基于分层有序Probit模型研究教育对自评健康切点影响

郭 恺 吴 明，2△

【提 要】 目的 分析教育对自评健康评价切点的影响。方法 利用2014年中国家庭追踪调查19～51岁成人数据，使用虚拟情境锚定法校正切点位移偏倚，采用分层有序Probit模型研究教育对健康评价标准的影响。结果 本次研究共纳入研究对象11687人，自评健康为比较健康者占35.50%，情境1健康评价为很健康者占37.07%，情境2健康评价为不健康者占59.92%。分层有序Probit模型回归结果显示，随着受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比较健康”切点值降低，“比较健康-很健康”、“很健康-非常健康”切点值升高。结论 研究者应重视自评健康的切点位移偏倚，教育会对人群自评健康评价切点产生影响，造成自评健康评价结果趋中。

自评健康是个体对健康状况的主观评价，能预测包括卫生服务利用、躯体健康状态、中风、住院、死亡在内的健康结局，成为世界卫生组织推荐用于测量人群健康的一项重要指标[1-2]。虽然自评健康指标在健康领域的应用越来越广泛，但自评健康存在切点位移偏倚问题。不同特征人群的健康评价标准存在差异。例如一个20岁的年轻人所认为的“非常健康”和一个80岁的老人所认为的“非常健康”是不同的，前者可能不仅要求无病无灾，还要求身体强壮，行动敏捷；而后者可能仅仅要求无大病即可。该问题尚未得到研究者的重视，这可能导致人群自评健康的比较结果有偏[3]。Sadana认为，健康的界定标准、期望和认知过程存在差异，严重影响了自评健康指标的跨人群可比性[4]。本研究拟使用虚拟情境锚定法作为校正手段，研究教育对健康评价标准的影响。

资料和方法

1.资料来源和测量指标

数据来源于2014年中国家庭追踪调查(CFPS)成人数据集，基线调查于2010年实施，覆盖中国25个省/市/自治区，2014年为第三次全样本调查。受访者需要对自身健康状况进行评价，调查还要求受访者想象虚拟情境与自身具有相同的年龄和背景，对两个虚拟情境健康状况进行评价(表1)。考虑到特殊历史事件，如三年自然灾害对健康的影响，文化大革命对高等教育的影响，本文研究对象选取年龄为19～51岁(1963年以后出生)的成人。

表1 CFPS设置的健康评价问题

2分析方法

虚拟情境锚定法是WHO 2000年推荐的自评健康校正方法，其原理如图1所示。假设受访者A自评健康优于B，由于受访者A和B的人群特征如文化背景、教育程度等存在差异，形成了不同的自评健康评价标准，两者的自评健康并不直接可比；引入虚拟情境，将受访者A和B的自评健康评价置于一致的评价标准下，可以看到此时受访者A自评健康比受访者B差；如不采用虚拟情境锚定法校正切点位移偏倚，可能导致相反的结果。King提出了虚拟情境法的两个基本假设：情境等价性和回答一致性。前者要求所有受访者对同一虚拟情境的健康状况有相同的认识，后者要求同一受访者在自评健康和虚拟情境健康评价中采用了相同的评价标准[5]。参照吴菲的做法，采用非顺序的不相合方法检验情境等价性假设[6]，仅筛选保留情境1健康评价优于情境2的个体数据。

图1 人群自评健康切点位移偏倚控制

本文使用Stata 15.0软件，采用分层有序Probit(HOPIT)模型控制切点位移偏倚，研究教育对健康评价标准的影响。为解决教育的内生性问题，本文采用个体受到《义务教育法》影响的时间和个体12岁时所在省份1986年普及初等教育验收合格率作为教育的工具变量。假设个体i的真实健康水平为Hi，自评健康SRHi为有序分类变量，4个切点分别为“不健康-一般”τ1，“一般-比较健康”τ2，“比较健康-很健康”τ3，“很健康-非常健康”τ4。4个切点值的位置可以表征个体的健康评价标准，则

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)将个体真实健康水平Hi设定为人群特征xi的线性函数，个体自评健康SRHi是Hi与4个健康评价切点值τi1-τi4比较得到的结果。其中，φ(.)为累积标准正态分布函数，xi为个体年龄、性别、户口类型和婚姻状况。

HAij=kifτk-1<θij≤τk，k=1，2，…，5

(4)

θij=θj+uij，uij～N(0，σ2)

(5)

(6)

(7)

在考虑切点位移偏倚的情况下，通过虚拟情境识别不同特征人群的自评健康切点，式(4)-(7)假设第j个虚拟情境的健康水平为θj，个体i对第j个虚拟情境的健康评价为HAij。HAij是虚拟情境真实健康水平θij与健康评价切点值τi比较得到的结果，同时不同特征的人群具有不同健康评价切点值。

结 果

1.研究对象基本情况

研究共纳入研究对象11687人。其中，男性占48.93%，女性占51.07%；调查时点年龄(37.21±9.35)岁，40岁以上者占46.83%；以农业户口为主，占71.19%；以在婚(有配偶)者为主，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；初中学历最多，占33.17%，文盲/半文盲和大学本科及以上分别占13.87%和5.66%。自评健康为比较健康者最多，占35.50%；情境1健康评价为很健康者最多，占37.07%；情境2健康评价为不健康者最多，占59.92%。(表2)

表2 研究对象的基本情况

2.不同学历水平人群虚拟情境健康评价分层分析

不同学历水平人群对情境1和情境2健康评价分层分析结果显示，情境1健康评价K-W秩和检验χ2=45.884，P<0.001，不同学历水平人群情境1健康评价分布差异有统计学意义；情境2健康评价K-W秩和检验χ2=59.528，P<0.001，不同学历水平人群情境2健康评价分布差异有统计学意义。情境1和情境2分别代表较好和较差的真实健康水平，不同学历水平人群虚拟情境健康评价分布差异表明不同人群健康评价标准存在差异。(表3)

表3 不同学历水平人群虚拟情境健康评价分层分析

3.教育对健康评价标准的影响

图2展示了根据HOPIT模型回归结果计算的不同受教育年限的35岁未婚农业户口女性的健康评价标准，横轴为真实健康水平，τ1-τ4分别为健康评价的4个切点值。随着受教育年限的提高，“不健康-一般”、“一般-比较健康”切点值随之降低，说明对于相同的低水平健康状况，高受教育年限人群的评价标准更低，与低受教育年限人群相比更容易高估自身健康状况，显示出“宽容”的一面；而“比较健康-很健康”、“很健康-非常健康”切点值随之升高，说明对于相同的高水平健康状况，高受教育年限人群的评价标准更高，与低受教育年限人群相比更容易低估自身健康状况，显示出“严苛”的一面。整体来看，教育对健康评价标准的影响造成了高受教育年限人群自评健康趋中的结果。

图2 不同受教育年限健康评价切点比较

表4展示了假设的一个真实健康状况H～N(0，1)的理想人群分别使用受教育年限为0年和16年的切点值评价自身健康得到的结果。在受教育年限为0年和16年的两个人群的切点值下，理想人群的健康评价分布发生了改变。前者自评健康为很健康者占比最高，33.88%，而后者自评健康为比较健康者占比最高，40.56%，其中，比较健康者占比变化幅度高达52.20%[(40.56-26.65)/26.65]。

表4 切点位移偏倚导致的理想人群健康评价结果分布(%)

讨 论

1.自评健康作为健康指标的适用性

自评健康资料获取成本低，综合了多种健康信息，与客观健康指标关联紧密。既往研究表明，自评健康与死亡率、躯体疾病、机体功能和社会心理健康关联密切[7-10]。根据Jylhä建立的自评健康概念框架，自身健康状况的评估是建立在健康信息收集整理的基础上，如医学诊断信息、功能状态观测、经历的身体感觉和症状、正式的疾病信息(开处方药、病假、伤残抚恤金)、可能影响未来健康的风险(行为、遗传)[11]。因此，可认为自评健康可以较好地反映健康状况。

自评健康也存在稳定性相对低、对无法感知的健康信息不敏感和切点位移偏倚的问题。Crossley和齐亚强均发现了自评健康的题目次序效应，认为详细的健康问询具有提醒效应[12-13]。因此，研究者在调查中应控制调查方式、语境等因素，同时根据世界卫生组织的建议，为避免题目次序效应，将总体健康问题放在调查的开头部分[14]。Pijls发现尽管自评健康对慢性病死亡率有很强的预测效力，却难以预测慢性病发病率[15]。自评健康不能处理无法被个体感知到的健康信息，而这类健康信息如早期慢性病生理生化指标往往对疾病、机体功能具有重要意义，需要引起研究者的重视。

尽管自评健康是一种获取成本低的健康指标，但自评健康作为一种主观判断的结果，需要个人对自身情况有清楚的了解，并拥有较为稳定的健康认知，形成综合性的判断。自评健康切点依托于自评健康，因此自评健康及其切点的适用人群为年龄适中、接受过一定的教育的理性认知人群，对于心智不全、健康认知不稳定的人群适用性较低。

2.虚拟情境在自评健康中的适用性

本研究发现同一理想人群基于两个极端人群(受教育年限0年和16年)的健康评价标准，得到的自评健康分布存在较大差异。这一结果表明人群教育特征异质性较高时，自评健康的切点位移偏倚问题可能导致有偏的结论，验证了切点位移偏倚校正的必要性，提示研究者需要谨慎考虑自评健康的跨人群比较。

当前中国国家卫生服务调查周期为5年，主要采用直观式测量表(VAS)测量人群自评健康。吴琼等认为人群健康评价标准在短短两年的时间内就可能发生变化[16]。笔者认为直观式测量表虽然更为直观，但无法解决自评健康的切点位移偏倚问题。虚拟情景锚定法为解决这一问题提供了很好的思路。有研究者认为，虚拟情境为较为抽象的自评健康提供了标尺[17]。笔者认为虚拟情境采用了类别尺度法测量人群的健康结果偏好，固定健康状况的虚拟情境作为标尺的类别尺度，通过划分逻辑分明的健康状况，构成明确的参比结果，使健康评价更加条理化、精细化。相比自评健康而言，通过虚拟情境构造的自评健康是一种简易的健康指数，更具逻辑性，是对自评健康更为科学的解读。因此，未来可以在国家卫生服务调查中引入这一方法，应用于自评健康指标的跨人群、时间比较。

3.教育对健康评价标准的影响

本研究还发现，随着受教育年限的提升，“不健康-一般”、“一般-比较健康”切点值降低，“比较健康-很健康”、“很健康-非常健康”切点值升高，导致高受教育年限人群自评健康趋中的结果。这一结果与Xu基于CFPS2012年16～70岁人群数据得到的结果一致[18]。

一般而言，相比低受教育年限个体，高受教育年限个体对健康问题更敏感，而本次研究获得的结果并不完全支持这一现象。在高水平的健康状况一侧，高受教育年限个体健康评价标准高于低受教育年限个体，这一方面可能源于健康认知的扩展和健康需求的提高。高受教育年限个体通过教育获得了更多的健康知识、信息，极大地扩展了健康认知，对自身健康提出了更高的要求，不仅要求没有病痛，还将身体形态、体质、社会交往等更广泛维度的健康纳入了需求。另一方面，参照群体理论认为个体通常会采用与自身社会阶层相近的参照群体进行比较[19]，高受教育年限个体通常也会参照与自己教育背景相似的群体评价自身健康，形成了更高的健康评价标准。因此，自评健康在高水平的一侧呈现了高受教育年限个体对健康问题更敏感的结果。在低水平的健康状况一侧，高受教育年限个体健康评价标准低于低受教育年限个体，出现了相反的结果，参照群体理论指出心理动机也会影响参照群体的选择[19]，高受教育年限个体更有可能出于自我强化的动机，防止自身健康水平低于其他人，在低水平的一侧选择向下比较，找到一个比自己差的群体作为参照，因此形成了较低的健康评价标准。最终，自评健康在低水平的一侧呈现了高受教育年限个体对健康问题不敏感的结果。