健康及生活方式對流動人口生存質量的影響主要是直接效應，公共衛生服務的中介效應較小，占總效應的10.28%。這與世界衛生組織(WHO)關于醫療衛生體系與健康關系僅占8%的報道基本吻合。

表10 公共衛生服務評價中介效應檢驗

注：*P<0.05,**P<0.01

4 討論與建議

環境領域得分在流動人口生存質量評價中最低，其次是心理領域。因此政策干預應該從這兩個領域著手。環境領域的因素包括：社會安全保障、住房環境、經濟來源、醫療服務與社會保障的獲取途徑與質量、獲取新信息知識技能的機會、休閑娛樂活動的參與機會與參與程度、環境條件(污染/噪聲/交通/氣候)；心理領域的因素有：積極感受、思想、學習、記憶和注意力、自尊、身材和相貌、消極感受、精神支柱。促進流動人口的健康行動可以優先從這些方面考慮。

4.1 改善流動人口生存環境與心理狀態，提升主觀生存質量

住房環境或條件影響生存質量，研究發現，自尊具有中介效應，其中介效應占居住條件影響生存質量總效應的41%。自尊是心理狀況的一個重要測度指標，心理狀況較好而且對自己總體健康狀況評價較高的人，其生存質量也更高，顯示了個人內在心理活動的調節作用，對環境和自身的樂觀態度有利于生存質量的提高。所以除了從客觀方面改善生存環境和健康服務，也可以考慮通過改善流動人口心理狀態來提升他們的主觀生存質量，發揮流動人口自身的內部力量以提升其健康水平。

4.2 提升針對流動人口的公共衛生服務水平和政策服務宣傳

一方面需要提高公共服務水平來滿足流動人口的期望，另一方面也不能忽視對相關政策服務的宣傳。基于流動人口特征，需要加大政策服務宣傳，提高流動人口對相關衛生健康服務的了解程度，提高流動人口主觀方面的安全感和滿意度，促進流動人口公共服務利用。同時應提高公共衛生服務水平，增強其便捷性、有效性，建立健全公共衛生服務反饋機制，改善服務環境與態度。

4.3 加速戶籍制度改革進程，促進教育和社會保障資源公平配置

受教育程度和社會保障參與程度對生存質量的影響較為顯著。但目前這兩方面正向作用的發揮受到戶籍制度限制，呼吁盡快落實戶籍制度改革相關措施，讓流動人口在社會保障和受教育方面的權益得到公平對待，這不僅對于提高流動人群的健康水平有重要作用，對于促進經濟發展和社會公平也有長遠的意義。

作者聲明本文無實際或潛在的利益沖突。