流動時代的健康中國：社會經濟地位、健康素養與健康結果

郭 未，魯佳瑩，劉林平

（1.南京大學 社會學院，江蘇 南京 210023；2.江蘇省廣播電視總臺 節目研發與用戶研究中心，江蘇 南京 210036）

一、引言

流動人口是中國經濟社會建設的重要參與者與貢獻者，但是他們仍然面臨被邊緣化的現實處境，在健康問題上存在諸多不平等。［1］因此，在流動時代的中國，如何針對性地維護這一群體的健康權益，保障他們在城市中的身心健康與生存發展競爭力，對實現全民健康具有重要意義。2019 年6月《國務院關于實施健康中國行動的意見》中把“提升健康素養作為增進全民健康的前提”，［2］契合于此背景以及中國的實際情況，在健康不平等議題之下開展對于流動人口社會經濟地位、健康素養與健康結果關系的研究，能為構建流動人口的健康政策提供一定的理論與實證支持。

第七次全國人口普查數據顯示中國流動人口高達3.76 億，其從與“農民工”（從農村進入城市從事非農工作）群體的極大重合變為了“農民工”群體與“流動白領”（在家鄉具有城市戶籍，具有大專及以上教育程度，但在家鄉之外的另一座城市中就業和居住）群體為主的亞人口。［3］因此，本文擬利用涵蓋健康素養專項調查模塊的2016 年中國流動人口動態監測調查（China Migrants Dynamic Survey，CMDS）數據，在“社會因果論”（Social causation theory）視角下，呈現社會經濟地位決定流動人口健康水平背后的因果邏輯。并回答如下問題：流動人口的社會經濟地位與健康素養的關系如何？健康素養能否成為流動人口社會經濟地位與健康水平差異之間的重要因果鏈，對流動人口的健康結果會產生怎樣的影響？社會經濟地位及相關政策維度的因素對于流動人口中兩個核心群體（農民工與流動白領）健康素養的因果影響機制有何差異？

二、文獻回顧與研究假設

1.社會經濟地位與健康素養的關系

與不同社會地位群體的健康水平一樣，健康素養也存在由社會經濟地位導致的差異。［4］隨著健康素養的概念與測量方式的不斷完善，相當多的研究證實了受教育程度更高的人能夠獲得、使用與健康相關的更多信息，更有能力在醫療環境或社會生活中做出健康行為與決策。［5-6］一項針對中國城鄉居民的分析也支持了高教育水平對個體健康素養具有顯著積極影響。［7］一項針對武漢城區流動人口和當地居民健康素養的比較研究發現，流動人口在健康生活方式和技能上顯著低于城區居民；［8］同時，健康素養對于不同教育程度的人也表現出差異化影響效應，即相比于高教育水平的人，健康素養對于低教育水平的人有著更為顯著的健康影響效應。［9］

收入對個體健康素養的影響總體上在實證研究中得到了一致性的結論。Ettner使用兩階段工具變量法得出了收入對于人們健康及健康素養的穩健的積極效應。［10］Von Wagner等學者的研究也顯示低健康素養者一般是自身或家庭收入較低的人。［11-12］S?rensen 等人基于歐洲八國健康素養調查數據發現經濟匱乏仍然是低健康素養的最有力的預測因素，其次是社會地位、教育和年齡。［4］但是在中國情景之下，基于西方國家的研究發現可能會存在不一致，尤其是對于本文關注的流動人口而言。我們在本文中擬基于適宜數據探討中國流動人口的經濟狀況對健康素養是否存在顯著影響，這有待于我們在本文后續部分的實證研究發現來印證。

2.社會經濟地位及健康素養與健康結果的關系

國內外不同學科的學者從壓力、社會資本、生活方式等視角開展過社會經濟地位與健康結果之間的中間機制的研究實踐。關于健康素養與健康結果的關系研究中，健康素養被認為是社會健康公平的重要決定因素與保持和提高個人健康水平的一項重要資源，［13］對個人健康的預測比教育水平、收入、職業等更為有效。［9］已有研究表明健康素養越低的人有著更差的自評健康，［14］更高的孤獨感及更高的死亡率。［15-16］當然也有研究提出相反觀點，認為健康素養與個體健康結果的發生并無關系。［17］但是Stormacq 等人對16 篇相關研究文獻進行分析發現健康素養和社會經濟地位與健康結果之間有著明顯的中介作用，通過提升人們的健康素養能進一步促成較好的健康結果。［18］

那么，健康素養究竟如何對健康結果產生影響呢？首先，疾病知識被認為是一個重要因素。基本上，現有的研究結論支持了健康素養會顯著影響人們對疾病知識的認知。［19］其次，健康生活方式（健康行為）也是較普遍的一個解釋機制，但西方的實證研究中并無統一的研究結論。一些研究表明健康素養會顯著影響人們的鍛煉、果蔬攝入、脂肪攝取、飲酒等與健康相關的行為，進而影響人們的健康狀況。［11］［15］總體而言，健康素養既受到社會結構的影響，人們所處的社會地位所附帶的資源和環境（即結構）會顯著影響人們的健康認知和能力，同時人們自發利用現有社會網絡中的健康資源（即能動性）也將影響其健康素養的獲得。但后者的能動性行為顯然也不能否定機會結構的作用。另一方面，健康素養也被諸多實證研究證實是提高個體健康水平的一種重要資源，［20］也就是說，健康素養是理解社會經濟地位與人們健康水平關系背后的重要因果鏈。

3.研究假設的提出

個體所處的社會經濟地位決定了社會支持的差異，也決定了獲得健康素養這一資源的機會。相對于受教育程度低的人，受教育程度越高的人在獲取、學習和評判信息的能力上更具優勢，多以腦力勞動為主的職業也培養了人們較高的認知能力，這種能力遷移至健康層面則意味著可能獲得較高的健康素養。此外，低收入者往往有著較低的健康素養，［11］一方面，低收入者的教育程度往往不高，而另一方面，他們的居住環境和社會網絡缺乏健康教育的條件與健康資源的共享，從而導致其擁有較差的健康素養。［21］據此，本文提出如下研究假設：

假設1：社會經濟地位對流動人口的健康素養有顯著影響。

假設1a：流動人口的受教育程度越高，其健康素養越高。

假設1b：流動人口的經濟狀況越好，其健康素養越高。

研究發現教育、收入以及職業與個人疾病后果高度相關，對健康產生深刻而持久的影響。［22］與社會地位較高的人相比，社會階層低的人往往有著較高的死亡率、更大的健康風險以及更為糟糕的心理問題。同時，這一機制被證明在不同人口學特征（種族、性別、年齡等）中依然顯著性地存在。［23］針對健康狀況，本文從自評健康和患慢性病情況這兩個方面來衡量，即是涵蓋了主觀和客觀之下兩個維度的健康測量。據此，本文提出研究假設如下：

假設2：社會經濟地位對流動人口的健康結果有顯著的決定性作用。

假設2a：流動人口的受教育程度越高，其自評健康狀況越好。

假設2b：流動人口的受教育程度越高，其患慢性疾病的可能性越低。

假設2c：流動人口的經濟狀況越好，其自評健康狀況越好。

假設2d：流動人口的經濟狀況越好，其患慢性疾病的可能性越低。

對于流動人口而言，健康素養關系其對健康風險行為的理解、對流入地衛生服務平臺的使用、對自身健康權利的維護以及對健康保障的資源尋求能力等。由此，健康素養的高低會顯著影響流動人口的健康保障，進而影響其健康損耗的程度。據此，本文提出如下研究假設：

假設3：流動人口的健康素養會對其健康結果產生顯著影響：健康素養越高，流動人口的健康狀況越好。

假設3a：流動人口的健康素養越高，自評健康狀況越好。

假設3b：流動人口的健康素養越高，患慢性疾病的可能性越低。

在探究出健康素養是理解社會結構與健康不平等之間的一個重要因果機制的基礎上，本文擬進一步觀察社會經濟地位及相關重要政策維度的因素對于流動人口中兩個核心群體（農民工與流動白領）健康素養的因果影響機制差異。考慮流動白領在原生戶籍及教育程度上與農民工的差異，以及祝仲坤等對于政策維度之下的本地健康檔案建立對于農民工群體功能性活動與可行能力影響的實證研究發現，［24］本文提出如下研究假設：

假設4：社會經濟地位對農民工與流動白領的健康素養有差異化影響。

假設4a：農民工的受教育程度越高，其健康素養越高。

假設4b：流動白領的受教育程度越高，其健康素養越高。

假設4c：農民工的經濟狀況越好，其健康素養越高。

假設4d：在本地設立健康檔案對農民工的健康素養有正向影響。

4.內生性問題

雖然上述的綜述與討論一定程度呈現了社會經濟地位、健康素養和健康結果之間的因果鏈，但這三者之間的統計關系依然可能存在內生性問題。第一，可能存在遺漏重要變量導致的有偏估計問題。比如，受訪者的受教育水平往往是家長與本人的決策結果，因而本人的受教育年限與個人能力和家庭背景有關，這些因素會影響受訪者的健康素養，從而帶來遺漏變量問題。生活在經濟狀況較好，對教育、健康重視的家庭的人不僅可能經濟狀況、受教育水平更高，也可能吸收更多健康知識，從而提高自身健康素養，遺漏這些重要變量可能高估受教育水平對健康素養的影響。第二，可能存在聯立性偏誤，即反向因果。首先，受教育水平、經濟狀況與健康結果存在反向因果問題。教育和經濟是保障健康的基礎，如果沒有較好的教育和收入，個體可能對健康認識不足，也沒有足夠的資源保障身體健康，從而引發疾患等；如果沒有好的健康，可能無法接受更多的教育，在勞動力市場上會受到極大的限制，從而影響個體受教育水平和經濟收入。其次，健康素養與健康結果也存在反向因果。健康素養較高的個體會比較重視自身健康，但同樣，擁有較好健康的個體也會更重視對健康知識、健康生活方式、健康技能的掌握。

對于上述可能存在的內生性問題，本文嘗試尋找適宜的工具變量以降低內生性帶來的偏誤。根據工具變量的特性以及借鑒前人對某一類工具變量的使用，參考Angrist和Keueger、吳要武等人的相關研究，［25-26］本文使用配偶的受教育年限、受訪者的出生季度作為受訪者教育年限的有效工具變量；使用受訪者所在城市的最低工資標準數據作為個體經濟狀況的有效工具變量；使用過去一年接受社區健康教育次數和當前社區開展健康教育方式數等社區數據作為個體健康素養的有效工具變量。

從理論和邏輯來看，選擇上述這些變量作為工具變量有四點理由。第一，配偶的受教育年限與本人的受教育年限是相關的，但與本人的能力、家庭關系不大，可以作為本人受教育年限的工具變量。第二，中國就業政策嚴格規定年滿16周歲才可以進入勞動力市場，而中國的學齡兒童一般要年滿6 周歲或7 周歲于每年的9 月份入學，所以出生在前三個季度的可以在某學年滿16 歲選擇退學進入勞動力市場，而第四季度出生的還需要留在學校多接受一年教育。因此，在中國情境下，出生季度是受教育年限的一個強工具變量。［26］第三，受訪者的工資水平與所在城市的最低工資標準是相關的，滿足工具變量的相關性假設，而最低工資標準的制定和執行是各城市政府的決策，與個體的健康結果無關，滿足工具變量的外生性假設，符合工具變量條件。第四，中國從“單位人”時代轉換為“社區人”時代，城市里個體生活的重要場景之地是在社區中，因此，當前社區開展健康教育方式數以及過去一年健康教育次數顯然會影響當前個體的健康素養，但個體過去接受的社區健康教育次數已經發生，不大可能會對當前的健康結果產生影響；同時當前社區采用何種健康教育方式是社區的決策，與個體的健康結果關系也不大。

當然，以上對工具變量選擇的討論主要是從已有研究和邏輯去認知的，這種認知可能并不全面。比如，配偶的教育水平可能通過本人的教育水平對健康結果產生影響，但也有可能通過提高本人的健康素養對健康結果產生影響。因此，通過控制內生變量后檢驗工具變量與因變量之間是否相關來判斷具有一定的合理性。但是，如果發現控制了內生變量后，工具變量與因變量仍然相關也并不能說明工具變量不滿足外生性條件，［27］更重要的是要根據若干個至關重要的統計量來綜合判斷。［28］本文在接下來的實證分析部分會開展進一步討論。

三、數據與模型

1.數據

本文主要使用國家衛生健康委員會（后文簡稱為“衛健委”）的中國流動人口動態監測調查（CMDS）2016年的數據。CMDS 2016在2016年5月集中展開調查，目標總體是“全國在調查前一個月前來本地居住、非本區（縣、市）戶口且2016 年5 月年齡在15 周歲及以上的流入人口”。其包括普通個人問卷（A 卷）、專項調查問卷（B 卷）和社區問卷（C 卷）三類。其中，健康素養專項調查（B 卷）是在全國流動人口監測調查的基礎上抽取了5%的樣本展開的調查，對象為15-70周歲的流入人口，這部分數據是本文的核心分析數據。經過數據整合和相應處理后，用于本文的流動人口的有效樣本為8 100 個。同時，按照前述對農民工及流動白領的定義來進一步處理數據，最終，用于本文的農民工有效樣本為6 708個，流動白領有效樣本為956個。

2.變量

因變量包括主觀維度之下的“自評健康”和客觀維度之下的“慢性病患病數”。首先，考慮CMDS中自評健康的變異度不大（只有13 個人填答健康狀況差），同時受訪者對于健康主觀評判較為準確的判斷是在健康與不健康兩個維度，本文根據對“在過去一年里，您認為自己的健康狀況如何”這一問題的回答來進行具體的操作化，將“好”和“比較好”歸為“健康”，賦值為1，將“一般”“比較差”“差”歸為“不健康”，賦值為0。其次，慢性病患病數是一個計數型變量。慢性病發病情況與個體健康息息相關，［29］不少研究以其作為健康狀況的操作化指標。根據問卷中“您現在是否患有以下慢性病”這一問題的回答，選擇“沒有患慢性病”賦值為0，其余選項每選擇一種記為1，進行累加計算，形成一個取值為0-6的計數變量，該數值越大表示患病數越多，健康狀況越差。

核心自變量包括“健康素養”和“社會經濟地位”。首先，健康素養是一個連續型變量。《2016年全國流動人口衛生計生動態監測調查-流動人口問卷（B）》中的“健康素養”問卷包括的四個模塊不同程度地覆蓋了健康素養的基本知識和理念、健康生活方式與行為、基本健康技能這三個維度的內容。本文參照《中國居民健康素養問卷》直接計算答題正確率的方法，按照全部答對得1 分，答錯、少答、不答或答“不知道”得0 分的評分標準來計算健康素養總分，生成0-52 分的連續型變量，并進一步進行了標準化處理（0-100分），得分越高者意味著總體健康素養越高。

其次，考慮流動人口職業的變異度較弱，同時在流動人口中教育與收入可能出現變動趨勢發生背離的情況，［1］本文直接使用受訪者受教育程度和收入兩個變量來測量其社會經濟地位。對于健康素養而言，教育并非要取得一定的學歷才會起作用，接受教育的長短就可能帶來影響，因此我們將教育狀況設置為連續型變量，根據“受教育程度”選項中的“未上過學”“小學”“初中”“高中/中專”“大學專科”“大學本科”“研究生”，分別換算為0年、6年、9年、12年、15年、16年、19年。經濟狀況是一個連續型變量。如果受訪者目前有工作，則依照問題“您個人上個月（或上次就業）純收入為多少（不含包吃包住費）”進行操作化，同時為了避免奇異值的干擾，剔除了極少數的月收入大于15 000元的樣本，最后對個人月收入進行了取對數處理。如果受訪者目前沒有工作，則根據其所在城市2016 年第一季度的每月最低生活保障標準進行數據填補。［30］調查數據顯示在1 420位未就業者中，約76%是為了務工/工作、經商和家屬隨遷而流動，近50%流向北上廣深等一線城市和長江、珠江三角洲地區，如果將未工作者都簡單地賦值為0，可能極大掩蓋了他們的經濟狀況差異。盡管受訪者目前未就業，但他們的經濟狀況可能是不同的，經濟狀況較好者更有可能流向生活成本更高的城市，也更有能力在未就業的情況下還能維持較高的城市生活成本。所以，使用城市最低生活保障標準作為衡量未就業者的經濟狀況指標是可行的。

本文的工具變量包括“受訪者出生季度”“配偶的受教育年限”“所在城市最低工資標準”“過去一年接受社區健康教育次數”“當前社區開展健康教育方式”。其中，受訪者出生季度設置為0-1 虛擬變量，根據受訪者的出生月份進行操作化，把出生在前三個季度的賦值為0，出生在第四季度的賦值為1。配偶的受教育年限設置為連續變量，根據受訪者提供的配偶受教育程度相應地轉算為受教育年限，如果受訪者沒有結婚，則賦值為本人的受教育年限。這樣處理的原因有兩點：第一，未婚受訪者占比約為19.2%，如果直接刪節數據，會造成較大缺失；第二，中國婚姻里長久的門當戶對傳統給了我們如此處理數據一定意義上的合理性。所在城市最低工資標準設置為連續變量，這是一個外部數據，由我們根據受訪者所在城市政府人力資源和社會保障局公布執行的2016年“關于調整最低工資標準的通知”整理而來。過去一年接受社區健康教育次數設置為連續變量，依照CMDS 2016 調查問卷中的問題“過去一年您在社區接受幾個方面的健康教育”進行操作化，數字越大表示接受社區健康教育的程度越高。當前社區開展健康教育方式則設置為連續變量，依照CMDS 2016調查問卷中的問題“您在社區是以何種方式接受健康教育”進行操作化，數字越大，表示社區開展健康教育的方式越多元。“社區開展健康教育方式”包括健康知識講座、宣傳資料、電子顯示屏、宣傳欄、社區醫生咨詢、社區網站咨詢、社區短信/微信咨詢和個體化面對面咨詢等8種方式。

此外，本文還進一步控制了相關文獻中所考慮的其他因素，如人口學特征的年齡、性別、婚姻，流出地特征的戶口和所在區域，［31］以及反映流動經歷的累計流動次數、累計流動時間、本次流動方式和流入地行政級別等。具體的操作化不再詳細展開（見表1）。

表1 變量的基本特征描述（N=8 100）

3.模型

本文采用多元線性回歸模型來考察社會經濟地位對流動人口健康素養的影響；在估計流動人口社會經濟地位和健康素養對健康結果的影響時，自評健康作為因變量，使用的是二分類Probit模型。慢性病患病數作為因變量時主要采用零膨脹負二項模型，從本文用于估計的慢性病患病數樣本分布可以看到樣本中的0值遠遠超過了50%，需要采用零膨脹模型，同時，統計發現方差大于均值（均值=0.063；方差=0.091），故不適用于零膨脹泊松模型，而是考慮零膨脹負二項模型為宜。在零膨脹計數模型中，由零計數和非零計數集建立的混合概率分布為：

其中，yi為因變量，pi表示個體源于第一階段的概率，g(yi)表示個體源自第二個階段，服從泊松分布或負二項分布，概率1-pi。當g(yi)滿足如下條件時，稱為零膨脹負二項模型：

公式（2）中，yi指的是慢性病疾病數量，α是伽馬（gamma）分布的方差，即個體異質性產生的方差。λi為個體被解釋變量期望值，此時，Y=yi的概率密度為：

公式（3）中，Xi表示個體特征的自變量和控制變量，Wi為零膨脹自變量向量，其余符號含義與公式（2）相同。

進一步地，本文根據因變量和內生變量特性，分別采用多元線性工具變量回歸（IV-2SLS）進一步考察社會經濟地位對流動人口以及流動人口中的農民工與流動白領的健康素養的影響，概率單位工具變量回歸（IV-Probit）和零膨脹負二項工具變量回歸（IV-ZINB）進一步檢驗社會經濟地位和健康素養對流動人口健康結果的影響。模型設定如下：

其中，yi是因變量，Si是內生解釋變量，Xi是一系列控制變量，εi是第二階段隨機誤差項，Zi是工具變量，ξi是第一階段隨機誤差項。在方程（5）中，必須滿足Cov(Zi，εi)=0，Cov(ξi，εi)=0，且Cov(Zi，Si)≠0。因此，工具變量回歸就是：在第一階段對方程（5）進行回歸，得到Si的預測值；在第二階段，將方程（4）里面的Si用替代后進行回歸，得到無偏估計量。

四、分析結果

1.社會經濟地位與流動人口的健康素養

分析發現流動人口的整體健康素養標準化得分為72.48分（滿分100分），按照歷年《中國居民健康素養監測報告》，國家衛健委和中國健康教育中心將問卷得分達到總分的80%及以上判定為具備基本健康素養，根據這一標準來看，流動人口的整體健康素養并未達到基本線①本文使用的“健康素養”問卷由中國健康教育中心負責，與國家衛健委和中國健康教育中心組織的《中國居民健康素養問卷》題庫基本一致，因此認為具有可比性。。同時，在不同內涵維度上，健康知識理念素養的得分（75.02）明顯高于健康生活方式（72.13）和健康技能（70.11）。本文首先來考察社會經濟地位（操作化為受教育年限和個人經濟狀況）對流動人口健康素養的影響（見表2）。

表2 流動人口健康素養的MLR模型、IV-2SLS模型

模型1 僅納入了受教育年限和個人經濟狀況這兩個核心變量，在未控制其他變量的情況下，流動人口的受教育年限越多，總體健康素養越好，個人經濟狀況越好，總體健康素養得分也越高。進一步地，模型2 在模型1 的基礎上控制了年齡、年齡平方、性別、婚姻、戶口、流動特征等變量，結果顯示流動人口的受教育年限對健康素養依然有顯著且穩定的影響效應。具體來說，在控制相關變量后，受教育年限每增加1 年，流動人口的總體健康素養得分就提高1.192 分（在0.001 統計水平上顯著），假設1a 得到數據支持。流動人口的經濟狀況對總體健康素養影響在0.05統計水平上正向顯著，假設1b 也得到數據支持。

阿迪克斯具有完備的道德品質，他引導斯庫特學會看到人性真善美、溫情的一面。他說：“有一種東西不能遵循從眾原則，那就是良心。”拉德利性格孤僻、十幾年足不出戶，是人人眼中的怪人。人們對他有很多傳言，視他為危險人物。經過幾次非直接接觸，到最后在招到報復襲擊時，拉德利出手相救，斯庫特發現拉德利跟普通人一樣，是一個有血有肉，善良正直的人。泰勒法官在法庭上不拘禮節，但他精通法律，知道湯姆兇多吉少，特地指定阿迪克斯為湯姆的辯護律師。泰特警長為湯姆的冤死感到無能為力和可惜，他努力尊重拉德利的隱居生活，不讓人們去打擾怪人拉得利的生活，因為把拉德利拉到聚關燈下就是在犯罪。

模型3 的結果顯示：第一，在IV-2SLS 的第一階段回歸中，配偶教育年限、受訪者出生季度與受訪者的受教育年限，城市最低工資標準與受訪者的經濟狀況都足夠相關，且F值都遠遠大于經驗標準值10。第二，過度識別檢驗顯示這三個工具變量是外生的，與擾動項不相關。第三，DWH 內生性檢驗顯示受訪者的教育年限、經濟狀況確實是內生變量。這些統計量表明有必要放棄常規的MLR 模型而采信IV-2SLS模型的結果。模型3的IV-2SLS回歸結果顯示受教育年限確實對總的健康素養有顯著的正向影響，但個人經濟狀況對總體的健康素養卻變成了顯著的負向效應。這或間接印證了在流動人口中教育與收入可能出現變動趨勢發生背離的情況。此外，我們還認為在流動人口群體中，盡管他們的受教育年限和經濟狀況總體不高，但同經濟水平（控制經濟狀況變量）的個體其受教育年限越高健康素養越好；而同教育年限（控制教育年限變量）的個體其經濟狀況越好反而健康素養越差。這可能說明了對底層老百姓而言，經濟狀況的改善并不能有效提高其健康素養，而教育水平的提高對他們健康素養的提高尤為重要。恰如我們在日常生活中能見到的裝修行業中的部分工種（如瓦工、木工等），其收入較高，但從業者的教育程度普遍偏低。因此，IV-2SLS回歸結果依舊支持假設1a，說明流動人口的健康素養不僅受到個體特征因素的影響，以教育為特征的社會經濟地位的影響效應也十分顯著。這也間接說明在流動人口健康研究中，社會經濟地位測量要么使用較為綜合的測量指標，要么使用教育測量更為有效。

2.健康素養是健康不平等的解釋機制嗎？

以自評健康來衡量流動人口的健康水平主要采用二分類Probit回歸模型（見表3）。模型4、模型6、模型8 是常規的Probit模型，這些均納入了相同的控制變量。模型4 是基準模型，即社會經濟地位模型，著重分析社會經濟地位對流動人口健康水平的影響。在控制了相關變量的情況下，受教育水平和個人收入對自評健康有顯著的正效應。受教育程度越高，其匯報“健康”的可能性就越高，假設2a得到驗證；個人月收入越高，流動人口的自評健康狀況也越好，證實了假設2c。模型6是健康素養模型，即單獨估計流動人口的健康素養對其健康狀況的效應。結果顯示在控制其他變量的情況下，總體健康素養越高，流動人口“健康”的可能性也越高（在0.001的統計水平上顯著），假設3a得到了支持。接下來，模型8同時納入了衡量社會經濟地位的受教育水平和個人月收入及總體健康素養來共同分析對流動人口自評健康的影響。可以發現與模型4相比，受教育程度和個人月收入在回歸系數和顯著性上均發生了變化。“受教育年限”這一變量在模型8中的估計參數下降，且顯著性降低（在0.01的統計水平上顯著）；“個人月收入”雖然在參數顯著性上沒有變化，但回歸系數變小。也就是說，常規的Probit模型顯示，社會經濟地位部分通過健康素養影響了流動人口的健康狀況。

表3 流動人口自評健康狀況的Probit模型、IV-Probit模型

為了克服可能存在的內生性問題，我們進一步采用Probit 工具變量法來檢驗社會經濟地位和健康素養對自評健康的影響。模型5使用被訪者的出生季度、配偶受教育年限作為本人受教育年限的工具變量，使用所在城市最低工資標準作為本人經濟狀況的工具變量，共同檢驗社會經濟地位對流動人口健康水平的影響，模型7 使用過去一年接受社區健康教育次數、當前社區開展健康教育方式數作為健康素養的工具變量來考察流動人口的健康素養對其健康狀況的效應，模型9是同時納入受教育水平、個人經濟狀況及總體健康素養來共同分析對流動人口自評健康影響的工具變量模型。從工具變量檢驗的相關統計量來看，首先，工具變量和內生變量都在0.001 統計水平上高度相關，第一階段的F值也都遠遠超過經驗值10；其次，過度識別檢驗表明所有工具變量都是外生的；再次，沃爾德內生性檢驗表明常規Probit 模型和IV-Probit 模型之間都存在系統差異，表明個人經濟狀況、總體健康素養確實是內生變量，應采信IV-Probit模型的結果。

表3 表明IV-Probit 模型估計量和Probit 模型估計量有明顯不同①由于文章篇幅限制，我們將表3中的其他控制變量簡稱為“其他控制變量”，并且在模型中以“是”表示這些變量得到了控制。若讀者對詳細的回歸結果感興趣，可以聯系文章第一作者獲取。。模型5 顯示社會經濟地位對自評健康的影響中，個人經濟狀況對自評健康有顯著影響的正向效應，但是受教育水平對自評健康沒有顯著正向效應；模型7 顯示總體健康素養對自評健康的影響仍然發揮顯著的正向影響效應；模型9 則顯示在同時納入受教育水平、個人經濟狀況和總體健康水平變量后，教育對自評健康的顯著正向效應消失了，而經濟狀況對自評健康的正向效應“再一次”顯著，總體健康素養對自評健康的正向顯著影響仍然存在。總之，與模型5 相比，“經濟狀況”這一變量在模型9 中的估計參數上升，顯著性提高（在0.001 的統計水平上顯著）；“健康素養”雖然在參數顯著性上有所下降，但回歸系數變大，數據支持假設2c 和假設3a。由此可以認為IV-Probit 模型表明經濟狀況和健康素養對健康結果（自評健康）有直接的影響，受教育年限通過健康素養影響流動人口的健康狀況。

本文進一步以流動人口的“慢性病患病數”這一客觀生理變量作為測量健康狀況的變量。表4匯報了模型分析結果，根據其中的Vuong 統計量和alpha 值可知本文使用零膨脹負二項回歸模型優于簡單的負二項或泊松回歸模型。另外，本文用年齡和流入地所在區域來預測過多零值的概率。模型10、模型13 和模型15 是常規的零膨脹負二項模型。其中，模型10 是僅含社會經濟地位和控制變量的基準模型，發現在控制其他變量的情況下，流動人口的教育水平及經濟收入與其患慢性疾病數不存在統計上的顯著性，即慢性疾病數與受教育程度、經濟收入無關，假設2b 與2d 在此未得到驗證。根據模型13，在控制其他變量的情況下，提高流動人口的總體健康素養，其患慢性病的風險比會顯著下降，即流動人口健康素養的提高有利于減少慢性病患病的可能性，保持較好的生理健康狀態，假設3b 得到證實。模型15 是進一步納入社會經濟地位和總體健康素養變量的聯合模型，通過與模型13 對照，發現流動人口健康素養與慢性病患病的可能性依舊負向顯著。從常規的零膨脹負二項模型來看，可以認為健康素養在一定程度上解釋了流動人口群體的社會地位對其健康差異的影響。

表4 中模型11、模型12、模型14 和模型16 為零膨脹負二項工具變量模型（IV-ZINB）的回歸結果。在使用工具變量法之前，需要檢驗模型是否存在內生解釋變量。模型11、模型12和模型14分別檢驗了受教育年限、經濟狀況和健康素養與慢性病患病數之間的內生性問題。從兩步法回歸的殘差項系數來看，受教育年限和健康素養的殘差項回歸系數并不顯著，表明受教育年限和健康素養變量的內生性問題并不嚴重，可能的原因有兩點：第一，慢性病病程時間長，對人的健康損害相對緩慢，因而不會對流動人口的受教育年限造成嚴重沖擊，比如突然中斷學業；第二，由于流動人口的慢性病患病數較少，其產生的壓力不一定引起流動人口對健康素養的顯著重視。因此，受教育年限和總體健康素養與慢性病患病數之間的關系應采信常規零膨脹負二項的回歸結果。而經濟狀況的殘差項回歸系數通過了0.05 統計水平的顯著性檢驗，表明個人經濟狀況確實是內生變量，應采信工具變量的零膨脹負二項的回歸結果。模型16 是個人經濟狀況、總體健康素養與慢性病患病情況的工具變量回歸全模型，由于經濟狀況是內生性變量，所以納入經濟狀況估計殘差以處理內生性問題。

表4 流動人口慢性病患病情況的ZINB模型、IV-ZINB模型

總體來看，社會經濟地位對慢性病患病數沒有顯著影響，也就是說慢性疾病數與受教育程度、經濟收入無關，回歸結果不支持假設2b和2d。而總體健康素養對慢性病患病數有顯著的積極影響，即流動人口健康素養的提高確實會有利于減少慢性病患病的可能性，假設3b得到數據支持，即是健康素養而不是社會經濟地位對流動人口群體的健康差異有顯著影響，健康素養是健康不平等的重要介入因素。

3.社會經濟地位及政策維度下農民工與流動白領健康素養的影響機制

在確定了流動人口范疇中健康素養是健康不平等的重要介入因素后，我們就可以從細分的角度再觀察當下社會經濟地位及相關重要政策維度的因素對于流動人口中最主要的兩個群體（農民工與流動白領）健康素養因果影響機制的差異化特征。在此，首先考察農民工與流動白領兩個群體在社會經濟地位、健康素養及政策維度的本地健康檔案建立層面的描述特征與組間差異。從表5 可以看到流動白領的受教育年限、健康素養及本地健康檔案建立均顯著高于農民工群體，而在經濟收入層面，雖然流動白領的均值高于農民工的均值，但是其沒有統計顯著性。考慮表5 的刻畫是沒有控制其他變量的情況，那么，如果控制了其他因素，是否有所不同？為此，我們需要進行進一步的回歸處理。

表5 比較視野下的農民工與流動白領的社會經濟地位及健康素養差異

表6 中模型17 與模型20 僅納入了受教育年限和個人經濟狀況這兩個核心變量，在未控制其他變量的情況下，流動白領與農民工的受教育年限越多，其總體健康素養越好。個人經濟狀況只對農民工的健康素養有顯著影響，個人經濟狀況越好，其總體健康素養得分也越高。進一步地，模型18與模型21 在模型17 與模型20 的基礎上控制了年齡、年齡平方、性別、婚姻、戶口、流動特征等變量，結果顯示受教育年限對流動白領與農民工的健康素養依然有顯著且穩定的影響效應。具體來說，在控制相關變量后，流動白領受教育年限每增加1年，其總體健康素養得分就提高1.586分（在0.001統計水平上顯著）。農民工受教育年限每增加1年，其總體健康素養得分就提高1.360分（在0.001統計水平上顯著）。經濟狀況依舊只對農民工的總體健康素養有顯著影響。

表6 比較視野下的農民工與流動白領的健康素養MLR模型、IV-2SLS模型

進一步，從模型19與模型22的結果可以發現：第一，在IV-2SLS的第一階段回歸中，配偶教育年限、受訪者出生季度與受訪者的受教育年限，城市最低工資標準與受訪者的經濟狀況都足夠相關，且F值都遠遠大于經驗標準值10；第二，過度識別檢驗顯示這三個工具變量是外生的，與擾動項不相關；第三，DWH 內生性檢驗顯示受訪者的教育年限、經濟狀況確實是內生變量。這些統計量表明有必要放棄常規的MLR 模型而采信IV-2SLS 模型的結果。模型19 與模型22 的IV-2SLS 回歸結果顯示，受教育年限確實對流動白領與農民工總的健康素養都有顯著的正向影響，但個人經濟狀況依舊只對農民工的健康素養有積極影響。由此，研究假設4a 與4b 得到驗證。我們還認為在異質化的流動人口群體中，無論是流動白領還是農民工，同經濟水平（控制經濟狀況變量）的個體其受教育年限越多，健康素養越好，可見，教育是健康素養最穩定的預測器。而同教育年限（控制教育年限變量）的流動白領其經濟狀況對健康素養并無顯著影響，與之相對，同教育年限（控制教育年限變量）的農民工其經濟狀況對健康素養有著顯著正向影響。結合回歸分析中我們進一步發現的政策維度的“本地健康建檔”變量只對農民工的健康素養有積極的影響，研究假設4d得到驗證。

五、結論與討論

流動時代的中國，我們在“健康中國2030”的背景下探索在健康層面存在諸多不平等的流動人口的健康議題極具時代意義與政策含義。［32］在健康主觀自我感知的維度，本文基于工具變量（IV-Probit）回歸得到的穩健結果顯示經濟狀況和健康素養對健康結果（自評健康）有直接的影響，受教育年限通過健康素養影響流動人口的健康狀況；在以慢性病患病情況為健康客觀表征刻畫的情境下，我們的研究發現是健康素養而不是社會經濟地位對流動人口群體的健康差異產生顯著影響。這就相應地說明就大多數流動人口而言，較好的健康素養意味著掌握了一種有利于健康的優勢資源，由此能夠減少流動經歷與流動環境所帶來的健康損耗，維持或提高健康水平。本文契合于“健康中國2030”戰略、流動人口健康服務均等化建設的社會大背景，在理論向度上驗證了提高流動人口健康素養對減少他們流動經歷中的健康損耗、維持或提高他們健康水平的重要性和關鍵性。我們發現流動人口自身所處的社會經濟地位（主要是以其中的教育程度來呈現的社會經濟地位）通過健康素養差異來進一步影響其健康水平，即健康素養是理解社會結構與健康不平等之間的一個重要因果機制。

流動時代的中國，作為其中重點人群的流動人口的健康問題（無論是生理健康還是心理健康）非常關鍵，而提升其健康福祉，強化其健康素養是最為有效的路徑。我們的研究發現流動人口健康素養并未達到中國健康教育中心規定的基本線，這說明在國家倡導的“提升健康素養作為增進全民健康的前提”這一戰略框架內，必須要納入對于流動人口的關照。總體看來，如我們的工具變量（IV-2SLS）回歸得到的穩健結果顯示以教育為特征的社會經濟地位有著顯著的正向效應。進一步，在結構的視角下，我們基于對流動人口中核心的流動白領與農民工群體的分析看來，教育對于兩個群體的健康素養均有一致的積極影響，知識（教育）是一種重要的個人資源，高學歷者在獲取、使用和評判健康信息的能力上更加突出，能更為有效地使用衛生系統，從而在醫學環境和社會生活中更好地做出健康決策。［5］這一點在一定程度上反映了“資源強化”效應，即擁有優勢資源與機會的人們更有可能獲得健康資源，擁有更好的健康素養。政府在介入政策設計與推行之時，理應更多關注流動人口的教育提升的可能性，通過相應的專題教育或是培訓（這樣的教育或是培訓可以嵌套于社區中進行），輔助他們提升其使用和評判健康信息的能力，有效地使用衛生系統，從而在醫學環境和社會生活中更好地做出健康決策。而社會經濟地位中的收入只對流動人口中的農民工有顯著的積極影響，這說明對于社會經濟地位視角下的提升流動人口健康素養的介入途徑，除了在教育維度入手，強化其對于健康信息與資源的觸及之外，對流動人口中相對流動白領處于弱勢地位的農民工群體而言，強化其收入保障也應是關切之道。考慮回歸分析中進一步發現的政策維度的“本地健康建檔”變量只對農民工的健康素養有積極的影響，我們認為政府在介入政策設計與推行之時，還應該更多關注流動人口中的農民工群體，在城市里進一步推動為作為常住人口的農民工建立個人健康檔案的工作。

當然，本文也存在一些不足。其一，針對“健康素養”這一變量的測量，本文主要采用和官方一致的《中國居民健康素養問卷》。雖然這套本土問卷經由眾多專家和學者們的多次討論，可以認為其中的問題和量表設計是中國當前較為權威和合適的測量方式。但根據“健康素養”的內涵來看，這一測量顯然存在缺陷，其更多的偏向于健康認知和健康知識層面，而對實際的健康行為和能力的觀測不足。其二，在數據層面上，由于使用的問卷未涉及相關的心理健康問題，針對流動人口健康狀況中的心理健康維度不能進行考察，而這一點在流動人口的健康研究中卻是非常關鍵的。其三，CMDS 涉及健康素養的調查只針對流動人口，并未納入對于可作為參照群體的當地戶籍人口的調查，這使得我們不能開展流動人口與戶籍人口比較視野下的健康研究。我們在未來獲取新的更全面的適宜數據時，會對這些問題進行進一步的思考和改進，并相應地開展更深入的研究。