社区公共健康教育对中国流动人口健康的影响*——机制与检验

李晓艳,刘天琦,刘帅,王宁

(1.国家卫生健康委科学技术研究所,北京 100081;2.中国财政科学研究院)

近年来,中国城镇化快速发展和人口大规模流动的同时,流动人口健康问题也越发突出,由于大多数流动人口的健康素养和卫生意识缺乏[1-3],极易受传染病、职业病、生殖健康和心理健康等疾病困扰[4,5],同时由于流动人口长期处于流动状态,在公共卫生服务均等化背景下缺乏相对正确的健康观来引导。国家统计局数据显示,2021年中国流动人口数量达到3.85亿人,约占总人口的27.3%。人口流动已经被证实对中国的经济增长和生产率提升有重要的贡献[6],在健康中国战略背景下,如何保障和提高流动人口健康水平,解决当下健康不平等问题十分必要[7]。

为提高全民健康素养,我国已对不同人群开展健康知识普及和健康生活方式指导。然而,随着流动人口健康风险的日益提高,基于健康管理的非医疗干预力度还要逐步加强[5],这对公共卫生健康教育提出了更高的要求。以往研究对流动人口健康问题进行了深入研究并取得了丰硕成果,但存在一些不足:首先,对流动人口健康的研究主要集中在流动人口自身特征对健康的影响,重点了考虑了流动人口自身健康素养水平[8,9]、健康知识水平,却忽略了社区公共健康教育的重要影响,社区公共健康教育能否提高流动人口的健康水平仍有待回答。其次,研究主要集中在影响流动人口健康的因素上[10],关于社区公共健康教育对个人健康影响效果和影响机制的研究仍然较少,对健康的影响机制分析需要进一步深入。再次,国内学者对流动人口健康问题的研究大多集中在医学方面,而从经济学视角、宏观层面研究健康知识教育对健康状况影响较少。因此,社区公共健康教育对流动人口健康是否有影响?影响如何?社区公共健康教育对不同细分人群健康的影响是否存在差异,产生这种差异的作用机制是什么?厘清上述问题对优化我国流动人口健康促进政策,实现全民健康具有重要的参考价值和现实意义。

本文利用2017年中国流动人口动态监测调查数据,实证研究社区公共健康教育与中国流动人口健康关系及其对流动人口健康影响差异及作用机制。研究结果不仅能评估社区公共健康教育对流动人口健康的影响,还对制定影响流动人口健康相应政策提供经验依据。

1 资料和方法

1.1 数据来源

本文的数据来源于2017年国家卫生健康委员会开展的全国流动人口动态监测调查。该调查每年开展一次,选取全国31个省和新疆生产建设兵团的年满15周岁,在流入地居住一个月以上,并且非本区(县、市)户口的流动人口作为样本,采取分层次、多阶段、与规模成比例PPS的方法进行抽样调查。问卷调查内容涵盖流动人口基本情况、就业、收支、健康状况、基本公共服务利用情况及健康素养等各方面的问题。经过对数据缺失值、异常值的处理,最终进入本次研究的样本169910份。

1.2 变量选择与说明

1.2.1 自评健康

与已有文献一样,本文采用流动人口的健康自评状况为被解释变量[11,12]。国际上评价人群健康的指标有患慢性病比率、健康预期寿命、身体质量指数(BMI)、日常生活自理能力等客观指标以及健康自评等主观指标。虽然健康自评存在一定主观性,但与专业机构给与的客观评估结果基本一致[13],能比较可靠地判断人群的健康状况,越来越多的学者采用健康自评指标来衡量个体的健康水平。本文以调查问卷中“您的健康状况如何?”题目来衡量流动人口的健康状况。回答选项分别为:“1为健康,2为基本健康,3为不健康但能生活自理,4为生活不能自理”。将回答选项构建二分类变量,健康和基本健康赋值为1,不健康但能生活自理和生活不能自理赋值为0。本文以问卷中的题目“最近一年您本人是否有患病(负伤)或身体不适的情况?”作为衡量流动人口健康状况的客观指标,进行稳健性分析。回答选项分别为“1为是,且最近一次发生在两周内;2为是,且最近一次发生在两周前;3为否”。将回答选项为1和2赋值为1,表示患病,回答选项为3赋值为0,表示健康。

1.2.2 社区公共健康教育

于健康素养而言,教育并非一定要通过学历教育才会起作用[14]。本文以流动人口在社区参与的公共健康教育作为核心解释变量。基于调查问卷中“过去一年,您在现居住村/居是否接受过职业病防治、性病/艾滋病防治、生殖健康与避孕、结核病防治、控制吸烟、心理健康、慢性病防治、妇幼保健/优生优育方面的健康教育?”这9个问题构建社区公共健康教育的0-1虚拟变量,,如果流动人口未参与任何一种健康知识教育被赋值为0,参与过一种健康知识教育赋值为1,以此类推,接受所有健康教育赋值为9。数值越大,表明接受社区公共健康教育的程度越高。

1.2.3 公共卫生服务配置

为探究社区公共卫生健康教育影响流动人口健康的机制,本文引入公共卫生服务配置作为中介变量,包括基本公共卫生服务项目、居民健康档案及社区健康知识宣传渠道三方面。其中,用“您是否听说过国家基本公共卫生服务项目”这一问题来衡量基本公共卫生服务项目变量,将回答没听说过表示为0,听说过表示为1。用“本地是否给您建立了居民健康档案”这一问题来衡量居民健康档案变量,将回答“是,已经建立”表示为1,将回答“没建且没听说过,没建但听说过,不清楚”表示为0。用问卷中“您现在居住村/居是否通过健康知识讲座,宣传资料(纸质、影视)方式,宣传栏、电子屏,公众健康咨询活动,社区短信、微信、网站,个体化面对面咨询的方式接受健康知识培训”等题目来衡量社区健康知识宣传的渠道变量,将通过上述任何一种渠道获得健康知识赋值为1,通过两种渠道获取健康知识赋值为2,以此类推,获取六种渠道所有健康知识,赋值为6。

1.2.4 控制变量

本文参考相关文献[15],进一步控制了可能影响流动人口健康水平的其他因素,即影响流动人口健康的个人层面、家庭层面的因素,包括年龄(计算公式:2017-出生年份)、性别(男=0,女=1)、受教育程度(未上过学=1,小学=2,初中=3,高中/中专=4,大学专科=5,大学本科以上=6)、民族状况(少数民族=0,汉族=1)、家庭收入、婚姻状况(单身(未婚、离婚、丧偶)=0,非单身(初婚、再婚、同居)=1)、流动时长(5年以下=1,6～10年=2,10年以上=3)、流动范围(跨省=1,省内跨市=2,市内跨县=3)以及家庭成员数量,同时在模型中加入流动人口所在地区虚拟变量控制地区之间的差异,以上不同变量的特征分布结果见表1。

表1 流动人口不同变量特征分布

1.3 统计方法

本文采用logistics回归分析社区公共健康教育对流动人口健康的影响,并通过中介效应模型来验证社区公共健康教育是否通过政府公共卫生服务配置来影响流动人口的健康水平。实证分析过程如下:

(1)基础模型。为检验社区公共健康教育教育对中国流动人口健康的影响作用,构建模型如式(1)所示:

β0+β1education+β2control+ε

(1)

其中,Y表示流动人口的健康状况,是二分变量,education是核心解释变量,表示流动人口接受社区公共健康教育情况的变量,control是控制变量,是个人和家庭方面的控制变量;同时在模型中加入了地区虚拟变量控制地区固定效应,ε为服从分布的随机误差项。本文重点关注核心解释变量的系数β1。

(2)中介效应模型。本文参考温忠麟等[16]提出的中介效应检验,以政府公共卫生服务配置作为中介变量,建立中介效应模型来验证社区公共健康教育是否通过政府公共卫生服务配置来影响流动人口的健康水平。具体模型如式(2)至式(4)所示:

Y=β0+β1education+β2control+ε

(2)

Service=α0+α1education+α2control+μ

(3)

Y=λ0+λ1education+λ2service+λ3control+φ

(4)

其中,Service为中介变量,它分别是式(3)中的被解释变量和式(4)中的核心解释变量。在中介效应模型中,如果系数β1、α1、λ1均显著,且系数λ1比β1或者显著程度更低,则表明中介效应是存在。为避免潜在的内生性问题,在中介效应的基础上,本文依然采用工具变量进行回归。另外,在稳健性检验部分采用Probit模型分析。

2 结果

2.1 流动人口健康教育和健康状况的基本特征

表1 列出了本文中选取变量的描述性统计结果。从流动人口的健康自评状况来看(见表2),当前样本中97.29%的流动人口认为自己的健康状况为健康和基本健康,其中自评“健康”状况占比82.18%,自评“基本健康”状况占比为15.11%。自评“不健康但能自理”和“不健康且不能自理”的流动人口占比为2.71%。经统计,15～24(99.66%)和25～34岁(99.49%)这两个年龄段的流动人口自评健康的占比较高(见表3)。从接受社区公共健康教育的情况来看(见表2),在众多培训教育中,有26.91%的流动人口没参加过任何一项关于社区公共健康教育,73.09%的流动人口参加过至少一项培训,其中有16.27%的流动人口参与了全部关于健康知识的培训与教育。总体来看,将近五分之一的人口对社区公共健康教育的重视不够。经统计,调查问卷中听说过国家基本公共卫生服务项目的流动人口占比为59.97%。已经建立居民健康档案的流动人口占比为27.29%,占比较低,表明流动人口的健康观念有待改变和提高。

表2 流动人口自评健康与参与健康教育的状况

表3 变量分布

2.2 公共健康教育对流动人口健康水平影响的模型结果

2.2.1 基准回归结果

表4报告了接受社区公共健康教育对流动人口健康影响的基准回归结果。其中模型(1)为不放入控制变量,仅社区公共健康教育单一变量对流动人口健康的影响,发现健康教育与流动人口的健康呈显著正相关性,系数为0.097,对应的边际效应为0.003。模型(2)是在模型(1)的基础上加入了所有控制变量但未处理内生性问题的结果,结果显示参与社区公共健康教育对流动人口健康水平的影响仍正向显著,系数为0.051,对应的边际效应为0.001,即参与健康教育可以使流动人口的健康水平提升0.1%(P<0.001)。在所有模型中,核心解释变量社区公共健康教育的系数均显著为正,从总体而言社区公共健康教育有利于流动人口提高健康水平,但社区公共健康教育对流动人口影响的机制及其对不同细分群体的影响异质性还有待后文的结果进一步验证。

表4 社区公共健康教育对流动人口健康的影响(基准回归结果)

在控制变量中,除婚姻状况和户籍性质两个变量对流动人口健康的影响不显著外,其他变量均在1%的置信水平上显著。受教育程度和民族状况的回归系数均为正,表明受教育程度高、汉族的流动人口健康自评水平比受教育程度低、少数民族的健康自评水平高,这充分说明加强对流动人口的教育,尤其是少数民族的健康知识教育能够提高人力资本,明显改善其健康状况。而性别、年龄、家庭成员数量、流动时长、流动范围、流动原因和距离最近医疗机构所需要时间系数均为负值,表明流动人口中女性、年龄大、家庭成员较多的流动人口接受健康教育对健康状况的影响不如男性、年轻和家庭成员较少的群体接受健康教育对健康的影响,同时流动在外时间较长、流动范围在省外、距离就近医疗机构所需时间较长的流动人口参与健康教育对健康水平的影响较低,这也表明生活居住的地方距离社区居委会/村委会的距离越远,其接收来自社区关于健康宣传知识获得就相对较少,对健康状况越不利。

2.2.2 内生性问题讨论

考虑到接受社区公共健康教育与流动人口健康水平之间可能存在一定的反向因果关系。即身体状况好的流动人口群体,其主观上能够认同社区健康教育的作用。流动人口健康水平提高之后,有可能促进其更加关注社区公共健康教育的利用。为减少遗漏变量所造成的内生性及反向因果关系,本文参照赵一凡和王晓慧[17]的做法,以到达“社区居委会/村委会的距离”为工具变量进行分析。流动人口距离社区的距离越近,接受健康教育的机会越多,通过健康教育提高健康水平的可能性就越大。

表5报告了采用工具变量后得到的回归结果,模型(1)是未加入控制变量但控制了地区固定效应的结果,模型(2)是加入控制变量且控制了地区固定效应的回归结果。从Wald检验的结果来看,工具变量拒绝了弱工具变量的假设和不可识别的原假设,该变量不存在内生性。从回归结果来看,采用工具变量回归之后,流动人口接受社区公共健康教育对健康的系数为0.0581,其边际效应高于基准回归模型的结果,表明社区健康教育仍旧能够显著提升流动人口的健康水平,基准回归低估了社区公共健康教育对流动人口健康的影响。

表5 社区公共健康教育对流动人口健康的影响(工具变量法回归)

2.2.3影响机制检验

表6 报告了社区公共健康教育影响流动人口健康的中介效应。模型(1)至(3)为流动人口接受社区公共健康教育与三个中介变量的回归结果,结果显示流动人口接受社区公共健康教育与三个中介变量均显著相关。模型(4)至(6)进一步验证了三个中介变量的作用机制结果,都是处理了内生性之后结果。可见所有核心解释变量的系数显著为正,且放入了中介变量之后,核心解释变量社区公共健康教育的系数都变小,充分证实了政府卫生服务配置的中介作用。总体而言,流动人口可能会通过基本公共卫生服务项目、居民健康档案和社区宣传渠道获得了相应的健康知识,提高自身的健康意识。最终,社区公共健康教育将助推流动人口实现健康水平的提升。

2.2.4 社区公共健康教育对流动人口不同细分群体健康水平影响的异质性检验

尽管公共健康教育提升了流动人口的健康水平,但由于中国存在一定的地区差异,这种影响在不同年龄、性别、文化程度、所处地区、流动范围及不同健康教育方式上是否会表现出明显的异质性?为此,本文通过计量模型进行实证检验,结果如表7所示。

表7 社区公共健康教育对流动人口不同分组群体健康影响的差异

在表7中,社区公共健康教育在年龄分组中,模型(1)(2)均在1%的水平上正向通过了显著检验,公共健康教育能够提升各个年龄段的健康水平,但对60岁以上老年人的健康影响更明显(β=0.069,95%CI:0.006～0.135),对应的边际效应为0.010(P<0.001),即当其他变量保持不变时,接受社区公共健康教育能够使60岁以上老年人的健康水平提高1.0%,远远高于45岁以下(0.05%)和45～59岁(0.27%)人群,边际效应明显,进一步说明社区公共健康教育对60岁以上老年人的健康水平有促进作用。因此,对老年流动人口进行相应的社区公共健康教育非常必要。在性别分组中,参与社区公共健康教育对男性和女性都有正向影响,其中女性进行社区公共健康教育对健康的影响更大,健康教育的系数为0.061,对应的边际效应为0.016(95%CI:0.037～0.069,P<0.001),即参与社区公共健康教育的女性可以显著提升1.6%的健康水平。在地区分组中,对东部地区的流动人口进行健康教育的系数为0.053(95%CI:0.012～0.020,P<0.001)比对中西部地区流动人口健康教育的效果好。在文化程度分组中,相对高中文化程度以上的流动人口,对高中以下文化程度的流动人口进行社区公共健康教育的系数为0.057(95%CI:0.047～0.068,P<0.001),对应的边际效应为0.020(95%CI:0.016～0.002,P<0.001),健康状况向好的概率提升了0.2%(P<0.001)。在流动范围分组中,健康知识教育对流动到省外的流动人口人群的健康影响高于省内流动的人群,充分健康知识教育的重要性和影响力。

如前所述,根据问卷的相关问题构建面对面教育、传统媒体教育、互联网数字平台教育三类不同教育方式的0-1虚拟变量。由表8可知,三种教育方式中互联网数字平台教育方式的健康教育对提高流动人口健康的影响最大(β= 0.0626,95%CI:0.036～0.089),而传统媒体对流动人口健康的影响最弱(β=0.0366,95%CI:0.038～0.075),未来应进一步推广应用互联网数字平台和面对面教育的方式进行社区公共健康教育来提升流动人口健康水平。

2.2.5 稳健性检验

为进一步检验上述结果的稳健性,此处选取“是否患病(负伤)或者身体不适”这一指标来替换被解释变量,考察流动人口接受健康知识普及对流动人口的影响。回答“是”,变量取值为1,回答“否”,变量取值为0。由于新构造的被解释变量是传统的二值离散变量,本部分改用Probit模型进行检验,控制变量与基准模型相同。实证结果如表9所示,当其他变量保持不变时,接受社区公共健康教育后,流动人口过去一年患病的概率均有所下降,其中模型(2)的患病率(β=0.0626,95%CI:0.036～0.089)下降0.52%(对应的边际效应)。结果同样表明,健康教育能降低流动人口的患病率,对流动人口健康状况有显著的促进作用,证实了上文基准回归检验结果是稳健的。

3 讨论

本文基于2017年全国流动人口动态监测调查数据,采用Logistic和Probit模型系统研究了社区公共健康教育与流动人口群体健康之间的关系及其作用机制,得到如下结论:

3.1 社区公共健康教育对流动人口健康有显著的正影响,有助于提高流动人口的健康水平

根据Logistic和Probit模型结果可以看出,在加入了控制变量且控制了地区固定效应之后,社区健康教育与流动人口的健康水平成正相关关系。由于社区健康教育与流动人口健康之间可能存在内生性问题,使用工具变量法纠正二者之间的内生性问题之后,社区健康教育仍旧显著提升流动人口的健康水平。而本文结果也显示,有26.91%的流动人口没参加过任何一项关于社区公共健康教育。因此,加强社区公共健康教育对提高流动人口健康水平具有非常重要的意义。社区公共健康教育在普及健康知识、提高健康素养[18,19],指导健康生活方式方面发挥极其重要的作用。应该鼓励流动人口积极参与基层社区公共健康普及教育,扩大健康教育的覆盖面,提高流动人口梳理正确的健康观念,加强对社区基本公共卫生服务的利用。

3.2 本研究验证了政府公共服务配置在社区健康教育与流动人口健康水平之间的中介作用

本文将国家基本公共卫生服务项目、建立居民健康档案、社区宣传渠道作为政府公共服务配置的中介变量,研究发现社区健康教育有利于流动人口了解国家公共服务配置服务并积极参与其中,进而提高自身的健康水平。本文发现,27.29%的流动人口建立了居民健康档案,59.97%的人了解国家基本公共卫生服务项目,可见当前公共卫生服务提供与推进中国全民健康覆盖还有一定的差距[20],流动人口的健康水平有待提高。社区是流动人口获取健康资源最为直接、经济和有效的渠道与平台,在社区内建立健康知识的宣传点,推广基本公共卫生服务项目、建立居民健康档案、拓宽社区宣传渠道等政府公共服务配置是提高流动人口健康水平的关键措施,应有序开展基本公共卫生服务项目,全面推进家庭医生与流动人口的签约与咨询工作,不断完善居民健康档案管理,定期对社区流动人口进行健康服务,加强对流动人口健康数据的管理与动态监测,帮助流动人口提高健康素养和健康水平。

3.3 社区公共健康教育对流动人口不同细分群体的影响有异质性

从研究结果来看,社区公共健康教育对年龄超过60岁老人、女性、高中以下学历、流动到省外、地处东部地区的流动人口作用较大。这与LIU J,et.al(2022)和Yan Z(2022)的观点一致[21-23]。随着老龄化的逐渐加深,高龄流动人口的健康状况也会逐渐下降,合理的社区健康教育是促进、保持流动人口身体健康的有效途径之一。文化程度水平高中以下的流动人口,健康意识不高,由于大多数从事繁重的工作,没有充分的时间学习和参与社区的健康教育来改善和提高健康水平相,相较于文化水平高的流动人口,文化水平低的流动人口对自身健康的关注程度更少[24]。流动到省外,尤其是地处西部地区的流动人口的健康水平受健康教育的影响较小,由于西部地区经济相对欠发达,相应的健康教育资源投入较少或者宣传不到位,可供选择的适宜的高质量的健康教育缺乏,流动人口对公共健康教育的利用率与东部沿海城市有一定差距。因此,要继续推进社区公共健康教育,为人口健康发展赋能。在社区公共健康教育时要在在政策设计和资源安排过程中细分目标群体,分类实施、精准施策,为流动人口不同人群提供精准化、个性化、多样化的公共服务,最大限度发挥社区公共健康教育的作用,积极引导流动人口主动融入当地生活,鼓励利用社区公共健康教育服务平台和资源,让更多的流动人口积极参与和受益,提高公共健康教育的利用率,从而更好地服务和实现全民健康,为新发展阶段努力践行“健康中国”战略擘画新蓝图。

3.4 相对传统模式的健康教育模式而言,互联网数字平台和面对面教育方式的健康教育对流动人口健康影响较大

当前,互联网作为信息传播媒介在日常生活中发挥重要的作用,许多人会优先选择使用互联网来寻求健康支持[25],应针对不同人群需求开展相应权威的健康知识和技能培训,让互联网教育平台成为健康知识传播的重要渠道和促进个体健康水平提高的重要媒介。面对面教育也是一种直接、高效的教育方式,可以通过多种方式向个体展示容易接受和掌握的健康知识,开展针对性的健康管理和指导,引导个人践行健康的生活方式。因此,社区公共健康教育既要发挥传统健康教育的方式,又要充分发挥互联网数字平台和面对面教育的作用,借助网络、微信公众号、APP等新媒体开展健康知识教育,拓宽健康知识传播的方式和渠道。

本文可能的边际贡献在于:第一,在研究视角上,以往学者探讨流动人口健康大多以受教育程度为焦点,本文为提高流动人口健康水平提供新的视角,就社区公共健康教育与流动人口健康水平的关系和作用机制进行实证检验,对现有研究进行一定补充。第二,通过对流动人口群体进行细分,探究了社区公共健康教育对流动人口健康影响的异质性,揭示了政府公共服务配置在社区公共健康教育对流动人口健康影响中的中介作用,为继续完善和推进国家基本公共卫生服务项目提供实证依据。

3.5 研究局限性

本文的局限性在于选用了2017年的CMDS数据,数据具有一定的滞后性,不足以完全反应近期内流动人口的实际情况。今后要追踪更新的数据进行深入研究。