基于分層有序Probit模型研究教育對自評健康切點影響

郭 愷 吳 明，2△

【提 要】 目的 分析教育對自評健康評價切點的影響。方法 利用2014年中國家庭追蹤調查19～51歲成人數據，使用虛擬情境錨定法校正切點位移偏倚，采用分層有序Probit模型研究教育對健康評價標準的影響。結果 本次研究共納入研究對象11687人，自評健康為比較健康者占35.50%，情境1健康評價為很健康者占37.07%，情境2健康評價為不健康者占59.92%。分層有序Probit模型回歸結果顯示，隨著受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點值降低，“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點值升高。結論 研究者應重視自評健康的切點位移偏倚，教育會對人群自評健康評價切點產生影響，造成自評健康評價結果趨中。

自評健康是個體對健康狀況的主觀評價，能預測包括衛生服務利用、軀體健康狀態、中風、住院、死亡在內的健康結局，成為世界衛生組織推薦用于測量人群健康的一項重要指標[1-2]。雖然自評健康指標在健康領域的應用越來越廣泛，但自評健康存在切點位移偏倚問題。不同特征人群的健康評價標準存在差異。例如一個20歲的年輕人所認為的“非常健康”和一個80歲的老人所認為的“非常健康”是不同的，前者可能不僅要求無病無災，還要求身體強壯，行動敏捷；而后者可能僅僅要求無大病即可。該問題尚未得到研究者的重視，這可能導致人群自評健康的比較結果有偏[3]。Sadana認為，健康的界定標準、期望和認知過程存在差異，嚴重影響了自評健康指標的跨人群可比性[4]。本研究擬使用虛擬情境錨定法作為校正手段，研究教育對健康評價標準的影響。

資料和方法

1.資料來源和測量指標

數據來源于2014年中國家庭追蹤調查(CFPS)成人數據集，基線調查于2010年實施，覆蓋中國25個省/市/自治區，2014年為第三次全樣本調查。受訪者需要對自身健康狀況進行評價，調查還要求受訪者想象虛擬情境與自身具有相同的年齡和背景，對兩個虛擬情境健康狀況進行評價(表1)。考慮到特殊歷史事件，如三年自然災害對健康的影響，文化大革命對高等教育的影響，本文研究對象選取年齡為19～51歲(1963年以后出生)的成人。

表1 CFPS設置的健康評價問題

2分析方法

虛擬情境錨定法是WHO 2000年推薦的自評健康校正方法，其原理如圖1所示。假設受訪者A自評健康優于B，由于受訪者A和B的人群特征如文化背景、教育程度等存在差異，形成了不同的自評健康評價標準，兩者的自評健康并不直接可比；引入虛擬情境，將受訪者A和B的自評健康評價置于一致的評價標準下，可以看到此時受訪者A自評健康比受訪者B差；如不采用虛擬情境錨定法校正切點位移偏倚，可能導致相反的結果。King提出了虛擬情境法的兩個基本假設：情境等價性和回答一致性。前者要求所有受訪者對同一虛擬情境的健康狀況有相同的認識，后者要求同一受訪者在自評健康和虛擬情境健康評價中采用了相同的評價標準[5]。參照吳菲的做法，采用非順序的不相合方法檢驗情境等價性假設[6]，僅篩選保留情境1健康評價優于情境2的個體數據。

圖1 人群自評健康切點位移偏倚控制

本文使用Stata 15.0軟件，采用分層有序Probit(HOPIT)模型控制切點位移偏倚，研究教育對健康評價標準的影響。為解決教育的內生性問題，本文采用個體受到《義務教育法》影響的時間和個體12歲時所在省份1986年普及初等教育驗收合格率作為教育的工具變量。假設個體i的真實健康水平為Hi，自評健康SRHi為有序分類變量，4個切點分別為“不健康-一般”τ1，“一般-比較健康”τ2，“比較健康-很健康”τ3，“很健康-非常健康”τ4。4個切點值的位置可以表征個體的健康評價標準，則

SRHi=kifτk-1

τ0=-∞，τ5=+∞

(1)

Hi=βxi+εi，εi～N(0，1)

(2)

Pik=P(SRHi=k)=φ(τk-βxi)-φ(τk-1-βxi)

(3)

式(1)-(3)將個體真實健康水平Hi設定為人群特征xi的線性函數，個體自評健康SRHi是Hi與4個健康評價切點值τi1-τi4比較得到的結果。其中，φ(.)為累積標準正態分布函數，xi為個體年齡、性別、戶口類型和婚姻狀況。

HAij=kifτk-1<θij≤τk，k=1，2，…，5

(4)

θij=θj+uij，uij～N(0，σ2)

(5)

(6)

(7)

在考慮切點位移偏倚的情況下，通過虛擬情境識別不同特征人群的自評健康切點，式(4)-(7)假設第j個虛擬情境的健康水平為θj，個體i對第j個虛擬情境的健康評價為HAij。HAij是虛擬情境真實健康水平θij與健康評價切點值τi比較得到的結果，同時不同特征的人群具有不同健康評價切點值。

結 果

1.研究對象基本情況

研究共納入研究對象11687人。其中，男性占48.93%，女性占51.07%；調查時點年齡(37.21±9.35)歲，40歲以上者占46.83%；以農業戶口為主，占71.19%；以在婚(有配偶)者為主，占82.89%，未婚占13.84%；受教育年限0～20年，平均受教育年限(9.03±4.17)年；初中學歷最多，占33.17%，文盲/半文盲和大學本科及以上分別占13.87%和5.66%。自評健康為比較健康者最多，占35.50%；情境1健康評價為很健康者最多，占37.07%；情境2健康評價為不健康者最多，占59.92%。(表2)

表2 研究對象的基本情況

2.不同學歷水平人群虛擬情境健康評價分層分析

不同學歷水平人群對情境1和情境2健康評價分層分析結果顯示，情境1健康評價K-W秩和檢驗χ2=45.884，P<0.001，不同學歷水平人群情境1健康評價分布差異有統計學意義；情境2健康評價K-W秩和檢驗χ2=59.528，P<0.001，不同學歷水平人群情境2健康評價分布差異有統計學意義。情境1和情境2分別代表較好和較差的真實健康水平，不同學歷水平人群虛擬情境健康評價分布差異表明不同人群健康評價標準存在差異。(表3)

表3 不同學歷水平人群虛擬情境健康評價分層分析

3.教育對健康評價標準的影響

圖2展示了根據HOPIT模型回歸結果計算的不同受教育年限的35歲未婚農業戶口女性的健康評價標準，橫軸為真實健康水平，τ1-τ4分別為健康評價的4個切點值。隨著受教育年限的提高，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點值隨之降低，說明對于相同的低水平健康狀況，高受教育年限人群的評價標準更低，與低受教育年限人群相比更容易高估自身健康狀況，顯示出“寬容”的一面；而“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點值隨之升高，說明對于相同的高水平健康狀況，高受教育年限人群的評價標準更高，與低受教育年限人群相比更容易低估自身健康狀況，顯示出“嚴苛”的一面。整體來看，教育對健康評價標準的影響造成了高受教育年限人群自評健康趨中的結果。

圖2 不同受教育年限健康評價切點比較

表4展示了假設的一個真實健康狀況H～N(0，1)的理想人群分別使用受教育年限為0年和16年的切點值評價自身健康得到的結果。在受教育年限為0年和16年的兩個人群的切點值下，理想人群的健康評價分布發生了改變。前者自評健康為很健康者占比最高，33.88%，而后者自評健康為比較健康者占比最高，40.56%，其中，比較健康者占比變化幅度高達52.20%[(40.56-26.65)/26.65]。

表4 切點位移偏倚導致的理想人群健康評價結果分布(%)

討 論

1.自評健康作為健康指標的適用性

自評健康資料獲取成本低，綜合了多種健康信息，與客觀健康指標關聯緊密。既往研究表明，自評健康與死亡率、軀體疾病、機體功能和社會心理健康關聯密切[7-10]。根據Jylh?建立的自評健康概念框架，自身健康狀況的評估是建立在健康信息收集整理的基礎上，如醫學診斷信息、功能狀態觀測、經歷的身體感覺和癥狀、正式的疾病信息(開處方藥、病假、傷殘撫恤金)、可能影響未來健康的風險(行為、遺傳)[11]。因此，可認為自評健康可以較好地反映健康狀況。

自評健康也存在穩定性相對低、對無法感知的健康信息不敏感和切點位移偏倚的問題。Crossley和齊亞強均發現了自評健康的題目次序效應，認為詳細的健康問詢具有提醒效應[12-13]。因此，研究者在調查中應控制調查方式、語境等因素，同時根據世界衛生組織的建議，為避免題目次序效應，將總體健康問題放在調查的開頭部分[14]。Pijls發現盡管自評健康對慢性病死亡率有很強的預測效力，卻難以預測慢性病發病率[15]。自評健康不能處理無法被個體感知到的健康信息，而這類健康信息如早期慢性病生理生化指標往往對疾病、機體功能具有重要意義，需要引起研究者的重視。

盡管自評健康是一種獲取成本低的健康指標，但自評健康作為一種主觀判斷的結果，需要個人對自身情況有清楚的了解，并擁有較為穩定的健康認知，形成綜合性的判斷。自評健康切點依托于自評健康，因此自評健康及其切點的適用人群為年齡適中、接受過一定的教育的理性認知人群，對于心智不全、健康認知不穩定的人群適用性較低。

2.虛擬情境在自評健康中的適用性

本研究發現同一理想人群基于兩個極端人群(受教育年限0年和16年)的健康評價標準，得到的自評健康分布存在較大差異。這一結果表明人群教育特征異質性較高時，自評健康的切點位移偏倚問題可能導致有偏的結論，驗證了切點位移偏倚校正的必要性，提示研究者需要謹慎考慮自評健康的跨人群比較。

當前中國國家衛生服務調查周期為5年，主要采用直觀式測量表(VAS)測量人群自評健康。吳瓊等認為人群健康評價標準在短短兩年的時間內就可能發生變化[16]。筆者認為直觀式測量表雖然更為直觀，但無法解決自評健康的切點位移偏倚問題。虛擬情景錨定法為解決這一問題提供了很好的思路。有研究者認為，虛擬情境為較為抽象的自評健康提供了標尺[17]。筆者認為虛擬情境采用了類別尺度法測量人群的健康結果偏好，固定健康狀況的虛擬情境作為標尺的類別尺度，通過劃分邏輯分明的健康狀況，構成明確的參比結果，使健康評價更加條理化、精細化。相比自評健康而言，通過虛擬情境構造的自評健康是一種簡易的健康指數，更具邏輯性，是對自評健康更為科學的解讀。因此，未來可以在國家衛生服務調查中引入這一方法，應用于自評健康指標的跨人群、時間比較。

3.教育對健康評價標準的影響

本研究還發現，隨著受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比較健康”切點值降低，“比較健康-很健康”、“很健康-非常健康”切點值升高，導致高受教育年限人群自評健康趨中的結果。這一結果與Xu基于CFPS2012年16～70歲人群數據得到的結果一致[18]。

一般而言，相比低受教育年限個體，高受教育年限個體對健康問題更敏感，而本次研究獲得的結果并不完全支持這一現象。在高水平的健康狀況一側，高受教育年限個體健康評價標準高于低受教育年限個體，這一方面可能源于健康認知的擴展和健康需求的提高。高受教育年限個體通過教育獲得了更多的健康知識、信息，極大地擴展了健康認知，對自身健康提出了更高的要求，不僅要求沒有病痛，還將身體形態、體質、社會交往等更廣泛維度的健康納入了需求。另一方面，參照群體理論認為個體通常會采用與自身社會階層相近的參照群體進行比較[19]，高受教育年限個體通常也會參照與自己教育背景相似的群體評價自身健康，形成了更高的健康評價標準。因此，自評健康在高水平的一側呈現了高受教育年限個體對健康問題更敏感的結果。在低水平的健康狀況一側，高受教育年限個體健康評價標準低于低受教育年限個體，出現了相反的結果，參照群體理論指出心理動機也會影響參照群體的選擇[19]，高受教育年限個體更有可能出于自我強化的動機，防止自身健康水平低于其他人，在低水平的一側選擇向下比較，找到一個比自己差的群體作為參照，因此形成了較低的健康評價標準。最終，自評健康在低水平的一側呈現了高受教育年限個體對健康問題不敏感的結果。