湯淑女 簡(jiǎn)偉研

北京大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院 北京 100191

慢性病的防治問題受到全世界的廣泛關(guān)注。隨著長(zhǎng)期的研究和實(shí)踐，一個(gè)新的共識(shí)逐漸形成：慢性病與諸多社會(huì)因素廣泛聯(lián)系，其防控不僅僅是醫(yī)學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)技術(shù)問題；群體層面的防控效果，依賴于社會(huì)政策的引導(dǎo)和調(diào)控。[1]2011年9月，以“慢性病防控”為主題的聯(lián)合國(guó)高層會(huì)議，在其政治宣言中明確指出：應(yīng)對(duì)慢性病，各國(guó)政府須承擔(dān)首要責(zé)任，創(chuàng)造公平的促進(jìn)健康的環(huán)境，使個(gè)人、家庭和社區(qū)有能力做出利于健康的選擇。[2]本文以社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位作為分析視角，一方面是因?yàn)樯鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位被認(rèn)為是影響健康的根本原因；另一方面是因?yàn)樯鐣?huì)經(jīng)濟(jì)地位與社會(huì)政策緊密關(guān)聯(lián)[3]，研究社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與慢性病的關(guān)系，對(duì)于制定“有利于公平的促進(jìn)健康的環(huán)境”的政策具有重要意義。

1 資料與方法

1.1 研究對(duì)象與數(shù)據(jù)來源

本文采用中國(guó)家庭動(dòng)態(tài)跟蹤調(diào)查(Chinese Family Panel Studies，CFPS)2009年成人調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。該調(diào)查樣本采用多階段、概率與規(guī)模成比例(Probability Proportionate to Size Sampling，PPS)的方法抽取。初級(jí)抽樣單位為縣級(jí)行政單位。CFPS2009年成人問卷調(diào)查中與本研究相關(guān)的指標(biāo)包括：調(diào)查前6個(gè)月內(nèi)由醫(yī)生確診的慢性病患病情況、自評(píng)主觀社會(huì)地位、工作決策權(quán)情況(工作內(nèi)容、進(jìn)度和強(qiáng)度各自的決定方式)以及年齡、性別、受教育情況等人口學(xué)資料。

本研究著重關(guān)注18～60歲工作人群，其原因在于：第一，慢性病患病人群年齡在不斷前移；第二，工作人群區(qū)別于學(xué)生和退休人群，與工作環(huán)境密切相關(guān)，有助于進(jìn)一步分析勞動(dòng)力人口慢性病患病的原因 ，從而制定富有針對(duì)性的政策。CFPS2009年測(cè)試調(diào)查涉及北京、上海和廣東，樣本共4 668人，其中北京和上海18～60歲工作人群1 806人，全部納入此研究。

1.2 研究?jī)?nèi)容與統(tǒng)計(jì)學(xué)分析

在本研究中，“慢性病”的界定為被調(diào)查者自報(bào)調(diào)查前半年內(nèi)患有的、由醫(yī)生確診的慢性病。本研究對(duì)“社會(huì)地位”的指標(biāo)分為“主觀”和“半客觀”兩類?！爸饔^指標(biāo)”是被調(diào)查者對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的自評(píng)情況；“半客觀”的社會(huì)地位則以工作內(nèi)容、工作進(jìn)度、工作強(qiáng)度的自主決定權(quán)來代表。

單因素分析時(shí)，不同人群慢性病患病的差異采用R×C列聯(lián)表卡方檢驗(yàn)。多因素分析采用二分類Logistic回歸模型，因變量是患病與否，分別對(duì)主觀社會(huì)地位和半客觀社會(huì)地位指標(biāo)進(jìn)行回歸：

其中，p為慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)；Social*Income為社會(huì)地位和收入分組的交互項(xiàng)；Social 為主觀/半客觀社會(huì)地位，以社會(huì)地位最低組為對(duì)照設(shè)置分類變量；Income為收入分組，以收入最低組為對(duì)照設(shè)置分類變量；X是年齡、性別、受教育程度等控制變量。在分類變量的設(shè)置上，自評(píng)社會(huì)地位分為 “很低”至“很高”5組。工作的決定方式測(cè)量，按“完全由他人決定”、“部分由自己決定”、“完全由自己決定”分為3組。社會(huì)地位與收入的“交互項(xiàng)”分三類：社會(huì)地位最低同時(shí)收入最低的；社會(huì)地位高，同時(shí)收入最高的；其他組合。

2 結(jié)果

2.1 研究對(duì)象基本情況

表1 研究對(duì)象基本情況

樣本的基本情況見表1。本文研究對(duì)象中，慢性病患者比例為10.9%。女性慢性病患病率高于男性(分別為12.62%和9.45%，χ2=4.631，P=0.031)。隨著年齡增長(zhǎng)，慢性病患病率也在提升(χ2=48.499，P<0.001)。不同受教育程度人群慢病患病率中，小學(xué)/私塾及以下最高，中專/高職/大專組最低(χ2=24.769，P<0.001)。收入與慢病患病率有負(fù)相關(guān)趨勢(shì)，收入較低的人群慢病患病率較高，而收入較高的人群患病率較低(χ2=17.000，P=0.002)。在單因素分析中，自評(píng)社會(huì)地位的不同組之間，慢性病患病率差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(χ2=2.249，P=0.690)。而對(duì)半客觀社會(huì)地位的指標(biāo)分析則發(fā)現(xiàn)，隨著對(duì)工作內(nèi)容、工作進(jìn)度和工作量/強(qiáng)度的決策權(quán)的提高，慢性病患病率提升(三者統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果分別為：χ2=26.789，P<0.001；χ2=36.664，P<0.001；χ2=28.348，P<0.001)。

表2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)慢性病患病影響的logistic回歸模型

注：*表示P<0.05,**表示P<0.01。

§ “社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位”變量中，“最低組”為收入在最低組同時(shí)自評(píng)或半客觀社會(huì)地位指標(biāo)也在最低組的個(gè)體；“最高組”為收入在最高組同時(shí)自評(píng)或半客觀社會(huì)地位指標(biāo)也在最高組的個(gè)體；其他為“中等組”。

2.2 社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)慢性病患病影響的多因素分析

多因素回歸分析的結(jié)果如表2所示。控制年齡、性別和受教育程度等因素后，不同自評(píng)社會(huì)地位人群在慢性病患病率上的差異尚無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。但是，隨著工作內(nèi)容決策權(quán)、工作進(jìn)度安排決策權(quán)和工作量(強(qiáng)度)決策權(quán)的提升，慢性病的患病風(fēng)險(xiǎn)隨之增高。收入與慢性病患病的關(guān)系并未表現(xiàn)出與半客觀社會(huì)地位相類似的趨勢(shì)，不同收入組之間的慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)差異無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。結(jié)果表明，與工作內(nèi)容完全由他人決定組相比，工作內(nèi)容部分由自己決定、完全由自己決定和其它組的慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)分別增加137.1%、117.0%和129.7%。與工作進(jìn)度完全由他人決定組相比，工作進(jìn)度安排完全由自己決定和其它組的的慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)分別增加252.4%和142.9%。而相比于完全由他人決定組，工作強(qiáng)度部分由自己決定、完全由自己決定和其它組的慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)分別增加90.5%、159.6%和117.6%。從其他變量來看，與單因素分析結(jié)果相似，隨著年齡組的提升，慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)隨之增加。同時(shí)，女性慢性病患病率較男性高。

3 討論

近年來，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與健康的關(guān)系一直備受關(guān)注，尤其是自世界衛(wèi)生組織“健康的社會(huì)決定因素委員會(huì)”提出社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是影響健康的“原因的原因”以來，健康的社會(huì)決定因素成為國(guó)際上健康研究的熱點(diǎn)。[4]“健康的社會(huì)決定因素”比傳統(tǒng)上“致病因素”的分析更進(jìn)了一步，其基本分析邏輯是，特定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位“迫使”人們暴露于特定的致病因素，從而導(dǎo)致健康問題；要從根本上解決健康問題，需要從縮小不同社會(huì)階層之間的差距入手。[3]

在健康的社會(huì)決定因素研究領(lǐng)域，著名的“白廳研究”(Marmot對(duì)英國(guó)公務(wù)員進(jìn)行的隊(duì)列研究)結(jié)果顯示，社會(huì)地位低者健康危險(xiǎn)性較大，其中一個(gè)重要原因是由于工作地位較低男性的吸煙率、缺乏體育鍛煉、壓力較大等相關(guān)危險(xiǎn)因素更高。[5]在關(guān)于主觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的研究中，較多來自發(fā)達(dá)國(guó)家的研究顯示，主觀社會(huì)地位越低，一系列慢性病患病風(fēng)險(xiǎn)越高[6-7]，與“白廳研究”結(jié)果在趨勢(shì)上相似。

然而，本研究的結(jié)果卻與上述發(fā)達(dá)國(guó)家的研究結(jié)果不一致。在北京和上海兩地不同主觀社會(huì)地位人群慢性病患病率無差異；以“工作決策自由度”衡量社會(huì)地位時(shí)，地位高者(自由度高者)患慢性病的風(fēng)險(xiǎn)較大。值得注意的是，以往研究也出現(xiàn)了相似的情況，即盡管大量的研究結(jié)果都顯示慢性疾病在不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位人群中呈差異性分布[8-11]，但不同國(guó)家和地區(qū)這種“差異性分布”的趨勢(shì)并不一致[12-13]。

上述這些結(jié)果，一方面提示，社會(huì)發(fā)展階段不同，社會(huì)地位與健康的關(guān)系可能不同；另一方面，不同文化背景下，社會(huì)地位高低的價(jià)值標(biāo)準(zhǔn)及內(nèi)在含義亦不盡相同[14]；再者，在技術(shù)層面，“工作決策自由度”與“生活決策自由度”并不一致，換言之，工作自由度高的人可能更容易出現(xiàn)“作息不規(guī)律”、“飲食不規(guī)律”等情況，成為慢性病的“易感”人群。當(dāng)然，還有一點(diǎn)值得注意，受到數(shù)據(jù)的限制，本研究對(duì)于慢病患病的測(cè)度，是被調(diào)查者自報(bào)“近半年來被醫(yī)生診斷患有慢性病者”。如果社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的人衛(wèi)生服務(wù)可及性較低的話，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的人“被告知”患有慢病的機(jī)率便比較低，于是，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位低的人群慢性病患病率可能被低估。

本研究就社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與慢性病患病關(guān)聯(lián)進(jìn)行了一次實(shí)證研究的探索。在今后的研究中，有必要在以下三個(gè)方面作出進(jìn)一步的努力：第一，理清在特定的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件和文化背景下，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與工作及生活狀態(tài)的聯(lián)系，以便分析社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、危險(xiǎn)因素和健康狀態(tài)之間的關(guān)系和作用機(jī)制；第二，在測(cè)量健康狀態(tài)時(shí)，引入更為可靠的客觀指標(biāo)，減少偏倚；第三，獲取國(guó)家層面的資料，進(jìn)行更為全面的分析。

4 結(jié)論

工作狀態(tài)與慢性病患病的關(guān)系密切。而且，在像中國(guó)這樣的發(fā)展中國(guó)家，此種關(guān)系與發(fā)達(dá)國(guó)家的研究結(jié)果不盡相同。在今后的研究中，有必要就社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與慢性病的關(guān)系，開展基于中國(guó)國(guó)情的深入研究。

致謝

感謝北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心提供的CFPS數(shù)據(jù)。

參 考 文 獻(xiàn)

[1] 郭巖, 湯淑女. 健康的社會(huì)決定因素與慢病防治[J]. 中國(guó)預(yù)防醫(yī)學(xué)雜志， 2010，11(11)： 1167-1169.

[2] United Nations. Political declaration of the High-level Meeting of the General Assembly on the Prevention and Control of Non-communicable Diseases. [2011-11-30]. http://www.un.org/ga/search/view_doc.asp?symbol=A/66/L.1.

[3] 世界衛(wèi)生組織. 用一代人時(shí)間彌合差距[EB/OL]. [2011-11-30]. http://whqlibdoc.who.int/publications/2009/9789245563709_chi.pdf.

[4] 趙波, 崔雷, 郭巖. 基于 WOS 數(shù)據(jù)庫(kù)的全球健康公平領(lǐng)域研究發(fā)展的情報(bào)學(xué)分析[J]. 北京大學(xué)學(xué)報(bào): 醫(yī)學(xué)版, 2011, 43 (3): 407-412.

[5] Marmot M G, Rose G, Shipley M， et al. Employment grade and coronary heart disease in British civil servants[J]. Journal of Epidemiology and Community Health, 1978, 32 (4): 244-249.

[6] Miyakawa M, Magnusson H L L, Theorell T, et al. Subjective social status: its determinants and association with health in the Swedish working population (the SLOSH study)[EB/OL]. http://eurpub.oxfordjournals.org/content/early/2011/06/06/eurpub.ckr064.full.pdf+html.

[7] Demakakos P, Nazroo J, Breeze E, et al. Socioeconomic status and health: the role of subjective social status[J]. Social Science and Medical, 2008, 67(2): 330-340.

[8] Grotto I, Huerta M, Sharabi Y. Hypertension and socioeconomic status[J]. Current Opinion in Cardiology, 2008, 23(4): 335-339.

[10] Glover D J, Hetzel D M S, Tennant K S. The socioeconomic gradient and chronic illness and associated risk factors in Australia[J]. Australia and New Zealand Health Policy, 2004, 1(1): 1-8.

[11] Nancy L, Fleischer A V, Roux D, et al. Social Patterning of Chronic Disease Risk Factors in a Latin American City[J]. Journal Urban Health, 2008, 85(6): 923-937.

[12] Mackenbach P J, Stirbu I, Albert-Jan R, et al. Socioeconomic Inequalities in Health in 22 European Countries[J]. The New England Journal Medicine, 2008, 358: 2468-2481.

[13] Sodjinou R, Agueh V, Fayomi B, et al. Obesity and cardio-metabolic risk factors in urban adults of Benin: Relationship with socio-economic status, urbanisation, and lifestyle patterns[J]. BMC Public Health, 2008, 8: 84.

[14] 王思斌. 社會(huì)學(xué)教程[M]. 北京： 北京大學(xué)出版社， 2006.