社会经济地位、主观幸福感对城乡居民健康状况的影响研究——基于CFPS2018数据的实证分析

李学渊，郑韩磊，郑永平，郭 涵

（福建农林大学 公共管理学院，福建 福州350002）

一、引言

2018年的《世界卫生统计报告》显示，当年中国预期寿命已达到76.4 岁，预期健康寿命达到了68.7 岁。据此，在当下老龄化社会中，居民个人身体健康与否往往影响居民个人的劳动时间与所能接受的劳动年限，居民个人的心理健康状况往往也影响着居民个体和社会秩序。对此，关注居民的健康状况不仅有利于国家经济发展和社会整体效率的提高，同时也会影响社会的治安管理和社会所负担的成本。而影响居民健康状况的因素，不仅有居民自身的个体因素，也有社会外部环境的因素。

近年来，学者们就“城乡居民健康状况”做出了广泛的研究和探讨，有从区域城乡差异（郭磊等，2020）［1］、经济发展与社会保障支出（李胜会等，2018）［2］、长期贫困与发展干扰（吴华安等，2019）［3］以及城市发展建设状况（尤莉莉等，2019）［4］等宏观角度对城乡居民健康状况的影响进行分析研究；也有从居民个体体育锻炼情况（方黎明等，2019）［5］、居民主观感知下环境污染状况（刘宁宁等，2018）［6］、城乡居民收入差距（周焕等，2017）［7］以及居民个体社会网络、心理资本的角度（池上新，2014）［8］等居民个体微观视角对城乡居民健康状况进行研究分析。本文将从宏观的社会经济地位和微观的居民主观幸福感两个角度，运用2018年CFPS 数据来对城乡居民健康状况的影响进行分析研究。

二、文献综述与研究假设

（一）社会经济地位与城乡居民健康状况

社会经济地位（socioeconomic status，SEC）指个人或群体在阶级社会中的位置。社会经济地位是教育、收入、职业、财富以及居住地区等指标的综合反映。社会学家常用社会经济地位作为预测人们行为的一种手段与方式［9］。在查找有关文献后发现，目前对于社会经济地位和城乡居民健康状况的研究较少，王毅杰，成萍（2015）在基于2010年CGSS数据的实证分析基础上，发现了虽然城镇居民的健康状况整体要优于农村居民，但是在控制了社会经济地位变量后，农村居民的健康状况要优于城镇居民，并且教育、收入对农村居民健康状况的回报大于城镇居民［10］；李慧娟，徐凌忠（2018）在收集了威海市两万多城乡居民数据的基础上，得出结论：在教育和收入方面，农村居民的健康异常指数高于城镇居民［11］；张文宏，于宜民（2020）采用大规模随机问卷调查数据，发现居民所处的社会阶层地位对心理健康有积极的影响［12］。不难看出，社会经济地位越高的群体，往往所处的生存环境、工作环境等都优于社会经济地位低的群体，相应地其健康状况往往也更好。据此，本文提出以下假设：

假设1：社会经济地位对居民健康状况具有显著影响，并且社会经济地位对农村居民健康状况的影响程度大于对城镇居民的影响程度。

（二）主观幸福感与城乡居民健康状况

主观幸福感（Subjective Well-Being，SWB），是指个体单位对其生活水平和质量做出的主观认知评价，是一个综合性指标。同时幸福感可以是个人层面，也可以是家庭层面，较高的幸福感说明了对当前生活现状的满意程度。梁超（2017）得出了自评健康、身体健康、精神健康三个健康评价维度都对主观幸福感有着正向显著影响的结论［13］。王健（2018）采用昨日重现法和EQ5D 量表分别对主观幸福感和健康进行测量，得出了农村居民健康状况与主观幸福感呈正相关关系，说明主观幸福感越高，健康状况越好［14］。赵斌，刘米娜（2013）基于CGSS 数据也得出了健康对主观幸福感具有显著性，市民自我感觉身体状况越良好，自身的幸福感越强的结论［15］。由此可见，主观幸福感越高的群体，对生活整体满意度越高，相对应的其健康状况也就越好。基于此，本文提出以下假设：

假设2：主观幸福感对居民健康状况具有显著影响。

三、研究设计

（一）数据来源

中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）是通过跟踪收集个体、家庭、社区三个层次的数据，反映中国社会、经济、人口、教育和健康的变迁，为学术研究和公共政策分析提供数据基础，是一项全国性、大规模、多学科的社会跟踪调查项目。CFPS样本覆盖25个省市自治区，目标样本规模为16000户，调查对象包含样本家庭中的全部家庭成员。剔除相关变量的缺失值和极值之后，一共有8481个样本数量纳入研究分析。

（二）变量测量

1.被解释变量

被解释变量为居民主观健康状况评价，分为“不健康”“一般”“比较健康”“很健康”“非常健康”五个指标衡量。对于主观健康评价的信度和效度检验，目前已有专门的研究进行了详细的分析，研究证明，主观健康评价具有较好的信度和效度［16］。同时为了避免主观健康状况评价过高过低的主观误差，本研究的被解释变量也引入了调查员对受访者的客观健康状况评价，分别赋值为“1—7”，即“很差—很好”的衡量标准。

由主观健康状况与城乡变量以及客观健康状况与城乡变量的交叉分析中可以看出，客观健康评分“5-7”分的样本数量基本与主观评价“一般—不健康”的人数基本一致；客观健康评分1-4分的样本数量基本与主观评价“比较健康—非常健康”的人数基本一致，约有900个样本数量的健康状况处在“比较健康”和“4-5”分的健康状况位置摇摆，并且主观健康状况评价比客观健康评价的结果更为保守。

被解释变量赋值及描述性统计，以及被解释变量与城乡变量的交叉分析情况详见表1-3。

表1 被解释变量赋值及描述性统计表

表2 主观健康状况与城乡变量交叉分析表

表3 客观健康状况与城乡变量交叉分析表

2.解释变量

本文的核心解释变量有社会经济地位和主观幸福感两个方面：

（1）社会经济地位。目前的学术研究中对社会经济地位的测量主要采用收入、教育程度、年龄等相关的变量指标来衡量社会成员的经济和社会地位。本研究在延续采用收入情况（取收入对数）和教育年限作为衡量社会经济地位的客观性指标的基础上，还引进了居民主观收入地位和居民主观社会地位两个主观性指标来更加全面客观准确地衡量社会经济地位。

（2）主观幸福感。关于主观幸福感的测量，本研究采用居民主观幸福感评分作为衡量主观幸福感的指标，评分越高，说明主观幸福感越强。

社会经济地位衡量指标与主观幸福感衡量指标赋值及描述性统计详见表4。

表4 解释变量赋值及描述性统计表

3.控制变量

本研究的控制变量包括受访者性别、年龄、婚姻状态以及城乡户口。其中，男性占比49.32%，女性占比50.68%；从年龄上来看，16-29 岁之间占比24.32%，30-50 岁之间占比60.92%，60 岁以上占比14.76%；从婚姻状态来看，无配偶占比16.21%，有配偶占比83.79%；从城乡户口来看，农村户口占比51.33%，城镇户口占比48.67%。

经过以上变量的选取，现将各变量名称、赋值情况及描述统计情况呈现，如表5所示。

表5 控制变量赋值及描述性统计表

四、模型构建

本研究关注社会经济地位、主观幸福感对城乡居民健康状况的影响。通过对相关变量的选取，我们将采用有序Logistic 回归模型，将“主观居民健康评价”和“客观居民健康评价”作为被解释变量；以“主观收入地位评价”“主观社会地位评价”“教育年限”“收入情况”衡量社会经济地位变量，以“居民主观幸福感评价”来衡量主观幸福感变量，以“受访者性别、年龄、户口性质、婚姻状态”为四个人口学控制变量。将被解释变量划分为主客观两个维度，解释变量分为社会经济地位、主观幸福感、人口学控制变量三个层次逐步进行分析，从而构造如下模型：

因被解释变量“主观居民健康评价”和“客观居民健康评价”是有序的连续型变量，适宜运用有序Logistic回归模型用于结果估计，模型如下：

其中，X1、X2、X3、X4、X5分别代表“主观收入地位评价”“主观社会地位评价”“教育年限”“收入情况”“居民主观幸福感评价”五个变量，性别（sex）、年龄（age）、年龄（平方）（age2）、婚姻状态（marriage）、户口所在地（dwell）为控制变量，βi（ i=1，2，…，n）为变量的回归系数。

五、模型估计结果与分析

（一）模型估计结果

在进行模型估计之前，本研究对各变量之间是否存在多重共线性进行检验，检验结果表明，在不包含年龄取平方变量时，各变量之间VIF（方差膨胀因子）都远小于10。所以，本文认为变量间不存在严重的多重共线性问题，详见表6。

表6 各变量VIF（方差膨胀因子）值检验表

本研究运用Stata15.1 软件对社会经济地位、主观幸福感对城乡居民健康状况的影响进行回归分析，如表7。模型1、模式2、模型3是基于居民主观健康状况评价作为被解释变量，其中模型1加入了所有解释变量进行的回归分析模型，模型2和模型3 分别是以农村户口和城镇户口为条件进行的回归分析结果模型。同理，模型4、模型5、模型6是基于调查员对受访者进行的客观健康状况评价作为被解释变量，其中，模型4 加入了所有解释变量进行的回归分析结果，模型5 和模型6 分别是以农村户口和城镇户口为条件进行的回归分析结果模型。通过主观健康状况模型和客观健康状况模型的回归结果的对比来进一步实现研究的可靠性和稳定性，使回归结果有更好信度和效度。

表7 社会经济地位、主观幸福感对城乡居民健康状况的回归分析结果

在回归结果分析中，因主观健康评价是基于受访者自身情况做出的健康评价，相对于调查员做出的客观健康评价而言，会更加符合受访者具体的健康情况，对此，在以下估计结果分析中主要以主观健康评价模型（模型1、模型2、模型3）为主要解释对象。

（二）估计结果分析

1.对假设1：“社会经济地位对居民健康状况具有显著影响，并且社会经济地位对农村居民健康状况的影响程度大于对城镇居民的影响程度”的验证

从模型1 中，可以发现主观收入地位、主观社会地位和收入状况都在1%的水平上负向显著影响了居民健康状况，说明随着主观收入地位、主观社会地位和收入状况的提高，居民的健康状况更好；但是教育年限变量此时却在1%的水平上正向显著影响了居民健康状况，说明教育年限越高的群体，反而其健康状况更差。这恰恰与主观收入地位、主观社会地位和收入状况这三个变量的显著效果相反。在查找相关文献后，发现李慧娟（2008）在研究调查中曾经得到一个可以解释该现象的结论：城市居民患慢性疾病概率大大高于农村居民，农村居民患运动疾病、肠胃炎的概率大大高于城镇居民。运动疾病、肠胃炎的患病率往往与经济状况不良、环境差、从事体力劳动有关。慢性疾病与患者不良生活习惯、长期静坐等因素相关［11］。并且，本次研究样本多数处于16-50 岁之间，主要处于壮年时期。由此可见，教育年限越高的群体往往是以城镇居民为主（详见表8），优越的学习工作环境，长期处于一个静止不动的行为下，往往健康水平会相对于从事体力劳动的群体更差。对此，我们可以验证假设1“社会经济地位对居民健康状况具有显著影响”的结论。而对于假设1“社会经济地位对于农村居民健康状况的影响程度大于对城镇居民的影响程度”的验证，在整体回归结果来看，整体效果并不明显，社会经济地位对于城乡居民的影响程度基本保持一致。据此，通过本次研究，因样本特性、研究局限等诸多因素的影响，并不能够很充分说明“社会经济地位对于农村居民健康状况的影响程度大于对城镇居民的影响程度”的结论。

表8 城乡居民教育程度分布表

2.对假设2：“主观幸福感对居民健康状况具有显著影响”的验证

对于假设2的验证，在本次研究中的六个模型当中，主观幸福感都是在1%的水平下显著影响了城乡居民健康状况，说明居民主观幸福感越强烈，居民自身的健康状况就会越好；并且在六个模型中，我们也发现，主观幸福感不论是对于城镇居民还是农村居民的边际影响都基本保持一致，并没有呈现出特别的城乡差异情况。据此，本次研究的回归结果可以充分证明假设2：“主观幸福感对居民健康状况具有显著影响”这一结论。

3.人口学控制变量对于居民健康状况的影响分析

我们发现在模型1-3 中，年龄（平方）变量与居民健康状况是呈现“倒U”型的发展趋势，同时年龄变量也在1%的水平上正向显著影响了居民健康状况，说明随着年龄的增长，居民健康状况呈现下降趋势；同时，性别变量在1%的水平上负向显著影响了居民健康状况，这也反映了生理学的正常观点：男性的体力高于女性，健康状况往往较女性而言会更好。

六、研究结论与对策建议

（一）研究结论

本文采用CFPS2018 数据进行分析，构建了社会经济地位、主观幸福感的测量指标，从而就社会经济地位、主观幸福感与城乡居民健康状况的影响进行了研究探讨。研究结果显示：

第一，社会经济地位对居民健康状况具有显著影响，但本次研究不能充分说明社会经济地位对于农村居民健康状况的影响程度大于对城镇居民的影响程度，因此部分证明了假设1。

第二，主观幸福感对居民健康状况具有显著影响，本次研究充分证明了假设2，并且发现主观幸福感不论是对于城镇居民还是农村居民的边际影响都基本保持一致，并没有呈现出特别的城乡差异情况。

第三，人口学控制变量对居民健康状况具有显著影响，具体是年龄、性别两个变量。

（二）对策建议

针对上述研究结果提出如下政策建议：

1.加快发展社会经济，提高整体居民收入水平；发展完善基础素质教育，大力发展高等教育，提高人民整体素质水平；同时基于我国目前城乡发展情况以及人口流动趋势，在物质层面上，应完善农村地区基础设施，特别是医疗保障体系完善和教育基础设施及人员的配备，同时应提高进城务工人员的福利待遇和收入待遇水平，缩小城乡收入差距和受教育程度差异。

2.加快发展和完善社区自治制度体系，提高居民社会参与感与幸福感。完善社区建设，不仅能更好地处理社会治安问题，也是提高居民社会认同感、解决邻里纠纷的途径之一。提高居民的幸福感，不能仅停留在物质层面上，也要加强精神层面上的满足，精神层面不仅包括个人层面、家庭层面，更包括社会层面。

3.加快我国从体育大国向体育强国的转变，体育强国是新时期我国体育工作改革和发展的目标与任务。“身体是革命的本钱”，只有通过平常的体育锻炼，才能有更加健康的身体素质，才能保持自身的健康状况。应多鼓励人们运动锻炼，特别是老年人群体，不论是广场舞、公园散步亦或是参加体育运动都应该给予充分肯定与鼓励。对此，地方政府一方面要出台相关政策方针，另一方面要为人民群众提供运动场所。